數字經濟、相對貧困治理與中國式現代化

劉曉雅

（南開大學馬克思主義學院，天津 300350）

0 引言

黨的二十大報告明確指出，要團結帶領全國各族人民全面建成社會主義現代化強國、實現第二個百年奮斗目標，以中國式現代化全面推進中華民族偉大復興。不同于西方現代化走以資本為中心、兩極分化與物質主義膨脹的現代化老路，中國式現代化堅持以人民為中心的發展理念，將提高生產率、實現全民福祉和社會繁榮穩定作為經濟發展的起始點與落腳點[1]。在世界經濟復蘇乏力、全球性問題加劇的外部環境下，我國始終以穩中求進為工作總基調，取得了社會主義現代化建設的歷史性成就。但由于地理區位差異、資源稟賦不同，當前中國式現代化的比較優勢和發展潛力未能全面釋放，仍無法避免城市化發展水平較低、二元經濟結構黏性等問題[2]。為此，探尋促進中國式現代化發展的動力機制成為當前亟待突破的現實議題。

近年來，數字經濟將大數據、云計算、人工智能等前沿數字技術融入傳統經濟，建立起相互交織、相互影響的創新領域，深刻影響了中國式現代化的發展進程。一方面，數字經濟借助變革傳統產業結構與商業模式的方式，推動傳統三大產業向智能化方向轉型，有力驅動中國式現代化發展；另一方面，數字經濟通過重構市場結構和生態，催生新業態和新模式，提高全要素生產率，為中國式現代化提供新動能。步入新發展階段，探究數字經濟對中國式現代化的影響，是全面建成社會主義現代化強國的應有之義。

2020 年中國徹底消除農村絕對貧困，進入以相對貧困為主的后小康時期。在此階段，由于社會經濟發展不平衡不充分，部分家庭生活質量較低，發展能力偏弱，發展機會匱乏，在一定程度上帶來“代際貧困”“精神貧困”“知識貧困”等一系列相對貧困問題[3]。這與中國式現代化始終堅持的共同富裕目標相悖，也延緩了中國式現代化發展進程。2020年中央一號文件提出，“要研究建立解決相對貧困的長效機制，推動減貧戰略和工作體系平穩轉型”。2023年中央一號文件進一步提出，要“堅決守住不發生規模性返貧底線”“增強脫貧地區和脫貧群眾內生發展動力”。在上述政策指引下，如何有效開展相對貧困治理工作已成為全面推進中國式現代化的現實命題。在一定程度上，數字經濟發展可通過增加非正規就業規模、彌補教育資源差距等舉措提升相對貧困治理效果，進而影響中國式現代化進程。那么，數字經濟是否對中國式現代化產生實質性影響？數字經濟可否通過相對貧困治理推動中國式現代化？數字經濟對中國式現代化的影響又會有何差異？科學解釋以上問題，不僅有利于發揮數字經濟的“數字紅利”，而且能為全面建成社會主義現代化強國提供參考。

已有研究針對數字經濟與中國式現代化、相對貧困治理與中國式現代化、數字經濟與相對貧困治理兩兩之間的關系展開了深入討論[4—17]，這為本文提供了重要理論支撐。但遺憾的是，現有文獻未將數字經濟、相對貧困治理與中國式現代化置于統一邏輯框架，且較少關注相對貧困治理是否能夠成為數字經濟助力中國式現代化發展的傳導路徑。鑒于此，本文選取2012—2021 年中國30 個省份的面板數據，實證探究數字經濟對中國式現代化的影響、作用機制及其異質性。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字經濟對中國式現代化的直接影響

隨著數字技術快速發展，數字經濟作為變革經濟結構、整合市場要素資源與優化競爭格局的核心驅動力[18]，從支撐邏輯與賦能效應兩個方面深刻影響中國式現代化進程。

就支撐邏輯而言，數字經濟有利于推動產業現代化，為加速實現中國式現代化提供關鍵支撐。習近平總書記指出，現代化產業體系是現代化國家的物質技術基礎，必須把發展經濟的著力點放在實體經濟上，為實現第二個百年奮斗目標提供堅強物質支撐。數字經濟借助人工智能、云計算、區塊鏈等核心技術，可從多個層面推進現代生產經營方式與傳統農業、工業和服務業進行深度融合，推動傳統產業逐步向高端化、智能化與網絡化方向轉型，為助力中國式現代化奠定產業之基。

就賦能效應而言，數字經濟可向實體經濟注入新的動力源泉，為全面推進中國式現代化賦能。其一，在數字經濟的賦能作用下，金融機構可搭建金融科技平臺，提升數據整合能力及其與中小微實體企業融資的適配性，助力實體企業邁入高端領域，推進中國式現代化。其二，數字經濟可加速生產要素、資源的流動與融合，暢通國內外經濟循環，促進中國式現代化。在消費端，數字化平臺可為消費者提供個性化商品和服務，降低消費者購物成本，提高實體經濟消費水平，繼而賦能中國式現代化；在生產端，數字經濟催生的直播經濟、遠程辦公、在線醫療等商業模式，可為消費者提供個性化定制與柔性化生產商品，提高實體經濟生產能力，推動中國式現代化。綜上，提出如下研究假設：

假設1：數字經濟可顯著促進中國式現代化。

1.2 相對貧困治理的傳導機制

數字經濟可通過增加非正規就業規模、彌補教育資源差距與減少勞動力市場分割的方式實現相對貧困治理，為推動中國式現代化提供助力。其一，數字經濟快速發展催生出“零工經濟”①“零工經濟”，即不同于“朝九晚五”的固定模式，而是利用互聯網和移動技術快速匹配供需方的經濟模式。這一非正規就業模式，并通過促進中小微企業創新創業、推動個體就業的方式增加社會財富，由此緩解相對貧困，推進中國式現代化?！稊底稚鷳B就業創業報告》指出，新媒體創業、小程序電商、視頻號創作等數字生態新職業、新崗位以平等合作、時間自由的優勢，吸納大量青年群體就業創業。數字經濟通過增加非正規就業規模，為增進民生福祉、提高人民生活品質提供有效支撐，在有效推進相對貧困治理的進程中，賦能中國式現代化。其二，數字經濟可通過促進教育均衡發展彌補教育資源差距，加速推動相對貧困治理，助力中國式現代化發展。相對貧困問題產生的關鍵原因之一就是教育資源差距[19]。由于地域差異與家庭財富差異的存在，不同環境下的教學投入、教育資源均衡性存在差距，這不僅會導致教育機會不平等，而且不利于推進社會的協同發展。伴隨數字技術的快速發展，數字經濟催生出“互聯網+教育”“人工智能教育”等新型教育模式，較好地彌補了學校間、地區間的教育資源差距，為相對貧困群體帶來就業、致富等機會。這能夠有效解決“能力貧困”“知識貧困”“精神貧困”“代際貧困”等相對貧困問題，賦能中國式現代化。其三，數字經濟發展能削弱勞動力市場分割程度，促進勞動力配置效率提升，由此擴充低收入群體收入，推動相對貧困治理，賦能中國式現代化。在當前分權體制下，地區就業水平、財政收入規模關乎地方經濟發展程度與官員績效評價。為保護本地企業發展，提高評價績效，地方政府會通過部分政策進行市場分割[20]，這會提高相對貧困治理難度，阻礙中國式現代化發展進程。而數字經濟的廣泛應用能夠打破地方行政壟斷，促使生產要素在地區、行業之間自由流動，進而提升相對貧困治理的精準性、協同性和有效性，助力中國式現代化。據此，提出如下研究假設：

假設2：數字經濟通過促進相對貧困治理，繼而推動中國式現代化。

2 研究設計

2.1 模型構建

為驗證數字經濟對中國式現代化的影響，本文構建雙向固定效應模型：

式（1）中，下標i、t分別為省份、年份，Modenit代表中國式現代化，digit指代數字經濟，Ctrit是一系列控制變量，δi是個體固定效應，σt為時間固定效應，εit為隨機誤差項，系數α0為常數項，系數α1與系數α2均表征變量待估系數。

為檢驗相對貧困治理在數字經濟與中國式現代化之間的作用路徑，構建如下檢驗模型：

式（2）與式（3）中，Engel為機制變量相對貧困指數，β0、?0為常數項，β1、β2、?1、?2與?3為變量待估系數，其他變量的含義同式（1）。式（2）用于分析數字經濟對相對貧困治理的影響，式（3）用于闡釋數字經濟、相對貧困治理對中國式現代化的影響。

2.2 變量選取與數據說明

2.2.1 被解釋變量：中國式現代化（Moden）

本文參照《科學構建中國式現代化的評價指標體系》與現有經驗，從經濟發展現代化、生態文明現代化、文化成果現代化、城鄉區域現代化、社會進程現代化五個方面出發，構建中國式現代化綜合評價指標體系（見表1）。在此基礎上，采用熵權法對中國式現代化水平進行測度。

表1 中國式現代化綜合評價指標體系

2.2.2 核心解釋變量：數字經濟（dig）

結合《數字經濟及其核心產業統計分類（2021）》及《中國數字經濟發展報告（2022 年）》，從數字經濟基礎設施、數字經濟發展規模、數字經濟發展潛力、數字經濟技術應用、數字經濟產業發展五個維度構建數字經濟綜合評價指標體系。涉及的指標包括：移動電話普及率（移動電話總數/人口總數）、互聯網寬帶接入端口數（互聯網寬帶接入端口總數）、數字產業企業數量（相關數字產業企業數量之和）、主營業務收入（數字產業主營業務收入之和）、R＆amp;D經費投入強度（R＆amp;D 支出與所在省份地區生產總值的比值）、研發人員強度（研發人員占從業人員的比重）、數字產品銷售額（電子產品銷售總額）、企業信息化水平（每百家企業擁有網站數）、網絡零售規模（網絡零售總額與社會消費品零售總額）、電信業務總量規模（電信業務營業收入總額）。通過熵權法得到數字經濟綜合指數。

2.2.3 機制變量：相對貧困指數（Engel）

考慮到消費支出比例法[21]中的數據獲取與計算難度較大，且比例衡量標準不一，本文采用全體居民恩格爾系數[22]衡量地區相對貧困指數。

2.2.4 控制變量

選取如下影響中國式現代化發展進程的控制變量：政府干預水平（gov），以地方政府財政總收入與總支出之比代表；人力資本水平（hum），以各省份人均受教育年限表征；金融發展水平（Fin），以金融機構年末存貸款余額占GDP 的比重表征；數字技術創新水平（Ti），以數字經濟領域中的產業技術專利總量衡量；貿易開放程度（Open），以進出口總額占地區生產總值的比重代表。

2.2.5 數據來源

基于數據可得性與統計口徑一致的原則，本文選取2012—2021年中國30個省份（不含西藏和港澳臺）的面板數據作為研究樣本進行實證分析。本文數據主要來自《中國統計年鑒》《中國經濟普查年鑒》《中國科技統計年鑒》、國泰安數據庫、Wind 數據庫和各省份統計年鑒。為避免極端值的干擾，精準評估變量間的實際關系，對所有變量進行1%和99%的縮尾處理。本文主要變量的描述性統計見表2。

表2 變量描述性統計與VIF檢驗

3 實證分析

3.1 面板數據多重共線性、平穩性與協整檢驗

實證分析之前先對各變量進行多重共線性、平穩性與協整檢驗。其一，為避免數據在回歸時出現多重共線性問題，運用Stata 軟件對每個解釋變量進行皮爾森相關性檢驗與VIF檢驗，進而得出每個變量的皮爾森相關系數矩陣與VIF 值。其中，數字經濟、中國式現代化與相對貧困指數等變量的相關系數介于0.2253～0.3569，且均通過1%水平上的顯著性檢驗。表2中各變量方差膨脹因子的VIF值介于0.0231～0.6155，遠小于合理值10，說明該回歸模型不存在多重共線性問題。其二，采用Stata 軟件對各變量展開單位根檢驗。在經過IPS 檢驗、LLC 檢驗等單位根檢驗方法檢驗后發現，各變量均通過1%水平上的顯著性檢驗，為平穩序列。其三，對被解釋變量、核心解釋變量、機制變量與控制變量進行協整檢驗，發現上述變量均通過95%置信度下的KAO檢驗，意味著各變量協整關系顯著。

3.2 數字經濟對中國式現代化的影響

選取OLS 模型、固定效應模型（FE）與系統GMM 模型（SYS-GMM）①選取被解釋變量滯后一期為工具變量。展開基準回歸，由此得出數字經濟影響中國式現代化的回歸結果（見表3）。

表3 基準回歸估計結果

列（1）為不考慮個體固定效應、時間效應的OLS 回歸結果，發現回歸系數為0.2252，且通過顯著性檢驗，意味著數字經濟對中國式現代化產生顯著正向影響。列（2）為同時固定個體效應與時間效應之后的FE 回歸結果，發現數字經濟系數雖為正但不顯著。列（3）中Sargan檢驗結果不顯著，意味著工具變量選擇有效，由此證明列（3）模型設定與檢驗方法均具有合理性。因此，分析列（3）的結果發現，數字經濟的回歸系數為0.8926，且在1%的水平上顯著，證明數字經濟發展有利于推進中國式現代化，由此假設1得證。

3.3 穩健性檢驗

為提高研究結果的科學性，本文借助下述方法展開穩健性檢驗。其一，運用縮尾處理方法對研究樣本進行優化。為避免極端值對研究結果產生較大干擾，先對連續變量進行99%水平的縮尾處理，再運用系統GMM模型重新回歸處理后的研究樣本，具體結果見表4列（1）。二是改變樣本區間。為了避免樣本選擇對回歸結果產生影響，從研究期內剔除2010—2013年②由于2012—2013年是數字經濟發展過渡期，相關數據可能處于不穩定狀態，因此予以剔除。的數據進行重新回歸，具體結果見表4列（2）。經過分析發現，數字經濟的回歸系數仍顯著為正，與基準回歸結果基本一致，故基準回歸具有穩健性。

表4 穩健性檢驗結果

3.4 內生性問題處理

在考察數字經濟與中國式現代化關系的過程中，可能存在由反向因果關系或遺漏關鍵變量導致的內生性問題。因此，采用下述方法展開內生性檢驗。第一，工具變量法。借鑒黃群慧等（2019）[23]的研究，參考Nunn 和Qian（2014）[24]的經驗，以各地1984年每百人固定電話數量與上一年（即研究期各年份的前一年）全國互聯網投資額占固定投資的比重構建交互項（dig_d）。在此基礎上借助最小二乘法（2SLS）展開運算，獲得下頁表5列（1）所示的結果。經分析可知，Kleibergen-Paap rk LM 統計量的P 值為0.0032，證明工具變量可被有效識別；Kleibergen-Paap rk F統計值為15.33，在10%的水平上大于Stock-Yogo弱識別檢驗的臨界值10，證實弱工具變量的假設并不存在?？梢哉J為，此次工具變量選取具有合理性。第二，增加可能影響估計結果的控制變量。市場化程度（mark）、環境規制（envir）與經濟增長水平（ecom）分別用《中國各省份市場化指數報告》公布的各省份市場化指數、各省份工業污染治理投資、各省份實際GDP衡量，進一步運用固定效應模型再次進行回歸，結果見表5列（2）至列（4）。以上研究結果表明，核心解釋變量的估計系數仍然顯著為正。這說明在緩解內生性問題之后，基準回歸結果依然穩健。

表5 內生性估計結果

3.5 異質性分析

3.5.1 時間異質性

從發展歷程特征來看，數字經濟以2016 年為時間節點存在顯著的階段性發展特征，此前為“服務制勝”階段，此后為“流量競爭”時期[25]。2016年通過的《G20數字經濟發展與合作倡議》促使數字經濟步入快速發展軌道，因此以2016 年為界將研究期劃分為2012—2015 年、2016—2021 年兩個階段，進行具體分析，結果見表6 的列（1）、列（2）。分析發現，在兩個階段內，數字經濟的回歸系數分別為0.4551與0.7152，且均通過1%水平上的顯著性檢驗，意味著數字經濟始終能助力中國式現代化。但對比系數大小可知，2016—2021 年數字經濟作用于中國式現代化的正向效應更強。細究其因，2016年之后，數字經濟下的信息基礎設施完善程度明顯提升，電子商務和移動支付領跑作用更加突出，這不僅釋放了地區創新、個體就業創業潛能，而且逐步豐富了網約車、共享單車、外賣、在線教育等典型新業態，為賦能中國式現代化提供了極為重要的支持。

表6 異質性回歸結果

3.5.2 區域異質性

參照國家統計局的劃分依據，將研究樣本劃分為東部、中部、西部與東北地區四大樣本，并利用SYS-GMM模型進行實證分析，結果見表6 列（3）至列（6）?？傮w而言，四大地區數字經濟的回歸系數均通過顯著性檢驗，意味著數字經濟發展有利于推進四大地區中國式現代化進程。但對比而言，數字經濟對東部地區中國式現代化的影響仍居首位，東北與中部地區分別位列第二、第三，西部地區最后?？赡艿脑蛟谟?，東部地區本就具備良好的信息基礎體系，這使得數字經濟對中國式現代化進程的推進阻礙較小。東北地區與中部地區緊隨其后，意味著這兩個地區數字經濟潛力正被激發，對中國式現代化的作用日漸提升。西部地區數字經濟發展環境雖有大幅改善，但仍滯后于其他地區，對中國式現代化的賦能效應仍處于追趕階段。

3.6 相對貧困治理的作用機制檢驗

進一步評估相對貧困治理在數字經濟與中國式現代化關系中的作用機制，結果見表7。列（1）的結果顯示，數字經濟對中國式現代化的影響系數為0.7807，且在1%的水平上顯著，表明數字經濟可顯著促進中國式現代化發展。列（2）的結果表明，數字經濟對相對貧困指數的影響系數為-0.5633，且通過顯著性檢驗，意味著數字經濟有利于促進相對貧困治理。列（3）的結果表明，數字經濟、相對貧困指數對中國式現代化的影響系數均通過顯著性檢驗，證明數字經濟可通過相對貧困治理賦能中國式現代化發展。據此，假設2得證。

表7 機制分析回歸結果

4 結論與建議

本文選取2012—2021年中國30個省份的面板數據作為研究樣本，實證研究數字經濟對中國式現代化的影響，以及相對貧困治理在其中的作用機制。研究結果表明：整體上，數字經濟對中國式現代化具有顯著促進作用，此結論經一系列穩健性檢驗、內生性問題處理之后仍成立。異質性分析發現，從時間視角看，2016年之后數字經濟對中國式現代化的促進作用更強；從區域視角看，數字經濟均顯著促進四大地區的中國式現代化，在東部地區作用更強。進一步機制作用檢驗結果顯示，數字經濟可通過推動相對貧困治理加快推進中國式現代化。

結合上述結論與現實狀況，提出如下建議：第一，堅持創新驅動策略，激發數字經濟賦能潛力。數字企業應以數字技術創新為內在驅動力，引導社會服務模式創新，消除各類“數字鴻溝”，緩解地區間數字經濟發展不平衡問題，賦能中國式現代化。第二，加大政策扶持力度，推動區域均衡化發展。不同地區應根據自身實際情況，盡快豐富數字經濟扶持政策，加快地區協同發展，賦能中國式現代化。東部地區應整合前沿數字技術，并鼓勵企業將數字技術深度應用于工業全流程，加快發展現代產業體系，推動中國式現代化發展；中西部地區應加快提升數字經濟覆蓋廣度，增設機構并逐步消除“數字鴻溝”，令低水平貧困人口能夠共享數字經濟發展成果，實現區域均衡化發展，助力中國式現代化。第三，實施特色反貧困策略，提升相對貧困治理質量。我國應以發展生產力為核心落實反貧困策略。政府應加強制定特色反貧困政策，如電商扶貧、扶貧車間、“巾幗脫貧行動”“萬企幫萬村”等，豐富生產力發展途徑，不斷紓解相對貧困帶來的諸多問題，為推動中國式現代化助力。