邵 慰，楊 珂，余 衛(wèi)

（1.浙江省“八八戰(zhàn)略”研究院產(chǎn)業(yè)政策研究中心；2.浙江財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，杭州 310018；3.河南工學院經(jīng)濟學院，河南 新鄉(xiāng) 453000；4.安慶師范大學經(jīng)濟與管理學院，安徽 安慶 246133）

0 引言

現(xiàn)階段，我國數(shù)字經(jīng)濟快速發(fā)展。在高質(zhì)量發(fā)展推動共同富裕的過程中，數(shù)字經(jīng)濟扮演著不可或缺的角色。中國的共同富裕不是農(nóng)業(yè)和工業(yè)經(jīng)濟社會形態(tài)下的共同富裕，而是內(nèi)嵌于數(shù)字化進程、依托于數(shù)字經(jīng)濟的共同富裕[1—3]。討論數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與共同富裕戰(zhàn)略目標的協(xié)同關系，探究兩者之間的經(jīng)驗邏輯和機制聯(lián)系，對于實現(xiàn)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(xiàn)實意義。

作為一種全新的技術經(jīng)濟范式，數(shù)字經(jīng)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(xiàn)有研究普遍支持數(shù)字經(jīng)濟對實現(xiàn)共同富裕目標的戰(zhàn)略價值，學者們認為，正是由于數(shù)據(jù)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(chǎn)要素的制約，徹底釋放了經(jīng)濟增長的底層潛能，為共同富裕的實現(xiàn)提供了堅實的物質(zhì)基礎[1,2]，帶來了更公平的發(fā)展機遇，使得經(jīng)濟發(fā)展更具韌性和可持續(xù)性[4]，讓經(jīng)濟增長成果在最大程度上惠及偏遠地區(qū)群體[5]，對于縮小城鄉(xiāng)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(shù)字經(jīng)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(xiàn)有研究卻尚未給出答案。本文基于共同富裕的科學內(nèi)涵重新構建了測度指標體系，將“精神富?！薄熬窆餐钡染駥用娴囊蛩匾布{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(shù)字經(jīng)濟作用于共同富裕的機制路徑，描述了兩者協(xié)同演化的動態(tài)規(guī)律和一般特征，提供了數(shù)字經(jīng)濟賦能共同富裕的新證據(jù)。

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(jīng)形成了較完整的研究基礎，從概念上將共同富裕劃分為“富?！焙汀肮餐眱蓚€層面，提出了測度共同富裕的一般框架[7,8]，為共同富裕統(tǒng)計監(jiān)測相關研究奠定了重要的理論基礎。但回到“共同富?！钡谋举|(zhì)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?！焙汀肮餐钡难莼瘏f(xié)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?！倍叩挠袡C結(jié)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(nèi)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(jié)合指標具體數(shù)值逐級匯總，分別得到共同度和富裕度綜合指數(shù)；第三步，使用協(xié)調(diào)發(fā)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(xié)調(diào)發(fā)展度指數(shù)，取對數(shù)后命名為“共同富?！保╨ncoprosperity）。

下頁表1 為共同富裕測度指標體系的詳細構成，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)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(shù)字經(jīng)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(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫、各省份公報，搜集整理了2011—2020 年31 個省份（不含港澳臺）數(shù)字化和互聯(lián)網(wǎng)相關指標，并對數(shù)據(jù)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(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)”“互聯(lián)網(wǎng)域名數(shù)”“長途光纜線路長度”“信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)”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(shù)后得到用于衡量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的變量“數(shù)字經(jīng)濟”（lndigital）。從性質(zhì)上來看，該指數(shù)綜合衡量了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的典型特征，符合數(shù)字經(jīng)濟“以數(shù)據(jù)資源為關鍵要素，以現(xiàn)代信息網(wǎng)絡為主要載體”的基本性質(zhì)，滿足了本文開展統(tǒng)計分析的要求。此外，利用變異系數(shù)法得到的變量lndigital_CV將用于穩(wěn)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(shù)字經(jīng)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(tài)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?；鶞驶貧w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(shù)字經(jīng)濟）是本文的解釋變量；Xit為控制內(nèi)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(shù)字經(jīng)濟”（lndigital）為同一變量，γ為門檻值，由回歸估計得來。其他環(huán)節(jié)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(nèi)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(chǎn)業(yè)結(jié)構，因此本文在模型中增加了人口規(guī)模（lnpep）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構（lninsrtuc）兩個控制變量，用于控制這種差異性。其中，人口規(guī)模（lnpep）用各省份常住人口數(shù)量衡量，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構（lninsrtuc）用第二產(chǎn)業(yè)增加值占比衡量。另外，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展會明顯受到城鎮(zhèn)化率的影響，會對共同富裕戰(zhàn)略的推進產(chǎn)生延伸影響，因此使用城鎮(zhèn)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(shù)字經(jīng)濟本身是一種技術經(jīng)濟增長范式，因此使用研發(fā)支出作為衡量科技投入（lntechnology）的測度指標，可以對區(qū)域本身的科研能力和技術水平進行補充控制。以上數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份相關統(tǒng)計公報，并全部進行了對數(shù)化處理。變量描述性統(tǒng)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(jié)果如下頁表3 所示。從表3 列（1）可以看出，共同富裕對數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟之間的正相關關系。為進一步控制內(nèi)生性，繼續(xù)加入控制變量、個體和時間固定效應以后，系數(shù)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(tǒng)計意義上支持了數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的直接驅(qū)動和賦能效應。

表3 基準回歸（直接效應）

3.2 動態(tài)特征

表3 的分析結(jié)果驗證了數(shù)字經(jīng)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(jīng)濟增長范式，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展并不是一蹴而就的，而是技術、資本等多種經(jīng)濟要素不斷疊加、演化的結(jié)果。同樣地，共同富裕作為中國社會發(fā)展的長期性戰(zhàn)略目標，其內(nèi)涵和特征也一直處于不斷調(diào)整中，僅通過靜態(tài)的固定效應模型很難完整描述兩者之間的協(xié)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(xiàn)實邏輯展開進一步分析，以描述和呈現(xiàn)這種波動性和不均衡性?；貧w結(jié)果如表4所示。

表4 動態(tài)特征

從表4可以看出，數(shù)字經(jīng)濟與年份的交互項（lndigital*Year）的系數(shù)估計值均為正，且系數(shù)顯著性水平都達到1%，從動態(tài)角度驗證了數(shù)字經(jīng)濟的驅(qū)動作用。綜合整個趨勢來看，可以觀察到系數(shù)估計值隨時間推移呈現(xiàn)輕微的遞減趨勢，但兩者之間的演化規(guī)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(jīng)濟參數(shù)是否存在結(jié)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(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的驅(qū)動作用是否存在“拐點”。在設定“Bootstrap=300”進行重復抽樣以后，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)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(huán)節(jié)按照單門檻效應模型進行估計，具體的門檻值γ及其F統(tǒng)計量見表5。

表5 門檻個數(shù)檢驗

模型（2）的回歸結(jié)果如表6 所示，可以看出，lndigital的系數(shù)估計值在單門檻回歸中表現(xiàn)出極高的顯著性，進一步驗證了表3 結(jié)果的正確性。而且當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平越過其門檻值以后，系數(shù)估計值將繼續(xù)上升。從統(tǒng)計角度而言，表6的結(jié)果進一步驗證了數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的驅(qū)動作用，但問題在于，作為一種全新的技術經(jīng)濟增長范式，數(shù)字經(jīng)濟對“效率”和“公平”兩類目標函數(shù)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(shù)字經(jīng)濟的貢獻度。取對數(shù)后，富裕度和共同度分別記為lnaffluence和lncommon，回歸結(jié)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(shù)字經(jīng)濟的彈性為0.6464，且在1%的水平上顯著，說明數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對于提升人民群眾生活水平的作用非常明顯，體現(xiàn)出了數(shù)字經(jīng)濟的效率性。進一步來看，表7中共同度與數(shù)字經(jīng)濟之間的相關關系也同樣顯著為正（見表7 列（2）），但從系數(shù)估計值來看，lncommon的系數(shù)估計值僅為0.2317，明顯低于數(shù)字經(jīng)濟對富裕度的貢獻值。顯然，這種貢獻度上的差異顯示出數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟驅(qū)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(shù)字經(jīng)濟賦能共同富裕的經(jīng)濟機理，本文通過機制識別的方式進行進一步考察。數(shù)字經(jīng)濟降低了商品交易過程中的各類經(jīng)濟成本，在加快資源優(yōu)化配置的同時也促進了生產(chǎn)率的提升，而共同富裕是建立在一定物質(zhì)基礎之上的普遍富裕，這就意味著數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的驅(qū)動作用必須體現(xiàn)在真實的收入增長上，如果離開居民收入增長討論數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響，就會導致嚴重的政策偏差。為評估數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展帶來的收入增長效應，及其對共同富裕戰(zhàn)略目標的延伸影響，使用《中國統(tǒng)計年鑒》中各省份居民可支配收入數(shù)據(jù)構建變量lnincome，將城鎮(zhèn)居民可支配收入記為lnincome_1，農(nóng)村居民可支配收入記為lnincome_2，具體的描述性統(tǒng)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(jù)中介效應模型的基本設定，經(jīng)濟增長起到的傳導機制反映在系數(shù)α1和θ1的差異上。表8列（2）表明，數(shù)字經(jīng)濟對城鎮(zhèn)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(chǎn)生了顯著的延伸效應，使得列（3）中l(wèi)ndigital的系數(shù)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(shù)字經(jīng)濟對城鎮(zhèn)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(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)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(shù)估計值雖然也出現(xiàn)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(xiāng)之間存在差異。

表8 經(jīng)濟機制識別：收入增長

3.5.2 收入分配效應

數(shù)字經(jīng)濟帶來的沖擊不僅存在于生產(chǎn)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(qū)人群在數(shù)字化過程中可能會受益更多，但仍有很多學者對數(shù)字經(jīng)濟帶來的影響表示擔憂，他們認為，由于地理位置、經(jīng)濟積累等因素的制約，城鄉(xiāng)之間在數(shù)字接入機遇和運用數(shù)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(xiàn)為所謂的“數(shù)字鴻溝”（Digital Divide）[12]。顯然，如果發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟引致了嚴重的階層割裂，那么整體發(fā)展趨勢將會與共同富裕目標逐漸偏離。為評估數(shù)字經(jīng)濟的收入分配效應，本文用城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民可支配收入之比來構建新變量“城鄉(xiāng)收入結(jié)構”（lnurratio），建立如下中介效應模型：

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

表9 經(jīng)濟機制識別：收入分配

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 更換解釋變量估計方法

在測度數(shù)字經(jīng)濟發(fā)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(shù)法進行降維處理。將變異系數(shù)法測算的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平記為lndigital_CV，并使用模型（1）進行回歸。表10 的回歸結(jié)果表明，共同富裕對數(shù)字經(jīng)濟的彈性依然顯著為正，表明回歸結(jié)果穩(wěn)健且可信。

表10 穩(wěn)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(wěn)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?；貧w結(jié)果如表11 所示，可以看出，系數(shù)的正負沒有改變且依舊顯著。

表11 穩(wěn)健性測試：更換回歸方法

5 結(jié)論

本文基于共同富裕和數(shù)字經(jīng)濟的內(nèi)涵特征構建了全新的測度指標體系，并利用動態(tài)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(shù)字經(jīng)濟賦能共同富裕的經(jīng)濟機理進行了分析。結(jié)果顯示：（1）數(shù)字經(jīng)濟對于推進共同富裕戰(zhàn)略目標存在正向、動態(tài)的作用，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展帶來的收入增長效應起到了顯著的中介作用。（2）數(shù)字經(jīng)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(yōu)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(shù)字經(jīng)濟發(fā)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(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的賦能作用。