共同富裕目标下数字经济对共享发展的影响

李占风，孙未未

（中南财经政法大学统计与数学学院，武汉 430073）

0 引言

党的二十大报告将“实现全体人民共同富裕”作为中国式现代化的本质要求之一，强调以人民为中心的发展思想。习近平总书记指出，“共享发展理念实质上就是坚持以人民为中心的发展思想，体现的是逐步实现共同富裕的要求”[1]。数字经济作为经济高质量发展的新引擎，通过加快共享速度、创新共享模式为共享发展注入了新动力，在共享发展过程中发挥着举足轻重的作用。那么数字经济是否促进了共享发展？若促进效应得以证实，该效应又具有怎样的特征？数字经济对共享发展的作用在地区间是否存在差异？这些问题都是需要深入研究的重要问题。

目前，学者们从不同维度构建了数字经济发展水平综合评价指标体系，以衡量数字经济发展水平。主要包括数字产业、数字创新、数字用户和数字平台维度[2]，数字化基础、数字化应用、数字化创新和数字化效益维度[3]，以及数字基础设施、数字产业化和产业数字化维度[4]。在共享发展水平衡量方面，韩保江和邹一南（2020）[5]构建了包含全民共享、全面共享、共建共享和渐进共享四个维度的指标体系。范建平等（2021）[4]则将共享发展分为创造经济和共享经济两个阶段，使用NDEA测度了共享发展水平。关于数字经济对共享发展的研究则具有多样性。一方面，有学者从数字金融等维度着手，研究数字经济分维度对共享发展的影响。滕磊和马德功（2020）[6]研究发现，数字金融能够通过利用普惠金融的核心属性协调区域发展，确保发展成果由人民共享。周任远和张祥建（2022）[7]使用《中国经济高质量发展报告（2020）》中构建的共享发展指数反映共享发展水平，指出数字普惠金融能够通过促进产业结构合理化、提升消费水平和优化消费结构促进共享发展。另一方面，有学者从收入、消费、共同富裕等方面着手，研究了数字经济对共享发展分维度的影响。柳江等（2020）[8]研究数字经济对城乡收入差距维度的影响，指出数字经济能够显著缩小城乡收入差距。徐蕾（2021）[9]认为数字经济能够有效驱动居民消费变革，对消费不平等存在破解效应。杨碧云等（2022）[10]从消费不平等的视角研究了数字经济对共享发展的影响，通过构建家庭数字经济综合指数，提供了数字经济促进共享发展的微观经验证据。

综上所述，已有文献为研究数字经济对共享发展的影响提供了借鉴，但同时也存在以下明显不足：第一，相关研究多基于数字经济和共享发展的某一维度展开探讨，如探讨数字金融对共享发展的促进效应，或研究数字经济对城乡收入差距、居民消费不平等的缓解效应，忽视了数字经济和共享发展的多维内涵。此外，尽管数字经济发展指标体系构建的维度不尽相同，但具体指标存在重复，有待添加新指标以体现数字经济发展的动态性。共享发展指标体系则需在涵盖维度及具体指标选取方面有新思考。第二，既有研究多通过构建面板线性回归模型分析数字经济对共享发展的影响，缺乏数字经济对共享发展非线性影响的实证研究。本文的边际贡献在于：第一，充分考虑数字经济与共享发展的多维特性，分别构建数字经济发展指标体系和共享发展指标体系，更全面地研究数字经济对共享发展的影响。本文中的数字经济综合评价指标体系涵盖了数字基础设施、数字产业化应用、产业数字化结合和数字创新环境四个维度，并加入了开通互联网宽带业务的行政村比重等反映数字经济基础设施覆盖广度的指标。共享发展综合评价指标体系构建时，将共同富裕纳入考虑范围，最终构建了涵盖全民共享、全面共享、共建共享和渐进共享四个维度的指标体系。第二，通过构建面板门槛回归模型，以数字经济发展指数为门槛变量，探析数字经济对共享发展的非线性影响，更细致地分析不同数字经济发展水平对共享发展的影响效应。

1 数字经济对共享发展影响的理论分析

数字经济的发展不仅提高了资源整合的能力和信息传播的速度，也为发展成果由人民共享提供了新机遇。数字经济发展与共享发展的推进并非完全独立的两个发展板块，发展数字经济与实现共享发展在逻辑上具有一致性，其主要体现在两个方面。一方面，数字技术为实现共享发展提供技术支撑。数字经济的发展无形中加速了产业数字化发展及数字产业化融合，能够通过产业数字化转型促进共同富裕的实现[11]。另一方面，数字经济助力解决资源分配不均衡的问题，增进受惠群体的共享程度。数字经济背景下，资源匹配精准性的提高有助于降低欠发达地区发展的盲目性，提高资源积累管理的有效性，有利于消除区域间发展鸿沟。因此，在当前社会主要矛盾背景下，数字经济发展有助于逐步解决发展不平衡不充分的问题，让发展成果更多、更公平地惠及全体人民。此外，数字经济可以促进区域产业分散化和城乡协调发展，有利于分好“蛋糕”[12]。而且，数字经济对收入差距和消费不平衡的缓解效应均能够事半功倍地推动共享发展稳步前行。据此，本文提出：

假设1：数字经济对共享发展具有显著促进作用。

随着数字经济快速发展及其与生产生活的深度融合，其塑造经济动能与奠定共享发展物质基础的能力不断提升，因而其对共享发展未必是单纯的线性影响。首先，从共享发展的影响因素看，数字经济发展虽是加速共享发展的关键因素，却不是唯一因素。如数字化覆盖率的差异、信息不对称和监管力度的不一致均能够影响数字经济发挥作用[13]，进而造成非线性影响的出现。其次，从数字经济的发展特征看，数字经济是以现代信息网络为主要发展载体的经济形式，既有研究指出数字经济发展遵循“梅特卡夫定律”[14]，即随着数字经济规模扩大，产生的价值可能会呈指数级提升。同时，数字经济对我国经济高质量发展的影响存在显著的门槛效应[15]，而共享发展是经济高质量发展的重要环节，数字经济对其的影响可能也具有门槛效应。最后，从我国数字经济发展的实际情况看，我国数字经济处于高速发展阶段，其对共享发展的影响力不断释放，不同的数字经济基础会引发不同的影响效应。一般而言，当经济发展环境较差时，数字经济发展基础相对薄弱，难以全面释放数字经济对共享发展的推动力；当发展环境改善时，数字经济发展突破环境瓶颈，可以大幅提高共享能力，进而强化对共享发展的促进效应。因此，数字经济对共享发展的影响可能会随着数字经济发展水平的提高而不断增加。简言之，数字经济对共享发展的影响是非线性的。此外，我国幅员辽阔，各省份发展水平、资源禀赋存在客观差异，可能会导致数字经济对共享发展的影响存在地区差异。据此，本文提出：

假设2：数字经济对共享发展的影响具有非线性特征。

假设3：数字经济对共享发展的影响存在区域异质性。

2 数字经济与共享发展水平测度

2.1 指标体系构建

2.1.1 数字经济指标体系构建

本文结合数字经济的内涵和外延，在参考已有研究的基础上，纳入能够反映数字经济基础设施覆盖广度的指标，如移动电话普及率、开通互联网宽带业务的行政村比重等，最终构建了涵盖数字基础设施、数字产业化应用、产业数字化结合和数字创新环境四个维度的数字经济综合评价指标体系，见下页表1。

表1 数字经济综合评价指标体系

2.1.2 共享发展指标体系构建

共享发展是满足“人人参与、人人尽力、人人享有”的发展。因此，在构建共享发展指标体系时，应充分理解共享发展的内涵。本文在既有研究的基础上，构建了包含全民共享、全面共享、共建共享和渐进共享四个维度的指标体系。此外，由于“发展”是“共享”的基础，故本文将经济效率和富裕程度纳入全民共享维度，进一步完善了共享发展综合评价指标体系，见下页表2。

表2 共享发展综合评价指标体系

2.1.3 数据来源与说明

本文数据主要来源于国家统计局官方网站、《中国统计年鉴》、中国劳动经济数据库等。在数据可得性的基础上，本文选取我国30个省份（不含西藏和港澳台）2013—2021年的省级面板数据进行研究。此外，涉及价格因素的指标，如人均可支配收入等，均进行了可比价处理，消除了价格变动的影响。

2.2 指数测度

本文通过对数字经济和共享发展指标赋权得出相应指数，并以此衡量二者的发展水平。因此，在赋权时需保证赋权的客观性和科学性，在赋权时尽可能避免人为色彩的影响，防止在权重赋值时有失偏颇。鉴于此，本文选择了客观赋权的熵值法，以保证指标的横向可比性、实用性和最终估值的精准性。由此得出的数字经济发展指数（Dig）和共享发展指数（Cop）的数值均介于0～1，指数越大，表明发展水平越高；而指数越小，则说明发展水平越低。

熵值法赋权步骤如下：

（1）指标处理，正向指标处理公式为：

负向指标处理公式为：

其中，max(xi)为2013—2021年指标的最大值，min(xj)则为2013—2021年指标的最小值，xij为无量纲化后的指标值。在对指标进行标准化处理后，参照王军等（2021）[16]的研究，采用改进的熵值法求出指标体系内每个指标的客观权重。

（2）计算第i年第j项指标所占比重，用wij表示：

（3）计算指标的信息熵ej，公式为：

（4）计算信息熵冗余度dj，公式为：

其中，m为评价年份，根据信息熵冗余度计算指标权重φj的公式为：

基于标准化的指标值xij及测算的指标权重φj，使用多重线性函数加权求出数字经济发展指数（Digit）和共享发展指数（Copit），计算公式如下：

3 数字经济对共享发展影响的实证分析

3.1 模型构建

3.1.1 基准回归模型

为验证假设1，本文针对数字经济对共享发展的影响，构建如下面板双固定效应基准回归模型：

其中，Copit表示省份i在第t年的共享发展指数，Digit表示省份i在第t年的数字经济发展指数；Controlsit表示控制变量，包含开放程度（FDI）、财政支出力度（Gov）、产业结构指数（Ind）①此指标参考徐敏和姜勇（2015）[17]做法，使用产业结构高度化指数表示，Ind=×i,i=1,2,3，其中qi为i产业产值占总产值的比重。、人均GDP（AGDP）、人力资本（Hu⁃man）、电子商务发展水平（Online）；δi和μt分别代表个体固定效应和时间固定效应；εit表示随机扰动项。

3.1.2 面板门槛回归模型

为验证数字经济对共享发展的非线性影响，构建如下以数字经济发展指数为门槛变量的面板门槛回归模型：

其中，I(·)为示性函数，满足函数条件时取1，反之取0。例如，当门槛变量满足Digit≤γ时，回归系数为β1；当面槛变量满足Digit>γ时，回归系数为β2。上述模型为单门槛效应模型，通过对模型进行拓展，可设置多门槛效应模型。

3.2 参数估计与检验

3.2.1 基准模型参数估计

为验证数字经济对共享发展是否具有促进效应，本文以数字经济发展指数为核心解释变量，以共享发展指数为被解释变量，按照式（8）进行双固定效应回归，结果见表3。由表3的回归结果可以看出，数字经济发展指数的回归系数为0.3350，并在1%的水平上显著，说明数字经济对共享发展具有显著的正向促进作用，验证了假设1。

表3 双固定效应模型回归结果

3.2.2 门槛回归模型参数估计

以前文测算的数字经济发展指数为门槛变量，验证数字经济对共享发展的影响效应会因数字经济发展水平的不同而存在显著差异的猜想，即假设2。

（1）门槛效应检验

根据门槛回归模型的检验思路，需先判断门槛效应是否存在，并明确门槛数量。使用Stata 17.0软件对门槛回归模型进行检验，通过300次Bootstrap自抽样估计得到95%置信度下的F统计量和P值，结果显示，在1%的显著性水平上，数字经济对共享发展的影响具有双门槛效应，具体如表4所示。

表4 门槛效应检验结果

通过对单门槛效应模型进行拓展，构建出如式（10）所示的双门槛效应模型：

（2）面板门槛回归结果

表5报告了以数字经济发展指数为门槛变量的回归结果，结果显示，数字经济对共享发展的影响是非线性的，其会随着数字经济发展指数（Dig）的变化而产生不同的影响效应。

表5 以Dig为门槛变量的门槛效应回归结果

在双门槛效应模型下，在低门槛区，即当Dig≤0.1601时，数字经济发展指数的回归系数为0.2030，并且在1%的水平上显著；在中门槛区，即当数字经济发展指数满足0.16010.1722时，数字经济发展指数的回归系数为0.2230，也在1%的水平上显著。可以看出，中门槛区和高门槛区数字经济发展指数的回归系数均大于低门槛区，表明数字经济对共享发展的影响存在显著的非线性影响，即数字经济对共享发展的影响呈“先增后降”的非线性特征。这一结论验证了假设2。

3.3 异质性检验

3.3.1 门槛效应检验

在进行面板门槛回归之前，需先验证三大地区的门槛效应是否存在，检验结果见下页表6。

表6 三大地区门槛效应存在性检验结果

从表6可以看出，经检验，当门槛变量为数字经济发展指数时，东部地区通过了单门槛检验，而中部和西部地区均通过了双门槛检验。即以数字经济发展指数为门槛变量时，东部地区数字经济对共享发展的影响存在单门槛效应，中部和西部地区则存在双门槛效应。

3.3.2 分地区面板门槛回归分析

由表7的回归结果可以看出，东部地区存在单门槛效应，当Dig≤0.2795时，数字经济发展指数的回归系数为0.123，且在1%的水平上显著；当Dig>0.2795时，数字经济发展指数的回归系数为0.182，也在1%的水平上显著。中部地区存在双门槛效应，当Dig≤0.1183时，数字经济发展指数的回归系数为0.643，在1%的水平上显著；当0.11830.1203时，数字经济发展指数的回归系数为0.630，也在1%的水平上显著。西部地区存在双门槛效应，当Dig≤0.0598时，数字经济发展指数的回归系数为2.342，且在1%的水平上显著；当0.05980.1113时，数字经济发展指数的回归系数为1.446，也在1%的水平上显著。

表7 分地区面板门槛回归结果

从上述分析可以看出，东部地区数字经济发展指数的回归系数在门槛值前后分别为0.123和0.182，且均通过了显著性检验。说明在东部地区随着数字经济发展水平的提高，数字经济对共享发展的促进作用呈增强趋势。中部地区数字经济发展指数的回归系数分别为0.643、0.588和0.630，且均通过了显著性检验，但与东部地区不同的是，中部地区数字经济对共享发展的影响效应并未出现随着数字经济发展水平提升而增强的趋势。这可能是由发展基础和环境造成的。较之东部地区，中部地区借助数字经济实现共享发展的能力更低，导致数字经济对共享发展的促进作用难以完全释放，使得数字经济对共享发展的影响呈波动状态。而西部地区的回归系数则不断降低，三个阶段数字经济发展指数的回归系数分别为2.342、1.908和1.446。造成这一现象的原因可能是，西部地区不仅是数字经济发展水平最低的地区，而且也是我国经济发展较为滞后的地区，受其本身发展特征的制约，西部地区数字经济对共享发展的影响反而随数字经济发展水平的提升而降低，但总体上仍为正向影响。具体而言，西部地区经济发展较为滞后，其对先进数字技术的吸收速度较慢，尽管数字经济发展水平有所提升，但其共享能力还是难以完全发挥作用，造成数字经济对西部地区共享发展的促进效应不增反降。这就要求日后在发展数字经济时，更应注重靶向性政策的制定。不仅要注重数字经济的发展，还要关注各地区对数字经济带动作用的吸收度。

对比三大地区的回归结果可以发现，三大地区数字经济对共享发展的影响效应均具有显著的非线性特征，但东部地区仅存在单门槛效应，而中部和西部地区存在双门槛效应，且回归系数的波动情况存在差异。这充分说明了三大地区间数字经济对共享发展的影响存在异质性，即验证了假设3。

4 结论与启示

本文通过分别构建数字经济与共享发展综合评价指标体系，测度了各省份数字经济发展水平与共享发展水平，基于面板门槛回归模型探讨了数字经济对共享发展的非线性影响，并从东、中、西三大地区着手探讨了该影响的地区异质性。主要结论如下：（1）数字经济能够对共享发展产生正向促进作用。（2）数字经济对共享发展的影响具有非线性特征。以数字经济发展指数为门槛变量时，数字经济对共享发展的影响具有双门槛效应，且在跨越门槛值后的影响效应均大于第一阶段的效应。（3）在关于东、中、西三大地区的研究中，以数字经济发展指数为门槛变量时，三大地区在门槛数量和门槛效应特征上均存在显著的地区异质性。

本文的实证结果对于中国当前发展数字经济和实现共享发展具有以下启示：第一，数字经济成为助推共享发展的核心引擎，要提高共享发展水平，必须进一步强化数字经济的协调发展，以数字经济发展的协调性带动发展成果的共享性。强化区域经济合作，缓解数字经济发展不平衡的现状，为实现共享发展奠定基础。第二，数字经济可通过数字普惠金融赋能共享发展，即可进一步推动数字技术的广泛应用，扩大普惠商品和服务的受惠群体，助力共享发展的实现。强化数字技术创新，加强数字技术与生产生活的全面融合，借助数字技术提高生产效率，缓解区域发展差距，加速共享发展。第三，提高各地区吸收数字经济对共享发展促进作用的能力。东部地区作为数字经济发展的先进地区，应充分发挥其技术创新优势，创新共享模式，进一步提高数字经济的普惠性。中西部地区应制定针对性措施，为充分发挥数字经济的带动作用营造良好环境。加强人才培育和技术引进，提高对数字经济的应用能力，确保数字经济带动能力的稳定性。加强共享性基础设施建设，扩大数字经济的受惠群体，为数字经济提高普惠性铺平道路。