數字新質生產力、農業產業鏈延伸與共同富裕

張 彰

（北京聯合大學 馬克思主義學院，北京 100101）

0 引言

我國已全面建成小康社會，共同富裕已取得新進展，并向著第二個百年奮斗目標前進。但不容忽視的是，我國面臨農村發展不充分問題、城鄉發展不平衡的困境[1]，致使與共同富裕目標實現尚存在一定距離。在此形勢下，如何快速破解城鄉發展不均衡的難題，切實推動共同富裕發展進程已成為學術界研究的重點議題。作為數字經濟時代的“助推器”，數字新質生產力是當今時代最先進的生產力之一，可能成為推動共同富裕的嶄新動力。一方面，數字新質生產力能夠借助數字創新驅動效應，實現生產力的能級躍遷，促進社會財富增長，助推共同富裕。另一方面，數字新質生產力能夠促使數據要素嵌入農業產前、產中、產后全產業鏈各環節中，為農業產業鏈延伸提供重要支持，繼而促進農民增收致富，實現共同富裕。鑒于此，實證檢驗數字新質生產力對共同富裕的影響效應及作用機制，對破解新時代發展難題、加速共同富裕進程具有重要的借鑒意義。

縱觀既有文獻，影響共同富裕的因素主要包括鄉村振興、勞動就業及數字經濟。鄉村振興有利于實現鄉村結構性變革及能級躍遷，推動鄉村高質量發展，進而縮小城鄉差距，實現共同富裕[2]。提升就業質量能夠提高低收入勞動者收入，繼而從總體上縮小收入差距，驅動共同富裕[3]。數字經濟能夠實現價值創造與價值分配[4]，在夯實物質基礎的前提下，實現分配的合理調節[5]。放眼于相關研究領域，學術界也逐漸關注到新質生產力與共同富裕之間的關系。一方面，新質生產力能夠依托“新動能”“新產業”及“新模式”，為共同富裕提供強大動力。另一方面，共同富裕蘊含的“富裕性”及“共同性”可以促進新質生產力發展[6]。梳理上述文獻發現，現階段學術界有關共同富裕與新質生產力的文獻較為豐富，并獲得了一系列具備現實價值的研究成果。然而，少有文獻從實證角度入手，考察數字新質生產力與共同富裕之間的關系，且對于農業產業鏈延伸與數字新質生產力的討論較為匱乏。本文將數字新質生產力、農業產業鏈延伸與共同富裕引入同一模型內，以厘清三者間的邏輯關系和作用渠道。同時，采用門檻面板模型，深入考察全國、東部地區、中部地區、西部地區數字新質生產力對共同富裕的門檻效應，以期為持續推進共同富裕提供理論支持和實踐參考。

1 理論分析與研究假設

數字新質生產力是指依托數字技術與傳統生產要素的深度交叉融合，創造滿足社會需要的物質和精神產品，從而推動社會不斷發展的一種先進生產力質態。根植于上述理論，數字新質生產力能夠激發數據要素潛能，驅動數據滲透至生產、分配、流通、消費各環節，提升全要素生產率，在促進經濟增長的同時賦能共同富裕。伴隨物聯網、區塊鏈、虛擬現實等數字技術的廣泛應用，數據逐漸成為新的生產要素與關鍵戰略性資源。這些數字技術的應用有助于在海量數據采集、處理、分析的過程中，通過結合大數據、云計算、數字孿生技術等前沿技術，發揮數據要素的“乘數效應”，進一步釋放數據要素價值。在此過程中，數據要素在數字新質生產力的驅動下通過解構重組、匯聚融合等方式產生“數據+算法+算力”融合價值，提升社會勞動生產率，從而促進社會總體財富量增長，培育共同富裕新動能。據此，提出如下假設：

假設1：數字新質生產力對共同富裕的影響呈現正向促進作用。

農業產業鏈延伸即通過著力推動農產品深化加工并提升其附加值，實現農業價值鏈、企業鏈、供需鏈和空間鏈“四鏈”向上下游縱深發展。在一定程度上，數字新質生產力不但有助于充分發揮數智化技術賦能效應，而且能夠驅動農村三產融合，促使農業產業鏈延伸，為實現共同富裕筑牢根基。具體而言，其一，數字新質生產力有利于助力基礎農業發展，賦能共同富裕。數字新質生產力能夠驅使農村勞動者借助農業物聯網傳感器、數字農業平臺、智能灌溉系統等一系列先進數字生產工具，帶動農產品轉化增值，推動農業產業鏈延伸，提升農業生產效益，助力實現共同富裕。其二，數字新質生產力有助于推動農產品加工業發展，為共同富裕提供支持。數字新質生產力推動農產品加工、流通、銷售、管理、倉儲等生產環節數字化轉型，借助數據集成提高農產品精深加工水平，構建集農產品加工、物流配送、電商交易為一體的全產業鏈平臺，擴大農產品加工轉化增值空間，縱向延伸農業產業鏈。在此過程中，能夠加快重構農業生產體系，增強農業競爭實力，提高農業經濟增長效率，拓寬農民增收致富渠道，繼而夯實共同富裕基底。其三，數字新質生產力有利于農業與服務業深度融合，凝聚助推共同富裕堅實力量。數字新質生產力能夠借助數字平臺，串聯并整合農業數字文化資源，通過展示農村當地名人、特色歷史文化、村史村志等鄉村文化，從而帶動智慧農業與智慧文旅協同發展，拓寬農民致富新渠道，為共同富裕提供支撐。基于上述分析，提出如下假設：

假設2：農業產業鏈延伸在數字新質生產力與共同富裕的關系中發揮中介作用。

在不同數字新質生產力水平下，數字新質生產力對共同富裕的影響效應可能存在差異。在數字新質生產力發展初期，由于不同地區資源稟賦、基礎條件存在一定差異，因此數字新質生產力在不同地區存在發展不平衡的現象，致使發達地區與落后地區發展差距擴大，使得數字新質生產力對共同富裕的促進作用有限。而當數字新質生產力發展達到一定水平之后，落后地區相關數字基礎設施建設趨于完善，促使地區間“數字鴻溝”逐漸縮小。此外，隨著相關經濟主體需求不斷增加，整體社會財富隨之增長，數字新質生產力對共同富裕的促進作用得以凸顯。基于上述分析，提出如下假設：

假設3：數字新質生產力對共同富裕的影響存在明顯門檻特征。當數字新質生產力水平較低時，數字新質生產力對共同富裕的促進效應相對較弱，隨著數字新質生產力水平的進一步提升，數字新質生產力對共同富裕的正向推動作用逐漸增強。

2 研究設計

2.1 變量說明

2.1.1 被解釋變量

共同富裕（Cp）。本文借鑒陳麗君等（2021）[7]、趙丹丹和趙秀鳳（2024）[8]的研究，從充分性、平衡性、共享性及可持續性四大維度構建共同富裕水平測度指標體系（見表1），并運用熵值法進行測度。

表1 共同富裕水平測度指標體系

2.1.2 核心解釋變量

數字新質生產力（Dignqp）。數字新質生產力通過數字技術與生產力三要素深度融合，進而驅動科技創新，特別強調數字技術對生產力的賦能效應[9]。參考既有研究[10—12]，分別從數字勞動者、數字勞動對象與數字生產資料三個維度構建數字新質生產力測度指標體系（見表2），并采用熵值法進行測度。

表2 數字新質生產力測度指標體系

2.1.3 中介變量

農業產業鏈延伸（Aicei）。農業產業鏈延伸即通過實現農產品深加工并提高農產品利用率，從而促進傳統農業功能拓展與結構優化，驅動農村三產融合，為農業縱深發展提供支持。本文參考谷城和張樹山（2023）[13]、孟維福和任碧云（2023）[14]、李杰義和胡靜瀾（2024）[15]的研究，以基礎農業、農產品加工、服務業融合三個維度刻畫農業產業鏈延伸（見表3），并采用熵值法進行測度。

表3 農業產業鏈延伸測度指標體系

2.1.4 控制變量

為減少因遺漏變量而引致的結果偏誤，本文在實證考察中納入如下控制變量：人口規模（Pop）。采取人口數量與行政區域面積的比值表征；政府干預（Gov），利用政府公共財政支出占GDP 的比重進行衡量；對外開放程度（Open），根據進出口總額與地區GDP的比值進行刻畫；基礎設施水平（Inf），采用對數化處理后的城市道路面積表示；城鎮化率（Urb），以地區城鎮常住人口在總人口中所占比例進行測度。

2.2 模型設定

為研究數字新質生產力對共同富裕的影響，構建如下計量模型：

其中，Cp代表被解釋變量共同富裕，Dignqp表示核心解釋變量數字新質生產力，Control為控制變量集合，α0為截距項，α1、γ為待估系數，μ和λ分別表示城市固定效應和時間固定效應，ε為誤差項，城市和年份以下標i和t進行表征。

基于前文理論分析與研究假設，為進一步檢驗數字新質生產力能否通過促進農業產業鏈延伸助推共同富裕，構造以下模型：

其中，Aicei代表中介變量農業產業鏈延伸，公式中其余變量定義與式（1）保持一致。

為檢驗數字新質生產力對共同富裕是否存在門檻效應，本文借鑒Hansen（2000）[16]的研究思路，構建下述門檻面板模型：

其中，η為門檻變量數字新質生產力的具體數值；φ代表數字新質生產力對共同富裕的差異化影響系數；I(·)表征指示函數，當I=1時，滿足括號內條件，反之則I=0；其余變量定義與式（1）保持一致。

2.3 數據來源

本文以2011—2022年作為考察區間，選取中國273個地級及以上城市的面板數據為研究樣本。本文主要變量數據來自《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國電子信息產業統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國衛生健康統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國社會統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》、各城市統計年鑒、各城市統計局官網、相關統計公報及Wind 數據庫。數字普惠金融指數主要來源于《北京大學數字普惠金融指數》。針對個別缺失數據，采用線性插值法進行補齊。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果分析

采用前文式（1）實證檢驗數字新質生產力對共同富裕的影響效應，選取逐步回歸法將控制變量依次納入模型，回歸結果見表4。列（1）結果顯示，數字新質生產力的影響系數在1%的水平上顯著，表明數字新質生產力能夠正向影響共同富裕，假設1得到初步證實。列（2）至列（6）表明，在逐步增加控制變量的過程中，數字新質生產力的回歸系數逐漸降低，但仍保持在1%的水平上顯著為正。

表4 基準回歸結果

3.2 穩健性檢驗

為檢驗回歸結果的穩健性，本文選用以下方式進行檢驗：（1）工具變量法。借鑒趙濤等（2020）[17]的思路，運用兩階段最小二乘法，并采用1984 年每百人固定電話數量作為數字新質生產力的工具變量。表5 列（1）顯示，在2SLS第二階段，數字新質生產力的系數通過1%水平上的顯著性檢驗，依舊正向促進共同富裕。（2）更換模型。考慮到僅使用固定效應模型難以消除歷史行為誤差，采用兩階段廣義矩估計法（GMM），增加被解釋變量滯后一期項，將靜態面板模型轉化為動態面板模型，由列（2）可知，數字新質生產力對共同富裕的影響系數通過1%水平上的顯著性檢驗，回歸結果具有穩健性。

表5 穩健性檢驗結果

3.3 異質性檢驗

3.3.1 城市群異質性

借鑒姚樹潔和張小倩（2023）[18]的研究方法，將樣本城市按照長三角、珠三角、京津冀、長江中游、成渝五大城市群進行劃分，探討不同城市群數字新質生產力對共同富裕的影響效應。根據表6列（1）至列（5）的實證結果，數字新質生產力在長三角、珠三角、京津冀三個城市群的回歸系數至少通過5%水平上的顯著性檢驗。此外，數字新質生產力的系數在長江中游及成渝城市群則在10%的水平上顯著。

表6 異質性檢驗結果

3.3.2 城市規模異質性

參考國務院《關于調整城市規模劃分標準的通知》，將城市樣本分為小規模城市（50萬人以下）、中等規模城市（50萬～100萬人）及大規模城市（100萬人以上）進行分組回歸，具體結果見表6列（6）至列（8）。可以發現，大規模城市數字新質生產力的系數大于中小規模城市數字新質生產力的系數，且通過1%水平上的顯著性檢驗。

3.4 機制檢驗

下頁表7 匯報了機制檢驗的結果，列（1）為數字新質生產力對農業產業鏈延伸的影響系數，列（2）則是引入農業產業鏈延伸中介變量后的回歸結果。可以發現，在加入農業產業鏈延伸這一變量之后，數字新質生產力對共同富裕的影響系數在1%的水平上顯著，且影響系數與未納入中介變量時相比有所減小，證明農業產業鏈延伸存在部分中介效應。綜合上述檢驗結果，本文假設2 成立，即數字新質生產力可通過農業產業鏈延伸，進而助推共同富裕。

表7 影響機制檢驗結果

3.5 門檻效應檢驗

結合劉鑫鑫和韓先鋒（2023）[19]的做法，將樣本劃分為全國、東部地區、中部地區及西部地區分別進行門檻檢驗。采用Bootstrap 法迭代500 次，從而選出合理門檻值。根據下頁表8數據可知，全國、東部地區、中部地區及西部地區數字新質生產力的F值均通過三重門檻檢驗，這表明數字新質生產力與共同富裕存在非線性關系。

表8 門檻存在性檢驗結果

表9匯報了數字新質生產力的三重門檻回歸結果，其中，Dignqp_1、Dignqp_2、Dignqp_3 及Dignqp_4 分別代表不同門檻區間數字新質生產力的系數。

表9 門檻回歸檢驗結果

從全國層面數據來看，當數字新質生產力變量小于第一門檻值時，其回歸系數在1%的水平上顯著為正；當數字新質生產力變量處于第一門檻值與第二門檻值之間時，數字新質生產力的系數有所增大，且仍舊通過1%水平上的顯著性檢驗；當數字新質生產力變量處于第二門檻值與第三門檻值之間時，數字新質生產力的系數進一步增大，并在1%的水平上通過顯著性檢驗；當數字新質生產力變量大于第三門檻值時，數字新質生產力對共同富裕的促進作用進一步增加。基于全國層面門檻回歸檢驗結果，數字新質生產力對共同富裕的影響呈現邊際遞增效應，假設3得以驗證。

從地區層面數據來看，列（2）至列（4）分別顯示了東部地區、中部地區、西部地區不同門檻區間數字新質生產力的回歸系數。就東部地區而言，當數字新質生產力變量小于第一門檻值時，數字新質生產力對于共同富裕的影響系數未通過顯著性檢驗。隨著數字新質生產力跨過第一門檻值、第二門檻值及第三門檻值，數字新質生產力對共同富裕呈現邊際效益遞增的非線性影響。就中部地區及西部地區而言，當數字新質生產力低于第一門檻值時，數字新質生產力的系數為正但不顯著。當數字新質生產力跨過第一門檻值時，數字新質生產力的系數顯著為正。當數字新質生產力繼續跨過第二門檻值時，數字新質生產力對于共同富裕的促進作用變為不顯著。當數字新質生產力跨越第三門檻值后，數字新質生產力對共同富裕的促進作用再次顯著，但此時影響強度與第二階段相比有所減小。總體上來看，西部地區與中部地區影響規律基本一致，具體表現為“不顯著—顯著—不顯著—顯著”的正向“N”型非線性關系。

4 結論與建議

本文以2011—2022年作為考察區間，選取中國273個地級及以上城市的面板數據，通過實證檢驗得出如下結論：其一，數字新質生產力可顯著推動共同富裕。其二，在大規模城市以及長三角、珠三角、京津冀城市群，數字新質生產力對共同富裕的促進作用更為突出。其三，數字新質生產力可通過農業產業鏈延伸路徑，有效賦能共同富裕。其四，數字新質生產力對共同富裕的影響效應存在正向非線性關系。在全國及東部地區，呈現邊際效益遞增的非線性動態規律；而在中部地區及西部地區，呈現正向“N”型非線性關系。

基于以上結論，提出如下對策建議：第一，構筑數字新質生產力新生態。有關部門須以“以數強實”作為驅動數字新質生產力的重要戰略舉措，加快形成以高水平算力中心、數字工廠為代表的數實融合生態，發揮數字經濟與實體經濟雙輪驅動作用，激活數實融合引擎動力，以數字新質生產力“加速器”有效賦能共同富裕。第二，實現農業全產業鏈數字化轉型。有關部門可構建數字化全產業鏈平臺，實現農產品以生產計劃、調度操作、生產績效管理為一體的全生產業務一體化管控。這能夠推動農產品加工全流程數據自動精準采集、精確計算及可視化表達，加強全產業鏈內部資源協同優化，提升農業產業鏈資源配置效率，在降低成本的同時提高整體產業效益，實現農業全產業鏈數字化轉型，進而驅動農業產業鏈延伸，扎實推進共同富裕。第三，因地制宜構建區域發展新格局。對于東部地區，有關部門需在示范區重點培育深度智能、云宇宙、量子計算等先進產業，形成數字新質生產力發展“高地”，繼而發揮其示范效應與輻射效應，帶動數字新質生產力相對落后的地區蓬勃發展，推動共同富裕提質增效。對于中部地區及西部地區，相關部門需落實“東數西算”工程，在中西部地區布局邊緣數據中心、超算中心、云計算中心，將東部地區算力需求引入中西部地區，從而提升中西部地區數字新質生產力水平，為共同富裕提供政策支持。