數字經濟賦能共同富裕

摘 要：數字經濟正在引領中國經濟社會向高質量發展邁進，已然成為共同富裕目標實現的新機遇。基于2011-2021年中國286個城市的面板數據，構建雙向固定效應模型來實證檢驗數字經濟對共同富裕的賦能效應，并進一步探究科技創新與人力資本水平在其賦能過程中的調節作用機制。研究結果表明：數字經濟發展能夠顯著促進共同富裕的實現；東部地區的數字經濟賦能效應最強，中西部地區次之；“寬帶中國”試點政策發布后，其賦能效應得到進一步加強；科技創新與人力資本在賦能過程中存在著顯著的正向調節作用。

關鍵詞：數字經濟；共同富裕；科技創新；人力資本

中圖分類號：F49;F127文獻標識碼：A

doi：10.3969/j.issn.1672-2272.202406145

Prefecture -Level Digital Economy Empowering Common Prosperity： The Moderating Effects of Scientific and Technological Innovation and Human Capital

Abstract： The digital economy is leading China’s economic and social development towards the pace of high-quality development， and has become a new opportunity for the realization of the goal of common wealth. Based on the panel data of 286 cities in China from 2011 to 2021， a two-way fixed-effects model is constructed to empirically test the empowering effect of the digital economy on common wealth， and further explore the moderating mechanism of scientific and technological innovation and the level of human capital in the process of empowerment. The results of the study show that the development of digital economy can significantly promote the realization of common wealth; the empowering effect of digital economy is strongest in the eastern region， followed by the central and western regions; the empowering effect has been further strengthened since the release of the “Broadband China” strategy; and there is a significant positive moderating effect of scientific and technological innovation and human capital in the empowering process.

Key Words：Digital Economy; Common Prosperity; Scientific and Technological Innovation; Human Capital

0 引言

共同富裕既是中國特色社會主義的本質要求，亦是中國式現代化的重要特征，更是中華民族偉大復興中國夢的重要組成部分。黨的二十大報告強調，“應著力維護和促進社會公平正義，著力促進全體人民共同富裕，堅決防止兩極分化”。改革開放以來，我國在經濟發展方面取得卓越成就，但還依然處于社會主義初級階段；發展不平衡不充分的現實問題日益凸顯，成為我國實現共同富裕目標進程中一直以來必需攻克的難關。然而共同富裕的實現必然會依存于當前所處的經濟發展階段[1]。近年來，隨著大數據、云計算、人工智能等信息技術的飛速發展，數字經濟已然成為驅動我國乃至全球經濟社會發展的新引擎。2023年中國信息通信研究院發布的《中國數字經濟發展白皮書》數據顯示，2022年我國數字經濟規模攀升至50.2億元，總量穩居世界第二，同比名義增長10.3%，占國內GDP比重高達41.5%。2023年12月印發的《數字經濟促進共同富裕方案》提出：“要推動數字技術和實體經濟深度融合，不斷做強做優做大我國數字經濟，通過數字化手段促進解決發展不平衡不充分問題，推進全體人民共享數字時代發展紅利，助力在高質量發展中實現共同富裕。”可見，在我國處于新發展階段的背景下，研究數字經濟對共同富裕的賦能效應，并進一步探究其內在影響機制，具有重要的實踐價值與現實意義。

數字經濟作為一種具有高創新性和普惠性等特征的新經濟形態，既能促進宏觀經濟的一般性增長，又能推動社會財富的公平分配，已然成為實現共同富裕目標的重要推動力。關于數字經濟推動共同富裕實現的課題，近年來受到了愈來愈多的關注，學者們從不同角度對其展開了研究與探討。從解決共同富裕目標實現過程中的核心問題出發，數字經濟不僅可以通過降低溝通成本和加快農業技術革新，加快城鄉融合與鄉村振興的進程[2]，還能夠提升市場活躍度和促進電商集群[3]，使農村居民的增收效應大于城市居民[4]，顯著縮小城鄉收入差距[5]；數字經濟的強滲透性與廣覆蓋性使其賦能效果具有空間溢出效應，不僅能推動本地區共同富裕的實現進程，還能有效帶動周邊地區的共同富裕水平，從而促進各區域均衡發展[6-8]。另外，還有學者基于不同的研究視角，探究數字經濟促進共同富裕的傳導機制：①基于產業結構視角，數字經濟能夠促進產業結構高級化與產業結構合理化[9-12]；②基于生產要素視角，數字經濟可以加快要素結構轉型[13]、優化創新要素與要素市場化配置[14-15]；③基于國內市場角度，數字經濟能夠消除市場分割實現產業非中心化[16]，并推動全國統一市場化建設[17]；④基于商業貿易視角，數字經濟的核心載體之一——電子商務的城市建設能夠顯著加快共同富裕的實現進程[18]；同時數字經濟的發展亦能促進商貿流通效率的提升[19]；⑤基于勞動力市場視角，數字經濟與實體經濟的有機融合能夠帶動我國勞動力技能提升，進而提升勞動力市場的整體質量[20]；⑥基于基本公共服務視角，數字經濟能夠提高地方政府的治理效率，增強其解決基本公共服務不平衡不充分問題的能力，進而促進基本公共服務均等化[21]。由諸多學者對數字經濟影響共同富裕的研究結論可知，數字經濟可借助宏觀或者微觀因素的傳導機制來影響共同富裕，一方面刺激宏觀經濟增長從而“做大蛋糕”，另一方面促進各區域和群體之間均衡協調發展，進而“分好蛋糕”，最終為我國共同富裕目標的實現賦能。

綜上所述，學者們圍繞數字經濟如何促進共同富裕進行了一定的理論分析和實證探討，并取得了一定的研究成果，為本文奠定了較為堅實的理論基礎，但仍然存在一定的局限性與不足。從研究對象來看，現有文獻大多從省級層面來探討分析數字經濟與共同富裕之間的關系，而我國多數省份面積較大，且不同省域間各個城市的資源稟賦等方面存在較大差異，因此可能導致研究結論出現偏差；從影響機制來看，學者們的實證研究大多從中介效應出發來探究其內在影響機制，可能忽視了一些關鍵性因素在數字經濟賦能共同富裕過程中的調節作用。鑒于此，本文以城市面板數據作為研究樣本，構建基準回歸模型來檢驗數字經濟發展對共同富裕的賦能作用，并在此基礎上引入調節效應模型，進一步檢驗科技創新水平與人力資本水平在數字經濟賦能過程中的作用。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字經濟賦能共同富裕

一方面，數字經濟依托于新時代數字技術與傳統產業深度融合發展，推動生產方式的自動化、智能化以及組織管理模式的高效化，改善要素錯配，從而提高資源配置效率和全要素生產率[22]。與此同時，由數字經濟催生出的數字平臺能夠緩解信息不對稱問題和降低交易成本，實現需求與供給的有效對接，進而提升經濟運行效率[23]。由此可見，數字經濟作為經濟高質量發展的新引擎，能夠加快社會財富的創造和積累速度，從而夯實共同富裕目標實現所需的經濟基礎[10]。

另一方面，數字經濟能夠借助數字平臺，既使得優質公共服務資源向邊遠貧困地區有效流動，實現基本公共服務均等化[21]；同時又能促進信息和知識資源在區域之間的傳遞和共享，加強區域間經濟活動聯系與分工合作，從而有效縮小區域之間的發展差距[24]。因此，數字經濟能夠發揮自身普惠效應，推動經濟發展成果全民共享，從而助力共同富裕目標的實現。

基于以上分析，本文提出研究假設1：數字經濟能夠直接賦能共同富裕。

1.2 科技創新的調節效應

數字經濟的蓬勃發展離不開當前一系列信息通信技術的更新與迭代，且需以數字技術作為媒介融入到社會各領域中，進而發揮其賦能作用。首先科技創新水平的提高能夠加快數字技術的升級和新型數字技術的研發，從而使得數字紅利能夠得到進一步釋放，促進數字經濟與我國社會各個領域的有機融合。其次，我國幅員遼闊，各個地區的數字基礎設施的完備程度差異較大，而科技創新水平的提升有利于解決我國數字基礎設施建設中遇到的技術難題，完善偏遠貧困地區的數字基礎設施的建設以及加快發達地區的數字基礎設施的升級，從而提升我國整體的數字基礎設施水平，最終使得數字經濟對共同富裕的賦能作用得到進一步強化。

基于以上分析，本文提出研究假設2：科技創新水平在數字經濟賦能共同富裕過程中起正向調節作用。

1.3 人力資本水平的調節效應

在數字經濟蓬勃發展的新時代背景下，我國各種高新技術行業對高素質數字型人才的需求與日俱增。數字型人才的數量的增加離不開我國整體人力資本水平的提高，而數字型人才具有較高的數字技能素養，能夠有效地參與各行業的智能化生產與技術創新研發過程，進而為數字產業化發展與產業數字化轉型提供強大的動力支持。與此同時，人力資本水平的提升也有利于培養居民們良好的數字意識，在一定程度上能夠緩解“數字鴻溝”所帶來的負面影響，從而保障數字經濟能夠順利推動共同富裕目標實現。

基于以上分析，本文提出研究假設3：人力資本水平在數字經濟賦能共同富裕過程中起正向調節作用。

2 研究設計與數據說明

2.1 變量選取

2.1.1 被解釋變量

共同富裕（Cp）。借鑒相關文獻[25]對我國共同富裕內涵的界定，本文基于共同富裕的發展性、共享性以及可持續性三大特征，同時考慮到數據的可獲得性與指標的科學性，選取了3個一級指標、9個二級指標和20個三級指標來構建城市層面的共同富裕水平綜合評價指標體系。為了避免主觀賦權的弊端，本文采用熵值法來測算共同富裕綜合指數，具體指標體系見表1。

2.1.2 核心解釋變量

數字經濟（Dige）。參考相關文獻[26]，本文從數字基礎設施、數字產業化、產業數字化三個維度來構建城市數字經濟評價指標體系，并用熵值法來測度數字經濟指數，指標體系具體見表2。

2.1.3 調節變量

科技創新水平（Innov）采用各城市的專利申請授權數（單位：十萬件）來衡量；人力資本水平（Hc）使用普通高等學校在校人數占常住人口比重來表征。

2.1.4 控制變量

為盡量減少由于遺漏變量所造成的模型估計偏誤，本文在原本的基準回歸模型中加入以下控制變量：城市經濟密度（Eco）：采用地區生產總值與行政區域土地面積來衡量；金融發展程度（Fin）：以年末金融機構各項貸款余額與地區生產總值之比來表示；市場規模（Market）：選取社會消費品零售總額占地區生產總值比重來測度；對外開放程度（Open）：運用貨物進出口總額與地區生產總值的比值來測度；產業結構（Indus）：用第三產業增加值與第二產業增加值之比來表示；政府干預程度（Gov）：使用地方財政一般預算內支出占地區生產總值的比重表征。

2.2 模型構建

2.2.1 基準回歸模型

通過對計量模型的各種檢驗，本文采取控制年份時間效應和城市個體效應的面板雙固定效應模型來驗證數字經濟促進共同富裕的假設，模型構建如下：

Cpi，t=α0+α1Digei，t+∑mαmControlsi，t+μi+δt+εi，t（1）

其中，Cpi，t代表城市i在年份t的共同富裕水平，Digei，t表示城市i在年份t的數字經濟水平，Controlsi，t為模型中選取的一系列控制變量；α0為常數項，αi為各變量的系數，μi表示城市的個體效應，δt表示年份的時間效應，εi，t為模型中的隨機擾動項。

2.2.2 調節效應模型

為了進一步考察科技創新水平和人力資本水平在數字經濟賦能共同富裕過程中的調節作用，本文在上述基準回歸模型中依次加入科技創新水平和人力資本水平及各自與數字經濟水平的交互項，構建調節效應模型如下：

Cpi，t=β0+β1Digei，t+β2Innovi，t+β3Digei，t×Innovi，t+∑mβmControlsi，t+μi+δt+εi，t（2）

Cpi，t=γ0+γ1Digei，t+γ2Hci，t+γ3Digei，t×Hci，t+∑mγmControlsi，t+μi+δt+εi，t（3）

其中，β0和γ0為模型中的常數項，βi和γi為模型中各變量的回歸系數；Innovi，t和Hci，t分別表示科技創新水平和人力資本水平，其他符號含義與公式（1）相同。

2.3 數據來源與變量描述性統計

本文選取2011-2021年全國286個地級及以上城市的面板數據作為研究樣本，部分城市由于數據嚴重缺失予以剔除。指標數據主要來源于《中國城市統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國城市建設統計年鑒》《北京大學數字普惠金融指數》《中國通信產業統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》、CEIC數據庫、CNRDS數據庫以及各省市統計年鑒和統計公報，對少數缺失數據與異常值依次采用線性插值法和類推法進行補齊和估算。模型中各變量的描述性統計如表3所示。

3 實證結果分析

3.1 基準模型回歸

在實證檢驗之前，對基準回歸模型中所選變量進行多重共線性檢驗，檢驗結果顯示VIF最大值為1.99，均值為1.66，故所選變量之間不存在嚴重的多重共線性。根據F檢驗、LM檢驗以及Hausman檢驗的結果，本文采用雙向固定效應模型進行回歸更加合適，另外考慮到組間異方差與組內自相關問題可能對計量模型造成估計偏誤，故在模型中采用聚類穩健標準誤進行回歸估計。

表4為基準模型回歸的結果，其中列（1）為未加入控制變量時的回歸結果，列（2）-列（7）為逐步加入控制變量的回歸結果。從實證回歸結果上看，隨著模型中控制變量的加入，模型的擬合優度逐漸提升，核心解釋變量數字經濟的回歸系數從一開始的0.267最終收斂到0.177 2且均在1%的水平下顯著為正。這說明模型中選取的控制變量較為合理，且數字經濟水平的發展能夠有效地賦能共同富裕，成為新時代推動共同富裕發展的重要引擎，驗證了本文在之前所提出的研究假設1。

3.2 穩健性檢驗與內生性處理

3.2.1 替換核心解釋變量與被解釋變量的測度方式

為了避免可能由變量測度方法的差異給模型帶來的估計偏誤，本文使用主成分分析法重新測算出數字經濟水平指數（Dige_2）與共同富裕水平指數（Cp_2），并分別將其放入到模型中再次進行回歸估計。從表5中列（1）和列（2）的回歸結果來看，核心解釋變量數字經濟的估計系數均在在1%的水平下顯著為正，與前文的研究結論保持一致，說明本文結論具有良好的穩健性。

3.2.2 剔除直轄市樣本

考慮到我國北京、天津、上海、重慶這4個直轄市因為政策偏向性，與其他城市相比在數字經濟與共同富裕的發展過程中具有明顯優勢，將其放入樣本中回歸可能會造成結果的估計偏誤。因此本文將4個直轄市樣本剔除再重新進行回歸分析。由表5中列（3）的回歸結果可知，數字經濟的回歸系數依舊顯著為正，說明上文的研究結論的穩健性較強。

3.2.3 改變研究樣本的窗口期

新冠肺炎疫情帶來的宏觀經濟沖擊可能使本文的研究結論不夠可靠，因此本文將樣本研究窗口期改為2019-2021年再次進行基準回歸。從表5列（4）的回歸結果來看，核心解釋變量的回歸系數為0.2801且在1%的水平下顯著。這說明即使遭受了新冠疫情的沖擊，我國數字經濟依然能夠顯著地促進共同富裕的發展，進一步驗證了本文結果的穩健性。

3.2.4 內生性處理

考慮到模型中可能由于反向因果而導致的內生性問題，本文采用滯后兩期的數字經濟水平作為工具變量（IV）進行兩階段最小二乘法（2SLS）回歸進行內生性檢驗，第一階段和第二階段的回歸結果如表5列（5）和列（6）所示。進行回歸時，Kleibergen-Paap rk LM統計量為29.78且在1%水平下顯著，且Kleibergen-Paap Wald rk F統計量為22.67，大于10%時的臨界值16.38，這說明工具變量通過了識別不足檢驗和弱工具變量檢驗。從回歸結果上看，第一階段工具變量的估計系數顯著為正，且進行二階段回歸的核心解釋變量數字經濟的估計系數方向與顯著性依舊與前文結果一致，說明本文回歸結果具有較強的可靠性。

3.3 異質性分析

3.3.1 區域異質性

我國幅員遼闊，處于不同地理方位的城市之間的資源稟賦不同，因此數字經濟對共同富裕的賦能效應可能存在著一定的差異。將全樣本劃分為東部、中部、西部地區進行分組回歸。如表6中列（1）到列（3）的回歸結果所示，東中西部三大區域數字經濟的回歸系數均顯著為正，但系數逐漸減小且顯著性也有所下降。這說明從整體上看，數字經濟對三大區域的共同富裕水平均具有促進作用，但作用強度存在差異。東部地區數字經濟的作用強度最強，中部區域次之，西部區域最弱。原因可能是東部地區的經濟發展水平較高且數字基礎設施較為完備，為數字經濟賦能共同富裕奠定了堅實的物質基礎；而中西部地區的經濟發展水平較為薄弱，基礎設施也相對落后，數字化程度較低，因此暫時無法充分釋放數字經濟紅利，導致數字經濟的賦能效應較弱。

3.3.2 時間異質性

自2013年8月我國發布“寬帶中國”試點政策以來，全國區域內的數字基礎設施建設開始逐漸完善和發展。而數字基礎設施的完善在較大程度上會影響之后數字經濟的發展，因此本文選擇2015年作為分界點將樣本劃分為2015年之前和2015年之后分別進行回歸。通過表6中列（4）和列（5）的回歸結果可知，兩個時間段的回歸系數均顯著為正，但2015年之后數字經濟的回歸系數比2015年之前更大。由此可見，我國發布“寬帶中國”試點政策后，數字基建進度加快，使得我國數字經濟對共同富裕的賦能效應得到進一步加強。

3.4 調節效應

通過前文的實證分析結果，本文已經驗證了數字經濟能夠顯著地促進共同富裕的發展。本文將科技創新水平和人力資本水平作為調節變量來進行進一步的機制檢驗。表7為機制檢驗的實證結果，其中列（1）和列（2）分別代表前文模型（2）和（3）的回歸結果。

從列（1）和列（2）的回歸結果來看，數字經濟與科技創新水平的交互項系數分別為0.067 5，在1%的水平下顯著；而數字經濟與人力資本水平的交互項的估計系數為0.553 2，在5%的水平下顯著。以上結果說明當地的科技創新水平與人力資本水平能夠顯著地強化數字經濟對共同富裕的促進效果，驗證了前文提出的研究假設2與假設3。究其原因，科技創新水平的提高能夠促進數字技術的迭代更新，從而進一步加快各行各業的數字化轉型進程；而人力資本能夠直接參與社會生產過程，其水平的提升使得更多人具有良好的數字技能素養，有利于提高社會整體的創新能力與生產效率，從而為數字經濟賦能共同富裕提供堅實的人才保障。

4 結論、啟示與展望

4.1 研究結論

本文以2011-2021年286個城市面板數據為研究樣本，構建面板雙向固定效應模型與調節效應模型，實證檢驗數字經濟對共同富裕的賦能效應，并進一步探究科技創新與人力資本在賦能過程中的調節作用。本文主要結論如下：①數字經濟的發展能夠顯著推動共同富裕目標的實現。在經過替換被解釋變量與核心解釋變量的測度方法、剔除直轄市樣本、改變樣本窗口期以及引入工具變量一系列穩健性檢驗和內生性檢驗之后，結論依然成立。②通過區域和時間異質性分析，可知東部地區的數字經濟賦能效應強于中部地區，且西部地區的賦能效果最弱；在實施“寬帶中國”政策之后，全國數字經濟對共同富裕的促進效果明4c03b85486097f7144230cd01a243fb4顯增強。③科技創新與人力資本水平的提升能夠顯著強化數字經濟的賦能效應。

4.2 管理啟示

基于以上結論，本文提出相應政策建議如下：

第一，把握賦能共同富裕新機遇，持續提升數字經濟水平。首先，持續不斷完善各地區數字化基礎措施，夯實數字經濟蓬勃發展的物質基礎。其次，推動數字技術與傳統行業深度融合，加快產業數字化轉型，為傳統行業注入數字經新活力。最后，加強數字政府建設，建立健全線上公共服務體系，實現公共服務均等化，讓全體居民都能夠享受數字紅利。

第二，基于區域主體特點，制定差異化數字經濟發展戰略。根據 “寬帶中國”進一步加強了數字經濟對共同富裕的賦能作用這一事實，政府可針對數字化基礎設施建設進行相關的戰略部署，完善數字治理新格局。基于我國三大區域數字經濟賦能效果存在較大差異這一現狀，中西部地區應完善數字經濟頂層設計，加大對數字基礎設施的投入，增強高水平數字化人才的引進力度；東部地區應當發揮自身優勢，致力于突破核心數字技術的研發創新，加強與中西部地區的經濟聯系與技術交流，充分發揮其示范效應與溢出效應，進而實現區域協調發展。

第三，深入實施科教興國與人才強國戰略，助力共同富裕目標的實現。我國應加大科技創新研發投入，給予高新技術產業相應的政策扶持，加快科技成果轉化，促進新型數字技術的應用；還應持續推進各地區教育體系的改革與完善，加強創新型數字化人才的培養，為數字經濟賦能共同富裕提供高質量的人才儲備。

4.3 研究局限與展望

本文在以往文獻研究基礎之上，研究數字經濟對實現共同富裕的賦能作用，并探究了科技創新與人力資本的正向調節效應，雖有一定的創新，但仍存在一些局限。第一，在數據選擇方面，部分城市由于指標缺失嚴重或無法搜尋而被剔除于研究范圍之外，導致本文中少部分省份的城市樣本較少。后續研究中若有條件可將其完善補齊，以保證城市層面數據的全面性。第二，在影響機制研究中，由于指標數據的可獲得性以及以往文獻對中介效應機制研究較多，故本文只將科技創新與人力資本水平作為關鍵的調節變量納入機制研究中，未將中介效應影響機制考慮在內。后續研究可深入探討某些潛在的變量在數字經濟賦能共同富裕中的中介機制，以豐富文章的內容。第三，本文在指標測度方面，選擇了以往文獻中最常用的熵值法來測度核心解釋變量以及被解釋變量。后續研究可多關注關于綜合指標測度方法的最新研究文獻，采取更為科學合理的方法來測度關鍵變量的指數，使研究結論具有更強的可靠性和穩健性。

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