數字經濟賦能共同富裕內在機制及影響效應
——基于產業結構升級視角

付 濱，矯麗洋

（1.山東財經大學經濟研究院，濟南 250000；2.山東財經大學東方學院，山東 泰安 271000）

1 引言

共同富裕是中國特色社會主義的本質要求，是追求社會公平和經濟持續發展重要理念，數字經濟作為現代經濟的重要組成部分，與共同富裕目標密切相關[1]。黨的二十大報告提出要以中國式現代化全面推進中華民族偉大復興，實現第二個百年奮斗目標的宏偉藍圖，發起實現全體人民共同富裕的沖鋒號。從“先富帶動后富”到“全面建成小康社會”，以共同富裕為中心的中國特色社會主義建設理念始終貫穿其中。共同富裕強調發展的包容性與協調性統一，必須著力解決好發展不平衡不協調問題[2]。分析數字經濟與共同富裕內在賦能機制及影響效應，不僅有助于進一步挖掘數字經濟對共同富裕助推潛力，同時也對推進數字經濟高質量發展、助力全面建成小康社會，最終實現全體人民共同富裕具有重要戰略指導意義。

近年來，國內外學者對于共同富裕和數字經濟對共同富裕的研究，主要集中于以下幾方面：①共同富裕理論產生與發展脈絡[3]、共同富裕理論創新與路徑選擇[4-5]、共同富裕內涵闡釋[6]、共同富裕發展水平評價指標建構[7]、實現路徑[8-9]、共同富裕發展程度及影響因素識別[10]等方面研究取得了卓有成效的研究；②數字經濟與共同富裕關系，學者主要圍繞數字技術影響經濟實現經濟高質量發展[11]、數字經濟通過增加就業為共同富裕創造社會物質基礎積累提供動力的途徑[12]、數字經濟減貧增收效果[13]、縮減城鄉發展差距[14]、數字經濟賦能城鄉融合發展[15]等展開研究。

既往相關學者研究基礎為本文指出研究方向，但仍具有進一步研究可能性：一方面，部分學者研究存在內生性，且缺少時間和空間視角對數字經濟賦能共同富裕異質性檢驗，最終影響實證結果可信度；另一方面，數字經濟對共同富裕影響程度量性評價、賦能機制和實現路徑識別研究不足。在此背景下，本文創新點主要包括以下幾點：首先，構建基于產業結構升級視角的數字經濟發展賦能共同富裕實證分析框架，識別內在影響機制及實現路徑，豐富既有研究；其次，將產業結構升級作為中介變量納入數字經濟賦能共同富裕水平評價模型，在共同富裕發展水平測算基礎上，量化評定數字經濟賦能共同富裕水平；最后，通過遺漏解釋變量檢驗、DID-IV檢驗模型內生性，保證實證分析結果科學性與準確性，為數字經濟政策制定提供實證支持與理論參考。

2 理論分析及研究假說

首先，分析數字經濟對共同富裕的推動效應；其次，探討產業結構升級是否在其中發揮中介作用；再次，研究數字經濟發展如何在賦能共同富裕方面存在異質性。

（1）數字經濟發展對共同富裕驅動效應

首先，數字經濟的高創新性、高滲透性，有助于提高社會生產率進而加快提高創新水平，加快人類生產方式變革及社會生產關系重塑，激發社會生源勞動生產積極性，進而加速社會財富創造與積累，成為助推共同富裕新引擎和重要抓手。其次，數字經濟具有普惠效應，能夠在數字技術賦能的基礎上，實現公共服務資源在社會上更合理公平有效的分配，推動基本公共服務均等化，實現全體人民共享發展成果的目標，并充分體現共同富裕的“分好蛋糕”共享機制。具體而言，數字經濟的發展有助于實現數字產業化和產業數字化的歷史變革，數字經濟的協同效應、普惠效應及溢出效應，有助于提高城鄉協同發展的深度和廣度，加快完善資源、信息等高效跨界國內大循環，助力鄉村振興戰略的實施。

綜上所述，提出本文研究假說1：

H1：數字經濟對實現共同富裕具有驅動力。

（2）產業結構升級視角數字經濟發展對共同富裕傳導機制

傳導機制具體表現為：數字經濟發展對產業結構升級具有正向作用，產業結構升級可以對共同富裕又產生積極影響作用。

第一，數字經濟有助于提升產業轉型速度，深化產業間彼此關聯度，促進產業協同共進，持續推進數字產業化和產業數字化，縮小區域之間、產業之間發展差距，使得先富區域帶動后富區域、先進產業帶動落后產業發展，實現區域、城鄉協同共享發展新格局。第二，數字經濟有助于實現傳統產業發展模式和演化路徑新變革，推動傳統產業結構高級化發展，完成傳統產業數字化轉型發展目標，為經濟高質量發展和經濟增長提供新動能，迎合雙循環發展格局，為創造更多財富實現“做大蛋糕”目標提供更多源動力。

綜上所述，本文提出研究假說2：

H2：數字經濟可以通過優化產業結構升級驅動共同富裕發展。

（3）數字經濟發展賦能共同富裕異質性

由于數字經濟本身存在“擠出效應”和“數字鴻溝”兩方面特征，導致數字經濟發展賦能共同富裕過程中存在異質性，經濟賦能效果可能存在差異。首先，數字經濟發展存在地區異質性差異，我國區域間及城鄉間存在較為嚴重的“數字鴻溝”導致的數字經濟階梯分布特征，空間差異明顯，此外，資源稟賦和基礎設施在各地區差異明顯。其次，數字經濟發展水平與數字基礎設施水平成正比，數字基礎設施水平越完善，數字發展水平越高。再次，數字經濟水平處于不同階段對共同富裕賦能程度也存在差異，既往學者通過實證研究論證得出：數字經濟對產業結構升級[16]、數字創新能力[17]、全要素生產率[18]、經濟高質量發展[19]等影響效應在不同發展水平下存在較大差異。

綜上所述，本文提出研究假說3：

H3：數字經濟賦能共同富裕效果存在異質性。

圖1 數字經濟賦能共同富裕作用機制Figure 1 Mechanism of empowering common prosperity through the digital economy

3 實證模型、指標體系與數據來源

3.1 變量選取

3.1.1 被解釋變量

共同富裕發展水平（DLCP）。本文借鑒相關學者[3]分類方法，從物質、精神、共享發展3個方面測度共同富裕發展水平。物質富裕主要用人均可支配收入（pcdii,t）和人均消費支出（pccei,t）衡量；精神富裕主要用于人均文化娛樂消費支出（pceci,t）測算；共享發展主要用于人均可支配收入基尼系數（gcpdii,t）反映。

3.1.2 解釋變量

數字經濟發展水平（dlde）。本文借鑒相關學者[20]構建的數字經濟發展水平測度方法，通過普惠金融指數、互聯網普及率、數字基礎設施建設水平、數字金融發展水平，為避免數據跳躍給實證分析結果產生影響本文對數據采用自然對數處理。

3.1.3 控制變量

為更好分析數字經濟對共同富裕產生影響，本文控制變量借鑒相關學者[21]研究，具體變量選擇如下表1所示：

表1 控制變量Table 1 Control variables

3.1.4 中介變量

產業結構升級指數（L）。中介變量是指在一個變量與另一個變量之間的關系中起中介作用的變量，它解釋了一個變量對于另一個變量的影響機制或路徑，通過中介變量，我們可以更深入地理解兩個變量之間的關系。

產業轉型速度指數通常用于衡量一個國家或地區在特定時間段內產業結構變化的速度和程度。這個指數可以反映該國家或地區的產業轉型活躍度和轉型效果。計算產業轉型速度指數時，通常需要選取一系列指標，例如各產業增加值的比重、就業人數比重、技術水平等，通過比較不同時間點的數據來計算這些指標的變化程度。根據這些變化程度，可以進一步計算出產業轉型速度指數。產業轉型速度指數的意義在于，它可以為國家或地區制定和調整產業政策提供參考。通過與其他國家或地區的比較，可以了解自身的優勢和劣勢，從而制定更加科學合理的產業政策，推動產業結構的優化升級。

高級化指數和合理化指數都是衡量產業結構變化的重要指標，但它們側重點不同。高級化指數主要關注產業結構中技術密集型、知識密集型等高附加值產業的比重和發展趨勢。這個指數通常用于衡量一個國家或地區的產業技術水平、知識創造能力和市場競爭力。高級化指數可以通過對高技術產業、高知識產業等指標的統計和分析來計算，例如高技術產業增加值占GDP的比重、高知識產業就業人數占總就業人數的比重等。合理化指數則更關注產業結構與經濟發展的協調性和適應性。它通常用于衡量一個國家或地區的產業結構是否符合經濟發展的需要和趨勢，是否能夠實現資源的有效配置和利用。合理化指數可以通過對產業結構、就業結構、貿易結構等相關指標的統計和分析來計算，例如產業結構偏離度、就業結構偏離度等。借鑒相關學者既往研究[22]，本文主要從產業轉型速度指數、高級化指數和合理化指數三方面來衡量。

3.2 實證模型

3.2.1 基準模型

為實證分析數字經濟發展對共同富裕驅動機制，本文采用面板固定效應模型，參照相關學者[23]構建模型方法，本文構建模型如下：

式中，i代表省，t代表年，lndldei,t代表數字經濟發展水平，M代表控制變量，μi代表各省固定效應，εi,t代表隨機擾動項。

通過構建公式（1）檢驗數字經濟發展對共同富裕直接傳導機制。依據前文所述理論分析，為探尋數字經濟對共同富?？赡苡绊懧窂?，在公式（1）基礎上將產業結構升級指數（L）作為中介變量與數字經濟、共同富裕納入共同分析框架，檢驗數字經濟對共同富裕中介效應。具體檢驗步驟如下：

式中L代表產業結構升級指數，β1代表產業結構升級的間接中介效應，c1代表數字經濟在產業結構升級視角下對共同富裕發展水平直接影響效應，（1）中α1代表數字經濟發展水平對共同富裕發展水平的總效應。若α1、β1、c1均顯著，則L存在部分中介效應；若c1不顯著，則L存在完全中介效應；若α1顯著，若模型通過Bootstrp 檢驗，則表明L存在部分中介效應。

3.3 數據來源

本文以2013—2022年作為樣本區間，選擇30個省為樣本，對缺失數據采取插值法和類推法等方式進行估算，得到2012—2022年30 個省面板數據。數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國信息產業年鑒》《中國信息年鑒》、國家統計局網站、各省份統計年鑒、各省份統計公告、EPS數據庫等。表2主要變量描述性統計結果。

表2 主要變量描述性統計結果Table 2 Descriptive statistics of main variables

4 實證分析

4.1 基準回歸結果分析

基于前文理論分析，首先需要分析數字經濟發展對共同富裕的直接影響效應。表3為數字經濟對共同富裕發展水平的直接影響效應，基準結果的第一列表示未添加控制變量的情況，第二列表示添加控制變量的情況。

由表中結果可知，數字經濟發展水平（lndldei,t）在兩組模型中系數為正，表明在觀察期內，數字經濟顯著促進了共同富裕的發展水平。數字經濟對共同富裕內在影響機制主要決定于數字經濟高質量發展衍生的平衡性、滲透性、共享性特征伴隨在共同富裕實現過程中，全社會人均收入提高，物質精神需求得到滿足且差距日益減少，進而為實現共同富裕創造物質條件基礎?？傮w而言，lndldei,t每增加1%將導致共同富裕發展指數上漲3.15%。

此外，城鎮化水平（urbli,t）、科學技術水平（stli,t）和創新程度（inni,t）分別在1%和5%水平下顯著，且系數均為負，表明盡管城鎮化水平、科學技術水平、創新程度提升對欠發達地區產業結構升級具有促進作用，但與發達地區差距依然明顯，成為共同富裕實現過程中重要障礙。經濟發展水平（GDP）和人力資本水平（edui,t）在5%水平下顯著，表明隨著經濟水平的不斷提高，各省資源配置水平得到進一步優化，居民的受教育程度也持續提升，從而拓寬了物質文化需求的滿足渠道，這在一定程度上有助于彌合城鄉居民在收入和文化方面的差距，同時促進發展差距的縮小，使全體人民共同富裕的目標可以更早地實現。

4.2 中介效應檢驗

本文引入產業結構升級指數作為中介變量構建中介效應模型，分析數字經濟發展對共同富裕產生間接影響路徑?；貧w結果見表4。

表4 中介效應模型回歸結果Table 4 Mediation effect model regression results

依據產業結構升級中介效應分析結果，在總效應α1顯著條件下，間接效應c1在10%水平下顯著，結果為0.843，表明產業結構升級受數字經濟發展影響較大，且將其引入數字經濟發展水平回歸模型中在1%水平下顯著且系數大于0，正向效應顯著。進一步，直接效應β1同樣顯著且具有正向影響。綜上表明，本文以產業結構升級作為中介變量存在部分中介效應，數字經濟發展通過影響產業結構升級進而作用于共同富裕傳導機制成立。

4.3 內生性檢驗

本文旨在探究數字經濟對共同富裕產生影響，為保證數據科學性、論證邏輯嚴謹性，本文通過構建面板固定效應模型規避系統性問題給實證結果產生消極影響，但仍然無法消除面板數據導致的內生性影響，為更加穩健分析數字經濟對共同富裕產生的促進作用，本文借鑒相關學者[24]做法，采用雙重差分法（DID）作為分析工具變量，以DID-IV方法解決內生性問題，DID-IV 結合“差分法”和“工具變量法”，通過使用儀器變量來解決內生性問題。2013年我國發布“寬帶中國”戰略，數字經濟在持續高效發展方面發揮著重要的推動作用，但它并未直接影響共同富裕。

由此，本文采用二階段最小二乘法（2SLS）進行模型內生性檢驗，具體檢驗步驟如下：

式中，i代表省，t代表年，policy代表“寬帶中國”戰略，K代表控制變量，公式（5）代表第二階段回歸。具體回歸結果見表5。

表5 DID-IV工具變量法回歸結果Table 5 Presents the results of the DID-IV instrumental variable regression method

由表中數據可知，工具變量對數字經濟發展回歸系數為0.175>0，表明“寬帶中國”戰略對數字經濟促進作用顯著。利用2SLS 方法進行第二階段回歸時，引入工具變量后，數字經濟對共同富裕影響系數為0.314>0，系數仍然顯著為正，與基準分析結果一致。且F統計量大于1%條件下臨界值，代表模型不存在弱工具變量影響，分析結果科學有效。綜上所述，數字經濟和共同富裕之間不存在反向因果影響，本文模型的設置合理。

4.4 模型穩健性檢驗

在驗證模型設置合理后，為保證結果有效性，須進一步驗證回歸結果穩定性，具體操作如下：

4.4.1 縮尾檢驗

回歸分析過程中，異常數值會對回歸結果產生負面影響，為保證回歸分析結果科學性，本文以在1%顯著性水平下對核心解釋變量進行縮尾處理，并對剩余數據進行回歸分析。結果顯示，數字經濟發展水平系數與基準回歸系數接近，均在1%水平下顯著為正，表明本文回歸結果未受到異常數值影響，估計結果穩健。

4.4.2 剔除極端值

在選擇省樣本數時，鑒于北京、上海、天津、重慶4 個直轄市在政策、經濟上發展優勢明顯高于其他省份，且數字經濟發展水平均居前列，因此為避免極端值對估計結果產生影響，出于科學性考慮剔除4 個直轄市?；貧w結果見表6 第（3）列。結果顯示，數字經濟與共同富裕在1%顯著水平下仍存在明顯正相關關系，基準回歸結果穩健。根據基準回歸結果表明，數字經濟與共同富裕之間存在明顯的正相關關系，且在1%顯著水平下仍然持續存在且關系穩健可靠。

表6 數字經濟對共同富裕影響回歸結果穩健性檢驗Table 6 Robustness test of the impact of the digital economy on shared prosperity regression results

4.5 異質性檢驗

由于我國地理遼闊，各地區的經濟發展水平、地理區位條件、基礎設施水平以及信息化水平存在差異。致使各地區數字經濟對共同富裕影響程度存在異質性。具體分析結果見表7。

表7 數字經濟對共同富裕影響分區域回歸結果Table 7 Regional regression results of the impact of the digital economy on shared prosperity

依據表7 回歸結果，數字經濟對共同富裕影響在東中西部地區均顯著為正，且影響效果大小依次為東部高于中部，中部優于西部地區。原因在于，數字經濟對共同富裕賦能作用大小與當地經濟發展水平成正比，在我國東部和中部地區擁有更多的財政支持體系、更完備的人才儲備、更完善的基礎設施條件，使得經濟發展水平明顯優于西部地區，且數字化轉型效果更明顯。

5 結論及啟示

實現共同富裕是社會主義的根本要求，共同富裕是中國特色社會主義的本質要求，既是中國式現代化的鮮明特征，也是中國式現代化的本質要求。本文基于2013—2022年省級面板數據，基于產業結構升級視角分析數字經濟賦能共同富裕內在機制及影響效應。

5.1 研究結論

（1）數字經濟通過提高社會生產率，加速社會財富創造與積累，并且可以發揮數字普惠效應，推動公共服務均等化，是實現共同富裕主要的驅動力量。在采用剔除極端值、引入工具變量等方法進行穩定性檢驗后結論仍然成立。

（2）以產業結構升級作為中介變量構建數字經濟發展賦能共同富裕實現模型存在部分中介效應，驗證“數字經濟發展—產業結構升級—助力共同富裕實現”傳導機制有效且成立。

（3）通過對構建模型進行異質性檢驗，得知數字經濟發展賦能共同富裕實現過程存在明顯異質性特征，在數字經濟賦能共同富裕效果中，且對東部和中部地區促進作用效果接近，均強于西部地區。

5.2 政策建議

（1）加速產業結構升級，構建“數字中國”發展新格局。首先，充分發揮數字經濟對共同富裕積極促進作用，進一步優化產業結構升級策略，為共同富裕目標實現提供動力。其次，加大跨產業跨領域數字技術普及與應用，推進數字產業化和產業數字化協調發展，識別產業鏈價值數字化傳導機制，促進產業鏈向更深、更廣目標延伸。再次，通過產業結構升級激活“數字中國”策略，構建聯通、共建、共享、普惠發展新格局，實現協調、平衡、產業包容區域關系，更好發揮數字經濟對共同富裕促進作用。

（2）基于區域異質性，制定差異化數字經濟發展策略。首先，充分發揮數字經濟發達區域的示范引領作用，建立對口幫扶合作機制，促進欠發達地區和農村地區的經濟發展。其次，依托數字技術，完善基本公共服務的延伸發展體制，覆蓋落后偏遠地區，并優化資源配置，縮小城鄉發展差距，構建城鄉協同聯動的新發展格局。再次，激活農村地區的要素活力，加強專業數字技能培訓，加快農業生產方式的現代化變革，并致力于發展農村電商，讓數字經濟惠及城鄉居民，最終實現全體人民共同富裕的目標。

（3）加速推動數字經濟發展，完善數字經濟基礎設施。首先，要重視數字技術（如大數據、云計算和區塊鏈）與實體經濟（包括制造業、服務業和農業生產）的深度融合發展，為數字經濟提供物質基礎，從而實現共同富裕。其次，要加強數字監管體制建設，構建數據共享體系，消除“數字鴻溝”的負面影響。通過數字技術和云平臺的優化公共品供應模式，實現數字智慧教育、互聯網醫療等領域的發展，最終實現服務和產品的高水平對接和共享，補齊農村數字經濟基礎設施的短板。