數字產業滲透如何影響共同富裕：理論依據與經驗事實

胡懷利，李金鑫

（1.安徽理工大學馬克思主義學院，安徽 淮南 232001；2.浙江財經大學馬克思主義學院，杭州 310018）

0 引言

黨的二十大報告明確提出了“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”的總體發展目標。實現全體人民共同富裕，不僅是各族人民對美好生活的向往與追求，也是黨和國家帶領各族人民接續奮斗的遠景目標。《“十四五”數字經濟發展規劃》明確指出，“數字化方式正有效打破時空阻隔，提高有限資源的普惠化水平，極大地方便群眾生活，滿足多樣化個性化需要”，為扎實推進共同富裕提供了數字化方案。作為數字化發展的核心產物，數字產業以數字技術和數據要素為基礎，具有明顯的滲透性特征。數字產業滲透不僅能夠促進均衡性、持續性增長，還可推動普惠式、共享式發展。以數字產業滲透為抓手，不斷開辟高質量增長的新優勢、新動能，能夠促進經濟提質增效，激活全社會財富積累內生動力，實現美好生活普惠共享，是在高質量發展中推動共同富裕的支柱性力量。

對于共同富裕這一時代命題，學術界展開了廣泛討論。一是水平測度。彭剛等（2022）[1]認為，中國城市共同富裕水平表現出以東部沿海為中心向西部地區輻射遞減的階梯狀空間分布格局。程沖等（2023）[2]發現，我國共同富裕水平整體偏低，且呈現“南高、北低”的空間分布格局。二是影響因素。部分學者研究得出，科技創新[3]、城鄉融合[4]、縣域鄉村振興[5]均能夠促進共同富裕。對于數字化發展與共同富裕的關系，部分學者已從不同視角作出解答。熊金武和侯冠宇（2023）[6]提出，數字經濟能夠促進共同富裕，并存在明顯的區域差異。方明月等（2022）[7]發現，數字化轉型能夠提升企業內部勞動收入份額和營業總收入，促進企業內部共同富裕。郝云平和張兵（2023）[8]認為，數字金融發展可顯著促進共同富裕。梳理上述文獻發現，學術界關于共同富裕、數字化發展與共同富裕關系的研究較為豐富和成熟，為本文提供了扎實的理論基礎，但尚未有學者深入探究數字產業滲透與共同富裕之間的關系。因此，本文搭建了數字產業滲透和共同富裕的研究框架，從直接和間接影響兩個維度深挖數字產業滲透賦能共同富裕的一般規律，揭示數字產業滲透對共同富裕的作用機制。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字產業滲透與共同富裕

共同富裕是指全體人民普遍達到生活富裕富足、精神自信自強、環境宜居宜業、社會和諧和睦、公共服務普及普惠，實現人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的一種社會狀態，重點在于擴大中等收入群體規模，促進低收入群體增收，形塑兩頭小、中間大的“橄欖型”社會分配結構，促進社會公平正義。數字產業滲透是數字技術與生產部門、保障部門與社會部門各領域的深度融合，主要以數據為關鍵要素，對各領域、全要素實現數字化轉型、升級和再造。在數字經濟快速發展的當下，數字產業持續、深度向傳統產業領域滲透，逐步成為推動經濟高質量增長的新動能，是在高質量發展中扎實推進共同富裕的重要力量。第一，創造大量就業崗位。數字產業滲透在推動傳統產業逐步向數字化方向轉型的同時，促使數字產業規模不斷擴張，創造出大量就業崗位，能夠持續吸收社會中大量新增勞動力，有效帶動居民就業，提升居民收入，加快共同富裕進程。第二，擴大中等收入群體規模。數字產業滲透有助于加快農村電商、直播電商等富民產業的發展，以多渠道特色優質農產品營銷助力農村居民收入提升，帶動低收入農民群體向中等收入群體邁進，擴大中等收入群體規模，加快推動共同富裕。同時，數字產業滲透所帶來的新型工作崗位可以吸引大量農村和城鎮勞動力向大中型城市轉移，加速城市化進程，擴大中等收入群體規模，加快共同富裕進程。據此，本文提出：

假設1：數字產業滲透可以促進共同富裕。

1.2 數字產業滲透、產業結構升級與共同富裕

數字產業滲透以數字技術滲透和應用為依托，可加速產業融合、強化產業關聯，進而推動產業結構升級。這有助于重塑傳統產業發展模式，催生全新業態，激活市場活力，促進區域內物質財富積累與價值創造，為促進共同富裕奠定扎實的物質基礎。具體言之，數字產業滲透為傳統產業發展帶來大量新技術，能夠改變傳統產業的生產方式，優化產業組織模式，重塑企業內部流程[9]，推動傳統產業重組和分化，助力產業結構升級。同時，數字產業滲透可依托數字技術延展產業邊界，加快產業融合與協同發展，強化產業間關聯性，促進產業結構升級。而產業結構升級能夠夯實地區經濟高質量發展的產業基礎，有效提升生產要素利用率，進而提高全要素生產率。這一方面能夠從中觀產業層面推動經濟高質量增長，促進社會財富的創造與積累，做大共同富裕“蛋糕”；另一方面，能夠從微觀層面帶動就業，增加低技能勞動力就業機會，提升初次分配中勞動報酬所占的比重，帶動低收入群體致富增收，縮小居民收入差距，分好共同富裕“蛋糕”。據此，本文提出：

假設2：數字產業滲透通過產業結構升級促進共同富裕。

1.3 數字產業滲透、創新要素集聚與共同富裕

數字產業滲透構建了高度互聯互通的網絡結構，增強了人才、技術、知識、資本以及數據等創新要素的時空交換，為各類創新要素集聚、轉移和應用提供了便利的條件[10]，進而促進創新要素集聚。另外，數字產業滲透可發揮放大、疊加與倍增作用，吸引更多頂尖人才、創新資本、戰略科技等高端創新要素向高附加值、高生產效率部門轉移，促進創新要素集聚。伴隨創新要素集聚水平的提升，生產部門要素配置扭曲問題得以緩解，在提升全要素生產率的同時能有效增加新產品、新服務供給，促進消費規模擴大，加速社會財富積累，奠定共同富裕的物質基礎。同時，創新要素集聚能夠加速提升創新效能、促進創新主體融合，進而提升勞動生產率，加快社會財富創造。這有助于提升勞動者收入，縮小收入差距，促進共同富裕。據此，本文提出：

假設3：數字產業滲透通過創新要素集聚促進共同富裕。

2 研究設計

2.1 模型設定

本文將數字產業滲透納入共同富裕的研究框架，構建如下面板固定效應模型，考察數字產業滲透對共同富裕的直接影響：

其中，α0為常數項；Cp代表共同富裕；i、t分別表示省份、年份；Din為數字產業滲透；Z為一系列控制變量；α1表征數字產業滲透對共同富裕的影響方向與作用程度，若α1顯著為正，則意味著數字產業滲透能夠促進共同富裕；μi和δt分別表征不可觀測的個體固定效應和時間固定效應；ε為隨機誤差項。

式（1）屬于均值回歸，無法全方位地展現不同共同富裕水平下數字產業滲透的邊際影響。因此，本文進一步借助分位數模型考察不同共同富裕水平下數字產業滲透對共同富裕的影響。具體模型如下：

其中，QCpit(τ|Dinit，Zit)為共同富裕的τ分位數；α1(τ)表征在τ分位數下數字產業滲透對共同富裕的影響。τ分位點的劃分主要借鑒學術界的普遍做法，具體為10%、25%、50%、75%、90%。

為進一步揭示數字產業滲透促進共同富裕的作用機制，借鑒已有研究[11]，在式（1）的基礎上構建中介效應模型，具體公式如下：

其中，M為中介變量，包括產業結構升級（Ind）和創新要素集聚（Ainel）；其余變量含義與式（1）相同，不再贅述。若β1、γ1、γ2均顯著為正，則意味著數字產業滲透能夠通過推動產業結構升級和創新要素集聚間接賦能共同富裕。

2.2 變量定義

（1）被解釋變量：共同富裕（Cp）。共同富裕是發展與共享的有機統一，二者共榮共生、相互促進。實現共同富裕不僅要做大“蛋糕”，也要分好“蛋糕”。基于此，借鑒已有研究[12—14]，從富裕度和共享度兩個維度出發，構建共同富裕評價指標體系（見下頁表1），并采用熵權法測算共同富裕水平。

表1 共同富裕評價指標體系

（2）解釋變量：數字產業滲透（Din）。信息技術最重要的特征之一即滲透性，這賦予了依托大數據、物聯網等現代化信息技術發展的數字產業同樣的特征，即高滲透性。伴隨數字經濟迅猛發展，數字產業滲透體現在生產生活的各個領域中，由消費端延伸至生產端，由線上活動拓展至線下活動，催生出共享經濟、微經濟等系列新業態、新模式以及新型基礎設施。這促使實體經濟部門、政府治理等各領域逐步向網絡化、智能化、數字化方向轉型。考慮到研究數據的可得性，本文重點從實體經濟數字化轉型視角探討數字產業滲透情況。借鑒袁淳等（2021）[15]的研究，使用文本分析法構建上市企業數字化轉型水平指標，作為數字產業滲透的代理變量進行檢驗。第一，在工業和信息化部官方網站、中國政府網上進行檢索，篩選歷年國家層面與數字化相關的政策文件。在此基礎上，結合歷年數字化相關報告與《政府工作報告》，提取出與數字化轉型相關的關鍵詞，進而構建數字化轉型詞表。第二，從上市企業年報中的“管理層討論與分析（MD&A）”部分獲取關于企業發展規劃、業務情況等內容的披露信息，并將其中的無效內容剔除。隨后按照所構建的數字化轉型詞表，針對上市公司年報中的相關詞匯進行詞頻統計，以統計所得的詞頻總數與MD&A語段長度的比值衡量上市公司數字化轉型水平。第三，將企業數據與地區進行匹配，最終得到各省份數字化轉型水平，以此衡量數字產業滲透水平。

（3）中介變量。第一個中介變量為產業結構升級（Ind）。構建產業結構指數衡量產業結構升級水平，計算公式為Ind=∑13qi·pi，i=1，2，3。其中，i代表第i產業；qi代表第i產業的勞動生產率，分別以“產業產值/產業就業人數”計算；pi代表第i產業的產出占比，分別用“產業產值/地區生產總值”衡量。第二個中介變量為創新要素集聚（Ainel）。借鑒已有研究[16,17]，選取專利授權數量、研發機構數量、R&D人員數量、高等學校數量、R&D經費投入5個指標，通過熵權法測算創新要素集聚水平。

（4）控制變量。為避免因遺漏變量引致內生性問題，對如下變量進行控制：①金融發展水平（Finan），通過金融機構貸款余額/GDP 進行測度。②市場化水平（Mark），借助市場化指數表征。③政府財政支持（Gov），采用當年政府財政支出與GDP之比表征。④基礎設施（Fac），選用每十萬人口擁有的道路面積衡量。

2.3 數據處理

本文以我國31 個省份（不含港澳臺）為研究對象，將考察期設置為2011—2021 年。原始數據來自《中國電子信息產業統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國統計年鑒》、國家統計局官網、國泰安數據庫、國研網、上市企業年報。對于個別缺失數據，采用線性插值法補全。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果分析

采用面板固定效應模型檢驗數字產業滲透與共同富裕的關系，結果如表2 所示。觀察發現，列（1）至列（3）中數字產業滲透的系數均大于0，且至少通過10%水平上的顯著性檢驗，表明數字產業滲透能夠顯著促進共同富裕，假設1成立。

表2 基準回歸結果

本文借助面板分位數回歸模型進一步分析不同共同富裕水平下數字產業滲透對共同富裕的影響，結果如表3所示。可以發現，當共同富裕分位點為10%和25%時，數字產業滲透的系數未通過顯著性檢驗；當分位點為50%、75%、90%時，數字產業滲透的系數至少通過5%水平上的顯著性檢驗。這意味著當共同富裕水平較低時，數字產業滲透難以充分發揮對共同富裕的賦能作用。伴隨共同富裕水平的持續提升，數字產業滲透對共同富裕的賦能作用開始顯現。

表3 分位數回歸結果

3.2 穩健性檢驗

第一，替換解釋變量。為避免回歸結果對變量測量方式的敏感性，分別以數字產業化和產業數字化作為數字產業滲透的替代指標進行回歸。其中，數字產業化從軟件和信息技術服務業發展規模、電信業發展規模、電子信息制造業發展規模、互聯網發展規模四個維度衡量；產業數字化從平臺經濟發展水平、智能制造發展水平、共享經濟發展水平、智能交通發展水平四個維度衡量。從下頁表4列（1）和列（2）可知，數字產業滲透的系數在1%的水平上顯著為正，表明前文回歸結果穩健。第二，縮尾處理。對所有變量的數據的作上下1%的縮尾處理，以避免極端值影響。從表4列（3）可知，數字產業滲透的系數為0.4205，且在1%的水平上顯著，驗證了數字產業滲透能夠促進共同富裕這一核心結論。第三，剔除直轄市。直轄市具有一定的特殊性，可能影響實證結果。鑒于此，將北京、天津、重慶、上海四個直轄市剔除，以其余省份為樣本重新回歸。從表4列（4）可知，數字產業滲透可顯著促進共同富裕，說明前文的結論是穩健的。

表4 穩健性檢驗結果

3.3 內生性處理

數字產業滲透與共同富裕可能存在反向因果關系，引致內生性問題。為規避這一問題，選擇工具變量，借助兩階段最小二乘法進行估計。第一，采用滯后一期數字產業滲透指數作為工具變量。第二，選取各地區前一年數字產業滲透指數（Din_1）分別與電話普及率和人均郵電業務量進行交乘，記作Din×Tel和Din×Post，以此構建工具變量進行回歸。表5的結果顯示，LM檢驗與F檢驗均拒絕了“識別不足”與“弱工具變量”的原假設。第一階段結果顯示，工具變量回歸系數顯著為正。第二階段結果顯示，數字產業滲透系數為正且顯著。這一結果意味著“數字產業滲透能夠促進共同富裕”的結論穩健。

表5 工具變量回歸結果

3.4 區域異質性檢驗

由于我國幅員遼闊，各地區存在一定差異。因此，參照國家統計局的劃分標準，將31 個省份劃分為東、中、西三大地區，以檢驗數字產業滲透影響共同富裕的區域異質性。表6的結果表明，東部與西部地區數字產業滲透的系數均為正值，且至少通過5%水平上的顯著性檢驗；中部地區數字產業滲透的系數則不顯著。這說明數字產業滲透對共同富裕的賦能效應在東部與西部地區顯著，在西部地區作用不明顯。深入來看，東部地區經濟發展水平一直處于全國領先地位，產業結構和基礎設施均較為完善，與數字產業融合程度更高，可有效釋放數字要素紅利，對共同富裕的賦能效應明顯；西部地區數字產業發展的政策優勢較強，在多種政策疊加支持下，區域內數字產業快速發展，并深度滲透至各傳統產業領域，為地區經濟發展帶來較大的數字紅利，進而為共同富裕目標實現蓄勢賦能；中部地區數字經濟發展水平相較于東部地區偏低，且數字產業布局尚待完善，導致數字產業滲透對共同富裕的賦能效應尚未完全顯現。

表6 區域異質性檢驗結果

3.5 機制檢驗

根據前文的假設，進一步檢驗產業結構升級和創新要素集聚的中介效應。表7列（1）是以產業結構升級為被解釋變量的回歸結果。其中，數字產業滲透的系數為正，且通過1%水平上的顯著性檢驗。這意味著數字產業滲透能夠促進產業結構升級。列（2）是以共同富裕為被解釋變量的回歸結果。其中，數字產業滲透與產業結構升級的系數分別為0.3423 與0.0205，并分別在1%與10%的水平上顯著。在加入產業結構升級之后，數字產業滲透的系數有所減小，表明“數字產業滲透—產業結構升級—共同富裕”的傳導路徑存在，即產業結構升級發揮中介作用，假設2 成立。

表7 機制檢驗結果

表7列（3）的被解釋變量為創新要素集聚。數字產業滲透的系數為正值，且通過1%水平上的顯著性檢驗。這意味著數字產業滲透能夠促進創新要素集聚。列（4）為以共同富裕為被解釋變量的回歸結果，數字產業滲透與創新要素集聚的系數分別為0.2515 與0.0523，并分別在5%與1%的水平上顯著。在加入創新要素集聚之后，數字產業滲透的系數有所減小，表明“數字產業滲透—創新要素集聚—共同富裕”的傳導路徑存在，即創新要素集聚發揮中介作用，假設3成立。

4 進一步分析

前文已經證實數字產業滲透不僅能夠直接促進共同富裕，還可以推動產業結構升級和創新要素集聚，進而間接驅動共同富裕。考慮到數字產業滲透與共同富裕之間可能存在非線性關系，選取數字產業滲透、產業結構升級、創新要素集聚作為進一步研究的門檻變量，構建門檻模型如下：

其中，d指代門檻變量，具體包括數字產業滲透（Din）、產業結構升級（Ind）、創新要素集聚（Ainel）；γ表示門檻值，若括號內條件成立，則I()· 取值為1，反之取值為0；η11與η12分別表征數字產業滲透在不同門檻區間內對共同富裕的影響。式（15）為單門檻情形，可進一步推廣至多門檻情形。

借助Bootstraps 進行1000 次抽樣，對各門檻變量的門檻數進行檢驗。表8的結果表明，數字產業滲透僅存在單門檻；而產業結構升級、創新要素集聚均通過單門檻和雙門檻檢驗，未通過三門檻檢驗，應采用雙門檻模型。

表8 門檻效應檢驗結果

門檻模型回歸結果如表9所示。列（1）為以數字產業滲透為門檻變量的回歸結果。按照門檻值檢驗結果，將樣本劃分為數字產業滲透高水平地區（Din＞0.1325）和數字產業滲透低水平地區（Din≤0.1325）。觀察發現，當數字產業滲透水平低于0.1325時，共同富裕對數字產業滲透的回歸系數為0.3698，且在1%的水平上顯著；當數字產業滲透水平高于0.1325時，共同富裕對數字產業滲透的回歸系數為0.1124，且在10%的水平上顯著。這一結果說明，隨著數字產業滲透程度持續加深，其對共同富裕的賦能效應會逐漸衰減。詳細而言，在數字產業滲透程度較低的發展階段，數字技術應用所帶來的紅利效應較為明顯，故促進作用較大；但隨著數字產業滲透水平提升，傳統產業數字化轉型程度已相對較深，此時數字產業滲透帶來的經濟增長速度與財富創造速度均有所減緩，對共同富裕的賦能效應也有所減弱。

表9 門檻模型估計結果

產業結構升級的門檻值為6.2307 和9.8560，可據此將樣本劃分為產業結構升級低水平地區（Ind≤6.2307）、中等水平地區（6.2307 ＜Ind≤9.8560）和高水平地區（Ind＞9.8560）。門檻模型回歸結果見表9列（2）。可以發現，當產業結構升級處于低水平時，數字產業滲透的賦能作用不明顯；當產業結構升級處于中等水平時，數字產業滲透的系數為0.1647，并通過1%水平上的顯著性檢驗；當產業結構升級處于高水平時，數字產業滲透的系數為0.2098，并通過1%水平上的顯著性檢驗。這一結果表明，當產業結構升級水平越過第一門檻值后，數字產業滲透對共同富裕的賦能效應才逐漸顯現，且伴隨產業結構升級水平持續提升，數字產業滲透的賦能效應將隨之增強。產業發展是帶動地區經濟增長、提升居民收入的關鍵，產業結構逐步優化和完善能夠有效促進區域經濟增長，提升地區內就業水平，促進收入分配公平與合理，進而加快實現共同富裕。

創新要素集聚的門檻值為9.9891 和12.0215，可據此將樣本劃分為創新要素集聚低水平地區（Ainel≤9.9891）、中等水平地區（9.9891 ＜Ainel≤12.0215）和高水平地區（Ainel＞12.0215）。門檻模型回歸結果見表9 列（3）。觀察發現，當創新要素集聚處于低水平時，數字產業滲透的賦能作用不明顯；當創新要素集聚處于中等水平時，數字產業滲透的系數為0.1522 且通過1%水平上的顯著性檢驗；當創新要素集聚處于高水平時，數字產業滲透的系數為0.2917 且通過1%水平上的顯著性檢驗。這意味著，與產業結構升級類似，當創新要素集聚水平超過第一門檻值之后，數字產業滲透的共同富裕效應才逐漸顯現，且該作用會隨著創新要素集聚水平的提升而增強。數字產業滲透的關鍵在于數字技術應用與更新迭代，這需要人才、資金、數據等創新要素支撐。創新要素集聚水平越高，越能夠為數字產業滲透提供人才、資金等創新要素，助力產業經濟高質量發展，進而賦能共同富裕。

5 結論與建議

本文在理論分析的基礎上，構建多種計量模型，使用省級面板數據檢驗數字產業滲透對共同富裕的影響效應。結果表明：（1）數字產業滲透可有效促進共同富裕。當共同富裕水平較低時，數字產業滲透的賦能作用不明顯；隨著共同富裕水平提升，數字產業滲透的積極作用得以有效釋放。（2）數字產業滲透可通過促進產業結構升級和創新要素集聚賦能共同富裕，即產業結構升級與創新要素集聚在數字產業滲透與共同富裕之間發揮中介作用。（3）數字產業滲透對共同富裕的影響具有非線性特征。

為進一步釋放數字產業滲透對共同富裕的賦能效應，本文提出如下建議：

（1）充分發揮數字產業滲透的共同富裕效應。積極推動數字產業深度嵌入傳統產業領域，促進傳統產業數字化轉型，為實現“在高質量發展中扎實推進共同富裕”提供助力。與此同時，著力培育人工智能、云計算等新興數字產業，壯大數字產業規模，充分釋放數字產業滲透效能，為共同富裕注入數字化動能。

（2）有效釋放產業結構升級動能。一方面，以高端制造業為導向，著力推動生產性服務業深度嵌入中高端制造業，促使先進制造業與現代服務深度融合，加快產業結構向高級化發展，為共同富裕奠定產業基礎；另一方面，加快發展技術密集型生產性服務業，加快積累生產服務類技術要素，進而釋放產業升級的共同富裕效能。

（3）持續引導和撬動創新要素集聚。著力引導創新要素集聚，持續撬動并釋放創新要素集聚的致富效應。具體言之，地方政府可依據發展現狀，與行業領軍企業協同構建創新聯合體，以政策支持和稅收優惠吸引企業、社會資本、高端人才共享共建創新聯盟，逐步形塑分工明確、優勢互補的融通創新機制，促進技術、資本等創新要素集聚，倍增、放大創新要素集聚的財富創造效應，在高質量發展中推動共同富裕。