柳曉明，鄭妙連

（淮北師范大學經(jīng)濟與管理學院，安徽淮北 235000）

習近平總書記在黨的二十大報告強調(diào)“高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)”，并提出“中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化”[1]。而共同富裕的實現(xiàn)是一個長期過程，不能一蹴而就[2]。為此，需要全面提升全要素生產(chǎn)率，充分發(fā)揮比較優(yōu)勢，進一步完善具有中國特色的社會主義現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，推動我國經(jīng)濟發(fā)展實現(xiàn)質(zhì)的飛躍和量的提升[3]。在此過程中，高質(zhì)量發(fā)展是否促進共同富裕？是否可以通過數(shù)字經(jīng)濟來間接實現(xiàn)共同富裕？為解釋這兩個疑問，利用我國省際面板數(shù)據(jù)展開實證研究。可能的邊際貢獻為：第一，豐富和完善高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的因素研究；第二，探索高質(zhì)量發(fā)展作用于共同富裕的機制和特征，分析數(shù)字經(jīng)濟在高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕進程中的中介效應(yīng)。

1 研究假設(shè)和設(shè)計

1.1 理論與假設(shè)

1.1.1 高質(zhì)量發(fā)展直接影響共同富裕

高質(zhì)量發(fā)展理念既是發(fā)展觀念的轉(zhuǎn)變，也是增長模式的轉(zhuǎn)型，更是對民生水平的關(guān)注[4]。中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)特征之一是共同富裕[5]，故要牢牢樹立以人民為中心的發(fā)展觀念，以高質(zhì)量發(fā)展來實現(xiàn)共同富裕[6]。

假設(shè)1：高質(zhì)量發(fā)展會促進共同富裕。

1.1.2 高質(zhì)量發(fā)展通過數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展間接影響共同富裕

數(shù)字經(jīng)濟對于推動經(jīng)濟增長具有巨大的發(fā)展?jié)摿Γ梢猿浞轴尫攀袌龌盍7]。數(shù)字經(jīng)濟推動共同富裕的共建機制，是通過融入政治、經(jīng)濟、文化等多維領(lǐng)域，以創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，釋放巨大發(fā)展?jié)摿韺崿F(xiàn)；數(shù)字經(jīng)濟推動共同富裕的共享機制，是通過縮小行業(yè)之間、城鄉(xiāng)之間以及區(qū)域之間的差距，發(fā)展各自比較優(yōu)勢來實現(xiàn)[8]。

假設(shè)2：高質(zhì)量發(fā)展通過發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟促進共同富裕。

1.2 模型構(gòu)建

構(gòu)建如公式（1）的模型，檢驗假設(shè)1。

其中，Cmw 為共同富裕指數(shù)，Hqd 為高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)，X為可能會影響共同富裕指數(shù)的一系列控制變量；ε為隨機擾動項，α1為帶估參數(shù)，預(yù)期系數(shù)顯著為正；i表示省份，t表示年份。

構(gòu)建如公式（2）和（3）的模型，檢驗假設(shè)2。

實證檢驗步驟如下：

第一，通過式（1），高質(zhì)量發(fā)展Hqd 對共同富裕Cmw 進行回歸；第二，通過式（2），高質(zhì)量發(fā)展Hqd對中介變量數(shù)字經(jīng)濟Dig 進行回歸；第三，通過式（3），高質(zhì)量發(fā)展Hqd 和中介變量數(shù)字經(jīng)濟Dig 對共同富裕Cmw 進行回歸。若α1、β1和γ1顯著，γ1顯著且γ1＜α1，則表明存在部分中介，若α1、β1、γ1顯著，γ1不顯著，則表明存在完全中介效應(yīng)。

1.3 變量的測度與說明

1.3.1 熵值法

第一步，將各項指標進行標準化處理，正（ais）、負指標（ris）的處理方式參考式（4）：

第二步，計算各指標權(quán)重，計算第j項指標下第i個地區(qū)占該指標的比重。Xij為標準化處理后的數(shù)據(jù)：

第三步，計算第j項指標的熵值ej：

第四步，計算信息熵冗余度：

第五步，計算各項指標權(quán)重ωj：

第六步，計算相關(guān)指標得分：

1.3.2 共同富裕指數(shù)

通過借鑒相關(guān)文獻[9]，構(gòu)建更加符合我國經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀的共同富裕衡量指標體系。這一體系下設(shè)3個一級指標，分別從發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性這三方面出發(fā)，另構(gòu)建10 個二級指標和20 個三級指標，具體如表1。樣本數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，涵蓋中國大陸的31 個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)），樣本區(qū)間為2012 — 2021 年。為避免主觀賦權(quán)弊端和數(shù)據(jù)重疊問題，通過熵值法來賦權(quán)共同富裕指標。

表1 共同富裕指標體系

1.3.3 共同富裕指數(shù)分析

2012—2021 年期間，共同富裕發(fā)展指數(shù)排名前十的集中于東部，排名中間區(qū)段的大多位于中部，排名后十的大多集中于西部，呈現(xiàn)出明顯區(qū)域差異。同時，從時間跨度上看，東、中、西部排名具有相對穩(wěn)定性，具體見表2。

表2 2012 和2021 年各省共同富裕指數(shù)排名

1.3.4 高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)

在參考相關(guān)文獻[10]基礎(chǔ)上，從高質(zhì)量發(fā)展的經(jīng)濟、協(xié)調(diào)、創(chuàng)新、共享、綠色、開放六方面構(gòu)建6個一級指標、18 個二級指標，為避免主觀賦權(quán)弊端和數(shù)據(jù)重疊問題，通過熵值法對高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)進行測度，具體指標體系見表3。樣本數(shù)據(jù)來源與樣本區(qū)間同上。

表3 高質(zhì)量發(fā)展指標體系

1.3.5 數(shù)字經(jīng)濟

在參考相關(guān)文獻[11]基礎(chǔ)上，對數(shù)字經(jīng)濟從普惠金融指數(shù)、信息傳輸軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)法人單位數(shù)（個）、互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)（萬戶）、移動電話年末用戶（萬戶）、電信業(yè)務(wù)總量（億元）五個維度，運用熵值法進行測度。

1.3.6 控制變量

借鑒相關(guān)研究[12]，選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（%）和教育程度（%）作為控制變量。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Add）為服務(wù)業(yè)占國民生產(chǎn)總值比重，教育程度（Edu）為六歲及六歲以上初中人口數(shù)占年末常住人口比重。

1.4 描述性統(tǒng)計和變量相關(guān)性檢驗

表4 是主要變量的描述性統(tǒng)計，共計310 個樣本，由標準差大小可知樣本變化較為平穩(wěn)。

表4 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表5 報告了各變量間的相關(guān)性系數(shù)，結(jié)果顯示：共同富裕指數(shù)與高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)顯著正相關(guān)，初步支持了假設(shè)1。并且根據(jù)Mean VIF 等于3.14，小于10，表明不存在多重共線性。

表5 變量相關(guān)性檢驗

2 實證分析結(jié)果

2.1 基本回歸結(jié)果

經(jīng)Hauman 檢驗，P 值為0.1438，大于0.1，故數(shù)據(jù)分析適用于隨機效應(yīng)模型。表6 提供了高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的基本回歸結(jié)果。在基準回歸I和II 中，高質(zhì)量發(fā)展的回歸結(jié)果為顯著為正，在基準回歸不同維度III、IV、V、VI、VII 和VIII 中，高質(zhì)量發(fā)展的子維度經(jīng)濟、創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的系數(shù)也顯著為正，這證明高質(zhì)量發(fā)展促進了共同富裕。

表6 高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的基本回歸結(jié)果

2.2 穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表7。

表7 高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的穩(wěn)健性檢驗

第一，滯后一期檢驗?？紤]可能存在內(nèi)生性問題，采用變量滯后的方法來緩解。主要做法是將解釋變量高質(zhì)量發(fā)展Hqd 滯后一期。第二，縮尾處理。對主要解釋變量進行前后1%的縮尾處理，從而消除非隨機性和異常數(shù)值帶來的負面影響。第二，替換被解釋變量。運用主成分分析法對共同富裕指數(shù)重新測算并進行回歸分析。第三，剔除直轄市。由于直轄市所處的特殊地位，故剔除北京、上海、天津和重慶4 個直轄市后再進行回歸分析。

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的穩(wěn)健性回歸系數(shù)仍顯著為正，這與高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的基準回歸相同，假設(shè)1 證明成立。

2.3 中介效應(yīng)分析

表8 中，第1 列和第2 列分別證實高質(zhì)量發(fā)展對共同富裕、數(shù)字經(jīng)濟回歸系數(shù)顯著為正，第3 列中加入中介變量數(shù)字經(jīng)濟后，回歸系數(shù)同樣顯著為正，表明高質(zhì)量發(fā)展可以發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟間接促進共同富裕，假設(shè)2得到證實。

表8 高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的中介效應(yīng)分析

中介效應(yīng)分析結(jié)果如下：一是高質(zhì)量發(fā)展對共同富裕和數(shù)字經(jīng)濟的促進作用分別為75.1% 和108.8%；二是高質(zhì)量發(fā)展通過數(shù)字經(jīng)濟來實現(xiàn)共同富裕的間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為18.6%（108.8%×17.1%）和75.1%；三是高質(zhì)量發(fā)展通過數(shù)字經(jīng)濟的間接效應(yīng)占總效應(yīng)比重約為24.8%。

2.4 區(qū)域異質(zhì)性分析

鑒于我國東、中、西部地區(qū)的資源稟賦和發(fā)展階段存在較大差異，不同區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平和共同富裕水平都存在著區(qū)域異質(zhì)性。借鑒相關(guān)文獻的做法，將我國30 個省和直轄市劃分為東、中、西部地區(qū)三部分，進行回歸分析。具體結(jié)果如表9。

表9 高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的區(qū)域異質(zhì)性分析

表9中東、中、西部地區(qū)的區(qū)域異質(zhì)性分析結(jié)果：東、中和西部地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展對共同富裕的回歸結(jié)果均顯著為正，表明高質(zhì)量發(fā)展促進了東、中和西部地區(qū)共同富裕的提升。同時，高質(zhì)量發(fā)展的溢出效應(yīng)強度呈現(xiàn)出“西部＞中部＞東部”。

3 結(jié)論及政策建議

3.1 結(jié)論

第一，共同富裕通過高質(zhì)量發(fā)展來實現(xiàn)。高質(zhì)量發(fā)展和經(jīng)濟、創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享六個子維度對共同富裕起積極的促進作用。此外，區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，中、西部地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展對共同富裕的促進作用大于東部地區(qū)。經(jīng)過多重穩(wěn)健性檢驗后，以上結(jié)論仍然成立。

第二，高質(zhì)量發(fā)展通過數(shù)字經(jīng)濟發(fā)揮的中介效應(yīng)促進了共同富裕。這表明高質(zhì)量發(fā)展可釋放數(shù)字經(jīng)濟的潛在效能，進而通過數(shù)字化的形式在一定程度上有效突破時間和空間上的障礙，對有限的資源進行整合，在更高水平上推動共同富裕進程。

3.2 政策建議

一是通過提升經(jīng)濟發(fā)展水平促進共同富裕。以科技創(chuàng)新促進和發(fā)展生產(chǎn)力，推動高質(zhì)量發(fā)展與人民對美好生活向往之間的動態(tài)平衡，通過滿足國內(nèi)需求的供給體系來暢通國民經(jīng)濟循環(huán)。同時，完善和優(yōu)化公共服務(wù)體系，提高轉(zhuǎn)移支付等調(diào)節(jié)力度，推動共同富裕進程。

二是通過數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展促進共同富裕。加快數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展所需的核心技術(shù)研發(fā)進程，進一步推動數(shù)字技術(shù)與實體經(jīng)濟深度融合。同時，完善數(shù)字經(jīng)濟的法律法規(guī)，破除數(shù)字經(jīng)濟領(lǐng)域進入壁壘，確保“2035 年共同富裕取得實質(zhì)性進展”這一預(yù)期目標順利實現(xiàn)。