數字基礎設施建設對共同富裕的影響研究

〔摘 要〕 我國正值數字化轉型和推進共同富裕的交疊期， 數字基礎設施建設成為緩解“ 數字鴻溝”、促進共同富裕的新契機。本文在闡釋數字基礎設施建設和共同富裕二者理論關系的基礎上， 以２０１１～２０２０ 年２９０ 個地級及以上城市為樣本進行了實證檢驗。研究發現， 數字基礎設施建設對共同富裕存在積極影響。進一步分析顯示， 移動通信基站、互聯網寬帶基礎設施、５Ｇ 基站、超大型和大型數據中心、智能計算中心對共同富裕的正向作用程度依次遞減。機制分析表明， 數字基礎設施建設通過提升資本配置效率、促進勞動力流動助推共同富裕， 其影響效應在非中心城市和城市群內部城市更明顯。研究為新一輪數字基礎設施建設優化布局， 促進地區間要素流動， 助力全體人民共同富裕具有借鑒意義。

〔關鍵詞〕 數字化轉型 共同富裕 數字基礎設施建設 面板固定效應模型 勞動力流動 資本配置效率

ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００４－９１０Ｘ．２０２４．０６．０１３

〔中圖分類號〕Ｆ４９； Ｆ１２４. ７ 〔文獻標識碼〕Ａ

黨的二十大報告指出， “共同富裕是中國特色社會主義的本質要求， 強調要促進機會公平，增加低收入者收入， 擴大中等收入群體， 著力促進全體人民共同富?！薄６青l收入差距依然是當前中國社會經濟發展的突出問題之一［１］ 。國家統計局公開信息顯示， 中國城鄉居民可支配收入比從２０１２ 年的２. ８８ 下降到２０２１ 年的２ .５０， 雖收入差距不斷縮小， 但與發達國家均值１ .５ 相比，城鄉居民收入差距仍居高位， 成為推進全體人民共同富裕的重要障礙。

現階段， 中國正值數字化轉型與推進共同富裕的交疊期， 依托于包容性發展特征， 數字化成為推動共同富裕和實現高質量發展的新契機。而數字基礎設施是擎架數字化轉型和質變增長的關鍵載體， 是推動共同富裕的重要力量。根據工業與信息化部數據顯示， 從２０１９ 年６ 月頒發５Ｇ 商用牌照以來， 累計完成５Ｇ 基站建設２３１. ２ 萬個， 超過全球總量的６０％， 數據中心機架裝配規模超６５０萬標準機架， 算力規模近５ 年平均增速超２５％①。數字基礎設施建設方心未艾， 成為中國新舊動能轉換的強大支撐。與傳統基礎設施相比， 數字基礎設施除了具有基礎性、先導性、準公共物品屬性外， 還具備網絡外部性［２］ 、包容性和柔性特征［３］ ，能實現機會平等， 將經濟發展紅利惠及全民。然而， 鮮有學者將數字基礎設施建設與共同富裕置于統一分析范疇， 而更多的是探討包含數字基礎設施建設的數字經濟對共同富裕的影響［４，５］ 。唯一例外的是李成明以多維減貧效應作為理論媒介， 探討了數字基礎設施建設對共同富裕某一側面的影響［６］ ， 但數字基礎設施建設的表征僅使用傳統移動電話基站密度， 存在指標單一且代表性不足的局限， 同時， 論證的對象是家庭多維減貧而非共同富裕。因此， 為了探源數字新情境下數字基礎設施建設對共同富裕的影響機制， 本文將構建數字基礎設施建設指標體系， 采用面板固定效應模型進行實證檢驗， 以期豐富數字經濟體系建設和共同富裕的實現路徑。

與已有研究相比， 本文在現有數字基礎設施建設水平指標體系的基礎上， 構建了包含５Ｇ 基站、智能計算中心、超大型和大型數據中心的市域尺度數字基礎設施建設水平評價指標體系， 而現有文獻多使用電信相關行業從業人數、電信業務收入等指標代理數字基礎設施水平， 本文研究結論有助于完善數字基礎設施建設評價指標， 為進一步推動數字中國建設提供理論參考； 從資本配置效率和勞動力流動視角， 探源了數字基礎設施建設對共同富裕的傳導機制， 豐富了共同富裕的實現路徑研究。

１ 理論分析與機制假設

１. １ 數字基礎設施建設影響共同富裕的直接效應

以互聯網為代表的數字基礎設施逐步深入各個群體， 加速信息和技術的傳播， 并且促進創業減貧和提升人力資本， 形成就業新形態， 在實現居民增收的同時， 促進了城鄉收入差距的收斂， 助力推進共同富裕的實現。數字基礎設施建設不僅加速了數字信息和技術的傳播， 還能打破信息與技術流動的時空約束， 動態更迭生產銷售知識， 進而實現居民增收， 從富裕維度影響共同富裕。數字基礎設施建設能推動知識和技術的廣泛傳播， 擴寬居民獲得知識和信息的渠道， 及時獲取生產知識、產品交易信息， 增設線上銷售渠道， 實現增產、促銷， 并提高收入［７］ 。同時， 數字基礎設施建設具有的數字化轉型功能也重構了勞動者的角色［８］ ， 帶來了網約服務、互聯網醫療等靈活就業新形態， 進一步擴寬了收入來源； 另外， 數字基礎設施建設的包容性發展， 能在增加居民收入的同時， 縮減城鄉收入差距， 進而從共享維度影響共同富裕。數字基礎設施的全方位布設， 推動了海量知識的無差別擴散， 城鄉居民通過主動檢索等方式和利用數字平臺持續學習， 實現人力資本的積累［９］ 。而人力資本的提升既能把富裕的“蛋糕” 做大， 還能更好地共享“蛋糕”， 即農村居民的收入提升力度超過城鎮居民， 顯著縮小了收入差距。數字基礎設施的高滲透能提高地區的數字普及率， 更有效地推動創業減貧， 從而改善收入差距的格局［１０］ 。數字基礎設施的廣覆蓋， 推動金融知識和技術的不斷擴散， 促使數字普惠金融服務持續下沉， 放松后發地區的資金約束， 促進農戶的非農就業， 從而顯著推動收入差距的收斂，促進共同富裕［１１］ 。基于上述分析， 本文提出如下假設：

Ｈ１： 數字基礎設施建設對共同富裕存在積極影響。

１. ２ 資本配置效率在數字基礎設施建設影響共同富裕中的傳導效應

宏觀層面， 數字基礎設施建設能促進資本在區際間自由流動， 提高資本配置效率， 縮小區際成本差距， 促進地區經濟發展， 影響共同富裕。新古典區域經濟增長理論認為， 在市場機制作用下，地區之間資本要素回報的差異會引發要素在區域之間的流動。數字基礎設施建設帶來的互聯化信息、數字化技術， 為資本在區際之間自由流動創造了條件［９］ ， 提高了資本配置效率。資本配置效率的提升能促進資本由發達地區向欠發達地區轉移［１２］ ， 擴大欠發達地區的市場規模和可支配的資本總量， 增加就業機會， 進而提高欠發達地區的居民收入［１３］ 。與此同時， 較高的資本配置效率能讓欠發達地區和弱勢群體更好地共享經濟發展成果， 使其企業的生產成本、居民的生活成本得以下降， 從而實現地區間收入水平差距的縮小［１３］ ，推進共同富裕。

微觀層面， 數字基礎設施建設能提高個體獲得資本的途徑和降低資金使用成本， 提升資本配置效率， 促進個體資本積累、創業增收， 影響共同富裕。數字基礎設施建設帶來的數字化， 能更好地連通個人信息、挖掘冗余數據， 幫助金融部門優化匹配環節和提高投資效率， 使資本配置效率得以提升。高資本配置效率能為創業者在數字金融渠道獲得充足的資金， 降低創業者金融支持門檻和資金使用成本， 并促進創業要素的流動，拓展創業市場范疇， 進而促成個體創業實現增收，且增收效應對低收入群體效果更顯著， 進而推動收入均等化［１２］ ， 最終實現共同富裕?；谏鲜龇治?， 本文提出如下假設：

Ｈ２： 數字基礎設施建設通過提高資本配置效率， 助力推進共同富裕。

１. ３ 勞動力流動在數字基礎設施建設影響共同富裕中的傳導效應

數字基礎設施建設能進一步推動數字化發展，促進勞動力流動， 且對流動勞動力具備減貧增收效應。（１） 數字基礎設施的廣覆蓋， 能促進就業信息快速流通， 推動勞動力流動， 通過擴大就業范圍和閑置勞動力再就業影響共同富裕。數字基礎設施的核心服務對象是數字化信息和知識， 提供了及時且高效的傳播方式， 促進區際間招聘和求職信息的快速流通， 降低求職者的信息搜尋成本， 拓寬就業信息獲取渠道； 數字基礎設施建設能提高城市創業活躍度， 提升勞動資源配置效率［１４］ ，擴大就業范疇， 催生更多勞動力流動。勞動力流動能促進大量農村勞動力在城鎮就業， 從而獲得更高的工資性收入， 增加家庭可支配收入， 同時，能吸納更多的本地和異地社會閑置勞動力上崗從業和再就業， 提高可支配收入水平， 進而影響共同富裕； （２） 數字基礎設施建設能促進勞動者的技能躍遷， 推動勞動力流動， 通過減貧效應影響共同富裕。數字基礎設施建設引發的職業基礎知識和技術擴散， 能增加低技能勞動力的知識儲備，通過試錯和干中學積累職業技能和經驗， 使其躍遷成為高技能勞動者， 并流轉到更高層次的崗位，促進勞動力的流動。在勞動力技能躍遷過程中， 低收入群體通過人力資本積累提升效應的表現更加顯著［１５］ ， 同時， 在勞動力流動時， 其具有顯著的減貧效應， 能改善分配、降低收入不平等水平， 促進共同富裕?；谏鲜稣撌觯?本文提出如下假設：

Ｈ３： 數字基礎設施建設通過促進勞動力流動，助力推進共同富裕。

２ 變量定義、數據來源和模型設定

２. １ 變量定義與測度

２. １. １ 核心解釋變量： 數字基礎設施建設水平

結合城市數據的可獲性， 借鑒已有研究成果，構建數字基礎設施建設水平指標體系。（１） 剔除現有市域數字基礎設施建設指標體系中只能間接代理無法表征數字基礎設施物理空間可獲性的指標，包括電信相關行業從業人數、電信業務收入等［１６］ ；（２） 借鑒李海剛［１７］ 的研究， 將能表征新一代信息通信技術的基礎設施納入數字基礎設施建設水平指標體系。因此， 本文構建了包含５ 個指標的數字基礎設施建設水平指標體系， 見表１。數字基礎設施建設水平指數ｉｎｆ 的測度采用指標體系加權中常用的熵值法賦權計算。

２. １. ２ 被解釋變量： 共同富裕水平

共同富裕的實質是要實現全體人民生活富裕和自由全面的發展， 因而對共同富裕的理解包含“富裕” 和“共享” 兩個維度。考慮到中國以人民生活為中心的發展階段， 收入水平是共同富裕最核心的指標， 結合市域層面數據的準確性、有效性， 本文借鑒彭剛等［１８］ 提出的評價指標體系測度共同富裕水平， 具體指標見表２。

共同富裕水平指數ｃｗ 的測度使用ＩＨＤＩ 構造法［１８］ ， 計算公式如下：

式中， ｗｉｔ表示城市ｉ 在第ｔ 年的富裕水平， ｃｉｔ則表示其共享水平。富裕、共享水平為其二級指標經熵權法加權后計算所得結果。

２. １. ３ 傳導變量

資本配置效率借鑒實施新政等提出的宏觀資本配置效率估算模型， 構造城市尺度資源配置效率指標， 即城市固定資產投資變化對產業增加值影響的反應系數［１９］ 。

式中， Ｉｉｔ 表示城市ｉ 在第ｔ 年的固定資產投資， Ｖｉｔ表示城市ｉ 在第ｔ 年的產業增加值， ε 為隨機擾動項。η 為城市固定資產投資變化率對產業增加值影響的反應系數， 即資本配置效率ｉｎｖ， 數值越大表示資本配置效率越高。

勞動力流動的測度囿于地級以上城市勞動力流動權威數據缺失， 無法準確地獲得城市勞動力流動的面板數據。已有研究指出流動人口中勞動力占比超９０％， 結合城市面板數據的可獲性， 以城市市區暫住人口數代理勞動力流動［２０］ ， 并進行對數處理。

２. １. ４ 控制變量

為了控制其他可能對共同富裕產生影響的因素， 借鑒安雪慧和元靜［１］ 、袁惠愛等［１０］ 相關研究， 選取如下控制變量： 經濟發展水平ｐｇｄｐ， 以城市人均ＧＤＰ 表征； 基礎設施水平ｒｏａ， 以每萬人交通道路面積擁有量表征； 就業水平ｅｍｐ， 以就業人數與常住人口比值表征； 科技投入水平ｔｅｃ，以財政科學支出與地區生產總值比值表征； 城鎮化水平ｕｒｂ， 以城鎮人口與年末總人口比值表征。

２. ２ 數據來源

數字基礎設施建設水平指標中的５Ｇ 基站、智能計算中心、超大型和大型數據中心數據手工收集自各省市統計公報、政府、工業和信息化廳等網站， 以及《互聯網發展報告》； 夜間燈光亮度ＤＮ 數據來自ＣＮＲＤＳ 數據庫。其余變量數據主要來源于ＥＰＳ 全球統計數據、《中國城市統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國固定資產投資統計年鑒》和《中國城市建設統計年鑒》。針對缺失數據查詢相關統計公報補充， 剩余部分采用插值法填補。剔除三沙市、普洱市等數據嚴重缺失的城市， 最終選擇２０１１～２０２０ 年２９０ 個地級及以上城市作為研究樣本， 共計２９００ 個觀測樣本。

上述變量的描述性統計見表３。

２. ３ 模型設定

經過Ｈａｕｓｍａｎ 檢驗， 采用固定效應模型來探究數字基礎設施建設對共同富裕的影響， 模型設定如下：

ｃｗｉｔ ＝α０ ＋α１ｉｎｆｉｔ ＋αｉ Ｘｉｔ ＋λｉ ＋μｔ ＋εｉｔ （３）

式中， ｃｗｉｔ表示共同富裕， ｉｎｆｉｔ 表示數字基礎設施建設， Ｘｉｔ為控制變量集， λｉ 表示城市固定效應， μｔ 表示時間固定效應， εｉｔ 表示隨機擾動項，ｉ、ｔ 分別表示城市、年份。

３ 實證分析

３. １ 基準回歸結果分析

表４ 報告了數字基礎設施建設影響共同富裕的回歸結果。表４ 中列（１）～（６） 結果顯示， 無論是否納入控制變量， 數字基礎設施建設的回歸系數都顯著為正， 證實了假設Ｈ１。其中， 模型（６）數字基礎設施建設的回歸系數為０. １０５， 在１％水平上顯著， 表明數字基礎設施建設水平每提高１％，共同富裕水平能提升０. １０５％， 具有顯著的經濟意義。所有控制變量回歸系數均為正， 至少在５％水平上顯著， 揭示了提高城市就業水平和城鎮化率、加強基礎設施建設、增加科技投入、發展城市經濟都有利于促進共同富裕的實現。

考慮到不同類型的數字基礎設施建設對共同富裕產生的差異影響， 并比較作用程度的相對大小，本文將所有變量標準化后再納入回歸模型， 結果見表５?；貧w數據顯示， 影響程度從大到小依次為移動通信基站、互聯網寬帶基礎設施、５Ｇ 基站、超大型和大型數據中心、智能計算中心。移動通信基站是互聯網的關鍵基礎設施， 擁有更大的用戶基數和更小的場所局限性， 從而產生明顯的網絡外部性。智能計算中心等新型數字基礎設施受限于數字處理技術的發展水平， 投資建設起步晚， 暫未形成規模效應， 且該類設施主要布局于大中城市， 對農村用戶的實際效用較小。與此同時， 鄉村居民和低收入群體由于數字技能薄弱，在數字服務和虛擬產品方面利用率低、應用范疇窄［３］ ， 進而削弱了智能計算中心、超大型和大型數據中心對共同富裕的影響程度。

３. ２ 內生性處理

基準回歸結果可能因內生性問題導致估計結果的偏倚， 通常使用工具變量法進行檢驗， 以緩解內生性問題。參照孟宏瑋等［２１］ 的做法， 采用２００１ 年電信業務量和郵政業務量與全國互聯網普及率交乘項作為第一個工具變量。無論是通信網絡基礎設施還是新一代信息基礎設施都與過去郵電業務量關系密切， 且郵電業務量較大的地區，對數字基礎設施的需求更迫切， 能有效推動城市數字基礎設施建設， 滿足工具變量的相關性要求；另外， 與信息通訊技術變革和數字技術更迭速度相比， 過往郵電業務量對當前共同富裕水平的影響甚微， 滿足工具變量外生性要求。此外， 將１９８４年電話機數與全國互聯網寬帶接入用戶數交互項作為第二個工具變量［２２］ 。工具變量法回歸結果見表６。結果顯示， 一階段ＬＭ 統計量結果和Ｐ 值顯著表明工具變量通過了不可識別檢驗， Ｆ 統計量和Ｐ 值顯著表明工具變量滿足外生要求， 證實了工具變量選擇的合理性。數字基礎設施建設回歸系數顯著為正， 與基準回歸結果基本一致。

３. ３ 穩健性檢驗

本文采用５ 種方法進行穩健性檢驗： （１） 替換解釋變量。采用ＣＲＩＴＩＣ 法重新構造數字基礎設施建設水平指數。ＣＲＩＴＩＣ 法屬于客觀賦權法，在權重計算中， 考慮了指標的變異性和相關性［２３］ ；（２） 調整樣本容量。在１％分位上對全部變量進行雙邊縮尾處理； （３） 剔除離群值?？紤]到北京、上海、廣州、深圳超大城市和省會城市的數字化程度可能明顯高于其他地級市， 故剔除該類城市；（４） 剔除特殊年份。新冠肺炎疫情造成的世紀沖擊， 使居民的工作生活、企業的生產經營、國民經濟都受到一定程度的限制， 進而影響共同富裕水平， 因而剔除２０２０ 年樣本期間重新估計； （５）替換回歸模型。共同富裕水平指數趨于［０，１］，可采用Ｔｏｂｉｔ 模型替換基準回歸模型， 對結果進行重新檢驗。上述５ 種穩健性檢驗的回歸結果分別見表７ 的列（１） ～ （５）， 估計結果與基準回歸結果基本一致， 證實了研究的可靠性。

３. ４ 傳導機制分析

為了進一步探究數字基礎設施建設對共同富裕的傳導機制， 本文在基準回歸分析的基礎上， 借鑒江艇［２４］ 提出的中介效應分析方法， 對數字基礎設施建設通過資本配置效率、勞動力流動路徑影響共同富裕的傳導機制予以檢驗?；貧w結果見表８。表中列（１） 為數字基礎設施建設對資本配置效率的回歸結果， 其回歸系數為０. １５６， 在５％水平上顯著， 表示數字基礎設施建設每增加１％， 資本配置效率能提高０. １５６％。列（２） 為數字基礎設施建設對勞動力流動的回歸結果， 其回歸系數為０. １３０， 在１０％水平上顯著， 表明數字基礎設施建設每增加１％， 勞動力流動能增加０. １３％， 皆具有經濟意義。

３. ５ 異質性分析

３. ５. １ 中心與非中心城市

經濟活動在地理區位上的集聚推動了經濟的發展， 同時也因中心城市作為區域中的增長極和動力源， 形成了中國中心－非中心的區域發展空間格局［２５］ 。為了探究中心城市、非中心城市對數字基礎設施建設影響共同富裕的差異性， 參照蘭秀娟和張衛國［２５］ 提出的單中心、雙中心的分類方法， 將２９０ 個城市劃分為中心城市與非中心城市進行分組回歸， 結果見表９。估計結果顯示， 數字基礎設施建設的回歸系數僅在非中心城市顯著為正， 表明在非中心城市數字基礎設施建設能提高資本配置效率、促進勞動力流動進而推動共同富裕， 而中心城市未能得到相似的結果。究其原因， 以省會城市為代表的中心城市集聚了所在省份的主要資源， 經濟發展程度高， 且其作為區域中最早啟動數字基礎設施建設和應用的城市， 數字化水平明顯領先于非中心城市［２６］ ， 從而致使數字基礎設施的進一步建設對中心城市的共同富裕水平、資本配置效率和勞動力流動沒有形成明顯的影響。然而， 與中心城市相比， 非中心城市在數字化建設中起步更晚、發展更遲緩， 數字基礎設施建設更落后， 從而在代表新一代信息技術的數字基礎設施建設過程中， 有利于加速中心城市信息、知識、技術的外溢， 打破信息不平等， 在促進就業的同時又推動資本、勞動力的自由流動，進而助力推動共同富裕。

３. ５. ２ 城市群內部與外部城市

中國推行的城市群“一體化” 發展戰略， 能通過城市間資源共享、府際合作、區際分工， 成為推動區域協調發展的重要部署。為了進一步探明城市群內部城市與外部城市的影響差異， 按照是否屬于中國五大城市群為界限進行分組回歸，包括京津冀、長三角、珠三角、成渝、長江中游城市群， 回歸結果見表１０。估計結果顯示城市群內部城市的數字基礎設施建設的回歸系數均顯著為正， 而在城市群外部城市中， 數字基礎設施建設僅對共同富裕的回歸系數顯著為正。究其原因，城市群中的核心城市通常是數字基礎設施最早發展和普及的地區， 而城市群內的其他城市會因核心城市的示范、引領作用和輻射效應， 而較早開展數字基礎設施的建設和使用［２６］ 。就城市群本身而言， 核心城市與其他城市相比， 經濟實力和經濟發展水平明顯處于引領地位， 差異顯著， 在數字基礎設施建設的進程中， 非核心城市能更好地吸收先進技術和創新成果， 推動要素流動， 經濟發展， 居民增收， 促進共同富裕。對于城市群外部城市， 雖數字基礎設施建設能直接促進共同富裕，但在傳導路徑方面， 因其仍以省域為對象的區域發展策略， 難以促成區際分工、府際合作、資源共享等區域協調發展方式， 并且在市場分割、本地保護、戶籍制度等持續作用下， 阻礙了要素的自由流動， 導致數字基礎設施建設對資本配置效率、勞動力流動的回歸結果不顯著。

４ 結論與建議

本文基于２０１１～２０２０ 年２９０ 個地級及以上城市的面板數據， 采用面板固定效應模型探究了數字基礎設施建設對共同富裕的影響， 并探討了資本配置效率和勞動力流動在二者關系中的傳導作用。研究發現： （１） 數字基礎設施建設有助于提升共同富裕水平， 在一系列穩健性檢驗后， 結果依然成立； （２） 不同類型數字基礎設施建設對共同富裕的影響程度從大到小依次為移動通信基站、互聯網寬帶基礎設施、５Ｇ 基站、超大型和大型數據中心、智能計算中心； （３） 傳導路徑表明， 數字基礎設施建設通過提升資本配置效率、促進勞動力流動進而影響共同富裕； （４） 異質性分析顯示， 數字基礎設施建設在非中心城市對資本配置效率、勞動力流動傳導路徑和共同富裕的正向影響高于中心城市； 無論城市是否屬于五大城市群內部城市， 數字基礎設施建設都能促進共同富裕，但對于城市群內部城市， 其對資本配置效率、勞動力流動傳導路徑的作用效果更易顯現。基于上述研究結論， 對中國數字基礎設施建設和共同富裕的實現得出如下啟示：

（１） 持續發揮好政府在數字基礎設施建設中的“指揮棒” 作用， 助力共同富裕。數字基礎設施作為準公共物品， 能夠通過政府發布的相關規劃和政策傳遞行業資源配置的信號。因此， 在建設部署中， 應重點關注欠發達城市、農村地區的數字基礎設施覆蓋率， 提升落后地區居民的數字基礎設施物理渠道的可獲性和經濟維度的可負擔性， 從而增加居民獲取信息和知識的渠道， 實現人力資本的積累和技能升遷， 助力實現共同富裕。

（２） 注重新型數字基礎設施建設的城鄉協調發展， 增強鄉村居民數字技能， 促進共同富裕。在對不同類型數字基礎設施建設的進一步分析發現， ５Ｇ 基站等新型數字基礎設施建設對共同富裕的影響效應相對較弱， 但作為萬物互聯、大數據分析和數字處理技術的底層依托， 需著重扶持其協調發展， 改善區域間和城鄉間布局不均衡的現狀。針對鄉村居民的數字技能薄弱， 可采取多元宣講和技能教學等方式， 增強鄉村居民的數字技術使用能力， 拓寬其對數字產品和數字服務的使用頻率和應用場景， 更好地發揮數字基礎設施建設對共同富裕的促進作用。

（３） 持續完善資本、勞動力流動相關政策，促進地區間要素流動， 助推共同富裕。資本配置效率提升和促進勞動力流動是數字基礎設施建設影響共同富裕的重要機制， 成為居民增收， 縮小城鄉收入差距的重要途徑。因此， 需進一步打破地區間要素流動壁障， 優化地區間信息和技術共享機制體制， 完善資本、勞動力在地區間流動的政策制度， 加快構建區域一體化資源、加強要素共享整合能力， 推進企業、地區分工協作， 推動地區經濟協調發展， 最終實現共同富裕。

（４） 因地制宜， 深化區域協調一體化發展戰略， 推進共同富裕。數字基礎設施建設能通過數字化的方式打破時空局限， 通過核心城市數字基礎設施建設的先發優勢， 對周邊城市產生示范和引領作用， 針對不同城市采取差異化發展規劃，通過共謀區域治理策略和借助數字平臺， 拓寬知識和技術的輻射范圍， 促進城市間交流與協作；進一步深化城市群發展戰略， 拓展城市群覆蓋范疇， 加大非核心城市的數字基礎設施建設力度， 消除地域要素流動壁壘， 從而釋放后發地區的經濟增長潛能， 助力推進共同富裕。

注釋：

①數據來源于中華人民共和國工業和信息化部． ２０２２ 年工業和信息化發展總體呈現穩中有進態勢［ ＥＢ／ ＯＬ］． ｈｔｔｐｓ： ／ ／ ｗｗｗ．ｍｉｉｔ．ｇｏｖ．ｃｎ／ ｇｚｃｙ／ ｚｂｆｔ／ ａｒｔ／２０２３／ ａｒｔ＿ｄ ０８ｅ８ｂ３５０３７２４５７ｃ９ａｂｃ７６９ｂ９２ｅ４１９ｂ１．ｈｔｍｌ， ２０２３－０９－１０．

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（責任編輯： 張舒逸）

基金項目： 國家社會科學基金青年項目“ 人工智能產業創新鏈產業鏈人才鏈深度融合的機理與路徑研究” （ 項目編號： ２３ＣＪＹ０４３）；山西省科技戰略項目“新基建賦能山西創新效率提升的過程機制研究” （項目編號： ２０２２０４０３１４０１０９０）。