数字鸿沟视角下数字经济发展对共同富裕的影响

摘要：党的二十大报告中提出要加快发展数字经济，扎实推进共同富裕。以2011—2019年中国168个城市为样本，探讨了在数字鸿沟存在的情形下，数字经济发展和共同富裕之间的关系。研究发现，由于数字鸿沟的存在，数字经济发展对共同富裕的影响不是线性而是“U形”的。影响机制分析表明，数字经济可以通过产业结构高级化、劳动力转移影响共同富裕水平，数字鸿沟在这种关系中起到了显著的调节作用。数字鸿沟的存在一方面会通过阻碍产业结构升级、引起劳动力转移“回流”降低数字经济对共同富裕的积极影响，另一方面会使这种影响呈现出显著的区域异质性。研究结果对如何缩小数字鸿沟，促进数字经济发展赋能共同富裕提供了一定的政策启示。

关键词：数字经济；数字鸿沟；共同富裕；产业结构；劳动力转移

中图分类号：F201 文献标识码：A DOI：10.3969/j.issn.1003-8256.2024.05.006

习近平总书记［1］指出“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化，共同富裕是中国特色社会主义的本质要求”。研究共同富裕的原理机制不仅具有重大的理论价值，而且具有显著的现实意义。党的二十大报告中同时提出要加快发展数字经济，促进数字经济与实体经济深度融合。同时，《“十四五”数字经济发展规划》提出数字经济是促进公平与效率更加统一的新经济形态。可以看出，数字经济和体现效率与公平两大特征的共同富裕之间是高度相关的。因此，我们所要追求的共同富裕就不是与数字经济相互割裂的共同富裕，而是嵌入到数字经济时代的，与数字经济发展息息相关的共同富裕。

数字经济在微观层面可以形成具有规模经济、范围经济和长尾效应的经济环境，提高经济的均衡水平；在宏观层面可以通过新的要素投入、新的资源配置效率和新的全要素生产率促进经济高质量发展［2］。同时数字经济以数字化信息、互联网平台、数字化技术、新型经济模式和业态为核心内容，以数据支撑、融合创新、开放共享为基本特征［3］，不仅深刻改变了经济主体的行为，而且促进了信息交流、产品交换、要素优化配置，畅通了生产、分配、交换、消费各个环节，大大提高了经济社会的发展性和共享性。但是，在考虑数字经济发展总量问题的同时，也必须重视数字经济发展的结构问题。随着互联网应用技术的扩散，孕育了另一种机会不平等——数字鸿沟［4］。数字鸿沟是指数字经济在发展过程中，不同行业、地区和群体等经济主体之间由于对信息资源、网络技术的拥有程度、应用程度和创新能力不同而造成的信息落差与贫富分化。这意味着，在大力发展数字经济的过程中，既要重视数字经济发展的总量问题，又要重视结构问题，既要大力支持数字经济发展又要警惕数字鸿沟的存在，努力缩小数字鸿沟与大力发展数字经济不可偏废，要注重两者之间的相互协调。

我国数字经济发展迅猛，在数字经济时代，探讨共同富裕的实现机制就难以回避数字经济及其相伴而生的数字鸿沟对共同富裕的影响。但是，迄今为止尚未有文献将数字经济、数字鸿沟和共同富裕纳入到统一的框架之中进行研究，本文试图在此基础上为该领域的研究提供一个可能的分析视角。

相较于现有文献，本文的边际贡献主要体现在以下几个方面：第一，在一个统一的框架下探讨了数字经济发展、数字鸿沟存在如何影响共同富裕水平这一重大现实问题，为数字经济时代有关共同富裕的研究提供了一个新视角，而且进一步分析了其中可能的作用机制，拓展了有关数字经济和共同富裕的相关研究。第二，提出以“发展性”和“共享性”为原则，将共同富裕水平合理量化，为比较城市之间和区域之间的共同富裕水平提供一个客观的方法。第三，将数字鸿沟合理量化，详细分析了数字鸿沟在数字经济与共同富裕之间发挥的调节效应。

1 文献综述

数字经济发展主要从产业结构高级化和劳动力转移两个方面影响共同富裕水平。数字经济发展成熟，数字鸿沟弥合可以促进产业结构高级化，产业结构高级化提高经济的“发展性”和“共享性”从而带动共同富裕水76dfa87a1aedfe2fa91e07b4b79332b6平的提高。数据是数字经济时代最为关键的生产要素［5］，数字经济发展成熟，区域、行业、个体间的数字鸿沟弥合，促进劳动力合理转移，而劳动力的合理有序流动是要素市场化进程中的关键因素，要素市场化进程的加快会提高资源配置效率、促进社会公平，进而提高共同富裕水平。

关于数字经济与产业结构之间的关系，目前的研究结论大致分为两个主要方向。一方面，部分研究认为数字经济有利于产业结构的合理化和高级化。原因主要有如下几点：一是从与生产部门的结合来看，数字技术和生产部门的集成整合将在长期内助力产业结构的优化调整［6］；二是从区域异质性来看，数字经济对我国东中西部省份的产业结构升级均起到了显著的促进作用［7］；三是从数字经济和产业结构之间的关系来看，大量研究都认为产业结构优化升级在数字经济与其他经济变量之间起到了部分中介效应。例如徐晓慧［8］的研究证明了产业结构的优化升级是数字经济作用于经济高质量发展的一种重要的途径。另一方面，也有研究认为数字经济对产业结构高级化的影响存在非线性的特征。例如，刘洋等［9］的研究表明，数字经济发展对产业结构高级化存在边际效应减弱的作用趋势。蒋瑛等［10］认为数字经济的发展加强了全球价值链嵌入与产业结构高级化之间的“倒U形”关系。结合以往研究，本文认为在数字鸿沟弥合、数字经济发展成熟的时期，数字经济可以通过技术变革、结构变革和溢出效应促进产业结构的高级化。

但是，在数字经济发展初期，数字鸿沟现象明显，数字鸿沟的存在会严重影响数字经济本该发挥的对共同富裕的促进作用，以至于在数字经济发展初期，数字经济反而降低了共同富裕水平。早在2002 年，胡鞍钢等［11］就分析了中国面临的三大数字鸿沟现象及其产生发展的原因，指出数字鸿沟的存在会严重影响数字经济或数字金融本应对经济发挥的积极作用。何宗樾等［12］的研究发现，数字鸿沟的存在会使得位于贫困线附近及贫困线以下的居民由于数字金融的发展而变得更加贫困。结合以往学者的研究，本文认为数字鸿沟的存在会阻碍产业结构的高级化进程。

有关数字经济和劳动力转移的研究，归纳起来主要有两个方面。第一，劳动力转移被视为数字经济作用于实体经济的一种中介机制。台德进等［13］研究发现农业劳动力转移是数字经济影响城乡经济融合的两个关键因素之一。周慧等［14］研究认为低经济水平地区数字经济的发展可以通过改善劳动力之间的配置缩小城乡间的差距。第二，直接验证数字经济和劳动力转移、劳动力配置之间的关系。周祎庆等［15］认为数字技术和产业之间的良性互动所形成的就业灵活化与就业平台化提升了劳动力资源的配置效率。本文认为，处于发展成熟期的数字经济可以从两个方面影响劳动力的转移。第一，数字经济创造了新的更加公平的竞争性就业岗位。第二，数字经济彻底打破了劳动力流动的地域限制和行业壁垒。在互联互通的数字经济时代，全国处在一个大市场之中，在这个大市场中不仅信息、产品相互流通、相互交换，而且作为生产要素之一的劳动者也在其中进行着自由化的转移和配置。

然而在数字经济发展初期，数字鸿沟的存在对劳动力转移的不利影响也不容忽视。赵新宇等［16］研究发现由于数字鸿沟的影响，数字经济主要提升了高学历、拥有专业技能以及能够熟练使用互联网的劳动力的就业概率，对其他人的非正规就业影响不大，这说明数字经济在促进就业方面表现出明显的群体异质性。本文认为，在数字经济发展初期，由于劳动力群体禀赋差异引起的数字鸿沟差距会导致部分劳动力从高产值的第三产业回流到第二产业甚至第一产业，从而造成劳动力转移的“回流”现象，由此不利于共同富裕水平的提高。

2 理论分析与研究假设

综上，在数字经济发展初期，由于数字鸿沟的存在会阻碍产业结构的优化升级、造成劳动力“回流”现象，不利于共同富裕的实现。但是随着数字经济发展成熟，数字鸿沟得到弥合，数字经济可以通过产业结构高级化和劳动力合理有序转移促进共同富裕水平的提高。因此由于数字鸿沟的影响，数字经济发展和共同富裕水平之间不是简单的线性关系，而是呈现出“U形”关系。据此，提出假设：

H1：由于数字鸿沟的影响，数字经济发展和共同富裕水平之间存在“U形”关系。

H2：数字经济可以通过产业结构高级化、劳动力转移影响共同富裕水平。

在市场经济条件下，如果没有政府的干HvNRZDRPe7Y9W0DxOfEtjQ==预，数字经济的发展会自发产生和扩大数字鸿沟，加剧贫富分化［17］。数字经济发展初期存在数字鸿沟，数字鸿沟的大小是否会影响数字经济发展与共同富裕水平之间“U形”关系的形状？本文认为，数字鸿沟越大，行业、区域和个体之间的信息落差越大，数字经济发展的普惠性红利越难被释放出来，越会造成贫富差距和两极分化。因此，提出假设：H3：数字鸿沟越大，数字经济发展和共同富裕水平之间“U形”关系的拐点越向右移动。

3 研究设计

3.1 数据来源

通过剔除相关数据缺失较严重的城市，最终以我国168个城市为研究对象，利用这168个城市2011—2019年的平衡面板数据研究数字经济发展、数字鸿沟存在对共同富裕水平的影响。数据主要来自《中国城市统计年鉴》《中国城市数据库》《中国城乡建设数据库》《中国区域经济数据库》以及国家统计局官网和各省区市统计局官网，相关缺失数据通过手动搜集和计算得到，其他数据来自互联网。为了消除极端异常值对研究的影响，对所有连续变量在1%和99%水平上进行了缩尾处理。

3.2 数字经济发展水平的度量

迄今为止对于数字经济发展水平的度量在学术界尚没有统一的标准，但是有不少学者做了大量开拓性的工作。一方面有学者将数字经济和数字金融的度量统一起来，将两者视为同义词，不区分地加以使用，而且用中国数字普惠金融指数来描述中国数字金融即数字经济的发展水平［18］。另一方面也有学者将数字金融纳入到数字经济的度量之中而不是将两者作为同义词使用，例如赵涛等［19］从互联网发展和数字普惠金融两个方面，通过主成分分析方法测量了中国城市层面的数字经济发展水平。此外还有学者将数字金融和数字经济割裂开来，单独测量数字经济的发展水平，例如刘军等［20］以信息化发展、互联网发展和数字交易发展三个维度，选用14个测度指标，测量了2015—2018年30个省份的数字经济发展水平。参考以往的研究，考虑到数字经济和互联网、数字金融之间的密切联系，借鉴赵涛等[19]的做法，采用电信业务收入、信息传输计算机服务和软件从业人员数、互联网宽带接入用户数、移动电话用户数和普惠金融指数五个指标来衡量168个城市的数字经济发展水平。其中前四个指标可以从《中国城市统计年鉴》获得，第五个指标采用北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的指数。最后通过主成分分析法将五个指标的数据标准化后降维处理，得到168个城市的数字经济发展指数，记为digital。

3.3 共同富裕水平的衡量

关于如何量化共同富裕水平，学术界存在较大争议。李实［21］不仅阐述了共同富裕的内涵与目标，而且从收入、财产和基本公共服务三个方面界定了共同富裕的宏观指标，但是没有提出量化共同富裕的具体方法。刘培林等［22］从理论上解释了共同富裕的内涵，指明了实现共同富裕的路径，同时提出了一套规范的测度指标体系，但是未就指标体系的具体应用做实证分析。陈丽君等［23］构建了一个包含3项一级指标、14项二级指标、81项三级指标的可量化的共同富裕指数模型。在系统回顾已有的有关共同富裕理论内涵和量化评估指标体系的基础上，以“发展性”和“共享性”为两大基本原则，以收入、财产、基本公共服务、收入差距、财产差距、享受基本公共服务差距六个维度作为一级指标，同时结合中国现实情况和研究需要，开发出相应的二级指标和三级指标来量化168个城市的共同富裕水平。构建的指标体系详见表1。

从表1可以看出，所有的一级指标均以发展和共享为出发点和落脚点，很好地体现了共同富裕中包含的“富裕”和“共同”两个基本点，二级指标是一级指标的扩展，12个三级指标给出了量化共同富裕水平的具体方法。为了将12个三级指标合理加权汇总成一个衡量共同富裕的指标，本文采用熵值法对三级指标进行客观赋权，以避免主观性的赋权方法造成的影响，此外将通过熵值法测算出来的共同富裕水平记为cp。

3.4 控制变量

参考已有研究［24-25］，选择如下控制变量：（1）对外开放程度（fdi），用当年实际使用外资金额与当年各城市生产总值的比值衡量；（2）教育发展水平（edu），以当年各城市财政教育支出占当年财政支出的比例刻画；（3）金融发展（jrfz），用当年金融机构贷款与当年各城市生产总值的比值衡量；（4）投资水平（gdtz），以当年各城市固定资产投资金额刻画；（5）人口数量（rksl），用各城市当年年末总人口数衡量；（6）经济发展水平（gdp），用各城市当年生产总值衡量。

3.5 模型的构建

为了考察数字经济发展对共同富裕水平的影响，构建面板基准回归模型，模型构建如下所示：

由于数字鸿沟的存在，数字经济的红利效应在短期内可能不显著，需要经过一定时间的发展才能提高经济社会的“发展性”和“共享性”，从而促进共同富裕水平的提高。因数字鸿沟作用，数字经济发展与共同富裕水平之间可能存在非线性关系，因此借鉴陈文等［26］的做法，在模型中引入核心解释变量数字经济的二次项，构建如下计量模型：

3.6 变量的描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2所示。从表2可以看出，被解释变量的最小值和最大值之间存在较大的差距，这说明不同城市的共同富裕水平不一致，这与城市之间发展水平不均匀、共享水平更是存在巨大差异的现实情况是相符合的。解释变量数字经济的最小值与最大值之间也存在较大差距，各城市的数字经济发展水平不一。

4 实证分析

4.1 基准回归

表3汇报了本文的基准回归结果。表中的第（1）列是对应模型（1）的回归结果，可以看出核心解释变量数字经济的回归系数显著为负，说明数字经济的发展降低了共同富裕水平。第（2）列是加入了数字经济二次项的模型（2）的回归结果，用以验证数字经济发展和共同富裕水平之间是否存在非线性的关系。从列（2）中可以看出，核心解释变量数字经济的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，说明数字经济发展和共同富裕水平之间存在显著的“U形”关系。

但是，以一次项和二次项系数是否显著来判断的“U形”关系可能呈现出单调凹凸性曲线的特征。为了避免该问题，按照U形检验三步法来进一步验证，所谓的U形检验三步法为：①检验核心解释变量的一次项和二次项系数是否相反且通过显著性检验；②端点处的斜率是否正负性相反；③曲线的拐点是否在相应的样本区间内。用Stata 17中的Utest命令继续检验数字经济发展和共同富裕水平两者之间的关系，检验结果证明“U形”关系依然显著成立。表4列出了Utest检验的结果。从Utest检验中可知，数字经济发展和共同富裕水平之间“U形”关系的拐点出现在9.232处。由此，可以验证假设H1，即在数字经济发展的初期，数字鸿沟的存在影响经济社会的“发展性”和“共享性”，数字经济会显著降低共同富裕水平。但是，当数字经济发展到一定水平，产业数字化和数字产业化不断成熟，数据要素和劳动要素有序结合，数字鸿沟得以弥合，_{11c70f168dff9f2b13469c5c07b02f066a088cfbf95d13ed8b7e4769f01606ac}产业结构高级化和要素配置合理化带动经济高质量发展，促进分配结构合理优化，提高经济社会的“发展性”和“共享性”，进而提高共同富裕水平。

4.2 稳健性与内生性检验

4.2.1 稳健性检验

替换核心解释变量。用普惠金融指数度量数字金融的发展水平，以数字金融的发展水平作为解释变量替代数字经济发展水平，记为phjr，以phjr2 代表普惠金融这一变量的平方项，同样对这两个变量做取对数处理，分别记为lnphjr，lnphjr2。用替代翻译变量重新做回归，检验估计结果的稳健性，其结果如表5 中列（1）所示，可以看出核心解释变量普惠金融的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，证明研究结论具有稳健性。

改变样本区间。2015年我国首次提出“国家大数据战略”，有力地促进了数字经济与经济社会的融合。因此，将样本的研究区间更改为2015—2019年，在此基础上进行实证分析，研究结果见表5列（2）。可见，尽管改变了样本区间，但是核心解释变量数字经济的一次项系数依然显著为负，二次项系数依然显著为正，再次验证了数字经济和共同富裕之间的“U形”关系。

剔除直辖市样本数据。直辖市在经济发展水平、政策导向和制度环境等方面与一般城市之间存在较大差别，因而可能会影响数字经济发展对共同富裕水平的作用。将样本中所含的北京、上海、重庆、天津四个直辖市的数据删除，仅保留一般城市数据进行回归分析，结果见表5列（3）。从列（3）可知，在删除了直辖市的数据之后，数字经济和共同富裕水平之间的“U形”关系依然成立，假设H1依然得到验证。

4.2.2 内生性检验

考虑到本研究中可能存在的内生性问题对研究结论的影响，借鉴傅秋子等［27］的做法，将杭州到各城市的球面距离与上一年全国互联网普及率的交互项作为当年该城市数字经济发展水平的工具变量，然后用两阶段最小二乘法处理可能存在的内生性问题。这样做的原因是：杭州作为数字经济、数字金融的发源地正引领着数字经济领域的发展，理论上来讲，距离杭州越近，数字经济发展越好。而且，作为典型地理特征的地理距离，一般情况下与其他经济变量不相关。同时，考虑到地理距离作为一个常量不能直接用于面板数据分析，因此引入一个随时间变化的变量（上一年全国互联网普及率），通过二者的交互项来构造面板工具变量。

表5中第（4）列汇报了工具变量法检验的结果，可见数字经济的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，说明在考虑了可能存在的内生性问题之后，数字经济发展和共同富裕水平之间的“U 形”关系依然成立。同时，对于原假设“工具变量识别不足”的检验，计算出的Anderson Canon Corr LM statistic 为19.460，p 值为0.000，显著拒绝原假设；此外，在工具变量弱识别检验中，Cragg-Donald Wald F statistic 为19.511，大于Stock-Yogo 弱识别检验10% 水平上的临界值。总体而言，以上检验说明了选择杭州到各城市的球面距离与上一年全国互联网普及率的交互项作为数字经济发展水平工具变量的合理性。

5 机制检验

在前述分析中，本文指出数字经济会通过产业结构高级化、劳动力转移影响共同富裕的水平。数字经济主要通过数字产业化和产业数字化带动产业结构升级。数字产业化通过信息通讯产业与其他产业之间的联动效应、溢出效应和扩散效应带动产业结构升级。产业数字化则通过信息化赋能传统产业技术升级、推动效率提升促进产业结构升级。但是在数字经济发展的初期，由于数字鸿沟的存在，信息通讯业与其他产业之间的联动受阻，无法发挥数字经济的溢出和扩散效应，同时，信息化严重受阻，遑论赋能传统产业技术升级。因此，数字经济促进产业结构升级并非是一蹴而就的，而是一个逐渐融合和调整的过程［28］。因此，数字经济通过产业结构高级化影响共同富裕的水平也不是简单的线性作用。数字经济在推动产业结构升级的同时也在推动一部分人从第一、二产业转移到第三产业就业，实现劳动力在产业结构之间的转移。在数字经济发展成熟期，劳动力在产业结构之间的合理有序流动会促进生产要素的优化配置，提高生产效率，促进收入分配合理，提高经济社会的“发展性”和“共享性”，进而提高共同富裕水平。但是在数字经济发展的初期，由于数字鸿沟的存在，会产生人口流动放缓、经济社会融合受阻的阻尼效应［29］，会导致一部分劳动者从第三产业回流到第二产业，甚至回流到第一产业，由此产生劳动力的“回流”现象，不利于共同富裕水平的提高。因此，数字经济通过劳动力转移影响共同富裕水平，其作用也是非线性的。本部分将对上述两个作用机制进行检验。

借鉴龚新蜀等［30］关于机制检验的做法，首先使用模型（3）检验数字经济发展对产业结构高级化的影响，然后再使用模型（4）检验产业结构高级化对共同富裕的作用。同理，用模型（5）（6）分别检验数字经济对劳动力转移、劳动力转移对共同富裕的影响。

在式（3）中，等式两边的被解释变量、解释变量和控制变量和基准模型一致，同时控制了城市和时间固定效应。在式（4）中，cyjggjhi，t代表产业结构高级化，以第三产业产值与第二产业产值之比来刻画。η2、η3反映了数字经济对共同富裕的直接影响，η4 则反映了产业结构高级化对共同富裕的影响，式中其他变量的含义和上文一致。

在式（5）中，ldlzy 表示劳动力转移程度，借鉴程名望等［31］的做法，用第三产业与第二产业就业人口比重来衡量，它反映了全社会劳动力人口的就业结构与配置状况。等式右边的解释变量和控制变量和上文一致，对此模型控制了城市和时间双向固定效应。在式（6）中，ϕ2、ϕ3 反映了数字经济发展对共同富裕的直接影响，而ϕ4 则表示劳动力转移对共同富裕水平的影响。

机制检验结果如表6所示。在第（1）列中，核心解释变量数字经济的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，这说明数字经济发展对产业结构高级化的影响是“U形”的。这种“U形”关系主要是因为数字鸿沟的存在影响了数字产业化和产业数字化的进程。在第（2）列中，产业结构高级化的估计系数显著为正，说明产业结构升级和产业结构高级化有利于促进共同富裕水平的提高。同时，核心解释变量数字经济的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，系数的绝对值均比表3第（2）列的系数值小，说明产业结构高级化发挥了部分中介效应。第（3）和第（4）列汇报了数字经济通过影响劳动力转移作用共同富裕的检验结果。在第（3）列中，系数显著为正，说明数字经济和劳动力转移之间的关系核心解释变量数字经济的一次项系数显著为负，二次项也是“U形”的，这种“U形”关系的关键在于是否受到数字鸿沟的阻尼效应。在第（4）列中，劳动力转移的估计系数显著为正，说明劳动力的合理有序流动有利于提高共同富裕水平。同时，数字经济的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，系数的绝对值均比表3中第（2）列的数值小，说明劳动力转移在数字经济发展对共同富裕水平的影响中发挥了部分中介效应。由此验证了假设H2。

6 关于数字鸿沟的进一步分析

6.1 数字鸿沟的调节效应检验

6.1.1 数字鸿沟的度量

以上研究在理论上探讨了由于数字鸿沟的存在，造成数字经济和共同富裕水平之间非线性的“U形”关系。本部分拟从实证上验证数字鸿沟的调节效应。参考陆杰华等［32］、马黄龙等［33］的研究，数字鸿沟可以从接入鸿沟、使用鸿沟和知识鸿沟三个部分进行衡量。具体来看，接入鸿沟是指经济主体由于所在地方数字硬件基础设施建设达不到条件，造成特定经济主体无法接入数字技术带来的信息，接入鸿沟也被称为“硬沟”，更多地体现在宽带光缆、网络终端设备等硬件上的差别；使用鸿沟指不同地方经济主体使用网络数字技术意愿的差异，主要表现为互联网的普及情况、使用网络数字技术的意识和频率；数字知识鸿沟也可称为能力鸿沟，主要指由于数字知识、数字素养的差异，不同经济主体在获取、利用和创造数字资源的禀赋方面存在的区别，知识鸿沟更多地与经济主体的受教育水平、文化素质相关，数字使用鸿沟和数字知识鸿沟也被称为“软沟”。

结合上文的分析，选取各城市互联网宽带接入用户数的倒数衡量数字接入鸿沟，记为insert；选取各城市每百人互联网用户数与每百人移动电话用户数之和的倒数衡量数字使用鸿沟，记为use；选取各城市在校小学生数减在校中学生数的绝对值的对数衡量数字知识鸿沟，记为skill，因为一般认为，未上过中学的人在数字技术上的素养可能与受过中学教育以上的人存在区别，因而这两者之差也就是小学辍学人数，能够较好地衡量数字知识鸿沟。数字接入鸿沟、使用鸿沟和知识鸿沟所代表的值越大，说明数字鸿沟越大。本文认为这三个鸿沟是同等重要的，其权重均为三分之一，因此数字鸿沟指数（dg）计算公式如下：dg=1/3×insert+1/3×use+1/3×skill。数字鸿沟测度指标体系如表7所示。

6.1.2 数字鸿沟的调节效应

为了验证数字鸿沟在数字经济发展与共同富裕水平之间发挥的调节效应，构建以下模型进行检验。

表8汇报了模型（7）的实证分析结果。从列（1）中可知，核心解释变量数字经济的一次项系数显著为负，数字鸿沟的回归系数显著也为负，但是数字经济和数字鸿沟的交互项系数显著为正，说明数字经济的发展使数字鸿沟对共同富裕的负向影响减弱，数字经济发展不断成熟将会弥合数字鸿沟，进而提高共同富裕水平。而且，数字经济二次项的系数显著为正，但是数字鸿沟和数字经济二次项的交互项系数为负，说明数字鸿沟的出现抑制了数字经济发展成熟时期对共同富裕的影响，具有负向调节效应。总体来说，在数字经济发展初期，由于数字接入鸿沟、使用鸿沟和知识鸿沟的影响，阻碍了数字经济对共同富裕水平的提升作用，在数字经济发展成熟时期，各种数字鸿沟得以弥合，数字经济对共同富裕水平的提升作用明显。但是如果在数字经济发展成熟时期，数字鸿沟未能完全弥补或者出现新形式的数字鸿沟，依然会减缓数字经济对共同富裕的带动提升作用。

6.2 基于不同区域的异质性分析

研究发现东中部地区数字鸿沟差异较大，西部地区的数字鸿沟差异较小。这是因为从数字鸿沟的三个维度来看，东中部地区内部由于经济发展水平、文化教育水平和通讯基础设施水平差异较大，而经济发展水平和通讯基础设施水平影响接入鸿沟，文化教育水平影响使用鸿沟和知识鸿沟，因而东中部地区数字鸿沟表现出的差异较大。与之相比，西部地区内部之间在经济发展水平、文化教育水平和通讯基础设施水平上的差异较小，因而西部地区数字鸿沟差异较小。基于此，将东中部地区视为数字鸿沟差异大的区域，将西部地区视为数字鸿沟差异小的区域。那么，数字鸿沟的地区差异不同是否会影响数字经济对共同富裕的作用？是否存在数字经济发展越好，共同富裕水平越高，数字经济发展越不充分，共同富裕水平越低的“马太效应”？

鉴于此，采取分样本回归讨论数字经济对东中部地区、西部地区共同富裕水平的异质性影响，回归结果如表8第（2）（3）列所示。其中，列（3）中数字经济一次项和二次项的系数绝对值均大于列（2）中的对应数值，说明数字鸿沟差异越小，数字经济对共同富裕的作用越明显。特别需要说明的是，在数字经济发展初期，虽然西部地区数字鸿沟差异较小，但是西部地区受产业结构高级化受阻，劳动力大量外流的影响，数字经济发展对西部地区共同富裕的抑制作用大于东中部地区。相反，东中部地区尽管数字鸿沟差异较大，但是产业结构高级化不断推进、劳动力合理流动，抵消了一部分数字鸿沟对共同富裕的负向作用。因此，西部地区数字经济发展受到数字鸿沟、产业结构升级缓慢、劳动力外流三重压力，其对共同富裕的负向影响大于东中部地区。

此外，本文还对分样本回归的结果进行“U形”关系检验，结果见表9。从表9中可以看出，不管是数字鸿沟差异大的区域还是数字鸿沟差异小的区域，数字经济发展和共同富裕水平之间的“U形”关系依然稳健，这也从侧面验证了假设H1。同时还发现，表9中第2列的拐点值大于第3列的拐点值，这说明，数字鸿沟差异越大，数字经济发展和共同富裕水平之间“U形”关系的拐点越往右移，越会延缓数字经济对共同富裕水平的带动提升作用。由此，假设H3得到验证。

7 结论与建议

本文研究了在数字鸿沟存在的情况下，数字经济发展对共同富裕水平的影响。研究表明，在数字经济发展初期，由于数字鸿沟的作用，数字经济对共同富裕水平有负向的抑制作用，但是随着数字经济发展成熟，数字鸿沟得以弥合，数字经济发展对共同富裕水平的带动提升作用明显。由于数字鸿沟的存在，数字经济发展和共同富裕水平之间不是简单的线性关系，而是呈现出“U形”关系。机制检验发现数字经济可以通过产业结构高级化和劳动力转移这两个路径影响共同富裕水平，但是数字鸿沟的存在会使这种影响呈现出非线性的特点。进一步的研究发现，数字鸿沟对数字经济与共同富裕之间关系的调节效应显著，而且数字经济对共同富裕水平的影响在数字鸿沟差异不同的地方呈现出显著的区域异质性。

基于上述的分析，提出建议如下：第一，提高共同富裕水平必须借力数字经济的发展，以数字经济助推共同富裕的实现。但是在大力发展数字经济的同时，也要警惕数字鸿沟的存在。缩小数字鸿沟，需要政府加强宏观调控，从人力、财力、物力等多方面入手弥合数字鸿沟。完善数字经济基础设施、提高数字经济技术水平、培养数字经济专业人才、提供数字经济发展财力保障以缩小数字接入鸿沟、数字使用鸿沟和数字知识鸿沟，弥合广泛存在于地区、城乡、行业、个体之间的数字鸿沟，进而推动数字经济发展和共同富裕水平之间“U 形”关系曲线的拐点向左移动。第二，推动产业结构优化升级，建设现代化产业体系，数字经济的发展归根到底还是要落实到数字产业化和产业数字化上来，产业结构的高级化不仅有利于改造传统产业，加快产业信息化建设，而且为数字经济赋能各类产业提供优化空间，提高产业生产效率。第三，合理有序推动产业内部劳动力转移和城乡之间劳动力流动，以人员的合理流动带动知识、技术、信息的交流，进而弥合数字鸿沟，充分发挥数字经济对共同富裕的带动提升作用。

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