胡長(zhǎng)玉，趙啟程

（1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 102200；2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，成都 611130）

0 引言

共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求和中國(guó)式現(xiàn)代化的重要特征。我國(guó)的共同富裕是嵌入數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代的，共同富裕的實(shí)現(xiàn)需要以數(shù)字經(jīng)濟(jì)為依托。因此，探究數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

當(dāng)前，越來(lái)越多的學(xué)者基于數(shù)字技術(shù)視角研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響。共同富裕表現(xiàn)出發(fā)展性、共享性、可持續(xù)性三大特征[1]。其中，“富?！焙汀肮餐狈謩e對(duì)應(yīng)發(fā)展性和共享性?xún)蓚€(gè)特征，是學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注的兩個(gè)維度。學(xué)術(shù)界就數(shù)字經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)[2]已達(dá)成共識(shí)，但是在數(shù)字經(jīng)濟(jì)共享效應(yīng)方面尚未達(dá)成一致。一種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為，數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)了共享發(fā)展。例如，孫晉（2021）[3]認(rèn)為，數(shù)字平臺(tái)逐漸成為社會(huì)財(cái)富增加、社會(huì)福利提高和社會(huì)公平分配的場(chǎng)域。另一種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為，數(shù)字經(jīng)濟(jì)抑制了共享發(fā)展。例如，胡鞍鋼等（2016）[4]認(rèn)為，數(shù)字要素的非均衡配置制約了欠發(fā)達(dá)地區(qū)的發(fā)展，加劇了地區(qū)差距的擴(kuò)大；在城鄉(xiāng)層面，譚燕芝等（2017）[5]發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象較為明顯，城鎮(zhèn)居民互聯(lián)網(wǎng)使用的收入回報(bào)率約為20%，而農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)使用的收入回報(bào)率不顯著；在群體層面，劉軍等（2021）[6]的研究表明，人工智能的發(fā)展導(dǎo)致對(duì)高技能勞動(dòng)力需求增加的同時(shí)也減少了對(duì)低技能勞動(dòng)力的需求，并使得高、低技能勞動(dòng)力之間的收入差距擴(kuò)大。還有一種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為，數(shù)字經(jīng)濟(jì)與共享發(fā)展之間存在非線(xiàn)性關(guān)系。例如，程名望和張家平（2019）[7]發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)“倒U”型特征；但陳文和吳贏（2021）[8]卻持相反觀(guān)點(diǎn)，認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期會(huì)降低城鄉(xiāng)收入差距，后期則會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，兩者之間存在“U”型關(guān)系。

基于已有研究，本文進(jìn)一步剖析數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響共同富裕的理論機(jī)制和作用效果。首先，分別構(gòu)建共同富裕與數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，均采用熵值法進(jìn)行測(cè)度；其次，對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展與共同富裕之間可能存在的非線(xiàn)性關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)；最后，探究共同富裕的空間集聚現(xiàn)象，以及數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的空間溢出效應(yīng)，以期為推動(dòng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)和共同富裕協(xié)同發(fā)展提供實(shí)證參考。

1 機(jī)理分析與研究假設(shè)

1.1 數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響機(jī)制

1.1.1 數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)共同富裕

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)層面。第一，數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代數(shù)據(jù)要素成為關(guān)鍵生產(chǎn)要素，數(shù)字技術(shù)與金融、教育、能源、汽車(chē)、物流等行業(yè)的深度融合促進(jìn)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速崛起。第二，數(shù)字經(jīng)濟(jì)可以促進(jìn)新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換，驅(qū)動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展。數(shù)字技術(shù)的快速產(chǎn)業(yè)化和市場(chǎng)化使得原有的生產(chǎn)方式和組織管理方式發(fā)生變革，特別是數(shù)字化創(chuàng)新會(huì)形成對(duì)其他生產(chǎn)部門(mén)的技術(shù)擴(kuò)散，這些均有利于全要素生產(chǎn)率的提升。財(cái)富共享效應(yīng)層面。第一，推動(dòng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。一方面，數(shù)字技術(shù)的發(fā)展使得距離在行業(yè)分工和貿(mào)易中的作用逐漸變小，使得生產(chǎn)可以既不靠近原材料也不靠近消費(fèi)者，上下游企業(yè)空間集聚的必要性下降，價(jià)值鏈布局的區(qū)域化和碎片化有助于區(qū)域發(fā)展的協(xié)調(diào)和平衡；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)平臺(tái)是一個(gè)可以打破時(shí)空限制的大市場(chǎng)，有助于打破行政壟斷和地區(qū)分割，賦予企業(yè)和居民更公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境和更多就業(yè)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)地區(qū)間均衡發(fā)展。第二，縮小城鄉(xiāng)收入差距。一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展增加了就業(yè)，互聯(lián)網(wǎng)的普及使農(nóng)村勞動(dòng)力可以快速、準(zhǔn)確地獲取招聘信息，有利于促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，信息技術(shù)的快速推廣和普及讓農(nóng)民有機(jī)會(huì)用較低的成本進(jìn)行知識(shí)與技能學(xué)習(xí)，進(jìn)而提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和收入水平。

1.1.2 數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展抑制共同富裕

一方面，數(shù)字技術(shù)容易形成市場(chǎng)壟斷。其一，數(shù)據(jù)要素具有規(guī)模報(bào)酬遞增的特性，數(shù)據(jù)資源的形成、收集和存儲(chǔ)前期初始投入較高，后期使用時(shí)邊際成本幾乎為零，這決定了數(shù)字經(jīng)濟(jì)具有自然壟斷的行業(yè)屬性。其二，互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)具有雙邊市場(chǎng)的特性，如淘寶、京東、滴滴出行、美團(tuán)等網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)同時(shí)聚集了大量產(chǎn)品與服務(wù)的供給方和需求方，導(dǎo)致具有優(yōu)勢(shì)的平臺(tái)快速形成壟斷?；ヂ?lián)網(wǎng)企業(yè)憑借技術(shù)優(yōu)勢(shì)可以無(wú)償或低成本使用數(shù)據(jù)要素，而數(shù)據(jù)其他生產(chǎn)方則難以獲得應(yīng)有的權(quán)利，導(dǎo)致報(bào)酬與貢獻(xiàn)度不匹配。同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)憑借自身掌握的流量、數(shù)據(jù)和算法優(yōu)勢(shì)，可以對(duì)上下游企業(yè)和消費(fèi)者進(jìn)行精準(zhǔn)的價(jià)格歧視，攫取更多剩余價(jià)值。另一方面，“數(shù)字鴻溝”加劇貧富分化?！皵?shù)字鴻溝”主要分為一級(jí)數(shù)字鴻溝和二級(jí)數(shù)字鴻溝，前者是指數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施方面的差異，后者是指信息和網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的應(yīng)用程度以及創(chuàng)新能力方面的差異。邱澤奇等（2016）[9]認(rèn)為，我國(guó)數(shù)字紅利受益較多的人群主要集中于東南沿海地區(qū)。低收入群體由于知識(shí)和信息獲取能力匱乏難以享受到數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的紅利。

1.1.3 數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響可能呈現(xiàn)“倒U”型特征

數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，表現(xiàn)出“做大蛋糕”的強(qiáng)大動(dòng)力機(jī)制。一方面，數(shù)據(jù)要素加入生產(chǎn)過(guò)程可以突破傳統(tǒng)資源約束和增長(zhǎng)極限；同時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)不斷通過(guò)技術(shù)進(jìn)步、效率變革和降低交易成本來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)有助于推動(dòng)社會(huì)財(cái)富的共享與普惠，即通過(guò)促進(jìn)區(qū)域間和群體間協(xié)同發(fā)展來(lái)實(shí)現(xiàn)共同富裕。數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展后期，數(shù)字技術(shù)容易形成市場(chǎng)壟斷并加劇收入分配差距；同時(shí)，由于要素稟賦、信息化水平、人力資源等方面的地區(qū)差異，我國(guó)的“數(shù)字鴻溝”問(wèn)題日益嚴(yán)重，不利于實(shí)現(xiàn)共同富裕。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響呈現(xiàn)先促進(jìn)后抑制的“倒U”型特征。

假設(shè)2：現(xiàn)階段，我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展與共同富裕之間的關(guān)系仍然處于“倒U”型曲線(xiàn)拐點(diǎn)的左側(cè)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕具有促進(jìn)作用。

1.2 數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的空間溢出效應(yīng)

數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過(guò)高效的信息傳遞打破了時(shí)空限制，由此產(chǎn)生不同路徑、不同程度上的溢出效應(yīng)。Yilmaz 等（2002）[10]研究了州際電信基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)本州僅能從自身的電信基礎(chǔ)設(shè)施投資中獲益，其他州的電信基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)本州產(chǎn)出增長(zhǎng)產(chǎn)生了負(fù)面影響。張俊英等（2019）[11]發(fā)現(xiàn)，電子商務(wù)發(fā)展呈現(xiàn)空間自相關(guān)性且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)顯著，但隨著空間距離的擴(kuò)大，直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均減弱。李天籽和王偉（2018）[12]研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)城市人均GDP 的溢出效應(yīng)較為明顯，且通信基礎(chǔ)設(shè)施的溢出距離大于交通基礎(chǔ)設(shè)施的溢出距離。綜上，本文認(rèn)為，由于我國(guó)省域面積較大，因此數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)可能會(huì)隨著空間距離的擴(kuò)大而減弱。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)3：本地?cái)?shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展僅對(duì)本地共同富裕存在直接影響效應(yīng)，對(duì)鄰近地區(qū)共同富裕的空間溢出效應(yīng)不明顯。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建

（1）基準(zhǔn)回歸模型。為檢驗(yàn)假設(shè)1，構(gòu)建如下模型：

其中，Cmwit為共同富裕，Digit為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展，Xit為一組控制變量，i和t分別表示省份和年份，μi和δt分別表示省份和年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。α2＞0表示數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展和共同富裕之間存在“U”型關(guān)系；α2＜0表示存在“倒U”型關(guān)系。若α2=0，α1＞0，則表示數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)了共同富裕；若α2=0，α1＜0，則表示數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展抑制了共同富裕。

（2）為檢驗(yàn)假設(shè)2，構(gòu)建如下模型：

其中，Digit×Yeart表示數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展和年份的交乘項(xiàng)，以2011年為基期，通過(guò)雙固定效應(yīng)模型估計(jì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的動(dòng)態(tài)特征。

（3）門(mén)檻效應(yīng)模型。數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響與當(dāng)?shù)氐膶?duì)外開(kāi)放度及政府干預(yù)力度緊密相關(guān)。一方面，當(dāng)對(duì)外開(kāi)放度較低時(shí)，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)難以及時(shí)獲取和吸收國(guó)際先進(jìn)的數(shù)字技術(shù)，不利于數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。而地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低將限制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛力和速度，進(jìn)而影響共同富裕的實(shí)現(xiàn)。較高水平的對(duì)外開(kāi)放度能為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供廣闊的市場(chǎng)空間、先進(jìn)的技術(shù)以及豐富的數(shù)字技能人才，但同時(shí)也可能導(dǎo)致“數(shù)字鴻溝”的產(chǎn)生，導(dǎo)致地區(qū)間和群體間無(wú)法平等獲取和利用數(shù)字資源與技術(shù)，從而擴(kuò)大貧富差距。另一方面，當(dāng)政府干預(yù)力度較小時(shí)，“數(shù)字鴻溝”的存在會(huì)加劇地區(qū)間發(fā)展不平衡，弱勢(shì)群體難以享受到數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的紅利。同時(shí)，數(shù)字壟斷可能導(dǎo)致市場(chǎng)權(quán)力濫用、價(jià)格操縱、不正當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)等，不利于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。隨著政府干預(yù)力度的加大，政府可以通過(guò)加大再分配調(diào)節(jié)力度、對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)提供政策支持、預(yù)防和制止壟斷行為等，促進(jìn)區(qū)域間和群體間共享數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展紅利，發(fā)揮“看得見(jiàn)的手”作用，維護(hù)市場(chǎng)秩序、促進(jìn)社會(huì)公正、保持創(chuàng)新活力，進(jìn)而提高生產(chǎn)效率，緩解“數(shù)字鴻溝”擴(kuò)大對(duì)共同富裕的不利影響。因此，本文認(rèn)為對(duì)外開(kāi)放度和政府干預(yù)力度在數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響共同富裕的過(guò)程中存在門(mén)檻效應(yīng)。據(jù)此，構(gòu)建如下模型：

其中，Thit為門(mén)檻變量，包括對(duì)外開(kāi)放度（Fdi）和政府干預(yù)力度（Fis）；I(·)為指示函數(shù)，滿(mǎn)足括號(hào)內(nèi)條件時(shí)賦值為1，否則賦值為0。式（3）是單一門(mén)檻情形，可以根據(jù)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果擴(kuò)充至多重門(mén)檻情形。

（4）空間計(jì)量模型。為檢驗(yàn)假設(shè)3，分別構(gòu)建空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM）：

其中，ρ代表空間自相關(guān)系數(shù)；W代表空間權(quán)重矩陣，本文同時(shí)采用鄰接權(quán)重矩陣（W1）、地理距離權(quán)重矩陣（W2）、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（W3）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

其中，d為相鄰省份省會(huì)城市之間的直線(xiàn)距離，Gi和Gj分別表示i地區(qū)和j地區(qū)2011—2019年實(shí)際GDP的平均值。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量：共同富裕（Cmw）。本文借鑒韓亮亮等（2023）[1]的方法，并結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，從共同富裕的發(fā)展性、共享性、可持續(xù)性3個(gè)維度構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1所示。使用熵值法得到各省份的共同富裕指數(shù)。

表1 共同富裕綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（2）核心解釋變量：數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Dig）。根據(jù)《數(shù)字經(jīng)濟(jì)及其核心產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類(lèi)（2021）》，數(shù)字經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)主要包括數(shù)字產(chǎn)品制造業(yè)、數(shù)字產(chǎn)品服務(wù)業(yè)、數(shù)字技術(shù)應(yīng)用業(yè)、數(shù)字要素驅(qū)動(dòng)業(yè)和數(shù)字化效率提升業(yè)五大類(lèi)，本文將前四大類(lèi)與數(shù)字產(chǎn)業(yè)化部分對(duì)應(yīng)，借鑒巫景飛和汪曉月（2022）[13]的方法設(shè)置相關(guān)指標(biāo)。同時(shí)，將第五大類(lèi)與產(chǎn)業(yè)數(shù)字化部分對(duì)應(yīng)，參考王軍等（2021）[14]的研究設(shè)置相關(guān)指標(biāo)。具體的指標(biāo)體系如表2所示?；谏鲜鲋笜?biāo)，采用熵值法測(cè)度數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)。

表2 數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（3）門(mén)檻變量：對(duì)外開(kāi)放度（Fdi），選用外商直接投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；政府干預(yù)力度（Fis），選取地區(qū)人均財(cái)政支出與地區(qū)人均財(cái)政收入的比值衡量。

（4）控制變量：借鑒相關(guān)研究[1,15]，選取創(chuàng)新能力（Inn）、外貿(mào)依存度（Ope）、基礎(chǔ)設(shè)施（Inf）以及政府支出水平（Gov）作為控制變量。具體測(cè)量方法見(jiàn)表3。

表3 變量說(shuō)明

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2011—2019 年我國(guó)30個(gè)省份（不含西藏和港澳臺(tái)）的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)信息年鑒》《中國(guó)信息產(chǎn)業(yè)年鑒》《中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)基本單位統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒或統(tǒng)計(jì)公報(bào)，部分缺失值采用插補(bǔ)法補(bǔ)全。

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

表4 報(bào)告了數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響共同富裕的估計(jì)結(jié)果。在列（1）和列（2）中，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展系數(shù)均顯著為正，其平方項(xiàng)系數(shù)則均顯著為負(fù)，說(shuō)明共同富裕與數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在“倒U”型關(guān)系，即數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響呈現(xiàn)先促進(jìn)后抑制的特征，拐點(diǎn)處的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)約為0.975，該結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)1。此外，從列（2）中可以發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新能力的系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，說(shuō)明提高研發(fā)投入可以促進(jìn)共同富裕；外貿(mào)依存度系數(shù)為正但不顯著；基礎(chǔ)設(shè)施的系數(shù)顯著為正，基礎(chǔ)設(shè)施水平每提升1%將使得共同富裕指數(shù)上升0.031%，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有直接和間接促進(jìn)作用，涓滴效應(yīng)的釋放最終促使地區(qū)發(fā)展趨于平衡，有助于共同富裕的實(shí)現(xiàn)；政府支出水平的系數(shù)顯著為負(fù)，地方政府支出往往伴隨著低效與浪費(fèi)，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展越落后的地區(qū)，政府行政效率往往越低，最終使得社會(huì)財(cái)富的增長(zhǎng)失衡，進(jìn)而抑制了共同富裕。

表4 數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響共同富裕的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

前文理論分析認(rèn)為，目前我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕表現(xiàn)為促進(jìn)作用，為驗(yàn)證該假設(shè)，基于式（2）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表5。基年（2011年）數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，此時(shí)處于“倒U”型曲線(xiàn)拐點(diǎn)左側(cè)，即數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕具有顯著的促進(jìn)作用。同時(shí)，2012—2019年數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展與年份的交乘項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，且系數(shù)的絕對(duì)值整體呈現(xiàn)變大趨勢(shì)，說(shuō)明數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕促進(jìn)作用的邊際效應(yīng)在不斷減小。相較而言，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的系數(shù)絕對(duì)值在末年（2019年）依然小于基年（2011年），說(shuō)明直到2019年數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展與共同富裕的關(guān)系依然位于“倒U”型曲線(xiàn)拐點(diǎn)的左側(cè)，即數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然有利于推動(dòng)共同富裕的實(shí)現(xiàn)，該結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)2。

表5 數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的時(shí)間趨勢(shì)分析

3.2 門(mén)檻效應(yīng)分析

為檢驗(yàn)對(duì)外開(kāi)放度和政府干預(yù)力度是否存在門(mén)檻效應(yīng)，本文采用面板門(mén)檻回歸模型進(jìn)行分析。首先，采用Bootstrap 自抽樣法對(duì)門(mén)檻的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)，反復(fù)抽樣300 次后得到表6 的門(mén)檻數(shù)量檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，對(duì)外開(kāi)放度和政府干預(yù)力度均通過(guò)了單一門(mén)檻檢驗(yàn)，但均未通過(guò)雙重門(mén)檻檢驗(yàn)。因此，兩個(gè)門(mén)檻變量均存在單一門(mén)檻效應(yīng)。鑒于此，本文設(shè)定單門(mén)檻回歸模型，根據(jù)式（3）得到表7的回歸結(jié)果。

表6 門(mén)檻數(shù)量檢驗(yàn)結(jié)果

表7 門(mén)檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

具體而言，對(duì)于門(mén)檻變量Fdi，當(dāng)Fdi≤0.008 時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的系數(shù)為正但不顯著；當(dāng)Fdi＞0.008 時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的系數(shù)為-0.039，且在5%的水平上顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響存在對(duì)外開(kāi)放度的門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)對(duì)外開(kāi)放度越過(guò)門(mén)檻值后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的抑制作用開(kāi)始凸顯。對(duì)于門(mén)檻變量Fis，當(dāng)Fis≤0.881 時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的系數(shù)為-0.094 且在1%的水平上顯著；當(dāng)Fis＞0.881 時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的系數(shù)為-0.010 但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響存在政府干預(yù)力度的門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)政府干預(yù)力度越過(guò)門(mén)檻值后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的抑制作用將變得不明顯。

3.3 空間溢出效應(yīng)分析

在對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)前，需要先確認(rèn)被解釋變量是否存在空間相關(guān)性，本文基于鄰接權(quán)重矩陣、地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，采用全局Moran’s I進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表8。可以發(fā)現(xiàn)，2011—2019 年共同富裕的Moran’s I 均顯著為正，空間集聚趨勢(shì)明顯?；诮?jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，按照相關(guān)檢驗(yàn)來(lái)確定模型的最終形式，結(jié)果見(jiàn)表9。首先，使用LM 檢驗(yàn)來(lái)確定采用SAR 還是SEM，基于P 值的結(jié)果，選擇SAR。其次，通過(guò)Wald 和LR檢驗(yàn)確認(rèn)SDM 是否可以簡(jiǎn)化為SAR 或SEM，結(jié)果表明SDM 無(wú)法簡(jiǎn)化為SEM?？臻g滯后項(xiàng)的Wald 假設(shè)（估計(jì)值為7.96，P=0.158）接受了SDM 可以簡(jiǎn)化為SAR 的原假設(shè)，同時(shí)，SDM固定和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果不顯著且模型擬合效果較差，因此選擇SAR。最后，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果（估計(jì)值為69.34，P=0.000）顯示，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。綜上，本文最終選擇固定效應(yīng)下的SAR模型進(jìn)行空間溢出效應(yīng)分析，結(jié)果見(jiàn)表10。

表8 2011—2019年共同富裕的Moran’s I

表9 模型選擇檢驗(yàn)

表10 SAR估計(jì)結(jié)果

由表10可知，在不同空間權(quán)重矩陣下，共同富裕的空間自回歸系數(shù)均顯著為正。本文進(jìn)一步通過(guò)直接效應(yīng)和間接效應(yīng)探究數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)本地和鄰近地區(qū)共同富裕的影響。從直接效應(yīng)來(lái)看，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)本地共同富裕的影響呈現(xiàn)“倒U”型特征，這一結(jié)論同樣驗(yàn)證了假設(shè)1；從間接效應(yīng)來(lái)看，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)鄰近地區(qū)共同富裕的影響均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。以上結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)3。究其原因，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)鄰近地區(qū)共同富裕的帶動(dòng)作用受距離衰減規(guī)律的影響，同時(shí)，鄰近地區(qū)人力資本、制度因素等方面的差異可能也在一定程度上制約了數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的財(cái)富共享空間外溢能力，最終導(dǎo)致數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展僅對(duì)本地共同富裕存在直接影響效應(yīng)而對(duì)鄰近地區(qū)的空間溢出效應(yīng)不明顯。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性分析

3.4.1 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為使研究結(jié)論可靠，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行上下1%的縮尾處理，結(jié)果見(jiàn)表11 列（1）和列（2）。第二，剔除直轄市。鑒于我國(guó)區(qū)域發(fā)展的不平衡性，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的財(cái)富增長(zhǎng)和財(cái)富共享效應(yīng)存在一定的差異，而直轄市的特殊地位和政策偏向性可能會(huì)放大數(shù)字經(jīng)濟(jì)的賦能效果，因此將4個(gè)直轄市樣本刪除后重新回歸，結(jié)果見(jiàn)列（3）和列（4）。整體來(lái)看，表11中的估計(jì)結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果相差不大，研究結(jié)論穩(wěn)健。

表11 穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

3.4.2 內(nèi)生性分析

鑒于可能存在反向因果關(guān)系以及遺漏關(guān)鍵解釋變量，本文采用工具變量法來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題。借鑒向云等（2022）[15]、Nunn 和Qian（2014）[16]的思路和方法，分別選擇滯后一期數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展與上一年全國(guó)互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)對(duì)數(shù)值的交乘項(xiàng)、1984 年每百人固定電話(huà)數(shù)量與2011—2019年所對(duì)應(yīng)的年份虛擬變量的交乘項(xiàng)作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展及其平方項(xiàng)的工具變量?；貧w之前，需對(duì)工具變量的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)。先利用K-Paap rk LM statistic進(jìn)行可識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果均通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明工具變量可識(shí)別；再利用K-Paap rk Wald F statistic進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均大于Stock-Yogo弱識(shí)別檢驗(yàn)10%水平上的臨界值。綜上可知，本文選取的工具變量有效。表11 列（5）和列（6）展示了考慮內(nèi)生性問(wèn)題后的回歸結(jié)果，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響效果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

4 結(jié)論

本文在剖析數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕影響機(jī)理的基礎(chǔ)上，基于2011—2019年我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響，得出如下結(jié)論：第一，我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響呈現(xiàn)“倒U”型特征?，F(xiàn)階段，我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展與共同富裕之間的關(guān)系仍然處于“倒U”型曲線(xiàn)拐點(diǎn)的左側(cè)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕具有促進(jìn)作用。通過(guò)一系列穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)后該結(jié)論依然成立。第二，分別以對(duì)外開(kāi)放度和政府干預(yù)力度作為門(mén)檻變量，兩個(gè)門(mén)檻變量均會(huì)導(dǎo)致數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響存在單一門(mén)檻效應(yīng)。當(dāng)對(duì)外開(kāi)放度越過(guò)門(mén)檻值后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)顯著抑制共同富裕；當(dāng)政府干預(yù)力度越過(guò)門(mén)檻值后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)共同富裕的不利影響不再明顯。第三，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)本地共同富裕的影響存在顯著的先促進(jìn)后抑制的非線(xiàn)性效應(yīng)，但對(duì)鄰近地區(qū)共同富裕的空間溢出效應(yīng)不明顯。