数字经济高质量发展助推共同富裕的机制与效应研究.docx

第40卷第6期2023年11月经济经纬EConomiCSUrVeyVol.40No.6Nov.2023数字经济高质量发展助推共同富裕的机制与效应研究李宏兵张少华L朱廷培2(1.北京邮电大学经济管理学院,北京1000876;2.兰州交通大学经济管理学院，甘肃兰州730070)摘要：利用2010-2020年省级面板数据及中国家庭追踪调查(CFPS)微观数据，在分别构建省级数字经济高质量发展指标和涵盖富裕、共享维度的共同富裕指标基础上,分析了数字经济高质量发展对共同富裕的作用机制与影响效应.研究发现：数字经济高质量发展通过解决增长和分配问题显著推进了共同富裕，在考虑内生性与多种稳健性检验后，结论依然稳健.异质性分析表明，数字经济高质量发展推进共同富裕的作用效果在胡焕庸线以东地区、中等共同富裕水平地区更为显著;且上述影响效应主要通过提升人力资本水平与扩大公共服务投入的机制来实现进一步拓展研究表明，数字经济高质量发展不仅对临近地区共同富裕水平产生正向空间溢出效应，还会促进低收入家庭向中等收入家庭流动，进而有利于“扩中提低”的实现。上述结论对新发展阶段我国以数字经济高质量发展推进共同富裕实践提供了理论支撑和经验证据。关键词：数字经济高质量发展；共同富裕；空间溢出效应；收入流动效应基金项目：国家社会科学基金项目(22BJL095)作者简介：李宏兵(1986-),男，河南信阳人，教授，博士生导师，主要从事数字经济、国际贸易与劳动力市场研究;张少华(1997-),男，甘肃定西人，博士研究生，主要从事数字经济、国际贸易与劳动力市场研究；朱廷培(1965-),男，甘肃镇原人，博士，教授，主要从事国际贸易与世界经济研究,张少华为本文通信作者.中图分类号:F012文献标识码:A文章编号:1006-1096(2023)06-0121-15收稿日期:2023-06-1588888888888888888888888888888888888888888888888888引言数字经济高质量发展是新发展阶段下我国数字经济发展的总体要求，也是党的二十大报告和"十四五"数字经济发展规划的重要战略部署。事实上,数字经济作为新型经济形态,其引发的“数字蝶变"在优化收入分配结构、加快实现共同富裕方面被寄予厚望。尤其是共同富裕的经济内涵是全体人民共创共享物质成果和精神财富(刘培林等，2021),与数字经济高质量发展目标高度一致。但囿于现阶段收入和财产差距过大、中等收入人群比重偏低等系列挑战(李实,2021)和数字经济"大而不强、快而不优”的发展现实,我国数字经济区域发展不平衡隐忧及其对收入分配的冲击日渐凸显。据中国数字经济发展报告统计,2021年我国数字经济规模达到45.5万亿元，占GDP比重为39.8%;其中北京、上海、天津等省市数字经济占GDP比重超过50%,而甘肃、山西、内蒙古等省区占比则远低于全国均值。不仅如此,根据下文测算，同期各省市的共同富裕程度也发展不均,上海(0.88)、北京(0.84)等省市的共同富裕指数遥遥领先于青海(0.29)、甘肃(0.28)等省份.基于此背景，如何协同推进数字经济高质量发展与实现共同富裕，并探讨其内在机理,不仅有利于从理论上厘清数字经济高质量发展的经济效应，也为调节收入分配矛盾、建设高效公平的收入分配体系提供了经验支持。事实上，学术界对数字经济影响共同富裕的讨论，最早可以追溯到凯恩斯的“世纪预言"，即认为在科技革命的推动下，经济增长的同时会显著提高生活水平，后代无需关心财富分配和经济报酬等问题。但客观事实表明技术发展可以解决经济增长问题，但无法解决收入分配问题(Pottos,2017).数字经济作为第四次科技革命的主要代表,其对经济增长的推动作用得到了学术界一致认同(Lia。etalf2016;Goldfarbetal,2019;戚聿东等，2021）,但关于数字经济与收入分配、共同富裕之间的关系，学术界则存在较大分歧（牛建国等，2022）一类观点认为数字经济能促进共同富裕（丁建军等，2022;柳毅等，2023）；另一类观点则认为数字经济时代资本市场的“赢者通吃"，地区和人群之间的“数字鸿沟”会扩大收入差距（GUelIeCetal,2020）,不利于实现共同富裕。在上述研究基础上，后续研究多聚焦数字经济高质量发展的内涵、测度以及如何推动实现数字经济高质量发展的路径研究，鲜有研究将数字经济高质量发展与共同富裕纳入统一框架探讨二者之间的关系o本文基于数字经济高质量视角，重点回答以下问题：一是考察数字经济高质量发展对共同富裕的影响效应;二是探讨数字经济高质量发展通过何种作用机制实现共同富裕;三是数字经济高质量发展赋能共同富裕是否存在空间溢出和家庭收入向上流动效应。本文可能的边际贡献在于：一是现有研究对数字经济的测度多从数字基础设施、数字产业化与产业数字化等视角出发,本文则从创新、协调、绿色、开放、共享五个维度构建数字经济高质量发展指标,探讨数字经济高质量发展对共同富裕的直接影响，丰富了数字经济高质量发展的经济效应研究。二是现有研究从理论上指出数字经济有助于弥补公共服务短板、通过提升公共服务水平从而推进共同富裕（夏杰长等，2021）,本文检验了这一机制并为地方政府改善"重财政、重企业、轻居民”的执政理念提供了理论参考。三是考虑到数字经济高质量发展对家庭收入增长的直接影响，本文基于微观家庭数据，考察了数字经济高质量发展促进低收入群体向中等收入群体流动的效应O一、理论分析与研究假设习近平总书记指出要在高质量发展中促进共同富裕，共同富裕是新时代赋予经济高质量发展的新内涵（佟孟华等，2022;张富文,2022）,而发展质量的提升以发展理念的革新为认识论前提（周泽红等,2023）,因此新发展理念与共同富裕存在内在关联。新发展理念五大维度分别从发展动力、发展模式、发展条件、发展路径与发展目标层面阐释如何推进实现共同富裕。首先，创新为财富创造提供动力，通过“提质增效"支撑共同富裕实现（陈劲等，2022）。其次，城乡平衡发展、产业协调发展既能提高生产率又能缩小贫富差距（黄群慧，2022）。再次，生态环境是重要的公共产品，良好的生态环境是可持续发展的基本条件，绿色发展有助于解决人与自然和谐共生问题。另外,开放发展通过调动市场活力、增强资源流动效率和促进创新推动经济繁荣，能够拓宽共同富裕的实现路径（黄金辉等，2022;李浩东，2022）。最后,共享发展目标与共同富裕内涵高度契合，共享发展是实现共同富裕的重要依赖，共同富裕是共享发展要达到的最终目的。共同富裕的前提是富裕，"共同"则是在满足富裕基础上实现发展成果由人民共享。数字经济高质量发展赋能共同富裕需要完成两方面的任务，即不仅要促进社会宏观经济的增长,还要处理好"做大蛋糕"与"分好蛋糕”之间的关系,也就是解决普遍增长和发展不平衡不充分问题（祝嘉良等,2022）。（一）数字经济高质量发展赋能共同富裕数字经济高质量发展的内涵包括创新、协调、绿色、开放、共享五个维度,新时代数字经济将从这五个维度高质量赋能共同富裕实现。创新方面，已有研究表明数字经济的创新性可以赋能宏观经济增长，并强调了经济数字化转型和效率提升在其中发挥的作用，发达国家和发展中国家的经验均支持这一判断（NiebeI,2018）.协调方面，数字经济发展与居民收入增长存在一定协调性，数字经济能够促进居民收入的提升，这一观点得到了众多学者的证实（Ahmedetal,2013）。同时,相关研究还表明，数字经济提升居民收入的作用存在一定的"益贫效应"（Formanetal,2005）,即数字经济有利于提升中国各区域人均收入水平,且对低收入群体的影响效应大于高收入群体（白雪洁等，2023;赵天荣，2022）。进一步研究发现，数字经济促进了农村高技能劳动力的非农就业（田鸽等，2022;王修梅等，2023）,有助于提高劳动收入水平。不仅如此,数字金融发展也显著提高了家庭收入,且在落后地区与低收入家庭中影响效果更为显著（张勋等,2019;范合君等，2021）,数字金融的普惠性解决了不发达地区和中小企业的融资能力，通过提升创业率增加居民收入（谢绚丽等，2018）。绿色方面，数字经济具有一定低碳环保的绿色属性（杨刚强等，2023）,数字化转型能够实现降低能耗的目的。开放方面，数字经济时代强调企业开放的重要性,数字化发展无疑是企业由封闭式创新转向开放式创新的重要推手，企业开放式创新能力的增强不仅是塑造竞争优势与提升企业绩效的关键，也是工资性收入增长的关键.公平共享方面，数字经济的共享性能显著缓解收入不平等与不同维度的收入差距：第一，区域收入差距方面，数字技术显著优化了要素配置、推动要素自由流动，能够促进生产要素由发达地区流向欠发达地区，最终缩小区域间经济发展差距，提升区域协调发展水平（何爱平等，2022;刘伟丽等，2022;马勇等，2022）.第二，城乡收入差距方面，数字经济通过提升农村劳动力工资性收入与增加农村劳动力岗位两条路径缩小城乡收入差距。同时，工业智能化的应用会催生新的生产模式，增加就业岗位（Acemo-guetal,2018）,虽然工业智能化发展过程中也会出现一定程度的就业替代，但从长期来看中低技能的劳动岗位依然有所增加，这也有助于提高低技能劳动者的工资水平（蔡昉,2010）0第三，行业收入差距方面，数字经济能够通过提高现代金融服务实体经济的能力和效率，消除不同资本收益率之间的信息不对称，引导现代金融服务于高附加值实体产业，缩小行业间收入差距（师博等，2022）o在以五大发展理念为指导思想的数字经济高质量发展内涵中，数字经济的效率性、公平性和共享性,数字金融的普惠性均得到了较好体现。因此，数字经济高质量发展有利于提升人均居民可支配收入，解决发展的不平衡不充分问题，进而提高总体富裕程度和发展成果共享程度。基于此，本文提出假说1:假说1:数字经济高质量发展有利于提高人均可支配收入，缩小收入差距,实现共同富裕O（二）数字经济高质量发展赋能共同富裕的传导路径数字经济高质量发展除了可以直接影响共同富裕外，还可以通过其他路径间接推进共同富裕.现有文献对数字经济间接促进共同富裕已展开较为丰富的探索，相关传导路径包括产业结构调整、增加城镇化率、提升区域协调水平和提高创业活跃度等（林淑君等，2022;林嵩等，2023;邱洋冬，2022）。而数字经济高质量发展通过提升人力资本水平赋能共同富裕的观点，也常被学者们提及。相较于实物资本，人力资本投资具有长期增长效应o人是生产力发展的主体，人力资本的提升可以创造更多社会财富，共同富裕首先是富裕，创造社会财富需要进一步提升劳动生产率，而提高劳动生产率取决于人力资本投资，由此可见提升人力资本是实现共同富裕的重要基础。事实上，我国目前正处在"另一部分人也要富起来”的共同富裕第二阶段，形成一个稳定而庞大的中产阶层或中等收入群体是当前阶段要完成的主要目标。在初次分配过程中，收入差距取决于劳动者能力的差异，而这种差异来自人力资本差距（黄群慧等，2021）,着力提升低收入群体的人力资本是实现当前目标的重要抓手（刘世锦等，2022）。人力资本有助于增加城乡居民可支配收入，缩小城乡居民收入差距（张绍成等,2023）,这与“富裕"和“共享”的目标是一致的。数字经济高质量发展在此过程中的作用不容忽视o首先，数字化转型催生出的新业态要求劳动者必须掌握一定的数字技能，得益于数字技术极强的创新能力，碎片化的互联网教育等数字技术提升了劳动者的一般数字技能和完成特定工作的数字技能，因此数字经济的创新因素对提升人力资本有直接影响。其次，数字基础设施建设的完善程度、城乡数字基础设施建设的耦合程度等协调因素，实现了人与人之间跨区域的沟通与交流，有助于劳动者提高自身工作素养、扩散人力资本的正外部性。最后，城镇化使得劳动力形成空间集聚，在数字经济高质量发展框架下，有电子商务活动的企业比重等开放因素又能通过空间集聚进一步强化人力资本.因此，劳动力人力资本的提升会使数字经济赋能共同富裕的作用效果进一步增强，同时也有助于“提低扩中”目标的实现。促进机会均等是实现共同富裕的关键因素（陈斌开等，2022）.习近平总书记在党的二十大报告中强调，健全基本公共服务体系，提高公共服务水平，增强均衡性和可及性，扎实推进共同富裕。现代经济增长离不开人力资本，而医疗、教育等公共服务投入直接关系到人力资本水平，因此公共服务投入同样具有经济增长效应。高水平、高质量的基本公共服务均等化成为共同富裕必不可少的内容之一，推动公共服务均等化对巩固已有脱贫攻坚成果，推进共同富裕具有重要意义（李实等,2022）o长期以来在非均衡增长的影响下，我国不同地区之间公共服务投入存在显著差异，这一点成为阻碍共同富裕实现的重要因素，而数字经济的均衡增长效应可以有效解决该问题o在数字经济高质量发展框架下，利用专利产出等创新因素作为支撑的数字平台弥补了优质公共服务不足的短板（Aaronetal,1970Janowskietal,2018）;城乡数字基础设施的耦合程度等协调因素可以使公共设施更加平衡和充分；扩大政务信息开放范围与降低政务信息获取难度等开放手段能够提升政府数字化治理能力，使公共监督渠道更加畅通，进而提升政府的公共服务能力；数字共享方面，城市大数据中心与数据交易所代表的数据共享能在更大范围内用于城市的精细化管理，从而提升社会公共治理水平；数字普惠金融能够降低创新主体的融资成本，加快科技成果转化，推动公共服务在更大范围内高效共享。综上所述，数字经济高质量发展可以通过提升公共服务投入水平实现均衡增长，推进共同富裕。因此，本文对数字经济高质量发展赋能共同富裕的传导路径提出假说2:假说2:数字经济高质量发展通过提升人力资本水平与扩大公共服务投入,推进共同富裕的实现（如图1）。图1理论机制二、研究设计（一）模型构建为了探究数字经济高质量发展对推进共同富裕的影响，本文根据刘培林等（2021）构建的共同富裕指标体系框架，分别将共同富裕水平、总体富裕程度和发展成果共享程度作为被解释变量，在控制省份固定效应与时间固定效应基础上，构建如下基准模型：<lw,fil,+Intiri4*y>,÷rm,ir*%l（1）nofi,*yrr,rnr'rrj%（2）InAA114*lln<ei4£6<np-*rrlr4Mirrj（3）其中,t表示年份j表示省份,CP八a£和Sht表示i省份t年的共同富裕水平指数、总体富裕程度指数和发展成果共享程度指数,deiit表示i省份t年的数字经济高质量发展指数,Controlnit表示其他控制变量;ProVinCe代表省份固定效应,year,代表时间固定效应国,代表随机误差项。（二）变量测度与说明1 .核心解释变量数字经济高质量发展指数（dei）,"十四五”数字经济发展规划明确指出，我国数字经济规模快速扩张，但发展不平衡、不充分、不规范的问题较为突出，迫切需要转变传统发展方式，走出一条规范健康可持续的高质量发展道路五大发展理念是统领全国经济发展的理念，是我国宏观经济高质量发展的基本遵循。由于数字经济发展与我国宏观经济发展具有相似的发展路径与发展阶段，前期经历了数量与规模的快速增长，当前同样面临发展不充分不平衡的问题，因此新发展理念也能够较好地指导数字经济高质量发展.本文基于已有对数字经济指标测度的研究及新时代高质量发展的特征要求，结合焦勇（2021）的思路，以新发展理念五大维度作为基本遵循，构建数字经济高质量发展指标体系。本文从数字经济发展的创新性、协调性、绿色性、开放性和共享性五个维度构建出包含5个一级指标、13个二级指标和27个三级指标的数字经济高质量发展指标评价体系（如表1所示）。为避免主观赋值法的非客观性，本文采用熠值法对数字经济高质量发展评价指标进行赋权,测度得到20102020年各省份数字经济高质量发展指数。2 .被解释变量共同富裕水平，本文借鉴刘培林等（2021）关于共同富裕指标体系的构建，从总体富裕程度和发展成果共享程度两个方面构建共同富裕指标评价体系。其中总体富裕程度强调国民人均收入水平与财富持有水平的提升，发展成果共享程度则强调人群收入差距、区域收入差距和城乡收入差距的缓解。基于此，本文构建了包含总体富裕程度与发展成果共享程度两个一级指标，绝对收入水平与区域差距、城乡差距、行业差距四个二级指标的共同富裕水平度量指标体系（见表2）。总体富裕程度对应的二级指标是绝对收入水平，发展成果共享程度对应的二级指标是区域差距、城乡差距和行业差距。由于基尼系数与泰尔指数属于负向指标，故先对所有指标利用极差法归一化处理，归一化处理后四项指标对共同富裕的影响方向均为正，接着采用蜡值法对共同富裕水平指数（CP）、总体富裕程度指数（af）和发展成果共享程度指数（Sh）进行测度。表1省级数字经济高质量发展指标评价体系一级指标二级指标三级指标指标解释影响方向技术研发产业研发投入强度计算机、通信和其他电子设备制造业R&D内部经费支出之和占全省R&D内部经费支出的比重+政府研发支持力度全省R&D政府资金支出占全省R&D内部经费支出比重+普通高等教育水平普通高等学校数+创新数字服务从业人员信息传输、计算机服务和软件业从业人员人数+人才支撑数字制造从业人员规模以上电子信息制造业平均用工人数+数字研发人员高技术产业R&D人员折合全时当量+创新产出数字技术专利数量各地区每百人5G、工业互联网、电子商务专利总数+数字服务核心产业各地区软件业务收入占全国比西+区域协调数字制造核心产业各地区规模以上电子信息制造业主营业务收入占全国比里+地区数字基础完善程度各地区互联网宽带接入端口占全国比歪*协调城乡数字经济基础设施城乡数字经济基础设施簿合协调度*城乡协端城乡基建投资城乡居民人均消费耦合协调度+产业协调数字产业优化度信息传输、计算机服务和软件业固定资产投资占全社会比毛+直接绿色低碳数字经济核心产业能耗计算机、通信和其他电子设备制造业的全国能源消费分解-工业数字化程度工业机器人安装密度+绿色间接绿色低碳服务业数字化程度网上零售额+农业数字化程度农业农村信息化示范基地数量+产业开放核心产业对外开放度软件业务出口占软件业务收入比重+企业开放企业交易有电子商务活动的企业比重+企业信息企业拥有网站数*开放开放范围主动公开政府信息总数+政务信息开放开放时间政务信息开放时间+获取难度政府信息收到的依法申请公开的件数占不予公开件数的比重服务普患电子政务水平电子政务县级试点数+数字普思金融数字普思金融指数+共享数据交易中心数量大型数据中心数量+要素共享数据交易所数据交易所设立时间+注：由于西藏自治区数据缺失严函，本文测算了除西藏和港澳台以外的30个省级行政单位数字经济高质量发展指数.表2省级共同富裕水平指标评价体系一级指标二级指标指标解释影响方向总体富裕程度绝对收入水平人均可支配收入+区域差距省域各市夜间灯光DN均值基尼系数发展成果共享程度城乡差距城乡居民人均可支配收入泰尔指数行业差距省域各行业人均工资收入泰尔指数3 .机制变量本文使用人力资本水平（he）与公共服务投入（PS）作为机制变量o人力资本水平用各省份实际人均劳动力人力资本水平表示，数据来自中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心公布的中国人力资本报告2022高水平的公共服务均等化，包括教育资源和医疗资源的均等化,是实现共同富裕的必要条件之一（李实，2021）,本文所用的公共服务投入由两个子维度指标经由燧值法测算构成，包括教育支出和医疗支出；其中教育支出用各省份地方财政教育支出表示，医疗支出用各省份地方财政医疗卫生支出表示。4 .控制变量为了更全面地考察数字经济高质量发展对共同富裕的作用机制和影响效应，选取如下控制变量：（1）经济外向程度（dee）,用该省份进出口贸易总额占GDP比重衡量；（2）非农产业发展水平（dois）,用该省份第二、三产业增加值占GDP比重衡量；（3）金融发展水平（fd）,用各省份金融机构贷款余额占GDP比重衡量;（4）创新研发能力（ia）,用各省份研发（R&D）经费投入强度衡量；（5）产业结构高级化程度（Str）,用各省份产业结构高级化指数衡量。5 .数据来源与描述性统计为确保数据的可得性与准确性，本文选取了20102020年的省级面板数据,具体变量的描述性统计如-125表3所示。数据来源方面，数字经济高质量发展指标数据来自国泰安数据库与各省份统计年鉴，共同富裕水平指标数据来自各省份统计年鉴.夜间灯光DN均值来自CNRDS数据库.控制变量数据来自中国统计年鉴与各省份统计年鉴，部分缺失数据采用插值法补充。为防止变量数量级差距带来的估计偏误.对部分变量进行了取对数处理。表3变量描述性统计变量样本量均值标准差最小值中位数最大值Incp3303.5530.3892.2083.5744.478Inaf3302.1360.782-2.3612.2243.838Insh3303.360.4901.0363.4024.44Indei3302.1240.795-0.0062.1854.165Indee3302.7980.920-0.272.6394.992Indois3304.50.0584.3014.5084.602Infd3301.110.3130.4241.0892.096Inia33014.2571.36310.60114.40817.034Instr3300.1680.387-0.640.1431.657Inhc3305.1860.4264.2735.1596.362Inps3302.7280.895-1.8392.8324.605三、回归结果分析(一)基准回归表4报告了数字经济高质量发展影响共同富裕水平一级指标与二级指标的基准回归结果。第(1)列至第(3)列展示了数字经济高质量发展对共同富裕水平指数的回归结果,研究显示不论是否加入控制变量与是否控制固定效应，数字经济高质量发展都能显著促进共同富裕水平。第(4)和(5)列报告了数字经济高质量发展对总体富裕程度指数和发展成果共享程度指数的回归结果,回归系数显著为正.表明数字经济高质量发展对实现共同富裕有明显促进作用。数字经济高质量发展不仅有助于增加居民收入、扩大社会财富，还有助于实现“分好蛋糕”的共同富裕目标。在考虑不同省份外向型程度、非农产业发展水平、金融发展水平等影响差异的情况下，数字经济高质量发展对增加居民收入、缓解收入差距方面均存在显著的正向影响，验证了假说U表4基准回归结果变量CPCPCPafsh(1)(2)(3)(4)(5)dei0.359E0.07820.068，”0.270,0.037”(0.011)(0.013)(0.012)(0.048)(0.128)dee-0.041”-0.131-0.031*(0.012)(0.046)(0.123)dois-0.1241.161-0.138(0.236)(1.892)(0.235)fd-0.09240.383”-0.034(0.039)(0.147)(0.039)ia-0.0020.264,-0.009(0.018)(0.070)(0.018)str-0.137*0.256*-0.119o(0.345)(0.129)(0.034)常数项2.7893.0703.872-8.222*3.841*(0.055)(0.021)(1.011)(3.811)(L001)时间固定效应否是是是是省份固定效应否是是是是N330330330330330R20.7920.9410.9490.9110.823注：括号里的数值为标准误.*、*和*分别表示在1$、5%和10%水平下显著，下表同。从控制变量来看.一方面经济外向程度会显著拉大收入差距，不利于发展成果共享的实现，这与魏浩等-126（2015）的研究结论一致。原因在于我国对外贸易商品类型不断从劳动密集型向技术密集型转变，企业对高技能劳动力的需求增大，此类就业机会增加了高端劳动者收入，扩大了收入差距。另一方面产业结构高级化同样在一定程度上不利于缩小收入差距，这与冀福俊（2023）的研究结果一致。原因在于数字经济赋能服务业与制造业的效果强于农业，而服务业与制造业集聚在城镇及城镇周边等发达地区，农业广泛分布于农村等欠发达地区，随着产业结构高级化的提升，数字经济会进一步增加发达地区的财富与居民收入，同时对欠发达地区的作用效果并不明显。（二）稳健性检验1.删除直辖市考虑到直辖市的数字经济发展相对处于前列，将直辖市放进全样本中可能会放大数字经济的赋能效果0因此，将直辖市样本删除重新进行估计，结果如表5第（1）列所示。数字经济高质量发展对实现共同富裕仍然具有显著的推动作用，而且删除直辖市样本后，数字经济高质量发展的回归系数稍有下降，说明直辖市相对较高的数字经济发展水平对全国共同富裕平均水平会造成一定影响。2 .对地级市层面共同富裕水平的检验本文借助彭刚等（2023）对我国279个地级市共同富裕水平的测算结果，将原有的被解释变量替换为地级市层面的共同富裕水平（cp_city）进行稳健性检验，具体做法是将省级数字经济高质量发展指数按照行政区划匹配到地级市一级，结果如表5第（2）列所示。研究显示，数字经济高质量发展同样对促进地级市共同富裕水平有显著正向影响，证明本文结果依然稳健。3 .改变估计方法本文使用数字经济高质量发展指数滞后一期作为外生变量，通过系统GMM模型重新进行估计,结果如表5第（3）列所示,数字经济高质量发展对实现共同富裕仍有显著推动作用，结果稳健。4 ."宽带中国”政策的冲击数字基础设施建设是否完善在很大程度上影响着数字经济高质量发展推进共同富裕的作用效果，地区的数字基础设施建设水平越高，越能加强数字经济对共同富裕的促进作用，更有利于"数字红利”的释放。国务院于2013年8月17日发布了“宽带中国”战略实施方案,部署未来8年宽带发展目标及路径，意味着"宽带战略”从部门行动上升为国家战略，作为新基建的宽带被正式列为了国家公共基础设施，这对每个地区来说相当于外生冲击,有助于缓解不满足随机抽样而产生的内生性问题。考虑到“宽带中国"战略是以地级市为政策实施对象，而本文所使用的是省级面板数据，故本文以2013年作为基准年,使用"宽带中国”战略作为政策冲击，建立传统DID模型检验数字基础设施在数字经济高质量发展影响共同富裕过程中产生的影响，构建模型如下：Incp=b+1policyjt+×nControlnt+yeart+Provincej÷t（4）本文重点关注政策冲击项policyrt的系数变化情况，其中政策冲击项policy”的划分标准为：如果年份t处在2013-2020年之间,policy”设为1,否则为0,其他各项与基准模型一致。表5第（4）（5）列展示了政策冲击对共同富裕水平的影响结果，第（4）列未加入控制变量，估计系数在1%水平上显著为正,第（5）列加入了控制变量,估计系数相对熠大并依然保持显著。这表明在利用“宽带中国”战略构造准自然实验的条件下，数字经济显著促进了共同富裕水平的提高。在"宽带中国”战略实施的过程中，数字经济发展水平高的地区可能会被优先纳入试点名单中，为了避免产生估计结果偏误，本文进一步使用PSM-DID方法进行稳健性检验，表5第（6）列展示了使用一对一匹配法之后的估计结果，表明数字基础设施在数字经济高质量发展推进实现共同富裕的过程中起到了一定支撑作用，结果稳健。图2展示了利用事件分析法进行的平行趋势检验。为了便于比较，本文将2013年设置为政策实施年，记为0,2012年为事前第一期，记为-1,2014年为事后第一期，记为1。可以看出在政策实施之前，政策回归系数的置信区间包括0值，说明实验组和对照组的共同富裕水平有着相似的变化趋势，满足平行趋势假设。在政策实施后六年内，政策回归系数的置信区间不包括0值，说明"宽带中国”政策对提升数字基础设施建设水平具有一定冲击，有利于推进实现共同富裕。表5稳健性检验变量CPCP-CityCPCpCPCP(1)(2)(3)(4)(5)(6)dei0.058,0.009*0.017,(0.023)(0.002)(0.008)policy0.654,0.7390.726(0.015)(0.105)(0.108)dee-0.0430.0300.003-0.047-0.024(0.027)(0.031)(0.006)(0.027)(0.024)dois-0.173-0.0040.019-0.129-0.365(0.655)(0.002)(0.133)(0.066)(0.717)fd-0.154-0.016”-0.009-0.049-0.113(0.097)(0.005)(0.033)(0.087)(0.086)ia-0.0410.0270.0010.0090.010(0.050)(0.002)(0.009)(0.054)(0.051)str-0.1380.0020.054*-0.177-0.183(0.108)(0.005)(0.114)(0.116)(0.103)常数项4.588-0.1340.2393.1843.8044.869(2.494)(0.135)(0.498)(0.018)(2.553)(2.879)时间固定效应是是是是是是省份固定效应是是是是是是N2862184330330330234R20.9490.9130.9330.9440.943AR(2)0.986Hansen检睑0.7100.30.20.10-0.1-2-10123456改1时点图2平行趋势检验5.内生性处理上述基准回归中.可能有两方面原因会导致内生性问题：一是核心解释变量数字经济高质量发展与被解释变量共同富裕水平之间可能存在反向因果关系，即收入的提高有可能会影响到数字经济发展；二是尽管在进行基准估计时考虑了经济外向性、非农产业发展水平等控制变量.但仍可能遗漏掉一些关键变量，导致随机误差项与解释变量相关。为了克服上述内生性问题，本文采用历年各省份的快递数量作为工具变量，采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计。一方面，近年来电子商务的迅速发展带来了快递业务量的大幅增加，作为数字经济发展的重要组成部分，快递数量与解释变量数字经济高质量发展存在相关关系。另一方面，快递数量属于物流行业指标，对居民收入与收入差距不会造成直接影响。检验结果如表6第（1）和（2）列所示，K-PaaprkLM统计量值均通过了1%的显著性水平检验.表明工具变量满足可识别性；Cragg-DOnaldWaldF统计量为12.017,大于15$的临界值水平,表明不存在弱工具变量问题。研究结果表明，使用工具变量回归后，数字经济高质量发展对共同富裕水平的影响系数在居的水平上显著为正，仍对提高居民收入与缩小收入差距起积极的推动作用，证明了本文估计结果是稳健的。表6内生性检验变量2SLS-firstdei(1)2SLS-secondCP(2)dei0.430(0.126)工具变量0255”.(0.032)控制变量是是时间固定效应是是省份固定效应是是可识别检验10.607<P值<0.00>弱工具变量检蛉12.0178.96N330330R20.8220.807注：用K-PaaprkLMStatiStiC进行可识另舱验，利用Cragg-DonaldWaldFstatistic进行弱工具变量检验，方括号中为15与显著性水平下的临界值C（三）异质性分析1 .区分地理区位异质性考虑到胡焕庸线是我国人口发展水平和经济地理格局的分界线，胡焕庸线以西人口稀少、经济发展薄弱、基础设施建设不完善，这类因素都会抑制数字经济高质量发展对共同富裕的赋能作用。本文将30个省份按照胡焕庸线以西5个地理省份、以东25个地理省份分样本进行异质性检验，表7第（1）列与第（2）列报告了分别对胡焕庸线以东和以西样本省份的回归结果，研究表明数字经济高质量发展对胡焕庸线以东地区的作用效果显著为正，而对胡焕庸线以西地区的作用效果不显著。可能的原因是胡焕庸线以东地区人口众多,资源禀赋相对更强,加之有较完善的基础设施,更有利于数字经济红利的释放。2 .区分不同发展水平异质性表7第（3）-（7）列报告了利用分位数回归方法，分析数字经济高质量发展影响不同分位数水平上共同富裕的回归结果。研究表明，数字经济高质量发展推进实现共同富裕的效应随着共同富裕水平的不同存在显著差异。数字经济高质量发展估计系数只对25%,50$和75*分位数显著为正，同时随着分位点的增加，数字经济高质量发展的影响系数逐渐减小。这一方面说明数字经济高质量发展对处于共同富裕中间水平的地区影响效果更为显著，对处于共同富裕水平偏低和偏高地区的影响效果相对较弱；另一方面说明数字经济高质量发展对推动实现共同富裕是边际效应递减的。表7