數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響及空間溢出效應

摘要：共同富裕是中華民族的共同愿景，數(shù)字技術是新時代推動中國經(jīng)濟高速發(fā)展、實現(xiàn)共同富裕的重要引擎。本文以2011—2020年我國地級市數(shù)據(jù)為樣本，運用極值法和熵權法構(gòu)建共同富裕評價指標體系，采用雙向固定效應模型實證檢驗數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的作用及影響特征。研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響呈現(xiàn)先降低后升高再降低的非線性的階段差異性，且數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展中存在“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象。此外，地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展不僅能促進當?shù)毓餐辉Ｋ教嵘?，還能帶動鄰近地區(qū)共同富裕水平同步提升，即數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響存在顯著的正向空間溢出效應。本文研究結(jié)論為推動數(shù)字經(jīng)濟健康發(fā)展和實現(xiàn)共同富裕提供了理論支持和決策參考。

關鍵詞：數(shù)字經(jīng)濟；共同富裕；數(shù)字鴻溝；空間溢出效應；空間相關性；“寬帶中國”政策效應

中圖分類號：F124；F299.2" " " "文獻標識碼：A" " " "文章編號：1007-0753（2024）09-0003-14

一、引言

共同富裕是中華民族的美好愿景，也是中國共產(chǎn)黨矢志不渝的奮斗目標。隨著我國經(jīng)濟社會的快速發(fā)展，城鄉(xiāng)和區(qū)域間的發(fā)展不平衡問題日益突出，實現(xiàn)共同富裕已成為國家重要戰(zhàn)略目標。與此同時，數(shù)字技術迅猛發(fā)展催生出的數(shù)字經(jīng)濟，成為現(xiàn)代經(jīng)濟體系的重要組成部分。數(shù)字經(jīng)濟在催生新產(chǎn)業(yè)、新模式的同時，促進了創(chuàng)新發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，縮小了區(qū)域、城鄉(xiāng)、群體等之間的差距，有利于全體人民共享改革發(fā)展成果，助力在高質(zhì)量發(fā)展中實現(xiàn)共同富裕。然而，由于數(shù)字經(jīng)濟對不同地區(qū)發(fā)展的促進程度不同，“數(shù)字鴻溝”問題隨之出現(xiàn)（陳夢根和周元任，2023）。因此，探究數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響，繼而尋求解決數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展中相關問題的方法，具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

數(shù)字經(jīng)濟方面，學者們就數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的測度方法及數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟發(fā)展的影響展開了研究。對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的測度主要是根據(jù)數(shù)字經(jīng)濟的內(nèi)涵和定義，從不同的維度構(gòu)建評價指標體系。國外研究方面，經(jīng)合組織構(gòu)建了包括38個測度指標的數(shù)字經(jīng)濟指標體系（OECD，2014），Lu等（2023）從市場需求、信息應用、創(chuàng)新發(fā)展、產(chǎn)業(yè)基礎、政策體系五大驅(qū)動力構(gòu)建了數(shù)字經(jīng)濟評價指標體系。國內(nèi)研究方面，賽迪顧問數(shù)字經(jīng)濟研究中心從基礎、產(chǎn)業(yè)、融合、環(huán)境四大關鍵維度入手，構(gòu)建了包含10個核心指標41個細分指標的中國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)（秦海林，2020）。此外，作為新興經(jīng)濟形態(tài)，數(shù)字經(jīng)濟催生了新的產(chǎn)業(yè)及商業(yè)模式，對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了深遠影響。一方面，數(shù)字經(jīng)濟對本市及鄰近城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展均具有推動作用（孔令英等，2023），且能促進產(chǎn)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展（劉麗和丁濤，2022）。另一方面，產(chǎn)業(yè)數(shù)字化在提升區(qū)域經(jīng)濟韌性的同時，會產(chǎn)生“虹吸效應”“數(shù)字鴻溝”等問題（汪彬和陽鎮(zhèn)，2024）。

共同富裕方面，首先，學術界聚焦于共同富裕的內(nèi)涵及其實現(xiàn)路徑展開理論研究。共同富裕的基本內(nèi)涵是全體人民經(jīng)濟寬裕、財務富足（黎麗萍，2013）。其中，“共同”是指全體人民共同擁有而不是少部分人擁有，“富?！笔侵肝镔|(zhì)生活的富足。隨著生產(chǎn)力水平的不斷提高，共同富裕的內(nèi)涵也在不斷豐富，“富?！辈辉倬窒抻谖镔|(zhì)富裕，還包括精神富裕；“共同”也不再被理解為平均或同步，而是分階段、有差異的富裕（梁志峰，2021）。李實（2021）認為富裕包含了物質(zhì)富裕和精神富裕，共享意味著社會成員有差別地分享收入財產(chǎn)、平等地獲得公共服務。孫武安（2013）、蔣永穆和豆小磊（2021）等強調(diào)共同富裕不是平均富裕，而是差距合理。針對共同富裕的實現(xiàn)路徑，陳黎明等（2023）提出應深度優(yōu)化民生財政支出結(jié)構(gòu)，完善民生財政保障制度，以增進民生福祉。張來明等（2019）表示需要將促進共同富裕融入?yún)^(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展等戰(zhàn)略，穩(wěn)步推進社會公平建設。其次，關于共同富裕的測度，學者們認為應從總體富裕水平和發(fā)展成果共享兩個方面對共同富裕水平進行評價，但在具體指標選取上存在差異。如李金昌和余衛(wèi)（2022）構(gòu)建了共同富裕過程性與共同富裕結(jié)果性兩個指標體系，對共同富裕水平進行較為全面的衡量。

數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響方面，學術界主要從作用效果與作用機制兩個角度進行了探討。作用效果角度，現(xiàn)有研究一致表明數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕具有促進作用，但對其邊際效應遞減存在爭議。Zhang等（2023）認為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)消費差距的影響呈現(xiàn)先擴大后縮小的“倒U型”非線性關系，且在收入差距、教育差距和民生財政支出方面存在顯著的閾值效應。王園園和馮祥玉（2023）認為數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的促進作用呈現(xiàn)非線性遞減效應和正向空間溢出效應；王軍和羅茜（2023）則認為這種影響呈現(xiàn)出邊際效應遞減的非線性特征；金殿臣等（2023）認為數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕產(chǎn)生先促進后抑制的效果，且存在“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象。作用機制角度，Tian等（2023）認為數(shù)字經(jīng)濟通過農(nóng)村資源配置優(yōu)化、城鄉(xiāng)市場對接效率提升、產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展等主要途徑促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)振興。侯冠宇和熊金武（2023）基于QCA等計量方法，提出數(shù)字經(jīng)濟從“信息化-互聯(lián)網(wǎng)基礎”推動型、“信息化-數(shù)字交易基礎”驅(qū)動型和“互聯(lián)網(wǎng)-數(shù)字交易”引領型三條路徑推動共同富裕水平的提高；周升起和吳歡歡（2023）認為數(shù)字經(jīng)濟可以推動人力資本提升、技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進而提高共同富裕程度。

綜上所述，現(xiàn)有研究圍繞數(shù)字經(jīng)濟與共同富裕的測度、數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響取得了豐碩的成果，為本文提供了啟示與指導，但既往研究存在以下不足：第一，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕影響的作用效果仍存在較大爭議；第二，對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展相關衍生問題，如“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象的研究缺乏深度?；诖?，本文從富裕程度、共享程度和可持續(xù)性三個維度出發(fā)構(gòu)建共同富裕評價指標體系，通過理論和實證研究，深入探討數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對實現(xiàn)共同富裕的影響，并對“數(shù)字鴻溝”問題與空間溢出效應進行分析和檢驗，以期為推動數(shù)字經(jīng)濟健康發(fā)展和實現(xiàn)共同富裕提供理論支持和決策參考。

三、理論框架與主要假說

（一）數(shù)字經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與共同富裕

數(shù)字經(jīng)濟以數(shù)據(jù)為關鍵生產(chǎn)要素，采用“網(wǎng)絡賦能”“數(shù)據(jù)賦能”等有效手段，使得數(shù)據(jù)要素的放大、疊加、倍增作用得以充分發(fā)揮。數(shù)字經(jīng)濟通過業(yè)態(tài)創(chuàng)新等多種方式進行創(chuàng)新賦能，有利于帶動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級（祝合良和王春娟，2020）。同時，數(shù)字經(jīng)濟能夠加快重塑產(chǎn)業(yè)組織模式，優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部流程，促使產(chǎn)業(yè)由勞動密集型向技術密集型轉(zhuǎn)變，進而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（梁琦等，2021）?；谏鲜龇治隹芍瑪?shù)字經(jīng)濟的發(fā)展可以促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠推動共同富裕的實現(xiàn)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有增收效應和溢出效應，其在提高社會財富總量的同時，有助于突破傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，縮小農(nóng)村與城市的差距。楊晶等（2018）指出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民收入差距具有“極化效應”，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠抑制城鄉(xiāng)居民收入差距擴大。葛林羽和安同良（2024）指出農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化能促進不同地區(qū)資源的有效整合，增加整個農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的收益，從而創(chuàng)造出產(chǎn)業(yè)間相互融合、產(chǎn)銷緊密結(jié)合的嶄新發(fā)展格局，促進農(nóng)民收入的增加。

綜上所述，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展有利于帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而抑制城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大，促進共同富裕目標的推進。

（二）數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的非線性影響

庫茲涅茨的“倒U型”理論指出，收入差距隨經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出“倒U型”變化，即隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，收入差距先增大后減小。具體而言，在經(jīng)濟發(fā)展的過程中，同時存在擴大收入差距的因素與縮小收入差距的因素，前者包括資本家壟斷等，后者包括技術進步帶來的勞動力結(jié)構(gòu)優(yōu)化、政府的有效干預（劉李華和孫早，2021）等。當縮小收入差距的因素強度超過前者時，庫茲涅茨曲線的拐點出現(xiàn)。

具體到數(shù)字經(jīng)濟，在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展初期，信息透明度提高，勞動力結(jié)構(gòu)優(yōu)化，進而帶來生產(chǎn)效率差異變小、財富固化效應弱化，城鄉(xiāng)收入差距得以縮小。例如數(shù)字經(jīng)濟催生的數(shù)字金融能夠為農(nóng)村居民提供有傾向性的普惠，提高農(nóng)村居民收入水平，進而推動共同富裕目標的實現(xiàn)（王鈺和趙偞貝，2023）。然而當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展到后期，數(shù)字技術的深度應用產(chǎn)生資金和技術門檻，這對設施的投資能力、從業(yè)人員的綜合素質(zhì)及技能水平等提出了更高的要求。在這一過程中，“數(shù)字鴻溝”將逐步顯現(xiàn)，使得不同主體在享受數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展帶來的紅利時產(chǎn)生差異，阻礙共同富裕目標的順利實現(xiàn)（周澤紅和郭勁廷，2022）?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出研究假說H1。

H1：數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響呈現(xiàn)先降低后提高而后降低的非線性特征。

同時，Simcoe（2012）、Goldfarb和Tucker（2019）

指出，當數(shù)據(jù)成為社會生產(chǎn)的關鍵要素時，其能夠有效降低經(jīng)營活動的成本，從而帶來社會效率的全面提升。然而這種提升并不是單純的“帕累托改進”，而是會隨著數(shù)字經(jīng)濟的深入發(fā)展發(fā)生動態(tài)調(diào)整。受經(jīng)濟基礎、地理位置等因素的制約，發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)在享受信息技術紅利時會出現(xiàn)明顯的差異，即“數(shù)字鴻溝”（李怡和柯杰升，2021）。任欣怡和周亞虹（2024）認為，互聯(lián)網(wǎng)接入差異、數(shù)字技術應用差異、數(shù)據(jù)信息資源享有差異、數(shù)據(jù)思維方式差異均會導致“數(shù)字鴻溝”的出現(xiàn)，“數(shù)字鴻溝”的表現(xiàn)形式則分為代際“數(shù)字鴻溝”、城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”、產(chǎn)業(yè)層面的“數(shù)字鴻溝”、企業(yè)層面的“數(shù)字鴻溝”、區(qū)域?qū)用娴摹皵?shù)字鴻溝”。楊珂和余衛(wèi)（2023）指出，在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展初期會出現(xiàn)短暫的“三級‘數(shù)字鴻溝’”擴大現(xiàn)象，但隨著數(shù)字化進程的疊加和推進，城鄉(xiāng)收入差距開始逐步縮小，數(shù)字紅利效應開始顯現(xiàn)。由此，本文提出研究假說H2。

H2：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展進程中存在“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象。

（三）數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的空間溢出效應

劉明等（2023）指出，數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的正向促進作用不局限于本地區(qū)，即具有空間溢出效應。具體而言，數(shù)字經(jīng)濟極大降低了長距離信息傳輸和交通運輸?shù)瘸杀荆辛ν苿恿烁鞯貐^(qū)產(chǎn)業(yè)的流暢轉(zhuǎn)移與高效承接，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。同時，數(shù)字經(jīng)濟能夠激發(fā)關鍵資源的廣泛流動，減少地理位置對經(jīng)濟活動的限制，進而提高區(qū)域間經(jīng)濟交流的便捷性和高效性，拓展經(jīng)濟溝通的深度與廣度。數(shù)字經(jīng)濟帶來的網(wǎng)絡聯(lián)動效應在降低生產(chǎn)成本、提高生產(chǎn)效率的同時增加了經(jīng)營收入，有利于促進范圍經(jīng)濟、規(guī)模經(jīng)濟和共享經(jīng)濟的形成（馬化騰等，2017），促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，為共同富裕的實現(xiàn)奠定堅實的基礎。此外，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展突破了時間和空間的限制，有利于完善公共服務體系（Chen 和 Zhang，2023）、惠及周邊地區(qū)（趙濤等，2020），從而實現(xiàn)快速發(fā)展和成果的加速共享，提升自身以及周邊地區(qū)的共同富裕水平，為全社會帶來更加均衡全面的發(fā)展?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲅芯考僬fH3。

H3：數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕具有正向空間溢出效應。

四、共同富裕水平的測度及其時空特征分析

（一）共同富裕水平評價指標體系的構(gòu)建

基于共同富裕內(nèi)涵及概念界定，本文認為共同富裕是在注重發(fā)展協(xié)調(diào)平衡、廣泛惠及人民的基礎上追求物質(zhì)與精神的雙重富足。此外，共同富裕的內(nèi)涵要求經(jīng)濟社會發(fā)展具有可持續(xù)性，在追求經(jīng)濟總量穩(wěn)步增長的同時，也要注重實現(xiàn)綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展。綜合上述分析，本文選取富裕程度、共享程度、可持續(xù)性三個一級指標來表征共同富裕水平。富裕程度應兼顧物質(zhì)生活富裕與精神文化富裕兩個層面，本文選取城市和農(nóng)村居民的人均可支配收入和消費支出作為具體指標對物質(zhì)生活富裕進行量化，同時選取文化就業(yè)率與圖書保有量衡量精神文化富裕水平；共享程度可分為發(fā)展協(xié)調(diào)平衡和公共服務完善兩個子維度，選取收入分配公平、城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化水平等指標衡量發(fā)展協(xié)調(diào)平衡程度，并通過普通中小學師生比、每千人醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)以及人均道路面積等指標評估公共服務完善程度；可持續(xù)性則涵蓋經(jīng)濟增長、科技創(chuàng)新和綠色發(fā)展三個子維度。構(gòu)建包括3個一級指標、7個二級指標、18個三級指標的共同富裕水平評價指標體系（詳見表1）。

（二）共同富裕水平的測度與結(jié)果分析

1.數(shù)據(jù)來源與指標賦權

選取我國258個城市（含4個直轄市和254個地級市）作為研究對象，樣本期為2011—2020年，數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、各市知識產(chǎn)權局網(wǎng)站等。為了使指標權重的確定具有科學性和合理性，同時消除各指標間計量單位的差異，本文采用極值法對各指標進行標準化處理，并選取熵權法對共同富裕水平評價指標體系進行賦權。首先采用極值法對各項指標進行標準化處理以消除計量單位差異，正向指標的標準化公式如式（1）所示：

x'ij =" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （1）

逆向指標的標準化公式如式（2）所示：

x'ij =" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（2）

其次，根據(jù)各指標提供的信息量賦予不同權重，令m為評價指標個數(shù)、n為評價對象個數(shù)，yij為第j項評價指標的第i個評價對象的比重，如式（3）所示：

yij =" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " nbsp; " " " " " （3）

再次，令ej為第j項評價指標的信息熵，計算得出第j項評價指標的權重系數(shù)wj，如式（4）、式（5）所示：

ej = -K ∑ni=1yij ln" yij" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（4）

wj =" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（5）

其中，K = 是非負常數(shù)，且0≤ej≤1。

最后，加權得到各評價對象的最終得分Si，見式（6）：

Si = ∑mj=1 yijwj" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（6）

基于前文構(gòu)建的共同富裕水平評價指標體系，并通過熵權法計算得到各項指標的權重，最終得到2011—2020年258個城市的共同富裕水平綜合得分，部分測度結(jié)果如表2所示。

2.測度結(jié)果與分析

（1）全國整體層面的共同富裕水平分析。由圖1可以看出，2011—2020年間，我國共同富裕水平整體呈上升態(tài)勢。就最值而言，最小值大體穩(wěn)步增長，最大值略有起伏，但整體呈增長趨勢，說明國家脫貧攻堅戰(zhàn)略實施有效，全國人民正向?qū)崿F(xiàn)共同富裕的目標穩(wěn)步邁進；就標準差而言，共同富裕指數(shù)的標準差略有擴大，說明我國不同地區(qū)的共同富裕水平仍存在一定差異。

（2）東中西三大區(qū)域的共同富裕水平分析。由圖2可以看出，東部地區(qū)共同富裕水平明顯高于其他區(qū)域和全國平均水平，中西部地區(qū)無論是增長趨勢還是綜合得分均十分接近，且得分始終低于全國平均水平。十年間中國三大區(qū)域共同富裕水平均呈現(xiàn)增長態(tài)勢，但區(qū)域間差距并無明顯縮小跡象，說明共同富裕實現(xiàn)進程仍存在較大差異。

五、數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響及實證檢驗

（一）研究設計

1.計量模型

為驗證數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響，構(gòu)建雙向固定效應模型：

Cpit = α0 + α1Digeit + α2Dige2it + α3Dige3it +

γj∑nj=1Xijt + μi + vt + εit" " " " " " " " " " " " " " " " " （7）

其中，Cpit為城市 i 第 t 年的共同富裕水平；Digeit為城市 i 第 t 年的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平；Xijt為其他控制變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資和金融發(fā)展水平；ui為個體效應，vt為時間效應，εit為隨機效應。

2.變量選取

（1）被解釋變量為共同富裕水平（Cp）。前文已構(gòu)建評價指標體系并對共同富裕水平進行測度。

（2）核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（Dige）。借鑒趙濤等（2020）和黃群慧等（2019）的研究，選取城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和數(shù)字金融普惠作為一級指標構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的綜合評價指標體系，如表3所示。為獲取各指標權重，從而得到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合指數(shù)，本文采用熵權法進行計算。

（3）控制變量。本文參考已有研究，選取了以下控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（lngdpp），采用各城市人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)進行衡量；外商直接投資（Fdi），采用當年實際使用外資額占GDP的比重衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Stru），采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重衡量；金融發(fā)展水平（Fia），采用年末金融機構(gòu)各項貸款占GDP的比重衡量。

3.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文選取2011—2020年我國258個城市的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》和北京大學數(shù)字金融研究中心的數(shù)字普惠金融指數(shù)，最終獲得樣本量為2 580的均衡面板數(shù)據(jù)。主要變量的描述性統(tǒng)計如表4所示。

（二）實證結(jié)果分析

1.基準回歸結(jié)果

表5報告了城市層面數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的基準回歸結(jié)果。列（1）的一次線性回歸結(jié)果表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展有利于共同富裕水平的提升。列（2）為引入控制變量后的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)一次項系數(shù)有所下降，但仍在1%的水平下顯著為正，且R2有所提高。列（3）和列（4）分別為引入數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)二次項與三次項后的回歸結(jié)果，解釋變量的一次項系數(shù)顯著為負，二次項系數(shù)顯著為正，三次項系數(shù)顯著為負，表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕水平具有先降低后提高而后又降低的影響，假說H1得到驗證。

2.異質(zhì)性分析

（1）地區(qū)異質(zhì)性。本文參照我國區(qū)域劃分標準，將258個城市劃分為東部、中部和西部地區(qū)逐一回歸，以考察數(shù)字經(jīng)濟影響共同富裕的地區(qū)異質(zhì)性，結(jié)果見表6。隨后對不同地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)及其高階項的系數(shù)進行suest檢驗，結(jié)果見表7?？芍?，東部與中部、東部與西部之間數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的一次項系數(shù)差異顯著，存在地區(qū)異質(zhì)性；而中部與西部之間差異不顯著?？赡艿脑蛟谟?，相較于中、西部地區(qū)，東部地區(qū)具有較好的經(jīng)濟基礎和更為成熟的市場經(jīng)濟體系，且數(shù)字經(jīng)濟基礎設施更為完善，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展在東部地區(qū)能更直接、更迅速地轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟增長。

（2）城市行政等級異質(zhì)性。本文參考金殿臣等（2023）的研究，將258個城市劃分為高行政等級城市和低行政等級城市，并分別進行回歸，結(jié)果如表8所示。并對不同行政等級城市的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)及其高階項的系數(shù)進行suest檢驗，結(jié)果見表9。不同行政等級間數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的三次項差異顯著，存在行政等級異質(zhì)性；而一、二次項系數(shù)差異并不顯著?？赡艿脑蛟谟?，在高行政等級地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展可能受到更多的政策、資源支持，這會引起數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展過程中更復雜的非線性效應，以三次項的形式呈現(xiàn)。相反，低行政等級城市資源有限、政策支持力度較小，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展處于相對早期階段，尚未表現(xiàn)出復雜的非線性效應。

3.穩(wěn)健性檢驗

首先，替換解釋變量。主成分分析法也是測算指標體系的一個重要方法，因此本文采用主成分分析法重新測算數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)，結(jié)果如表10中的列（1）所示。其次，對于可能存在的反向因果問題，本文運用解釋變量滯后一期的方法，用數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的滯后項替換原解釋變量，得到的回歸結(jié)果如表10中的列（2）所示。最后，為了更深入地探討數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響效應是否止于三次項，本文進一步將數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的四次項引入回歸模型，結(jié)果如表10中的列（3）所示?？梢钥闯?，上述檢驗結(jié)果均與基準回歸結(jié)果一致，表明本文的實證結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

六、“寬帶中國”數(shù)字政策效應分析

（一）模型構(gòu)建

本文進一步探究“寬帶中國”示范城市政策對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。2013年8月《國務院關于印發(fā)“寬帶中國”戰(zhàn)略及實施方案的通知》將120個城市列為“寬帶中國”示范城市，該政策的經(jīng)濟效應可歸納為“時間效應”和“政策效應”兩部分。雙重差分法（DID）可用于比較一項政策實施的前后效果，本文以是否被列入“寬帶中國”示范城市名單為處理組與對照組的劃分原則。Treatedit為政策虛擬變量，第t年被列入示范城市名單的城市取值為1，反之為0；Timeit為時間虛擬變量，被列入示范城市名單之前的年份取值為1，反之為0。構(gòu)建如下模型：

Cpit = β0 + β1Treatedit + β2Timeit + β3Treatedit ×

Timeit + γj ∑mj=1Xijt + μi + vt + εit" " " " " " " " " （8）

采用雙重差分法需滿足共同趨勢假設，即處理組與對照組除“是否在示范城市名單之列”這一差別外，其余特征應極為相似。然而現(xiàn)實難以滿足這一假設，因此本文采用PSM-DID分析法，通過匹配估計量來平衡兩組之間的差異，從而排除其他因素的影響，凸顯數(shù)字政策本身的效果。

（二）實證結(jié)果分析

1.傾向得分匹配處理

鑒于“寬帶中國”數(shù)字政策示范城市多位于經(jīng)濟發(fā)展較好、經(jīng)濟活力較強的區(qū)域，本文選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資和金融發(fā)展水平等變量進行匹配平衡檢驗。本文采用Logit模型估計傾向得分，選擇最近鄰匹配法進行匹配。檢驗結(jié)果表明平衡性假設成立，本文選取的配對指標及匹配方法恰當。

2.雙重差分檢驗

表11中的列（1）為“寬帶中國”數(shù)字政策對城鄉(xiāng)居民收入差距（Gap）影響的DID檢驗結(jié)果，交互項系數(shù)顯著為正，說明“寬帶中國”示范城市政策擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距，假說H2成立。

為進一步細化該政策的影響，本文將解釋變量依次替換為城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民可支配收入的對數(shù)（lnTin和lnVin）?；貧w結(jié)果如表11中的列（2）、（3）所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)“寬帶中國”示范城市政策對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入均具有顯著的正向影響，但對城鎮(zhèn)居民的正向影響強于農(nóng)村居民，由此帶來城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大?？赡艿脑蛟谟冢瑪?shù)字經(jīng)濟發(fā)展推動了以寬帶為代表的數(shù)字基礎設施的建設，由此提升了城鄉(xiāng)數(shù)字化水平，帶來了城鄉(xiāng)居民收入的提升。但由于城鎮(zhèn)居民平均受教育水平較高，享受到的由數(shù)字化水平提升帶來的福利增長得更多，因而擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

七、數(shù)字經(jīng)濟影響共同富裕的空間溢出效應

（一）全局空間相關性

隨著信息化和數(shù)字化的發(fā)展，各?。ㄊ?、區(qū)）之間的交流合作愈發(fā)便捷高效，極大地促進了經(jīng)濟、知識和技術之間的關聯(lián)互通。為探究數(shù)字經(jīng)濟與共同富裕是否存在空間相關性，檢驗假說H3，本文采用莫蘭指數(shù)對此進行分析。計算結(jié)果如表12、表13所示。

可以發(fā)現(xiàn)，2011—2020年我國數(shù)字經(jīng)濟和共同富裕的空間自相關性均為正，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明二者均呈現(xiàn)出顯著空間相關性。具體而言，我國258個城市在數(shù)字經(jīng)濟和共同富裕兩個變量上均呈現(xiàn)出顯著的空間聚集特征，但聚集程度隨時間推移存在變化。

（二）局部空間相關性

為進一步分析區(qū)域間的空間相關性，本文使用莫蘭散點圖刻畫我國共同富裕水平的空間分布特征。本文根據(jù)共同富裕水平將空間關聯(lián)模式劃分為四類：第一類，促進區(qū)（HH），觀測區(qū)域與周邊區(qū)域的共同富裕水平均較高；第二類，過渡區(qū)（LH），觀測區(qū)域的共同富裕水平低于周邊地區(qū)；第三類，低水平區(qū)（LL），觀測區(qū)域與周邊區(qū)域的共同富裕水平均較低；第四類，輻射區(qū)（HL），觀測區(qū)域的共同富裕水平高于周邊區(qū)域。

圖3、圖4分別為我國2020年共同富裕水平莫蘭散點圖和2020年我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平莫蘭散點圖?？梢钥闯?，地區(qū)共同富裕發(fā)展存在正相關性，且呈現(xiàn)聚集特征。主要表現(xiàn)為：促進區(qū)主要為東部地區(qū)城市，而低水平區(qū)主要為中、西部地區(qū)城市，區(qū)域差異明顯，表明我國共同富裕水平仍有較大的提升空間。

（三）空間溢出效應實證檢驗

為了檢驗數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕是否具有正向空間溢出效應，本文先后進行了LM檢驗、Wald檢驗和LR檢驗，結(jié)果如表14所示。隨后進行豪斯曼檢驗和似然比檢驗，最終確定使用個體與時間雙固定的空間杜賓模型進行回歸。

空間杜賓模型的回歸結(jié)果如表15所示，數(shù)字經(jīng)濟系數(shù)（Dige）、數(shù)字經(jīng)濟溢出效應系數(shù)（W×Dige）和空間自回歸系數(shù)（rho）均顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕具有顯著的正向空間溢出效應，假說H3得到驗證。

數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的空間效應分解結(jié)果如表16所示?？芍?，直接效應、間接效應及總效應的結(jié)果均為正且顯著。其中，間接效應強于直接效應，說明通過提高鄰近地區(qū)共同富裕水平進而提高本地共同富裕水平的效果強于直接促進本地共同富裕水平的提升。

八、結(jié)論與政策建議

本文從富裕程度、共享程度和可持續(xù)性三個維度構(gòu)建共同富裕水平評價指標體系，利用基準回歸、空間計量以及PSM-DID等模型，實證分析了數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響，研究結(jié)果表明：第一，共同富裕水平時空變化趨勢特征明顯。就時間維度而言，全國各城市共同富裕水平呈上升態(tài)勢；就空間維度而言，共同富裕水平存在明顯的地區(qū)差異，東部地區(qū)的共同富裕水平優(yōu)于中、西部地區(qū)。第二，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響表現(xiàn)出非線性特征，且具有異質(zhì)性。在東部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟和共同富裕之間呈“倒N型”關系；在中、西部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟和共同富裕之間呈“倒U型”關系。第三，數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的影響存在正向空間溢出效應。提高目標城市的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平不僅能夠促進當?shù)毓餐辉Ｋ教嵘?，還能帶動鄰近地區(qū)共同富裕水平同步提升。

基于上述研究結(jié)論，本文就發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟、推進共同富裕提出以下政策建議：第一，加強數(shù)字市場監(jiān)管和數(shù)字技術培訓。未來需加強對欠發(fā)達地區(qū)的數(shù)字技術教育和培訓，并采取有效政策約束數(shù)字技術壟斷等問題，從而縮小數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的地區(qū)差異，削弱“數(shù)字鴻溝”可能帶來的負面效應。第二，鼓勵數(shù)字經(jīng)濟領域研發(fā)創(chuàng)新，加強數(shù)字基礎設施建設。通過廣泛應用數(shù)字技術，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升欠發(fā)達地區(qū)的人均收入，為共同富裕的實現(xiàn)提供有力保障。第三，完善收入分配與社會保障制度，加強區(qū)域互聯(lián)互通。利用數(shù)字經(jīng)濟對共同富裕的正向空間溢出效應并實施恰當?shù)脑俜峙湔?，推動區(qū)域間協(xié)同發(fā)展，進而促進共同富裕的穩(wěn)步實現(xiàn)。

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2019（08）：5-23.

（責任編輯：張艷妮）

The Impact of the Digital Economy on Common Prosperity and

Its Spatial Spillover Effects

LI Gaojie1， CHEN Liming2， LI Xin2

（1.School of Finance， Nankai University; 2.School of Finance and Statistics， Hunan University）

Abstract： Common prosperity is a shared vision of the Chinese nation， and digital technology is a key engine driving rapid economic development in China and achieving common prosperity in the new era. This paper uses data from Chinese prefecture-level cities from 2011 to 2020 to construct a common prosperity evaluation index system based on the extreme value method and entropy weight method. It employs a two-way fixed effects model

to empirically test the role and impact characteristics of digital economy development in promoting common prosperity. The research finds that the impact of the digital economy on common prosperity presents a non-linear pattern of first decreasing， then increasing， and finally decreasing again， indicating phase differences. Furthermore， there is a \"digital divide\" phenomenon in the development of the digital economy. The development of the regional

digital economy not only enhances the local level of common prosperity but also promotes the synchronous improvement of common prosperity levels in neighboring areas， demonstrating a significant positive spatial spillover effect of the digital economy on common prosperity. The conclusions of this study provide theoretical

support and decision-making references for promoting the healthy development of the digital economy and achieving common prosperity.

Keywords： Digital economy; Common prosperity; Digital divide; Spatial spillover effect; Spatial correlation; \"Broadband China\" policy effects