統一市場建設、數字經濟與共同富裕

蘭 靜，劉大勇，弓媛媛

（河南財經政法大學 經濟學院，鄭州 450046）

0 引言

共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征。實現共同富裕要正確處理效率與公平的關系、發展與共享的關系、“做大蛋糕”與“分好蛋糕”的關系[1]，通過合理的制度安排正確處理增長和分配的關系，實現在全面發展基礎上的共同富裕。與此同時，在新一輪科技革命和產業變革進程中，數字技術作為通用技術，與社會經濟各種主體融合創新，在減少傳統生產要素約束、提升信息傳輸速度、降低數據處理和交易成本、提升資源配置效率等方面具有優勢[2]。

研究發現，數字經濟為各主體提供了更加公平的參與機會和較低的進入門檻，可能成為實現共同富裕的有效助力。石琳娜和陳勁（2023）[3]從理論機制上研究了數字經濟對共同富裕的溢出效應、普惠效應、融通效應、替代效應和創新效應；劉偉麗和陳騰鵬（2023）[4]驗證了區域協調發展水平是數字經濟推動共同富裕實現的重要機制；金殿臣等（2023）[5]將城鎮化作為門限變量，研究數字經濟和共同富裕的非線性關系。大多研究驗證了數字經濟對共同富裕的正向影響，但師博（2022）[6]認為，數字經濟對共同富裕存在著正面和負面作用，數字技術既可能提高弱勢產業的生產率，也可能加大“數字鴻溝”。

目前來看，學者們對數字經濟對共同富裕的影響作用進行了一定的研究，但在機制檢驗上缺乏在統一市場建設視角下的研究。黨的二十大報告提出，實現高質量發展要加快建設全國統一大市場，促進各類生產要素充分流動，要著力推進區域協調發展。陸銘和李鵬飛（2022）[7]認為統一大市場是實現共同富裕的基礎。統一大市場的建設可以通過抑制地區間的市場分割和重復建設，促進要素流動和集聚，從而達成共同富裕的目標。也有學者認為數字經濟影響統一市場建設[8]。基于以上研究，本文旨在從統一市場建設的視角探討數字經濟對共同富裕的作用機制，為數字經濟的發展和共同富裕目標的實現提供理論支撐。

1 機理分析和研究假設

1.1 數字經濟對共同富裕的促進機制分析

數字經濟是基于數據要素、信息網絡和數字技術，通過對各生產要素和主體賦能而進行的一系列社會經濟活動。數字經濟具有數字化、網絡化、智能化和賦能化特征，可以降低準入門檻，減少傳統要素約束，提升主體的行為能力。對于企業來說，數字經濟為各類型企業提供了相對公平的競爭環境，促進了各類型創業企業的發展，通過將各種類型的生產者聚集到虛擬空間中，激發企業家精神，在分工協作中不斷提高社會發展水平和質量[2]。對于個體勞動者來說，數字經濟使得每個個體都有機會利用數據要素，提高收入水平。對于邊緣地區來說，數字經濟提供了較之以往更公平和便宜的接入機會，進而顯著縮小收入差距[9]，特別是對于經濟發展水平和城鎮化水平相對較低的地區，其縮小收入差距的作用更大。然而，由于不同主體（人群、企業、區域等）對數字技術的擁有程度、應用程度以及創新能力的差別，所產生的“數字鴻溝”可能會擴大差距[10]。因此，數字經濟對不同主體的影響存在兩面性：一方面，數字技術可以有效實現可達性，降低信息成本，緩解信息不對稱[11]；另一方面，數字經濟的發展對那些有相關知識積累或有先發優勢的主體更友好，而相對落后的區域、低學歷人群和傳統企業使用數字技術和識別信息的能力較差，由此導致不同主體發展不平等的情況愈加嚴重[12]。綜上，提出以下研究假設：

假設1：數字經濟會影響共同富裕，提高收入水平，但對收入差距的影響不確定。

1.2 統一市場建設的影響機制分析

由于地方政府的競爭、省域內市場的保護和信任關系難以建立、生產要素流動不暢等原因，中國各地區之間存在著較為嚴重的市場分割[13]。在經濟發展程度不高的地區，市場分割對其具有一定的保護作用，然而對資源和生產要素的保護限制了地區間產業分工、市場化、產業升級和知識流動，又會影響區域發展和擴大區域差距。通過減少和去除資源、要素、商品、信息等的流動障礙，構建全國統一大市場，有利于發揮經濟增長規模效應，推動生產要素投入和流動，促進企業研發創新，維護公平競爭等，進而有助于推動實現共同富裕[7,14]。

隨著數字經濟的發展，要素流動更加自由，信息傳遞成本更低，數字應用打破了某些地區制度性或者政策性的市場隔斷，推動了市場一體化。比如，通過城鄉寬帶網絡基礎設施建設、政務服務“一網通辦”、社保醫療聯網互通互認、數據中心共建共享等信息化手段，打破地區間的時空障礙，增強區際社會經濟活動的時空聯系，淡化區域市場的先天分割，進而推動基本公共服務的均等化和縮小城鄉收入差距，不斷推進共同富裕。同時，市場化程度提高，民營經濟不斷發展，創業活躍度提高，市場規模增大，使得各地的收入水平提升且差距降低。因此，通過減少制度障礙、加速要素流動和擴大市場規模等，數字經濟有助于建設全國統一大市場[15]，進而促進共同富裕。因此，提出以下研究假設：

假設2：數字經濟通過統一市場建設促進共同富裕。

1.3 空間影響機制分析

數字經濟支持分散化和去中心化的組織方式，提供了虛擬集聚的空間，通過網絡連接和協調平臺上的各種資源創造價值，導致地理區位的影響逐漸弱化。而實際上，地理集聚帶來的優勢并不會隨著數字經濟的發展而完全消失，還可能出現關鍵要素集聚加強的趨勢。區域市場一體化是全國統一大市場建設的重要推進器[16]，在地理上鄰近的區域更容易構建統一市場。因此，本文認為研究在統一市場建設下數字經濟影響共同富裕水平的作用機制，需要考慮可能存在空間溢出效應。數字技術通過信息傳輸和知識分享的作用，增強了區域間社會經濟活動關聯的廣度和深度。在這種情況下，地理距離越近，區域間相互學習和影響的效應就越大。數字經濟的信息溢出效應能夠通過緩解信息不對稱等問題促進生產要素的自由流動。在數字經濟空間溢出效應的作用下，數字經濟發展水平高的地區會對水平相對較低的鄰近地區產生示范效應，從而促進共同富裕。因此，提出以下研究假設：

假設3：數字經濟可通過區域市場的空間溢出效應促進共同富裕。

2 研究設計

2.1 模型構建

為檢驗上述研究假設，先對直接傳導機制構建如下基準模型：

其中，CPit表示共同富裕指數，D表示數字經濟發展水平，Xit表示控制變量，μi和λt分別表示地區和時間的固定效應，εit為服從正態分布的白噪聲序列。

為了驗證數字經濟對共同富裕可能存在的作用機制，根據上文的論述，將統一市場建設作為中介變量進行檢驗。使用逐步回歸法檢驗數字經濟對共同富裕的中介作用機制，模型設定如下：

其中，β3衡量數字經濟對共同富裕的直接效應，β2ρ3衡量中介效應。在基準模型核心變量顯著的前提下，通過觀察β2、β3和ρ3的顯著性和大小判斷中介效應是否存在。

為了檢驗數字經濟和共同富裕的空間相關性，建立空間計量模型。空間杜賓模型（SDM）是空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的組合擴展形式，可通過對空間滯后模型和空間誤差模型增加相應的約束條件設立，若相關約束不成立，則會退化成空間滯后模型或者空間誤差模型，因此有其優越性。在此構建空間杜賓模型如下：

其中，W為空間權重；ρ表示空間滯后項回歸系數，反映相關地區共同富裕的相互影響程度；φ表示解釋變量（包括核心解釋變量和控制變量）的空間滯后項回歸系數；λ表示空間誤差系數；μ和ε表示代表隨機誤差項，ε服從正態分布。當ρ≠0，φ=0 且λ=0 時，模型為空間滯后模型；當ρ=0，φ=0 且λ≠0 時，模型為空間誤差模型；當ρ≠0，φ≠0 且λ=0 時，模型為空間杜賓模型。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

本文旨在驗證數字經濟對共同富裕各方面影響的有效性及作用路徑是否存在，因此，參考劉心怡等（2022）[17]的做法，將共同富裕指數（CP）分解為區域發展水平和發展差距。一方面，考察居民收入情況，以人均可支配收入的對數代表區域發展水平（CP1），該變量增加，說明共同富裕水平上升；另一方面，考察居民收入的地區差異，以區域間人均可支配收入對數離散值的絕對值表示區域發展差距（CP2），即該變量值減小則說明共同富裕水平上升。

2.2.2 核心解釋變量

國家統計局在《數字經濟及其核心產業統計分類（2021）》中將數字經濟劃分為數字產業化和產業數字化。其中，數字產業化為數字經濟的發展提供基礎設施、技術、產品、技術解決方案和技術服務。產業數字化包括但不限于工業互聯網、兩化融合、智能制造、數字化農業等融合型的新產業、新業態、新模式。區域層面的產業數字化部分較難進行衡量，數字技術與實體經濟的融合程度往往與數字產業基礎有關。因此，本文構建的地區數字經濟發展水平指標是從數字基礎設施、數字化應用和數字產業化三個方面進行綜合測度得到的。表1 呈現了具體的指標選取情況。其中，數字基礎設施反映區域數字化的基礎硬件情況，數字化應用反映數字化與地區社會經濟的融合程度，數字產業化反映區域數字化發展的產業支撐，使用熵值法計算數字經濟發展水平（D）。

表1 數字經濟發展水平評價指標體系

2.2.3 中介變量

使用相對價格法計算區域的市場分割指數（Seg）[18]，分別計算商品市場分割指數（Seg1）和要素市場分割指數（Seg2）。由于2020年沒有要素價格指數的統計數據，因此僅計算2011—2019 年的市場分割指數。表2 列出了市場分割指數的指標選取情況。

首先，計算相對價格絕對值，具體公式為：

其中，?Q表示相對價格，p表示環比價格指數，i、j表示省份，k表示商品和服務種類，t表示年份。

2.2.4 控制變量

根據以往研究[3—5]選擇控制變量，控制變量Xit的計算方式如下：（1）產業結構高級化（Str），即第二產業與第三產業的比值；（2）城鎮化水平（Urb），以城鎮人口占總人口的比重為指標；（3）區域開放程度（Open），使用進出口額占GDP的比重表示；（4）受教育水平（Edu），為各省份人均受教育年限，各省份人均受教育年限=（小學人數×6+初中人數×9+高中人數×12+中職人數×12+大專及以上人數×16）/6 歲以上人口總數；（5）政府支出水平（Gov），使用政府財政支出占GDP 的比重衡量；（6）金融發展水平（Fin），用機構存貸款余額與地區生產總值的比值表示。

2.3 數據來源和描述性統計

本文使用2011—2020 年中國30個省份（不包括西藏和港澳臺）的面板數據，數據來源于《中國統計年鑒》《中國價格統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》、北京大學數字金融研究中心等。對涉及當年名義值的指標，以2011年為基期進行處理。表3是主要變量的描述性統計結果。

表3 主要變量描述性統計

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果

基于上文分析，分別從區域發展水平和區域發展差距兩個層面考察數字經濟對共同富裕的作用效果。首先對基準模型式（1）進行隨機效應和固定效應回歸，Hausman檢驗支持采用固定效應模型。下頁表4 給出了基準模型的回歸結果，列（1）至列（3）分別對應數字經濟發展水平對區域發展水平（CP1）影響的隨機效應、地區固定效應和時空雙固定效應結果，結果顯示數字經濟發展水平對區域發展水平（CP1）存在顯著正向影響，在不同效應控制下顯著程度和方向均不變，結果顯示出一定的穩健性。表4中列（4）至列（6）分別對應數字經濟發展水平對區域發展差距（CP2）影響的隨機效應、地區固定效應和時空雙固定效應結果，結果顯示數字經濟對區域發展差距（CP2）存在顯著負向影響，然而在雙固定效應下數字經濟發展水平的系數估計值并不顯著。整體來看，發展數字經濟可以有效促進共同富裕。從控制變量來看，產業結構高級化（Str）、城鎮化水平（Urb）、區域開放程度（Open）和受教育水平（Edu）均對區域發展水平有顯著正向影響，但并沒有縮小發展差距。在樣本期內，政府支出水平（Gov）并沒有對共同富裕起到促進作用；金融發展水平（Fin）對共同富裕沒有顯著的促進作用。

表4 基準模型估計結果

3.2 穩健性檢驗

本文通過更改被解釋變量和核心解釋變量來驗證數字經濟影響共同富裕的穩健性。（1）更換被解釋變量。以區域人均GDP 的對數（ln y）作為區域發展水平的替代變量；以區域人均GDP對數離散值的絕對值（yd）作為區域發展差距的替代變量；同時，參考萬海遠和陳基平（2021）[1]的方法構建綜合共同富裕指數（CP）進行整體檢驗；此外，由于共同富裕具有推進城鄉一體化的內涵，故使用城鎮居民與農村居民的人均可支配收入之比計算區域內城鄉居民收入差距（Urd）表征共同富裕。（2）更換核心解釋變量。將核心解釋變量取滯后一期（L.ln D），以降低互為因果的可能。

表5列（1）至列（4）的估計結果顯示，數字經濟對區域發展水平具有顯著的促進作用，對發展差距具有顯著抑制作用，對共同富裕的提升具有顯著的促進作用，對區域內城鄉居民收入差距具有顯著抑制作用，與基準回歸的結果具有一致性。另外，表5的列（5）、列（6）顯示，數字經濟發展水平滯后一期的估計系數與基準回歸結果的方向和顯著性基本一致，說明數字經濟發展水平的動態影響具有持續性。通過更換關鍵變量，本文驗證了基準回歸結果的穩健性。

表5 替代關鍵變量的估計結果

由于數字經濟發展水平與共同富裕之間可能存在潛在的內生性問題，即區域為了提升發展水平和減少差距，會主動進行數字化改造，這種選擇性偏差會使模型的估計結果產生一定偏誤。為了處理內生性問題，使用GMM 估計法進行參數估計，估計結果見表6。系統GMM 估計結果顯示，AR（1）的檢驗結果表明擾動項的差分存在一階自相關，AR（2）的檢驗結果表明擾動項的差分不存在二階自相關，Sargan 檢驗結果驗證了工具變量的有效性。GMM估計結果顯示數字經濟發展水平的系數顯著為正，表明數字經濟的發展會提升區域發展水平和縮小區域發展差距。主要的估計結果和基準回歸結果的符號和顯著性一致，驗證了基準回歸結果的穩健性。

表6 GMM估計結果

4 機制檢驗

4.1 中介機制檢驗

根據前文設置的中介效應模型，使用逐步回歸法估計，對商品市場分割指數和要素市場分割指數進行中介機制檢驗。觀察下頁表7 中列（1）至列（3）中介模型的估計系數發現，數字經濟發展水平對商品市場分割指數具有顯著的負向影響，然而市場分割指數的中介效應并不顯著。表7中列（4）至列（6）的中介模型估計系數顯示，數字經濟發展水平對要素市場分割指數具有顯著的負向影響，且要素市場分割指數具有一定的中介效應。

表7 市場分割的中介機制檢驗結果

4.2 空間效應分析

4.2.1 空間效應檢驗

本文利用Moran’s I 考察共同富裕的空間集聚特征。為了深入分析其空間關聯特征，計算空間權重矩陣下相關變量的全局Moran’s I，在0-1 鄰接空間矩陣下，部分年份的Moran’s I 不顯著，因此選擇地理距離矩陣進行分析。表8顯示了2011—2020年主要變量的全局Moran’s I及其顯著性，說明在樣本期內各年份的數字經濟和共同富裕的發展情況均具有地理關聯特征。

表8 2011—2020年主要變量的全局Moran’s I

為了選擇準確的空間計量模型，首先進行LM檢驗來判斷空間效應類型。根據表9可知，在地理距離矩陣下應設為空間杜賓模型（SDM）。Hausman 檢驗結果通過1%水平上的顯著性檢驗，采取固定效應模型。使用LR 檢驗發現時空雙固定效應模型更好。為了避免空間杜賓模型的退化，使用LR 檢驗兩個退化模型假設，結果發現，被解釋變量CP1在1%的水平上拒絕了退化的原假設，即表明空間杜賓模型是較優選擇，最終采用時空雙固定效應的空間杜賓模型進行回歸分析。相比來看，因變量CP2只有LM-Error 檢驗顯著，選擇空間誤差模型（SEM），并且在LR-SDM-SEM 檢驗中也拒絕了SDM 模型，因此選擇SEM進行估計。

表9 空間模型檢驗

4.2.2 空間計量結果

表10為空間計量模型回歸結果。根據被解釋變量為CP1的SDM 估計結果，數字經濟發展水平的系數為正值，且在5%的水平上顯著，表明本地數字經濟發展水平越高則區域發展水平越高。WX的結果表明鄰近地區數字經濟發展水平提高對本地的發展水平具有促進作用。被解釋變量的空間滯后項系數ρ為負，說明鄰近地區發展水平對本地發展水平的全局影響為負，說明發展水平高的地區對鄰近地區具有虹吸作用。在被解釋變量CP2上，SEM和SDM估計結果都沒有顯示出顯著的空間特性，空間滯后項系數ρ和空間誤差系數λ的估計結果都不顯著。將數字經濟發展水平對區域發展水平的影響系數分解為直接效應、間接效應以及總效應。數字經濟發展水平影響的直接效應、間接效應及總效應均顯著為正，表明本地區和鄰近地區數字經濟發展水平的提高都會對本地區發展水平產生正向促進作用，具有顯著的空間溢出效應。

表10 空間回歸結果

5 結論

本文構建了數字經濟發展水平評價指標體系，運用面板固定效應模型、中介效應模型和空間計量模型，多維度驗證了數字經濟對共同富裕的影響。主要結論如下：第一，數字經濟能夠顯著提升區域發展水平，縮小區域發展差距，數字經濟對發展水平的促進作用更為顯著，說明發展數字經濟對實現共同富裕具有一定促進作用。第二，數字經濟可有效降低區域間商品和要素市場分割指數，促進統一市場的形成，進而提高區域發展水平，促進共同富裕。然而，該機制對區域發展差距的縮小并沒有起到顯著作用，需要有效的再分配和三次分配制度體系來正確處理增長和分配、效率和公平的關系。第三，本地數字經濟對共同富裕的空間溢出效應主要體現在區域發展水平上，即本地區和鄰近地區的數字經濟發展水平的提高都會對本地區發展水平產生正向促進作用，但是發展水平高的地區對鄰近地區具有負向空間溢出效應。