推動電商發展促進了共同富裕么？
——基于國家電子商務示范城市的檢驗

郭郡郡 葉 穎

一 引 言

共同富裕是社會主義的本質要求，實現共同富裕一直是中國共產黨矢志不渝的奮斗目標。黨的十八大之后，中國特色社會主義進入新時代，伴隨著社會主要矛盾的轉化，推進共同富裕的實現進程成為中國共產黨為人民謀幸福的重要著力點(賈磊，2022)［1］。2020年黨的十九屆五中全會通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》明確提出，到2035年全體人民共同富裕要“取得更為明顯的實質性進展”，這意味著在今后相當長一段時期，推進共同富裕將成為我國經濟社會領域改革發展的重要方向。

進入21世紀，信息通信技術的快速發展使電商經濟迅速普及且影響不斷深化。據統計，2021年我國電商交易總額已達42.3萬億元，比2009年增長了10倍，在零售市場的份額則已超過50%(1)中國信息報. 2021年全國電商市場加速向生產領域擴展［EB/OL］.(2022-01-28)［2022-04-09］http：//www.zgxxb.com. cn/pc/content/202201/28/content_11076.html.。電商經濟的快速擴張勢必會對經濟社會發展的諸多方面產生深遠影響，針對我國不同區域或不同參與主體的電商影響研究顯示，電商發展不僅對宏觀經濟增長具有顯著的促進作用(黃雨婷和潘建偉，2022)［2］，還會通過多重路徑對城鄉居民收入水平產生積極影響(馬彪等，2021［3］；胡浩然和宋顏群，2022［4］)，但對于不同的區域或對象表現出明顯的差異性(唐紅濤和李勝楠，2020)［5］。

共同富裕涵蓋“富?！焙汀肮蚕怼眱蓪雍x(李實，2022)［6］，就收入而言，“富?！币馕吨藗兪杖胨降奶岣?，“共享”則表現為區域和城鄉收入差距的縮小。雖然從“富?！钡慕嵌龋延醒芯看蠖啾砻鳎瑹o論是農村電商(羅千峰，2022)［7］、跨境電商(胡浩然和宋顏群，2022)［4］，還是一般化的電子商務發展(張海霞，2020)［8］，均有助于所在區域居民收入水平的提升，體現為“電商紅利”有助于富裕程度的整體改善。但是從“共享”的角度，很少有研究者直接考察電商對收入差距，尤其是區域收入差距的影響，居民能否共享“電商紅利”尚缺乏足夠的證據。不僅如此，現有研究對電商發展收入效應的檢驗，基本采用收入變量對電商發展變量的直接回歸，然而，電商發展和收入本身存在相互作用，直接回歸很可能因內生性問題的影響而導致估計結果出現偏差。

鑒于此，在當前電商經濟影響持續增強和全社會向著共同富裕目標勠力奮進的背景下，本研究以國家電子商務示范城市建設作為地方政府推動電商發展的準自然實驗，采用雙重差分回歸模型，從收入水平和收入差距兩個維度，實證檢驗推動電商發展對共同富裕實現的影響，以期有效識別二者的關系，為共同富裕視域下地方政府推動電商發展相關政策的實施和完善提供決策參考與科學建言。研究發現，雖然推動電商發展促進了居民收入水平的提升，但也導致了區域和城鄉收入差距的擴大，這表明“一般化”的推動電商發展僅能夠推進“富?！?，無法實現“共享”，這是因為電商會通過創新水平提升和產業結構升級機制對收入產生影響，而電商的這兩項機制存在累進性，發展基礎條件不同的區域和城鄉因之將獲得不同的電商紅利，進而導致了收入差距的擴大。

與現有研究相比，本文的貢獻可能體現在三個方面：一是與現有文獻大多僅關注收入水平本身不同，本研究從收入水平和收入差距兩個維度對電商的影響進行檢驗，研究指向與我國當前所倡導的“在高質量發展中促進共同富?！蹦繕司哂懈叩钠鹾闲?；二是以國家電子商務示范城市建設作為地方政府推動電商發展的準自然實驗，采用雙重差分模型檢驗電商發展對收入的影響，可有效降低內生性，更加可靠地識別電商發展的收入效應；三是在已有文獻研究電商發展差異性影響的基礎上，進一步從累進性角度考察電商影響收入的機制，進而為一般化的推動電商發展可能并不利于實現收入“共享”提供相對合理的解釋。

后文內容安排如下：第二部分分析政策背景與提出研究假設，第三部分介紹識別策略和變量選擇，第四部分為實證結果分析，第五部分為機制檢驗，第六部分是結論與政策啟示。

二 政策背景與研究假設

(一)政策背景

為促進電子商務健康快速發展，充分發揮其在經濟社會發展中的戰略性作用，2011年4月，國家發改委等中央5部委聯合下發了《關于開展國家電子商務示范城市創建工作的指導意見》(發改高技〔2011〕463號)，決定在全國創建一批國家電子商務示范城市，其目的是“著力解決電子商務發展中的突出矛盾和問題，努力營造電子商務發展良好環境，切實推動電子商務在重點區域和特色領域的創新應用，推廣典型經驗，形成示范效應”，并明確要求示范城市要充分發揮電子商務在“優化資源配置、提升產業結構、降低能耗、發展綠色經濟、促進經濟轉型升級”等方面的積極作用。

截至2018年，共已開展三批國家電子商務示范城市的創建，2011年、2014年和2017年分別有23個、30個和17個城市被確定為國家電子商務示范城市，示范城市的總數達70個。按照推進國家電子商務示范城市建設的總體部署，第一批示范城市建設的要求是推動電子商務的有關政策在局部地區取得突破性進展，以及推進電商發展支撐體系與相關基礎設施建設；第二批示范城市建設的要求是充分發揮電子商務在優化資源配置、提升產業結構和帶動就業等方面的作用，促進區域降低能耗，發展綠色經濟；第三批示范城市建設的要求是把創建國家電子商務示范城市作為全面深化改革、推動供給側結構性改革的新抓手，以及要在體制改革、政策保障、投資引導等方面加大支持力度。由此可見，國家電子商務示范城市試點建設的要求是從產業發展到綠色轉型再到深化改革逐步遞進、層層深入的，顯示出我國在電商發展政策試點方面逐漸成熟。

(二)研究假設

本研究擬從“富裕”和“共享”兩個維度，以國家電子商務示范城市建設作為地方政府推動電商發展的準自然實驗，實證檢驗地方政府推動電商發展的政策是否促進了共同富裕。主要涉及三個方面的研究議題：一是推動電商發展是否有助于居民收入水平的整體提升？二是推動電商發展是否會對區域及城鄉收入差距產生影響？三是推動電商發展影響收入水平并引致收入差距的機制是什么？

電子商務是現代網絡信息技術與傳統實體經濟融合發展的結果，電商的發展會以不同形態和方式對居民收入產生影響。從宏觀經濟的角度看，作為依托于現代網絡信息技術的一種資源配置新機制，電商被廣泛應用于生產、流通、消費等經濟領域的各個環節，通過供求雙方在信息溝通渠道上的“時空錯開，同步并聯”(何大安，2018)［9］，電商的蔓延將推動資源配置的動態優化，提高宏觀經濟整體運行效率。對企業而言，電子商務平臺匯聚各方主體，沉淀搜尋痕跡、交易記錄、產品評價等商業活動相關的海量數據，通過對這些大數據的挖掘和分析，可為企業的生產經營活動提供重要指引(曾億武等，2018)［10］，從而推動企業生產經營效益的提升。除此之外，受物流、信息技術和自身條件等的限制，傳統上許多產品的可貿易范圍有限，個體參與到價值鏈分工面臨著較高的門檻。在電商經濟背景下，不僅企業可通過電商相關技術參與到國內或者全球價值鏈體系中，個體的參與門檻也降低，從而參與度大幅提高，人們都可以從這種參與中實現價值分享(李海艦等，2014)［11］。無論是宏觀資源配置效率的改善、企業經營效益的提升，還是個體參與門檻的降低，均意味著電商經濟發展將對居民的整體收入水平產生積極影響。據此提出研究假設1。

假設1：推動電商發展促進了居民收入水平的整體提升。

電商經濟具有知識技術密集的特點(李海艦等，2014)［11］，其發展離不開完善的電信基礎設施、物流配送設施和互聯網人才基礎。一般說來，經濟越發達的地區，電信基礎設施越完善、物流配送體系越健全、發展電商的人才儲備也越豐裕，這就使得與經濟發展水平相對較低的地區相比，經濟較發達地區往往具有更有利的電商發展基礎條件，電商發展的積極作用也將得到更充分的發揮。除區域電商發展基礎條件不同外，我國城鄉電商發展環境也存在較大差距，不僅“城鄉數字鴻溝”普遍存在，物流“最后一公里”和電商人才等問題在農村地區也尚未得到較好解決，與城市地區相比，農村地區電商發展面臨著更大的挑戰。區域和城鄉電商發展基礎條件的差距意味著，當地方政府實施推動電商發展的政策時，其政策效應在基礎條件較好的發達地區更加明顯，對城市地區發展的積極影響也將高于農村地區。不僅如此，基于風險考量，電商投資企業會將更多的資源投入到電商發展基礎較好的地區，從而進一步擴大區域和城鄉電商發展相關的物質和人力資本差距，推動電商發展的積極政策效應將集中在基礎條件較好的發達地區和城市地區(Arellano和Bover，1995［12］；Nakayama，2009［13］)，區域和城鄉收入差距因此而拉大。據此提出研究假設2。

假設2：推動電商發展可能擴大區域或城鄉收入差距。

邏輯上，地方政府推動電商發展至少可以通過創新水平提升效應和產業結構升級效應兩條路徑對居民收入產生影響，具體作用機制如下(圖1)。

圖1 電商發展影響共同富裕的機制

首先，電商是一種高度信息化的產物，具有高效率、低成本、實時透明、跨越時空限制等優點(戴盼倩等，2019)［14］。一方面，電商的發展增強了不同主體之間的連接性，提高創新中分工深化的程度，從而有助于降低創新門檻，擴大創新主體范圍；另一方面，電商平臺的擴張提升了創新資源的流動性和可用性，相關主體可以在更大范圍內應用知識、創意等創新要素和資源，從而改善創新資源配置。無論是創新主體范圍的擴大還是創新資源配置效率的改善，均意味著更快的創新速度和更廣泛的創新技術應用，進而通過“創新紅利”對居民收入產生積極影響(程文和張建華，2018)［15］。

其次，從供給端看，電商發展促進了新技術的應用與擴散，不同產業部門的生產率將因技術變遷而產生差異，生產要素從低生產率產業部門向高生產率產業部門轉移，進而推動產業結構升級；從需求端看，電商的發展顯著降低生產者與消費者之間的搜尋成本(孫浦陽等，2017)［16］，增加生產者與消費者之間的信息溝通渠道，促進消費者需求的多樣性與個性化，進而通過需求結構的變化推動產業結構升級；此外，電商的發展還創造了大量的就業，尤其是客服、配送、運營、技術等服務業的就業崗位，并改變服務業原有結構，擴大了服務業在國民經濟中的比重，由此也推動了產業結構升級。近年來國內外學者的大量實證研究表明(Laitner，2000［17］；吳萬宗等，2018［18］)，產業結構升級將提升社會整體生產率水平，促進經濟增長并提高居民收入水平，這一經濟表現又被稱為“結構紅利”。

值得注意的是，電商發展對地區創新水平提升和產業結構升級影響的大小，與創新基礎條件和產業發展基礎密切相關。一般說來，與創新基礎薄弱的地區相比，創新資源稟賦更為豐裕的地區，更可能通過電商經濟的積極作用激發創新活力；與第一、二產業電商化需要長期投入相比，電商的作用功效能夠相對更快且較低成本地在第三產業中發揮。由此，創新基礎越好或第三產業占比越高的地區，電商越具有用武之地，對創新水平提升和產業結構升級的積極作用越大，由此表現出推動電商發展對創新水平提升和產業結構升級的累進性影響。而電商的累進性影響也將進一步引致不同的正向收入效應，從而導致區域或城鄉收入差距因電商發展政策的實施而擴大。據此提出研究假設3和假設4。

假設3：推動電商發展會通過創新水平提升機制和產業機構升級機制對居民整體收入產生影響。

假設4：推動電商發展對創新水平提升和產業結構升級具有累進性影響。

三 實證方法與變量選擇

(一)實證模型與方法

實證檢驗推動電商發展對收入的影響時，若國家電子商務示范城市建設試點為外生，可通過將收入水平變量對政策實施變量直接進行回歸，根據回歸系數的估計值識別電商發展推動政策的收入效應。然而，對于收入水平而言，國家電子商務示范城市的選擇并非外生，其內生性可能源于兩個方面：一是收入水平對試點城市選擇的反向影響，較高的居民收入水平為電商發展提供了土壤，從而也更有可能被選中作為國家電子商務示范城市；二是某些難以度量的遺漏變量，如互聯網經濟發展水平、人力資本狀況等，可能同時對居民收入水平和國家電子商務示范城市的選擇產生影響。當推動電商發展的政策并非外生時，簡單的直接回歸便可能因內生性問題而使估計結果出現偏差。

為消減內生性所致影響，將國家電子商務示范城市建設視為地方政府推動電商發展的準自然實驗，在雙重差分(Differences-in-Differences，DID)框架下設定實證分析模型，且因國家電子商務示范城市建設是分期分批試點推進的，所以采用漸進性雙重差分模型(Jin，2013)［19］。在漸進性雙重差分模型的設定下，批準為試點之后的國家電子商務示范城市為實驗組，非國家電子商務示范試點城市和批準為試點之前的國家電子商務示范城市均為控制組。此外，參照郭峰和熊瑞祥(2018)［20］等的研究，在進行雙重差分模型的估計時，同時控制其他影響收入水平的控制變量和時間(城市)固定效應，并將標準誤聚類在城市層面。由此，實證回歸模型可設定為：

yit=α+β1whetherit+∑φjxit+λt+μi+εit

(1)

式(1)中，下標i指代城市，t表示時間，y為居民收入水平或城鄉收入差距變量，whether為所在城市是否已實施國家電子商務示范城市建設試點的虛擬變量，也是本文關注的核心解釋變量。xit為影響因變量y且隨城市和時間變動的控制變量，λt和μi分別為時間和城市固定效應，εit為殘差項。

以模型(1)的框架為基礎，除以居民收入水平為因變量進行面板固定效應回歸，檢驗推動電商發展對居民收入水平的整體影響外，還進一步采用無條件分位數回歸，通過不同分位點上whether系數估計值的變化，判別電商發展對不同收入水平城市的不同影響，檢驗推動電商發展對區域收入差距的影響。并以城鄉收入差距替代居民收入水平作為因變量，檢驗推動電商發展對城鄉收入差距的影響。

(二)變量選擇

1.因變量：檢驗推動電商發展對居民收入水平及區域收入差距的影響時，以“人均實際GDP的對數”表征的居民收入水平(rpgdp)為因變量；檢驗推動電商發展對城鄉收入差距的影響時，以“城鎮居民與農村居民收入比值”表征的城鄉收入差距(incgap)為因變量。

2.自變量：所在城市是否為國家電子商務示范城市(whether)。將參與國家電子商務示范城市試點的樣本城市取值為1，未參與國家電子商務示范城市試點的樣本城市取值為0。

3.控制變量。為控制其他因素的影響，參照已有關于收入水平和收入差距影響因素的研究(馬紅旗等，2017［21］；李天健，2020［22］)，控制變量主要包括人口密度(pop)、人口城市化率(light_mean)、人力資本(edu)、產業結構(pindus)、對外開放程度(open)、金融發展水平(fin)、政府干預度(gov)以及互聯網發展水平(pinternet)。

本文實證研究主要涉及2003—2018年全國地級城市的國家電子商務示范城市建設試點數據和經濟社會發展數據。其中，國家電子商務示范城市試點數據根據國家發改委和商務部批準的試點城市名單手工統計而得；地級城市的經濟社會發展數據則主要來自EPS數據平臺的中國區域經濟數據庫和對應年份的《中國城市統計年鑒》，并以不同省市相應年份的統計年鑒和統計公報為補充；用以度量“人口城市化率”的夜間燈光亮度均值根據美國國家航空航天局地球觀測站夜間燈光遙感數據(DMSP-OLS和NPP-VIIRS)計算而得(王賢彬和黃亮雄，2018)［23］；各價值變量均通過2000年的消費價格指數調整為實際值。研究所涉各變量的定義及描述性統計具體如表1所示。

表1 變量的定義與描述性統計

(三)平行趨勢檢驗

在使用雙重差分法進行政策效應評估時，一個重要的前提是實驗組如果未受到政策干預，其時間趨勢應與控制組一致，即滿足平行趨勢假設。為直觀考察國家電子商務示范城市和非示范城市居民收入水平和城鄉收入差距的動態差異，采用改變國家電子商務示范城市建設前后窗寬的方法檢驗試點前后不同時間段內差異的變化，對應回歸方程設置如下(郭峰和熊瑞祥，2018)［20］：

(2)

從圖2可以看出，無論是對居民收入水平還是城鄉收入差距，在國家電子商務示范城市試點建設之前，不同年份αk的估計值均很小且顯著性水平較低，而在國家電子商務示范城市試點建設當年及之后，αk的估計值明顯增大且顯著性水平大幅提升。由此表明，在國家電子商務示范城市試點建設之前，試點城市和非試點城市的居民收入水平和城鄉收入差距并沒有顯著的差異，即具有相似的時間變化趨勢，平行趨勢假設得以支持。這也表明，研究對象符合采用雙重差分法的基本條件，本研究的實證模型設定是合理的。

圖2 平行趨勢檢驗結果

四 推動電商發展對共同富裕影響的實證檢驗

(一)推動電商發展對收入水平的整體影響

以居民收入水平rpgdp為因變量，為考察電商發展推動政策的收入效應，除根據回歸模型(1)中國家電子商務示范城市試點變量whether的系數估計值判別推動電商發展對居民收入水平的整體影響外，還進一步在回歸方程(1)中加入國家電子商務示范城市試點變量whether與試點時間虛擬變量的交叉項，并根據交叉項whether_*的系數估計值判別推動電商發展對居民收入水平的動態性影響，具體估計結果如表2列(1)和列(2)所示。

表2 推動電商發展影響居民收入水平、城鄉收入差距的雙重差分估計

表2列(1)顯示，在整體影響的估計中，whether的系數估計值在1%的水平下顯著為正，表明國家電子商務示范城市建設對所在城市的平均收入水平具有顯著正向影響，即推動電商發展有助于居民收入水平的整體提升。表2列(2)顯示，在影響的動態性估計中，whether與不同試點時間虛擬變量交叉項的系數估計值均為正，且隨著試點時間的增加，系數估計值的大小和顯著性水平均有所增長，這意味著隨著試點時間的推移，電商發展的相關配套設施逐漸完善，“電商紅利”逐步釋放，推動電商發展政策對居民收入水平的積極影響也在不斷增大。

總的來看，表2列(1)和列(2)估計結果不僅證實了推動電商發展促進居民收入水平的整體提升，還進一步表明，推動電商發展對居民收入水平的提升效應具有動態可持續性。

(二)推動電商發展對區域收入差距的影響

為考察推動電商發展對區域收入差距的影響，以收入水平為因變量，采用無條件分位數回歸對模型(1)進行估計，每5%收入分位點whether的系數估計值及95%置信區間如圖3所示。

圖3顯示，在15%分位點之前，各分位點對應的whether的系數估計值均為負，且基本在5%的水平下顯著；在75%分位點之前，隨著收入分位點的增加，whether的系數估計值逐漸增大，且均在5%的水平下顯著；但從80%分位點開始，隨著分位點的增加，whether的系數估計值急轉直下，且變得不再顯著。如果按每20%分位將樣本城市劃分為低收入、中低收入、中等收入、中高收入、高收入五種城市類型，則這一估計結果表明，對于低收入水平城市，不僅電商發展的基礎條件較差，推動電商發展甚至可能導致資本或資源的外流，推動電商發展表現出了負向的收入效應。對于中高及以下收入水平的城市，收入水平相對越高，電商發展的基礎條件越好，推動電商發展對其收入的正向影響越大。而對于收入水平已然很高的高收入城市，良好的電商發展土壤和可預期的電商發展高收益，使得在國家電子商務示范城市試點建設之前，這些城市已獲得政府或企業的大量電商發展投入，試點城市建設的政策效應反而變得不再顯著。

由上述無條件分位數回歸結果可知，對于低收入水平城市，由于推動電商發展的收入效應為負，因此，推動電商發展可能擴大低收入城市與其他城市間的收入差距。對于非高收入水平城市，由于推動電商發展對收入的提升作用表現出一定的累進性特征，因此，推動電商發展也將擴大這些城市間的收入差距。而對于高收入水平城市，由于推動電商發展政策的收入提升效應不再顯著，因此，推動電商發展還將縮小高收入水平城市和中低收入、中等收入、中高收入水平城市間的收入差距。

(三)推動電商發展對城鄉收入差距的影響

為考察推動電商發展對城鄉收入差距的影響，以城鄉收入差距incgap為因變量，分別以試點變量whether和whether與試點時間虛擬變量的交叉項whether_*為自變量，檢驗推動電商發展對城鄉收入差距的整體影響及其影響的動態性，具體估計結果如表2列(3)和列(4)所示。

表2列(3)顯示，在整體影響的估計中，試點變量whether的系數估計值在1%的水平下顯著為正，表明整體而言，推動電商發展擴大了城鄉收入差距。這一結果與張磊和韓雷(2017)［24］的研究一致，但不同于陳享光等(2022)［25］的研究。前者基于中國省級面板數據，發現由于城鄉電商經濟發展的基礎不均衡，電商發展顯著擴大了中國城鄉居民的收入差距，后者則以電子商務進農村綜合示范項目作為推動農村電商發展的準自然實驗，發現農村電商政策促進了農民增收并顯著縮小了城鄉收入差距。之所以出現不同的研究結果，原因在于，本文以及張磊和韓雷(2017)［24］的研究主要考察“一般化”電商發展的影響，發現電商發展影響呈現出城鄉異質性，城鄉收入差距也因“一般化”電商發展對城鄉居民收入的不同影響而擴大，而陳享光等(2022)［25］重點關注農村電商發展的影響，此時電商的收入提升效應起主要作用，城鄉收入差距也因農村電商對農村居民收入的促進作用而縮小。

表2列(4)顯示，在影響的動態性估計中，whether與不同試點時間虛擬變量交叉項的系數估計值均為正，且試點第一年和試點第四年及其之后的系數估計值在10%的水平下顯著；從試點第二年開始，交叉項系數估計值的大小和顯著性水平有所增長。對此結果的可能解釋是，推動電商發展的政策效應并不能即時顯現，試點初期其對城鄉收入差距的顯著影響可能僅僅源于初始時城鄉電商發展資源投入的差異——基礎條件較好的城市地區獲得了相對于農村地區更多的電商資源投入。而隨著電商發展配套設施的逐漸完善和“電商紅利”的逐步釋放，電商對城鄉收入的異質性影響顯現，城鄉收入差距也因電商發展對城鄉相對不同的收入效應而逐漸擴大。

總的來看，表2列(3)和列(4)估計結果表明，推動電商發展的政策擴大了城鄉收入差距，且隨著時間的推移，其對城鄉收入差距的擴張效應還在增強。

(四)估計結果的穩健性

1.排除干擾性政策的影響

在國家電子商務示范城市試點建設時期，許多與居民收入水平或收入差距緊密相關的試點政策也在同步推進，如果國家電子商務示范城市同時也實施了這些政策和措施，則可能產生混淆性影響，無法區分試點城市居民收入水平或城鄉收入差距的變化是來自推動電商發展政策的效應，還是其他與收入相關的政策和措施的作用。為此，將智慧城市試點(趙建軍和賈鑫晶，2019)［26］、低碳城市試點(徐佳和崔靜波，2020)［27］、創新型城市試點(李政和劉豐碩，2021)［28］和寬帶中國試點(陳陽等，2022)［29］等多被證實會對居民收入水平或收入差距產生沖擊的試點政策作為干擾性政策，并在回歸方程(1)中分別加入表征這些政策的虛擬變量，以考察在控制了不同干擾性政策的影響后，國家電子商務示范城市建設對居民收入水平或城鄉收入差距影響的變化，并據此判別估計結果的穩健性?？刂屏讼嚓P干擾性政策影響后的回歸結果如表3所示。

表3 控制不同干擾性政策影響的估計

表3顯示，在大多數回歸中，干擾性政策虛擬變量的系數估計值在1%的水平下顯著，由此表明這些政策確實會對所在城市居民收入水平或城鄉收入差距產生影響。即便如此，國家電子商務示范城市試點變量whether的系數估計值不僅仍顯著為正，大小也基本未發生變化，表明在控制了干擾性政策的影響后，國家電子商務示范城市建設仍對居民收入水平和城鄉收入差距具有顯著的影響，據此證實了基準回歸中估計結果的穩健可靠。

2. 安慰劑檢驗

安慰劑檢驗的原理是，如果居民收入水平或城鄉收入差距的變化是由其他因素而非國家電子商務示范城市建設帶來的電商發展水平提升引致，那么，假設其他非試點城市開展了國家電子商務示范城市建設試點也會得到顯著的結果。為此，參照La Ferrara et al. (2012)［30］、韓超和桑瑞聰(2018)［31］等的思路，在全部樣本中，隨機抽取24%的樣本作為受試點事件沖擊的樣本(2)本文研究中，先后參與國家電子商務示范城市試點的城市共68個，分析的樣本城市共288個，前者占后者的比例約為24%。，被抽中的城市作為“虛擬”的國家電子商務示范試點城市，時間則為試點的起始時間，在此基礎上按雙重差分模型的實證思路重新構建雙重差分項whether，然后進行面板數據的雙重差分估計，并以whether的系數估計值判別此次安慰劑檢驗中“虛擬”的國家電子商務示范城市建設對居民收入水平與城鄉收入差距的影響。為保證分組的隨機性以增強結果的說服力，將上述過程重復200次，即進行200次隨機分組和相應的雙重差分估計，200次抽樣whether系數估計值的分布如圖4所示。

圖4 200次隨機抽樣估計結果

圖4表明，無論是以居民收入水平還是以城鄉收入差距作為因變量，在200次隨機分組下，隨機選取的試點變量whether的系數估計值均呈正態分布，不僅多小于本研究基準回歸所得結果，且基本在10%的水平下不顯著。表明基準回歸中電商發展的顯著正向影響并非由其他未觀測到的因素驅動，由此也佐證了基準回歸結果的穩健性。

五 推動電商發展影響共同富裕的機制

由前述機制分析可知，推動電商發展可能通過創新水平提升和產業結構升級對居民收入水平和收入差距產生影響。以每萬人發明專利授權量(patent)作為城市創新水平的度量(余泳澤等，2019)［32］，以第三產業和第二產業產值比度量的產業結構高級化(gj)作為城市產業結構升級的測度(陳凡和周民良，2022)［33］，采用由Baron和Kenny(1986)［34］提出的“三步法”估計框架，分別對推動電商發展影響居民收入水平或城鄉收入差距的創新水平提升和產業結構升級機制進行檢驗。具體檢驗步驟包括：第一步，將可能的機制變量patent和gj對試點變量whether分別進行回歸，如果回歸系數顯著為正，則表明推動電商發展對創新水平提升或產業結構升級具有積極影響；第二步，將居民收入水平變量rpgdp和城鄉收入差距變量incgap對試點變量whether進行回歸，如果回歸系數顯著為正，則說明推動電商發展對居民收入水平提升和城鄉收入差距的擴大具有正向影響；第三步，將居民收入水平變量rpgdp、城鄉收入差距變量incgap對試點變量whether和欲檢驗的機制變量patent(gj)同時進行回歸，如果試點變量whether的系數估計值變得不顯著或者雖然顯著但系數大小有明顯的變化，而機制變量patent(gj)的系數估計值仍然顯著，則證明電商發展會通過機制變量代表的路徑影響居民收入水平和城鄉收入差距。在模型(1)的實證框架下，基于上述檢驗過程所得的第一步和第三步回歸結果如表4所示。

表4 推動電商發展影響共同富裕的機制檢驗

表4顯示，在第一步的估計中，試點變量whether的系數估計值均在1%的水平下顯著為正，表明推動電商發展有助于城市創新水平提升和促進產業結構升級。第二步的估計結果分別如前述表2所示，推動電商發展對居民收入水平的提升具有積極且顯著的影響，并將顯著擴大城鄉居民的收入差距。表4第三步的估計結果顯示，當將試點變量whether和機制變量patent(gj)同時加入回歸模型時，機制變量patent和gj的系數估計值均至少在10%的水平下顯著，而試點變量whether的系數估計值與第二步相比則有明顯的減小。從前述三步估計結果中機制變量的顯著性和試點變量whether系數估計值的變化可知，推動電商發展可能分別通過對創新水平提升和產業結構升級的正向作用，對居民收入水平的提升和城鄉收入差距的擴大產生影響。

既然推動電商發展會通過創新水平提升和產業結構升級機制，對居民收入水平的提升產生積極影響，那又為何會擴大收入差距呢？這同樣可通過電商發展對創新水平提升和產業結構升級的差異性影響及其變化來解釋。采用無條件分位數回歸分別對上述第一步進行估計，每5%分位點的whether系數估計值如圖5所示。

從圖5不難看出，無論是以每萬人發明專利授權量(patent)為因變量，還是以產業結構高級化(gj)為因變量，隨著分位點的增加，whether的系數估計值均呈明顯增大的趨勢，體現出推動電商發展對創新水平提升和產業結構升級的累進性影響。對于創新水平提升，在65%分位點及其以下，whether的系數估計值極小，在0值上下小幅波動，表明對于創新發展基礎條件較差的地區，推動電商發展對區域創新水平的影響幾近于無；而在65%分位點之后，whether的系數估計值為正且快速增大，推動電商發展對區域創新水平開始產生越來越大的積極影響，這也意味著，原本創新發展基礎條件就存在差距的地區，其創新水平的差距會因電商發展而進一步拉大。對于產業結構升級，在65%分位點以下，whether的系數估計值為負且較小；在65%分位點及其之后則開始變為正，且除高分位點不顯著外，隨著分位點的增加，whether的系數估計值也在不斷增大，同樣表明推動電商發展對產業結構升級的積極影響更多地體現在產業結構高級化程度相對較高的地區，由此也可能進一步擴大不同產業結構基礎地區，尤其是中高“高級化”程度地區和低“高級化”程度地區之間的產業結構差距。推動電商發展對區域和城鄉收入差距的影響，則可從不同情形下推動電商發展對機制變量影響差異性的角度予以解釋：由于我國不同區域或城鄉具有相對不同的創新水平和產業結構基礎條件，推動電商發展將對不同區域或城鄉創新水平提升和產業結構升級產生相對不同的影響，并最終引致區域或城鄉收入差距的變化。

六 結論與政策啟示

在信息通信技術發展和政府政策支持的雙重作用下，當前我國電商處于快速發展階段，對經濟社會各方面的影響還在不斷深化。在全社會為實現共同富裕勠力奮進時，推動電商發展能否促進共同富裕，便成為政府推動電商發展政策與共同富裕目標相容性的重要判別標準。本研究以國家電子商務示范城市建設作為地方政府推動電商發展的準自然實驗，從收入水平和收入差距兩個維度構建研究假設，實證檢驗了推動電商發展對共同富裕的影響和機制。結果顯示：(1)從收入水平看，推動電商發展對居民收入水平的整體提升具有積極影響，且隨著“電商紅利”不斷釋放，其對居民收入水平的積極影響不斷增強。(2)從區域收入差距看，推動電商發展擴大了低收入城市與其他城市以及非高收入城市間的收入差距，但卻縮小了高收入城市與非低收入城市的收入差距；從城鄉收入差距看，推動電商發展擴大了城鄉整體收入差距，且隨著時間的推移，對城鄉收入差距的擴張性影響也可能增強。(3)就影響機制而言，推動電商發展會通過創新水平提升和產業結構升級兩項機制，對居民收入水平的提升和城鄉收入差距的擴大產生影響，且對于創新發展基礎和產業結構基礎不同的地區，推動電商發展政策的影響存在差異性。

整體而言，以共同富裕的“富裕”為視角，本文實證研究證實了政府推動電商發展政策提升了居民的整體收入水平，表明推動電商發展確實有助于居民整體富裕程度的提高。但從共同富裕的“共享”角度看，推動電商發展不僅可能擴大非高收入地區收入差距，還對城鄉收入差距的擴大具有持續增強的影響。因此，如不加干預，“一般化”的推動電商發展并不能使全體人民共享收入提高成果。由此，為提升共享水平，從電商發展所致收入差距來源的角度，由研究結論得到的政策啟示為：一是加強欠發達地區，尤其是農村地區電商發展相關的基礎設施建設，以吸引更多的資本參與這些地區電商的發展，從而更好地釋放“電商紅利”；二是對電商發展“弱勢”地區采取有針對性的推動政策(如電商扶貧、電商下鄉等)，以期平衡各地的電商發展收益，并減少發達地區通過電商對這些地區的“虹吸效應”。