數字經濟、創業活躍度與共同富裕

基金項目：河南省軟科學研究計劃項目《數字金融與城市綠色全要素生產率：影響效應與傳導機制研究》（222400410152）。

作者簡介：惠獻波（1975—），男，河南濮陽人，博士，河南財政金融學院副教授、碩士生導師，主要研究方向為農村金融。

［摘 要］智慧城市建設是推動中國數字經濟發展的核心載體，是數字經濟發展水平的直觀體現。文章以智慧城市建設為背景，基于2002—2020年中國城市面板數據，采取多期DID方法，實證分析了數字經濟發展對共同富裕的影響效應及作用機理。結果發現，數字經濟發展有利于激發城市創業活躍度，從而顯著提升共同富裕水平，在進行安慰劑檢驗和控制其他相似政策的沖擊等穩健性檢驗后，這一結論仍然成立。進一步研究表明，在行政級別高、地理區位具有優勢的城市中，數字經濟發展對共同富裕的影響效應更為明顯。

［關鍵詞］數字經濟；共同富裕；創業活躍度

［中圖分類號］F49;F279.2;F126［文獻標識碼］A［文章編號］1673-0461（2023）05-0018-07

一、引言

共同富裕是中國人民夢寐以求的美好夙愿，是社會主義本質要求及中國式現代化的重要特征。在此愿景和目標的激勵下，經過8年持續奮斗，2020年中國脫貧攻堅戰取得了全面勝利，如期完成了全面建成小康社會的階段性目標［1］，有效緩解了城鄉之間收入差距、貧富兩極分化趨勢，為實現共同富裕創造了良好條件。然而，中國貧富差距仍處于高位徘徊階段，并存在陷入“中等收入陷阱”的巨大風險，對實現共同富裕形成了重大的沖擊和挑戰。因此，在鞏固全面建成小康社會成果的基礎上，如何實現共同富裕已成為中國新發展階段面臨的嶄新目標［2］。

近年來，互聯網、大數據、云計算、人工智能、區塊鏈等的不斷涌現，以數字技術為基礎的新型經濟形態——數字經濟應運而生，作為新一輪科技革命的產物，數字經濟的高滲透性和廣覆蓋性，可以有效擴大消費需求，為共同富裕實現提供物質基礎和條件，對于實現中國共同富裕具有不可忽視的作用。如何發揮數字經濟對共同富裕的助推作用，是近年來學者深入研究的議題，相關文獻從宏觀、微觀兩個層面，對數字經濟發展的經濟效果進行了闡述。首先，學者們認為數字經濟能夠優化產業結構［3］、激發創新創業活躍度［4］、促進城市綠色創新［5］、提升經濟高質量發展水平［6］。其次，在微觀層面，現有文獻認為數字經濟能夠改善企業內部治理水平［7］、提高企業風險承擔水平［8］、優化創新資源配置［9］、促進企業突破性創新［10］、提升企業高質量發展水平［11］等。

上述文獻為本文研究提供了重要參考，遺憾的是，由于數據資料的限制，現有文獻僅從理論層面考察了數字經濟發展對共同富裕的影響。然而，數字經濟發展是通過何種路徑提升共同富裕水平的，以往研究并沒有形成一個統一的認識和結論，這也為本文的研究提供了空間。創業活動對擴大就業和改善民生、實現機會公平與社會縱向流動等方面發揮了重要作用［12］，為促進共同富裕目標的實現提供了強勁支撐。基于此，本文以城市創業活躍度為視角，構建數字經濟發展對共同富裕影響的理論分析框架。

圍繞數字經濟開展相關研究，就必需解決數字經濟的測度問題，囿于數字經濟發展涉及的維度多，指標體系構建是該領域亟需解決的技術性難題。智慧城市建設是推動中國數字經濟發展的核心載體［13］，是數字經濟發展水平的直觀體現。為此，本文以智慧城市建設為背景，結合數字經濟的本質屬性，實證檢驗數字經濟對共同富裕的影響效應及其作用機制。

本文以智慧城市建設作為城市數字經濟發展水平的測度方式主要基于以下幾點思考：首先，從概念層面來看，數字經濟是指以數字化的知識與信息作為核心生產要素，借助信息網絡平臺，為產業效率提升和經濟結構優化提供動能的經濟活動；智慧城市是以區塊鏈、人工智能等新一代信息通信技術為抓手，通過構建以地理空間數據為統一載體、對城市各領域數據進行優化整合的數據治理體系［14］，在城市管理、資源配置等方面實現智能化，實現城市資源的高效配置以及可持續發展。也就是說智慧城市建設過程完全體現了數字經濟以數字賦能帶動城市發展的核心要義與實質內涵。其次，從實踐層面來看，智慧城市建設的具體建設項目如電子政務平臺、交通系統、醫療系統、物流及建筑服務系統等均是城市數字經濟發展與應用的直觀體現［15］。總之，智慧城市建設不僅在內涵和實踐層面與數字經濟緊密相聯，同時智慧城市建設的基礎數據能夠有效度量城市數字經濟發展水平。本文可能的邊際貢獻為：

①基于“創業活躍度”視角，在構建共同富裕指標體系基礎上，考察數字經濟發展對共同富裕的影響效應，既豐富了數字經濟與共同富裕關系的相關研究，又為延伸數字經濟的經濟效果提供了可能。

②厘清了數字經濟對共同富裕的作用機理，為數字技術賦能共同富裕提供了微觀數據支持。

③探究了城市行政級別、城市區位、市場潛能橫截面特征下，數字經濟發展對共同富裕的異質性影響，深化了對數字經濟影響效應的解讀，為差異化的政策實施提供了微觀數據支撐。

二、理論分析與研究假設

（一）數字經濟對共同富裕的直接影響

第一，在經濟發展層面，作為推動既有生產要素重新配置的關鍵性要素，數字經濟兼具普惠性和創新性，改變了中國經濟增長動能結構，使得經濟活動更加普惠、包容、協調，顯著提升了國內價值鏈的廣度與深度，在增進財富創造與價值增值的同時，釋放出更多的“共富”紅利。

第二，在市場管理方面，數字技術可以有效解決市場經濟中的信息不完全（不對稱）困境，通過數字化手段精準匹配需求，優化了原有資源要素配置方式，使勞動成果（報酬）的區域異質性逐漸收斂，從而有效實現了市場績效與結果公平的有機統一。另外，在數據聚合及信息集成合力作用下，企業生產經營活動對自然資源的依賴性逐漸降低［16］，小體量、個性化、細分領域的企業數量顯著增加，市場競爭活力和營商環境的公平性明顯提升，為實現財富創造與價值增值提供了公平機會。

第三，在收入分配方面，數字經濟能夠充分激發“草根”家庭創業，縮小了城鄉收入差距。與此同時，數字經濟通過對商業模式、企業生產特征和企業組織行為發生作用，進而對不同生產要素和不同勞動群體產生差異化的財富分配效應，最終促進區域和城鄉經濟均衡性增長。基于以上分析，本文提出假設1。

假設1：數字經濟發展對共同富裕具有顯著提升效應。

（二）數字經濟對共同富裕的間接影響：創業活躍度的作用

1.數字經濟與創業活躍度

首先，從創業資源來看。一方面，數字技術與傳統產業的融合能夠加速產業結構優化進程，倒逼競爭弱勢和發展前景差的落后產能退出市場，從而釋放出大量生產要素，為創業主體提供豐富的創業資源；另一方面，數字平臺的無邊界性與開放性，使經濟系統中的資源融合、協同能力大大提高，實現了創業資源的廣泛重組與深度整合，為創業主體提供豐富的創業資源。

其次，從創業機會來看。數字產品與服務的應用能夠有效激發消費者個性化、多樣化需求，實現產品供給單方向輸出流動向產品供需雙向交換流動轉變，進而催生出大量的新行業、新領域及新商業模式，涌現出了大量的創新和創業機會。

最后，從創業成本來看。一方面，數字經濟發展衍生出一大批虛擬的網絡主體和數字化平臺，能夠有效降低資源獲取費用；另一方面，數字經濟具有強大的信息搜集和處理能力，能夠有效緩解信息不對稱問題，降低創業主體的外部融資成本（費用），為激發地區創業活力提供高效制度支撐及有力的外部環境保障。

2.數字經濟、創業活力與共同富裕

創業活動對擴大就業、改善民生和實現機會公平具有重要作用，不僅具有減貧效應，更是新階段實現共同富裕的重要路徑。

第一，共同富裕目標取得實質性進展的核心標志就是著力解決區域經濟發展不平衡不充分問題，創業活動能夠加速新技術成果的研發和商業化推廣，進一步釋放結構性潛能。與此同時，創業活動能夠激發新產業和新業態的發展活力，帶動產業結構優化，使數字經濟的創新溢出紅利得以最大程度釋放，為共同富裕目標的實現提供了新動能。

第二，創業活動能夠加速新企業和新行業的產生，帶動市場競爭和加速資源整合，提升資源配置效率［17］，從根本上打破了稀缺性生產要素的制約，進而釋放出共同富裕的正外部效應。

第三，電商、社交平臺、短視頻等數字平臺為勞動主體提供了大量靈活就業崗位，弱化了傳統資本、土地等生產要素的作用，加速了推動創業機會的均等化進程，收入差距被逐漸縮小。

總之，數字經濟發展能夠打破地域和時間障礙，掀起新一輪大眾創業、萬眾創新熱潮。創業活動能夠重新吸納社會閑置勞動力，促進就業與再就業，逐漸縮小收入差距。長遠來看，這是數字經濟發展和創業活力交互作用推動共同富裕的重要原因。基于以上分析，本文提出假設2。

假設2：數字經濟通過提升城市創業活躍度對共同富裕產生積極影響。

三、研究設計

（一）模型構建

智慧城市設立時間存在先后之分，是一個漸進的過程，傳統DID方法一般要求政策發生點為同一時間，故采用非一致政策節點的多期雙重差分模型來識別數字經濟的因果效應，具體模型如式（1）所示：

為檢驗數字經濟發展對共同富裕可能存在的作用機理，根據前文理論所述，本文借鑒溫忠麟等（2004）［18］提出的中介效應模型，對創業活躍度是否為數字經濟發展與共同富裕二者之間的中介變量展開檢驗，具體操作步驟如下：

第一步，構建數字經濟發展與城市創業活躍度關系檢驗的回歸方程，如式（2）所示：

第二步，構建數字經濟發展、創業活躍度與共同富裕關系檢驗的回歸方程，如式（3）所示：

第三步，通過α1、φ1 和φ2等回歸系數的顯著性判斷中介效應是否存在。

（二）變量定義

1.解釋變量：共同富裕指數

共同富裕本質是實現人類的全面發展和社會全面進步，共享改革發展成果和幸福美好生活［19］，本文借鑒陳麗君等（2021）［20］學者的研究思路，基于共同富裕的內涵和時代特征，結合城市層面可獲得的數據，從共同富裕的發展性、共享性和可持續性三方面構建出3個一級指標、10個二級指標和21個三級指標的共同富裕評價指標體系（如表1所示）。為避免主觀賦權的弊端及多指標數據重疊問題，本文使用熵值法對共同富裕評價指標進行賦權，最后得到樣本城市共同富裕發展指數。

2.解釋變量

（1）智慧城市建設：用分組虛擬變量和政策時間虛擬變量交互項（treatit×postit）表示。

（2）創業活躍度。參考白俊紅等（2022）［21］學者的研究思路，本文運用人口法，即以樣本城市人口作為標準化基數，以每百人中新創企業數量測度城市創業活躍度。

3.控制變量

考慮到其他城市特征因素可能對共同富裕產生影響，根據已有理論和實證研究成果，本文還控制了以下變量：①經濟發展水平（lnagdp），用經過價格平減的實際人均GDP對數表示；②產業結構（Stru），用第二產業與第三產業總產值之和占城市GDP比重衡量；③金融發展水平（Finance），用金融機構存貸款余額占城市生產總值（GDP）比重表示；④外商投資水平（Fdi），用當年實際利用外商直接投資額占地區生產總值（GDP）比重表示；⑤市場化程度（Market），以GDP與政府預算的比值來近似表示。

（三）數據來源和描述性統計

本文所用數據主要來自2002—2020年《中國城市統計年鑒》，為了提高數據質量，剔除了進行過行政區劃調整的地級市（如萊蕪市等）及統計數據缺失嚴重的地級市（例如三沙市等），最后，共獲取287個地級市面板數據，其中，165個“實驗組”，122個“對照組”。

主要變量描述性統計分析結果如表2所示，由表2可知，城市共同富裕指數（CR）的平均值為0.028 8，標準差為0.154 5，最大值為0.703 5，最小值為0.080 7，表明不同城市間貧富差較大，本文假設得到了初步驗證，若想準確揭示數字經濟發展與共同富裕之間的因果關系，還需要進行回歸分析。另外，城市經濟發展水平（lnagdp）、產業結構（Stru）、金融發展水平（Finance）等控制變量也存在著明顯的差異，取值均在合理范圍內，與現有文獻基本保持一致。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表3（1）列、（2）列匯報了數字經濟發展對共同富裕影響的實證檢驗結果。其中，表3（1）列是未加入控制變量的回歸結果，表3（2）列是在（1）列的基礎上考慮控制變量的檢驗結果。由表3可以看出，不管在何種情形下，數字經濟發展（DID）回歸系數均為正，且在1%的統計水平下通過了顯著性檢驗，即數字經濟發展能夠顯著促進共同富裕，初步驗證了假說1。

（二）作用機制檢驗

中介效應檢驗結果如表3（3）列、（4）列所示，在表3（2）列匯報了數字經濟發展對共同富裕的實證結果的基礎之上，表3（3）列匯報了數字經濟發展對城市創業活躍度的實證結果，表3（3）列可知，數字經濟發展（DID）回歸系數為0.543 5，且在1%的統計水平下通過了顯著性檢驗。

然后，將創業活躍度（Entre）變量放回到數字經濟對共同富裕影響的回歸方程中，檢驗結果如表3（4）列所示，可以看出，數字經濟發展（DID）、城市創業活躍度（Entre）均通了顯著性檢驗，且數字經濟發展水平對共同富裕的影響系數相比表3（2）列稍有降低，這說明城市創業活躍度（Entre）是數字經濟發展促進共同富裕水平提升的中介變量，此回歸結果支持了假設2。

（三）異質性分析

1.行政等級異質性

在不同等級城市，創業資源稟賦、外部環境等方面具有明顯的差異。因此，數字經濟發展對共同富裕的影響效應可能存在異質性。其于此，本文在基準模型中，加入城市等級虛擬變量（Rank）與政策虛擬變量（DID）交互項，用于探討數字經濟發展對共同富裕的影響是否因城市等級不同而具有顯著差異。具體來說，如果樣本城市為省會城市、計劃單列市和經濟特區城市，則城市等級虛擬變量（Rank）賦值為 1，其他城市賦值為 0。

回歸結果如表4（1）列所示，可以看出DID×Rank系數為0.220 6，且在5%的統計水平下通過了顯著性檢驗，表明相較于行政等級較低城市，行政等級較高城市數字經濟發展對共同富裕的提升作用更加顯著。可能的解釋是：行政等級較高城市，通常是國家或區域經濟發展戰略的中心和先行者，云計算和物聯網等新一代信息技術比較發達，制度性交易成本較低，能夠顯著激發區域創新創業活力，從而促進共同富裕水平提升。

2.區位特征異質性

胡煥庸線是較適宜人類生存地區的分界線，胡煥庸線西北側地廣人稀，經濟發展水平低、基礎設施薄弱。這種區域差異可能會在一定程度上限制數字經濟對共同富裕影響效應的發揮。為此，在基準回歸模型中，引入區位特征虛擬變量（Hu_Line）與政策虛擬變量（DID）交互項，具體來說，如果樣本城市位于胡煥庸線的西北側，Hu_Line=1，否則，Hu_Line=0。

結果如表4（2）列所示，DID×Hu_Line交互項系數為-0.210 7，且在1%的統計水平下通過了顯著性檢驗，這說明數字經濟發展對胡煥庸線上及其東南側的城市影響效應更加顯著。可能的解釋是：與胡煥庸線西城市相比，胡煥庸線上及其東南側的城市資源稟賦優渥，經濟內生動力強、發展后勁足；另外，胡煥庸線上及其東南側的城市信息基礎設施建設相對完善，能夠吸引更多創業人才的涌入，實現人才集聚的自我強化［22］，使得數字經濟紅利的釋放更為充分。

3.市場潛能異質性

由新經濟地理學基本知識可知，由于運輸費用以及規模報酬遞增效應的存在，在市場潛能較大的城市，創業主體積極性及主動性更容易被激發，在其他條件一致環境下，市場潛能大的城市對創業主體吸引力更加顯著。這種差異可能會在一定程度上限制數字經濟對共同富裕影響效應的發揮。基于此，在基準回歸模型中，本文引入區位市場潛能虛擬變量（Maket）與數字經濟發展虛擬變量的交互項，具體來說，以智慧城市政策發生前各城市市場潛能均值為界，如果樣本城市市場潛能高于平均值，則Maket=1，否則，Maket=0。其中，市場潛能［21］計算公式如下：

回歸結果如表4（3）列所示，可以看出，DID×Maket交互項系數為0.128 8，未能通過顯著性檢驗。這充分表明，在市場潛能不同城市組別中，數字經濟發展對共同富裕提升效應沒有顯著性差異。正如前文所說，數字經濟發展既可以同高市場潛能城市產生協同效應，又對市場潛能低的城市發揮“旱苗得雨”的作用，從而縮小了數字經濟政策效果的差異。

五、穩健性檢驗

（一）平行趨勢及動態效應檢驗

多期DID方法要求在智慧城市政策實施之前，實驗組和控制組共同富裕指數應具有相同的時間趨勢。為此，本文運用事件分析法（Event Study）進行平行趨勢檢驗。具體做法如下：在智慧城市試點入選當年，設置虛擬變量current，并賦值為1，其余年份賦值為0，在智慧城市試點入選前一年，設置虛擬變量before1，并賦值為1，其余年份賦值為0；在智慧城市建設試點入選后一年，設置虛擬變量after1，并賦值為1，其余年份賦值為0；以此類推。由于智慧城市試點入選前的時期較長，因此，本文將智慧城市試點入選前第3年設為基準組，回歸結果如表5所示。

由表5可以看出，智慧城市政策實施前，共同富裕指數不存在顯著性差異，滿足平行趨勢假說。智慧城市建設當年的交互項系數為0.030 3，且在1%的統計水平下通過了顯著性檢驗，且隨著時間的推進影響效果不斷增加。這充分表明，隨著智慧城市建設時間的不斷推進，數字經濟發展對共同富裕作用效果逐步增強。

（二）安慰劑檢驗

借鑒何凌云、馬青山（2021）［23］研究思路，本文采用構造虛擬處理組、虛擬政策時間兩種方式展開安慰劑檢驗。

首先，虛擬處理組。本文將處理組與對照組互換，重新回歸結果如表6（1）列所示，可以看出，虛擬數字經濟（DID）回歸系數為0.012 4，沒有通過顯著性檢驗，這說明虛擬智慧城市政策對共同富裕并沒有產生顯著影響。

其次，虛擬政策時間。以2015年入選智慧城市政策試點的城市為處理組，將政策試點開始時間虛擬為2013年，回歸結果如表6（2）列所示，可以看出，數字經濟（DID）系數為0.031 1，沒有通過顯著性檢驗，再次證明本文的研究結論是穩健的。

（三）排除其他政策干擾

2015年中國各級政府制訂了一攬子鼓勵“大眾創業、萬眾創新”政策以及2010年出臺的國家創業型城市試點政策與本文密切相關，上述政策能夠提升城市創業活躍度，從而影響數字經濟對共同富裕的作用效果。基于此，在基準回歸模型

中，本文依次加入“雙創”政策、國家創業型城市政策實施的年份虛擬變量，以控制兩項政策對檢驗結果的影響。回歸結果如表6（3）列、（4）列所示，可以看出，在控制了上述兩類政策以后，數字經濟（DID）回歸系數仍然顯著為正。即共同富裕指數提升確實是由數字經濟發展所致，而非其他政策產生的影響。

六、結論與政策建議

數字經濟正在引領中國的質量變革、效率變革和動力變革，已經成為推進共同富裕發展的新動能。以智慧城市建設為背景，基于2002—2020年中國287個地級及以上城市的面板數據，采取多期DID方法（Time-varying DID），實證分析了數字經濟發展對共同富裕的影響效應及作用機理。結果發現，數字經濟發展有利于激發城市創業活躍度，從而顯著提升共同富裕水平，這一結論在進行安慰劑檢驗和控制其他相似政策的沖擊等穩健性檢驗后仍然成立。進一步研究

表明，數字經濟發展對共同富裕的影響效應在行政級別更高、地理區位具有優勢的城市中表現更為明顯。基于以上結論，本文提出如下政策啟示：

1.加快推進數字中國建設，保障數字經濟的內源驅動力量

首先，借助“數字中國”建設契機，重點推動區塊鏈、物聯網、數據中心5G商用和人工智能產品與應用的發展，厚植數字經濟“肥沃土壤”，為數字經濟的發展打下堅實基礎。

其次，整合數字資源，避免數字鴻溝。在東部地區，應深度挖掘數字技術應用場景，在數字主流技術上尋求突破［24］，加快關鍵核心數字技術攻關。對于中西部地區，應依托自然資源稟賦，加速云計算資源與實體企業有機融合，以技術創新促進產業鏈上、下游之間數字鏈接，推動數字技術與實體經濟深度融合。

2.因地制宜，實行動態化、差異化的數字經濟發展策略

首先，利用數字技術的示范作用和輻射效應，引導產業向中西部有序梯度轉移，推動就業機會向中西部地區擴散，提升數字技術創新和供給能力，進而激發創業活力、緩解“馬太效應”的束縛，讓數字經濟成為有效縮減地區收入差距的“硬件”技術支撐。

其次，充分發揮數字經濟優化資源配置的功能，激勵中西部地區的創業活力，緩解數字經濟發展對中西部地區資源要素的“虹吸作用”。

3.充分激發城市創業活躍度，助推政策效應的充分發揮

首先，利用眾籌、創客等數字創業平臺，引導和激勵市場主體發揮其主觀能動性，認真貫徹落實“雙創”戰略，激發各類資源要素的生機與活力，推動傳統創業活動向數字創業活動轉型。

其次，出臺與數字創業相關的財稅、補助政策，通過政府扶持和金融服務的雙輪驅動，提高市場主體的創業活躍度，為創新創業活力的充分挖掘提供優質“土壤”。

最后，依托數字金融的快速發展，開展多元化的數字金融產品與服務，如數字信貸及數字支付等，積極創新金融產品和服務，充分滿足創業主體在金融服務方面的需求。

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Abstract： The construction of smart cities is the core carrier and a direct manifestation of the development level of Chinas digital economy. Taking smart city construction as the background， based on the panel data of 287 cities in China from 2002 to 2020， this essay made an statistical analysis on the impact and mechanism of digital economy development on common prosperity using Time-varying DID. The results show that the development of digital economy is conducive to the urban entrepreneurs and significantly promoting the development of common prosperity. This conclusion is still valid after the placebo test and the robustness test of controlling the impact of other similar policies. Further research shows that the impact of digital economy development on common prosperity is more obvious in cities with higher administrative levels and more advantageous geographical locations.

Key words：digital economy; common prosperity; entrepreneurial activity

（責任編輯：張積慧）