數字經濟、高質量發展與共同富裕

柳曉明，鄭妙連

（淮北師范大學經濟與管理學院，安徽淮北 235000）

習近平總書記在黨的二十大報告強調“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”，并提出“中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化”[1]。而共同富裕的實現是一個長期過程，不能一蹴而就[2]。為此，需要全面提升全要素生產率，充分發揮比較優勢，進一步完善具有中國特色的社會主義現代化經濟體系，推動我國經濟發展實現質的飛躍和量的提升[3]。在此過程中，高質量發展是否促進共同富裕？是否可以通過數字經濟來間接實現共同富裕？為解釋這兩個疑問，利用我國省際面板數據展開實證研究。可能的邊際貢獻為：第一，豐富和完善高質量發展影響共同富裕的因素研究；第二，探索高質量發展作用于共同富裕的機制和特征，分析數字經濟在高質量發展與共同富裕進程中的中介效應。

1 研究假設和設計

1.1 理論與假設

1.1.1 高質量發展直接影響共同富裕

高質量發展理念既是發展觀念的轉變，也是增長模式的轉型，更是對民生水平的關注[4]。中國式現代化的本質特征之一是共同富裕[5]，故要牢牢樹立以人民為中心的發展觀念，以高質量發展來實現共同富裕[6]。

假設1：高質量發展會促進共同富裕。

1.1.2 高質量發展通過數字經濟發展間接影響共同富裕

數字經濟對于推動經濟增長具有巨大的發展潛力，可以充分釋放市場活力[7]。數字經濟推動共同富裕的共建機制，是通過融入政治、經濟、文化等多維領域，以創新驅動發展，釋放巨大發展潛力來實現；數字經濟推動共同富裕的共享機制，是通過縮小行業之間、城鄉之間以及區域之間的差距，發展各自比較優勢來實現[8]。

假設2：高質量發展通過發展數字經濟促進共同富裕。

1.2 模型構建

構建如公式（1）的模型，檢驗假設1。

其中，Cmw 為共同富裕指數，Hqd 為高質量發展指數，X為可能會影響共同富裕指數的一系列控制變量；ε為隨機擾動項，α1為帶估參數，預期系數顯著為正；i表示省份，t表示年份。

構建如公式（2）和（3）的模型，檢驗假設2。

實證檢驗步驟如下：

第一，通過式（1），高質量發展Hqd 對共同富裕Cmw 進行回歸；第二，通過式（2），高質量發展Hqd對中介變量數字經濟Dig 進行回歸；第三，通過式（3），高質量發展Hqd 和中介變量數字經濟Dig 對共同富裕Cmw 進行回歸。若α1、β1和γ1顯著，γ1顯著且γ1＜α1，則表明存在部分中介，若α1、β1、γ1顯著，γ1不顯著，則表明存在完全中介效應。

1.3 變量的測度與說明

1.3.1 熵值法

第一步，將各項指標進行標準化處理，正（ais）、負指標（ris）的處理方式參考式（4）：

第二步，計算各指標權重，計算第j項指標下第i個地區占該指標的比重。Xij為標準化處理后的數據：

第三步，計算第j項指標的熵值ej：

第四步，計算信息熵冗余度：

第五步，計算各項指標權重ωj：

第六步，計算相關指標得分：

1.3.2 共同富裕指數

通過借鑒相關文獻[9]，構建更加符合我國經濟發展現狀的共同富裕衡量指標體系。這一體系下設3個一級指標，分別從發展性、共享性和可持續性這三方面出發，另構建10 個二級指標和20 個三級指標，具體如表1。樣本數據來源于《中國統計年鑒》，涵蓋中國大陸的31 個省（市、自治區），樣本區間為2012 — 2021 年。為避免主觀賦權弊端和數據重疊問題，通過熵值法來賦權共同富裕指標。

表1 共同富裕指標體系

1.3.3 共同富裕指數分析

2012—2021 年期間，共同富裕發展指數排名前十的集中于東部，排名中間區段的大多位于中部，排名后十的大多集中于西部，呈現出明顯區域差異。同時，從時間跨度上看，東、中、西部排名具有相對穩定性，具體見表2。

表2 2012 和2021 年各省共同富裕指數排名

1.3.4 高質量發展指數

在參考相關文獻[10]基礎上，從高質量發展的經濟、協調、創新、共享、綠色、開放六方面構建6個一級指標、18 個二級指標，為避免主觀賦權弊端和數據重疊問題，通過熵值法對高質量發展指數進行測度，具體指標體系見表3。樣本數據來源與樣本區間同上。

表3 高質量發展指標體系

1.3.5 數字經濟

在參考相關文獻[11]基礎上，對數字經濟從普惠金融指數、信息傳輸軟件和信息技術服務業法人單位數（個）、互聯網寬帶接入用戶數（萬戶）、移動電話年末用戶（萬戶）、電信業務總量（億元）五個維度，運用熵值法進行測度。

1.3.6 控制變量

借鑒相關研究[12]，選取產業結構（%）和教育程度（%）作為控制變量。其中，產業結構（Add）為服務業占國民生產總值比重，教育程度（Edu）為六歲及六歲以上初中人口數占年末常住人口比重。

1.4 描述性統計和變量相關性檢驗

表4 是主要變量的描述性統計，共計310 個樣本，由標準差大小可知樣本變化較為平穩。

表4 變量描述性統計結果

表5 報告了各變量間的相關性系數，結果顯示：共同富裕指數與高質量發展指數顯著正相關，初步支持了假設1。并且根據Mean VIF 等于3.14，小于10，表明不存在多重共線性。

表5 變量相關性檢驗

2 實證分析結果

2.1 基本回歸結果

經Hauman 檢驗，P 值為0.1438，大于0.1，故數據分析適用于隨機效應模型。表6 提供了高質量發展影響共同富裕的基本回歸結果。在基準回歸I和II 中，高質量發展的回歸結果為顯著為正，在基準回歸不同維度III、IV、V、VI、VII 和VIII 中，高質量發展的子維度經濟、創新、協調、綠色、開放、共享的系數也顯著為正，這證明高質量發展促進了共同富裕。

表6 高質量發展影響共同富裕的基本回歸結果

2.2 穩健性檢驗

穩健性檢驗結果如表7。

表7 高質量發展影響共同富裕的穩健性檢驗

第一，滯后一期檢驗。考慮可能存在內生性問題，采用變量滯后的方法來緩解。主要做法是將解釋變量高質量發展Hqd 滯后一期。第二，縮尾處理。對主要解釋變量進行前后1%的縮尾處理，從而消除非隨機性和異常數值帶來的負面影響。第二，替換被解釋變量。運用主成分分析法對共同富裕指數重新測算并進行回歸分析。第三，剔除直轄市。由于直轄市所處的特殊地位，故剔除北京、上海、天津和重慶4 個直轄市后再進行回歸分析。

穩健性檢驗結果顯示，高質量發展影響共同富裕的穩健性回歸系數仍顯著為正，這與高質量發展影響共同富裕的基準回歸相同，假設1 證明成立。

2.3 中介效應分析

表8 中，第1 列和第2 列分別證實高質量發展對共同富裕、數字經濟回歸系數顯著為正，第3 列中加入中介變量數字經濟后，回歸系數同樣顯著為正，表明高質量發展可以發展數字經濟間接促進共同富裕，假設2得到證實。

表8 高質量發展影響共同富裕的中介效應分析

中介效應分析結果如下：一是高質量發展對共同富裕和數字經濟的促進作用分別為75.1% 和108.8%；二是高質量發展通過數字經濟來實現共同富裕的間接效應和總效應分別為18.6%（108.8%×17.1%）和75.1%；三是高質量發展通過數字經濟的間接效應占總效應比重約為24.8%。

2.4 區域異質性分析

鑒于我國東、中、西部地區的資源稟賦和發展階段存在較大差異，不同區域的經濟發展水平和共同富裕水平都存在著區域異質性。借鑒相關文獻的做法，將我國30 個省和直轄市劃分為東、中、西部地區三部分，進行回歸分析。具體結果如表9。

表9 高質量發展影響共同富裕的區域異質性分析

表9中東、中、西部地區的區域異質性分析結果：東、中和西部地區的高質量發展對共同富裕的回歸結果均顯著為正，表明高質量發展促進了東、中和西部地區共同富裕的提升。同時，高質量發展的溢出效應強度呈現出“西部＞中部＞東部”。

3 結論及政策建議

3.1 結論

第一，共同富裕通過高質量發展來實現。高質量發展和經濟、創新、協調、綠色、開放、共享六個子維度對共同富裕起積極的促進作用。此外，區域異質性檢驗結果表明，中、西部地區的高質量發展對共同富裕的促進作用大于東部地區。經過多重穩健性檢驗后，以上結論仍然成立。

第二，高質量發展通過數字經濟發揮的中介效應促進了共同富裕。這表明高質量發展可釋放數字經濟的潛在效能，進而通過數字化的形式在一定程度上有效突破時間和空間上的障礙，對有限的資源進行整合，在更高水平上推動共同富裕進程。

3.2 政策建議

一是通過提升經濟發展水平促進共同富裕。以科技創新促進和發展生產力，推動高質量發展與人民對美好生活向往之間的動態平衡，通過滿足國內需求的供給體系來暢通國民經濟循環。同時，完善和優化公共服務體系，提高轉移支付等調節力度，推動共同富裕進程。

二是通過數字經濟發展促進共同富裕。加快數字經濟發展所需的核心技術研發進程，進一步推動數字技術與實體經濟深度融合。同時，完善數字經濟的法律法規，破除數字經濟領域進入壁壘，確保“2035 年共同富裕取得實質性進展”這一預期目標順利實現。