數(shù)智經(jīng)濟(jì)推動共同富裕的機(jī)制與效應(yīng)研究

徐維祥 石柔剛 周建平 劉程軍

1（浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，杭州 310023） 2（浙江工業(yè)大學(xué)現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系研究院，杭州 310023）3（浙江工業(yè)大學(xué)之江學(xué)院，紹興 312030）

引 言

近年來，隨著我國全面建成小康社會，“十四五” 時(shí)期在質(zhì)量效益明顯提升的基礎(chǔ)上扎實(shí)推動共同富裕不僅是一項(xiàng)重大理論課題，更是一項(xiàng)復(fù)雜艱巨的行動議題。作為一種融合型經(jīng)濟(jì)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)是數(shù)字化發(fā)展到人工智能更高階段的產(chǎn)物，是數(shù)字化和智能化的融合與應(yīng)用。數(shù)智經(jīng)濟(jì)可以通過激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力、打破信息壁壘、促進(jìn)包容性增長，進(jìn)而極大地推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。因此，如何有效釋放數(shù)智經(jīng)濟(jì)對我國共同富裕的助推力量，成為近年來實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界廣泛討論的熱點(diǎn)話題。那么，數(shù)智經(jīng)濟(jì)是否提升了我國的共同富裕水平？ 如果該效應(yīng)得到證實(shí)，其背后的作用機(jī)制是什么？ 數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的推動作用是否會受到其他因素的影響以及在空間規(guī)律上又具有何種差異？

欲回答上述問題，不僅需要梳理相關(guān)理論，還需要結(jié)合我國的現(xiàn)實(shí)背景進(jìn)行實(shí)證分析。既有的理論文獻(xiàn)認(rèn)為，共同富裕不僅要求總體富裕，還要求全體人民共享發(fā)展機(jī)會和發(fā)展成果。從數(shù)智經(jīng)濟(jì)影響總體富裕的角度看，學(xué)界對于數(shù)字化和智能化技術(shù)提升總體富裕這一命題已達(dá)成共識，如數(shù)字化技術(shù)能通過互聯(lián)網(wǎng)顛覆商品的交換方式、促進(jìn)商品的交易效率［1］，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化賦能實(shí)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展［2］，并提高全要素生產(chǎn)率［3］，智能化技術(shù)可以推動總體經(jīng)濟(jì)增長［4］并提升我國產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展韌性和產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平［5］。從數(shù)智經(jīng)濟(jì)影響全體人民共享發(fā)展機(jī)會與發(fā)展成果的角度看，有學(xué)者認(rèn)為數(shù)字化發(fā)展尤其是數(shù)字普惠金融能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，也有部分學(xué)者指出作為新一代工業(yè)革命的重要驅(qū)動引擎，人工智能會進(jìn)一步擴(kuò)大收入差距［6］。事實(shí)上，數(shù)字社會的初級形態(tài)是數(shù)字經(jīng)濟(jì)，高級形態(tài)是與智能化技術(shù)不斷融合創(chuàng)新所形成的新經(jīng)濟(jì)形態(tài)——數(shù)智經(jīng)濟(jì)，而促進(jìn)數(shù)智經(jīng)濟(jì)與共同富裕深度融合已成為我國高質(zhì)量發(fā)展道路的必然選擇。但是，鮮有學(xué)者綜合研究數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的作用，因此，需要通過理論分析探討數(shù)智經(jīng)濟(jì)如何推動共同富裕并通過實(shí)證檢驗(yàn)來科學(xué)評估數(shù)智經(jīng)濟(jì)的作用力度。

在研究對象上，現(xiàn)有文獻(xiàn)更多關(guān)注數(shù)字經(jīng)濟(jì)對共同富裕的影響而鮮少綜合研究數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的影響，因此，本文對數(shù)智經(jīng)濟(jì)與共同富裕之間的關(guān)系進(jìn)行了探索性研究。在研究視角上，本文著重關(guān)注農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率在數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕影響中發(fā)揮的作用，結(jié)合技術(shù)創(chuàng)新的擴(kuò)散效應(yīng)，探討數(shù)智經(jīng)濟(jì)能否通過擴(kuò)大農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的可能邊界進(jìn)而推動共同富裕。在研究方法上，本文從多維度重構(gòu)數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)體系，并實(shí)證檢驗(yàn)了數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的驅(qū)動機(jī)制、門檻效應(yīng)以及空間溢出效應(yīng)，為數(shù)智經(jīng)濟(jì)推動共同富裕這一頗受關(guān)注的現(xiàn)實(shí)問題提供新的理論支撐與實(shí)踐參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 數(shù)智經(jīng)濟(jì)推動共同富裕的作用機(jī)制

農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率是推動共同富裕的關(guān)鍵因素，主要表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升有助于促進(jìn)城鄉(xiāng)共富與縮小收入差距。從效率角度出發(fā)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)借科技之力提升農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化水平、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶增收［7］。從公平角度出發(fā)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)借創(chuàng)新之力發(fā)展創(chuàng)新型經(jīng)濟(jì)，提高低收入群體初次分配所占比重，完善分配格局［8，9］。換言之，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升有利于節(jié)約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力投入，這在一定程度上可以釋放大量的剩余勞動力從事非農(nóng)工作，進(jìn)而提高農(nóng)民工資性收入，從而縮小發(fā)展差距，賦能城鄉(xiāng)共富。

數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的推動作用是通過提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率來實(shí)現(xiàn)的。（1） 數(shù)字化發(fā)展拓寬了信息渠道。渠道越廣，接收的信息量越大，市場主體可選擇的發(fā)展機(jī)會也越多，為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型提供了信息支持，促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率［10，11］； （2） 智能化發(fā)展促進(jìn)了生產(chǎn)方式創(chuàng)新。通過智能化灌溉系統(tǒng)等智能農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用優(yōu)化和傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式和管理理念的變革，提高了土地等生產(chǎn)要素的使用效率，提升欠發(fā)達(dá)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的創(chuàng)新水平及全要素生產(chǎn)率，從而助推共同富裕［12，13］。根據(jù)上述分析，提出研究假設(shè)：

假設(shè)1： 數(shù)智經(jīng)濟(jì)可以通過提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率對共同富裕產(chǎn)生積極作用。

1.2 數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的非線性效應(yīng)

數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的推動作用具有非線性特征。實(shí)現(xiàn)共同富裕必須要解決“共同” 與“富裕”的協(xié)調(diào)發(fā)展問題，換言之，“總體富?！?與“全體人民共享發(fā)展機(jī)會和發(fā)展成果” 是共同富裕問題的“一體兩面”，數(shù)智經(jīng)濟(jì)助力共同富裕全面推進(jìn)的同時(shí)會不可避免地受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約［14，15］。當(dāng)一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后時(shí)，各類生產(chǎn)資源匱乏，經(jīng)濟(jì)體處于要素邊際報(bào)酬遞增階段，此時(shí)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多注重要素布局地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，加之?dāng)?shù)智化產(chǎn)業(yè)具有明顯的城鎮(zhèn)偏向和區(qū)域偏向，將會拉大發(fā)展差距進(jìn)而阻礙共同富裕的實(shí)現(xiàn)； 之后，隨著經(jīng)濟(jì)體的不斷發(fā)展，進(jìn)入邊際報(bào)酬遞減階段時(shí)，各類生產(chǎn)要素處于偏飽和狀態(tài)，在達(dá)到量的積累并通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)質(zhì)變的過程中，數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展有助于優(yōu)化資源要素布局，縮小發(fā)展差距，推動共同富裕。因此，提出研究假設(shè)：

假設(shè)2： 數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的推動作用受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約，并呈現(xiàn)出非線性特征。

1.3 數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的空間溢出效應(yīng)

數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的推動作用還存在空間溢出效應(yīng)。數(shù)智經(jīng)濟(jì)通過高效的信息傳輸功能縮短了時(shí)空距離，提升了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)活動聯(lián)系的廣度和深度。Yilmaz 和Haynes［16］利用美國48 個州的面板數(shù)據(jù)，對信息化的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究。Keller［17］則進(jìn)一步探討了與知識和技術(shù)擴(kuò)散相關(guān)的溢出距離問題?；谖覈F(xiàn)實(shí)背景展開的空間計(jì)量研究［18］，同樣說明了識別空間效應(yīng)的重要性； 另外，城市的經(jīng)濟(jì)活動在經(jīng)濟(jì)增長、地區(qū)差距和數(shù)字普惠金融等方面對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的空間溢出效應(yīng)［19－21］。因此，隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的不斷提高，區(qū)域間經(jīng)濟(jì)聯(lián)動性不斷增強(qiáng)，同時(shí)，以滲透性、融合性、協(xié)同性為主要特征的數(shù)智經(jīng)濟(jì)突破了空間和地理距離的限制，實(shí)現(xiàn)了跨地區(qū)的分工與合作，使得一個地區(qū)的共同富裕程度可能還會受到其他地區(qū)共同富裕程度的影響。因此，提出研究假設(shè)：

假設(shè)3： 數(shù)智經(jīng)濟(jì)可以通過空間溢出效應(yīng)作用于鄰近地區(qū)的共同富裕水平。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取2012 ～2022 年30 個?。▍^(qū)、市）面板數(shù)據(jù)為考察樣本，其中由于西藏以及港、澳、臺地區(qū)的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失并且較難補(bǔ)齊，故暫不納入樣本范圍。數(shù)字普惠金融指數(shù)來源于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心，其余數(shù)據(jù)大部分來源于EPS數(shù)據(jù)平臺、CNRDS 數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫以及各省（區(qū)、市）統(tǒng)計(jì)年鑒，最終整理得到平衡面板數(shù)據(jù)。需要說明的是，本文的部分變量采取對數(shù)形式進(jìn)行實(shí)證分析以規(guī)避異方差問題導(dǎo)致的有偏估計(jì)。另外，個別缺失數(shù)據(jù)利用插值法補(bǔ)齊，對數(shù)據(jù)的預(yù)處理、回歸分析以及相關(guān)檢驗(yàn)均通過Stata15.0 完成。

2.2 模型設(shè)定

為檢驗(yàn)數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展對共同富裕水平的影響，根據(jù)上述理論分析構(gòu)建如下雙向固定效應(yīng)模型：

其中，i表示個體，t表示時(shí)間； 被解釋變量Y表示共同富裕水平，由兩個指標(biāo)共同表征（收入水平Inc與收入差距Gap）； 核心解釋變量DI為數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，Controls為控制變量的集合，詳見下文?；貧w系數(shù)β反映了數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展對共同富裕的影響，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。此外，考慮到經(jīng)濟(jì)波動、供給沖擊、政策變化等隨時(shí)間而變的突發(fā)因素同樣會影響到共同富裕水平，因此在模型中添加時(shí)間固定效應(yīng)，用以控制外部環(huán)境的變動。同理，考慮到空間關(guān)聯(lián)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、地域文化等隨個體而變的突發(fā)因素影響共同富裕水平，因此在模型中添加個體固定效應(yīng)，用以規(guī)避非觀測因素導(dǎo)致的有偏估計(jì)。

2.3 變量選取與統(tǒng)計(jì)描述

（1） 被解釋變量： 共同富裕（Y）。共同富裕不僅要求總體富裕，還要求全體人民共享發(fā)展機(jī)會和發(fā)展成果。目前，學(xué)界普遍認(rèn)同數(shù)智經(jīng)濟(jì)可以有效提升總體富裕程度，但對于是否能促進(jìn)共享發(fā)展成果尚存爭議，而已有研究對共享程度的理解有廣義與狹義之分，廣義理解的共享程度的內(nèi)涵主要包含人群差距、區(qū)域差距與城鄉(xiāng)差距，其中的作用機(jī)理錯綜復(fù)雜，且往往受數(shù)據(jù)獲取限制導(dǎo)致科學(xué)測度難度較大。基于此，本文參考劉心怡等［22］的做法，從兩個方面考察共同富裕水平，一方面考察全體居民人均可支配收入水平（Inc）的提高，若收入增加，則說明總體富裕程度有所提升； 另一方面考察居民收入差距（Gap）的縮小，若差距縮小，則說明全面共享程度有所提升。依照前文分析，基于數(shù)據(jù)可獲得性，本文選擇從狹義層面即以城鄉(xiāng)收入差距表征變量Gap。本文參考周心怡等［23］、周江燕和白永秀［24］的做法，利用泰爾指數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入差距，公式如下：

其中，I1為城市家庭可支配收入，P1t為城鎮(zhèn)總?cè)丝?，I1t為城鎮(zhèn)總收入，I2為農(nóng)村家庭可支配收入，P2t為鄉(xiāng)村總?cè)丝冢琁2t為鄉(xiāng)村總收入，It為總收入，Pt為總?cè)丝?。泰爾指?shù)越小，城鄉(xiāng)收入差距也越小，共同富裕程度則越高。

（2） 解釋變量： 數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（DI）。目前，國內(nèi)外關(guān)于數(shù)智經(jīng)濟(jì)的理論與實(shí)證研究均不多?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究數(shù)字化與智能化分別對宏觀經(jīng)濟(jì)或微觀企業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)［25－27］，卻鮮少將二者作為一個相互支撐、相互融合的新經(jīng)濟(jì)形態(tài)展開研究?；谠摤F(xiàn)狀，本文從數(shù)字化和智能化兩個層面出發(fā)構(gòu)建指標(biāo)體系，如表1 所示。鑒于熵值法不夠智能，沒有考慮到指標(biāo)之間的影響關(guān)系，如相關(guān)性、層級關(guān)系等，因此，本文最終采用主成分分析法（PCA）測算數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。同時(shí)，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用熵值法測算數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

表1 數(shù)智經(jīng)濟(jì)綜合評價(jià)指標(biāo)體系

（3） 機(jī)制變量： 農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp）。使用全局Malmquist 指數(shù)法測度農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動情況，在計(jì)算過程中，根據(jù)既有文獻(xiàn)以及相關(guān)農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)可得性，參照高帆［28］的做法，從勞動力、土地與機(jī)械三方面出發(fā)，選取第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)作物灌溉面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)化肥施用量與農(nóng)用機(jī)械總動力作為農(nóng)業(yè)投入的指標(biāo)，并選取第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)。

（4） 門檻變量： 人均GDP（Pgdp）。根據(jù)前文理論分析，為檢驗(yàn)數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的推動作用是否會受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約并呈現(xiàn)出非線性特征，本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量，并用人均GDP 作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)。

（5） 控制變量。本文在既有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上控制了可能影響共同富裕的其他因素［29－31］，主要包括： 財(cái)政支農(nóng)（Fiscal），用財(cái)政對農(nóng)業(yè)支出比重表示； 對外開放（Open），用進(jìn)出口總額占GDP 比值表示； 人力資本（Hum），用普通本?？萍耙陨先丝谡伎?cè)丝诒戎当硎荆?資本開放（Cap），用外商直接投資占GDP 比值表示； 金融發(fā)展（Finan），用地區(qū)存貸款之和表示。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

（1） 方差膨脹因子法的結(jié)果顯示所有變量的VIF 均小于5，低于經(jīng)驗(yàn)法則所要求的臨界值10，故變量間不存在多重共線性問題； （2） 經(jīng)過Hausman 檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)應(yīng)該選擇雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析； （3） 為檢驗(yàn)假設(shè)1，本文從居民收入水平與居民收入差距兩個維度出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的直接影響，結(jié)果詳見表3。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4 工具變量回歸

結(jié)果顯示，影響收入水平的估計(jì)系數(shù)隨著控制變量的加入最終在1%的水平上顯著為正，而影響收入差距的估計(jì)系數(shù)無論是否加入控制變量均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅對居民人均可支配收入水平有顯著促進(jìn)作用，還有助于縮小收入差距，助力實(shí)現(xiàn)共同富裕中既要“做大蛋糕” 又要“分好蛋糕” 的目標(biāo)。此外，加入控制變量后，R2逐步提高，對被解釋變量的解釋力度在不斷增強(qiáng)，這一結(jié)果初步驗(yàn)證了假設(shè)1。

本文其他控制變量的系數(shù)符號基本與預(yù)期一致。從居民收入水平衡量共同富裕來看，對外開放水平（Open）、金融發(fā)展水平（Finan）與資本開放水平（Cap）均至少在5%的水平上顯著為正，從居民收入差距衡量共同富裕來看，對外開放水平（Open）與資本開放水平（Cap）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明貿(mào)易開放進(jìn)程的深入推進(jìn)與資本投入的不斷增加均為我國居民創(chuàng)造了大量的就業(yè)崗位，尤其是促使農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)，縮小了城鄉(xiāng)居民的收入差距。另外，貿(mào)易開放還具有顯著的溢出效應(yīng)，貿(mào)易開放不僅提升了本地區(qū)的共同富裕程度，也促進(jìn)了周邊地區(qū)的共同富裕水平。

3.2 工具變量回歸

基準(zhǔn)回歸結(jié)果初步驗(yàn)證了假設(shè)1，然而，不可忽視本文可能存在的內(nèi)生性問題。（1） 遺漏變量，如地域文化、企業(yè)規(guī)模與經(jīng)濟(jì)環(huán)境的動態(tài)改變等難以刻畫與衡量的非觀測因素； （2） 雙向因果問題，在實(shí)踐中，數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展與共同富裕程度在很大程度上會互相影響，如地區(qū)發(fā)展不平衡不充分問題同樣會阻礙數(shù)智經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

針對上述問題，本文基于楊慧梅和江璐［3］的研究，將1984 年每百人固定電話數(shù)量與上一年全國互聯(lián)網(wǎng)投資額進(jìn)行交互獲得時(shí)變工具變量。其邏輯在于，從歷史數(shù)據(jù)來看，固定電話普及率與互聯(lián)網(wǎng)普及率呈正相關(guān)，滿足相關(guān)性原則； 同時(shí)，1984 年每百人固定電話數(shù)量是歷史數(shù)據(jù)，不會直接影響地區(qū)現(xiàn)今共同富裕水平，滿足外生性原則。同時(shí)，本文還借鑒劉偉麗和陳騰鵬［32］的研究，以各?。▍^(qū)、市）快遞業(yè)務(wù)量為工具變量。其邏輯在于，快遞業(yè)務(wù)量是物流業(yè)發(fā)展的指標(biāo)之一，不直接影響共同富裕水平，符合外生性原則； 同時(shí)，得益于電子商務(wù)的蓬勃發(fā)展，極大程度增加了全社會對快遞業(yè)務(wù)的需求，有力促使物流企業(yè)向數(shù)字化、智能化轉(zhuǎn)型以更好地適應(yīng)快遞業(yè)務(wù)量的增加，滿足相關(guān)性原則。

結(jié)果顯示兩個工具變量均拒絕了識別不足的原假設(shè)且均大于弱識別檢驗(yàn)中10%水平上的臨界值，說明工具變量的選擇是合理有效的。列（1）與列（2） 是數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在加入第一個工具變量的情況下分別對居民收入水平與居民收入差距回歸得到的結(jié)果，列（3） 與列（4） 是數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在加入第二個工具變量的情況下分別對居民收入水平與居民收入差距回歸得到的結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，內(nèi)生性檢驗(yàn)與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果在方向上仍保持一致，從而進(jìn)一步佐證了假設(shè)1，說明大力發(fā)展數(shù)智經(jīng)濟(jì)有助于實(shí)現(xiàn)共同富裕。此外，工具變量回歸中核心解釋變量的系數(shù)絕對值均明顯大于基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)絕對值，說明潛在的內(nèi)生性問題在一定程度上低估了數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展對共同富裕的推動效應(yīng)。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上述結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，本文首先替換被解釋變量并重新回歸。在居民收入水平（Inc）方面，考慮到居民消費(fèi)支出與其收入水平的強(qiáng)相關(guān)性，故選取全體居民人均消費(fèi)支出（Pc）作為被解釋變量的替代變量。在居民收入差距（Gap）方面，將被解釋變量的衡量指標(biāo)由泰爾指數(shù)換為城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的比值（Ir），并對模型重新回歸，得到類似的結(jié)果。其次，替換解釋變量?？紤]到兩種客觀賦權(quán)法各有優(yōu)劣，因此，本文采用熵值法測算解釋變量，同樣得到類似的結(jié)果。最后，本文通過縮尾處理來排除極端值干擾，具體地，對變量進(jìn)行1%的縮尾并重新回歸。結(jié)果顯示，縮尾前后的回歸系數(shù)分別在1%的顯著性水平上與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持基本一致，說明極端值不影響本文的結(jié)論。因篇幅所限，此處結(jié)果未列出。

3.4 作用機(jī)制檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)1，考察數(shù)智經(jīng)濟(jì)通過提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)而推動共同富裕的作用機(jī)制是否成立，參考江艇［33］對中介效應(yīng)分析的操作建議，構(gòu)建模型如式（3）：

其中，Tfp為農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，其他變量定義不變。表5 列（1） 與列（2） 的回歸結(jié)果等同于表3 列（2） 與列（4）。列（3） 給出了將農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量和數(shù)智經(jīng)濟(jì)作為核心解釋變量并加入所有控制變量之后的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明數(shù)智經(jīng)濟(jì)能夠顯著提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。結(jié)合前文的理論分析，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高極大地改變了農(nóng)業(yè)農(nóng)村的生活生產(chǎn)方式，改善了鄉(xiāng)村居民的生活水平，有力推動了共同富裕［7，9］。因此，在農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率較高的地區(qū)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以有效提高居民收入水平并縮小居民收入差距，進(jìn)而更好地實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)。

表5 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

4 進(jìn)一步分析： 門檻效應(yīng)與空間效應(yīng)

4.1 門檻效應(yīng)

為檢驗(yàn)假設(shè)2，即考察數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展對共同富裕的推動力度是否會受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平制約而存在非線性趨勢。本文僅以城鄉(xiāng)居民收入差距（Gap）為被解釋變量，為克服引入二次項(xiàng)、交互項(xiàng)等方法帶來潛在的高度共線性問題，同時(shí)為規(guī)避人為劃分樣本區(qū)間造成的主觀偏差問題，故采用面板門限模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。基于前文理論，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Pgdp）作為門檻變量，依次進(jìn)行單一門檻、雙重門檻與三重門檻檢驗(yàn)，以此判斷門檻個數(shù)。結(jié)果顯示通過雙重門檻檢驗(yàn)，詳見表6。

表6 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

因此，本文構(gòu)建雙重門檻模型：

其中，pgdp為門檻變量，θ為待估門檻值，依據(jù)門檻值將研究樣本劃分為多個區(qū)間，I（·）為示性函數(shù)，即如果括號中的表達(dá)式為真，則取值為1； 反之，取值為0。其他變量含義同式（1），回歸結(jié)果見表7。

表7 門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

不難發(fā)現(xiàn)，門檻模型存在兩個門檻值，分別為26416 和34508。具體來說，當(dāng)pgdp≤26416時(shí)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)的系數(shù)為0.3432 且在1%的水平上顯著，當(dāng)26416＜pgdp≤34508 時(shí)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)的系數(shù)為0.0495 且在5%的水平上顯著，當(dāng)pgdp＞34508時(shí)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)的系數(shù)為－0.0234且在5%的水平上顯著。因此，當(dāng)一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，數(shù)智經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展會阻礙共同富裕的進(jìn)程，但這種阻礙作用會不斷減弱直到經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平之后，數(shù)智經(jīng)濟(jì)的繼續(xù)發(fā)展便有助于實(shí)現(xiàn)共同富裕。這充分表明我國數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展對共同富裕的影響效果呈現(xiàn)非線性特征。因此，假設(shè)2 得以驗(yàn)證。

4.2 空間效應(yīng)

為檢驗(yàn)假設(shè)3，傳統(tǒng)的計(jì)量回歸模型不再適用，故選擇空間計(jì)量模型研究其內(nèi)在關(guān)系。（1）構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，考慮到地理環(huán)境在一定程度上影響著整個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，故本文采用?。▍^(qū)、市）間人均GDP 的差額作為地區(qū)間的“經(jīng)濟(jì)距離” 并以此構(gòu)建空間權(quán)重矩陣； （2） 利用莫蘭指數(shù)進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，由檢驗(yàn)結(jié)果可知2012～2022 年居民收入水平與居民收入差距的Moran's I指數(shù)均至少在5%的水平上呈現(xiàn)顯著的正自相關(guān)性，說明本地區(qū)共同富裕還會受到鄰近地區(qū)共同富裕水平的影響； （3） 本文通過Wald 檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)來選擇合適的空間計(jì)量模型，由檢驗(yàn)結(jié)果可知居民收入水平與居民收入差距的Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)結(jié)果均在1%的顯著性水平上拒絕空間杜賓模型會退化為空間滯后模型和空間誤差模型的原假設(shè)，故本文構(gòu)建空間杜賓模型：

其中，Y為共同富裕程度，分別代入居民收入水平（Int）與居民收入差距（Gap）進(jìn)行回歸，α為截距項(xiàng)，W為空間自相關(guān)檢驗(yàn)中用到的經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣。WYit為共同富裕的空間滯后項(xiàng)，ρ為空間自回歸系數(shù)，反映了不同地區(qū)之間共同富裕的空間自相關(guān)性，WDIit為數(shù)智經(jīng)濟(jì)的空間滯后項(xiàng)，φ為解釋變量的空間交互項(xiàng)系數(shù)。其他變量含義不變。此外，由于相鄰地區(qū)之間存在著大量交互信息，僅采用估計(jì)系數(shù)解釋空間計(jì)量結(jié)果仍不夠精確。鑒于此，本文參考LeSage 和Pace［34］的研究，分解數(shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕的影響，回歸結(jié)果如表8 所示。

表8 空間計(jì)量結(jié)果

結(jié)果顯示，數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展對居民收入水平間接影響的回歸系數(shù)為0.0146，并在1%的水平上顯著，這意味著在其他條件不變的前提下，本地區(qū)的數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展每提升10%，平均意義上不僅將使本地區(qū)的收入水平增加0.1%，還將間接帶動鄰近地區(qū)的收入水平提高0.15%，即本地區(qū)的數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升會增加本地區(qū)的收入水平，同時(shí)還會顯著提升周邊地區(qū)的收入水平。同理，數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展對居民收入差距也存在類似的空間溢出效應(yīng)?？偟膩碚f，不僅本地區(qū)數(shù)智經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會推動本地區(qū)共同富裕，鄰近地區(qū)的數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展也有助于推動本地區(qū)的共同富裕，即數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在空間溢出效應(yīng)。

5 結(jié)論與政策建議

5.1 結(jié)論

本文以農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率為視角，針對數(shù)智經(jīng)濟(jì)與共同富裕的關(guān)系進(jìn)行了理論和實(shí)證分析，得出結(jié)論： （1） 數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率縮小居民收入差距并提升居民收入水平，對我國共同富?？傮w進(jìn)程產(chǎn)生了顯著推動作用。在進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，該結(jié)論仍然成立； （2） 只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定階段后，數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展才有助于優(yōu)化資源要素布局，促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小發(fā)展差距，推動共同富裕； （3） 數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展對共同富裕具有正向的空間溢出效應(yīng)，換言之，數(shù)智經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)有助于形成地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)格局，進(jìn)而推動共同富?？傮w進(jìn)程。

5.2 政策建議

基于以上結(jié)論，為加快中國數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展、推動共同富裕，本文提出如下政策建議：

（1） 加強(qiáng)基礎(chǔ)建設(shè)。在數(shù)智經(jīng)濟(jì)能夠成為推動共同富裕發(fā)展新動能的現(xiàn)實(shí)之下，①要推進(jìn)數(shù)字中國建設(shè)，加大對5G 商用的投資力度，進(jìn)一步鞏固智能網(wǎng)絡(luò)、云計(jì)算和人工智能應(yīng)用技術(shù)為共同富裕帶來的紅利優(yōu)勢； ②建立數(shù)據(jù)共享平臺和開放數(shù)據(jù)政策，鼓勵政府、企業(yè)和社會各界共享數(shù)據(jù)資源，促進(jìn)數(shù)據(jù)的綜合利用和再加工，推動創(chuàng)新和增加價(jià)值，并為創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會和經(jīng)濟(jì)增長提供新的機(jī)遇。

（2） 補(bǔ)齊農(nóng)業(yè)短板。數(shù)智經(jīng)濟(jì)賦能共同富裕的過程中應(yīng)注重引導(dǎo)數(shù)智經(jīng)濟(jì)更好地服務(wù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動。①通過推廣精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)技術(shù)，如智能化灌溉系統(tǒng)、精確施肥技術(shù)、遙感監(jiān)測等，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量并減少資源浪費(fèi)； ②通過建立農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)共享平臺和農(nóng)業(yè)信息服務(wù)中心，促進(jìn)農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)資源的整合和共享。這將幫助農(nóng)戶獲取準(zhǔn)確的市場信息、氣象數(shù)據(jù)、病蟲害預(yù)警等，提高決策效果和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的穩(wěn)定性； ③加強(qiáng)農(nóng)村數(shù)字化服務(wù)能力，如提供農(nóng)產(chǎn)品溯源、數(shù)字金融服務(wù)和農(nóng)村電商培訓(xùn)等服務(wù)以促進(jìn)農(nóng)村居民參與和共享數(shù)智經(jīng)濟(jì)的發(fā)展成果。

（3） 因地制宜?；跀?shù)智經(jīng)濟(jì)對共同富裕推動作用中的非線性特征與空間溢出效應(yīng)，應(yīng)重點(diǎn)實(shí)施與本地資源優(yōu)勢相適宜的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略。①逐步建立合理的數(shù)智經(jīng)濟(jì)發(fā)展體系，找到數(shù)智經(jīng)濟(jì)與地方產(chǎn)業(yè)融合的平衡點(diǎn)。如經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中、西部地區(qū)可以依托自然資源優(yōu)勢，根據(jù)當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)情況，逐步建設(shè)數(shù)智化技術(shù)發(fā)展的試點(diǎn)區(qū)域；②各地區(qū)可以構(gòu)建區(qū)域發(fā)展網(wǎng)絡(luò)實(shí)現(xiàn)跨地區(qū)分工與合作，讓數(shù)智經(jīng)濟(jì)成為有效縮減地區(qū)發(fā)展不平衡的“硬件” 技術(shù)支撐，充分釋放其對實(shí)現(xiàn)共同富裕的空間貢獻(xiàn)能力。