劉 娜，肖文琛

（湘潭大學(xué)a.商學(xué)院；b.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)研究院，湖南 湘潭 411105）

0 引言

共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求，是中國式現(xiàn)代化的重要特征，如何推動(dòng)共同富裕的實(shí)現(xiàn)是全社會(huì)關(guān)注的熱點(diǎn)。數(shù)字經(jīng)濟(jì)作為一種全新的經(jīng)濟(jì)模式，是驅(qū)動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、帶動(dòng)全民收入穩(wěn)定增長的關(guān)鍵。因此，研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)與共同富裕之間的關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

對(duì)于數(shù)字經(jīng)濟(jì)的測度，學(xué)者們衡量數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的方式分為單一維度和多個(gè)維度。單一維度通常直接采用某一機(jī)構(gòu)發(fā)布的某種數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)[1]；而多個(gè)維度則是從產(chǎn)業(yè)數(shù)字化、數(shù)字產(chǎn)業(yè)化角度切入，圍繞數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、數(shù)字經(jīng)濟(jì)應(yīng)用等維度構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)[2,3]。

對(duì)于共同富裕的測度，主要有單一維度、兩個(gè)維度和三個(gè)維度三種不同的方法。有的學(xué)者用“中產(chǎn)階層人數(shù)占比”這個(gè)單一指標(biāo)來測度共同富裕[4]，雖然簡單明了，但難以反映共同富裕的真實(shí)情況。有的學(xué)者借鑒人類發(fā)展指數(shù)的構(gòu)建方法，從發(fā)展度和共享度兩個(gè)維度來測度共同富裕[5]，雖然易于理解，但存在共享度的函數(shù)非單調(diào)的問題。大多數(shù)學(xué)者是從富裕度、共享度和可持續(xù)度三個(gè)維度，選擇不同的指標(biāo)構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并通過無量綱化處理與指標(biāo)賦權(quán)來測度共同富裕綜合指數(shù)[5—7]。三個(gè)維度的測度方法是目前較為全面和更接近現(xiàn)實(shí)的方法，因此本文也采用三個(gè)維度的測度方法。

研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的影響的文獻(xiàn)主要聚焦于數(shù)字金融能否促進(jìn)共同富裕。黃倩等（2019）[8]從效率和公平的視角探究數(shù)字普惠金融的減貧效應(yīng)，認(rèn)為數(shù)字普惠金融通過促進(jìn)貧困階層的收入增長以及改善收入分配來達(dá)到減貧效果。韓亮亮等（2023）[1]的研究則認(rèn)為，數(shù)字普惠金融有助于提高創(chuàng)業(yè)活躍度，能夠賦能鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)共同富裕。張勛等（2020）[3]則從數(shù)字金融視角展開研究，認(rèn)為數(shù)字金融有利于促進(jìn)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)均等化，提高農(nóng)村低收入群體的收入水平，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的包容性增長。從綜合角度考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕促進(jìn)作用的文獻(xiàn)也在不斷增多，但主要是對(duì)促進(jìn)機(jī)理或效應(yīng)的理論闡述。

本文在前人的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步深入研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)與共同富裕之間的定量關(guān)系，同時(shí)參考文獻(xiàn)[5—7]的研究，選取富裕度、共同度、可持續(xù)度三個(gè)維度來測度共同富裕指數(shù)，系統(tǒng)梳理數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響共同富裕的理論機(jī)制和作用效果。

1 理論分析與研究假設(shè)

數(shù)字經(jīng)濟(jì)作為一種新型經(jīng)濟(jì)模式，是促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長、創(chuàng)新、發(fā)展的新引擎。眾多學(xué)者的研究結(jié)果表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)收入增長[3]、提高貿(mào)易競爭力[9]等方面都有積極的影響。數(shù)字經(jīng)濟(jì)的全面發(fā)展加快了社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定程度后能夠更快地實(shí)現(xiàn)共同富裕。數(shù)字經(jīng)濟(jì)能帶來生產(chǎn)力的高速發(fā)展，提升居民收入水平，從而提升全社會(huì)的總體富裕水平。由此，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠?qū)餐辉．a(chǎn)生促進(jìn)作用。

數(shù)字經(jīng)濟(jì)可以通過數(shù)字產(chǎn)業(yè)化和產(chǎn)業(yè)數(shù)字化的實(shí)現(xiàn)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，數(shù)字技術(shù)不僅可以促進(jìn)新模式、新產(chǎn)業(yè)和新業(yè)態(tài)的產(chǎn)生，而且對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也能起到積極推動(dòng)作用，即實(shí)現(xiàn)數(shù)字產(chǎn)業(yè)化。并且可以通過賦能大數(shù)據(jù)、人工智能、數(shù)字平臺(tái)等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)數(shù)字技術(shù)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)融合，從而實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過程的智能化。通過提高企業(yè)組織的管理和生產(chǎn)配置效率來降低生產(chǎn)成本，推動(dòng)全社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕。由此，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕。

數(shù)字經(jīng)濟(jì)可以通過降低研發(fā)成本、促進(jìn)合作、改善市場環(huán)境等方式，提高區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平，而技術(shù)創(chuàng)新能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕。第一，數(shù)字信息網(wǎng)絡(luò)的使用增強(qiáng)了區(qū)域之間的互聯(lián)互通，使人才交流、技術(shù)支持和資金流動(dòng)更加便捷，從而降低了創(chuàng)新活動(dòng)的成本，有助于跨區(qū)域合作和技術(shù)創(chuàng)新。第二，物聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展弱化了距離的影響，使得不同的創(chuàng)新主體可以在不同的地理空間中同時(shí)參與技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，增強(qiáng)了技術(shù)創(chuàng)新的外部溢出效應(yīng)，有助于提升區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平。由此，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于提升區(qū)域創(chuàng)新能力，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕。

隨著社會(huì)的飛速發(fā)展，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)的影響還涵蓋了流通、消費(fèi)等領(lǐng)域。第一，數(shù)字經(jīng)濟(jì)推動(dòng)生產(chǎn)環(huán)節(jié)實(shí)現(xiàn)智能化，而這種變革又進(jìn)一步促進(jìn)了消費(fèi)增長。第二，數(shù)字經(jīng)濟(jì)推動(dòng)流通領(lǐng)域的創(chuàng)新，有利于降低商品流通成本，提高消費(fèi)者的消費(fèi)意愿，進(jìn)而刺激消費(fèi)增長。第三，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展推動(dòng)了居民消費(fèi)方式的變革。綜上，數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過生產(chǎn)環(huán)節(jié)優(yōu)化、流通領(lǐng)域創(chuàng)新和消費(fèi)方式變革促進(jìn)居民消費(fèi)，使資源能夠高效率配置，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而推動(dòng)共同富裕。由此，提出假設(shè)4：

假設(shè)4：數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于促進(jìn)社會(huì)消費(fèi)，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕。

2 模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)來源

2.1 模型設(shè)定

為探究城市數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的影響，本文構(gòu)建如下模型：

其中，CPi,t代表i城市第t年的共同富裕指數(shù)，DEi,t為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)，Control代表文中所選取的一系列控制變量。同時(shí)，為了控制其他隨時(shí)間改變的變量以及不隨時(shí)間改變但是有可能對(duì)其造成影響的因素，模型對(duì)年份和城市進(jìn)行了控制，ui為城市固定效應(yīng)，δt為年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，α、β、γ為參數(shù)，本文重點(diǎn)關(guān)注的是參數(shù)β。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量及其測度

被解釋變量為共同富裕。為了對(duì)其進(jìn)行準(zhǔn)確測度，本文參考文獻(xiàn)[5—7]構(gòu)建的共同富裕指標(biāo)體系，從富裕度、共同度和可持續(xù)度三個(gè)維度來進(jìn)行測度，并且選取了7個(gè)二級(jí)指標(biāo)、15個(gè)三級(jí)指標(biāo)（見下頁表1）。

表1 共同富裕指標(biāo)體系

首先，根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)初步計(jì)算單個(gè)指標(biāo)的值，由于這些指標(biāo)值與共同富裕指數(shù)存在正向或負(fù)向關(guān)系，且單位也不一致，因此對(duì)所有指標(biāo)進(jìn)行無量綱化處理；然后，采用熵值法對(duì)所有的單個(gè)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)；最后，得到共同富裕指數(shù)。

本文采用熵值法對(duì)各城市的共同富裕指數(shù)進(jìn)行測度。由于在實(shí)現(xiàn)共同富裕的道路上有著不同階段，在改革開放初期，重點(diǎn)關(guān)注的是富裕度指標(biāo)，目前階段則應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注共同度，而熵值法可以根據(jù)離散程度確定權(quán)重，從而能夠在不同階段更加準(zhǔn)確地反映各城市的共同富裕水平情況，因此本文選擇熵值法來進(jìn)行測度。我國的共同富裕指數(shù)走勢如圖1所示。

圖1 2011—2020年我國共同富裕指數(shù)與數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)走勢

第一步，設(shè)置系數(shù)矩陣。假設(shè)各地區(qū)、各指標(biāo)的矩陣如下：

其中，i表示指標(biāo)，j表示年份，xij表示第i個(gè)指標(biāo)第j年的數(shù)值。

第二步，指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化處理。

第三步，計(jì)算指標(biāo)所占比重。

其中，表示第t 年第j 個(gè)指標(biāo)下的第i個(gè)指標(biāo)所占的比重。

第四步，計(jì)算指標(biāo)信息熵。

其中，代表信息熵，且?[0,1]，越小表示離散程度越大，即這個(gè)指標(biāo)提供的信息量越大，則這個(gè)指標(biāo)的權(quán)重也越大。

第五步，計(jì)算權(quán)重。

其中，表示第j個(gè)指標(biāo)在第t年的權(quán)重。

第六步，計(jì)算綜合指數(shù)。

其中，代表經(jīng)過計(jì)算后的第i個(gè)城市在第t年的共同富裕指數(shù)。

2.2.2 核心解釋變量及其計(jì)算

核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟(jì)。借鑒趙濤等（2020）[2]、劉軍等（2020）[10]的測度方法，將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展作為測度核心，并且結(jié)合以往學(xué)者所使用的數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)以及數(shù)字普惠金融指數(shù)，構(gòu)建如表2所示的數(shù)字經(jīng)濟(jì)指標(biāo)體系。同時(shí)參考王軍等（2021）[11]的中國數(shù)字經(jīng)濟(jì)測度方法，從數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展、數(shù)字普惠金融三個(gè)方面來綜合測度城市數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)（見表2）。

表2 數(shù)字經(jīng)濟(jì)指標(biāo)體系

通過上述方法得到城市數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)DE，DE介于0～1，DE越大，代表該城市的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高；反之，DE越小，代表該城市的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越低。從圖1中可以看到，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)與共同富裕指數(shù)隨著時(shí)間的推移都具有波動(dòng)向上的趨勢，兩者存在高度的正相關(guān)關(guān)系。

2.2.3 中介變量

本文選取的中介變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、區(qū)域創(chuàng)新能力和社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)。本文認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從較低水平向較高水平演變，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕。參考陳曉東和楊曉露（2021）[12]的做法，以第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的代理變量。參考李建強(qiáng)和趙西亮（2021）[13]的做法，采用各城市專利授權(quán)量的對(duì)數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新能力的代理變量。借鑒易行健和周利（2018）[14]的做法，使用社會(huì)消費(fèi)品零售總額作為社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)的代理變量。

2.2.4 控制變量

本文的控制變量主要有：政府干預(yù)，采用公共財(cái)政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；教育支出，采用財(cái)政教育支出占GDP的比重衡量；對(duì)外開放，以按當(dāng)年名義匯率計(jì)算的進(jìn)出口總額（人民幣計(jì)價(jià)）與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量；人力資本，采用各地區(qū)高校在校生人數(shù)與各地區(qū)年末總?cè)丝诘谋戎当硎尽?/p>

2.3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

本文的實(shí)證數(shù)據(jù)采用2011—2020 年我國270 個(gè)地級(jí)及以上城市的面板數(shù)據(jù)，表3報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站等。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸及結(jié)果分析

根據(jù)Hausman檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)的結(jié)果，采用雙向固定效應(yīng)模型對(duì)城市層面的數(shù)字經(jīng)濟(jì)與共同富裕之間的關(guān)系展開定量分析。

如表4所示，列（1）只控制年份和城市固定效應(yīng)，結(jié)果表明城市數(shù)字經(jīng)濟(jì)與共同富裕存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。將數(shù)字經(jīng)濟(jì)的一級(jí)指標(biāo)（數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展和數(shù)字普惠金融）分別對(duì)共同富裕進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果顯示，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)的一級(jí)指標(biāo)中，數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效果更加明顯。列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上加入了控制變量，由于部分影響城市共同富裕的因素被控制變量所吸收，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)有所減小，但顯著性不變，從系數(shù)的數(shù)值來看，數(shù)字經(jīng)濟(jì)每上升1個(gè)單位，共同富裕將提高0.1842個(gè)單位，并在1%的水平上顯著，說明城市數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠顯著促進(jìn)共同富裕，由此證明了假設(shè)1。

表4 數(shù)字經(jīng)濟(jì)與共同富裕基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 內(nèi)生性處理

為了克服內(nèi)生性問題，本文借鑒張勛等（2020）[3]的處理思路，采用兩類工具變量對(duì)可能出現(xiàn)的計(jì)量誤差進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)模型均選擇兩階段最小二乘法來進(jìn)行回歸。首先，選用互聯(lián)網(wǎng)普及率作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的工具變量①，因?yàn)橹袊ヂ?lián)網(wǎng)普及率高的地方也極有可能是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，同時(shí)互聯(lián)網(wǎng)普及率不太可能直接對(duì)共同富裕產(chǎn)生影響，所以滿足相關(guān)性和外生性條件，工具變量①的回歸結(jié)果如下頁表5 列（1）和列（2）所示。其次，借鑒Nunn 和Qian（2014）[15]的研究思路，選取各城市距杭州市的球面距離與除該城市以外的其他城市的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)的均值（全國平均數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)），將兩者的交互項(xiàng)作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的工具變量②，回歸結(jié)果如表5 列（3）和列（4）所示。最后，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，兩個(gè)工具變量與數(shù)字經(jīng)濟(jì)均存在顯著的正相關(guān)，說明工具變量對(duì)內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的解釋力。弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示均通過了檢驗(yàn)①經(jīng)檢驗(yàn)，工具變量①和②的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量分別為137.581和184.39，不存在弱工具變量的問題。。綜上所述，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)城市共同富裕有顯著正向影響，與前面的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表5 數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕影響的工具變量檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 替換被解釋變量和解釋變量的計(jì)算方法

為避免主觀賦權(quán)以及多個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)重疊的問題，本文使用熵值法測度各城市的共同富裕指數(shù)和數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)。但熵值法也存在容易忽略指標(biāo)本身重要程度的缺點(diǎn)，有時(shí)候確定的指標(biāo)權(quán)重與預(yù)期的結(jié)果相去較遠(yuǎn)。為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用主成分分析法重新進(jìn)行測算?；貧w結(jié)果如下頁表6列（1）和列（2)所示，列（1）使用主成分分析法測算共同富裕指數(shù)，結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致；列（2）使用主成分分析法對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)進(jìn)行重新測算，結(jié)果也依然顯著，說明基準(zhǔn)回歸的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的影響：穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.2 剔除直轄市樣本

考慮到直轄市的特殊地位和政策偏向性，直轄市在城市發(fā)展理念、資源占有率、社會(huì)開放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面都更有優(yōu)勢，可能會(huì)存在直轄市的共同富裕程度更高，反過來影響數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況，反向因果問題比較嚴(yán)重。參考韓亮亮等（2023）[1]的做法，本文選擇剔除北京市、上海市、天津市和重慶市4 個(gè)直轄市后，利用模型（1）重新進(jìn)行回歸。結(jié)果如表6列（3）所示，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)仍然顯著為正。

3.3.3 替換估計(jì)方法

本文選擇Driscoll-Kray標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)模型（XTSCC）①組間異方差檢驗(yàn)和組內(nèi)自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果的P值均為0，這表明模型存在組間異方差檢驗(yàn)和組內(nèi)自相關(guān)問題。，綜合處理異方差和自相關(guān)問題，回歸結(jié)果如表6 列（4）所示?；貧w結(jié)果顯示，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展能夠提高各城市的共同富裕程度，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

4 進(jìn)一步分析

4.1 數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)共同富裕的機(jī)制檢驗(yàn)

4.1.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介效應(yīng)

為驗(yàn)證假設(shè)2，本文參考陳曉東和楊曉露（2021）[12]的做法，以第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的代理變量。中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示，列（1）是基準(zhǔn)回歸結(jié)果；從列（2）可以看出，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；由列（3）可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)共同富裕起部分中介作用，說明數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠推動(dòng)數(shù)字技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，為實(shí)現(xiàn)共同富裕提供動(dòng)力，由此，假設(shè)2得證。從具體的系數(shù)值來看，在保持其他因素不變的情況下，城市數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)每上升1%，共同富裕指數(shù)會(huì)直接提升17.37%，同時(shí)也會(huì)使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提升63.75%，從而導(dǎo)致共同富裕指數(shù)間接提升1.11%，總效應(yīng)提升18.48%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介效應(yīng)占總效用的比例為6.01%。

表7 數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響共同富裕的作用機(jī)制

4.1.2 區(qū)域創(chuàng)新能力的中介效應(yīng)

為驗(yàn)證假設(shè)3，本文參考李建強(qiáng)和趙西亮（2021）[13]的研究，選取各城市專利授權(quán)量的對(duì)數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新能力的代理變量。檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示，列（4）中數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響在1%的水平上顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠?qū)Ω鞒鞘袆?chuàng)新能力產(chǎn)生顯著的正向影響；列（5）中加入了中介變量區(qū)域創(chuàng)新能力以后，區(qū)域創(chuàng)新能力對(duì)共同富裕的回歸系數(shù)同樣顯著為正，而且列（5）中數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的影響系數(shù)相較于列（1）有所下降，表明區(qū)域創(chuàng)新能力對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)共同富裕同樣起著部分中介效應(yīng)，可能的原因在于，數(shù)字經(jīng)濟(jì)有助于市場環(huán)境的不斷優(yōu)化，公開透明的市場環(huán)境能夠激發(fā)企業(yè)加大研發(fā)投入，從而推動(dòng)社會(huì)生產(chǎn)效率不斷提升，起到良性循環(huán)作用，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕，由此，假設(shè)3得證。從具體的系數(shù)值來看，在總效應(yīng)18.48%中，直接效應(yīng)為18.15%，區(qū)域創(chuàng)新能力的中介效應(yīng)為0.33%，區(qū)域創(chuàng)新能力的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為1.79%。

4.1.3 社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)的中介效應(yīng)

為驗(yàn)證假設(shè)4，本文借鑒易行健和周利（2018）[14]的做法，使用各城市社會(huì)消費(fèi)品零售總額的對(duì)數(shù)作為社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)的代理變量。檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示，列（6）中數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠在1%的水平上顯著促進(jìn)社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)的提高，列（7）中加入中介變量社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的回歸系數(shù)依舊顯著為正，并且數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的影響系數(shù)相較于列（1）有所下降，同樣說明創(chuàng)業(yè)活力對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)共同富裕起著部分中介效應(yīng)，可能的原因在于，數(shù)字經(jīng)濟(jì)打破了傳統(tǒng)消費(fèi)的時(shí)空限制，并且改變了居民的傳統(tǒng)消費(fèi)方式，降低了消費(fèi)門檻，使資源能夠高效配置，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而推動(dòng)共同富裕，由此，假設(shè)4 得證。從具體的系數(shù)值來看，在總效應(yīng)18.48%中，直接效應(yīng)為17.42%，社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)的中介效應(yīng)為1.06%，社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為5.74%。

4.2 數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)共同富裕的異質(zhì)性分析

4.2.1 不同基礎(chǔ)設(shè)施水平的異質(zhì)性

雖然數(shù)字經(jīng)濟(jì)克服了傳統(tǒng)金融的低受眾、高排斥的問題，但是地理距離、基礎(chǔ)設(shè)施等依然是阻礙數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，為檢驗(yàn)這種影響是否會(huì)對(duì)共同富裕產(chǎn)生進(jìn)一步的影響，本文借鑒田瑤等（2022）[16]的做法，采用互聯(lián)網(wǎng)接入端口數(shù)作為基礎(chǔ)設(shè)施水平的代理變量，并按互聯(lián)網(wǎng)普及率的中位數(shù)將樣本分為兩組以進(jìn)行分組回歸。由于互聯(lián)網(wǎng)的使用率增加，能夠強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等領(lǐng)域的互聯(lián)互通，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，從而使數(shù)字經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展，因此采用互聯(lián)網(wǎng)普及率作為代理變量具有合理性?；貧w結(jié)果如表8所示，列（1）中數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)顯著為正，列（2）中的系數(shù)則不顯著，說明在互聯(lián)網(wǎng)普及率高的城市，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用更顯著，可能的原因在于，互聯(lián)網(wǎng)普及率高的城市能夠給數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供更好的環(huán)境。

表8 異質(zhì)性分析結(jié)果

4.2.2 不同城鎮(zhèn)化水平的異質(zhì)性

數(shù)字經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)通常以互聯(lián)網(wǎng)為基礎(chǔ)，而城鎮(zhèn)化能夠?yàn)閿?shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)共同富裕提供更好的動(dòng)力，數(shù)字經(jīng)濟(jì)與城鎮(zhèn)化之間存在相互促進(jìn)的關(guān)系，為檢驗(yàn)不同城鎮(zhèn)化水平是否會(huì)對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)共同富裕帶來不同的影響效果，本文根據(jù)王常軍（2021）[17]的做法，采用各城市的城鎮(zhèn)化率作為城鎮(zhèn)化水平的代理變量，并按城鎮(zhèn)化率的中位數(shù)將樣本分為兩組以進(jìn)行分組回歸。回歸結(jié)果如表8 所示，列（3）中數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)顯著為正，而列（4）中的系數(shù)則不顯著，說明在城鎮(zhèn)化率高的城市，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)于共同富裕的促進(jìn)作用更顯著，而在城鎮(zhèn)化率低的城市，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并沒有顯著地提升共同富裕指數(shù)。究其原因，可能是城鎮(zhèn)化率高的城市主要來自沿海地區(qū)及其周邊地區(qū)，其數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)也相對(duì)較高，從而對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用更大；相反地，城鎮(zhèn)化率低的城市人口規(guī)模相對(duì)較低，其對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用相對(duì)較小，由此可見，城鎮(zhèn)化存在一定的“輻射”范圍，能夠帶動(dòng)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而推動(dòng)共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

4.2.3 創(chuàng)業(yè)活躍度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了進(jìn)一步探究數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響共同富裕的異質(zhì)性，本文參考趙濤等（2020）[2]的做法，使用創(chuàng)業(yè)活躍度作為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)造交互項(xiàng)，并將自變量及交互項(xiàng)納入雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表8 所示，從列（5）可以看出，數(shù)字經(jīng)濟(jì)與創(chuàng)業(yè)活躍度的交互項(xiàng)在1%的水平上顯著為正，由此可見，在創(chuàng)業(yè)活躍度越高的地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的正向作用越大。

5 結(jié)論

本文采用2011—2020 年我國270 個(gè)地級(jí)及以上城市的面板數(shù)據(jù)，研究了城市數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的影響，不僅測算了共同富裕指數(shù)和數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)，而且分別從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、區(qū)域創(chuàng)新能力和社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)三個(gè)維度探討了他們的中介機(jī)制和作用效果，得到如下結(jié)論：（1）數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)直接正向影響共同富裕。從三個(gè)維度來看，數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展、數(shù)字普惠金融的發(fā)展也都能促進(jìn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)，且數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響最大。（2）數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、區(qū)域創(chuàng)新能力和社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)影響共同富裕，但三個(gè)不同中介機(jī)制的作用效果存在差異，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介效應(yīng)為6.01%，區(qū)域創(chuàng)新能力的中介效應(yīng)為1.79%，社會(huì)消費(fèi)效應(yīng)的中介效應(yīng)為5.74%。（3）數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的影響具有異質(zhì)性，在基礎(chǔ)設(shè)施完善、城鎮(zhèn)化水平高以及創(chuàng)業(yè)活躍度高的城市，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用更大。