作者简介
作者：
钱力，金雨婷
作者单位：
作者简介：
钱力(1981—)，男，安徽定远人，安徽财经大学经济学院教授，研究方向为区域经济学与农村经济问题。
论文相关信息
中图分类号：
F126；F49
文献标识码：
A
文章编号：
1673-5595(2024)03-0087-07
DOI：
10.13216/j.cnki.upcjess.2024.04.0004
摘要及关键词
摘要：
数字经济已成为我国经济增长的新动力，是实现共同富裕的关键力量。选取2011—2020年全国31个省份面板数据，采用主成分法和熵值法测算共同富裕水平，用面板回归模型分析数字经济对共同富裕的影响效应，进而运用中介效应模型探讨研发投入与技术创新作为中介变量的间接影响，最后进行异质性分析。研究发现：数字经济对共同富裕具有正向影响作用，数字经济对共同富裕的影响作用存在时间异质性和区域异质性，研发投入和技术创新是影响共同富裕水平的重要机制。基于此，提出建立健全数字经济监管机制、夯实数字基础建设、实施差异化的数字经济发展策略等建议。
关键词：
数字经济；共同富裕；面板回归模型；技术创新
一
引言
党的十九大报告明确指出“我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”[1]，党的二十大报告强调“必须坚持在发展中保障和改善民生，鼓励共同奋斗创造美好生活，不断实现人民对美好生活的向往”[2]。人民的美好生活与共同富裕密切相关，实现共同富裕已成为我国的必然选择。我国经济的快速发展消除了绝对贫困，但区域发展不均衡和贫富差距等问题依然存在。实现共同富裕，有利于刺激市场主体活力，解放生产力，缩小区域差异，增强人民群众的获得感和幸福感，为经济发展提速增效。
大数据、人工智能和信息通信技术的广泛应用形成了经济发展的新模式，数字经济成为经济增长的新动力。数字经济已经在我国经济高质量发展中发挥了重要作用，并逐渐成为缩小贫富差距、优化产业结构、重组要素资源、转变经济发展方式和实现共同富裕的关键力量和新动能。数字经济的发展促进包容性增长，更兼顾公平与效率。[3]数字经济的均衡、分享、扁平化设计等特征与共同富裕高度切合。[4]当前及未来很长时间内，共同富裕的实现需要借助数字经济，并嵌入我国数字经济发展历程中。因此，研究数字经济对共同富裕的影响有着重要的理论价值与实践意义。
二
文献综述
在数字经济背景下，充分理解数字经济与共同富裕的内涵以及两者之间相辅相成的作用机理，是实现我国共同富裕的重要前提。共同富裕作为我国经济社会发展战略的长远目标，其概念、理论内涵和特点在理论基础研究和实证分析中得到不断完善。[5]自新中国成立至改革开放前，我国实行的是计划经济下的同步富裕；改革开放后，我国居民收入水平得到大幅度提升，但区域间居民收入差距较大；进入新时代，我们积极贯彻以人民为中心的发展理念，共同富裕的重要性更加凸显，已成为中国式现代化的重要特征。[6]共同富裕是全体人民共享经济发展成果，也就是收入和财产分配差距不断缩小，社会公共服务更高效地普惠民众。[7]生产力水平的不断提高和社会经济的持续发展是实现共同富裕的重要路径，具体途径是收入分配状况的不断改善。[8]为体现共同富裕概念的发展性、共享性和持续性的统一，专家们构建了共同富裕指数[9]，强调实现共同富裕必须在高质量发展中提高收入水平、缩小收入差距[10]，必须以高质量改革创新破解发展不平衡的矛盾[11]。
相较于传统的经济发展模式，数字经济在技术层面上包含了 AI、信息技术和大数据等新兴技术，形成新的发展模式，在社会经济发展中发挥着愈来愈重要的作用。[12]数字经济与实体经济不断融合，促进经济发展方式不断变化，对不同地区的要素参与者产生了积极的作用。[13]数字经济与地域收益之间有很强的关联性，数字经济增长动力较高的地区，其收入水平也较高。[14]多元性与传递性是数字经济的典型特点，同时数字经济还拥有技术、资产、数据汇聚和资源分配等功能。另外，数字平台也逐渐成为新发展阶段社会财富的主要创造和分配场域，关涉社会财富的增加、社会福利的提高和社会公平分配。[15]数据技术的综合应用能更好地激发经济和发展生产力，为区域经济增长和经济高质量发展带来新的动能。[16]数字经济作为新旧动能转化的主要驱动力，具有新科技和共享性发展的特点，既为宏观经济增长带来了动力机制，又为平衡发展带来了共享机制，成为实现共同富裕的动能支撑点。[17]由此看来，数字经济和共同富裕具有很强的契合性。[18]
综上所述，已有文献多为数字经济与共同富裕的理论研究，对于二者之间的作用机理缺乏相应的数据和实证支撑。本文可能的边际贡献为：第一，多维度测度数字经济、共同富裕水平，采用面板回归模型分析数字经济对共同富裕的影响，并进行内生性与稳健性检验；第二，分析技术创新和研发投入作为中介变量的中介效应，探究其中的作用机制；第三，按照区域与时间划分样本，分析区域异质性以及时间异质性。
三
理论分析与研究假说
（一）数字经济对共同富裕的直接影响
数字经济是促进共同富裕的重要力量。首先，数字经济的发展提高了社会生产效率，加速社会财富的创造和积累。一方面，数据信息促进技术、资本、土地资源等要素深层转型和重新组合，为社会财富带来累加和倍增效应；另一方面，数据要素与传统产业深度融合，推动了产业数据化，为产业转型升级提供了机遇。其次，数字经济的发展缩小了收入差距，推动了收入的增长和社会财富的增加。[19]一方面，数字经济具有强大的数据信息聚集效应和资源分配作用[20]，逐渐成为新发展阶段社会财富的主要推动力量[21]；另一方面，数字经济助推了实体经济的发展，提高了居民收入，有利于缩小收入差距。最后，数字经济具有普惠性，带来了社会公平，助力全体人民共享社会财富。一方面，数字经济的发展整合了不同区域的资源，减弱了市场分割，缩小了区域发展差距；另一方面，数字经济的发展促进了教育、文化和体育等领域的共享性与普惠性，优化了公共服务配置的均衡性。由此，提出本文第一个假设。
假设1：数字经济对共同富裕具有显著的促进作用。
（二）数字经济对共同富裕的间接影响
技术创新是数字经济推动共同富裕的重要途径。首先，数字经济能够促进经济领域的技术创新及转化利用。[22]数字经济的创新机制主要体现在3个方面：第一，数字技术的研发加速了大数据与传统制造业的融合，促进了数字农业和智能仓储等新型产业的发展；第二，数字技术与三次产业紧密结合，推动产业多方位更新改造，激发新业态、新模式不断涌现；第三，数字技术促进制造业、农牧业、服务业智能化，提高了产业全要素生产效率，进而实现高质量发展。其次，数字经济通过激发创业活跃度，推动了大众创业、万众创新，从而提升共同富裕水平。[23]最后，技术创新能够缩小区域发展不平衡[24]，促进公共服务资源配置的均衡性，提高居民的幸福感和获得感[25]。由此，提出本文第二个假设。
假设2：数字经济能够通过促进技术创新实现共同富裕。
研发投入是数字经济促进共同富裕的重要影响因素。首先，在数字经济促进共同富裕的进程中，涉及人力资本等要素的使用和配置效率，这些主体的研发创新活动需要大量的研发投入。其次，数字经济的发展提高了生产要素数字化[26]，提升了创新主体的盈利能力，从而刺激研发投入，促进企业规模和绩效的增长，提高人均收入水平[27]。最后，数字经济能使企业准确获取所需求的信息，提高研发资本的使用效率，进而提升企业创新能力和营收能力，加速实现共同富裕。由此，提出本文第三个假设。
假设3：数字经济可以通过提高研发投入实现共同富裕。
四
研究设计
（一）变量选取
（1）被解释变量：共同富裕。本文从共同富裕内涵出发，借鉴韩亮亮等[28]的做法，选取2011—2020年我国31个省份（考虑数据可得性，研究剔除了港澳台地区）的共同富裕指数面板数据，构建共同富裕指标体系，采用主成分法和熵值法两种方法测算共同富裕指数，记为Cwi。
（2）解释变量：数字经济。借鉴刘军等[29]和黄群慧等[30]的做法，从互联网发展和数字金融普惠两个维度来衡量数字经济的发展水平。互联网发展水平依托互联网普及率、互联网相关从业人员数、互联网相关产出和移动网络用户数4个二级指标进行测度，数字金融普惠采用北京大学数字金融研究中心的数字普惠金融指数进行分析。根据以上5个二级指标构建数字经济综合指标体系（见表1），并采用熵值法对各项指标处理得到数字经济综合发展指数。
表1 数字经济综合指标体系
（3）中介变量：研发投入（investement）和技术创新（innovation）。研发投入用R&D经费、技术支出求和得到，单位为亿元；技术创新水平用专利授权量表示，单位为万件。
（4）控制变量：外商直接投资水平（Fdi）、人口密度（ Url）、基础设施水平（Inf）、金融发展水平（Fin）和市场化程度（Mal）。参考李雪等[31]的研究，其中，Fdi用外商直接投资额/GDP 表示，Url用每平方千米的常住人口数量来衡量，Inf用每平方千米的线路里程来衡量，Fin用金融机构存贷款/GDP 表示，Mal以非国有企业员工占比来衡量。
（二）模型设定
采用面板回归模型，验证数字经济对共同富裕的影响，设定的模型为
式中：Cwiit为被解释变量共同富裕，Digitalit为解释变量数字经济，Controlsit为控制变量，εit为残差项。
为了检验假设2与假设3，构建中介效应模型为
式中：innovationit为技术创新水平，investmentit为研发投入。
（三）数据说明
文中数据主要来源于《中国统计年鉴》 以及各省统计年鉴等。经过数据筛选，合并整理出2011—2020 年31个省份面板数据，采用线性插值法补齐缺少的数据。指标描述性统计结果如表2所示。
表2 描述性统计结果
表2中，数字经济发展水平的均值为101.800，表明我国数字经济发展呈现出良好态势，其中最大值（179.100）是最小值（28.000）的约6.4倍，说明不同地区的数字经济发展水平存在较大差距；标准差达到27.940，表明数据分布相对不集中。共同富裕指数的均值为0.332，标准差为0.146，表明数据分布相对集中；但共同富裕指数最小值为 0.092，最大值为0.910，说明省份间共同富裕发展水平差异较大。
五
实证分析
（一）基准回归分析
为了确保过程的合理性，本文采用VIF法检验模型中各个变量是否存在多重共线性，结果方差膨胀因子都小于5，证明模型不存在多重共线性，可以进一步开展回归分析。为了研究数字经济对共同富裕的影响，利用面板回归模型对其进行基准回归分析，结果如表3所示。
表3 基准回归结果
表3中，列（1）是对自变量和因变量进行的主回归，列（2）是加入控制变量的回归。由表中的Husman检验可知，检验拒绝原假设，其中变量均为个体固定效应回归。表中结果显示，解释变量数字经济的回归系数均为正，分别为0.212和0.210，且在1%的水平下显著，表明数字经济发展水平的提高会促进共同富裕。数字经济综合发展指数每增加一个单位，共同富裕指数分别增加0.212和0.210个单位。在加入控制变量后，R2和回归系数变大，说明在考虑不同省份控制变量差异的情况下，数字经济显著促进共同富裕。因此数字经济会正向促进共同富裕，假设1得到验证。
（二）中介效应检验
1.技术创新的中介效应
为了进一步探究数字经济对共同富裕的影响机制，利用中介效应模型检验技术创新和研发投入在此过程中的中介作用，回归结果如表4所示。
表4 中介效应的回归结果
由表4列（1）可知，数字经济在1%的水平下显著为正，说明数字经济发展水平与技术创新呈正向关系，数字经济发展水平每提高一个单位会促进技术创新指数增加0.895。由列（2）可知，技术创新在1%的水平下显著为正，共同富裕指数显著为正，技术创新指数每增加一个单位则共同富裕指数增加0.155。结果表明，数字经济发展促进技术创新，技术创新水平的提高对共同富裕有正向促进作用，技术创新在数字经济对共同富裕影响效应中存在中介效应，假设2得以验证。由列（3）可知，数字经济在1%的水平下显著为正，说明数字经济发展水平与研发投入呈正向变动关系，数字经济发展水平每提高一个单位研发投入水平将会提升1.711。由列（4）可知，研发投入在1%的水平下显著为正，共同富裕指数显著为正，研发投入水平每增加一个单位则共同富裕指数增加0.030。结果表明，数字经济发展提高了研发投入，研发投入水平的提高对共同富裕有正向促进作用，研发投入在数字经济对共同富裕影响效应中存在中介效应，假设3得以验证。
（三）内生性分析
考虑到解释变量和被解释变量之间可能存在内生性，为核心解释变量选取适宜的工具变量是处理内生性问题的主要方式，分析结果如表5所示。
表5 内生性分析结果
表5中，列（1）选择各地区当年每百人固定电话数量与上一年全国互联网用户数的交互项作为工具变量1，满足相关性和外生性条件，回归系数显著为正，说明选取的工具变量合理有效。列（2）采用两阶段最小二乘法，以数字经济的滞后一期为工具变量2，满足相关性和外生性假设，工具变量（数字经济的滞后一期）和内生变量（数字经济）相关，满足相关性假设，回归系数显著为正。在处理了内生性问题之后，数字经济对共同富裕的影响依然显著。
（四）稳健性检验
稳健性检验主要通过替换相关变量和缩尾后回归来实现，为了避免回归结果的偶然性，本文采用 3 种方法来进行稳健性处理。（1）替换解释变量，使用数字普惠金融指数来衡量数字经济发展水平，进行稳健性检验；（2）替换被解释变量，采用主成分法计算的共同富裕指数代替用熵值法计算的共同富裕指数，重新进行基本回归；（3）双边缩尾处理。由于各地区数字经济发展水平的不平衡，为了避免一些极端值对研究结论的影响，对变量进行固定效应模型回归拟合，稳健性检验结果如表6所示。
表6 稳健性检验结果
由表6可以看出，经过替换解释变量、替换被解释变量和双边缩尾处理后，回归结果显示数字经济和共同富裕之间存在正向促进作用，研究结果和上文结论基本相同，参数估计也差异不大，证明了前文研究结论合理。
（五）异质性分析
为验证不同地区数字经济对共同富裕影响是否存在区域差异性，将我国31个省份划分为东部、中部、西部3类样本，进行地区异质性检验。为验证数字经济对共同富裕的影响是否存在时间差异性，对样本进行时间段划分。2016年杭州G20会议中提出《G20数字普惠金融高级原则》，数字普惠金融与数字经济联系更加紧密。基于此，将样本划分为2016年前和2016年后进行时间异质性分析，异质性分析结果如表7所示。
由表7 中地区异质性分析结果可以看出，在东部、中部和西部地区，数字经济对共同富裕的影响系数均在1%的水平下显著为正，表明数字经济对共同富裕在不同区域都表现为正向促进，但在不同地区间的影响效应不同。东部地区的影响效应大于中部和西部地区，说明数字经济发展水平越高的地方，数字经济越能促进共同富裕的实现。从时间异质性分析结果来看，数字经济对共同富裕的影响作用存在时间异质性，在2016年前数字经济对共同富裕的影响系数为0.002，而2016年后影响系数为0.003，表明2016年后的正向促进作用明显高于2016年前，说明随着社会经济与数字经济的发展，数字经济对共同富裕的影响效果也逐渐增大。
表7 异质性分析结果
六
结论与建议
本文基于2011—2020年全国31个省份数据，利用回归模型和中介效应模型研究数字经济对共同富裕的影响效应和作用机制，并分析其异质性。得到以下几点结论：（1）数字经济对共同富裕具有正向作用，在经过一系列检验之后，结论依然成立；（2）异质性分析发现，数字经济对共同富裕的影响作用存在时间异质性和区域异质性；（3）中介效应检验发现，研发投入和技术创新是影响共同富裕水平的关键路径。
结合上述研究结论，本文提出以下建议。
第一，建立健全数字经济监管机制，促进数字经济向竞争包容性发展。创新协同监管模式，明确中央与地方监管部门的职责，形成中央、地方监管的合理有效分工。构建适应数字经济发展特点的政策体系和监管规则，依法依规谨慎监管。
第二，夯实数字基础设施建设，为数字经济发展提速增效。建设数字经济一体化平台，提高数字网络化水平，加大数字经济基础设施建设力度，为数字化发展提供基础设施支撑。增加数字经济的研发投入，积极培养数字化人才，推动数字化技术在经济发展中的广泛应用。
第三，缩小“数字鸿沟”，实施差异化的数字经济发展策略。基于不同地区资源禀赋条件，实施有差别的数字经济发展战略，东部地区重点突出数字相关领域的核心技术和优化数字创新环境，偏远地区要加大数字规模，引导数字产业链向中西部地区迁移，逐渐缩小区域间的数字经济发展差距。
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本文刊载于中国石油大学学报（社会科学版）2024年第3期，长按识别或扫描下方二维码查看原文，也可点击推文左下角“阅读原文”查看。
论文责编 | 曲 红
微信编辑 | 陈婷婷
微信责编 | 姜洪明
审 核 | 王旱祥
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