數字經濟賦能共同富裕：理論分析與經驗證據

田 沛，張小軍

（1.陜西師范大學馬克思主義學院，西安 710119；2.西安培華學院馬克思主義學院，西安 710125）

0 引言

改革開放以來，我國經濟取得了跨越式發展，經濟總量連續多年位居世界第二，占世界經濟總量的比重超過六分之一[1]。然而在經濟發展取得巨大成就的同時，我國社會財富分配不公、地區發展不均衡、城鄉發展不協調、群體收入不平衡等問題逐漸凸顯[2]。實現全體人民共同富裕是解決當前經濟發展不充分不平衡問題的重要舉措和根本價值旨歸，充分彰顯了中國特色社會主義制度的優勢。伴隨數字技術的快速發展，數字經濟已成為實現經濟可持續發展、扎實推進共同富裕的新動能。從時間上看，發展數字經濟與扎實推進共同富裕的時期相吻合；從目標上看，數字經濟所蘊含的高滲透性、廣覆蓋性、強分享性特征與共同富裕目標高度契合；從二者間的關系上看，數字經濟借助數字技術手段，能夠有效打破地區、群體、城鄉間的信息不對稱壁壘，完善社會資源的分配結構，為持續創造和積累社會財富、完善財富分配模式提供重要機遇，賦能共同富裕發展。同時，數字經濟能夠通過數字化改造產品和服務，加速社會市場主體的價值再分配，切實提高社會生產率[3]。深入研究數字經濟對共同富裕的影響，對于扎實推進共同富裕具有重要的現實意義。

學者們就共同富裕、數字經濟以及二者間的關系進行了較為深入而廣泛的討論[4—15]，這為本文的研究奠定了理論基礎。但目前學術界關于數字經濟與共同富裕的關系并未形成一致的結論，且對二者作用路徑的探討還有待進一步深入。另外，很少有學者關注到勞動收入份額在數字經濟與共同富裕之間的作用機制。事實上，一方面，數字經濟能夠有效打破資源要素傳遞的空間壁壘，暢通資源要素在不同地區間的流轉，縮小區域差距，賦能共同富裕發展；另一方面，數據要素作為一種全新的要素資源，在發展過程中必然會在不同地區存在差異，形成“數字鴻溝”，不利于實現共同富裕。那么，數字經濟究竟對共同富裕有何影響？這一影響具有什么特征？勞動收入份額是否在數字經濟影響共同富裕過程中起到機制作用？針對上述問題，本文將數字經濟對共同富裕的影響聚焦于總體富裕程度和發展成果共享程度兩個領域，細致分析數字經濟的作用方式，并探討數字經濟的非線性影響。同時，高度重視數字經濟發揮作用的內在機制，將勞動收入份額納入研究框架來分析數字經濟的作用機理。

1 研究假設

1.1 數字經濟對共同富裕的直接影響

數字經濟借助數字技術手段，能夠有效提升社會資源整合效率和數據信息傳遞效能，促進社會財富的創造和積累，完善社會財富分配結構，助力共同富裕發展。第一，提升總體富裕程度。數字經濟能夠借助數字產業化、產業數字化發展與實體經濟深度融合，有效打破傳統產業發展過程中面臨的時間和空間制約，切實加速產業鏈的延鏈、補鏈、強鏈[16]。進一步地，能夠促進生產力快速發展，為經濟高質量發展注入數字新動能，促進社會財富的創造和積累，提升總體富裕程度。第二，促進發展成果共享。借助人工智能、大數據、互聯網等數字技術，數字經濟能夠提升資源配置效率，優化資源配置結構，有效解決資源分配不均衡的問題，提高受惠群體的共享程度。數字經濟在提升資源配置效率和優化資源配置結構的過程中，能夠助力欠發達地區實現快速發展，彌合區域間、城鄉間的發展鴻溝，緩解發展的不平衡性與不充分性，促使發展成果更好、更多、更公平地惠及廣大人民群眾，從而分好共同富?！暗案狻?。由此，本文提出：

假設1：數字經濟的發展可顯著促進共同富裕。

1.2 勞動收入份額的中介效應

數字經濟不僅可直接影響共同富裕，而且可通過提升勞動收入份額促進共同富裕。第一，數字經濟有助于提升勞動收入份額。在數字經濟發展背景下，市場主體為應對大數據、人工智能等數字產業發展的需要，往往會積極設立數字生產、數字管理等數字化就業崗位，從而大幅度提升市場對高技能勞動力的需求[17]。而地區勞動力需求提升將會促使勞動力市場由買方市場向賣方市場變化，促進勞動力供求雙方平等發展，增強勞動者議價能力，完善勞動者利益分配，提升勞動收入份額[18]。第二，提升勞動收入份額有助于促進共同富裕。勞動收入份額下降是導致國民收入分配結構性失衡、消費低迷的重要原因。提升勞動收入份額能夠有效改善國民收入分配失衡問題。一方面，提升勞動收入份額能夠有效擴大社會投資，推動消費升級，賦能經濟高質量發展，驅動社會財富快速積累；另一方面，提高勞動收入份額有助于切實緩解社會群體間的收入不平衡問題。中等收入群體的主要收入仍是勞動收入，且勞動收入差距擴大也是居民收入差距擴大的主要原因[19]。實現共同富裕的關鍵著力點在于擴大中等收入群體規模、縮小低收入群體規模，即“擴中提低”。而勞動收入份額提高有利于提升勞動收入者相對于資本收入者的收入水平，從而縮小規模收入分配差距，消除各群體勞動收入分配的“鴻溝”，使發展成果能夠惠及全體人民，加速實現全體人民共同富裕。由此，本文提出：

假設2：數字經濟可通過提升勞動收入份額促進共同富裕。

1.3 數字經濟對共同富裕的非線性影響

在數字經濟發展初期，人工智能、平臺經濟、工業機器人等新技術、新應用井噴式發展，而與之對應的監管等配套措施還不夠完善，這可能會沖擊社會原本相對穩定的資源分配格局、就業結構以及產業布局，從而產生新的發展不充分不平衡問題，不利于共同富裕。同時，數字經濟發展所帶來的自動化、智能化水平提升可能會對原有勞動力產生替代效應，減少社會就業崗位，加劇收入分配失衡。當數字經濟發展到一定水平時，數字經濟所蘊含的分享性、滲透性特征得以有效發揮，這能夠在一定程度上抵消數字技術紅利的生成與分配的偏向性，釋放數字經濟的共富效能。伴隨數字經濟發展水平的不斷提升，我國相關監管措施進一步完善，有效削弱數字經濟技術部門和利益集團的財富分割勢力，切實保障數字經濟的共享性利益創造和分配機制，強化數字經濟對共同富裕的作用效能。由此，本文提出：

假設3：數字經濟對共同富裕的影響存在以自身為門檻的雙重門檻效應。

2 研究設計

2.1 模型設定

為檢驗數字經濟、勞動收入份額與共同富裕三者之間的關系，構建以下模型。

首先，為驗證假設1，構建如下基準回歸模型：

其中，i和t分別表示城市和年份，COPE表示共同富裕，DIG表示數字經濟，α0為截距項，X表示控制變量集合，α1表示數字經濟的回歸系數，μi、vt、εit分別為個體固定效應、時間固定效應、隨機誤差項。

其次，除了式（1）所體現的直接影響外，為探討勞動收入份額在二者間可能存在的中介作用，本文借鑒江艇（2022）[20]的研究，利用如下方法測算中介效應：

最后，考慮到數字經濟發展過程中存在的“梅特卡夫法則”，數字經濟的影響可能具有非線性特征，本文進一步構建如下門檻效應模型：

其中，I(·)為指示函數，γ為門檻變量。

2.2 變量說明

（1）核心解釋變量

本文的核心解釋變量為數字經濟（DIG）。本文基于數字經濟的內涵及數據可獲得性原則，從數字基礎設施、產業數字化、數字產業化和數字技術創新四個維度測算數字經濟發展水平。其中，數字基礎設施是數字經濟發展的關鍵載體，采用每百人移動電話用戶數、每百人互聯網寬帶接入用戶數來表征；產業數字化是數字經濟與實體經濟融合的重要體現，采用北京大學數字普惠金融指數來表征；數字產業化是數字經濟發展的基石，利用信息傳輸、計算機服務和軟件業從業人員占比，人均電信業務收入（產業規模）指標來測算；數字技術創新是數字經濟參與創新活動的關鍵，通過5G產業專利授權數、工業互聯網專利授權數、電子商務專利授權數來衡量。在測算方法上，采用客觀賦權的熵值法測算數字經濟發展水平。

（2）被解釋變量

本文的被解釋變量為共同富裕（COPE）。共同富裕的核心內涵在于“富?！焙汀肮蚕怼钡挠袡C統一?！案辉！笔侵缚傮w富裕水平提升，旨在解決發展不充分的問題；“共享”旨在著重解決區域間、城鄉間、群體間發展不平衡的問題。因此，在扎實推進共同富裕的過程中，不僅要將提升總體富裕程度作為重要戰略方向，而且應牢牢把握驅動發展成果共享的原則，持續縮小群體間、區域間以及城鄉間的發展差距，全面扎實推進共同富裕。本文嘗試立足于總體富裕程度（OA）和發展成果共享程度（DA）兩個層面，構建共同富裕評價指標體系，如表1 所示?？紤]到主觀賦權的方法在研究過程中易受到人為干擾，同樣采用客觀賦權熵值法測算共同富裕水平。此外，在測算綜合指數之前，為消除量綱對測算結果的影響，對各分項指標進行標準化處理。

表1 共同富裕評價指標體系

（3）中介變量

本文的中介變量為勞動收入份額（LAS）。勞動收入份額反映的是勞動收入在國民收入中的分享程度。本文借鑒蘆婷婷等（2022）[21]的研究，采用要素法計算市級層面的勞動收入份額，具體測算方法如下：

其中，營業盈余通過主營業務利潤+其他業務利潤-期間費用-資產減值損失+投資收益+公允價值變動收益衡量；固定資產折舊通過（固定資產原值-凈殘值）/固定資產預計使用年限測算。

（4）控制變量

本文選取的控制變量包括：①經濟發展水平（GDP），采用城市人均國內生產總值表示。②金融發展水平（FDL），以人均金融機構貸款余額的對數衡量。③城市開放水平（OPE），以當年實際使用外資占地區生產總值的比重衡量。④人力資本水平（HCL），以各地區普通高等學校在校生人數衡量。⑤基礎建設水平（INFE），以人均城市道路面積衡量。⑥人口規模（POS），以戶籍人口衡量。⑦產業結構（IST），以第二產業增加值與第三產業增加值的比值衡量。

2.3 數據來源

本文對部分數據缺失嚴重的城市予以剔除，最終選取2013—2021 年中國251 個地級及以上城市的面板數據作為研究樣本。數據主要來自歷年《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國科技統計年鑒》。針對研究中存在的少量缺失數據，采用線性內插法，即通過將相關數據擬合成一條函數，根據已有數據求出斜率，最后計算缺失部分數據來補全。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果

在進行基準回歸之前，對各變量間的相關性進行檢驗。Person和Spearman的相關性檢驗結果表明：數字經濟與共同富裕顯著正相關，這一結論初步驗證了假設1。與此同時，數字經濟與各控制變量的相關系數較小，說明各變量間不存在嚴重的多重共線性問題。表2 為數字經濟對共同富裕影響的回歸分析結果。列（1）僅考慮了核心解釋變量，可以看出在不加入任何固定效應、控制變量的情形下，數字經濟的系數顯著為正，表明數字經濟的發展能夠促進共同富裕水平的提升。為排除共同富裕的其他干擾因素，在列（2）中引入個體、年份固定效應，在列（3）中引入一系列控制變量。結果表明，數字經濟的系數與顯著性均未發生實質性改變。在此基礎上，列（4）中同時引入控制變量與個體、年份固定效應后，數字經濟的系數雖有所減小但仍舊顯著。進一步，將共同富裕分為總體富裕程度和發展成果共享程度兩個子維度，分析數字金融對各子維度的影響效應。由列（5）、列（6）可知，數字經濟對總體富裕程度的促進效應明顯強于發展成果共享程度?？傮w而言，基準回歸結果證明數字經濟能夠顯著提升城市層面的共同富裕水平，驗證了假設1。

表2 基準回歸結果

3.2 內生性問題與穩健性檢驗

3.2.1 內生性問題

前文結論表明，數字經濟的發展可顯著促進共同富裕。事實上，較高的共同富裕水平亦能為數字經濟的發展提供良好的資源與政策支撐，二者可能存在互為因果的關系，極易引發內生性問題。為保證結論的科學性和穩健性，將城市固定電話普及率作為工具變量。從相關性看，將固定電話作為傳統數字通信設施，可對城市數字經濟發展產生影響；從外生性看，固定電話這種數字通信設施已經被淘汰，難以對共同富裕產生顯著影響。由此可見，選用固定電話普及率作為工具變量較為合適。工具變量的回歸結果如下頁表3 所示。在采用工具變量法進行實證檢驗后，數字經濟的系數并未發生實質性變化，說明結論較為穩健。

表3 工具變量回歸結果

3.2.2 穩健性檢驗

（1）縮尾處理?？紤]到數據異常值和非隨機性可能導致結果產生誤差，本文對主要解釋變量進行1%的縮尾處理。（2）共同富裕是一個動態發展的過程，即當前共同富裕水平會受到前期共同富裕水平的影響，將共同富裕滯后項引入模型中，并利用系統GMM模型進行重新估計。（3）剔除直轄市。直轄市具有較強的政策偏向性和發展特殊性，故進一步剔除北京、上海、天津和重慶4個直轄市，對剩余樣本進行重新估計。（4）為使研究結論更加穩健，采用“寬帶中國”戰略作為外生政策沖擊，以雙重差分（DID）方法評估數字經濟對共同富裕的影響。結果表明，在進行一系列穩健性檢驗后，數字經濟對共同富裕影響的估計系數并未發生實質性改變，充分證明本文結論具有穩健性。

3.3 異質性檢驗

考慮到不同城市所在地區在數字發展環境、經濟基礎、要素資源水平等方面差異明顯，本文進一步依據國家統計局的劃分標準，根據城市所在省份將所有樣本劃分為東部、中部、西部和東北地區，進行城市區位異質性檢驗，結果如表4所示?？傮w來看，數字經濟對共同富裕的影響在東部地區較強，在中部、西部和東北地區較弱。究其原因，東部地區在數字基礎設施建設、創新資源稟賦以及要素集聚能力等方面均具有顯著優勢，故而驅動共同富裕的過程較為順暢；而中部、西部和東北地區在經濟發展、人力資本水平以及科教資源等方面與東部地區相差較大，從而在一定程度上導致數字經濟對共同富裕的賦能效應難以發揮。

表4 異質性檢驗結果

3.4 中介機制檢驗

前文的理論分析表明，勞動收入份額是數字經濟影響共同富裕的重要機制，即存在“數字經濟—勞動收入份額—共同富?！钡淖饔寐窂?。那么，上述理論機制是否真實存在？本文將勞動收入份額引入研究框架，探究勞動收入份額在數字經濟影響共同富裕過程中發揮的作用，結果如表5 所示。列（1）和列（2）分別為不加入和加入控制變量的回歸結果?？梢钥闯?，數字經濟能夠顯著促進勞動收入份額的提升。結合前文的理論分析，可證明勞動收入份額在數字經濟與共同富裕之間發揮中介效應。由此，假設2得以驗證。

表5 機制檢驗結果

4 進一步分析

在數字經濟發展的不同階段，其對于共同富裕的影響具有較大差異。本文進一步以數字經濟作為門檻變量，對數字經濟與共同富裕間的關系進行門檻效應檢驗。在進行門檻效應檢驗之前，需對面板門檻的存在性進行分析。在經過Boorstrap反復抽樣500次后，結果表明數字經濟對共同富裕的影響存在雙重門檻效應。在此基礎上進一步構建雙重門檻模型，回歸結果如表6所示?？梢钥闯?，當數字經濟小于第一重門檻值時，數字經濟的回歸系數估計值為0.109，未通過顯著性檢驗。究其原因，在數字經濟發展初期，平臺經濟、大數據、人工智能等新技術、新應用會在一定程度上沖擊原有的社會就業結構和資源分配結構，從而可能引發新的發展不平衡不充分問題，不利于發揮數字經濟對共同富裕的賦能效應。當數字經濟介于兩重門檻值之間時，數字經濟的回歸系數估計值為0.211，且通過1%水平上的顯著性檢驗，表明此時數字經濟能夠顯著促進共同富裕。這是因為伴隨數字經濟發展水平的不斷提升，各城市數字經濟發展環境逐步優化，監管能力逐步提升，創新轉化效率逐步提高，使得數字經濟的創造效應逐步超過替代效應，有利于進一步完善分配結構，促進共同富裕。當數字經濟跨越第二重門檻值后，數字經濟的回歸系數估計值進一步增長為0.608，且通過1%水平上的顯著性檢驗?？梢?，伴隨數字經濟的不斷發展，數字經濟對共同富裕的影響呈現邊際效應遞增的變化趨勢，表明“梅特卡夫法則”在共同富裕語境下仍舊適用。假設3得到驗證。

表6 門檻模型回歸結果

5 結論與建議

本文基于2013—2021 年我國251 個地級及以上城市的面板數據，實證檢驗數字經濟對共同富裕的影響及作用機制。研究表明：數字經濟能夠顯著提升共同富裕水平，且上述結論在考慮內生性問題及進行一系列穩健性檢驗后仍然成立。異質性分析結果表明，數字經濟對東部地區城市共同富裕的促進作用較強，對中部、西部和東北地區城市共同富裕的促進作用較弱。機制分析結果表明，提升勞動收入份額是數字經濟影響共同富裕的重要渠道。門檻效應檢驗結果表明，數字經濟在跨過門檻值后，對共同富裕的賦能效應呈現非線性遞增特征。

基于以上結論，提出以下建議：

第一，持續推動數字經濟健康發展。應積極完善數字基礎設施建設布局，強化數字經濟監管力度，持續推動數字經濟健康發展，為共同富裕發展夯實數字經濟根基。一是完善數字基礎設施建設布局。應在數字基礎設施建設領域給予更多政策傾斜，持續鼓勵并支持5G、工業互聯網等數字基礎設施建設，進一步推進“東數西算”工程戰略布局，完善數字基礎設施建設。二是強化數字經濟監管力度。一方面，政府應堅持“包容審慎監管”原則，重點圍繞反壟斷、反不正當競爭設置好分領域分行業數字經濟監管治理的“紅綠燈”，進而在規范有序的條件下加速數字經濟健康發展進程，助力共同富裕穩步、扎實推進；另一方面，政府應進一步加強數字監管隊伍的能力建設，加強數字經濟監管人才培訓，著力打造高素質、專業化的數字經濟監管執法隊伍，為強化數字監管、驅動共同富裕提供強有力的人才支撐。

第二，著力提升勞動收入份額。應當積極建立勞動收入穩定增長機制，逐步完善收入分配體系，強化數字經濟發展效能。一方面，應當積極建立健全社會工資水平決定機制、正常增長機制以及支付保障機制，并依據各地區實際發展狀況、物價水平，及時調整社會勞動者最低工資標準，保障勞動者合法權益，提升勞動收入份額。另一方面，應針對數字經濟所衍生的新崗位、新需求，建立相應的人才培養體系，高度對接社會對新技術、新崗位的勞動力需求。同時，對于高技能人才，應著力提高其在初次分配中的比重，讓高技能勞動者成為中等收入群體，在帶動整個地區勞動收入水平提升的同時，為數字經濟發展提供高質量人才支撐，強化數字經濟對共同富裕的驅動效應。

第三，實施差異化區域數字經濟發展戰略。數字經濟在東部地區對共同富裕的影響顯著強于中部、西部和東北地區。因此，各地區應當充分認識到這種地區差異特征，立足本地區發展實際，實施差異化區域數字經濟發展戰略，充分釋放數字經濟對共同富裕的驅動效能。具體而言，東部地區應當充分發揮數字經濟發展的引領和示范作用，打造數字經濟發展高地，在持續提升本地區數字經濟發展水平的同時，將更多數字資源向中部、西部和東北地區輸送，帶動整體數字經濟發展水平實現躍升。中部、西部地區應當持續挖掘本地區數字經濟發展的潛力，有規劃、有目標地穩步發展數字經濟。與此同時，中部、西部地區應當積極探索數字經濟監管措施，避免在數字經濟發展初期出現負向賦能，制約共同富裕發展。東北地區應當致力于將數字經濟與本地區特色經濟相結合，驅動本地區產業數字化、智能化升級，充分釋放東北地區內需潛力，強化數字經濟的賦能效應。