数字经济发展是否有助于区域共同 富裕水平的提升

庞婉玉 朱金鹤

摘  要  共同富裕是中国式现代化的重要特征和本质要求，数字经济作为一种新兴的经济形态，对实现共同富裕具有重要影响。以“宽带中国”戰略试点作为数字经济发展的外生冲击，基于2011—2020年中国地级市的面板数据，运用多期双重差分模型检验了数字经济发展对区域共同富裕水平的影响和传导机制。研究表明：数字经济发展显著促进了区域共同富裕水平的提升，规模经济效应、结构转型效应和技术创新效应起到部分中介作用，数字经济对共同富裕的影响在地理区位、财政分权和人口规模方面存在异质性。应该因地制宜地推进数字基础设施建设，弥合数字鸿沟，促进数字经济红利的释放和分享，更好地通过数字经济发展促进区域共同富裕。

关键词  数字经济发展  区域共同富裕  宽带中国  双重差分法

作者简介 ：  庞婉玉，石河子大学经济与管理学院博士研究生；朱金鹤，管理学博士，石河子大学经济与管理学院教授、博士研究生导师。

基金项目 ：  国家社会科学基金重点项目“地方政府多维竞争对绿色全要素生产率的影响研究”（22AJY005）

一、引  言

共同富裕是中国式现代化的应有之义，具有鲜明的中国特色和时代特征。随着我国决胜脱贫攻坚和全面建成小康社会，人均GDP已经突破1万美元，为实现共同富裕奠定了坚实的物质基础。但是，我国近年来居民收入差距较高，基尼系数一直在0.47上下浮动，明显高于0.40的收入差距警戒线，距离共同富裕目标的实现尚有一定距离。一方面，共同富裕是人民追求更美好生活的重要组成部分，中国共产党一直在探索和实践共同富裕的道路上阔步前行。党的十八大以来，对共同富裕这一目标的追求不仅推动了整个社会生产力水平的快速提升，而且成功消除了绝对贫困，实现了第一个百年奋斗目标。党的十九届五中全会更是将“全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”纳入2035年远景目标纲要， 共同富裕成为第二个百年目标的工作重心。另一方面，实现全体人民的共同富裕不可能一蹴而就，是一个长期的历史过程，但是一定存在某些因素或者机制能够加速共同富裕的实现进程。数字经济作为全球经济增长的新引擎，具有强渗透性和高分享性特征，既能为经济高质量发展提供动力，也有助力区域均衡发展进而促进共同富裕的潜力。

数字经济作为伴随数字技术革命出现的一种新型经济发展形态，深刻地改变了人们的思想观念和生产生活方式。  陈晓红：《数字经济时代的技术融合与应用创新趋势分析》，《中南大学学报（社会科学版）》，2018年第5期。朱金鹤、庞婉玉：《数字经济发展是否有助于提升城市包容性绿色增长水平——来自“国家智慧城市”试点的证据》，《贵州财经大学学报》，2023年第4期。  以互联网关键基础资源为核心的网络基础设施，正在为数字经济发展筑牢安全、高效、智能的底座。我国非常重视网络基础设施建设，实施了包括“宽带中国”战略等在内的一系列国家信息化发展战略，当前已建成全球规模最大、技术领先的网络基础设施，为数字经济发展起到了强有力的助推作用。2020年，中国数字经济继续保持强劲增长势头，总规模达39.2万亿元，比2019年增长3.3万亿元，在GDP中的占比达到38.6%，同比提升2.4%，  数据来源于中国信通院发布的《中国数字经济发展白皮书（2021）》。  为疫情防控和经济社会发展提供了有力支撑。同时，数字经济在稳增长、促就业等方面发挥了显著作用。  师博：《数字经济促进城市经济高质量发展的机制与路径》，《西安财经大学学报》，2020年第2期。戚聿东、褚席：《数字生活的就业效应：内在机制与微观证据》，《财贸经济》，2021年第4期。魏萍、陈晓文：《数字经济、空间溢出与城乡收入差距——基于空间杜宾模型的研究》，《山东科技大学学报（社会科学版）》，2020年第3期。  数字经济是否能够缩小收入差距从而助力共同富裕的实现？如果数字经济发展能够惠及更广泛的人民群众，实现社会的普遍繁荣，那么数字经济对共同富裕有怎样的作用机制？这些问题受到学界的普遍关注。

共同富裕包含两层含义：一是富裕，即提高生产效率保证经济高质量发展，“做大蛋糕”；二是共同，即在保持经济增长的前提下，通过均衡共享的发展方式实现全体人民生活水平的提高，“分好蛋糕”。  唐任伍、李楚翘：《共同富裕的实现逻辑：基于市场、政府与社会“三轮驱动”的考察》，《新疆师范大学学报（哲学社会科学版）》，2022年第1期。申云、尹业兴、钟鑫：《共同富裕视域下我国农村居民生活质量测度及其时空演变》，《西南民族大学学报（人文社会科学版）》，2022年第2期。  关于数字经济影响共同富裕的研究也主要从上述两个方面展开。一方面，数字经济如何助力经济高质量发展。部分学者构建了数字经济促进经济高质量发展的理论框架，从微观、中观和宏观三个层面探讨了数字经济对经济增长或经济高质量发展的影响及其具体作用机制，认为数字经济可以通过经济效率提升、产业结构升级和体制机制创新等路径有效促进经济高质量发展。  荆文君、孙宝文：《数字经济促进经济高质量发展：一个理论分析框架》，《经济学家》，2019年第2期。丁志帆：《数字经济驱动经济高质量发展的机制研究：一个理论分析框架》，《现代经济探讨》，2020年第1期。宋洋：《经济发展质量理论视角下的数字经济与高质量发展》，《贵州社会科学》，2019年第11期。葛和平、吴福象：《数字经济赋能经济高质量发展：理论机制与经验证据》，《南京社会科学》，2021年第1期。  大多数实证研究也表明，数字经济发展能够显著促进经济高质量发展，但其作用存在异质性。  宁朝山：《基于质量、效率、动力三维视角的数字经济对经济高质量发展多维影响研究》，《贵州社会科学》，2020年第4期。张蕴萍、董超、栾菁：《数字经济推动经济高质量发展的作用机制研究——基于省级面板数据的证据》，《济南大学学报（社会科学版）》，2021年第5期。  另一方面，数字经济如何助力发展成果的均衡共享。数字经济发展能够优化就业结构、改善就业环境、提高就业质量，使每个人有机会平等地参与劳动分配，从而改善社会收入分配状况，缩小社会贫富差距。  张勋、万广华、张佳佳等：《数字经济、普惠金融与包容性增长》，《经济研究》，2019年第8期。戚聿东、褚席：《数字生活的就业效应：内在机制与微观证据》，《财贸经济》，2021年第4期。  不仅如此，数字经济在基础设施建设、生态环境治理等方面具有广阔的发展潜力，    李广昊、周小亮：《推动数字经济发展能否改善中国的环境污染——基于“宽带中国”战略的准自然实验》，《宏观经济研究》，2021年第7期。夏杰长、王鹏飞：《数字经济赋能公共服务高质量发展的作用机制与重点方向》，《江西社会科学》，2021年第10期。  能够让人民均等地享用公共资源，提高人民生活质量。

综上，相关研究取得了丰富的成果，但仍然存在如下问题：第一，现有文献或构建指标或使用相关指数来衡量数字经济发展水平，很难保证测量的一致性和准确性；第二，部分研究直接利用收入差距的缩小作为共同富裕的代理变量，  刘儒、张艺伟：《数字经济与共同富裕——基于空间门槛效应的实证研究》，《西南民族大学学报（人文社会科学版）》，2022年第3期。  对共同富裕的测量存在片面性。鉴于此，本文从共同富裕的内涵出发，在城市层面构建了共同富裕的综合测度指标体系，将“宽带中国”战略试点作为数字经济发展的外生冲击，通过多期双重差分模型（DID）研究数字经济发展对区域共同富裕水平的影响，从而在研究方法上避免了对数字经济发展水平进行直接测量。此外，还分析了数字经济影响共同富裕的机制和异质性。

二、理论框架与研究假设

（一）数字经济发展对区域共同富裕水平的影响

共同富裕的内涵要求必须将富裕与共同有机统一，既要追求经济高质量增长，也要注重社会公平发展。

一方面，数字经济是拉动国民经济增长的新引擎。从宏观视角来看，数字经济发展所带动的数据等要素投入对于提升区域资源的配置效率具有积极影响，  周慧、孙革、周加来：《数字经济能够缩小城乡多维差距吗？——资源错配视角》，《现代财经（天津财经大学学报）》，2022年第1期。荆文君、孙宝文：《数字经济促进经济高质量发展：一个理论分析框架》，《经济学家》，2019年第2期。韩先锋、宋文飞、李勃昕：《互联网能成为中国区域创新效率提升的新动能吗》，《中国工业经济》，2019年第7期。  数字经济已成为区域经济高质量发展的核心驱动力。从微观视角来看，数字技术变革和广泛应用对企业产生了全面的积极影响，  王莉娜、张国平：《信息技术、人力资本和创业企业技术创新——基于中国微观企业的实证研究》，《科学学与科学技术管理》，2018年第4期。  有效降低了企业的边际成本，  Avi Goldfarb， Catherine Tucker， “Digital economics”，Journal of Economic Literature， vol.57， no.1（2019）.  打破了传统的边际成本定价模式，使得边际效应递增成为数字经济时代促进要素流动的新动力机制。  戚聿东：《数字经济时代企业管理研究新议题》，《阅江学刊》，2022年第5期。

另一方面，数字经济可以明显缩小区域差距，是一种实现公平共享的新途径。受区域资源禀赋和经济收入水平制约，数字技术在数字经济发展初期难以实现普惠性，  金春枝、李伦：《我国互联网数字鸿沟空间分异格局研究》，《经济地理》，2016年第8期。陈文、吴赢：《数字经济发展、数字鸿沟与城乡居民收入差距》，《南方经济》，2021年第11期。  然而，随着数字技术的不断革新，数字经济逐渐渗入社会各个领域，显现出普惠性和分享性特征。  王军、肖华堂：《数字经济发展缩小了城乡居民收入差距吗？》，《经济体制改革》，2021年第6期。  数字经济依托互联网和数字平台，加强了各地区之间的交流与互动，突破了区域市场的限制，有利于形成全国统一大市场，为各地区提供了公平发展所需的市场平台和环境，进而便于各地区充分发挥自身的比较优势，强化内生发展动力，逐步缩小区域差距。数字经济的强渗透性和高扩散性特征，使其在实现数据的跨区域流动和信息的公开透明方面具有明显优势，有利于赋予全体人民平等的机会与权利。例如，在线授课使得偏远地区的学生有机会向优秀教师学习，实现教育资源共享；远程医疗、在线诊疗平台的发展使得医疗资源匮乏地区的群众能够享受优质的医疗服务，实现医疗资源共享；自主就业、多点就业等数字经济就业新模式使得欠发达地区群众能够从事以往无法触及的经济活动，实现就业机会的区域均衡。

假设1：数字经济发展可以显著促进区域共同富裕水平。

（二）数字经济发展对区域共同富裕水平的作用机制

数字经济发展产生的规模经济效应、结构转型效应以及技术创新效应，在促进经济高质量发展和实现社会公平共享方面扮演着越来越重要的角色。

第一，规模经济效应。数字经济发展推动了市场一体化，进而实现了生产要素集聚，而伴随集聚经济出现的规模经济效应有利于提升共同富裕水平。得益于我国信息基础设施的快速全面覆盖，数字经济发展突破了地理空间限制，逐渐打破了区域产业发展的制度和市场壁垒，市场主体得以将数据与资源、资金、技术、人才、管理等进行全面融合，并以虚体与实体相结合的形式进行时空集聚，形成了完备的数字经济产业链，进而形成规模经济效应。规模经济对共同富裕水平的提升作用主要表现在促进经济高质量增长、缩小地区发展差距以及增加就业机会等方面。首先，通過集聚形成的规模经济对区域经济高质量发展具有明显的促进作用，这主要得益于集聚可以带来技术外溢、更多样化的中间品服务以及交易成本的降低；其次，数字经济通过生产要素的重组和集聚，   王玉柱：《数字经济重塑全球经济格局——政策竞赛和规模经济驱动下的分化与整合》，《国际展望》，2018年第4期。   能够更好地发挥规模经济效应，驱动区域一体化发展，从而缩小地区发展差距；最后，集聚经济使得大量企业和产业汇聚到某一地区，  詹晓宁、欧阳永福：《数字经济下全球投资的新趋势与中国利用外资的新战略》，《管理世界》，2018年第3期。  有利于形成更强的产业协同效应，从而增加劳动力需求。

第二，结构转型效应。数字经济发展通过数字产业化和产业数字化推动产业结构转型升级，而产业结构转型升级是提升共同富裕水平的重要途径。数字产业化催生出以5G、物联网、云计算等为代表的新产业，直接提高了中高端产业的占比。  David H. Autor， “Why are there still so many jobs？ The history and future of workplace automation”， The Journal of Economic Perspectives， vol.29， no.3（2015）. Daron Acemoglu， Pascual Restrepo， “The race between man and machine： Implications of technology for growth， factor shares， and employment”， American Economic Review， vol.108， no.6（2018）.  从产业数字化来看，数字技术能与传统产业进行深度融合，推动传统产业转型升级。产业结构的转型升级带来了大数据应用、平台化运营和个性化定制等新模式和新业态。大数据应用可以帮助政府和企业更好地了解区域经济的发展状况和趋势，基于大数据分析进行决策可以提高决策的科学性和准确性，提高管理效能，促进经济高质量发展。平台化运营能够集成企业内部和外部资源，提高资源利用率和企业运营效率。个性化定制有利于满足消费者的多样化需求，特别是满足弱势群体的特殊需求，使发展成果能够更好地惠及全体人民。

第三，技术创新效应。数字经济发展能够从宏观和微观两个层面提升技术创新水平，而技术创新是提高共同富裕水平的重要手段。从宏观层面看，以5G为代表的数字技术显著提升了知识传播与积累的速度，促进了高端人才、研发资本等创新要素的集聚，有利于提高技术创新的整体水平。从微观层面看，数字技术的应用和普及为消费者提供了丰富的信息渠道，使企业能够快速获得消费者的需求和体验信息反馈，从而加快企业技术创新的步伐。数字经济发展带来的技术创新水平提升，可以通过范围经济、长尾效应促进共同富裕。技术创新能通过范围经济提高企业的竞争力和生产效率，提升资源利用效率，进而推动区域经济高质量增长。  丁志帆：《数字经济驱动经济高质量发展的机制研究：一个理论分析框架》，《现代经济探讨》，2020年第1期。  长尾效应能够更好地满足用户的个性化需求，促使企业提升资源整合效率。

假设2：数字经济发展通过规模经济效应、结构转型效应和技术创新效应提升区域共同富裕水平。

三、研究设计

（一）模型设定

工业和信息化部、国家发展改革委于2014、2015、2016年分三批实施了“宽带中国”战略试点，其目的是加快推进信息网络基础设施建设，推动经济体系向更高层次转型升级，进而实现我国国家竞争力的跨越式发展和国际地位的快速崛起。为了避免传统指标体系在测度数字经济发展水平时存在的偏差问题，准确估计数字经济发展水平对区域共同富裕水平的影响效果，本文将“宽带中国”战略试点政策作为数字经济发展的准自然实验，利用双重差分法评估其对共同富裕水平的影响。参考张杰等学者的做法，  张杰、付奎：《信息网络基础设施建设能驱动城市创新水平提升吗？——基于“宽带中国”战略试点的准自然试验》，《产业经济研究》，2021年第5期。  构建如下基准模型：

cmpit=β0+β1treati×timet+θXit+μi+γi+λit   （1）

其中，cmp代表共同富裕水平，交乘项treat×time为解释变量，X代表由控制变量组成的向量，μ代表个体固定效应，γ代表时间固定效应，λ代表随机误差项，β和θ为待估计参数，参数β1反映了数字经济发展对共同富裕的影响，i代表地级市，t代表“宽带中国”战略试点年。

（二）变量测度

1.被解释变量

被解释变量为共同富裕水平（cmp）。习近平在中央财经委员会第十次会议上指出，“要坚持以人民为中心的发展思想，在高质量发展中促进共同富裕”，强调发展要以人民为中心，注重经济的健康增长和社会公平正义的实现。基于以上认识，结合数据可得性，本文参考相关文献在城市层面构建了共同富裕的评价指标体系。  刘培林、钱滔、黄先海等：《共同富裕的内涵、实现路径与测度方法》，《管理世界》，2021年第8期。陈丽君、郁建兴、徐铱娜：《共同富裕指数模型的构建》，《治理研究》，2021年第4期。韩亮亮、彭伊、孟庆娜：《数字普惠金融、创业活跃度与共同富裕——基于我国省际面板数据的经验研究》，《软科学》，2023年第3期。

具体而言，对共同富裕水平的测度分为总体发展程度和发展成果共享两个维度。总体发展程度又包括总体富裕度和总体共同度两个方面，其中，总体富裕度是实现共同富裕的前提，利用人均国民收入、社会消费品零售总额占GDP比重、第三产业增加值占GDP比重和进出口总值占GDP比重4项指标来衡量；总体共同度用于衡量人群之间的贫富差距，反映弱势群体向上流动的可能性，用城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入以及城乡人均收入比3项指标来测度。发展成果共享用于反映总体发展成果是否公平地惠及全体人民，依据学有所教、劳有所得、病有所医、弱有所扶等基本民生需求，从公共教育、社保就业、医疗健康、基础设施和环境保护5方面衡量发展成果共享指标，每个方面又包含多个测度指标（具体见表1）。利用加入时间变量的改进熵值法对各级指标进行赋权，并对样本数据进行加权求和，最終可得各个城市不同年份的共同富裕测度值。

2.解释变量

借鉴戚聿东等学者的做法，  戚聿东、褚席：《数字生活的就业效应：内在机制与微观证据》，《财贸经济》，2021年第4期。李广昊、周小亮：《推动数字经济发展能否改善中国的环境污染——基于“宽带中国”战略的准自然实验》，《宏观经济研究》，2021年第7期。  将“宽带中国”战略试点政策视为数字经济发展的准自然实验，并用组别虚拟变量（treat）和时间虚拟变量（time）的交乘项treat×time作为解释变量。如果某城市获得“宽带中国”战略试点政策批复，则treat×time取值为1；否则，其值为0。

3.中介变量

中介变量包括规模经济效应、结构转型效应和技术创新效应。由于经济集聚是发挥规模经济效应的基础，  邵帅、张可、豆建民：《经济集聚的节能减排效应：理论与中国经验》，《管理世界》，2019年第1期。  因此可以利用经济集聚来反映规模经济效应，参考王雅莉等的研究，  王雅莉、侯林岐、朱金鹤：《城市创新能否助力低碳经济发展——创新型城市试点政策对碳强度的影响评估及机制分析》，《科技进步与对策》，2022年第18期。  采用非农产业增加值与城市行政土地面积的比值来衡量规模经济效应（scale）。借鉴干春晖等关于相对熵的思想，  干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》，《经济研究》，2011年第5期。  对不同产业部门产值占经济体的比重进行加权求和，得到泰尔指数，利用泰尔指数的倒数来衡量结构转型效应（upgrade）。根据李广昊等的做法，  李广昊、周小亮：《推动数字经济发展能否改善中国的环境污染——基于“宽带中国”战略的准自然实验》，《宏观经济研究》，2021年第7期。  采用各城市每万人专利申请授权数来衡量技术创新效应（technology）。

4.控制变量

选择人力资本、外商投资、城市紧凑度、财政科教偏向和政府干预作为模型的控制变量。人力资本（lneducation）取各城市每万人大学生人数的对数，外商投资（foreign）以各城市实际使用外资情况占GDP比值来测度；城市紧凑度（population）利用各城市每平方公里常住人口数量来衡量；财政科教偏向（finance）采用各城市科教财政支出占财政总支出的比重来测度；政府干预（lngovernment）以各城市财政支出占GDP比重的对数来衡量。

（三）数据来源

本文以2011—2020年中国272个地级市的面板数据为样本，所有指标原始数据均来自各省（市、区）的统计公报、中国城市统计年鉴以及相关统计网站。在使用前需对相关数据进行如下处理：第一，以2011年为不变价基准年份，对以价格为单位的原始数据进行调整；第二，对于缺失数据，使用插值法进行补全。最终得到2720个有效样本，表2给出了各变量的描述性统计。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

以下将“宽带中国”战略试点政策作为数字经济发展的外生政策冲击，采用多期双重差分模型评估数字经济发展对区域共同富裕水平的影响。为增强实证结果的可信度，采用逐步回归，将政策变量、控制变量依次纳入回归模型，回归结果见表3。其中，第（1）列与第（2）列采用了普通最小二乘法（OLS）回归，第（3）列与第（4）列采用了双向固定效应（FE）回归。

由表3可知，无论是否纳入控制变量或者采用不同的回归方法，解释变量treat×time的所有估计系数均显著为正，初步表明数字经济发展可以显著提高区域共同富裕水平。一方面，从促进经济增长来看，宽带和4G网络的快速建设提升了网络基础设施的整体效能，在加速移动互联网产业创新发展的同时，也催生了一大批新技术、新应用和新模式，有力支撑了经济社会的数字化转型，为经济高质量发展提供了重要支撑。另一方面，从促进成果共享来看，在宽带网络快速建设的助力下，数据信息的跨区域流动不断加强，全国统一大市场逐渐形成，为各地区充分发挥自身的比较优势、强化内生动力提供了便利，同时数字技术应用逐渐渗入政府治理领域，数字化社区治理提高了就业、社保、教育、医疗等民生领域各类普惠工程的实施进度和效果，这些成为实现共同富裕的重要推力。

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验

使用双重差分模型的前提是政策实施前实验组和对照组的被解释变量具有相同的发展趋势，即平行趋势假设。本文参照Thorsten Beck等学者的研究思路，  Thorsten Beck， Ross Levine， Alexey Levkov， “Big bad banks？ The winners and losers from bank deregulation in the United States”， Journal of Finance， vol.65， no.5（2010）.  采用事件分析法来检验平行趋势假设。模型如下：

cmpit=β0+∑ 6 t=-4 β′ttreati×timet+θXit+μi+γt+λit   （2）

其中，β′t为交互项treat×time系数的估计值，β′t未通过显著性检验代表在政策实施之前，实验组与对照组之间没有显著差异。本文根据“宽带中国”战略试点年份和试点城市，将试点城市从试点年及以后的样本作为实验组，其余样本作为对照组。检验结果表明，“宽带中国”战略试点政策实施前，实验组与对照组的共同富裕水平变量具有相同的发展趋势，因而符合平行趋势假定。

2.其他稳健性检验

分别采用PSM-DID方法、剔除部分样本和排除其他干扰政策三种做法进行稳健性检验。

（1）采用PSM-DID方法。利用基于倾向得分匹配的双重差分法替代前述估计方法重新进行回归。具体做法如下：首先，利用Logit模型预测各地级市被设为“宽带中国”战略试点城市的概率；其次，采用核匹配方法给获批“宽带中国”战略试点城市的样本即实验组匹配对照组，得到匹配后的样本2628个；最后，采用DID方法估计数字经济发展对区域共同富裕水平的影响。回归结果见表4第（1）列，从中可以发现对样本进行倾向得分匹配之后，数字经济发展对区域共同富裕水平仍具有显著的积极影响，说明基准回归结果具有稳健性。

（2）剔除省会城市或一、二线城市。相较于一般的地级市，省会城市和一、二线城市  参考《国家统计局城市司首席统计师绳国庆解读2023年5月份商品住宅销售价格变动情况统计数据》中关于我国一二三线城市的划分情况。  的基础设施更完善，宽带普及率更高，因此根据“宽带中国”战略试点所选择的实验组样本可能存在选择偏差问题，进而影响回归 结果的准确性。鉴于此，先后剔除实验组中的

14個省会城市和33个一、二线城市，重新进行回归，结果见表4中第（2）列和第（3）列，解释变量treat×time的系数均为正值，且依次通过1%和5%显著水平的检验，因此研究结果具有稳健性。

（3）排除其他政策干扰。在“宽带中国”战略试点政策实施过程中，可能还有其他政策会影响区域共同富裕，进而对回归结果造成干扰。本文借鉴朱金鹤等学者的做法，  朱金鹤、王雅莉、侯林岐：《文明城市评比何以促进劳动力流入？——来自地级市的准自然实验证据》，《产业经济研究》，2021年第3期。  分别对智慧城市政策虚拟变量（zh）和创新型城市试点政策虚拟变量（cx）进行了控制，重新进行回归，以评估“宽带中国”战略试点政策对区域共同富裕影响的净效应，结果见表4第（4）列和第（5）列。可见，与基准回归结果相比，在分别控制zh和cx两个政策虚拟变量之后，解释变量treat×time的系数均显著为正，这表明基准回归结果是稳健的。

（三）传导机制分析

上述研究表明数字经济发展能够显著提高区域共同富裕水平，以下从规模经济效应、产业结构效应和技术创新效应三条路径来分析具体的传导机制。借鉴张杰等学者的做法，  张杰、付奎：《信息网络基础设施建设能驱动城市创新水平提升吗？——基于“宽带中国”战略试点的准自然试验》，《产业经济研究》，2021年第5期。  构建如下检验模型：

Mit=δ0+δ1treati×timet+θXit+μi+γt+λit   （3）

cmpit=α0+α1treati×timet+α2Mit+θXit+μi+γt+λit   （4）

其中，Mit是传导机制变量，其他变量与基准回归模型（1）一致。模型（3）用于检验数字经济发展对传导机制变量的影响，模型式（4）用于评估数字经济发展和传导机制变量对共同富裕水平的影响，回归结果见表5。若δ1、α1和α2均显著，且α1的估计值比模型（1）中β1的估计值有明显下降，则表明相应的传导机制变量起到部分中介作用。根据表5第（1）列、第（3）列和第（5）列可知，数字经济发展对三个传导机制变量均具有显著的正向影响。在表5第（2）列、第（4）列和第（6）列中α1的估计值（最大为0.004）低于表3中第（2）列中β2的估计值（0.008），规模经济效应、结构转型效应和技术创新效应依次通过显著水平为1%、10%、1%的检验，且取值为正。因此，数字经济发展通过规模经济效应、结构转型效应和技术创新效应三条路径对区域共同富裕起到促进作用，假设2成立。

（四）异质性分析

各地级市在资源禀赋、经济自主度和城市规模等方面的差异，可能导致数字经济发展对共同富裕的作用存在异质性。以下分别从地理区位、财政分权和人口规模三个方面进一步讨论数字经济发展对区域共同富裕的影响。

1.地理区位

我国东、中、西部地区发展不平衡不充分问题较为突出，为检验地理区位带来的异质性影响，本文依据国家发展改革委关于我国东、中、西部地区的划分标准，将样本分为东中部地区（共213个地级市）和西部地区（共58个地级市）分别进行实证检验，估计结果依次见表6第（1）列和第（2）列。

可以发现，数字经济发展对东中部地区共同富裕水平的影响显著为正，而对西部地区共同富裕水平的作用不显著。由于地理区位优势，东中部地区在改革开放等一系列发展政策的支持下，对外开放、科技创新、高端人才和社会治理等处于全面领先地位，信息网络基础设施的快速建设、数字技术的变革与应用，对东中部地区经济高质量发展具有强大的推动作用，经济发展也带动了东中部地区在公共教育、医疗健康和社会保障等民生领域的投入，从而使经济发展成果更好地惠及全体公民。西部地区的区位优势不明显，基础设施建设相对滞后，经济总量较小，高技术产业较少，因而数字经济对西部地区经济发展的带動作用较弱。

2.财政分权

财政分权是指中央政府赋予地方政府在债务安排、税收管理和预算执行方面一定的自主权。一个地区拥有较高的财政分权意味着该地区在促进经济发展和平衡收入分配等方面具有更高的灵活性和自由度。本文利用陈硕等学者的做法测算了财政分权水平，  陈硕、高琳：《央地关系：财政分权度量及作用机制再评估》，《管理世界》，2012年第6期。  以财政分权均值的中位数为界，将样本分为高财政分权地区和低财政分权地区两类（每一类包括136个地级市），分别进行实证检验，估计结果依次见表6第（3）列和第（4）列。数字经济发展对高财政分权地区共同富裕的作用显著为正，而对低财政分权地区的作用不显著。高财政分权地区能够保障经济要素的有序流动，  郭健、张明媛、于倩等：《财政分权与高质量发展——兼论分权的“适度区间”》，《财政研究》，2021年第11期。  利用财政分权加快推进数字基础设施建设，在数字技术变革的加持下推动要素的重组，实现产业数字化转型和经济高质量发展。相对而言，低财政分权地区在数字经济等新兴产业发展方面难以体现优势。

3.人口规模

人口规模较大的城市更容易获得经济发展所需的要素资源，但是也会因为城市人口规模较大而产生“城市病”。借鉴韩峰等学者的做法，  韩峰、胡玉珠、陈祖华：《国家审计推进经济高质量发展的作用研究——基于地级城市面板数据的空间计量分析》，《审计与经济研究》，2020年第1期。

将常住人口在300万以上的地级市定义为大城市（共161个），将常住人口在300万以下的地级市定义为中小城市（共111个），实证检验人口规模带来的异质性影响，大城市和中小城市对应的估计结果依次见表6第（5）列和第（6）列。可以发现，数字经济发展对大城市与中小城市共同富裕水平的促进作用均显著为正。

五、结论与建议

本文基于2011—2020年中国地级市的面板数据，将“宽带中国”战略试点作为数字经济发展的外生冲击，运用多期双重差分模型实证检验了数字经济发展对区域共同富裕水平的影响，并进行了传导机制和异质性分析。研究结果表明：第一，数字经济发展对区域共同富裕有显著的促进作用；第二，除了可以直接促进区域共同富裕水平之外，数字经济发展还可以通过扩大经济规模、促进产业结构转型和提高技术创新水平三条路径，对区域共同富裕水平产生间接促进作用；第三，数字经济发展对区域共同富裕水平的作用在地理区位、财政分权和人口规模三个方面存在异质性。基于以上研究结论，为推动区域共同富裕，实现经济协调发展，进一步缩小区域差距，本文提出以下政策建议：

第一，持续深化网络强国建设，以安全高效智能的数字基础设施为数字经济发展打牢底座，充分释放数字红利。一方面，各级政府应牢牢把握信息革命的历史机遇，深入推进网络强国建设，扩大人工智能、工业互联网、大数据中心等新型基础设施的覆盖范围，发挥数字化对经济社会发展的引领作用，推动网络空间深度融入经济社会发展、人民生活和社会治理等各个方面。另一方面，在推动5G移动通信和千兆光网协同发展的基础上，适度超前部署新一代智能设施体系，以新理念、新业态、新模式促进数字经济高质量发展，更充分地满足人民群众对美好生活的新需求。

第二，充分發挥数字经济的规模经济效应、结构转型效应和技术创新效应，消除数字鸿沟，分享数字红利。因为数字经济发展能够通过规模经济效应、结构转型效应和技术创新效应三条路径提升区域共同富裕水平，因此应该充分发挥数字经济的规模经济效应、结构转型效应和技术创新效应。首先，要进一步破除阻碍集聚经济发展的制度和市场藩篱，促进生产要素集聚，形成完备的数字经济产业链，通过规模经济效应降低交易成本、驱动区域一体化发展、增加就业机会，从而实现数字红利的普惠性。其次，要推动数字产业化的创新发展，通过产业数字化带动传统产业转型升级，从而更好地满足消费者的多样化需求，使发展成果能够更好地惠及全体人民。最后，要持续加强在大数据、人工智能和新一代通信技术等高新技术领域进行研究与探索，确保关键技术自主可控，促进技术创新的传播和运用，消除数字鸿沟，构筑全民畅享的数字生活。

第三，各地要因地制宜地制定有针对性的数字经济发展举措。因为地理区位、资源禀赋等因素会影响数字经济发展对区域共同富裕水平的作用，所以各地区应该结合本地的现有条件，从实际出发因地制宜地制定数字经济发展政策，提升数字经济发展的灵活度和包容性，强化教育、医疗等资源的开放和共享。新型基础设施的均衡发展是实现共同富裕的坚实基础。对于发达地区来说，在数字经济发展布局中要特别注意重复建设和低效建设问题，避免由产业内卷带来的经济低效发展和社会资源浪费；对于欠发达地区来说，要加大信息网络基础设施建设的推进力度，提高社会治理和公共服务水平，为经济社会发展提供良好的支撑。

〔责任编辑：来向红〕

Does the Development of the Digital Economy Contribute to Regional Prosperity？

——A Quasi-Natural Experiment Based on the “Broadband China” Strategy Pilot

PANG Wanyu， ZHU Jinhe

Shared prosperity is a fundamental concept and goal of Chinas style of modernization， and the digital economy， as an emerging economic form， plays a significant role in achieving shared prosperity. Using the “Broadband China” strategy pilot as an exogenous shock to digital economic development， and employing a multi-period difference-in-differences model with data from 2011 to 2020 at the prefecture-level city level， this study examines the impact of digital economic development on the level of regional shared prosperity， its transmission mechanisms， and heterogeneous effects. The main conclusions are as follows： First， from an overall regression perspective， digital economic development significantly promotes an increase in the level of regional shared prosperity. This conclusion holds even after conducting a series of robustness tests， including PSM-DID， sub-sample regressions， and the exclusion of other policy interferences. Second， regarding transmission mechanisms， digital economic development significantly enhances regional shared prosperity through economies of scale， structural transformation， and technological innovation effects. Third， concerning heterogeneous effects， digital economic development affects regional shared prosperity differently depending on characteristics such as geographic location， fiscal decentralization， and population size. The research findings provide valuable insights and references for advancing new infrastructure construction and promoting the realization of regional shared prosperity.