胡長玉，趙啟程

（1.中央財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京 102200；2.西南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，成都 611130）

0 引言

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求和中國式現(xiàn)代化的重要特征。我國的共同富裕是嵌入數(shù)字經(jīng)濟時代的，共同富裕的實現(xiàn)需要以數(shù)字經(jīng)濟為依托。因此，探究數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

當前，越來越多的學(xué)者基于數(shù)字技術(shù)視角研究數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響。共同富裕表現(xiàn)出發(fā)展性、共享性、可持續(xù)性三大特征[1]。其中，“富?！焙汀肮餐狈謩e對應(yīng)發(fā)展性和共享性兩個特征，是學(xué)者們重點關(guān)注的兩個維度。學(xué)術(shù)界就數(shù)字經(jīng)濟的經(jīng)濟增長效應(yīng)[2]已達成共識，但是在數(shù)字經(jīng)濟共享效應(yīng)方面尚未達成一致。一種觀點認為，數(shù)字經(jīng)濟促進了共享發(fā)展。例如，孫晉（2021）[3]認為，數(shù)字平臺逐漸成為社會財富增加、社會福利提高和社會公平分配的場域。另一種觀點認為，數(shù)字經(jīng)濟抑制了共享發(fā)展。例如，胡鞍鋼等（2016）[4]認為，數(shù)字要素的非均衡配置制約了欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展，加劇了地區(qū)差距的擴大；在城鄉(xiāng)層面，譚燕芝等（2017）[5]發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象較為明顯，城鎮(zhèn)居民互聯(lián)網(wǎng)使用的收入回報率約為20%，而農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)使用的收入回報率不顯著；在群體層面，劉軍等（2021）[6]的研究表明，人工智能的發(fā)展導(dǎo)致對高技能勞動力需求增加的同時也減少了對低技能勞動力的需求，并使得高、低技能勞動力之間的收入差距擴大。還有一種觀點認為，數(shù)字經(jīng)濟與共享發(fā)展之間存在非線性關(guān)系。例如，程名望和張家平（2019）[7]發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)普及對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)“倒U”型特征；但陳文和吳贏（2021）[8]卻持相反觀點，認為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展初期會降低城鄉(xiāng)收入差距，后期則會擴大城鄉(xiāng)收入差距，兩者之間存在“U”型關(guān)系。

基于已有研究，本文進一步剖析數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展影響共同富裕的理論機制和作用效果。首先，分別構(gòu)建共同富裕與數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合評價指標體系，均采用熵值法進行測度；其次，對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與共同富裕之間可能存在的非線性關(guān)系進行實證檢驗；最后，探究共同富裕的空間集聚現(xiàn)象，以及數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的空間溢出效應(yīng)，以期為推動數(shù)字經(jīng)濟和共同富裕協(xié)同發(fā)展提供實證參考。

1 機理分析與研究假設(shè)

1.1 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響機制

1.1.1 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展促進共同富裕

經(jīng)濟增長效應(yīng)層面。第一，數(shù)字經(jīng)濟時代數(shù)據(jù)要素成為關(guān)鍵生產(chǎn)要素，數(shù)字技術(shù)與金融、教育、能源、汽車、物流等行業(yè)的深度融合促進了數(shù)字經(jīng)濟的快速崛起。第二，數(shù)字經(jīng)濟可以促進新舊動能轉(zhuǎn)換，驅(qū)動高質(zhì)量發(fā)展。數(shù)字技術(shù)的快速產(chǎn)業(yè)化和市場化使得原有的生產(chǎn)方式和組織管理方式發(fā)生變革，特別是數(shù)字化創(chuàng)新會形成對其他生產(chǎn)部門的技術(shù)擴散，這些均有利于全要素生產(chǎn)率的提升。財富共享效應(yīng)層面。第一，推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。一方面，數(shù)字技術(shù)的發(fā)展使得距離在行業(yè)分工和貿(mào)易中的作用逐漸變小，使得生產(chǎn)可以既不靠近原材料也不靠近消費者，上下游企業(yè)空間集聚的必要性下降，價值鏈布局的區(qū)域化和碎片化有助于區(qū)域發(fā)展的協(xié)調(diào)和平衡；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟平臺是一個可以打破時空限制的大市場，有助于打破行政壟斷和地區(qū)分割，賦予企業(yè)和居民更公平的競爭環(huán)境和更多就業(yè)創(chuàng)業(yè)機會，進而實現(xiàn)地區(qū)間均衡發(fā)展。第二，縮小城鄉(xiāng)收入差距。一方面，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展增加了就業(yè)，互聯(lián)網(wǎng)的普及使農(nóng)村勞動力可以快速、準確地獲取招聘信息，有利于促進農(nóng)村勞動力就業(yè)；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，信息技術(shù)的快速推廣和普及讓農(nóng)民有機會用較低的成本進行知識與技能學(xué)習，進而提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和收入水平。

1.1.2 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展抑制共同富裕

一方面，數(shù)字技術(shù)容易形成市場壟斷。其一，數(shù)據(jù)要素具有規(guī)模報酬遞增的特性，數(shù)據(jù)資源的形成、收集和存儲前期初始投入較高，后期使用時邊際成本幾乎為零，這決定了數(shù)字經(jīng)濟具有自然壟斷的行業(yè)屬性。其二，互聯(lián)網(wǎng)平臺具有雙邊市場的特性，如淘寶、京東、滴滴出行、美團等網(wǎng)絡(luò)平臺同時聚集了大量產(chǎn)品與服務(wù)的供給方和需求方，導(dǎo)致具有優(yōu)勢的平臺快速形成壟斷?；ヂ?lián)網(wǎng)企業(yè)憑借技術(shù)優(yōu)勢可以無償或低成本使用數(shù)據(jù)要素，而數(shù)據(jù)其他生產(chǎn)方則難以獲得應(yīng)有的權(quán)利，導(dǎo)致報酬與貢獻度不匹配。同時，網(wǎng)絡(luò)平臺憑借自身掌握的流量、數(shù)據(jù)和算法優(yōu)勢，可以對上下游企業(yè)和消費者進行精準的價格歧視，攫取更多剩余價值。另一方面，“數(shù)字鴻溝”加劇貧富分化。“數(shù)字鴻溝”主要分為一級數(shù)字鴻溝和二級數(shù)字鴻溝，前者是指數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施方面的差異，后者是指信息和網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的應(yīng)用程度以及創(chuàng)新能力方面的差異。邱澤奇等（2016）[9]認為，我國數(shù)字紅利受益較多的人群主要集中于東南沿海地區(qū)。低收入群體由于知識和信息獲取能力匱乏難以享受到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的紅利。

1.1.3 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響可能呈現(xiàn)“倒U”型特征

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展初期，表現(xiàn)出“做大蛋糕”的強大動力機制。一方面，數(shù)據(jù)要素加入生產(chǎn)過程可以突破傳統(tǒng)資源約束和增長極限；同時，數(shù)字經(jīng)濟不斷通過技術(shù)進步、效率變革和降低交易成本來推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，數(shù)字經(jīng)濟有助于推動社會財富的共享與普惠，即通過促進區(qū)域間和群體間協(xié)同發(fā)展來實現(xiàn)共同富裕。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展后期，數(shù)字技術(shù)容易形成市場壟斷并加劇收入分配差距；同時，由于要素稟賦、信息化水平、人力資源等方面的地區(qū)差異，我國的“數(shù)字鴻溝”問題日益嚴重，不利于實現(xiàn)共同富裕。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響呈現(xiàn)先促進后抑制的“倒U”型特征。

假設(shè)2：現(xiàn)階段，我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與共同富裕之間的關(guān)系仍然處于“倒U”型曲線拐點的左側(cè)，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕具有促進作用。

1.2 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的空間溢出效應(yīng)

數(shù)字經(jīng)濟通過高效的信息傳遞打破了時空限制，由此產(chǎn)生不同路徑、不同程度上的溢出效應(yīng)。Yilmaz 等（2002）[10]研究了州際電信基礎(chǔ)設(shè)施投資對產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)本州僅能從自身的電信基礎(chǔ)設(shè)施投資中獲益，其他州的電信基礎(chǔ)設(shè)施投資對本州產(chǎn)出增長產(chǎn)生了負面影響。張俊英等（2019）[11]發(fā)現(xiàn)，電子商務(wù)發(fā)展呈現(xiàn)空間自相關(guān)性且對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)顯著，但隨著空間距離的擴大，直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均減弱。李天籽和王偉（2018）[12]研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)對城市人均GDP 的溢出效應(yīng)較為明顯，且通信基礎(chǔ)設(shè)施的溢出距離大于交通基礎(chǔ)設(shè)施的溢出距離。綜上，本文認為，由于我國省域面積較大，因此數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應(yīng)可能會隨著空間距離的擴大而減弱。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)3：本地數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展僅對本地共同富裕存在直接影響效應(yīng)，對鄰近地區(qū)共同富裕的空間溢出效應(yīng)不明顯。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

（1）基準回歸模型。為檢驗假設(shè)1，構(gòu)建如下模型：

其中，Cmwit為共同富裕，Digit為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，Xit為一組控制變量，i和t分別表示省份和年份，μi和δt分別表示省份和年份固定效應(yīng)，εit為隨機干擾項。α2＞0表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展和共同富裕之間存在“U”型關(guān)系；α2＜0表示存在“倒U”型關(guān)系。若α2=0，α1＞0，則表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展促進了共同富裕；若α2=0，α1＜0，則表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展抑制了共同富裕。

（2）為檢驗假設(shè)2，構(gòu)建如下模型：

其中，Digit×Yeart表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展和年份的交乘項，以2011年為基期，通過雙固定效應(yīng)模型估計數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕影響的動態(tài)特征。

（3）門檻效應(yīng)模型。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響與當?shù)氐膶ν忾_放度及政府干預(yù)力度緊密相關(guān)。一方面，當對外開放度較低時，當?shù)仄髽I(yè)難以及時獲取和吸收國際先進的數(shù)字技術(shù)，不利于數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展。而地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較低將限制經(jīng)濟增長的潛力和速度，進而影響共同富裕的實現(xiàn)。較高水平的對外開放度能為數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展提供廣闊的市場空間、先進的技術(shù)以及豐富的數(shù)字技能人才，但同時也可能導(dǎo)致“數(shù)字鴻溝”的產(chǎn)生，導(dǎo)致地區(qū)間和群體間無法平等獲取和利用數(shù)字資源與技術(shù)，從而擴大貧富差距。另一方面，當政府干預(yù)力度較小時，“數(shù)字鴻溝”的存在會加劇地區(qū)間發(fā)展不平衡，弱勢群體難以享受到數(shù)字經(jīng)濟帶來的紅利。同時，數(shù)字壟斷可能導(dǎo)致市場權(quán)力濫用、價格操縱、不正當競爭等，不利于經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。隨著政府干預(yù)力度的加大，政府可以通過加大再分配調(diào)節(jié)力度、對欠發(fā)達地區(qū)提供政策支持、預(yù)防和制止壟斷行為等，促進區(qū)域間和群體間共享數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展紅利，發(fā)揮“看得見的手”作用，維護市場秩序、促進社會公正、保持創(chuàng)新活力，進而提高生產(chǎn)效率，緩解“數(shù)字鴻溝”擴大對共同富裕的不利影響。因此，本文認為對外開放度和政府干預(yù)力度在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展影響共同富裕的過程中存在門檻效應(yīng)。據(jù)此，構(gòu)建如下模型：

其中，Thit為門檻變量，包括對外開放度（Fdi）和政府干預(yù)力度（Fis）；I(·)為指示函數(shù)，滿足括號內(nèi)條件時賦值為1，否則賦值為0。式（3）是單一門檻情形，可以根據(jù)計量檢驗結(jié)果擴充至多重門檻情形。

（4）空間計量模型。為檢驗假設(shè)3，分別構(gòu)建空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM）：

其中，ρ代表空間自相關(guān)系數(shù)；W代表空間權(quán)重矩陣，本文同時采用鄰接權(quán)重矩陣（W1）、地理距離權(quán)重矩陣（W2）、經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣（W3）進行實證檢驗。

其中，d為相鄰省份省會城市之間的直線距離，Gi和Gj分別表示i地區(qū)和j地區(qū)2011—2019年實際GDP的平均值。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量：共同富裕（Cmw）。本文借鑒韓亮亮等（2023）[1]的方法，并結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，從共同富裕的發(fā)展性、共享性、可持續(xù)性3個維度構(gòu)建綜合評價指標體系，如表1所示。使用熵值法得到各省份的共同富裕指數(shù)。

表1 共同富裕綜合評價指標體系

（2）核心解釋變量：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展（Dig）。根據(jù)《數(shù)字經(jīng)濟及其核心產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類（2021）》，數(shù)字經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)主要包括數(shù)字產(chǎn)品制造業(yè)、數(shù)字產(chǎn)品服務(wù)業(yè)、數(shù)字技術(shù)應(yīng)用業(yè)、數(shù)字要素驅(qū)動業(yè)和數(shù)字化效率提升業(yè)五大類，本文將前四大類與數(shù)字產(chǎn)業(yè)化部分對應(yīng)，借鑒巫景飛和汪曉月（2022）[13]的方法設(shè)置相關(guān)指標。同時，將第五大類與產(chǎn)業(yè)數(shù)字化部分對應(yīng)，參考王軍等（2021）[14]的研究設(shè)置相關(guān)指標。具體的指標體系如表2所示?；谏鲜鲋笜耍捎渺刂捣y度數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)。

表2 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合評價指標體系

（3）門檻變量：對外開放度（Fdi），選用外商直接投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；政府干預(yù)力度（Fis），選取地區(qū)人均財政支出與地區(qū)人均財政收入的比值衡量。

（4）控制變量：借鑒相關(guān)研究[1,15]，選取創(chuàng)新能力（Inn）、外貿(mào)依存度（Ope）、基礎(chǔ)設(shè)施（Inf）以及政府支出水平（Gov）作為控制變量。具體測量方法見表3。

表3 變量說明

2.3 數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2011—2019 年我國30個省份（不含西藏和港澳臺）的數(shù)據(jù)進行實證研究。數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國信息年鑒》《中國信息產(chǎn)業(yè)年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》《中國基本單位統(tǒng)計年鑒》《中國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展報告》以及各省份統(tǒng)計年鑒或統(tǒng)計公報，部分缺失值采用插補法補全。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

表4 報告了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展影響共同富裕的估計結(jié)果。在列（1）和列（2）中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展系數(shù)均顯著為正，其平方項系數(shù)則均顯著為負，說明共同富裕與數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展之間存在“倒U”型關(guān)系，即數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響呈現(xiàn)先促進后抑制的特征，拐點處的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)約為0.975，該結(jié)論驗證了假設(shè)1。此外，從列（2）中可以發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新能力的系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，說明提高研發(fā)投入可以促進共同富裕；外貿(mào)依存度系數(shù)為正但不顯著；基礎(chǔ)設(shè)施的系數(shù)顯著為正，基礎(chǔ)設(shè)施水平每提升1%將使得共同富裕指數(shù)上升0.031%，基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟增長具有直接和間接促進作用，涓滴效應(yīng)的釋放最終促使地區(qū)發(fā)展趨于平衡，有助于共同富裕的實現(xiàn)；政府支出水平的系數(shù)顯著為負，地方政府支出往往伴隨著低效與浪費，且經(jīng)濟發(fā)展越落后的地區(qū)，政府行政效率往往越低，最終使得社會財富的增長失衡，進而抑制了共同富裕。

表4 數(shù)字經(jīng)濟影響共同富裕的基準回歸結(jié)果

前文理論分析認為，目前我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕表現(xiàn)為促進作用，為驗證該假設(shè)，基于式（2）進行實證檢驗，回歸結(jié)果見表5?；辏?011年）數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，此時處于“倒U”型曲線拐點左側(cè)，即數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕具有顯著的促進作用。同時，2012—2019年數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與年份的交乘項系數(shù)均為負，且系數(shù)的絕對值整體呈現(xiàn)變大趨勢，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕促進作用的邊際效應(yīng)在不斷減小。相較而言，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的系數(shù)絕對值在末年（2019年）依然小于基年（2011年），說明直到2019年數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與共同富裕的關(guān)系依然位于“倒U”型曲線拐點的左側(cè)，即數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展仍然有利于推動共同富裕的實現(xiàn)，該結(jié)論驗證了假設(shè)2。

表5 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕影響的時間趨勢分析

3.2 門檻效應(yīng)分析

為檢驗對外開放度和政府干預(yù)力度是否存在門檻效應(yīng)，本文采用面板門檻回歸模型進行分析。首先，采用Bootstrap 自抽樣法對門檻的存在性進行檢驗，反復(fù)抽樣300 次后得到表6 的門檻數(shù)量檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，對外開放度和政府干預(yù)力度均通過了單一門檻檢驗，但均未通過雙重門檻檢驗。因此，兩個門檻變量均存在單一門檻效應(yīng)。鑒于此，本文設(shè)定單門檻回歸模型，根據(jù)式（3）得到表7的回歸結(jié)果。

表6 門檻數(shù)量檢驗結(jié)果

表7 門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

具體而言，對于門檻變量Fdi，當Fdi≤0.008 時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的系數(shù)為正但不顯著；當Fdi＞0.008 時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的系數(shù)為-0.039，且在5%的水平上顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響存在對外開放度的門檻效應(yīng)，當對外開放度越過門檻值后，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的抑制作用開始凸顯。對于門檻變量Fis，當Fis≤0.881 時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的系數(shù)為-0.094 且在1%的水平上顯著；當Fis＞0.881 時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的系數(shù)為-0.010 但未通過顯著性檢驗，表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響存在政府干預(yù)力度的門檻效應(yīng)，當政府干預(yù)力度越過門檻值后，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的抑制作用將變得不明顯。

3.3 空間溢出效應(yīng)分析

在對空間計量模型進行參數(shù)估計前，需要先確認被解釋變量是否存在空間相關(guān)性，本文基于鄰接權(quán)重矩陣、地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣，采用全局Moran’s I進行檢驗，結(jié)果見表8?？梢园l(fā)現(xiàn)，2011—2019 年共同富裕的Moran’s I 均顯著為正，空間集聚趨勢明顯?；诮?jīng)濟距離權(quán)重矩陣，按照相關(guān)檢驗來確定模型的最終形式，結(jié)果見表9。首先，使用LM 檢驗來確定采用SAR 還是SEM，基于P 值的結(jié)果，選擇SAR。其次，通過Wald 和LR檢驗確認SDM 是否可以簡化為SAR 或SEM，結(jié)果表明SDM 無法簡化為SEM?？臻g滯后項的Wald 假設(shè)（估計值為7.96，P=0.158）接受了SDM 可以簡化為SAR 的原假設(shè)，同時，SDM固定和隨機效應(yīng)估計結(jié)果不顯著且模型擬合效果較差，因此選擇SAR。最后，Hausman檢驗結(jié)果（估計值為69.34，P=0.000）顯示，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。綜上，本文最終選擇固定效應(yīng)下的SAR模型進行空間溢出效應(yīng)分析，結(jié)果見表10。

表8 2011—2019年共同富裕的Moran’s I

表9 模型選擇檢驗

表10 SAR估計結(jié)果

由表10可知，在不同空間權(quán)重矩陣下，共同富裕的空間自回歸系數(shù)均顯著為正。本文進一步通過直接效應(yīng)和間接效應(yīng)探究數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對本地和鄰近地區(qū)共同富裕的影響。從直接效應(yīng)來看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對本地共同富裕的影響呈現(xiàn)“倒U”型特征，這一結(jié)論同樣驗證了假設(shè)1；從間接效應(yīng)來看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對鄰近地區(qū)共同富裕的影響均未通過顯著性檢驗。以上結(jié)論驗證了假設(shè)3。究其原因，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對鄰近地區(qū)共同富裕的帶動作用受距離衰減規(guī)律的影響，同時，鄰近地區(qū)人力資本、制度因素等方面的差異可能也在一定程度上制約了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的財富共享空間外溢能力，最終導(dǎo)致數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展僅對本地共同富裕存在直接影響效應(yīng)而對鄰近地區(qū)的空間溢出效應(yīng)不明顯。

3.4 穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性分析

3.4.1 穩(wěn)健性檢驗

為使研究結(jié)論可靠，本文進行如下穩(wěn)健性檢驗：第一，對樣本數(shù)據(jù)進行上下1%的縮尾處理，結(jié)果見表11 列（1）和列（2）。第二，剔除直轄市。鑒于我國區(qū)域發(fā)展的不平衡性，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的財富增長和財富共享效應(yīng)存在一定的差異，而直轄市的特殊地位和政策偏向性可能會放大數(shù)字經(jīng)濟的賦能效果，因此將4個直轄市樣本刪除后重新回歸，結(jié)果見列（3）和列（4）。整體來看，表11中的估計結(jié)果與前文基準回歸結(jié)果相差不大，研究結(jié)論穩(wěn)健。

表11 穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗結(jié)果

3.4.2 內(nèi)生性分析

鑒于可能存在反向因果關(guān)系以及遺漏關(guān)鍵解釋變量，本文采用工具變量法來解決內(nèi)生性問題。借鑒向云等（2022）[15]、Nunn 和Qian（2014）[16]的思路和方法，分別選擇滯后一期數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與上一年全國互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)對數(shù)值的交乘項、1984 年每百人固定電話數(shù)量與2011—2019年所對應(yīng)的年份虛擬變量的交乘項作為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展及其平方項的工具變量?；貧w之前，需對工具變量的合理性進行檢驗。先利用K-Paap rk LM statistic進行可識別檢驗，結(jié)果均通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明工具變量可識別；再利用K-Paap rk Wald F statistic進行弱工具變量檢驗，發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計量均大于Stock-Yogo弱識別檢驗10%水平上的臨界值。綜上可知，本文選取的工具變量有效。表11 列（5）和列（6）展示了考慮內(nèi)生性問題后的回歸結(jié)果，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響效果與基準回歸結(jié)果基本一致。

4 結(jié)論

本文在剖析數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕影響機理的基礎(chǔ)上，基于2011—2019年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響，得出如下結(jié)論：第一，我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響呈現(xiàn)“倒U”型特征?，F(xiàn)階段，我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與共同富裕之間的關(guān)系仍然處于“倒U”型曲線拐點的左側(cè)，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕具有促進作用。通過一系列穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗后該結(jié)論依然成立。第二，分別以對外開放度和政府干預(yù)力度作為門檻變量，兩個門檻變量均會導(dǎo)致數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的影響存在單一門檻效應(yīng)。當對外開放度越過門檻值后，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展會顯著抑制共同富裕；當政府干預(yù)力度越過門檻值后，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對共同富裕的不利影響不再明顯。第三，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對本地共同富裕的影響存在顯著的先促進后抑制的非線性效應(yīng)，但對鄰近地區(qū)共同富裕的空間溢出效應(yīng)不明顯。