數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響研究

摘要：數(shù)字經(jīng)濟已成為我國經(jīng)濟增長的新動力，是實現(xiàn)共同富裕的關鍵力量。選取2011—2020年全國31個省份面板數(shù)據(jù)，采用主成分法和熵值法測算共同富裕水平，用面板回歸模型分析數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響效應，進而運用中介效應模型探討研發(fā)投入與技術創(chuàng)新作為中介變量的間接影響，最后進行異質性分析。研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕具有正向影響作用，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響作用存在時間異質性和區(qū)域異質性，研發(fā)投入和技術創(chuàng)新是影響共同富裕水平的重要機制。基于此，提出建立健全數(shù)字經(jīng)濟監(jiān)管機制、夯實數(shù)字基礎建設、實施差異化的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展策略等建議。

關鍵詞：數(shù)字經(jīng)濟；共同富裕；面板回歸模型；技術創(chuàng)新

中圖分類號：F126；F49

文獻標識碼：A

文章編號：1673-5595（2024）03-0087-07

一、引言

黨的十九大報告明確指出“我國社會主要矛盾已經(jīng)轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”［1］，黨的二十大報告強調“必須堅持在發(fā)展中保障和改善民生，鼓勵共同奮斗創(chuàng)造美好生活，不斷實現(xiàn)人民對美好生活的向往”［2］。人民的美好生活與共同富裕密切相關，實現(xiàn)共同富裕已成為我國的必然選擇。我國經(jīng)濟的快速發(fā)展消除了絕對貧困，但區(qū)域發(fā)展不均衡和貧富差距等問題依然存在。實現(xiàn)共同富裕，有利于刺激市場主體活力，解放生產力，縮小區(qū)域差異，增強人民群眾的獲得感和幸福感，為經(jīng)濟發(fā)展提速增效。

大數(shù)據(jù)、人工智能和信息通信技術的廣泛應用形成了經(jīng)濟發(fā)展的新模式，數(shù)字經(jīng)濟成為經(jīng)濟增長的新動力。數(shù)字經(jīng)濟已經(jīng)在我國經(jīng)濟高質量發(fā)展中發(fā)揮了重要作用，并逐漸成為縮小貧富差距、優(yōu)化產業(yè)結構、重組要素資源、轉變經(jīng)濟發(fā)展方式和實現(xiàn)共同富裕的關鍵力量和新動能。數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展促進包容性增長，更兼顧公平與效率。［3］數(shù)字經(jīng)濟的均衡、分享、扁平化設計等特征與共同富裕高度切合。［4］當前及未來很長時間內，共同富裕的實現(xiàn)需要借助數(shù)字經(jīng)濟，并嵌入我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展歷程中。因此，研究數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響有著重要的理論價值與實踐意義。

二、文獻綜述

在數(shù)字經(jīng)濟背景下，充分理解數(shù)字經(jīng)濟與共同富裕的內涵以及兩者之間相輔相成的作用機理，是實現(xiàn)我國共同富裕的重要前提。共同富裕作為我國經(jīng)濟社會發(fā)展戰(zhàn)略的長遠目標，其概念、理論內涵和特點在理論基礎研究和實證分析中得到不斷完善。［5］自新中國成立至改革開放前，我國實行的是計劃經(jīng)濟下的同步富裕；改革開放后，我國居民收入水平得到大幅度提升，但區(qū)域間居民收入差距較大；進入新時代，我們積極貫徹以人民為中心的發(fā)展理念，共同富裕的重要性更加凸顯，已成為中國式現(xiàn)代化的重要特征。［6］共同富裕是全體人民共享經(jīng)濟發(fā)展成果，也就是收入和財產分配差距不斷縮小，社會公共服務更高效地普惠民眾。［7］生產力水平的不斷提高和社會經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展是實現(xiàn)共同富裕的重要路徑，具體途徑是收入分配狀況的不斷改善。［8］為體現(xiàn)共同富裕概念的發(fā)展性、共享性和持續(xù)性的統(tǒng)一，專家們構建了共同富裕指數(shù)［9］，強調實現(xiàn)共同富裕必須在高質量發(fā)展中提高收入水平、縮小收入差距［10］，必須以高質量改革創(chuàng)新破解發(fā)展不平衡的矛盾［11］。

相較于傳統(tǒng)的經(jīng)濟發(fā)展模式，數(shù)字經(jīng)濟在技術層面上包含了AI、信息技術和大數(shù)據(jù)等新興技術，形成新的發(fā)展模式，在社會經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著愈來愈重要的作用。［12］數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟不斷融合，促進經(jīng)濟發(fā)展方式不斷變化，對不同地區(qū)的要素參與者產生了積極的作用。［13］數(shù)字經(jīng)濟與地域收益之間有很強的關聯(lián)性，數(shù)字經(jīng)濟增長動力較高的地區(qū)，其收入水平也較高。［14］多元性與傳遞性是數(shù)字經(jīng)濟的典型特點，同時數(shù)字經(jīng)濟還擁有技術、資產、數(shù)據(jù)匯聚和資源分配等功能。另外，數(shù)字平臺也逐漸成為新發(fā)展階段社會財富的主要創(chuàng)造和分配場域，關涉社會財富的增加、社會福利的提高和社會公平分配。［15］數(shù)據(jù)技術的綜合應用能更好地激發(fā)經(jīng)濟和發(fā)展生產力，為區(qū)域經(jīng)濟增長和經(jīng)濟高質量發(fā)展帶來新的動能。［16］數(shù)字經(jīng)濟作為新舊動能轉化的主要驅動力，具有新科技和共享性發(fā)展的特點，既為宏觀經(jīng)濟增長帶來了動力機制，又為平衡發(fā)展帶來了共享機制，成為實現(xiàn)共同富裕的動能支撐點。［17］由此看來，數(shù)字經(jīng)濟和共同富裕具有很強的契合性。［18］

綜上所述，已有文獻多為數(shù)字經(jīng)濟與共同富裕的理論研究，對于二者之間的作用機理缺乏相應的數(shù)據(jù)和實證支撐。本文可能的邊際貢獻為：第一，多維度測度數(shù)字經(jīng)濟、共同富裕水平，采用面板回歸模型分析數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響，并進行內生性與穩(wěn)健性檢驗；第二，分析技術創(chuàng)新和研發(fā)投入作為中介變量的中介效應，探究其中的作用機制；第三，按照區(qū)域與時間劃分樣本，分析區(qū)域異質性以及時間異質性。

三、理論分析與研究假說

（一）數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的直接影響

數(shù)字經(jīng)濟是促進共同富裕的重要力量。首先，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展提高了社會生產效率，加速社會財富的創(chuàng)造和積累。一方面，數(shù)據(jù)信息促進技術、資本、土地資源等要素深層轉型和重新組合，為社會財富帶來累加和倍增效應；另一方面，數(shù)據(jù)要素與傳統(tǒng)產業(yè)深度融合，推動了產業(yè)數(shù)據(jù)化，為產業(yè)轉型升級提供了機遇。其次，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展縮小了收入差距，推動了收入的增長和社會財富的增加。［19］一方面，數(shù)字經(jīng)濟具有強大的數(shù)據(jù)信息聚集效應和資源分配作用［20］，逐漸成為新發(fā)展階段社會財富的主要推動力量［21］；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟助推了實體經(jīng)濟的發(fā)展，提高了居民收入，有利于縮小收入差距。最后，數(shù)字經(jīng)濟具有普惠性，帶來了社會公平，助力全體人民共享社會財富。一方面，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展整合了不同區(qū)域的資源，減弱了市場分割，縮小了區(qū)域發(fā)展差距；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展促進了教育、文化和體育等領域的共享性與普惠性，優(yōu)化了公共服務配置的均衡性。由此，提出本文第一個假設。

假設1：數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕具有顯著的促進作用。

（二）數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的間接影響

技術創(chuàng)新是數(shù)字經(jīng)濟推動共同富裕的重要途徑。首先，數(shù)字經(jīng)濟能夠促進經(jīng)濟領域的技術創(chuàng)新及轉化利用。［22］數(shù)字經(jīng)濟的創(chuàng)新機制主要體現(xiàn)在3個方面：第一，數(shù)字技術的研發(fā)加速了大數(shù)據(jù)與傳統(tǒng)制造業(yè)的融合，促進了數(shù)字農業(yè)和智能倉儲等新型產業(yè)的發(fā)展；第二，數(shù)字技術與三次產業(yè)緊密結合，推動產業(yè)多方位更新改造，激發(fā)新業(yè)態(tài)、新模式不斷涌現(xiàn)；第三，數(shù)字技術促進制造業(yè)、農牧業(yè)、服務業(yè)智能化，提高了產業(yè)全要素生產效率，進而實現(xiàn)高質量發(fā)展。其次，數(shù)字經(jīng)濟通過激發(fā)創(chuàng)業(yè)活躍度，推動了大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新，從而提升共同富裕水平。［23］最后，技術創(chuàng)新能夠縮小區(qū)域發(fā)展不平衡［24］，促進公共服務資源配置的均衡性，提高居民的幸福感和獲得感［25］。由此，提出本文第二個假設。

假設2：數(shù)字經(jīng)濟能夠通過促進技術創(chuàng)新實現(xiàn)共同富裕。

研發(fā)投入是數(shù)字經(jīng)濟促進共同富裕的重要影響因素。首先，在數(shù)字經(jīng)濟促進共同富裕的進程中，涉及人力資本等要素的使用和配置效率，這些主體的研發(fā)創(chuàng)新活動需要大量的研發(fā)投入。其次，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展提高了生產要素數(shù)字化［26］，提升了創(chuàng)新主體的盈利能力，從而刺激研發(fā)投入，促進企業(yè)規(guī)模和績效的增長，提高人均收入水平［27］。最后，數(shù)字經(jīng)濟能使企業(yè)準確獲取所需求的信息，提高研發(fā)資本的使用效率，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力和營收能力，加速實現(xiàn)共同富裕。由此，提出本文第三個假設。

假設3：數(shù)字經(jīng)濟可以通過提高研發(fā)投入實現(xiàn)共同富裕。

四、研究設計

（一）變量選取

（1）被解釋變量：共同富裕。本文從共同富裕內涵出發(fā)，借鑒韓亮亮等［28］的做法，選取2011—2020年我國31個省份（考慮數(shù)據(jù)可得性，研究剔除了港澳臺地區(qū)）的共同富裕指數(shù)面板數(shù)據(jù)，構建共同富裕指標體系，采用主成分法和熵值法兩種方法測算共同富裕指數(shù)，記為Cwi。

（2）解釋變量：數(shù)字經(jīng)濟。借鑒劉軍等［29］和黃群慧等［30］的做法，從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和數(shù)字金融普惠兩個維度來衡量數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展水平?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展水平依托互聯(lián)網(wǎng)普及率、互聯(lián)網(wǎng)相關從業(yè)人員數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)相關產出和移動網(wǎng)絡用戶數(shù)4個二級指標進行測度，數(shù)字金融普惠采用北京大學數(shù)字金融研究中心的數(shù)字普惠金融指數(shù)進行分析。根據(jù)以上5個二級指標構建數(shù)字經(jīng)濟綜合指標體系（見表1），并采用熵值法對各項指標處理得到數(shù)字經(jīng)濟綜合發(fā)展指數(shù)。

（3）中介變量：研發(fā)投入（investement）和技術創(chuàng)新（innovation）。研發(fā)投入用Ramp;D經(jīng)費、技術支出求和得到，單位為億元；技術創(chuàng)新水平用專利授權量表示，單位為萬件。

（4）控制變量：外商直接投資水平（Fdi）、人口密度（Url）、基礎設施水平（Inf）、金融發(fā)展水平（Fin）和市場化程度（Mal）。參考李雪等［31］的研究，其中，F(xiàn)di用外商直接投資額/GDP表示，Url用每平方千米的常住人口數(shù)量來衡量，Inf用每平方千米的線路里程來衡量， Fin用金融機構存貸款/GDP表示，Mal以非國有企業(yè)員工占比來衡量。

（二）模型設定

采用面板回歸模型，驗證數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響，設定的模型為

Cwiit=δ+β1Digitalit+αControlsit+εit（1）

式中：Cwiit為被解釋變量共同富裕，

Digitalit為解釋變量數(shù)字經(jīng)濟，Controlsit為控制變量，εit為殘差項。

為了檢驗假設2與假設3，構建中介效應模型為

innovationit=δ+β1Digitalit+αControlsit+εit（2）

Cwiit=δ+β1Digitalit+

β2innovationit+αControlsit+εit（3）

innovationit=δ+β1Digitalit+αControlsit+εit（4）

Cwiit=δ+β1Digitalit+

β2investmentit+αControlsit+εit（5）

式中：innovationit為技術創(chuàng)新水平，investmentit為研發(fā)投入。

（三）數(shù)據(jù)說明

文中數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒等。經(jīng)過數(shù)據(jù)篩選，合并整理出2011—2020年31個省份面板數(shù)據(jù)，采用線性插值法補齊缺少的數(shù)據(jù)。指標描述性統(tǒng)計結果如表2所示。

表2中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的均值為101.800，表明我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出良好態(tài)勢，其中最大值（179.100）是最小值（28.000）的約6.4倍，說明不同地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差距；標準差達到27.940，表明數(shù)據(jù)分布相對不集中。共同富裕指數(shù)的均值為0.332，標準差為0.146，表明數(shù)據(jù)分布相對集中；但共同富裕指數(shù)最小值為0.092，最大值為0.910，說明省份間共同富裕發(fā)展水平差異較大。

五、實證分析

（一）基準回歸分析

為了確保過程的合理性，本文采用VIF法檢驗模型中各個變量是否存在多重共線性，結果方差膨脹因子都小于5，證明模型不存在多重共線性，可以進一步開展回歸分析。為了研究數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響，利用面板回歸模型對其進行基準回歸分析，結果如表3所示。

表3中，列（1）是對自變量和因變量進行的主回歸，列（2）是加入控制變量的回歸。由表中的Husman檢驗可知，檢驗拒絕原假設，其中變量均為個體固定效應回歸。表中結果顯示，解釋變量數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)均為正，分別為0.212和0.210，且在1%的水平下顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的提高會促進共同富裕。數(shù)字經(jīng)濟綜合發(fā)展指數(shù)每增加一個單位，共同富裕指數(shù)分別增加0.212和0.210個單位。在加入控制變量后，R2和回歸系數(shù)變大，說明在考慮不同省份控制變量差異的情況下，數(shù)字經(jīng)濟顯著促進共同富裕。因此數(shù)字經(jīng)濟會正向促進共同富裕，假設1得到驗證。

（二）中介效應檢驗

1.技術創(chuàng)新的中介效應

為了進一步探究數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響機制，利用中介效應模型檢驗技術創(chuàng)新和研發(fā)投入在此過程中的中介作用，回歸結果如表4所示。

由表4列（1）可知，數(shù)字經(jīng)濟在1%的水平下顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與技術創(chuàng)新呈正向關系，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高一個單位會促進技術創(chuàng)新指數(shù)增加0.895。由列（2）可知，技術創(chuàng)新在1%的水平下顯著為正，共同富裕指數(shù)顯著為正，技術創(chuàng)新指數(shù)每增加一個單位則共同富裕指數(shù)增加0.155。結果表明，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展促進技術創(chuàng)新，技術創(chuàng)新水平的提高對共同富裕有正向促進作用，技術創(chuàng)新在數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕影響效應中存在中介效應，假設2得以驗證。由列（3）可知，數(shù)字經(jīng)濟在1%的水平下顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與研發(fā)投入呈正向變動關系，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高一個單位研發(fā)投入水平將會提升1.711。由列（4）可知，研發(fā)投入在1%的水平下顯著為正，共同富裕指數(shù)顯著為正，研發(fā)投入水平每增加一個單位則共同富裕指數(shù)增加0.030。結果表明，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展提高了研發(fā)投入，研發(fā)投入水平的提高對共同富裕有正向促進作用，研發(fā)投入在數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕影響效應中存在中介效應，假設3得以驗證。

（三）內生性分析

考慮到解釋變量和被解釋變量之間可能存在內生性，為核心解釋變量選取適宜的工具變量是處理內生性問題的主要方式，分析結果如表5所示。

表5中，列（1）選擇各地區(qū)當年每百人固定電話數(shù)量與上一年全國互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的交互項作為工具變量1，滿足相關性和外生性條件，回歸系數(shù)顯著為正，說明選取的工具變量合理有效。列（2）采用兩階段最小二乘法，以數(shù)字經(jīng)濟的滯后一期為工具變量2，滿足相關性和外生性假設，工具變量（數(shù)字經(jīng)濟的滯后一期）和內生變量（數(shù)字經(jīng)濟）相關，滿足相關性假設，回歸系數(shù)顯著為正。在處理了內生性問題之后，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響依然顯著。

（四）穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗主要通過替換相關變量和縮尾后回歸來實現(xiàn)，為了避免回歸結果的偶然性，本文采用3種方法來進行穩(wěn)健性處理。（1）替換解釋變量，使用數(shù)字普惠金融指數(shù)來衡量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，進行穩(wěn)健性檢驗；（2）替換被解釋變量，采用主成分法計算的共同富裕指數(shù)代替用熵值法計算的共同富裕指數(shù)，重新進行基本回歸；（3）雙邊縮尾處理。由于各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的不平衡，為了避免一些極端值對研究結論的影響，對變量進行固定效應模型回歸擬合，穩(wěn)健性檢驗結果如表6所示。

由表6可以看出，經(jīng)過替換解釋變量、替換被解釋變量和雙邊縮尾處理后，回歸結果顯示數(shù)字經(jīng)濟和共同富裕之間存在正向促進作用，研究結果和上文結論基本相同，參數(shù)估計也差異不大，證明了前文研究結論合理。

（五）異質性分析

為驗證不同地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕影響是否存在區(qū)域差異性，將我國31個省份劃分為東部、中部、西部3類樣本，進行地區(qū)異質性檢驗。為驗證數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響是否存在時間差異性，對樣本進行時間段劃分。2016年杭州G20會議中提出《G20數(shù)字普惠金融高級原則》，數(shù)字普惠金融與數(shù)字經(jīng)濟聯(lián)系更加緊密?；诖?，將樣本劃分為2016年前和2016年后進行時間異質性分析，異質性分析結果如表7所示。

由表7中地區(qū)異質性分析結果可以看出，在東部、中部和西部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕在不同區(qū)域都表現(xiàn)為正向促進，但在不同地區(qū)間的影響效應不同。東部地區(qū)的影響效應大于中部和西部地區(qū)，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地方，數(shù)字經(jīng)濟越能促進共同富裕的實現(xiàn)。從時間異質性分析結果來看，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響作用存在時間異質性，在2016年前數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響系數(shù)為0.002，而2016年后影響系數(shù)為0.003，表明2016年后的正向促進作用明顯高于2016年前，說明隨著社會經(jīng)濟與數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響效果也逐漸增大。

六、結論與建議

本文基于2011—2020年全國31個省份數(shù)據(jù)，利用回歸模型和中介效應模型研究數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響效應和作用機制，并分析其異質性。得到以下幾點結論：（1）數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕具有正向作用，在經(jīng)過一系列檢驗之后，結論依然成立；（2）異質性分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響作用存在時間異質性和區(qū)域異質性；（3）中介效應檢驗發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入和技術創(chuàng)新是影響共同富裕水平的關鍵路徑。

結合上述研究結論，本文提出以下建議。

第一，建立健全數(shù)字經(jīng)濟監(jiān)管機制，促進數(shù)字經(jīng)濟向競爭包容性發(fā)展。創(chuàng)新協(xié)同監(jiān)管模式，明確中央與地方監(jiān)管部門的職責，形成中央、地方監(jiān)管的合理有效分工。構建適應數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展特點的政策體系和監(jiān)管規(guī)則，依法依規(guī)謹慎監(jiān)管。

第二，夯實數(shù)字基礎設施建設，為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展提速增效。建設數(shù)字經(jīng)濟一體化平臺，提高數(shù)字網(wǎng)絡化水平，加大數(shù)字經(jīng)濟基礎設施建設力度，為數(shù)字化發(fā)展提供基礎設施支撐。增加數(shù)字經(jīng)濟的研發(fā)投入，積極培養(yǎng)數(shù)字化人才，推動數(shù)字化技術在經(jīng)濟發(fā)展中的廣泛應用。

第三，縮小“數(shù)字鴻溝”，實施差異化的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展策略?；诓煌貐^(qū)資源稟賦條件，實施有差別的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，東部地區(qū)重點突出數(shù)字相關領域的核心技術和優(yōu)化數(shù)字創(chuàng)新環(huán)境，偏遠地區(qū)要加大數(shù)字規(guī)模，引導數(shù)字產業(yè)鏈向中西部地區(qū)遷移，逐漸縮小區(qū)域間的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展差距。

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責任編輯：曲 紅

Research on the Impact of Digital Economy on Common Prosperity：Empirical Analysis Based on Panel Regression Model

QIAN Li， JIN Yuting

（School of Economics， Anhui University of Finance and Economics， Bengbu 233030， Anhui， China）

Abstract：The digital economy has become the new driving force of China s economic growth and a key force in realizing common prosperity. The panel data of 31 provinces in China from 2011 to 2020 are selected to measure the level of common prosperity by principal component method and entropy value method， analyze the impact of digital economy on common prosperity， explore the indirect effect of Ramp;D investment and technological innovation as intermediary variables by intermediary effect model， and finally analyze the heterogeneity. The study finds that the digital economy has a positive impact on the common prosperity， there are temporal and regional heterogeneity in the impact of the digital economy on the common prosperity， and Ramp;D investment and technological innovation are important mechanisms that affect the level of common prosperity. Based on this， it is proposed to establish and improve the digital economy supervision mechanism， consolidate the digital infrastructure， and implement differentiated digital economy development strategies.

Key words：digital economy; common prosperity; panel regression model; technological innovation

英文編校：馬志強