數字經濟賦能共同富裕的多維機理及其演化特征

邵 慰，楊 珂，余 衛

（1.浙江省“八八戰略”研究院產業政策研究中心；2.浙江財經大學經濟學院，杭州 310018；3.河南工學院經濟學院，河南 新鄉 453000；4.安慶師范大學經濟與管理學院，安徽 安慶 246133）

0 引言

現階段，我國數字經濟快速發展。在高質量發展推動共同富裕的過程中，數字經濟扮演著不可或缺的角色。中國的共同富裕不是農業和工業經濟社會形態下的共同富裕，而是內嵌于數字化進程、依托于數字經濟的共同富裕[1—3]。討論數字經濟發展與共同富裕戰略目標的協同關系，探究兩者之間的經驗邏輯和機制聯系，對于實現第二個百年奮斗目標和中華民族偉大復興的中國夢有著特殊的理論意義和現實意義。

作為一種全新的技術經濟范式，數字經濟具有高增長性、共享性、普惠性等典型特征，這與共同富裕在路徑上保持了邏輯一致性。因此，現有研究普遍支持數字經濟對實現共同富裕目標的戰略價值，學者們認為，正是由于數據要素具有非競爭性和零邊際成本的特點，因此從根本上打破了稀缺性和獨占性對于生產要素的制約，徹底釋放了經濟增長的底層潛能，為共同富裕的實現提供了堅實的物質基礎[1,2]，帶來了更公平的發展機遇，使得經濟發展更具韌性和可持續性[4]，讓經濟增長成果在最大程度上惠及偏遠地區群體[5]，對于縮小城鄉收入差距、緩解相對貧困，進而提高社會整體福利水平具有顯著效果[6]。但數字經濟對于共同富裕的多維作用機理是怎樣的？是否存在時間維度上的波動性？現有研究卻尚未給出答案。本文基于共同富裕的科學內涵重新構建了測度指標體系，將“精神富裕”“精神共同”等精神層面的因素也納入測度范疇，并借助一系列計量分析工具，從多個維度刻畫了數字經濟作用于共同富裕的機制路徑，描述了兩者協同演化的動態規律和一般特征，提供了數字經濟賦能共同富裕的新證據。

1 指標體系構建

1.1 共同富裕測度指標體系

目前學術界關于共同富裕測度指標體系已經形成了較完整的研究基礎，從概念上將共同富裕劃分為“富裕”和“共同”兩個層面，提出了測度共同富裕的一般框架[7,8]，為共同富裕統計監測相關研究奠定了重要的理論基礎。但回到“共同富裕”的本質特征和底層邏輯上，相關文獻顯然忽略了對“精神富裕”和“精神共同”的考察，也沒有在“富裕”和“共同”的演化協同性上給出進一步解釋，導致指標體系在設定上存在一定的不足之處。本文認為，共同富裕是“共同”和“富裕”二者的有機結合，任何一方面的不足都不是真正意義上的共同富裕。

基于上述理念，本文構建共同富裕測度指標體系，分為三個步驟：第一步，基于核心內涵將共同富裕的指標體系分為富裕度（affluence）和共同度（common）兩個子體系，并設定相關二級和三級指標進行測算；第二步，利用熵權法求出各指標權重，并結合指標具體數值逐級匯總，分別得到共同度和富裕度綜合指數；第三步，使用協調發展度模型，對兩個一級指標的權重采用均等化的處理方法，實證測算2011—2020 年我國共同富裕協調發展度指數，取對數后命名為“共同富裕”（lncoprosperity）。

下頁表1 為共同富裕測度指標體系的詳細構成，數據來源于《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國金融年鑒》等，樣本期為2011—2020年。

表1 共同富裕測度指標體系

1.2 數字經濟測度指標體系

本文參考劉軍等（2020）[9]、趙濤等（2020）[10]的研究，基于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》、國家統計局數據庫、各省份公報，搜集整理了2011—2020 年31 個省份（不含港澳臺）數字化和互聯網相關指標，并對數據完整性和相關性進行了綜合評定篩選，最終確定了“移動電話普及率”“互聯網寬帶接入端口數”“互聯網域名數”“長途光纜線路長度”“信息傳輸、軟件和信息技術服務業城鎮單位就業人員數”這5個指標，利用主成分分析法（PCA）進行降維和賦權處理，取對數后得到用于衡量數字經濟發展水平的變量“數字經濟”（lndigital）。從性質上來看，該指數綜合衡量了數字經濟發展水平的典型特征，符合數字經濟“以數據資源為關鍵要素，以現代信息網絡為主要載體”的基本性質，滿足了本文開展統計分析的要求。此外，利用變異系數法得到的變量lndigital_CV將用于穩健性檢驗。

2 研究方法

2.1 模型設定

為了更加完整地刻畫數字經濟與共同富裕之間的邏輯關系，本文將使用固定效應模型（FE）進行基準回歸估計，而對其他特征則采用動態效應模型、門檻效應模型、中介效應模型、貢獻度分析等方法進一步予以解釋和驗證。基準回歸模型設定如下：

其中，i和t分別代表省份和年份；lncoprosperity（共同富裕）為本文的核心被解釋變量；lndigital（數字經濟）是本文的解釋變量；Xit為控制內生性而設置的一系列控制變量；μi為省份（個體）固定效應，目的是控制地理位置、文化等不隨時間變化的因素；γt為時間固定效應；εit為隨機誤差項。

門檻效應模型設定如下：

模型（2）的被解釋變量、解釋變量、控制變量與模型（1）一致。qit為門檻變量，在本文的研究中，門檻變量和解釋變量“數字經濟”（lndigital）為同一變量，γ為門檻值，由回歸估計得來。其他環節使用的模型均以上述兩個模型為基礎。

2.2 變量選取

控制變量選取的目的是緩解因模型設定偏差導致的內生性問題。基于研究對象和模型設定的考慮，本文在選取控制變量時主要關注各省份之間不同的城市集聚水平和產業結構，因此本文在模型中增加了人口規模（lnpep）和產業結構（lninsrtuc）兩個控制變量，用于控制這種差異性。其中，人口規模（lnpep）用各省份常住人口數量衡量，而產業結構（lninsrtuc）用第二產業增加值占比衡量。另外，數字經濟發展會明顯受到城鎮化率的影響，會對共同富裕戰略的推進產生延伸影響，因此使用城鎮化率（lncityzen，用城市人口占比衡量）作為控制變量能夠減小模型設定的偏差。除了上述因素以外，數字經濟本身是一種技術經濟增長范式，因此使用研發支出作為衡量科技投入（lntechnology）的測度指標，可以對區域本身的科研能力和技術水平進行補充控制。以上數據主要來自《中國統計年鑒》和各省份相關統計公報，并全部進行了對數化處理。變量描述性統計見表2。

3 實證分析

3.1 基準效應

基于模型（1）的基準回歸分析結果如下頁表3 所示。從表3 列（1）可以看出，共同富裕對數字經濟的彈性為0.2366，且在1%的水平上顯著，初步驗證了共同富裕與數字經濟之間的正相關關系。為進一步控制內生性，繼續加入控制變量、個體和時間固定效應以后，系數估計值（見表3列（3））為0.2821，且顯著性水平依然維持在較高水平，在統計意義上支持了數字經濟對共同富裕的直接驅動和賦能效應。

表3 基準回歸（直接效應）

3.2 動態特征

表3 的分析結果驗證了數字經濟與共同富裕的直接作用關系。但問題在于，作為一種典型的技術經濟增長范式，數字經濟的發展并不是一蹴而就的，而是技術、資本等多種經濟要素不斷疊加、演化的結果。同樣地，共同富裕作為中國社會發展的長期性戰略目標，其內涵和特征也一直處于不斷調整中，僅通過靜態的固定效應模型很難完整描述兩者之間的協同關系。因此，本文在模型（1）的基礎上，按照年份生成虛擬變量，并逐一與核心解釋變量（lndigital）生成交互項，在縱向上對二者的現實邏輯展開進一步分析，以描述和呈現這種波動性和不均衡性。回歸結果如表4所示。

表4 動態特征

從表4可以看出，數字經濟與年份的交互項（lndigital*Year）的系數估計值均為正，且系數顯著性水平都達到1%，從動態角度驗證了數字經濟的驅動作用。綜合整個趨勢來看，可以觀察到系數估計值隨時間推移呈現輕微的遞減趨勢，但兩者之間的演化規律還需要借助門檻效應模型進行進一步估計。

3.3 門檻效應

本文使用的門檻效應模型是在Hansen（1999）[11]的研究基礎上改進而來的，用于測算和識別經濟參數是否存在結構性變化。在本文的研究中，設定門檻效應模型主要是為了測算數字經濟對共同富裕的驅動作用是否存在“拐點”。在設定“Bootstrap=300”進行重復抽樣以后，發現回歸結果僅在單門檻下顯著，在雙門檻檢驗中并不顯著，因此回歸環節按照單門檻效應模型進行估計，具體的門檻值γ及其F統計量見表5。

表5 門檻個數檢驗

模型（2）的回歸結果如表6 所示，可以看出，lndigital的系數估計值在單門檻回歸中表現出極高的顯著性，進一步驗證了表3 結果的正確性。而且當數字經濟發展水平越過其門檻值以后，系數估計值將繼續上升。從統計角度而言，表6的結果進一步驗證了數字經濟對于共同富裕的積極作用，并認為這種作用存在明顯的門檻效應。

表6 門檻效應分析

3.4 貢獻度考察

前文從基準回歸角度驗證了數字經濟對共同富裕的驅動作用，但問題在于，作為一種全新的技術經濟增長范式，數字經濟對“效率”和“公平”兩類目標函數的作用不可能做到完全一致。因此，本文在表1 的基礎上，抽離出富裕度和共同度兩個子體系，分別代表“效率”和“公平”兩個層面，并作為被解釋變量納入模型（1）進行回歸，以考察數字經濟的貢獻度。取對數后，富裕度和共同度分別記為lnaffluence和lncommon，回歸結果見表7。

表7 貢獻度考察

從表7列（1）可以看出，富裕度（lnaffluence）對數字經濟的彈性為0.6464，且在1%的水平上顯著，說明數字經濟的發展對于提升人民群眾生活水平的作用非常明顯，體現出了數字經濟的效率性。進一步來看，表7中共同度與數字經濟之間的相關關系也同樣顯著為正（見表7 列（2）），但從系數估計值來看，lncommon的系數估計值僅為0.2317，明顯低于數字經濟對富裕度的貢獻值。顯然，這種貢獻度上的差異顯示出數字經濟在推動“效率”和“公平”目標上的不均衡性，這也正是當下限制數字經濟驅動共同富裕的主要障礙。

3.5 機制識別

3.5.1 收入增長效應

為進一步刻畫數字經濟賦能共同富裕的經濟機理，本文通過機制識別的方式進行進一步考察。數字經濟降低了商品交易過程中的各類經濟成本，在加快資源優化配置的同時也促進了生產率的提升，而共同富裕是建立在一定物質基礎之上的普遍富裕，這就意味著數字經濟對共同富裕的驅動作用必須體現在真實的收入增長上，如果離開居民收入增長討論數字經濟對共同富裕的影響，就會導致嚴重的政策偏差。為評估數字經濟發展帶來的收入增長效應，及其對共同富裕戰略目標的延伸影響，使用《中國統計年鑒》中各省份居民可支配收入數據構建變量lnincome，將城鎮居民可支配收入記為lnincome_1，農村居民可支配收入記為lnincome_2，具體的描述性統計特征見表2。模型設定如下：

模型（3）至模型（5）在設定形式、估計方法以及控制變量選取上與模型（1）一致。根據中介效應模型的基本設定，經濟增長起到的傳導機制反映在系數α1和θ1的差異上。表8列（2）表明，數字經濟對城鎮居民可支配收入存在顯著的正向推動作用，這種作用傳導至共同富裕層面產生了顯著的延伸效應，使得列（3）中lndigital的系數估計值顯著下降。從中介效應模型的含義來看，可以理解為數字經濟對城鎮居民可支配收入存在正向邊際貢獻，這一特征對推動共同富裕進程存在積極的中介作用。而從表8 列（4）可以看出，數字經濟對農村居民可支配收入的提升作用同樣非常顯著，但在考慮了lnincome_2 以后，lndigital的系數估計值雖然也出現了下降（見列（5）），但幅度明顯不如列（3），說明收入增長起到的中介效應在城鄉之間存在差異。

表8 經濟機制識別：收入增長

3.5.2 收入分配效應

數字經濟帶來的沖擊不僅存在于生產方式層面，而且在社會架構層面也同樣有非常深刻的影響。盡管有研究表明偏遠地區人群在數字化過程中可能會受益更多，但仍有很多學者對數字經濟帶來的影響表示擔憂，他們認為，由于地理位置、經濟積累等因素的制約，城鄉之間在數字接入機遇和運用數字技術的能力上會存在很大差異，這種差異反映在社會架構上即表現為所謂的“數字鴻溝”（Digital Divide）[12]。顯然，如果發展數字經濟引致了嚴重的階層割裂，那么整體發展趨勢將會與共同富裕目標逐漸偏離。為評估數字經濟的收入分配效應，本文用城鎮居民可支配收入與農村居民可支配收入之比來構建新變量“城鄉收入結構”（lnurratio），建立如下中介效應模型：

從表9的估計結果來看，雖然數字經濟對lnurratio的作用不太顯著，但在考慮了收入結構之后，數字經濟與共同富裕的系數估計值不僅沒有下降，還出現了輕微的上升，呈現反向中介效應（或者抑制作用）。這表明數字經濟的發展起到了提高居民收入的作用，而且在城鎮產生的共同富裕效應更明顯。

表9 經濟機制識別：收入分配

4 穩健性檢驗

4.1 更換解釋變量估計方法

在測度數字經濟發展水平時，本文采用了主成分分析法（PCA）進行降維處理，但除了PCA 以外，也可以使用變異系數法進行降維處理。將變異系數法測算的數字經濟發展水平記為lndigital_CV，并使用模型（1）進行回歸。表10 的回歸結果表明，共同富裕對數字經濟的彈性依然顯著為正，表明回歸結果穩健且可信。

表10 穩健性測試：更換解釋變量

4.2 更換回歸方法

采用差分廣義矩估計（Difference-GMM）進行穩健性檢驗。該方法是用解釋變量的滯后兩期作為差分項的工具變量進行回歸，因此能夠在很大程度上解決解釋變量與隨機誤差項之間的相關性問題。回歸結果如表11 所示，可以看出，系數的正負沒有改變且依舊顯著。

表11 穩健性測試：更換回歸方法

5 結論

本文基于共同富裕和數字經濟的內涵特征構建了全新的測度指標體系，并利用動態效應模型、門檻效應模型、中介效應模型等計量分析工具，從多個維度對數字經濟賦能共同富裕的經濟機理進行了分析。結果顯示：（1）數字經濟對于推進共同富裕戰略目標存在正向、動態的作用，數字經濟發展帶來的收入增長效應起到了顯著的中介作用。（2）數字經濟在“效率”層面的作用要更加明顯，而在“公平”層面的作用，尤其是在優化收入分配、縮小收入差距方面的作用則相對比較薄弱。（3）滯后的收入分配制度是限制數字經濟發揮其社會效應的重要約束，未來應當完善相關制度建設，以進一步釋放數字經濟對共同富裕的賦能作用。