數字經濟、產業結構升級與共同富裕

常 軒，李金葉

（新疆大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830000）

一、引言

隨著人工智能、區塊鏈、云計算、大數據等數字技術的迅速發展，數字經濟已成為各國經濟發展中最活躍的領域。根據中國信息通信研究院發布的《2021年全球數字經濟白皮書》顯示，2020年中國數字經濟規模近5.4萬億美元，居世界第二位，同比增長率為9.6%，居世界第一位。根據國家統計局數據顯示，2021年中國互聯網上網人數為10.32億人，互聯網普及率為73.06%，這為數字經濟規模的持續擴張奠定了良好的基礎。與此同時，在全面建成小康社會的目標已實現的情況下，國務院發布的“十四五”規劃中鮮明地提出了實現共同富裕的要求。黨的二十大報告中也強調“著力促進全體人民共同富裕，堅決防止兩極分化”。由于數字經濟具有普惠性和共享性，這與共同富裕具有很強的契合性，因此，數字經濟可能成為實現共同富裕的強驅動力。毋庸置疑，共同富裕包含“富裕”和“共同”兩層含義[1]，在討論數字經濟與共同富裕的關系時，應從數字經濟是否具有顯著的經濟增長效應和公平效應兩方面進行[2]。公平效應具體體現在需要解決地區、收入、城鄉三大差距問題：一是增強區域發展的平衡性，重在縮小“區域差距”；二是著力擴大中等收入群體規模，重在縮小“收入差距”；三是全面推進鄉村振興，重在縮小“城鄉差距”。那么，數字經濟是否具有經濟增長效應？如果回答是肯定的，其背后的作用機制是什么？數字經濟的經濟增長效應的規律和特征是什么？如何發揮數字經濟的效力才能激發公平效應，實現共同富裕呢？對于以上問題的梳理與解答，對共同富裕的實現具有重要的理論與實踐價值。

目前已有研究證實數字經濟對經濟增長存在正向影響[3]，但這類文獻僅關注了數字經濟的經濟增長效應，未探究數字經濟的公平效應。關于公平效應，部分學者從區域差距的視角切入，認為數字經濟的空間分布呈現出東強西弱、南強北弱的不均衡特征，對地區差距具有負向的直接效應[4]，數字經濟的發展也將抑制城市群區域經濟增長一體化水平[5]，但有學者認為數字經濟能夠改善不平衡不充分的發展局面[6]；有關收入差距方面研究發現，數字經濟的發展存在馬太效應，使得位于貧困線附近及以下的居民愈發貧困[7]，且對經營性收入差距的影響最為明顯[8]；基于城鄉差距的研究認為，數字經濟可以有效收斂城鄉差距[9]。有學者兼顧了數字經濟的增長效應和公平效應，從微觀角度上證實了數字經濟促進中國經濟的包容性增長[10]，從宏觀角度上也可得出類似的結論[11]。雖然中國高度重視數字經濟發展，但是關于數字經濟賦能產業結構升級進而推動共同富裕實現的問題，進行深入剖析的學者較少，這也為文章提供了邊際貢獻的機會。

通過以上對數字經濟相關問題的梳理，文章嘗試結合數字經濟的特有屬性，以產業結構升級為視角構建分析框架，選取城市層面作為研究對象，重點探究公平效應中的區域差異問題，以期能夠對數字經濟、產業結構升級與共同富裕進行更為深入的研究。文章可能的邊際貢獻在于以下三個方面：

第一，在作用機制上，文章從三個維度更全面地評估了產業結構升級對于數字經濟促進經濟增長的間接影響，為中國堅持推進數字產業化、產業數字化提供了證據支持，深化了已有研究；

第二，在效應分析上，從簡單地驗證數字經濟的經濟增長效應，延展到通過關注經濟增長的條件性效應和數字經濟的非線性溢出效應進而分析數字經濟的公平效應，多角度厘清了數字經濟與共同富裕的關系；

第三，在數據獲取上，文章采用了質量更好的校正后的城市夜間燈光數據作為城市層面經濟發展水平的測度指標，相比以往的研究更能準確衡量經濟增長在區域上的差異特征，更準確地討論了共同富裕這一話題。

二、理論分析與研究假設

1.數字經濟影響經濟發展的作用機制

根據數字經濟的基本特征和實質，數字經濟對經濟增長的影響主要基于兩種路徑：

第一，直接傳導機制，主要表現為數字經濟對經濟增長的直接影響。具體體現在：一是數字經濟既是一種數字技術，也是一種數據要素。數字經濟對經濟增長的貢獻很難從勞動、資本等生產要素之外清晰地剝離出來[12]，其作用已滲透進增加產品價值、優化經營模式等各個領域，可以顯著提高社會生產力，拉動地區經濟[13]。且在當前社會環境日益復雜的情況下，數字經濟也顯現出其拉動經濟增長的特殊韌性，不僅表現在電商、外賣等原本就依托數字技術的行業受疫情沖擊較小，而且醫療、教育、培訓等行業的數字化新模式也在蓬勃發展。二是數字經濟可以降低交易成本，完善價格機制，提高交易效率。研究表明數字經濟可以使資源、人員、物質等高效精準匹配，使消費者可以借助數字平臺擴大選擇范圍，提高消費者福利，同時使商品跨區域流動范圍更廣[14]。三是數字經濟可部分解決信息不對稱問題。由于數字技術提升了信息的可靠性，無論是企業選擇合作伙伴，還是消費者進行消費，均可通過線上聲譽進行有效識別，倒逼企業和商家提升自身實力，減少“劣幣驅逐良幣”現象的發生，形成透明的交易、評價機制，促進經濟發展實現良性循環。

第二，間接傳導機制，數字經濟是以數字技術為支撐，不斷改造傳統產業、發展新興產業，通過賦能產業結構升級對經濟增長產生間接影響。文章將產業結構升級細分為產業結構高度化的量的增加、產業結構高度化的質的提升及產業結構合理化，產業結構高度化的量的增加是指產業結構在數量層面實現從第一產業向第二、三產業的順次推進；產業結構高度化的質的提升是指產業結構實現勞動密集型—資本密集型—技術密集型、低附加值—高附加值、低加工度—高加工度產業方向上的遞進演進[15]；產業結構合理化是指產業之間協調能力的提高。因此，數字經濟的經濟增長間接效應具體體現在：一是數字經濟不是替代性增長，它不僅可以維護和拓展原有的產業及市場，還可以激發和衍生出新產業、新業態，為勞動力市場提供新的就業崗位，形成新的經濟增長點。二是數字經濟依托人工智能、大數據等高新技術與傳統產業之間形成聯動效應和擴散效應[16]，同時也具有提升傳統產業附加值的突破效應[17]，這種產業結構高度化的質帶來的“結構紅利”會產生正外部性，使經濟持續增長[18]。三是數字經濟的發展可以將數字技術融入生產的各個環節，實現資源的自由流動、合理分配，提高資源的利用效率、強化產業間的關聯程度、實現產業間的協調發展[19]，進而推動經濟增長。綜上所述，文章提出如下假設：

假設H1：數字經濟不僅可以直接推動經濟增長，還可以通過增加產業結構高度化的量、提升產業結構高度化的質、促進產業結構合理化對經濟發展產生間接的積極作用。

2.數字經濟對經濟發展的條件性效應

由于中國區域間經濟發展水平的初始狀態本就不同，而數字經濟的發展狀況與經濟增長狀況呈類似的分布特性。而且在發展初期，發達地區數字經濟具有先發優勢，其憑借著自然稟賦和區位優勢使得數字經濟的增速大于落后地區，又通過數字經濟的正外部性進一步拉動經濟增長，形成良性循環。而落后地區囿于自身的經濟發展水平和技術水平較低，其數字經濟的增速緩慢，吸收和擴散能力有限，被束縛在數字技術與經濟發展的落后中，形成惡性循環。在這種極化力量的作用下，發達地區與落后地區經濟發展水平的差距會越來越大[4]，據此，文章提出如下假設：

假設H2：在區域經濟發展不同水平下，數字經濟會擴大區域間經濟發展水平的差距。

3.數字經濟對經濟發展的非線性效應

在數字技術發展初期，數字技術水平較低、基礎設施建設不完備、研發成本較高、用戶數量有限，導致數字經濟對經濟的增長效應擴散范圍小、強度弱[20]。而由于數字技術的可共享性，在基礎設施逐步完善的情況下，隨著數字技術的發展和推廣，用戶數量持續增加、供給規模不斷擴大，數字技術的邊際成本隨之下降，數字經濟的增長效應呈幾何式增長，即“梅特卡夫法則”在區域經濟增長中成立。但是數字經濟的高度發達也有可能導致數據壟斷這一新的壟斷形式的出現，從而降低生產效率、損害社會福利，減弱數字經濟對經濟增長的拉動作用[21]。據此，文章提出如下假設：

假設H3：數字經濟對區域經濟發展的影響存在非線性特征，這種非線性特征的存在可能是縮小區域經濟發展水平差距的關鍵。

三、研究設計

1.模型構建

首先，為考察數字經濟對經濟發展水平的影響，建立如下基礎計量模型：

式(1)中，下標t表示時間，下標i表示城市，ecoit為被解釋變量，表示城市i在t時期的經濟發展水平，digeit為核心解釋變量，表示城市i在t時期的數字經濟指標，xijt表示一系列控制變量，α0、α1、αj分別表示常數項和待估計系數，μi表示城市個體效應，λt表示時間效應，εit表示隨機擾動項，且μi和εit不相關。

式(1)反映了數字經濟對經濟發展水平的直接影響，為進一步考察數字經濟賦能產業結構升級影響經濟發展的間接影響機制，引入中介變量，采用中介效應的三步法進行機制檢驗[22]。在假定式(1)中的系數α1顯著性通過檢驗的基礎上，設定第二步、第三步回歸如下：

其中，Mit為中介變量，其他變量含義同上。

其次，為進一步討論在不同經濟發展水平下數字經濟的條件性效應，借鑒Roger[23]提出的分位數回歸方法，對式(1)繼續進行估計。

最后，基準線性回歸只能簡單論證數字經濟對經濟發展的影響是否存在，由于中國區域間產業結構等因素的非均衡性，為探究數字經濟的網絡效應和邊際效應可能對經濟發展產生的非線性影響，基于Bruce[24]的研究成果，文章構建如下所示的面板門限模型：

其中，I(·)表示指標函數，qit為門限變量，η為待估門限值。式(4)表示的是單門限回歸，可以根據計量檢驗步驟擴展至多門限回歸。

2.變量測度與說明

（1）被解釋變量

目前涉及經濟發展水平的研究，多是選取地區GDP或人均GDP參與實證回歸，但是近年來有學者認為，上述傳統指標一方面受地方政府追求政績等因素的影響而被人為高估[25]，另一方面也難以表征經濟活動的空間信息[26]；而越來越多的學者研究證實夜間燈光數據可以作為GDP的有效替代指標[27]。夜間燈光數據分為兩種（DMSP-OLS和NPP-VIIRS），由于這兩種數據不可比，導致2013年前后的數據不連續，因此借鑒Chen等[28]的研究方法，基于深度學習模型通過自編碼器實現跨傳感器校正DMSP-OLS和NPP-VIIRS夜間燈光遙感數據，采用校正后的、連續的城市夜間燈光均值作為地區經濟發展水平的測度指標，記為eco。

（2）解釋變量

目前涉及城市層面的數字經濟測度的研究較少，借鑒趙濤等[29]的方法，從數字普惠金融和互聯網發展兩個方面采用主成分分析法對數字經濟進行測度，記為dige。互聯網發展包括的四個子指標為：百人中互聯網寬帶接入用戶數、百人中移動電話用戶數、計算機服務和軟件從業人員占城鎮單位從業人員的比重、人均電信業務總量。

（3）中介變量

結合上文的理論分析，借鑒袁航、朱承亮[15]的研究，文章對產業結構升級的測度主要從產業結構高度化的量、產業結構高度化的質與產業結構合理化三個維度進行。

產業結構高度化的量(ais1)，該指標可刻畫由第一產業占優勢地位逐步向第二、三產業占優勢地位的數量層面的演進過程，計算公式為：

式(5)中，kimt表示城市i第m產業在t時期占GDP的比重。

產業結構高度化的質(ais2)，該指標的內涵是產業之間的比例關系與各產業勞動生產率的乘積加權值，計算公式為：

式(6)中，kimt同式(5)，Kimt表示城市i第m產業t時期的增加值，Limt表示城市i第m產業t時期的從業人員，采用均值化方法消除Kimt與Limt比值的量綱。

產業結構合理化(theil)，文章借鑒泰爾指數的計算方法測度該指標，該指標可反映不同產業產值與就業的結構偏差。若該值為0，表明產業結構處于均衡水平；若不為0，其數值越大，則表明產業結構偏離均衡狀態越遠，產業結構越不合理，計算公式為：

式(7)中，kimt同式(5)，limt表示城市i第m產業在t時期從業人員占總從業人員比重。

（4）控制變量

為了更全面地分析經濟發展過程中數字經濟的影響，從金融、對外開放等方面選取控制變量：金融發展水平(fin)，用金融機構貸款余額比GDP表示；對外開放水平(open)，用實際使用外資比GDP表示；教育水平(edu)，用每萬人中普通高校學生在校人數的對數表示；城市化水平(urban)，用人口密度的對數表示；政策效應(poef)，用教育與科技支出占財政支出的比重表示；綠化率(green)，用綠地面積比土地面積表示。

3.數據來源與描述性統計

文章選取2011—2019年282個城市的平衡面板數據進行分析。其中城市夜間燈光數據的原始數據來源于美國國家海洋和大氣管理局(NOAA)，數字普惠金融指數由北京大學數字金融研究中心編制[30]，其余指標的原始數據來源于歷年《中國城市統計年鑒》，個別年份的缺失值采用線性插值法補齊。各指標的描述性統計結果見表1。

表1 變量描述性統計

四、實證結果及分析

1.基準回歸結果

表2為282個城市的基準線性估計結果。結合模型(1)和模型(2)的估計結果可發現，無論是否加入控制變量并控制城市個體和時間固定效應，數字經濟對經濟發展水平的影響均在1%水平下顯著為正，此估計結果初步證實了數字經濟可以推動經濟增長，這驗證了假設H1的前半部分。

表2 基準回歸結果

從控制變量的估計結果來看，金融發展的回歸系數在5%的水平下顯著為正，說明金融發展狀況良好可以使企業較容易獲得貸款、擴大生產規模，從而推動當地經濟發展。對外開放的回歸系數在10%的水平下顯著為負，說明引進外資有可能形成技術依賴，不利于經濟發展。教育水平對經濟發展存在促進效應，說明教育水平的提升可能使參與經濟活動的勞動力質量提高，對經濟發展起到正面輻射效應。城市化水平與經濟發展水平呈正相關，說明城市規模擴張可以有效吸納農村剩余勞動力，有利于經濟增長。政策效應對經濟發展水平存在正向影響，說明政府對科技和教育的重視與支持可以有效拉動本地經濟的發展。綠化率的回歸系數為負，但未通過顯著性檢驗，可能原因在于，在部分政府官員以經濟增長為核心目標的“晉升錦標賽”模式下，環境治理與經濟增長存在一定的矛盾。

2.作用機制檢驗

基準估計結果表明，數字經濟對經濟發展具有促進作用，那么數字經濟為什么會提升經濟發展水平？其作用機制是什么？正如上文的理論分析，數字經濟可能通過增加產業結構高度化的量、提升產業結構高度化的質、促進產業結構合理化影響經濟增長。采用中介效應的三步法對以上作用機制進行檢驗，上文的基準回歸結果已驗證中介效應第一步，在此不再贅述，文章重點考察中介效應第二步與第三步的關鍵系數，結果如表3所示。此外，利用Soble檢驗與Bootstrap檢驗兩種方法的檢驗結果也進一步證實了中介效應的存在。

表3 作用機制檢驗結果

模型(1)結果顯示，數字經濟對產業結構高度化的量的影響顯著為正，模型(2)中，數字經濟和產業結構高度化的量對經濟發展水平的影響均顯著為正，表明數字經濟可通過增加產業結構高度化的量間接推動區域經濟發展水平的提高。同理，結合模型(3)、(4)的估計結果可以看出，數字經濟可通過提升產業結構高度化的質間接促進經濟發展。由模型(5)、(6)可知，數字經濟對產業結構泰爾指數的影響、產業結構泰爾指數對經濟發展的影響均顯著為負，這說明數字經濟的發展能有效抑制產業結構偏離均衡狀態，促進產業結構合理化，從而減弱產業結構偏離均衡狀態給經濟發展帶來的負面影響。至此，假設H1得以全部驗證。進一步從數值上來看，數字經濟通過產業結構高度化的量、質和產業結構合理化促進經濟增長的中介效應值分別為0.0614(0.0880×0.6978)、0.0655(0.2902×0.2260)、0.0522(|-0.0569|×|-0.9189|)，占總效應（總效應為直接效應和中介效應之和，值為0.3685）之比分別為16.66%、17.79%、14.18%，這表明數字經濟通過產業結構高度化的質提升經濟發展水平最為有效。總體看，數字經濟對經濟增長的直接效應均大于間接效應，即區域經濟增長中的數字經濟驅動以直接溢出為主。

3.穩健性檢驗

（1）更換被解釋變量

為進一步驗證選用城市夜間燈光數據表征經濟發展水平的合理性，將人均GDP取對數作為夜間燈光數據的替代變量納入模型，檢驗結果如表4中模型(1)所示。模型(1)的估計結果顯示，數字經濟對經濟發展的影響依然顯著為正，此結論與上文估計結果一致。

（2）剔除特殊城市樣本

由于北京、上海、廣州、深圳4個超大城市以及各省省會等30個城市的數字經濟水平明顯高于其他城市，為保證結果的穩健性，剔除上述特殊樣本城市來分析數字經濟對經濟發展水平的影響，回歸結果如表4中模型(2)、(3)所示。由模型(2)、(3)可知，在剔除特殊城市樣本后，數字經濟回歸系數的方向與顯著性均未發生實質性改變，此結論證明數字經濟能夠推動經濟增長的結論具有穩健性。

（3）工具變量法

考慮到雙向因果關系、樣本自選擇及數據結構等方面的原因，基準估計可能存在內生性問題，參考黃群慧等[31]的方法，選取各城市1984年年末的每萬人電話機數量(tel)和每萬人郵局數量(pos)作為數字經濟的工具變量。但以上兩個變量均為截面數據，無法直接參與面板數據的計量回歸，借鑒Nunn等[32]的方法，將以上兩個變量分別與歷年互聯網寬帶接入用戶數構造交互項作為數字經濟的工具變量，記為iv_tel和iv_pos，采用兩階段最小二乘法（2SLS)進行估計，回歸結果見表4中模型(4)～(7)。由模型(5)、(7)的回歸結果可知，在考慮內生性問題之后，數字經濟回歸系數的方向及顯著性均與上文一致，再次印證了基準估計結果是準確可靠的。

表4 數字經濟影響經濟發展水平的穩健性檢驗

4.進一步分析

（1）條件性效應分析

為進一步探究當城市經濟發展水平不同時，數字經濟對經濟增長的影響是否存在差異，且考慮到面板分位數可以排除極值干擾，并能精準刻畫出條件分布的樣態，選取10%、25%、50%、75%、90%五個分位點進行面板分位數回歸，回歸結果見表5。由表5可知，數字經濟的回歸系數呈現遞增趨勢，且均通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明當城市經濟發展水平不同時，數字經濟的經濟增長效應確實存在顯著差異，對于經濟發展水平落后的城市而言，數字經濟的賦能效果有限，而對于經濟發展水平領先的城市而言，數字經濟的賦能效果更為明顯，因此，數字經濟會擴大城市間經濟發展水平的差距，造成所謂的“數字鴻溝”，為實現共同富裕加大了阻力。由上述分析可知，假設H2成立。

表5 面板分位數回歸結果

（2）非線性效應分析

結合上文的理論闡釋，將數字經濟作為門限變量進行門限效應存在性檢驗，經過boorstrap法反復抽樣1000次后，結果表明數字經濟通過單一門限檢驗，同理檢驗發現東、中、西部地區也均應采用單一門限模型進行分析。依此設定單一門限進行門限效應顯著性檢驗，結果如表6中模型(1)～(4)所示。F統計量及其P值顯示，數字經濟門限變量在1%（僅東部地區為5%）的顯著性水平下拒絕了無門限效應的原假設，即基于城市間數字經濟的差異性，數字經濟對經濟增長的影響呈現非線性門限特征。對比發現，全樣本的數字經濟門限值略低于東部地區，但遠高于中、西部地區，這表明東部地區有著更高的數字經濟門限要求。

表6 門限效應自抽樣檢驗結果

全國層面的門限回歸結果如表7中模型(1)所示，基于模型(1)可知，單門限模型下數字經濟變量的各區間系數均在1%水平下顯著為正，說明在經濟增長系統中出現了數字經濟溢出的網絡效應。當數字經濟小于門限值1.8895時，數字經濟的回歸系數為1.4077；當數字經濟跨越門限值后，數字經濟對經濟增長的促進作用有所減弱，回歸系數降為0.7636。不難發現，在全國層面，隨著數字經濟數值的增大，數字經濟對城市經濟發展的影響表現出了顯著的邊際效應遞減的非線性特征。

進一步對東部、中部、西部地區進行考察，相應的門限回歸結果見表7中模型(2)～(4)。可以看到，隨著數字經濟的蓬勃發展，其對東部、中部、西部地區經濟增長的非線性影響差異具體表現為：一是數字經濟對東部地區經濟發展的影響特征與全國層面基本一致，當數字經濟超過門限值2.0434時，數字經濟對區域經濟增長的影響強度有所降低；二是中部地區數字經濟跨過門限值1.0121后，其對城市經濟發展的正向影響加大，存在邊際效應遞增現象；三是數字經濟對西部地區經濟發展的影響特征與中部地區基本一致，當數字經濟大于門限值0.4237時，影響強度有所攀升，呈現出邊際效應遞增的趨勢。相較于全國層面和東部地區而言，中部、西部地區的經濟增長有著較低的數字經濟門限約束，且數字經濟邊際效應遞增規律的存在也證明了，在這兩大地區數字經濟對經濟發展的促進作用有著較為明顯的后發優勢。特別是西部地區，考察期內占比約60.97%的西部城市數字經濟指數未達到0.4237，充滿了發展潛力。

表7 門限回歸結果

結合文章的條件性效應分析可知，雖然在經濟發展水平不同的條件下，數字經濟確實會加劇城市間經濟發展水平的差距。但是數字經濟是否真的會造成所謂的“數字鴻溝”、阻礙共同富裕的實現，這還取決于各城市數字經濟的發展速度差異。且由門限回歸結果可知，數字經濟對經濟增長的促進作用在東部地區邊際效應遞減，在中部、西部地區邊際效應遞增，這足以證明深入推動數字經濟的快速提升將可能是中、西部地區縮小與東部地區經濟增長差距的有效戰略手段，可將“數字鴻溝”轉為“數字紅利”，加快推進共同富裕的實現。至此，假設H3得到驗證。

以上研究表明，數字經濟與區域經濟增長之間存在正向的非線性特征，但是這是否意味著只要提升數字經濟指數，就一定能提高區域經濟發展水平呢？事實上，數字經濟對經濟增長的影響不僅受到自身水平的作用，更可能還存在其他方面的影響。基于此，分別將產業結構高度化的量、質及產業結構合理化作為門限變量進行門限效應存在性檢驗，結果表明：產業結構高度化的量、質通過雙重門限檢驗，產業結構合理化未通過門限效應檢驗。在此基礎上設定雙重門限進行顯著性檢驗，結果如表6模型(5)、(6)所示，門限回歸結果如表7模型(5)、(6)所示。

由回歸結果可知：第一，當產業結構高度化的量依次跨越2.3929、2.5075時，數字經濟對經濟發展的促進作用是先增大后減弱，說明第二區間內產業結構高度化的量對數字經濟推動經濟增長的強化效果最大，即存在最優區間，但截至2019年，僅北京、天津等44個城市（占樣本量的15.60%）產業結構高度化的量超過了2.5075，中部、西部地區的城市仍存在較大的挖掘空間；第二，當產業結構高度化的質依次跨越1.2940、1.9949時，數字經濟對城市經濟發展的促進作用是持續增強的，回歸系數從0.8573提升至2.5218，且對應的各門限區間顯著變大，表明產業結構高度化的質可以正向強化數字經濟對經濟發展水平的提升。此估計結果不僅證實了上文選取產業結構高度化的量與質作為中介變量的合理性，亦可證明中、西部地區若想扭轉“數字鴻溝”為“數字紅利”，提升產業結構高度化的質是重中之重。

五、結論與對策建議

文章立足于數字經濟蓬勃發展帶來的新經濟增長點，從產業結構升級的視角切入，在引入校正后的連續的城市夜間燈光數據的基礎上，基于城市層面數據，運用面板固定效應模型、中介效應模型、面板分位數模型和門限模型，從增長效應和公平效應兩個方面實證檢驗了數字經濟對共同富裕的影響。主要結論如下：

第一，數字經濟明顯促進了經濟增長，已成為新時代中國經濟發展的重要引擎，通過引入工具變量等方法進行穩健性檢驗，該結果依然成立。第二，數字經濟能夠通過增加產業結構高度化的量、提升產業結構高度化的質、促進產業結構合理化以此間接推動經濟增長，但文章結論表明間接影響均弱于直接影響。第三，經濟發展水平越高的區域，數字經濟對經濟增長的促進作用越明顯，從而導致區域間經濟差距擴大。第四，數字經濟對區域經濟發展的影響存在非線性特征，在東部地區有著更高的數字經濟門限要求，數字經濟對經濟增長的作用正向但邊際效應遞減，而在中部、西部地區釋放數字紅利有著相對較低的門限要求，數字經濟對經濟增長的作用正向且邊際效應遞增；且產業結構高度化的量、質還可正向強化數字經濟的非線性溢出特征。

基于以上實證結果，文章提出如下政策建議：第一，當前中國正處于扎實推進實現共同富裕的新征程上，應高度重視與肯定數字經濟對經濟增長的顯著作用。發揮政府的引導與支持作用，加大對數字經濟的投資強度和規模，加快推動數字技術與各個領域的相互融合，保持中國數字經濟在世界上的領先優勢。第二，充分發揮產業結構升級的傳導作用，打造數字經濟新優勢，賦能傳統產業轉型升級，催生新產業新業態新模式，壯大經濟發展新引擎。第三，深刻把握數字經濟的條件性效應，優化數字資源配置。在鞏固經濟發達地區發展優勢的同時，適度推動數字資源和扶持政策向落后地區傾斜，引導數字資源積極向落后地區流動和擴散，彌補落后地區數字經濟的發展短板，盡可能打破“數字鴻溝”的約束，促進共同富裕的實現。第四，由于東、中、西部地區呈現出差異化的非線性特征，這就要求數字經濟的發展策略不能是一成不變的，各區域應結合自身的自然稟賦、發展進程，制定差異化的發展戰略。雖然東部地區的經濟增長對數字經濟有著更高的門限要求，但是大約半數以上城市尚未達到這一門限值，這些城市仍需注重加強數字經濟的規模擴張，而對于那些達到門限要求的城市，應重視數字經濟正向但邊際效應遞減的非線性特征，注意提防數字經濟高度發展可能帶來的數據壟斷，加大對數據壟斷的監管力度。中部、西部地區的經濟增長相對東部地區而言，有著較低的門限要求，且數字經濟對區域經濟增長具有正向且邊際效應遞增的非線性特征，中部、西部地區的城市可充分利用這些特性，形成“后發優勢”，把握住數字經濟提供的這一次難得的“彎道超車”機遇，扭轉“數字鴻溝”為“數字紅利”，為早日實現共同富裕增添助力。同時，各地區不應忽視產業結構升級的強化作用，應積極制定符合自身發展的產業政策，正確推進各產業間的遞進演進。