付 滨，矫丽洋

（1.山东财经大学经济研究院，济南 250000；2.山东财经大学东方学院，山东 泰安 271000）

1 引言

共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，是追求社会公平和经济持续发展重要理念，数字经济作为现代经济的重要组成部分，与共同富裕目标密切相关[1]。党的二十大报告提出要以中国式现代化全面推进中华民族伟大复兴，实现第二个百年奋斗目标的宏伟蓝图，发起实现全体人民共同富裕的冲锋号。从“先富带动后富”到“全面建成小康社会”，以共同富裕为中心的中国特色社会主义建设理念始终贯穿其中。共同富裕强调发展的包容性与协调性统一，必须着力解决好发展不平衡不协调问题[2]。分析数字经济与共同富裕内在赋能机制及影响效应，不仅有助于进一步挖掘数字经济对共同富裕助推潜力，同时也对推进数字经济高质量发展、助力全面建成小康社会，最终实现全体人民共同富裕具有重要战略指导意义。

近年来，国内外学者对于共同富裕和数字经济对共同富裕的研究，主要集中于以下几方面：①共同富裕理论产生与发展脉络[3]、共同富裕理论创新与路径选择[4-5]、共同富裕内涵阐释[6]、共同富裕发展水平评价指标建构[7]、实现路径[8-9]、共同富裕发展程度及影响因素识别[10]等方面研究取得了卓有成效的研究；②数字经济与共同富裕关系，学者主要围绕数字技术影响经济实现经济高质量发展[11]、数字经济通过增加就业为共同富裕创造社会物质基础积累提供动力的途径[12]、数字经济减贫增收效果[13]、缩减城乡发展差距[14]、数字经济赋能城乡融合发展[15]等展开研究。

既往相关学者研究基础为本文指出研究方向，但仍具有进一步研究可能性：一方面，部分学者研究存在内生性，且缺少时间和空间视角对数字经济赋能共同富裕异质性检验，最终影响实证结果可信度；另一方面，数字经济对共同富裕影响程度量性评价、赋能机制和实现路径识别研究不足。在此背景下，本文创新点主要包括以下几点：首先，构建基于产业结构升级视角的数字经济发展赋能共同富裕实证分析框架，识别内在影响机制及实现路径，丰富既有研究；其次，将产业结构升级作为中介变量纳入数字经济赋能共同富裕水平评价模型，在共同富裕发展水平测算基础上，量化评定数字经济赋能共同富裕水平；最后，通过遗漏解释变量检验、DID-IV检验模型内生性，保证实证分析结果科学性与准确性，为数字经济政策制定提供实证支持与理论参考。

2 理论分析及研究假说

首先，分析数字经济对共同富裕的推动效应；其次，探讨产业结构升级是否在其中发挥中介作用；再次，研究数字经济发展如何在赋能共同富裕方面存在异质性。

（1）数字经济发展对共同富裕驱动效应

首先，数字经济的高创新性、高渗透性，有助于提高社会生产率进而加快提高创新水平，加快人类生产方式变革及社会生产关系重塑，激发社会生源劳动生产积极性，进而加速社会财富创造与积累，成为助推共同富裕新引擎和重要抓手。其次，数字经济具有普惠效应，能够在数字技术赋能的基础上，实现公共服务资源在社会上更合理公平有效的分配，推动基本公共服务均等化，实现全体人民共享发展成果的目标，并充分体现共同富裕的“分好蛋糕”共享机制。具体而言，数字经济的发展有助于实现数字产业化和产业数字化的历史变革，数字经济的协同效应、普惠效应及溢出效应，有助于提高城乡协同发展的深度和广度，加快完善资源、信息等高效跨界国内大循环，助力乡村振兴战略的实施。

综上所述，提出本文研究假说1：

H1：数字经济对实现共同富裕具有驱动力。

（2）产业结构升级视角数字经济发展对共同富裕传导机制

传导机制具体表现为：数字经济发展对产业结构升级具有正向作用，产业结构升级可以对共同富裕又产生积极影响作用。

第一，数字经济有助于提升产业转型速度，深化产业间彼此关联度，促进产业协同共进，持续推进数字产业化和产业数字化，缩小区域之间、产业之间发展差距，使得先富区域带动后富区域、先进产业带动落后产业发展，实现区域、城乡协同共享发展新格局。第二，数字经济有助于实现传统产业发展模式和演化路径新变革，推动传统产业结构高级化发展，完成传统产业数字化转型发展目标，为经济高质量发展和经济增长提供新动能，迎合双循环发展格局，为创造更多财富实现“做大蛋糕”目标提供更多源动力。

综上所述，本文提出研究假说2：

H2：数字经济可以通过优化产业结构升级驱动共同富裕发展。

（3）数字经济发展赋能共同富裕异质性

由于数字经济本身存在“挤出效应”和“数字鸿沟”两方面特征，导致数字经济发展赋能共同富裕过程中存在异质性，经济赋能效果可能存在差异。首先，数字经济发展存在地区异质性差异，我国区域间及城乡间存在较为严重的“数字鸿沟”导致的数字经济阶梯分布特征，空间差异明显，此外，资源禀赋和基础设施在各地区差异明显。其次，数字经济发展水平与数字基础设施水平成正比，数字基础设施水平越完善，数字发展水平越高。再次，数字经济水平处于不同阶段对共同富裕赋能程度也存在差异，既往学者通过实证研究论证得出：数字经济对产业结构升级[16]、数字创新能力[17]、全要素生产率[18]、经济高质量发展[19]等影响效应在不同发展水平下存在较大差异。

综上所述，本文提出研究假说3：

H3：数字经济赋能共同富裕效果存在异质性。

图1 数字经济赋能共同富裕作用机制Figure 1 Mechanism of empowering common prosperity through the digital economy

3 实证模型、指标体系与数据来源

3.1 变量选取

3.1.1 被解释变量

共同富裕发展水平（DLCP）。本文借鉴相关学者[3]分类方法，从物质、精神、共享发展3个方面测度共同富裕发展水平。物质富裕主要用人均可支配收入（pcdii,t）和人均消费支出（pccei,t）衡量；精神富裕主要用于人均文化娱乐消费支出（pceci,t）测算；共享发展主要用于人均可支配收入基尼系数（gcpdii,t）反映。

3.1.2 解释变量

数字经济发展水平（dlde）。本文借鉴相关学者[20]构建的数字经济发展水平测度方法，通过普惠金融指数、互联网普及率、数字基础设施建设水平、数字金融发展水平，为避免数据跳跃给实证分析结果产生影响本文对数据采用自然对数处理。

3.1.3 控制变量

为更好分析数字经济对共同富裕产生影响，本文控制变量借鉴相关学者[21]研究，具体变量选择如下表1所示：

表1 控制变量Table 1 Control variables

3.1.4 中介变量

产业结构升级指数（L）。中介变量是指在一个变量与另一个变量之间的关系中起中介作用的变量，它解释了一个变量对于另一个变量的影响机制或路径，通过中介变量，我们可以更深入地理解两个变量之间的关系。

产业转型速度指数通常用于衡量一个国家或地区在特定时间段内产业结构变化的速度和程度。这个指数可以反映该国家或地区的产业转型活跃度和转型效果。计算产业转型速度指数时，通常需要选取一系列指标，例如各产业增加值的比重、就业人数比重、技术水平等，通过比较不同时间点的数据来计算这些指标的变化程度。根据这些变化程度，可以进一步计算出产业转型速度指数。产业转型速度指数的意义在于，它可以为国家或地区制定和调整产业政策提供参考。通过与其他国家或地区的比较，可以了解自身的优势和劣势，从而制定更加科学合理的产业政策，推动产业结构的优化升级。

高级化指数和合理化指数都是衡量产业结构变化的重要指标，但它们侧重点不同。高级化指数主要关注产业结构中技术密集型、知识密集型等高附加值产业的比重和发展趋势。这个指数通常用于衡量一个国家或地区的产业技术水平、知识创造能力和市场竞争力。高级化指数可以通过对高技术产业、高知识产业等指标的统计和分析来计算，例如高技术产业增加值占GDP的比重、高知识产业就业人数占总就业人数的比重等。合理化指数则更关注产业结构与经济发展的协调性和适应性。它通常用于衡量一个国家或地区的产业结构是否符合经济发展的需要和趋势，是否能够实现资源的有效配置和利用。合理化指数可以通过对产业结构、就业结构、贸易结构等相关指标的统计和分析来计算，例如产业结构偏离度、就业结构偏离度等。借鉴相关学者既往研究[22]，本文主要从产业转型速度指数、高级化指数和合理化指数三方面来衡量。

3.2 实证模型

3.2.1 基准模型

为实证分析数字经济发展对共同富裕驱动机制，本文采用面板固定效应模型，参照相关学者[23]构建模型方法，本文构建模型如下：

式中，i代表省，t代表年，lndldei,t代表数字经济发展水平，M代表控制变量，μi代表各省固定效应，εi,t代表随机扰动项。

通过构建公式（1）检验数字经济发展对共同富裕直接传导机制。依据前文所述理论分析，为探寻数字经济对共同富裕可能影响路径，在公式（1）基础上将产业结构升级指数（L）作为中介变量与数字经济、共同富裕纳入共同分析框架，检验数字经济对共同富裕中介效应。具体检验步骤如下：

式中L代表产业结构升级指数，β1代表产业结构升级的间接中介效应，c1代表数字经济在产业结构升级视角下对共同富裕发展水平直接影响效应，（1）中α1代表数字经济发展水平对共同富裕发展水平的总效应。若α1、β1、c1均显著，则L存在部分中介效应；若c1不显著，则L存在完全中介效应；若α1显著，若模型通过Bootstrp 检验，则表明L存在部分中介效应。

3.3 数据来源

本文以2013—2022年作为样本区间，选择30个省为样本，对缺失数据采取插值法和类推法等方式进行估算，得到2012—2022年30 个省面板数据。数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国信息产业年鉴》《中国信息年鉴》、国家统计局网站、各省份统计年鉴、各省份统计公告、EPS数据库等。表2主要变量描述性统计结果。

表2 主要变量描述性统计结果Table 2 Descriptive statistics of main variables

4 实证分析

4.1 基准回归结果分析

基于前文理论分析，首先需要分析数字经济发展对共同富裕的直接影响效应。表3为数字经济对共同富裕发展水平的直接影响效应，基准结果的第一列表示未添加控制变量的情况，第二列表示添加控制变量的情况。

由表中结果可知，数字经济发展水平（lndldei,t）在两组模型中系数为正，表明在观察期内，数字经济显著促进了共同富裕的发展水平。数字经济对共同富裕内在影响机制主要决定于数字经济高质量发展衍生的平衡性、渗透性、共享性特征伴随在共同富裕实现过程中，全社会人均收入提高，物质精神需求得到满足且差距日益减少，进而为实现共同富裕创造物质条件基础。总体而言，lndldei,t每增加1%将导致共同富裕发展指数上涨3.15%。

此外，城镇化水平（urbli,t）、科学技术水平（stli,t）和创新程度（inni,t）分别在1%和5%水平下显著，且系数均为负，表明尽管城镇化水平、科学技术水平、创新程度提升对欠发达地区产业结构升级具有促进作用，但与发达地区差距依然明显，成为共同富裕实现过程中重要障碍。经济发展水平（GDP）和人力资本水平（edui,t）在5%水平下显著，表明随着经济水平的不断提高，各省资源配置水平得到进一步优化，居民的受教育程度也持续提升，从而拓宽了物质文化需求的满足渠道，这在一定程度上有助于弥合城乡居民在收入和文化方面的差距，同时促进发展差距的缩小，使全体人民共同富裕的目标可以更早地实现。

4.2 中介效应检验

本文引入产业结构升级指数作为中介变量构建中介效应模型，分析数字经济发展对共同富裕产生间接影响路径。回归结果见表4。

表4 中介效应模型回归结果Table 4 Mediation effect model regression results

依据产业结构升级中介效应分析结果，在总效应α1显著条件下，间接效应c1在10%水平下显著，结果为0.843，表明产业结构升级受数字经济发展影响较大，且将其引入数字经济发展水平回归模型中在1%水平下显著且系数大于0，正向效应显著。进一步，直接效应β1同样显著且具有正向影响。综上表明，本文以产业结构升级作为中介变量存在部分中介效应，数字经济发展通过影响产业结构升级进而作用于共同富裕传导机制成立。

4.3 内生性检验

本文旨在探究数字经济对共同富裕产生影响，为保证数据科学性、论证逻辑严谨性，本文通过构建面板固定效应模型规避系统性问题给实证结果产生消极影响，但仍然无法消除面板数据导致的内生性影响，为更加稳健分析数字经济对共同富裕产生的促进作用，本文借鉴相关学者[24]做法，采用双重差分法（DID）作为分析工具变量，以DID-IV方法解决内生性问题，DID-IV 结合“差分法”和“工具变量法”，通过使用仪器变量来解决内生性问题。2013年我国发布“宽带中国”战略，数字经济在持续高效发展方面发挥着重要的推动作用，但它并未直接影响共同富裕。

由此，本文采用二阶段最小二乘法（2SLS）进行模型内生性检验，具体检验步骤如下：

式中，i代表省，t代表年，policy代表“宽带中国”战略，K代表控制变量，公式（5）代表第二阶段回归。具体回归结果见表5。

表5 DID-IV工具变量法回归结果Table 5 Presents the results of the DID-IV instrumental variable regression method

由表中数据可知，工具变量对数字经济发展回归系数为0.175>0，表明“宽带中国”战略对数字经济促进作用显著。利用2SLS 方法进行第二阶段回归时，引入工具变量后，数字经济对共同富裕影响系数为0.314>0，系数仍然显著为正，与基准分析结果一致。且F统计量大于1%条件下临界值，代表模型不存在弱工具变量影响，分析结果科学有效。综上所述，数字经济和共同富裕之间不存在反向因果影响，本文模型的设置合理。

4.4 模型稳健性检验

在验证模型设置合理后，为保证结果有效性，须进一步验证回归结果稳定性，具体操作如下：

4.4.1 缩尾检验

回归分析过程中，异常数值会对回归结果产生负面影响，为保证回归分析结果科学性，本文以在1%显著性水平下对核心解释变量进行缩尾处理，并对剩余数据进行回归分析。结果显示，数字经济发展水平系数与基准回归系数接近，均在1%水平下显著为正，表明本文回归结果未受到异常数值影响，估计结果稳健。

4.4.2 剔除极端值

在选择省样本数时，鉴于北京、上海、天津、重庆4 个直辖市在政策、经济上发展优势明显高于其他省份，且数字经济发展水平均居前列，因此为避免极端值对估计结果产生影响，出于科学性考虑剔除4 个直辖市。回归结果见表6 第（3）列。结果显示，数字经济与共同富裕在1%显著水平下仍存在明显正相关关系，基准回归结果稳健。根据基准回归结果表明，数字经济与共同富裕之间存在明显的正相关关系，且在1%显著水平下仍然持续存在且关系稳健可靠。

表6 数字经济对共同富裕影响回归结果稳健性检验Table 6 Robustness test of the impact of the digital economy on shared prosperity regression results

4.5 异质性检验

由于我国地理辽阔，各地区的经济发展水平、地理区位条件、基础设施水平以及信息化水平存在差异。致使各地区数字经济对共同富裕影响程度存在异质性。具体分析结果见表7。

表7 数字经济对共同富裕影响分区域回归结果Table 7 Regional regression results of the impact of the digital economy on shared prosperity

依据表7 回归结果，数字经济对共同富裕影响在东中西部地区均显著为正，且影响效果大小依次为东部高于中部，中部优于西部地区。原因在于，数字经济对共同富裕赋能作用大小与当地经济发展水平成正比，在我国东部和中部地区拥有更多的财政支持体系、更完备的人才储备、更完善的基础设施条件，使得经济发展水平明显优于西部地区，且数字化转型效果更明显。

5 结论及启示

实现共同富裕是社会主义的根本要求，共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，既是中国式现代化的鲜明特征，也是中国式现代化的本质要求。本文基于2013—2022年省级面板数据，基于产业结构升级视角分析数字经济赋能共同富裕内在机制及影响效应。

5.1 研究结论

（1）数字经济通过提高社会生产率，加速社会财富创造与积累，并且可以发挥数字普惠效应，推动公共服务均等化，是实现共同富裕主要的驱动力量。在采用剔除极端值、引入工具变量等方法进行稳定性检验后结论仍然成立。

（2）以产业结构升级作为中介变量构建数字经济发展赋能共同富裕实现模型存在部分中介效应，验证“数字经济发展—产业结构升级—助力共同富裕实现”传导机制有效且成立。

（3）通过对构建模型进行异质性检验，得知数字经济发展赋能共同富裕实现过程存在明显异质性特征，在数字经济赋能共同富裕效果中，且对东部和中部地区促进作用效果接近，均强于西部地区。

5.2 政策建议

（1）加速产业结构升级，构建“数字中国”发展新格局。首先，充分发挥数字经济对共同富裕积极促进作用，进一步优化产业结构升级策略，为共同富裕目标实现提供动力。其次，加大跨产业跨领域数字技术普及与应用，推进数字产业化和产业数字化协调发展，识别产业链价值数字化传导机制，促进产业链向更深、更广目标延伸。再次，通过产业结构升级激活“数字中国”策略，构建联通、共建、共享、普惠发展新格局，实现协调、平衡、产业包容区域关系，更好发挥数字经济对共同富裕促进作用。

（2）基于区域异质性，制定差异化数字经济发展策略。首先，充分发挥数字经济发达区域的示范引领作用，建立对口帮扶合作机制，促进欠发达地区和农村地区的经济发展。其次，依托数字技术，完善基本公共服务的延伸发展体制，覆盖落后偏远地区，并优化资源配置，缩小城乡发展差距，构建城乡协同联动的新发展格局。再次，激活农村地区的要素活力，加强专业数字技能培训，加快农业生产方式的现代化变革，并致力于发展农村电商，让数字经济惠及城乡居民，最终实现全体人民共同富裕的目标。

（3）加速推动数字经济发展，完善数字经济基础设施。首先，要重视数字技术（如大数据、云计算和区块链）与实体经济（包括制造业、服务业和农业生产）的深度融合发展，为数字经济提供物质基础，从而实现共同富裕。其次，要加强数字监管体制建设，构建数据共享体系，消除“数字鸿沟”的负面影响。通过数字技术和云平台的优化公共品供应模式，实现数字智慧教育、互联网医疗等领域的发展，最终实现服务和产品的高水平对接和共享，补齐农村数字经济基础设施的短板。