戴志強，郭如良,2

（1.江西農業(yè)大學 經濟管理學院，江西 南昌 330045；2.江西農業(yè)大學 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045）

共同富裕是社會主義的本質要求，黨的“十四五”規(guī)劃和2035 年遠景目標明確提出，到2035年全體人民共同富裕要取得更為明顯的實質性進展。與此同時，隨著互聯(lián)網、區(qū)塊鏈、5G、人工智能等數字技術的快速發(fā)展，數字經濟已經成為世界各國經濟發(fā)展增速最快的部分[1]，數字時代正在悄然而來。2022 年1 月國務院發(fā)布的《“十四五”數字經濟發(fā)展規(guī)劃》也明確指出，“十四五”時期，我國數字經濟將轉向深化應用、規(guī)范發(fā)展、普惠共享的新階段。特別是在新冠疫情影響下，疫情防控使得傳統(tǒng)經濟面臨數字化轉型的機遇和挑戰(zhàn)，如何深度應用數字經濟促進社會發(fā)展、推動共同富裕取得實質性進展成為社會關切的熱點。因此，本文將從數字經濟出發(fā)，試圖厘清數字經濟對共同富裕的影響效應及其作用機制，為如何更好利用數字經濟發(fā)展推動共同富裕取得實質性進展提供思路。

目前，學界已經圍繞數字經濟發(fā)展對經濟社會發(fā)展的影響展開了大量有益研究，總體而言，數字經濟的高速發(fā)展有助于促進高質量就業(yè)[2]、促進產業(yè)綠色高質量發(fā)展[3]、提升城市發(fā)展效率[4]、促進區(qū)域經濟增長[5]、激發(fā)大眾創(chuàng)業(yè)進而促進高質量發(fā)展[6]，也有學者從數字普惠金融、數字平臺、數字技術等角度，分析數字經濟發(fā)展對共同富裕的影響。如劉心怡等認為，數字普惠金融可以緩解資源約束進而促進共同富裕[7]；韓亮亮等則從創(chuàng)業(yè)活躍度的視角出發(fā)，認為創(chuàng)業(yè)活躍度在數字普惠金融對共同富裕影響中存在中介作用以及非線性空間溢出的調節(jié)作用[8]；薛楠等和朱太輝等則從農業(yè)平臺生態(tài)系統(tǒng)、新型平臺企業(yè)等方面論證了數字平臺對共同富裕的促進作用[9-10]。但張夏恒認為數字鴻溝、區(qū)域不平衡以及平臺壟斷等問題，會導致電商平臺對共同富裕的實現造成沖擊和不利影響[11]；羅明忠等則利用微觀調查數據進行實證分析，認為數字技術采納會通過拓展社會網絡進而促進農戶共同富裕[12]。然而，由于受到我國長期存在的城鄉(xiāng)二元體制和區(qū)域發(fā)展不平衡的影響，數字鴻溝嚴重制約了數字經濟均衡發(fā)展，且城鄉(xiāng)數字鴻溝的存在會導致數字經濟發(fā)展抑制農村家庭財富增長[13]，進而影響共同富裕的實現。但也有學者認為，盡管存在數字鴻溝，但隨著收入水平的提高和研發(fā)投入的加大，數字經濟對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用會更加顯著[14]。此外，數字技術作為推動數字經濟發(fā)展的手段和抓手，數字技術采納使用以及數字技術使用深度均會促進農村家庭開展創(chuàng)業(yè)活動[15-16]，并且數字經濟會通過激發(fā)區(qū)域創(chuàng)業(yè)能力進而增強區(qū)域經濟發(fā)展韌性，縮小區(qū)域經濟韌性差距[17]，進而推動區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展，縮小區(qū)域內和區(qū)域間的差距，促進共同富裕。

由此可知，盡管學者已經就數字經濟對共同富裕的影響展開了初探，大多數學者也認為數字經濟的發(fā)展有助于促進共同富裕的實現，但由于數字鴻溝的存在，仍然有學者就數字經濟對共同富裕的影響持消極態(tài)度，且關于數字經濟發(fā)展影響共同富裕的“黑匣子”關注不足。因此，本文將進一步分析數字經濟對共同富裕的影響效應，同時鑒于創(chuàng)業(yè)在數字經濟與共同富裕之間的重要作用和共同富裕的短板仍然在農村這一現實，本文將引入農村創(chuàng)業(yè)這一關鍵變量，構建“數字經濟—農村創(chuàng)業(yè)—共同富?！钡睦碚撗芯磕Ｐ停?011—2019 年中國31 個省份（除港澳臺）的省際面板數據，實證分析數字經濟對共同富裕的影響效應及其作用機制，以期為進一步推動共同富裕取得實質性進展提供理論參考和實踐指導。

一、理論研究與研究假說

（一）數字經濟對共同富裕的影響效應

生活富裕富足是實現共同富裕的基礎，只有實現經濟上的共富，才能讓共同富裕看得見、摸得著、感受得到。數字經濟推動共同富裕取得實質性進展主要是通過增加個人收入和縮小區(qū)域收入差異兩條路徑實現。首先，在增加個人收入方面，數字經濟作為新時代經濟高質量增長的重要驅動力，可以促進非農就業(yè)，提高勞動收入，特別是農民收入[18]，且對低收入群體的勞動收入提升作用更為顯著[19]，通過“共富”實現共同富裕；其次，在縮小區(qū)域收入差距方面，盡管由于數字鴻溝和門檻效應的存在，數字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距之間呈現倒“U”形關系，其發(fā)展初期會對共同富裕的實現產生一定的沖擊和影響[20]。但是，伴隨著人均收入水平的提高和研發(fā)投入的加大，會弱化數字鴻溝的負面作用，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距[21]；同時，數字經濟發(fā)展也會顯著抑制區(qū)域內與區(qū)域間收入差距變大，并通過推動要素市場化顯著抑制區(qū)域內與區(qū)域間發(fā)展差距變化[22]，提升區(qū)域城市群產業(yè)結構、創(chuàng)新以及環(huán)境一體化水平[23]，強化城市經濟韌性[24]，實現區(qū)域之間的協(xié)調發(fā)展，緩解區(qū)域發(fā)展不平衡不充分的現狀，進而促進共同富裕。如農村電商的發(fā)展，不僅可以通過創(chuàng)新賦能效應和經濟增長效應直接提升農民收入，間接縮小城鄉(xiāng)收入差距[25]，還可以通過促進農產品流通、農產品價值重塑提升農戶人均收入[26]，特別是農業(yè)經營性收入和非農業(yè)經營性收入[27]，換言之，電商經濟發(fā)展可以通過收入分配效應促進城鄉(xiāng)居民共同富裕的實現[28]。由此可知，雖然數字鴻溝可能會在一定程度上阻礙共同富裕的實現，但隨著數字基礎設施的逐漸完善和數字經濟運用的成熟，特別是農村電商、農產品直播帶貨等發(fā)展，城鄉(xiāng)數字鴻溝會越來越小，且從長期來看，數字經濟發(fā)展將全面提高個體收入水平，縮小區(qū)域間、城鄉(xiāng)間、各群體間的收入差距，進而實現共同富裕。因此，本文提出如下假說：

假說1：數字經濟的發(fā)展會顯著推動共同富裕的實現。

（二）農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟與共同富裕之間的作用機制

數字經濟是基于數字技術發(fā)展的一種經濟產物，數字普惠金融和互聯(lián)網作為數字經濟的重要載體，其對農村創(chuàng)業(yè)有著顯著的促進作用。數字普惠金融催生了許多創(chuàng)新型金融產品和服務，可以更多元地滿足農村創(chuàng)業(yè)過程中的資金需求，緩解農村創(chuàng)業(yè)的資金束縛，提升農村創(chuàng)業(yè)活躍度[29]，促進農村低收入者創(chuàng)業(yè)，同時通過空間溢出效應促進相鄰地區(qū)創(chuàng)業(yè)[30-31]。而互聯(lián)網使用具有便捷、資源更新快的特點，可以有效彌補農村創(chuàng)業(yè)者的信息劣勢[32]，拓展農村創(chuàng)業(yè)者的信息獲取渠道，降低與外部溝通協(xié)調的成本，為其獲取各類資源提供寶貴的渠道，彌補他們在區(qū)位空間上的劣勢[33]，進而促進農村創(chuàng)業(yè)。此外，數字經濟還會通過互聯(lián)網實現信息共享形成統(tǒng)一的市場環(huán)境，促進創(chuàng)業(yè)要素的市場化，降低創(chuàng)業(yè)要素的流通成本，激勵跨區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動實施[34]。在城鄉(xiāng)二元體系的影響下，通過互聯(lián)網信息共享形成統(tǒng)一市場，促進城鄉(xiāng)要素雙向流動，為農村創(chuàng)業(yè)提供新的創(chuàng)業(yè)資源和創(chuàng)業(yè)機會，促進農村創(chuàng)業(yè)，提高農村創(chuàng)業(yè)活躍度。

與此同時，農村創(chuàng)業(yè)也會影響共同富裕的實現。創(chuàng)業(yè)活動是經濟發(fā)展的內生動力，有助于改善民生、擴大就業(yè)、促進社會公平[6]，也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距[35]，推動共同富裕的實現。盡管仍然有部分學者認為，創(chuàng)業(yè)會顯著擴大工資性收入和轉移性收入差距，加劇農戶收入的不平等，擴大農村收入差距[36-38]。但是，共同富裕不是同步富裕，而是先富帶動后富，最終實現共同富裕。因此，本文認為，雖然創(chuàng)業(yè)會帶動一部分人先富起來，在一定程度上擴大差距，但隨著創(chuàng)業(yè)規(guī)模的發(fā)展，其帶來的就業(yè)效應和增收效應會進一步縮小這種差距，帶動區(qū)域經濟的整體協(xié)調發(fā)展，先富帶后富，最終實現共同富裕。而且，數字經濟推動農村創(chuàng)業(yè)發(fā)展的同時，隨著農村創(chuàng)業(yè)的發(fā)展以及數字經濟在農村地區(qū)的深化應用，也會促進農戶創(chuàng)業(yè)群體強化數字技術采納，促進數字經濟發(fā)展，并通過數字經濟發(fā)展帶來的就業(yè)效應和增收效應推動共同富裕取得更顯著的實質性進展。因此，本文提出如下假說：

假說2：農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟對共同富裕的影響中存在中介作用。

假說3：農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟對共同富裕的影響中存在門檻效應，且當跨過門檻值后，數字經濟對共同富裕的影響會更加顯著。

二、研究設計

（一）模型構建

為驗證數字經濟對共同富裕的影響效應，構建如下基本模型：

式（1）中，Yi,t為i省在t年的共同富裕指數，Xi,t為i省在t年的數字經濟發(fā)展指數，Ci,t為控制變量組；μi為省份固定效應，δi為年份固定效應；εi,t為隨機擾動項。

除了式（1）進行數字經濟對共同富裕的直接效應分析之外，為進一步探究數字經濟對共同富裕產生影響的作用機制，驗證農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟對共同富裕的作用機制中是否存在中介作用，構建中介效應檢驗模型，具體形式設定如下：

農村創(chuàng)業(yè)的活躍會帶來更多的就業(yè)機會，進一步鞏固實現農民穩(wěn)定增收，實現共同富裕。同時，伴隨著農村創(chuàng)業(yè)活躍度的提高，對數字技術的需求度和利用率會進一步提升，會進一步促進農村數字經濟的快速發(fā)展，進而促進共同富裕取得更加有實質性的進展。因此，本文認為，農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟對共同富裕的作用機制上除了中介效應外，還可能存在門檻效應。為探究數字經濟對共同富裕的影響是否具有門檻效應，本文設定如下面板門檻效應模型：

式（4）中，Hi,t為門檻變量農村創(chuàng)業(yè)，I(.)為取值為1 或者0 的指向函數，若農村創(chuàng)業(yè)滿足括號內的門檻條件則賦值為1，否則賦值為0。

（二）變量測度及說明

1.共同富裕的測度

目前，學者就共同富裕的測度評標展開了大量研究，如陳正偉等從富裕度和共同度兩個維度進行了評價，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農村居民人均純收入、城鄉(xiāng)居民人均儲蓄額構建了具有區(qū)域可比性的購買力平價下的共同富裕度測算模型[39]；萬海遠等從共富性和共享性兩個角度出發(fā)，提出用人均國民收入反映“共富程度”，用可支配收入基尼系數來反映“共享程度”[40]；陳麗君等從發(fā)展性、共享性、可持續(xù)性三個維度出發(fā)，構建了包括富裕度、群體共同度、區(qū)域共同度等14 個二級指標，包括城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農村居民人均可支配收入以及恩格爾系數等81 個三級指標的評價指標體系[41]；劉培林等也構建了總體富裕程度和發(fā)展成果共享程度的評價指標體系，選用了收入情況、人群差距、區(qū)域差距以及城鄉(xiāng)差距來具體測度[42]。由此可知，共富性和共享性是評價共同富裕的兩個重要維度。因此，本文結合省級面板數據的可獲取性，在參考相關文獻的基礎上，從共同富裕的“共富性”以及“共享性”兩個維度構建了如表1 所示的共同富裕測度指標體系。同時，為避免主觀賦權和多指標數據重疊的影響，本文利用面板數據熵值法對共同富裕指標進行賦權，得到31 個省份（除港澳臺）的共同富裕發(fā)展指數。

表1 共同富裕測算指標體系

2.數字經濟的測度

數字經濟是指以使用數字化的知識和信息作為關鍵生產要素、以現代信息網絡作為重要載體、以信息通信技術的有效使用作為效率提升和經濟結構優(yōu)化的重要推動力的一系列經濟活動。國內外學者從不同角度提出了數字經濟的評價方法，如歐盟數字經濟與社會指數從互通性、人力資本、互聯(lián)網應用、數字技術集成以及數字化公共服務五個方面進行了測度；經合組織（OECD）則從智能化基礎設施、創(chuàng)新能力、賦權社會以及ICT 對經濟增長和就業(yè)崗位的促進作用等 4 個方面進行了構建[43]；姜南等從數字經濟和數字產業(yè)兩個二級指標出發(fā)，構建了數字普惠金融、數字產業(yè)基礎設施以及數字產業(yè)經濟三個三級指標進行評價[44]；李智等則從數字經濟基礎設施、數字經濟應用以及數字經濟產出三個維度進行了測度[34]。由此可知，數字經濟基礎設施和數字應用是數字經濟的重要測度指標。因此，本文主要從數字經濟基礎設施角度出發(fā)，考慮數字經濟應用帶來的效應，以評價地區(qū)數字經濟發(fā)展水平，據此構建了數字經濟評價指標體系，如表2 所示，并通過熵值法計算權重，最終得到各省份的數字經濟指數。

表2 數字經濟測算指標體系

3.農村創(chuàng)業(yè)活躍度

農村創(chuàng)業(yè)是發(fā)生在農村地區(qū)的創(chuàng)業(yè)行為，是利用農村當地資源，嵌入當地環(huán)境的創(chuàng)業(yè)活動[45]。而區(qū)域創(chuàng)業(yè)水平通常用創(chuàng)業(yè)活躍度來測量，因此，本文用農村創(chuàng)業(yè)活躍度作為農村創(chuàng)業(yè)的代理變量，參考李曉園等、溫濤等的做法[29,46]，同時考慮到數據的可獲取性，用農村私營企業(yè)和個體工商戶就業(yè)人數的總和與農村總人口的比值來測度農村創(chuàng)業(yè)活躍度，該比值越大，表明農村創(chuàng)業(yè)活躍度越高，農村創(chuàng)業(yè)情況越好。

4.控制變量

為了全面分析數字經濟對共同富裕的影響及其作用機制，本文參考曹晶晶[28]、韓亮亮等[8]的做法，選用城鎮(zhèn)化水平、就業(yè)水平、政府干預以及對外開放程度作為控制變量。其中城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)人口占總人口的比率衡量，就業(yè)水平用城鎮(zhèn)失業(yè)率衡量，政府干預用財政公共服務支出占地區(qū)生產總值的比重衡量，對外開放程度用地區(qū)進出口貿易總額（用每年的匯率折算成人民幣）在地區(qū)生產總支中的占比衡量。

（三）數據來源與變量描述性統(tǒng)計

基于數據的可獲取性，本文選擇除中國香港、澳門以及臺灣之外的其他31 個省份作為研究樣本。相關數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒以及北京大學普惠金融指數報告，并利用熵值法，獲取共同富裕指數和數字經濟指數，利用農村私營企業(yè)和個體工商戶就業(yè)人數與農村總人口的比值來表示農村創(chuàng)業(yè)活躍度。表3是變量描述性統(tǒng)計。

表3 變量描述性統(tǒng)計

三、實證分析

（一）基準回歸分析

通過豪斯曼檢驗可知，F 檢驗的P值為0.000，拒絕原假設，認為固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型，故本文選取固定效應模型進行回歸分析，結果如表4 所示。通過結果分析可知，不論是在未加入控制變量的模型還是加入控制變量的模型，數字經濟均在1%統(tǒng)計水平上顯著促進共同富裕，表明數字經濟發(fā)展能夠顯著促進共同富裕，研究假說1 得到驗證。而控制變量方面，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平、就業(yè)水平和共同富裕有著不顯著的正相關作用，這表明，城鎮(zhèn)化水平發(fā)展以及就業(yè)水平提高的同時共同富裕并沒有取得實質性進展，這是因為我國城鄉(xiāng)二元體系的存在和區(qū)域發(fā)展不平衡不充分的影響，城鎮(zhèn)化和就業(yè)水平的同步提高，未能真正縮小城鄉(xiāng)差距和區(qū)域差異，甚至會進一步擴大區(qū)域之間的差距，也就無法促進共同富裕的實現；政府干預與共同富裕存在不顯著的負向作用，這是由于政府二次分配主要用于社會公共服務上，包括基礎設施和民生工程，仍然處于基礎階段，對促進共同富裕尚未發(fā)揮實質性作用；對外開放程度對共同富裕有著顯著的負向作用，這是因為當前對外貿易主要集中在東部沿海發(fā)達城市，由此形成的集聚效應造成了發(fā)展不平衡，不利于共同富裕的實現，這與韓亮亮等[8]學者的研究結論一致。

表4 數字經濟影響共同富裕的基準回歸結果

（二）農村創(chuàng)業(yè)的中介效應分析

為驗證農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟與共同富裕之間的中介作用，本文通過中介效應模型進行檢驗，回歸結果如表5 所示。根據逐步回歸的中介效應檢驗可知，農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟對共同富裕的促進作用中發(fā)揮了部分中介作用，且在加入農村創(chuàng)業(yè)這個中介變量后，數字經濟對共同富裕的作用系數由原來的0.459 下降到0.4，說明數字經濟對共同富裕的直接促進作用通在農村創(chuàng)業(yè)這個中介傳導過程中消耗了一部分，研究假說2 得到驗證。由此可知，數字經濟會通過促進農村創(chuàng)業(yè)這一傳導機制，進而促進共同富裕的實現，形成了“數字經濟—農村創(chuàng)業(yè)—共同富?！钡淖饔寐窂?。

表5 農村創(chuàng)業(yè)的中介效應分析結果

（三）門檻效應分析

為進一步分析數字經濟對共同富裕的影響效應，本文通過設定農村創(chuàng)業(yè)為門檻變量，探究數字經濟對共同富裕的門檻效應。首先，根據Bootstrap 自抽樣法進行面板門檻的存在性檢驗，通過反復抽樣1 000 次之后得到表6 的門檻效應檢驗結果，結果表明農村創(chuàng)業(yè)存在單一門檻效應，且門檻值為0.323。同時本文也對數字經濟進行了門檻效應檢驗，但未通過檢驗，表明數字經濟對共同富裕的影響并未受到數字經濟門檻影響。

表6 農村創(chuàng)業(yè)的門檻效應檢驗

通過表7 可知，數字經濟對共同富裕的影響在門檻值（0.323）前后均是在1%統(tǒng)計水平上正向顯著的，但門檻后的系數（0.493）明顯大于門檻前（0.375），這表明，農村創(chuàng)業(yè)能夠驅動數字經濟對共同富裕的正向促進作用，且當農村創(chuàng)業(yè)活躍度跨過門檻值后，數字經濟對共同富裕的促進更加積極顯著，體現出了數字經濟與農村創(chuàng)業(yè)的良性聯(lián)動，正向調節(jié)了數字經濟對共同富裕的促進作用。

表7 數字經濟對共同富裕的門檻模型回歸結果

（四）內生性檢驗

考慮到內生性問題對本文可能產生的影響，本文通過工具變量法和數字經濟滯后一期數據處理內生性問題。借鑒陳文等[14]的做法，用同年度其他省份數字經濟指數均值作為工具變量，首先，由于數字經濟發(fā)展具有較強空間溢出性[47]，其他省份數字經濟發(fā)展情況與本省數字經濟發(fā)展水平密切相關，符合相關性要求；其次，其他省份數字經濟發(fā)展水平又與本省共同富裕發(fā)展情況沒有直接聯(lián)系，符合外生性要求，并且通過了工具變量的不可識別檢驗和弱工具變量檢驗，說明工具變量選取比較合適。通過表8（1）（2）列數據結果可知，在利用工具變量和滯后一期數據進行內生性問題處理之后，數字經濟仍然1%統(tǒng)計水平上顯著促進共同富裕，表明模型結果具有較好穩(wěn)健性。

表8 內生性檢驗結果

（五）進一步分析

我國各區(qū)域經濟發(fā)展水平、資源稟賦條件和數字技術發(fā)展水平等各方面均存在顯著的差異，使得不同區(qū)域的數字經濟水平和共同富裕發(fā)展水平也存在顯著的區(qū)域差異性。為檢驗數字經濟發(fā)展對共同富裕的影響是否存在地區(qū)異質性，本文將31 個省份劃分為東部、中部、西部以及東北地區(qū)進行地區(qū)異質性檢驗（表9）。通過結果分析可知，盡管從整體來看，數字經濟發(fā)展會促進共同富裕的實現，但數字經濟對共同富裕的正向影響僅在東部地區(qū)和中部地區(qū)顯著，且中部地區(qū)作用效果大于東部地區(qū)，而在西部地區(qū)和東北地區(qū)正向影響不顯著。對此可能的解釋為，東部地區(qū)處于數字技術以及數字經濟發(fā)展的中心地帶，數字經濟發(fā)展勢頭強勁且發(fā)展相對均衡，提升了地區(qū)經濟發(fā)展的包容性和均衡性，有助于顯著推動共同富裕的實現；而中部地區(qū)緊靠東部地區(qū)，具有學習東部地區(qū)數字經濟發(fā)展的先天優(yōu)勢，并且在東部地區(qū)數字經濟的空間溢出以及帶動作用下，會進一步加快中部地區(qū)數字經濟發(fā)展，充分吸收并利用東部地區(qū)的數字經濟發(fā)展紅利，推動共同富裕取得實質性進展，且中部地區(qū)相較于東部地區(qū)數字經濟發(fā)展較晚，正處于數字經濟紅利效應集中釋放階段，所以數字經濟對共同富裕的促進作用在中部地區(qū)的影響程度更高；在西部地區(qū)，數字技術和經濟發(fā)展的基礎相對薄弱，尚處于克服數字鴻溝消極影響的階段，數字經濟發(fā)展的量變尚未能引起質變，導致數字經濟對共同富裕的直接促進作用尚不顯著；東北地區(qū)數字經濟發(fā)展處于一個相對落后的局面，且省域的內部差異十分顯著[48]，而省域的內部差異產生的數字鴻溝效應會進一步加劇各地區(qū)數字經濟發(fā)展水平差異和地區(qū)經濟發(fā)展差異，進一步擴大區(qū)域差距，阻礙共同富裕的推進，所以在東北地區(qū)，數字經濟對共同富裕的正向促進作用不顯著。

表9 數字經濟對共同富裕影響的區(qū)域性差異分析

四、結論與建議

本文以“數字經濟—農村創(chuàng)業(yè)—共同富?！边@一邏輯路徑為研究主體，利用2011—2019 年中國31 個省份（除港澳臺）的省際面板數據，采用面板回歸、門檻回歸、中介效應檢驗等方法，實證探究了數字經濟對共同富裕的影響效應及其作用機制。研究結果表明：第一，從整體來看，數字經濟發(fā)展會促進共同富裕的實現，但數字經濟發(fā)展對共同富裕的影響程度和顯著性存在地區(qū)異質性，其影響僅在東部地區(qū)和中部地區(qū)顯著，且中部地區(qū)影響程度高于東部地區(qū)，而在西部地區(qū)和東北地區(qū)則有著正向不顯著的影響；第二，引入中介效應模型和門檻效應模型檢驗后發(fā)現，農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟對共同富裕的促進作用中發(fā)揮了部分中介作用，且存在單門檻效應，當農村創(chuàng)業(yè)跨過門檻值后，數字經濟對共同富裕的促進更加明顯。

鑒于以上實證結論，為進一步推進共同富裕取得實證性進展，本文提出如下建議：第一，加強區(qū)域協(xié)調發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)差距。通過基準回歸可知，城鎮(zhèn)化水平和就業(yè)水平與共同富裕之間存在不顯著的正相關關系，這說明發(fā)展不平衡環(huán)境下城鎮(zhèn)化水平和就業(yè)水平的同步提高無法真正促進共同富裕，故要加強區(qū)域協(xié)調發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)差距，以平衡發(fā)展下的高城鎮(zhèn)化水平和就業(yè)水平推動共同富裕的實現。第二，強化數字基礎設施建設，進一步促進農村創(chuàng)業(yè)。特別是農村地區(qū)的數字基礎設施建設，要縮小城鄉(xiāng)間、區(qū)域間的數字鴻溝；同時也要進一步推動農村創(chuàng)業(yè)工作，激發(fā)農村發(fā)展活力和內生動力，充分發(fā)揮農村創(chuàng)業(yè)在數字經濟對共同富裕正向影響中的積極作用。第三，協(xié)調好政府和市場在數字經濟與共同富裕中的關系。堅持市場的主體地位，充分發(fā)揮市場的主動性，以市場的自動調節(jié)促進數字經濟發(fā)展，進而促進共同富裕；同時，也要充分發(fā)揮政府的宏觀調控作用，推動數字經濟的協(xié)調發(fā)展，推動共同富裕取得實證性進展。