数字经济、高质量发展与共同富裕

柳晓明，郑妙连

（淮北师范大学经济与管理学院，安徽淮北 235000）

习近平总书记在党的二十大报告强调“高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务”，并提出“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化”[1]。而共同富裕的实现是一个长期过程，不能一蹴而就[2]。为此，需要全面提升全要素生产率，充分发挥比较优势，进一步完善具有中国特色的社会主义现代化经济体系，推动我国经济发展实现质的飞跃和量的提升[3]。在此过程中，高质量发展是否促进共同富裕？是否可以通过数字经济来间接实现共同富裕？为解释这两个疑问，利用我国省际面板数据展开实证研究。可能的边际贡献为：第一，丰富和完善高质量发展影响共同富裕的因素研究；第二，探索高质量发展作用于共同富裕的机制和特征，分析数字经济在高质量发展与共同富裕进程中的中介效应。

1 研究假设和设计

1.1 理论与假设

1.1.1 高质量发展直接影响共同富裕

高质量发展理念既是发展观念的转变，也是增长模式的转型，更是对民生水平的关注[4]。中国式现代化的本质特征之一是共同富裕[5]，故要牢牢树立以人民为中心的发展观念，以高质量发展来实现共同富裕[6]。

假设1：高质量发展会促进共同富裕。

1.1.2 高质量发展通过数字经济发展间接影响共同富裕

数字经济对于推动经济增长具有巨大的发展潜力，可以充分释放市场活力[7]。数字经济推动共同富裕的共建机制，是通过融入政治、经济、文化等多维领域，以创新驱动发展，释放巨大发展潜力来实现；数字经济推动共同富裕的共享机制，是通过缩小行业之间、城乡之间以及区域之间的差距，发展各自比较优势来实现[8]。

假设2：高质量发展通过发展数字经济促进共同富裕。

1.2 模型构建

构建如公式（1）的模型，检验假设1。

其中，Cmw 为共同富裕指数，Hqd 为高质量发展指数，X为可能会影响共同富裕指数的一系列控制变量；ε为随机扰动项，α1为带估参数，预期系数显著为正；i表示省份，t表示年份。

构建如公式（2）和（3）的模型，检验假设2。

实证检验步骤如下：

第一，通过式（1），高质量发展Hqd 对共同富裕Cmw 进行回归；第二，通过式（2），高质量发展Hqd对中介变量数字经济Dig 进行回归；第三，通过式（3），高质量发展Hqd 和中介变量数字经济Dig 对共同富裕Cmw 进行回归。若α1、β1和γ1显著，γ1显著且γ1＜α1，则表明存在部分中介，若α1、β1、γ1显著，γ1不显著，则表明存在完全中介效应。

1.3 变量的测度与说明

1.3.1 熵值法

第一步，将各项指标进行标准化处理，正（ais）、负指标（ris）的处理方式参考式（4）：

第二步，计算各指标权重，计算第j项指标下第i个地区占该指标的比重。Xij为标准化处理后的数据：

第三步，计算第j项指标的熵值ej：

第四步，计算信息熵冗余度：

第五步，计算各项指标权重ωj：

第六步，计算相关指标得分：

1.3.2 共同富裕指数

通过借鉴相关文献[9]，构建更加符合我国经济发展现状的共同富裕衡量指标体系。这一体系下设3个一级指标，分别从发展性、共享性和可持续性这三方面出发，另构建10 个二级指标和20 个三级指标，具体如表1。样本数据来源于《中国统计年鉴》，涵盖中国大陆的31 个省（市、自治区），样本区间为2012 — 2021 年。为避免主观赋权弊端和数据重叠问题，通过熵值法来赋权共同富裕指标。

表1 共同富裕指标体系

1.3.3 共同富裕指数分析

2012—2021 年期间，共同富裕发展指数排名前十的集中于东部，排名中间区段的大多位于中部，排名后十的大多集中于西部，呈现出明显区域差异。同时，从时间跨度上看，东、中、西部排名具有相对稳定性，具体见表2。

表2 2012 和2021 年各省共同富裕指数排名

1.3.4 高质量发展指数

在参考相关文献[10]基础上，从高质量发展的经济、协调、创新、共享、绿色、开放六方面构建6个一级指标、18 个二级指标，为避免主观赋权弊端和数据重叠问题，通过熵值法对高质量发展指数进行测度，具体指标体系见表3。样本数据来源与样本区间同上。

表3 高质量发展指标体系

1.3.5 数字经济

在参考相关文献[11]基础上，对数字经济从普惠金融指数、信息传输软件和信息技术服务业法人单位数（个）、互联网宽带接入用户数（万户）、移动电话年末用户（万户）、电信业务总量（亿元）五个维度，运用熵值法进行测度。

1.3.6 控制变量

借鉴相关研究[12]，选取产业结构（%）和教育程度（%）作为控制变量。其中，产业结构（Add）为服务业占国民生产总值比重，教育程度（Edu）为六岁及六岁以上初中人口数占年末常住人口比重。

1.4 描述性统计和变量相关性检验

表4 是主要变量的描述性统计，共计310 个样本，由标准差大小可知样本变化较为平稳。

表4 变量描述性统计结果

表5 报告了各变量间的相关性系数，结果显示：共同富裕指数与高质量发展指数显著正相关，初步支持了假设1。并且根据Mean VIF 等于3.14，小于10，表明不存在多重共线性。

表5 变量相关性检验

2 实证分析结果

2.1 基本回归结果

经Hauman 检验，P 值为0.1438，大于0.1，故数据分析适用于随机效应模型。表6 提供了高质量发展影响共同富裕的基本回归结果。在基准回归I和II 中，高质量发展的回归结果为显著为正，在基准回归不同维度III、IV、V、VI、VII 和VIII 中，高质量发展的子维度经济、创新、协调、绿色、开放、共享的系数也显著为正，这证明高质量发展促进了共同富裕。

表6 高质量发展影响共同富裕的基本回归结果

2.2 稳健性检验

稳健性检验结果如表7。

表7 高质量发展影响共同富裕的稳健性检验

第一，滞后一期检验。考虑可能存在内生性问题，采用变量滞后的方法来缓解。主要做法是将解释变量高质量发展Hqd 滞后一期。第二，缩尾处理。对主要解释变量进行前后1%的缩尾处理，从而消除非随机性和异常数值带来的负面影响。第二，替换被解释变量。运用主成分分析法对共同富裕指数重新测算并进行回归分析。第三，剔除直辖市。由于直辖市所处的特殊地位，故剔除北京、上海、天津和重庆4 个直辖市后再进行回归分析。

稳健性检验结果显示，高质量发展影响共同富裕的稳健性回归系数仍显著为正，这与高质量发展影响共同富裕的基准回归相同，假设1 证明成立。

2.3 中介效应分析

表8 中，第1 列和第2 列分别证实高质量发展对共同富裕、数字经济回归系数显著为正，第3 列中加入中介变量数字经济后，回归系数同样显著为正，表明高质量发展可以发展数字经济间接促进共同富裕，假设2得到证实。

表8 高质量发展影响共同富裕的中介效应分析

中介效应分析结果如下：一是高质量发展对共同富裕和数字经济的促进作用分别为75.1% 和108.8%；二是高质量发展通过数字经济来实现共同富裕的间接效应和总效应分别为18.6%（108.8%×17.1%）和75.1%；三是高质量发展通过数字经济的间接效应占总效应比重约为24.8%。

2.4 区域异质性分析

鉴于我国东、中、西部地区的资源禀赋和发展阶段存在较大差异，不同区域的经济发展水平和共同富裕水平都存在着区域异质性。借鉴相关文献的做法，将我国30 个省和直辖市划分为东、中、西部地区三部分，进行回归分析。具体结果如表9。

表9 高质量发展影响共同富裕的区域异质性分析

表9中东、中、西部地区的区域异质性分析结果：东、中和西部地区的高质量发展对共同富裕的回归结果均显著为正，表明高质量发展促进了东、中和西部地区共同富裕的提升。同时，高质量发展的溢出效应强度呈现出“西部＞中部＞东部”。

3 结论及政策建议

3.1 结论

第一，共同富裕通过高质量发展来实现。高质量发展和经济、创新、协调、绿色、开放、共享六个子维度对共同富裕起积极的促进作用。此外，区域异质性检验结果表明，中、西部地区的高质量发展对共同富裕的促进作用大于东部地区。经过多重稳健性检验后，以上结论仍然成立。

第二，高质量发展通过数字经济发挥的中介效应促进了共同富裕。这表明高质量发展可释放数字经济的潜在效能，进而通过数字化的形式在一定程度上有效突破时间和空间上的障碍，对有限的资源进行整合，在更高水平上推动共同富裕进程。

3.2 政策建议

一是通过提升经济发展水平促进共同富裕。以科技创新促进和发展生产力，推动高质量发展与人民对美好生活向往之间的动态平衡，通过满足国内需求的供给体系来畅通国民经济循环。同时，完善和优化公共服务体系，提高转移支付等调节力度，推动共同富裕进程。

二是通过数字经济发展促进共同富裕。加快数字经济发展所需的核心技术研发进程，进一步推动数字技术与实体经济深度融合。同时，完善数字经济的法律法规，破除数字经济领域进入壁垒，确保“2035 年共同富裕取得实质性进展”这一预期目标顺利实现。