徐维祥 石柔刚 周建平 刘程军
1（浙江工业大学经济学院，杭州 310023） 2（浙江工业大学现代化产业体系研究院，杭州 310023）3（浙江工业大学之江学院，绍兴 312030）
引 言近年来，随着我国全面建成小康社会，“十四五” 时期在质量效益明显提升的基础上扎实推动共同富裕不仅是一项重大理论课题，更是一项复杂艰巨的行动议题。作为一种融合型经济，数智经济是数字化发展到人工智能更高阶段的产物，是数字化和智能化的融合与应用。数智经济可以通过激发经济活力、打破信息壁垒、促进包容性增长，进而极大地推动区域经济协调发展。因此，如何有效释放数智经济对我国共同富裕的助推力量，成为近年来实务界和学术界广泛讨论的热点话题。那么，数智经济是否提升了我国的共同富裕水平？ 如果该效应得到证实，其背后的作用机制是什么？ 数智经济对共同富裕的推动作用是否会受到其他因素的影响以及在空间规律上又具有何种差异？
欲回答上述问题，不仅需要梳理相关理论，还需要结合我国的现实背景进行实证分析。既有的理论文献认为，共同富裕不仅要求总体富裕，还要求全体人民共享发展机会和发展成果。从数智经济影响总体富裕的角度看，学界对于数字化和智能化技术提升总体富裕这一命题已达成共识，如数字化技术能通过互联网颠覆商品的交换方式、促进商品的交易效率［1］，通过产业结构优化赋能实体经济转型发展［2］，并提高全要素生产率［3］，智能化技术可以推动总体经济增长［4］并提升我国产业链发展韧性和产业现代化水平［5］。从数智经济影响全体人民共享发展机会与发展成果的角度看，有学者认为数字化发展尤其是数字普惠金融能显着缩小城乡收入差距，也有部分学者指出作为新一代工业革命的重要驱动引擎，人工智能会进一步扩大收入差距［6］。事实上，数字社会的初级形态是数字经济，高级形态是与智能化技术不断融合创新所形成的新经济形态——数智经济，而促进数智经济与共同富裕深度融合已成为我国高质量发展道路的必然选择。但是，鲜有学者综合研究数智经济对共同富裕的作用，因此，需要通过理论分析探讨数智经济如何推动共同富裕并通过实证检验来科学评估数智经济的作用力度。
在研究对象上，现有文献更多关注数字经济对共同富裕的影响而鲜少综合研究数智经济对共同富裕的影响，因此，本文对数智经济与共同富裕之间的关系进行了探索性研究。在研究视角上，本文着重关注农业全要素生产率在数智经济对共同富裕影响中发挥的作用，结合技术创新的扩散效应，探讨数智经济能否通过扩大农业技术进步的可能边界进而推动共同富裕。在研究方法上，本文从多维度重构数智经济发展水平指标体系，并实证检验了数智经济对共同富裕的驱动机制、门槛效应以及空间溢出效应，为数智经济推动共同富裕这一颇受关注的现实问题提供新的理论支撑与实践参考。
1 理论分析与研究假设1.1 数智经济推动共同富裕的作用机制农业全要素生产率是推动共同富裕的关键因素，主要表现为农业全要素生产率的提升有助于促进城乡共富与缩小收入差距。从效率角度出发，数智经济借科技之力提升农业农村现代化水平、提高农业生产效率进而促进农户增收［7］。从公平角度出发，数智经济借创新之力发展创新型经济，提高低收入群体初次分配所占比重，完善分配格局［8，9］。换言之，农业全要素生产率的提升有利于节约农业生产的劳动力投入，这在一定程度上可以释放大量的剩余劳动力从事非农工作，进而提高农民工资性收入，从而缩小发展差距，赋能城乡共富。
数智经济对共同富裕的推动作用是通过提升农业全要素生产率来实现的。（1） 数字化发展拓宽了信息渠道。渠道越广，接收的信息量越大，市场主体可选择的发展机会也越多，为农业经济转型提供了信息支持，促进农业技术进步，提高农业全要素生产率［10，11］； （2） 智能化发展促进了生产方式创新。通过智能化灌溉系统等智能农业技术的应用优化和传统的农业生产方式和管理理念的变革，提高了土地等生产要素的使用效率，提升欠发达地区和农村地区的创新水平及全要素生产率，从而助推共同富裕［12，13］。根据上述分析，提出研究假设：
假设1： 数智经济可以通过提高农业全要素生产率对共同富裕产生积极作用。
1.2 数智经济对共同富裕的非线性效应数智经济对共同富裕的推动作用具有非线性特征。实现共同富裕必须要解决“共同” 与“富裕”的协调发展问题，换言之，“总体富裕” 与“全体人民共享发展机会和发展成果” 是共同富裕问题的“一体两面”，数智经济助力共同富裕全面推进的同时会不可避免地受到经济发展水平的制约［14，15］。当一个地区经济发展较为落后时，各类生产资源匮乏，经济体处于要素边际报酬递增阶段，此时，数智经济发展更多注重要素布局地的经济发展水平，加之数智化产业具有明显的城镇偏向和区域偏向，将会拉大发展差距进而阻碍共同富裕的实现； 之后，随着经济体的不断发展，进入边际报酬递减阶段时，各类生产要素处于偏饱和状态，在达到量的积累并通过技术创新实现质变的过程中，数智经济发展有助于优化资源要素布局，缩小发展差距，推动共同富裕。因此，提出研究假设：
假设2： 数智经济对共同富裕的推动作用受经济发展水平的制约，并呈现出非线性特征。
1.3 数智经济对共同富裕的空间溢出效应数智经济对共同富裕的推动作用还存在空间溢出效应。数智经济通过高效的信息传输功能缩短了时空距离，提升了区域间经济活动联系的广度和深度。Yilmaz 和Haynes［16］利用美国48 个州的面板数据，对信息化的空间溢出效应进行了实证研究。Keller［17］则进一步探讨了与知识和技术扩散相关的溢出距离问题。基于我国现实背景展开的空间计量研究［18］，同样说明了识别空间效应的重要性； 另外，城市的经济活动在经济增长、地区差距和数字普惠金融等方面对区域经济发展具有显着的空间溢出效应［19－21］。因此，随着交通基础设施建设水平的不断提高，区域间经济联动性不断增强，同时，以渗透性、融合性、协同性为主要特征的数智经济突破了空间和地理距离的限制，实现了跨地区的分工与合作，使得一个地区的共同富裕程度可能还会受到其他地区共同富裕程度的影响。因此，提出研究假设：
假设3： 数智经济可以通过空间溢出效应作用于邻近地区的共同富裕水平。
2 研究设计2.1 数据来源本文选取2012 ～2022 年30 个省（区、市）面板数据为考察样本，其中由于西藏以及港、澳、台地区的部分数据缺失并且较难补齐，故暂不纳入样本范围。数字普惠金融指数来源于北京大学数字金融研究中心，其余数据大部分来源于EPS数据平台、CNRDS 数据库、中经网数据库以及各省（区、市）统计年鉴，最终整理得到平衡面板数据。需要说明的是，本文的部分变量采取对数形式进行实证分析以规避异方差问题导致的有偏估计。另外，个别缺失数据利用插值法补齐，对数据的预处理、回归分析以及相关检验均通过Stata15.0 完成。
2.2 模型设定为检验数智经济发展对共同富裕水平的影响，根据上述理论分析构建如下双向固定效应模型：
其中，i表示个体，t表示时间； 被解释变量Y表示共同富裕水平，由两个指标共同表征（收入水平Inc与收入差距Gap）； 核心解释变量DI为数智经济发展水平，Controls为控制变量的集合，详见下文。回归系数β反映了数智经济发展对共同富裕的影响，ε为随机扰动项。此外，考虑到经济波动、供给冲击、政策变化等随时间而变的突发因素同样会影响到共同富裕水平，因此在模型中添加时间固定效应，用以控制外部环境的变动。同理，考虑到空间关联、经济结构、地域文化等随个体而变的突发因素影响共同富裕水平，因此在模型中添加个体固定效应，用以规避非观测因素导致的有偏估计。
2.3 变量选取与统计描述（1） 被解释变量： 共同富裕（Y）。共同富裕不仅要求总体富裕，还要求全体人民共享发展机会和发展成果。目前，学界普遍认同数智经济可以有效提升总体富裕程度，但对于是否能促进共享发展成果尚存争议，而已有研究对共享程度的理解有广义与狭义之分，广义理解的共享程度的内涵主要包含人群差距、区域差距与城乡差距，其中的作用机理错综复杂，且往往受数据获取限制导致科学测度难度较大。基于此，本文参考刘心怡等［22］的做法，从两个方面考察共同富裕水平，一方面考察全体居民人均可支配收入水平（Inc）的提高，若收入增加，则说明总体富裕程度有所提升； 另一方面考察居民收入差距（Gap）的缩小，若差距缩小，则说明全面共享程度有所提升。依照前文分析，基于数据可获得性，本文选择从狭义层面即以城乡收入差距表征变量Gap。本文参考周心怡等［23］、周江燕和白永秀［24］的做法，利用泰尔指数衡量城乡收入差距，公式如下：
其中，I1为城市家庭可支配收入，P1t为城镇总人口，I1t为城镇总收入，I2为农村家庭可支配收入，P2t为乡村总人口，I2t为乡村总收入，It为总收入，Pt为总人口。泰尔指数越小，城乡收入差距也越小，共同富裕程度则越高。
（2） 解释变量： 数智经济发展水平（DI）。目前，国内外关于数智经济的理论与实证研究均不多。现有文献主要研究数字化与智能化分别对宏观经济或微观企业发展的贡献［25－27］，却鲜少将二者作为一个相互支撑、相互融合的新经济形态展开研究。基于该现状，本文从数字化和智能化两个层面出发构建指标体系，如表1 所示。鉴于熵值法不够智能，没有考虑到指标之间的影响关系，如相关性、层级关系等，因此，本文最终采用主成分分析法（PCA）测算数智经济发展水平。同时，在稳健性检验中采用熵值法测算数智经济发展水平。
表1 数智经济综合评价指标体系
（3） 机制变量： 农业全要素生产率（Tfp）。使用全局Malmquist 指数法测度农业全要素生产率的变动情况，在计算过程中，根据既有文献以及相关农业数据可得性，参照高帆［28］的做法，从劳动力、土地与机械三方面出发，选取第一产业就业人数、农作物播种面积、农作物灌溉面积、农业生产化肥施用量与农用机械总动力作为农业投入的指标，并选取第一产业产值作为农业产出指标。
（4） 门槛变量： 人均GDP（Pgdp）。根据前文理论分析，为检验数智经济对共同富裕的推动作用是否会受经济发展水平的制约并呈现出非线性特征，本文选取经济发展水平作为门槛变量，并用人均GDP 作为经济发展水平的衡量指标。
（5） 控制变量。本文在既有文献的基础上控制了可能影响共同富裕的其他因素［29－31］，主要包括： 财政支农（Fiscal），用财政对农业支出比重表示； 对外开放（Open），用进出口总额占GDP 比值表示； 人力资本（Hum），用普通本专科及以上人口占总人口比值表示； 资本开放（Cap），用外商直接投资占GDP 比值表示； 金融发展（Finan），用地区存贷款之和表示。
各变量的描述性统计见表2。
表2 变量的描述性统计
3 实证结果分析3.1 基准回归（1） 方差膨胀因子法的结果显示所有变量的VIF 均小于5，低于经验法则所要求的临界值10，故变量间不存在多重共线性问题； （2） 经过Hausman 检验发现应该选择双向固定效应模型进行回归分析； （3） 为检验假设1，本文从居民收入水平与居民收入差距两个维度出发，实证检验数智经济对共同富裕的直接影响，结果详见表3。
表3 基准回归结果
表4 工具变量回归
结果显示，影响收入水平的估计系数随着控制变量的加入最终在1%的水平上显着为正，而影响收入差距的估计系数无论是否加入控制变量均在1%的水平上显着为负，表明数智经济发展不仅对居民人均可支配收入水平有显着促进作用，还有助于缩小收入差距，助力实现共同富裕中既要“做大蛋糕” 又要“分好蛋糕” 的目标。此外，加入控制变量后，R2逐步提高，对被解释变量的解释力度在不断增强，这一结果初步验证了假设1。
本文其他控制变量的系数符号基本与预期一致。从居民收入水平衡量共同富裕来看，对外开放水平（Open）、金融发展水平（Finan）与资本开放水平（Cap）均至少在5%的水平上显着为正，从居民收入差距衡量共同富裕来看，对外开放水平（Open）与资本开放水平（Cap）的回归系数均在1%的水平上显着为负，说明贸易开放进程的深入推进与资本投入的不断增加均为我国居民创造了大量的就业岗位，尤其是促使农村劳动力流向城镇，缩小了城乡居民的收入差距。另外，贸易开放还具有显着的溢出效应，贸易开放不仅提升了本地区的共同富裕程度，也促进了周边地区的共同富裕水平。
3.2 工具变量回归基准回归结果初步验证了假设1，然而，不可忽视本文可能存在的内生性问题。（1） 遗漏变量，如地域文化、企业规模与经济环境的动态改变等难以刻画与衡量的非观测因素； （2） 双向因果问题，在实践中，数智经济发展与共同富裕程度在很大程度上会互相影响，如地区发展不平衡不充分问题同样会阻碍数智经济的发展。
针对上述问题，本文基于杨慧梅和江璐［3］的研究，将1984 年每百人固定电话数量与上一年全国互联网投资额进行交互获得时变工具变量。其逻辑在于，从历史数据来看，固定电话普及率与互联网普及率呈正相关，满足相关性原则； 同时，1984 年每百人固定电话数量是历史数据，不会直接影响地区现今共同富裕水平，满足外生性原则。同时，本文还借鉴刘伟丽和陈腾鹏［32］的研究，以各省（区、市）快递业务量为工具变量。其逻辑在于，快递业务量是物流业发展的指标之一，不直接影响共同富裕水平，符合外生性原则； 同时，得益于电子商务的蓬勃发展，极大程度增加了全社会对快递业务的需求，有力促使物流企业向数字化、智能化转型以更好地适应快递业务量的增加，满足相关性原则。
结果显示两个工具变量均拒绝了识别不足的原假设且均大于弱识别检验中10%水平上的临界值，说明工具变量的选择是合理有效的。列（1）与列（2） 是数智经济发展水平在加入第一个工具变量的情况下分别对居民收入水平与居民收入差距回归得到的结果，列（3） 与列（4） 是数智经济发展水平在加入第二个工具变量的情况下分别对居民收入水平与居民收入差距回归得到的结果。不难发现，内生性检验与基准模型的回归结果在方向上仍保持一致，从而进一步佐证了假设1，说明大力发展数智经济有助于实现共同富裕。此外，工具变量回归中核心解释变量的系数绝对值均明显大于基准回归中的系数绝对值，说明潜在的内生性问题在一定程度上低估了数智经济发展对共同富裕的推动效应。
3.3 稳健性检验为了验证上述结果的稳健性和可靠性，本文首先替换被解释变量并重新回归。在居民收入水平（Inc）方面，考虑到居民消费支出与其收入水平的强相关性，故选取全体居民人均消费支出（Pc）作为被解释变量的替代变量。在居民收入差距（Gap）方面，将被解释变量的衡量指标由泰尔指数换为城乡居民人均可支配收入的比值（Ir），并对模型重新回归，得到类似的结果。其次，替换解释变量。考虑到两种客观赋权法各有优劣，因此，本文采用熵值法测算解释变量，同样得到类似的结果。最后，本文通过缩尾处理来排除极端值干扰，具体地，对变量进行1%的缩尾并重新回归。结果显示，缩尾前后的回归系数分别在1%的显着性水平上与基准回归结果保持基本一致，说明极端值不影响本文的结论。因篇幅所限，此处结果未列出。
3.4 作用机制检验为进一步验证假设1，考察数智经济通过提升农业全要素生产率进而推动共同富裕的作用机制是否成立，参考江艇［33］对中介效应分析的操作建议，构建模型如式（3）：
其中，Tfp为农业全要素生产率，其他变量定义不变。表5 列（1） 与列（2） 的回归结果等同于表3 列（2） 与列（4）。列（3） 给出了将农业全要素生产率作为被解释变量和数智经济作为核心解释变量并加入所有控制变量之后的回归结果，不难发现，数智经济的回归系数在1%的水平上显着为正，表明数智经济能够显着提高农业全要素生产率。结合前文的理论分析，农业全要素生产率的提高极大地改变了农业农村的生活生产方式，改善了乡村居民的生活水平，有力推动了共同富裕［7，9］。因此，在农业全要素生产率较高的地区，数智经济的发展可以有效提高居民收入水平并缩小居民收入差距，进而更好地实现共同富裕目标。
表5 作用机制检验结果
4 进一步分析： 门槛效应与空间效应4.1 门槛效应为检验假设2，即考察数智经济发展对共同富裕的推动力度是否会受经济发展水平制约而存在非线性趋势。本文仅以城乡居民收入差距（Gap）为被解释变量，为克服引入二次项、交互项等方法带来潜在的高度共线性问题，同时为规避人为划分样本区间造成的主观偏差问题，故采用面板门限模型进行实证检验。基于前文理论，以经济发展水平（Pgdp）作为门槛变量，依次进行单一门槛、双重门槛与三重门槛检验，以此判断门槛个数。结果显示通过双重门槛检验，详见表6。
表6 门槛效应检验结果
因此，本文构建双重门槛模型：
其中，pgdp为门槛变量，θ为待估门槛值，依据门槛值将研究样本划分为多个区间，I（·）为示性函数，即如果括号中的表达式为真，则取值为1； 反之，取值为0。其他变量含义同式（1），回归结果见表7。
表7 门槛效应回归结果
不难发现，门槛模型存在两个门槛值，分别为26416 和34508。具体来说，当pgdp≤26416时，数智经济的系数为0.3432 且在1%的水平上显着，当26416＜pgdp≤34508 时，数智经济的系数为0.0495 且在5%的水平上显着，当pgdp＞34508时，数智经济的系数为－0.0234且在5%的水平上显着。因此，当一个地区经济发展水平较低时，数智经济水平发展会阻碍共同富裕的进程，但这种阻碍作用会不断减弱直到经济发展达到一定水平之后，数智经济的继续发展便有助于实现共同富裕。这充分表明我国数智经济发展对共同富裕的影响效果呈现非线性特征。因此，假设2 得以验证。
4.2 空间效应为检验假设3，传统的计量回归模型不再适用，故选择空间计量模型研究其内在关系。（1）构建空间权重矩阵，考虑到地理环境在一定程度上影响着整个地区的经济发展水平，故本文采用省（区、市）间人均GDP 的差额作为地区间的“经济距离” 并以此构建空间权重矩阵； （2） 利用莫兰指数进行空间自相关检验，由检验结果可知2012～2022 年居民收入水平与居民收入差距的Morans I指数均至少在5%的水平上呈现显着的正自相关性，说明本地区共同富裕还会受到邻近地区共同富裕水平的影响； （3） 本文通过Wald 检验和LR检验来选择合适的空间计量模型，由检验结果可知居民收入水平与居民收入差距的Wald 检验和LR 检验结果均在1%的显着性水平上拒绝空间杜宾模型会退化为空间滞后模型和空间误差模型的原假设，故本文构建空间杜宾模型：
其中，Y为共同富裕程度，分别代入居民收入水平（Int）与居民收入差距（Gap）进行回归，α为截距项，W为空间自相关检验中用到的经济权重矩阵。WYit为共同富裕的空间滞后项，ρ为空间自回归系数，反映了不同地区之间共同富裕的空间自相关性，WDIit为数智经济的空间滞后项，φ为解释变量的空间交互项系数。其他变量含义不变。此外，由于相邻地区之间存在着大量交互信息，仅采用估计系数解释空间计量结果仍不够精确。鉴于此，本文参考LeSage 和Pace［34］的研究，分解数智经济对共同富裕的影响，回归结果如表8 所示。
表8 空间计量结果
结果显示，数智经济发展对居民收入水平间接影响的回归系数为0.0146，并在1%的水平上显着，这意味着在其他条件不变的前提下，本地区的数智经济发展每提升10%，平均意义上不仅将使本地区的收入水平增加0.1%，还将间接带动邻近地区的收入水平提高0.15%，即本地区的数智经济发展水平提升会增加本地区的收入水平，同时还会显着提升周边地区的收入水平。同理，数智经济发展对居民收入差距也存在类似的空间溢出效应。总的来说，不仅本地区数智经济的发展会推动本地区共同富裕，邻近地区的数智经济发展也有助于推动本地区的共同富裕，即数智经济发展存在空间溢出效应。
5 结论与政策建议5.1 结论本文以农业全要素生产率为视角，针对数智经济与共同富裕的关系进行了理论和实证分析，得出结论： （1） 数智经济发展通过提高农业全要素生产率缩小居民收入差距并提升居民收入水平，对我国共同富裕总体进程产生了显着推动作用。在进行内生性检验与稳健性检验之后，该结论仍然成立； （2） 只有当经济发展水平达到一定阶段后，数智经济发展才有助于优化资源要素布局，促进欠发达地区和农村地区经济发展，缩小发展差距，推动共同富裕； （3） 数智经济发展对共同富裕具有正向的空间溢出效应，换言之，数智经济的空间溢出效应有助于形成地区间协调发展的经济格局，进而推动共同富裕总体进程。
5.2 政策建议基于以上结论，为加快中国数智经济发展、推动共同富裕，本文提出如下政策建议：
（1） 加强基础建设。在数智经济能够成为推动共同富裕发展新动能的现实之下，①要推进数字中国建设，加大对5G 商用的投资力度，进一步巩固智能网络、云计算和人工智能应用技术为共同富裕带来的红利优势； ②建立数据共享平台和开放数据政策，鼓励政府、企业和社会各界共享数据资源，促进数据的综合利用和再加工，推动创新和增加价值，并为创造就业机会和经济增长提供新的机遇。
（2） 补齐农业短板。数智经济赋能共同富裕的过程中应注重引导数智经济更好地服务农业生产活动。①通过推广精准农业技术，如智能化灌溉系统、精确施肥技术、遥感监测等，提升农业生产效率和农产品质量并减少资源浪费； ②通过建立农业数据共享平台和农业信息服务中心，促进农业数据资源的整合和共享。这将帮助农户获取准确的市场信息、气象数据、病虫害预警等，提高决策效果和农业生产的稳定性； ③加强农村数字化服务能力，如提供农产品溯源、数字金融服务和农村电商培训等服务以促进农村居民参与和共享数智经济的发展成果。
（3） 因地制宜。基于数智经济对共同富裕推动作用中的非线性特征与空间溢出效应，应重点实施与本地资源优势相适宜的区域协调发展战略。①逐步建立合理的数智经济发展体系，找到数智经济与地方产业融合的平衡点。如经济欠发达的中、西部地区可以依托自然资源优势，根据当地产业情况，逐步建设数智化技术发展的试点区域；②各地区可以构建区域发展网络实现跨地区分工与合作，让数智经济成为有效缩减地区发展不平衡的“硬件” 技术支撑，充分释放其对实现共同富裕的空间贡献能力。
