新型基础设施建设对共同富裕的影响机理及实证检验

王亚飞 黄欢欢 石铭 刘静

摘要 共同富裕是社会主义的本质要求和中国特色现代化的重要特征。新型基础设施建设是数字经济时代促进经济一般增长和均衡增长的新引擎，对于实现经济高质量、包容性增长具有重要作用。该研究创新性将新基建纳入共同富裕的理论分析框架，基于2011—2020年30个省级样本数据，采用熵权法、耦合协调模型测度新基建水平指数和共同富裕水平指数。在此基础上，实证检验新基建对共同富裕的影响机制及市场化进程、农村人力资本投资发挥的调节作用。研究结果表明：整体上，新基建显著促进了共同富裕；分地区看，新基建促进了南方地区的共同富裕，而对北方地区具有明显的抑制效应；分新基建细分类别看，融合基建、创新基建、信息基建均不同程度地促进了共同富裕，但在影响系数上，呈现出融合基建、信息基建、创新基建依次递减的事实特征；市场化进程以及农村健康性、教育培训性、迁移性人力资本投资均有助于强化新基建对共同富裕的促进作用。该研究不仅有助于在学理上厘清新基建与共同富裕之间的理论关联，从共同富裕视角丰富新基建的可持续或包容性评估框架；还有助于在实践层面为各级政府及相关部门协调新基建与共同富裕目标任务提供经验证据与政策蕴含。

关键词 新型基础设施建设；共同富裕；农村人力资本投资；市场化进程；调节效应

中图分类号 F790. 35 文献标志码 A 文章编号 1002-2104（2023）09-0192-12 DOI：10. 12062/cpre. 20230313

增长与分配、效率与公平，是千百年来人类社会发展史上历久弥新的两大核心命题。在推动经济增长进程中，同时实现财富的公平分配，让经济成果广泛惠及更多的人群，改善低收入人群的生活水平及福利待遇，是全球尤其是发展中国家共同面临的世界性难题。改革开放以来，中国经历了长达近40年的经济高速增长，成为名副其实的世界第二大经济体，居民收入水平得到显著提升，社会福利得到明显改善，绝对贫困得以历史性地消除。但收入差距过大、财富分配不均等相对贫困问题仍较为突出。国家统计局公布的数据显示：1978—2019年，基尼系数从0. 317攀升至0. 464，高于国际警戒线0. 4的水平；从结构看，中国城乡之间、地区之间、行业之间贫富分化的结构性矛盾仍未得到实质性解决。已有研究表明，过大的贫富差距，不仅导致居民消费不足，削弱了经济增长的内生动力；还制约了低收入人群人力资本积累及自我发展能力提升，从而陷入贫困的路径依赖，引致阶层固化，动摇社会稳定根基［1］。缩小贫富差距，实现共同富裕，不仅是社会主义的本质要求和中国特色现代化的重要特征，也是充分挖掘国内超大市场规模消费潜力，构建以国内大循环为主体的双循环新发展格局的战略举措。而如何实现共同富裕则成为了政府、学界及社会大众持续讨论的重大现实问题。

基础设施是社会再生产过程中国民参与财富创造、财富交换、财富分配必不可少的物质基础及承载平台，也是推动生产力发展和社会进步的内生动力，还是调整或重塑生产关系的重要驱动力量［2-3］。由此，基础设施不仅是世界各国调整财富分配实现社会包容性增长的重要调控工具，也是学界讨论收入差距与财富分化格局演化的重要视角。关于基础设施对财富分配的影响，主要形成了“抑制论”和“扩大论”两大观点［4-5］。遗憾的是，这些研究仍主要局限在交通等传统基础设施层面，少有涉足新型基础设施领域。伴随着数字技术革命与产业变革的加速推进，以数字化为驱动的新型基础设施应运而生。“新型基础设施建设”的概念（以下简称新基建）首次在2018年中央经济工作会议上提出，2020年4月国家发改委进一步明确将信息基建、融合基建、创新基建等三个方面列入新基建的范畴。较交通、水利、能源等传统基建，新基建蕴含了新理念、数字化、前瞻性、战略性、融合性、底层性等多重内涵属性［6］，其释放的强外部性、投资乘数、产业关联、技术溢出、报酬递增、就业创造等多重效应，不仅使得其在稳增长、保就业中发挥着压舱石或助推剂作用，还是赋能经济高质量发展、助力新发展格局、构建现代经济体系的战略支撑［7］。

新基建作为促进经济一般增长和均衡增长的新引擎，必将对中国当前乃至今后较长一段时期国民的财富创造与财富分配格局产生重要影响。那么，人们自然会追问，新基建能否助推中国当下的共同富裕？其作用机理是什么？效应究竟如何？并且，新基建涵盖的信息基建、融合基建及创新基建在影响共同富裕实现中，有着怎样的异质性？对诸如此类问题的务实回应，不仅有助于在学理上厘清新基建与共同富裕之间的理论关联，从共同富裕视角丰富新基建的可持续或包容性评估框架，还有助于在实践层面为各级政府及相关部门协调新基建与共同富裕目標任务提供经验证据与政策蕴含。

此外，在讨论新基建对共同富裕直接影响的同时，识别其他因素与新基建对共同富裕的共同影响机制，或许更具有实践意义。考虑到中国仍存在城乡二元经济结构的典型事实特征，农村地区或农村人口是共同富裕的薄弱环节及相对贫困治理的主要对象。并且，基于人力资本理论，相对匮乏的人力资本是引致农村人口参与市场分工机会不均，以及在财富创造与财富分配过程中处于劣势的内生动因［8］。由此，新基建对农村人口的收入增长及福利改善效应，或许受制于农村地区的人力资本水平，这就使得农村人力资本投资在新基建对共同富裕的影响中，可能具有正向调节作用。此外，新基建引发的时空收敛效应消减了各阶层人群融入市场分工体系的“物理性”交易成本，理论上有助于各阶层人群基于自身的禀赋优势，公平地参与社会财富的创造与价值分配［9］。但市场化水平构成了商品自由流通、要素合理或优化配置的制度性交易成本，在较大程度上影响着各阶层人群基于收益最大化原则参与商品交易及要素交换与配置的效率，进而对财富创造与价值分配产生重要作用［10-11］。由此，市场化进程或许在新基建影响共同富裕过程中具有重要的调节作用。

基于上述背景引申的诸多理论及现实问题，该研究基于2011—2020年30个省级样本数据，通过理论分析与实证检验相结合，深入讨论新基建对共同富裕的影响机制以及农村人力资本投资、市场化进程在其中的调节作用。

2 文献述评与理论分析

2. 1 文献述评

近年来，“共同富裕”和“新基建”这两个主题均得到了学界的高度关注，但鲜有文献针对二者的关系开展深入的讨论。该研究相关的文献主要集中在三个方面。

一是在共同富裕方面。较多的研究基于政治经济学、发展经济学、社会学等分析范式，采用定性或规范研究方法，阐释了共同富裕的现实意义、时代内涵、理论逻辑、障碍因子及实现路径［12-14］。部分文献采用定量方法，从数字经济、数字普惠金融、农村电子商务、新型城镇化、财政支出等多个视角，讨论了共同富裕（涵盖了收入差距或贫困）的影响机制［15-16］。

二是在新基建方面。相关研究更多发生于2018年中央经济工作会议对“新型基础设施”概念提出之后，主要从新基建与传统基建对比的视角，讨论了数字技术驱动下新基建的概念、内涵和外延以及主要涵盖的范围［17-18］。2020年国家进一步明确了新基建的内涵属性及涵盖范围，明确指出新基建是以新发展理念为引领，以技术创新为驱动，以信息网络为基础，面向高质量发展需要，提供数字转型、智能升级、融合创新等服务的基础设施体系。主要包括基于新一代信息技术演化生成的通信网络、新技术、算力等信息基础设施，融合应用新信息技术支撑传统基础设施升级的融合基础设施，以及支撑科学研究、技术开发、产品研制并具有公益属性的创新基础设施。随后，较多的研究从新基建蕴含的本质属性出发，采用定性或规范研究方法，从理论逻辑层面阐释了新基建的时代特征及经济社会意义，认为新基建不仅是稳增长、调结构、促就业的应对举措，也是引领经济高质量发展、加快构建双循环新发展格局的战略支撑。少部分学者基于定量研究方法，实证检验了新基建对经济高质量发展的促进作用，分析视角主要包括产业转型升级、生产效率提升、出口贸易增长与结构优化等多个方面［19-20］。

三是在新基建与共同富裕的关系方面。现有文献鲜有直接涉及，更多的研究主要围绕数字基础设施、网络基础设施、通信基础设施等某一类新基建对收入差距或贫困的影响展开讨论。例如孙文杰等［21］基于1999—2016年283个城市面板数据的实证检验表明，通信基础设施通过城市化和产业结构升级两大效应，促进了城乡收入差距的收敛；祝志勇等［ 22］基于2013—2020年30个省级样本数据的实证检验表明，数字基建通过增加农民收入和提高非农收入两个渠道，缩小城乡收入差距；陈阳等［23］基于准自然实验，发现“宽带中国”战略能通过互联网用户规模增长和数字普惠金融发展两大效应，缩小城乡收入差距；李成明等［24］基于2014—2018年中国家庭追踪调查数据的实证结果表明，数字基建能通过消除数字鸿沟及促进非农就业两条路径，降低家庭陷入多维贫困的概率。综合来看，近年来，学界分别对共同富裕或新基建给予了高度关注，但围绕二者关系的讨论较少，且鲜有直接涉及。少量研究虽讨论了某一类新基建对城乡收入差距或贫困的影响，但难以反映新基建与共同富裕内在关联的全貌。该研究的边际贡献主要体现为：①在理论层面，尝试将新基建纳入共同富裕的分析框架，阐释新基建影响共同富裕的理论机理，并将市场化进程和农村人力资本投资纳入其中，分析二者分别在新基建影响共同富裕中的调节作用，从而在学理上有助于厘清新基建与共同富裕的理论关联。②在实证层面，从共同富裕内涵及国家明确的新基建类别出发，构建2011—2020年中国30个省级样本的共同富裕水平指数和新基建水平指数，实证检验新基建对共同富裕的影响机制以及市场化进程和农村人力资本投资发挥的调节效应，从而在实践上有助于为国家及各级地方政府统筹协调新基建与共同富裕目标，提供客观的经验证据及丰富的政策蕴含。

2. 2 理论分析

2. 2. 1 新基建对共同富裕的影响机理

共同富裕不是低水平的财富均等化，而是在发展社会生产力“做大蛋糕”的同时“分好蛋糕”，让不同阶层的人们均沾经济发展的成果或红利［25］。新基建不仅有助于夯实共同富裕的物质基础，即“做大蛋糕”；还有助于各阶层人们公平参与财富创造活动，共同分享经济发展成果，即“分好蛋糕”。并且，新基建还通过平台赋能和数字技术赋能，提升共同富裕的政府治理能力及公共服务水平。

一是新基建通过赋能经济增长及质量提升，夯实共同富裕的物质基础，即“做大蛋糕”。新基建具有传统基建的基础性、公共性、强外部性等一般经济属性及社会意义，通过平台搭建实现社会再生产的良性运转，并通过投资乘数效应、产业上下游关联效应促进经济规模增长，从而“做大蛋糕”。不仅如此，新基建蕴含的新一代移动互联网、大数据、人工智能、区块链等数字技术赋能效应，有助于做大数字经济增量、调整优化传统经济存量，整体提升经济发展质量。在增量方面，新基建是数字经济发展的底层支撑，通过平台和技术赋能，促进了以产业数字化、数字产业化为主要表征的数字经济发展，提升了数字经济在国民经济中的占比，实现产业结构的高级化和合理化［26］；在存量调整方面，新基建能通过数字平台赋能推动农业、制造业、服务业的数字化转型，促进传统产业技术进步、要素配置效率改善，提升产业运行质量和效率。此外，新基建通过赋能全国一体化大市场形成，夯实共同富裕的市场环境基础。新基建能够通过时空收敛效应，缓解商品市场、要素市場的区划壁垒，促进形成全国性统一大市场，从而消减社会分工的信息不对称性及机会主义行为，降低市场交易成本，拓展了微观经济主体的市场边界及商业机会；促进了要素市场化顺畅流动，缓解了要素区域间、行业间错配，增进了要素配置效率，提升了生产经营绩效及全要素生产率。

二是新基建有助于各阶层人们公平参与市场分工，从事财富创造活动，并公平分享经济发展成果，即“分好蛋糕”。“分好蛋糕”意味着各阶层人们能享有公平参与财富创造、交换及分配的基本权利。新基建拥有传统基建不可比拟的低成本、高效率、广覆盖、深渗透等优势，更具包容性。一方面，新基建的平台优势及数字化赋能，有助于营造公开、透明、公平、公正、可预期的市场环境，激发微观经济主体的市场活力，促进了不同类型市场主体及人群的“大众创业、万众创新”，提升了财富创造、财富分配的市场公平性［27］。另一方面，有助于实现农村贫困地区、低收入人群融入社会经济网络及分工协作体系，在更广的领域发挥自身比较优势，参与市场分工并从事财富创造活动，提高各阶层人群的收入水平及福利待遇。例如，新基建平台赋能的数字经济发展为低收入人群创造了灵活多样的就业岗位或就业平台，提高了低收入人群的收入水平；金融机构借助新基建及其数字技术，发展多种形式的数字普惠金融产品或服务，缓解了小微企业、低收入人群长期面临的金融抑制；新基建向农村地区的广泛渗透，带动了农村电子商务的发展，促进了农村或农业产品的销量及价格的提升，增加了农民收入，收敛了城乡收入差距；新基建支撑的数字经济发展，促进了农村三次产业融合及农业多功能性拓展，有助于带动农民增收、农业增效、农村发展。

三是新基建有助于提升政府对实现共同富裕的治理能力及公共服务水平。共同富裕的实现，既需要建立或完善有助于“做大蛋糕”和“分享蛋糕”的市场运行机制，也离不开政府相关部门对共同富裕的高效治理及公共服务。新基建蕴含的数字技术优势，有助于改革或创新政府社会治理及公共服务供给的组织模式、业务流程，提升公共管理部门的服务效能，提升对共同富裕的社会治理能力。借助于新基建的数字平台支撑，有助于建立针对贫困人口或弱势人群的大数据系统，并通过跨部门数据共享与资源、能力整合，构建起共同富裕的协同治理体系。新基建有助于公共管理部门打造低成本、高效率的数字化公共服务平台，提升政府的公共服务效能，增进各阶层人群的公共服务水平，有助于实现公共服务的均等化［28］。

由此，该研究提出，假设1：新基建对共同富裕有明显的正向促进作用。

2. 2. 2 市场化进程与农村人力资本投资的调节作用

（1）市场化进程的调节作用。市场化进程在一定程度上反映了市场经济活动中政府与市场的权责边界，推进市场化进程有助于消减政府的不合理干预行为，更好地发挥市场机制在商品市场和要素市场的决定性作用。共同富裕依赖于不同阶层人们公平地参与市场分工，共同从事财富创造与财富交换的市场经济活动。这就需要打破阻碍或制约商品、要素市场化流动的体制性或制度性壁垒，建立包容性的全国统一大市场，为商品交换及生产要素配置提供完备的市场运行机制。已有较多研究证实，加快市场化进程有助于释放“大众创新、万众创业”的市场活力，为各阶层创新或创业致富营造公平的市场环境；加快市场化进程促进了城乡商品双向流动，提升了农副产品的市场交易空间及市场价值，促进了工业消费品下乡，增加了农民收入和社会福利［29］；加快市场化进程有助于实现技术、人才、资本等生产要素向农村或农业领域流动，促进了农业技术进步及要素配置效率的改善，提升了农业全要素生产率，从而实现农业增效、农民增收［30］。

如果说新基建为人们公平参与财富创造、交换及分享降低了“物理性”交易成本，那么加快市场化进程则消减了“制度性”交易成本，新基建与市场化进程的协同推进，将有助于更好地实现共同富裕。换句话说，在市场化水平低下的情形下，政府过多干预引致的市场扭曲，会抵消或降低新基建对共同富裕的促进效应。

由此，该研究提出，假设2：加快市场化进程有助于进一步强化新基建对共同富裕的促进作用，即市场化进程在新基建对共同富裕的影响中发挥正向调节作用。

（2）农村人力资本投资的调节作用。實现共同富裕，必须大力推进乡村振兴，妥善解决好“三农”问题。农村地区经济发展水平相对低下或农村人口相对贫困，是实现共同富裕的最大障碍。在财富创造的生产经营过程中，人力资本是最具能动性、创造性的第一位生产要素，劳动者之间的知识、能力等人力资本差异，是引致收入差距及财富分化的内在原因［31］。长期以来，农村人力资本整体水平低下，制约了农业生产效益提升，扩大了城乡居民收入差距。实现共同富裕，必须加强农村健康、教育等人力资本投资，增强农村地区及低收入人群的自我发展能力。新基建的包容性、共享性优势，为农村地区的产业发展或农村人口的劳动致富创造了低成本、高效率、便利化的物质条件，有助于推动农村产业发展及农民增收致富。但如果农村人力资本投资不足或水平低下，必将制约其自我发展能力的形成，从而弱化新基建在农村地区融入或使用的深度和广度。比如，新基建平台或技术赋能的数字普惠金融、农村电子商务，在农村的发展均受制于农村的人力资本水平。反之，加强农村人力资本投资，增进农村人力资本水平，有助于农村地区或农民更好地把握新基建带来的诸多红利，进而提升农业生产经营效益及农民收入水平，从而助推共同富裕。由此，该研究提出，假设3：农村人力资本投资有助于进一步强化新基建对共同富裕的促进作用，即农村人力资本投资在新基建对共同富裕的影响中发挥正向调节作用。

3 模型构建、变量说明及数据来源

3. 1 模型构建

基于前文理论分析及假设1，并考虑到共同富裕或许存在一定的路径依赖，首先构建一个涵盖共同富裕滞后一期的动态面板模型，作为该研究的基准回归模型。

3. 2 变量说明

3. 2. 1 被解释变量：共同富裕

现有文献对共同富裕的测度，主要遵循两条路径，一是采用城乡收入比、泰尔指数、基尼系数等指标［32］，近似地刻画共同富裕的实现水平；二是从共同富裕的内涵出发，构建多维度指标体系，测度共同富裕的水平指数。考虑到第一类表征方式仅仅能部分反映共同富裕的水平，难以反映共同富裕的全貌，该研究参考刘培林等［12］、陈丽君等［33］的研究成果，从共同富裕的内涵出发，基于数据可得、系统科学、客观全面、有层次的原则，构建了涵盖3个一级指标、10个二级指标和22个三级指标的共同富裕评价指标体系（表1）。

为避免主观赋权的弊端以及多指标数据重叠问题，该研究采用熵值法对共同富裕评价指标进行赋权，计算得到各个省份的共同富裕水平指数。

3. 2. 2 核心解释变量：新基建

（1）指标体系构建及测算过程。用新基建发展水平指数代表新基建发展水平（ln Nid）。基于新基建类别及内涵，遵循数据可得、系统科学、客观全面、有层次的原则，并参考伍先福等［34］的相关研究，构建新基建发展水平指数及指标体系（表2）。其中信息基建和创新基建均可以找到合适的指标加以刻画，而融合基础设施无法直接获取相应指标。考虑到融合基建是传统基建基于新一代信息技术的转型升级，反映了传统基建领域的信息化、数字化融入程度，建立传统基建子系统与信息化子系统，基于耦合协调模型测算两大子系统的耦合协调度，以近似代替融合基建水平指数。

新基建水平指数的具体测算步骤如下：第一步，分别测算信息基建、融合基建及创新基建的发展指数，其中信息基建和创新基建均采用熵权法计算，融合基建基于传统基建子系统与信息化子系统耦合协调模型测算，由此得到信息基建、融合基建及创新基建各自的水平指数；第二步，基于专家意见法（经济和信息化委员会专家1名、行业专家2名、高校专家2名，共5名专家），对信息基建、融合基建及创新基建分别赋权，分别为0. 4、0. 3、0. 3；然后基于事先得到各细分基建发展指数及各自权重，计算新基建水平指数。

（2）测算方法。用熵权法分别计算信息基建和创新基建的水平指数。借鉴李蕾［35］的研究，采用熵权法对中国省级信息基建、创新基建水平指数进行测度，采用极差标准化法对数据进行统一处理，以消除量纲的影响。由于指标均为正向，其标准化为：

3. 2. 3 调节变量

（1）市场化进程（ln Mar）。用王小鲁等［36］对市场化指数的测算数据来衡量。该指数主要由政府与市场的关系、非国有经济的发展水平、产品市场的发育、要素市场的发育、市场中介组织发育和法律制度环境等细分指数合成。

（2）农村人力资本投资（ln Mbi）是指通过教育培训、健康投资和劳动力迁移流动等形式而凝结在农村劳动力身上的资本量。农村人力资本投资通过人力资本投资形成，体现为劳动者身上的知识技能、文化技术水平和健康状况等。该研究选取农村人力资本投资（ln Mbi）作为调节变量，具体细分为三类：一是用各省份农村交通通信支出表示迁移性人力资本投资（ln Mh）；二是用各省份农村文教娱乐支出表示教育性人力资本投资（ln Eh）；三是用各省份农村医疗保健支出表示健康性人力资本投资（ln Hh）。迁移性人力资本（ln Mh）：人力资本的迁移对农业多样性的发展和区域创新能力的提高有着积极的影响。通过加大对农民交通和通信的投入，农村农民可以改善地区间的交流，起到很好的知识和技术推广和传播作用［37-38］。该研究用交通通信支出占总支出的比重来表示。

教育性人力资本（ln Eh）：在中国城乡二元结构下，农村农民的教育问题一直备受关注，提高农民的综合素质对提升高等教育经费有着关键作用。伴随高等人力资本，农业生产效率将会有一定的提升，同时也提高了农村的经济发展水平［39］。该研究用文教娱乐支出占总支出的比重来表示。

健康性人力资本（ln Hh）：卫生人力资本的投入是非常重要的，完善基本医疗卫生设施，促进农村居民健康，将会带动经济增长［40］。该研究用医疗保健支出占总支出的比重来表示。

3. 2. 4 控制变量

参考以往文献，加入以下控制变量：①经济发展水平（ln Pgdp）。采用人均地区生产总值来刻画。②产业结构（ln Is）。借鉴徐德云［41］的做法，计算产业结构升级指数，

Iit = Y1it × 1 + Y2it × 2 + Y3it × 3，其中Y1it，Y2it，Y3it分别为t 时期i 地区第一、第二和第三产业分别占地区生产总值比重来衡量。③外商投资水平（ln Fdi）。采用外商直接投资占地区生产总值比重。④人力资本水平（lnHc）。数据来自中央财经大学中国人力资该研究中心，按生活成本指数折算的人均实际劳动力人力资本来刻画。⑤政府干预（ln Gov）。采用政府公共财政支出占地区生产总值比重来衡量。

3. 3 数据来源与描述性统计

该研究基于2011—2020年中国30个省级平衡面板数据进行研究。由于数据可得性限制，研究未涉及西藏自治区及香港、澳门、台湾地区。以上指标数据主要源自《中国统计年鉴》、中国宏观经济数据库、中国科技数据库，对于部分年份的缺失数据，采用插值法补齐。实证模型相关变量的描述性统计结果见表3。

4 实证分析

4. 1 基本模型回归结果

在进行基准回归之前，对核心解释变量新基建进行内生性检验，检验结果P 值（0. 016）小于0. 1，說明拒绝该变量为外生变量的原假设，即核心解释变量新基建是内生变量，存在内生性问题。系统广义矩估计方法不需要假定变量分布和知晓随机干扰项的分布，可以有效地解决内生性问题。该研究采用系统广义矩估计方法（SystemGeneralized Method of Moments，System GMM）对模型（1）进行参数估计，在控制其他可能影响新基建的变量以及时间和地区效应后，估计结果见表4。AR（1）小于0. 1，AR（2）大于0. 1，Hansen检验的P 值大于0. 1，满足了使用系统广义矩估计的前提条件，即差分方程中残差序列只存在一阶自相关，不存在二阶及更高阶自相关，并且工具变量具有严格的外生性。综上可初步判断系统广义矩估计的估计结果具有一致且可靠的优良性质。

表4中，被解释变量滞后一期ln Com 的系数显著为正，说明共同富裕具有较为明显的路径依赖特征。核心解释变量新基建水平指数的估计系数在1%的显著性水平下为正，表明新基建有助于促进共同富裕，验证了理论假设1。系数为0. 102，可以说明新基建水平（X）每上升1%，共同富裕实现程度（Y）将上升0. 102%。这也蕴含着，国家应将新基建纳入共同富裕实现的政策框架，科学系统做好新基建空间布局，通过政府引导与市场调节相结合，推动新基建向广大农村腹地尤其相对贫困地区延伸、渗透，协调好新基建与当地产业发展的内在关系，促进区域经济增长与相对贫困人口收入增长与福利改善，进而逐步实现共同富裕。

在控制变量方面，地区经济发展水平和产业结构调整的影响系数均不显著。外商直接投资的影响系数显著为正，可能是样本期间外商直接投资通过知识技术溢出效应提升了普通劳动者的知识技能水平，并促进就业进而提高了收入水平。特别值得注意的是，地区整体人力资本水平的影响系数显著为负，明显抑制了共同富裕。这一结果与常识相悖的原因可能在于，虽然样本期间地区整体人力资本水平有明显上升，但不同阶层劳动者之间的差距也可能也随之扩大，如果这一推论成立，则人力资本水平对共同富裕的影响表现为负。政府干预的系数显著为负，表明政府支出规模增长抑制了共同富裕。原因可能在于，在地方政府财力有限的情形下，财政支出具有明显的城市偏向，而在农村地区财政支出结构的不合理，也可能会制约政府财政支出对农村发展及农民增收的促进效应。

4. 2 内生性检验

存在的内生性问题使研究结果具有一定的局限性。考虑到该研究问题本身，单独将遗漏变量和互为因果两种可能的内生性问题拿出来考虑，并采用工具变量法和变量滞后两种方法缓解可能存在遗漏变量和互为因果两种可能的内生性问题。

第一，采用工具变量法。参考黄群慧等［42］、赵涛等［29］的方法，选取各省份1984 年固定电话数及1984 年邮电业务总量构造交互项作为衡量新基建发展水平的工具变量。需要说明的是，由于所选择的工具变量是横截面数据，无法满足面板数据的回归需求，因此借鉴胡艳等［43］的方法，选取各省份每万人中互联网接入用户数（与时间有关）分别与1984年固定电话数及1984年邮电业务总量的两个交互项来构造面板工具变量。根据表5列（1）的工具变量法结果显示，各变量均在1%水平下显著，说明新基建对促进共同富裕的效应仍旧成立。同时，回归结果通过了不可识别检验、弱识别检验和过度识别检验，验证了采用各省份每万人中互联网接入用户数（与时间有关）分别与各省份1984 年固定电话数及1984年邮电业务总量的两个交互项作为新基建工具变量的合理性。

第二，核心解释变量滞后一期。为减弱反向因果的影响，该研究参考宋培等［44］的做法，选择新基建指数滞后一期作为核心解释变量重新进行估计，结果见表5列（2）。新基建系数仍显著为正，与前文基准回归一致。

4. 3 稳健性检验

第一，替换被解释变量。该研究参照宋培等［44］的做法，运用主成分分析法，重新測算共同富裕指数并进行回归，结果见表5列（3）。第二，缩尾处理。为消除异常值和非随机性给计量结果带来的偏差，对主要解释变量进行前后1%、5%的缩尾处理，结果见表5列（4）—列（5）。以上稳健性检验结果显示，新基建发展水平回归系数均在1%的水平下显著为正，这与表4的基准回归结果一致，说明该研究得到的回归结果是稳健的，即新基建显著促进了共同富裕。

4. 4 基于新基建不同地区、不同维度的异质性检验

4. 4. 1 基于南北地区的异质性检验

近年来，中国的南北经济差异日益凸显，且在共同富裕及新基建水平方面差异也较为明显，这可能导致新基建对共同富裕的影响在南方地区和北方地区存在较大的异质性。为此，借鉴许宪春等［45］的做法，参考经济地理的划分标准，将30个样本省份划分为南方、北方地区进行回归估计，具体结果见表6列（1）、列（2）。

结果显示：南方地区新基建的回归系数显著为正，而北方地区新基建的回归系数显著为负，表明新基建显著促进了南方地区的共同富裕，而对北方地区共同富裕具有明显的抑制作用。造成上述较大地区异质性的原因较为复杂，原因可能在于：北方地区的产业“重型化”较为突出，如除北京之外的京津冀经济圈、东北地区的重化工、能源产业较为发达，而数字经济产业相对落后；而与之相反，南方地区尤其是长三角、珠三角的产业布局，战略性新兴产业、高新技术产业以及生产性服务业较为发达，数字经济的活跃度也相对较高，而相对于“重型化”产业，这些产业的发展对新基建的依赖程度更高，相应的就业人员更能享有新基建带来诸多红利。并且，南方地区的经济发展水平更高、市场活力更强、创新创业氛围更为浓厚，新基建通过平台及数字技术赋能，能广泛带动该地区的“大众创业、万众创新”，从而有助于实现共同富裕。

4. 4. 2 基于新基建不同类别的异质性检验

信息基建、融合基建及创新基建三类基建对共同富裕的影响可能存在一定的差异，为了揭示上述差异，基于模型（1）分别检验了各细分新基建对共同富裕的回归结果，见表6列（3）—列（5）。

结果表明，三个细分新基建的影响系数均显著为正，说明信息基建、融合基建及创新基建均不同程度地促进了共同富裕。就影响系数而言，融合基建的系数最大（0. 112），其次为信息基建（0. 107），最后为创新基建（0. 036）。这一结果也蕴含着，要实现共同富裕，国家在大力发展信息基建和创新基建的同时，要借助数字技术或信息化赋能，推动传统基建的数字化或智能化转型，这有助于减缓传统基建规模效应递减的速度，更好地发挥传统基建对共同富裕的促进作用。而创新基建的影响系数最小，原因可能在于，创新基建更多服务于科学研究、技术开发、产品研制等创新创造领域，其辐射的人群范围相对有限。

4. 5 农村人力资本投资、要素市场化的调节机制

分别设立迁移性人力资本、教育性人力资本以及健康性人力资本或要素市场化与新基建的交互项，以进一步探寻新基建对共同富裕的影响。对这一理论假设进行实证检验，采用系统广义矩估计方法估计模型（表7）。列（1）为迁移性人力资本（ln Mh）与新基建的交互效应，列（2）为教育性人力资本（ln Eh）与新基建的交互效应，列（3）为健康性人力资本（ln Hh）与新基建的交互效应，列（4）为市场化进程（ln Mar）与新基建的交互效应的回归结果。

重点围绕新基建与三项农村人力资本投资、新基建与市场化进程的交互项系数展开讨论。在农村人力资本投资方面，迁移性、教育性、健康性三类农村人力资本投资分别与新基建的交互项系数均显著为正，说明在新基建的作用下增加农村交通通信、教育培训和医疗卫生等人力资本方面的投资，能显著促进共同富裕。原因可能在于，人力资本的迁移对农业多样性的发展和区域创新能力的提高有着积极的影响。通过加大对农民交通和通信等新基建的投入，农民可以改善地区间的交流，起到很好的知识和技术推广和传播作用，从而促进共同富裕。另外增加教育性和健康性人力资本投资，农民的综合素质以及健康水平会随之得到增长，都将会提高农村的经济发展水平，促进共同富裕。总的来说，农村人力资本投资有助于提升农村人口的知识技能及健康水平，增强农村地区或农村人口的自我发展能力，有助于更好地释放新基建带来的农村发展、农业增效及农民增收红利，进而促进共同富裕。这也蕴含着，国家应统筹推进新基建与农村人力资本投资，以更好地发挥新基建对共同富裕的促进作用。

在市场化进程方面，市场化进程与新基建的交互项系数同样显著为正，表明新基建加快推进市场化进程，有利于消除或缓解商品或生产要素流动的制度性或体制性壁垒，建立包容性的全国统一大市场，更好地发挥市场机制在商品交易及生产要素配置中的决定性作用，有助于进一步强化新基建对共同富裕的促进作用。

5 研究结论与政策启示

该研究创新性地将新基建纳入共同富裕的理论分析框架，基于2011—2020年30个省级样本数据，采用熵权法、耦合协调模型测度新基建水平指数和共同富裕水平指数。在此基础上，实证检验新基建对共同富裕的影响机制及市场化进程、农村人力资本投资发挥的调节作用。研究结果表明：①整体上，新基建显著促进了共同富裕；从地区层面看，新基建促进了南方地区的共同富裕，而对北方地区具有明显的抑制效应。②从新基建细分类别看，融合基建、创新基建、信息基建均不同程度地促进了共同富裕，但在影响系数上，呈现出融合基建、信息基建、创新基建依次递减的事实特征。③市场化进程以及农村健康性、教育培训性、迁移性人力资本投资，均有助于强化新基建对共同富裕的促进作用。

基于以上结论，该研究提出如下建议：第一，将新基建纳入共同富裕实现的政策框架，通过新基建平台赋能为国民财富创造与财富公平分配提供良好的基础条件。地方政府应统筹协调好新基建与实现共同富裕的目标规划，根据各地区人口分布、产业发展等要素禀赋条件及实际需求，优化新基建进度安排及空间布局，并通过市场机制与政府引导相结合，推进新基建向农村地区或欠发达地区延伸、渗透，提升新基建在各地區、行业及人群之间的覆盖广度、使用深度。以新基建为基础平台，大力发展数字普惠金融、农村电商务、平台经济等服务业态及应用场景，推动新基建与传统产业的融合，促进传统产业的数字化转型，平滑行业间的生产率及工资福利差距，让更多的居民尤其是低收入阶层共享新基建及数字经济发展的红利［46］。第二，在加强新基建投资的同时，协同推进农村人力资本投资，提升农村人力资本水平及自我发展能力，让更多的居民尤其是相对贫困人口借助新基建的发展机会，改进生产经营方式，整合数据、人力资本、资本、土地等生产要素，促进农业产业技术进步和生产要素配置效率改善，实现农村发展、农业增收与农民致富。第三，加快推进市场化进程，理顺政府与市场的权责边界，充分发挥市场机制在商品交易、生产要素配置中的决定性作用以及政府的宏观调控作用，构建全国性的统一大市场，消除或缓解商品市场及要素市场的区域行政壁垒，促进商品自由流通及各类生产要素的市场化配置，为各阶层人们融入市场分工，参与财富创造、财富交换及财富分配营造公平、良好的市场环境。

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（责任编辑：刘照胜）