数字经济、创新要素配置与共同富裕

卢 雪，杨 洪

(西北大学 马克思主义学院，陕西 西安 710127)

一、引言及文献综述

共同富裕贯穿于中国式现代化新道路的形成与发展全过程，是中国特色社会主义的本质要求。2021年，中央经济工作会议中指出，“实现共同富裕目标，首先要通过全国人民共同奋斗把‘蛋糕’做大做好，然后通过合理制度安排把‘蛋糕’切好分好”。由此看出，处理好快速发展与共享分配之间关系是实现共同富裕的关键所在。2022年，习近平总书记在党的二十大报告中强调，要“实现全体人民的共同富裕”。这为全面推进共同富裕取得实质性进展提供根本遵循，也为擘画中华民族伟大复兴的宏伟蓝图“填笔增彩”。可以说，实现共同富裕已然成为推动中国式现代化的题中之义。但就现阶段而言，我国仍存在人均GDP处于低位、区域差距较大、城乡发展不平衡以及农村发展不充分等现实问题，阻滞共同富裕目标实现进程。(1)常妍，孙垚，李丹妮：《共同富裕：现实问题与路径选择》，载《人民论坛》2023年第13期。因此，如何在做大“蛋糕”的同时分好“蛋糕”，有效纾解不平衡、不充分的问题，扎实推动共同富裕，已成为我国重点关注内容之一。

作为新型经济形态，数字经济具有高创新性、强渗透性等优势，可促使社会生产关系重塑以及社会生产方式发生变革，逐渐成为推动共同富裕的新引擎。一方面，数字经济能够拓宽就业渠道，有助于在初次分配中激活社会成员的劳动积极性，以此提升劳动收入份额，促进经济持续、均衡增长，为做大共同富裕蛋糕提供人力支持。另一方面，数字经济依托数字技术嵌入收入分配领域，助推经济共享式、普惠式发展，促进社会财富公平分配，推动区域、城乡协调发展，进一步收敛发展差距，有利于分好共同富裕蛋糕。(2)刘诚：《数字经济与共同富裕：基于收入分配的理论分析》，载《财经问题研究》2022年第4期。此外，数字经济还可依托数字化手段突破地域限制，深化跨区域主体间合作，推动创新要素在城乡间以及区域间流通，以此赋能共同富裕。那么，在数字战略持续推进的背景下，数字经济迅速发展能否加快共同富裕战略目标的实现？该影响作用是否具有空间溢出效应？创新要素配置在两者间又存在何种作用机制？厘清上述问题对于促进我国经济高质量发展、推动共同富裕具有重要价值意义。

目前，学术界主要围绕数字经济测度与影响效应展开广泛讨论。就测度方面而言，陈永伟等，(3)陈永伟，陈志远，阮丹：《中国省域数字经济的发展水平与空间收敛性分析》，载《统计与信息论坛》2023年第7期。立足数字经济发展现状，构建数字经济评价指标体系，研究发现在2015—2020年间中国各省份数字经济发展水平均呈现增长态势。杨承佳和李忠祥通过构建综合评价指标体系，并利用Dagum基尼系数及其分解方法检验发现，我国数字经济发展水平整体呈现逐年增长态势，但各区域数字经济发展水平具有非均衡性。(4)杨承佳，李忠祥：《中国数字经济发展水平、区域差异及分布动态演进》，载《统计与决策》2023年第9期。就影响效应方面，李江龙等基于282个城市面板数据，通过建立渐进DID模型研究发现，数字经济可显著提升城市绿色经济绩效。(5)李江龙，杨秀汪，郭小叶：《数字经济发展赋能城市绿色经济绩效——来自中国282个城市的经验证据》，载《厦门大学学报(哲学社会科学版)》2023年第4期。李媛和阮连杰以省级面板数据为基础，构建基准回归模型进行检验，研究表明数字经济可有效促进农业农村现代化发展。(6)李媛，阮连杰：《数字经济赋能中国式农业农村现代化：理论逻辑与经验证据》，载《经济问题》2023年第8期。夏杰长和袁航通过运用双向固定效应模型，证实数字经济可显著推动中国产业结构转型升级。(7)夏杰长，袁航：《数字经济、要素市场化与中国产业结构转型升级》，载《广东社会科学》2023年第4期。肖静和曾萍通过构建基准回归模型与空间效应模型，研究发现数字经济不仅可显著促进本地低碳转型，而且可推动临近区域低碳化转型。(8)肖静，曾萍：《数字经济赋能地区低碳转型：内在机制与空间溢出》，载《现代经济探讨》2023年第7期。

创新要素配置是实现经济高质量增长的重要驱动力，亦是构建现代化经济体系的核心动力，已然成为学术界重点谈论议题。门秀萍等通过构建超效率SBM模型，选取2011—2020年长江经济带面板数据，对创新要素配置效率进行统计测度，研究发现该区域内创新要素配置效率呈持续增长态势，但具有明显区域性与阶段性特征。(9)门秀萍，李旭辉，何金玉：《创新要素配置效率的区域差异及动态演进——基于长江经济带的统计测度》，载《统计与决策》2022年第17期。边作为利用熵权法与纵横向拉开档次法进行研究发现，我国创新要素配置水平呈逐年上升态势，但各区域间存在显著差异性。(10)边作为：《中国创新要素配置水平的测度及区域差异分析》，载《技术经济与管理研究》2023年第4期。张伟和张东辉以中国2010—2019年30个省份为研究样本，运用主成分分析法对各省间创新要素配置水平进行测度，研究表明我国各省份创新要素配置水平存在较大差距。(11)张伟，张东辉：《中国创新要素配置的统计测度研究》，载《经济体制改革》2021年第6期。陶长琪和徐茉采用熵权TOPSIS方法，对经济高质量发展背景下创新要素配置水平进行测度，研究发现全国各省份、三大地理区域间创新要素配置水平存在明显差距。(12)陶长琪，徐茉：《经济高质量发展视阈下中国创新要素配置水平的测度》，载《数量经济技术经济研究》2021年第3期。此外，还有小部分学者对创新要素配置的影响效应展开探讨。徐晔基于2008—2019年中国地级市面板数据，利用多期政策效应估计方法，证实知识产权试点政策可显著提升创新要素配置效率。(13)徐晔：《知识产权试点政策对创新要素配置效率的影响》，载《当代财经》2023年第6期。李平选取中国29个省级面板数据，采用双向固定效应模型对数字普惠金融与创新要素配置效率间的影响进行检验，研究得出，数字普惠金融可显著促进创新要素配置效率提升。(14)李平：《数字普惠金融对创新要素配置效率的影响研究》，载《技术经济与管理研究》2022年第12期。

关于共同富裕的研究主要集中在以下两个方面：第一，关于共同富裕的测度。王军等以2002—2020年中国省级面板数据为基础，(15)王军，朱杰，罗茜：《中国共同富裕发展水平测度及时空演变特征研究》，载《当代经济管理》2023年第6期。构建共同富裕水平评价指标体系，研究发现我国各省份共同富裕发展水平逐年上升，但存在显著区域异质性。郭卫军和张衔春基于五大维度构建共同富裕评价指标体系，运用描述性统计、泰尔指数等方式研究发现，我国共同富裕指数呈现稳步提升趋势，并在区域层面形成梯度分布格局。(16)郭卫军，张衔春：《中国共同富裕水平的测度与区域时空差异研究》，载《经济问题探索》2023年第4期。刘亦文和谭慧中利用分年度变异系数法对我国共同富裕水平进行测度，研究表明我国共同富裕水平在2011—2020年期间呈现不规则“V”形波动。(17)刘亦文，谭慧中：《中国共同富裕水平测度、区域差异分解及动态演进》，载《湖南大学学报(社会科学版)》2023年第2期。吴桐和张跃平基于西部地区12省份，构建共同富裕评价体系，研究发现2015—2020年西部地区共同富裕水平逐年提升，但各省份发展差距较为显著。(18)吴桐，张跃平：《西部地区共同富裕水平测度分析》，载《中南民族大学学报(自然科学版)》2023年第2期。第二，关于共同富裕的影响因素。杨丹等基于2011—2020年数据，通过构建基准回归模型研究得出，城市绿色发展可有效推动共同富裕目标实现。(19)杨丹，李林，曹婷：《城市绿色发展对共同富裕的机制与实证研究》，载《经济问题探索》2023年第7期。周耿等通过构建基准回归模型进行分析，发现跨省域一体化对共同富裕具有显著促进作用。(20)周耿，申泉，王宇伟：《跨省域一体化对共同富裕的影响研究——来自长三角的经验证据》，载《河海大学学报(哲学社会科学版)》2023年第3期。王瑛等发现，数字普惠金融可通过促进居民消费增长、升级，从而对共同富裕起到显著推动作用。(21)王瑛，杨航，张晓雯：《数字普惠金融、居民消费与共同富裕》，载《统计与决策》2023年第3期。蓝勇福采用面板双向固定效应模型，证实西部高等教育可推动共同富裕。(22)蓝勇福：《西部高等教育振兴助力共同富裕的实证研究》，载《重庆高教研究》2023年第1期。晏景瑞通过构建中介效应模型研究发现，金融科技可通过金融增长效应、可持续性效应助力共同富裕目标加快推进。(23)晏景瑞，朱诗怡，杜金岷：《金融科技如何促进共同富裕：理论机制和经验证据》，载《经济问题探索》2022年第10期。

梳理现有文献可以悉知，当前学界探讨数字经济与共同富裕间影响的文献较多，但鲜有文献将数字经济、创新要素配置与共同富裕放置同一研究框架进行探讨。针对于此，本文通过构建固定效应模型实证检验数字经济对共同富裕的影响，同时验证创新要素配置在二者间的中介效应。基于此，本文可能存在的贡献在于：一是将创新要素配置纳入数字经济与共同富裕研究框架内，深入探讨数字经济、创新要素配置与共同富裕三者间作用黑箱，补充相关空白领域研究。二是将样本分为东、中、西以及东北四大区域，进一步探讨数字经济影响共同富裕的空间异质性，为全面促进共同富裕提供理论借鉴。三是通过构建空间杜宾模型，探讨数字经济与共同富裕间的空间溢出效应，为推动共同富裕提供新思路。

二、理论分析与研究假设

(一)数字经济对共同富裕的直接影响

数字经济作为一种以互联网为载体，以数据信息为关键生产要素的新经济模式，具有“做大蛋糕”与“分好蛋糕”的作用效果，可扎实推进共同富裕。一方面，数字经济可推动我国经济高质量增长，加速我国社会财富积累，做大共同富裕蛋糕。(24)向云，陆倩，李芷萱：《数字经济发展赋能共同富裕：影响效应与作用机制》，载《证券市场导报》2022年第5期。数字经济凭借数字化技术模糊实体产业发展的空间限制，促进各实体产业相互融合、渗透，形成多元化、多业态生产服务体系，持续壮大实体经济规模，做大共同富裕蛋糕。另一方面，数字经济可推动公共服务均等化发展，分好共同富裕蛋糕。数字经济依托数字化技术，可创新公共服务供给模式，拓宽供给途径，补足经济落后区域公共服务短板，推动公共服务均等化发展，实现共同富裕目标。同时，数字经济凭借规模效应可有效降低公共服务供给、运行以及监督成本，(25)侯冠宇，熊金武：《数字经济对共同富裕的影响与提升路径研究——基于我国30个省份的计量与QCA分析》，载《云南民族大学学报(哲学社会科学版)》2023年第3期。赋能公共服务均等化发展，分好共同富裕蛋糕。基于此，提出如下假设：

假设1：数字经济对共同富裕具有促进作用。

(二)数字经济促进共同富裕的传导机制

数字经济不但可直接推动共同富裕，还可通过创新要素配置实现共同富裕目标。数字经济主要通过以下两方面对创新要素配置产生影响：其一，数字经济可依托物联网、大数据等数字化手段，实现创新主体与创新要素间需求锚定，大幅减少创新要素搜寻成本与风险，推动创新要素高效匹配，以此优化创新要素配置。其二，数字经济凭借自身具有的共享性与实时性，可有效降低创新要素搜寻成本打破流通障碍，畅通创新要素流通渠道，增强创新主体获取创新要素的便捷性，重构创新要素整合，以此优化创新要素配置。

创新要素作为地区科技进步及整个社会经济发展的关键驱动力，可通过优化配置有效赋能共同富裕发展。(26)边作为：《中国创新要素配置水平的测度及区域差异分析》，载《技术经济与管理研究》2023年第4期。第一，创新要素配置有助于科技成果转化，促进共同富裕。创新要素配置以科技手段为支撑，推动信息、人才等各类创新资源不断流转，加速科技成果在各类产业中的转化与推广，以此改变传统经济发展模式，打通共同富裕“最后一公里”。第二，创新要素配置可深化区域合作，推进共同富裕。创新要素配置有助于优化空间配置结构，促进创新要素合理化跨区域流通，深化各区域间科技交流与创新合作，充分调动各区域协同发展积极性，以先富带动后富为主要发展模式，实现共同富裕目标。基于此，作出如下假设：

假设2：创新要素配置在数字经济与共同富裕之间发挥中介作用。

(三)数字经济对共同富裕影响的空间溢出效应

数字经济凭借自身高扩散效率以及低扩散成本优势，能够为各主体提供跨越时间与空间限制的经济服务，并对共同富裕产生较强空间溢出效应。(27)张芬芬，邓博华：《数字经济赋能乡村振兴的影响机制与空间效应》，载《金融与经济》2023年第3期。具体来看，数字经济对共同富裕影响的空间溢出效应主要体现在以下三个渠道：一是“扩散效应”。数字经济借助数字化手段，可加快信息、知识以及技术等要素跨区域横向扩散，极大程度上缓解“信息孤岛”效应。在此情形下，临近区域搜寻、获取要素成本减少，加速对知识、技术的识别与转化，提升该区域整体经济水平，消弭区域间经济实力差距，以此助力共同富裕目标实现。二是“关联效应”。数字经济依托云服务有效压缩信息传播的时间以及空间距离，强化各区域间的关联，有利于将有效信息及时准确传递到各个节点，以此提高临近区域城乡治理能力，赋能共同富裕。三是“示范效应”。数字经济的广泛应用将加速技术溢出以及扩散进程，推动临近区域充分发挥学习、模仿效应，激活经济发展内生动力，缩减各区域间经济差距，实现共同富裕目标。基于此，本文提出如下假设：

假设3：数字经济发展对周边省份共同富裕存在空间溢出效应。

三、数据来源、变量选取与模型构建

(一)数据来源

基于数据科学性、有效性选取原则，剔除港澳台以及西藏自治区，选取2012—2021年中国30个省(市、区)面板数据作为研究样本，实证检验数字经济、创新要素配置与共同富裕三者间的关系。其中，共同富裕相关数据来源于历年《中国统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国农村统计年鉴》和各省份统计年鉴。创新要素配置、数字经济以及控制变量数据主要来自历年《互联网发展报告》《中国人口和就业统计年鉴》《中国贸易外经统计年鉴》《中国环境统计年鉴》以及各省市区的统计年鉴。对个别缺失值与异常值使用线性插值法补齐。同时，为消除异方差造成的影响，对所有变量作对数化处理。

(二)变量选取

1.被解释变量：共同富裕(Com)

基于数据可获性，参考韩建雨和葛汉琪的做法，(28)韩建雨，葛汉琪：《我国共同富裕水平测度、地区差异和动态演进》，载《统计与决策》2022年第23期。从共享程度和富裕程度两大维度构建共同富裕水平评价指标体系(表1)，并借助熵值法测度得出共同富裕水平。

表1 共同富裕评价指标体系

2.核心解释变量：数字经济(Dig)

现阶段，有关数字经济指标体系构建暂未形成统一标准。参考文炳洲和牛壮的研究，(29)文炳洲，牛壮：《数字经济对区域创新效率的影响研究——基于省级面板数据的检验分析》，载《华东经济管理》2023年第7期。结合数字经济发展现状与客观规律，从数字基础设施建设、产业数字化、数字产业化三方面构建评价指标体系，具体见表2。在此基础上，运用熵值法测算数字经济发展水平。

表2 数字经济评价指标体系

3.中介变量：创新要素配置(Ace)

借鉴张伟与张东辉的研究，(30)张伟，张东辉：《中国创新要素配置的统计测度研究》，载《经济体制改革》2021年第6期。从技术创新、资金创新以及人力创新三大维度构建创新要素配置指标体系(见表3)，借助主成分分析法测度得到各省份创新要素配置水平。

表3 创新要素配置评价指标体系

4.控制变量

为控制其他可能影响共同富裕的因素，保证结果准确性，参照林淑君等和杨玉文等的研究，选取如下控制变量。(31)林淑君，郭凯明，龚六堂：《产业结构调整、要素收入分配与共同富裕》，载《经济研究》2022年第7期。(32)杨玉文，张云霞：《数字普惠金融赋能共同富裕的机制与路径研究》，载《云南民族大学学报(哲学社会科学版)》2023年第1期。政府支出(Gov)：选择用一般预算支出与该省份GDP比值表示。金融发展程度(Deg)：利用银行部门提供信贷总额与该省份GDP比值衡量。投资率(Inv)：用实物资本投资总额与当年GDP比值表示。对外贸易依存度(Dep)：借助省份进出口总额与GDP比值表征。通货膨胀(Fan)：利用居民消费价格指数衡量，取自然数对数。受教育程度(Edu)：利用完成高中教育人数与本省份15岁以上人口的比值衡量。

(三)模型构建

为验证数字经济对共同富裕的影响效应，构建如下模型：

Comit=α0+α1Digit+α2Controlsit+μi+νt+εit

(1)

上式中，Comit表示t省份β年份共同富裕水平；Digit是指t省份β年份数字经济发展水平；Controlsit表征控制变量组；α0为常数项；α1与α2分别为各变量待估计系数；Dig代表省份固定效应；νt为时间固定效应；Deg指代随机扰动项。

为进一步验证数字经济对共同富裕的作用机制，将创新要素配置设为中介变量，并参考温忠麟等的研究，(33)温忠麟，等：《国内中介效应的方法学研究》，载《心理科学进展》2022年第8期。构建如下模型：

Aceit=β0+β1Digit+β2Controlsit+μi+νt+εit

(2)

Comit=λ0+λ1Digit+λ2Aceit+λ3Controlsit+μi+νt+εit

(3)

上式中，Aceit为Gov省份t年份创新要素配置；β与λ同样表示待估计系数。其他变量含义同式(1)保持一致。

此外，通过构建空间杜宾模型，深入探究数字经济对共同富裕的空间溢出效应，具体公式如下：

Comit=γ0+φWij×Comit+γ1Digit+γnControlsit+η1Wij×Digit
+∑ηnWij×Controlsit+μi+νt+εit

(4)

其中，Wij表示地理邻阶的空间权重矩阵。若两省份在地理位置上相邻，Wij=1(i≠j)；反之Wij=0(i=j)。因此，构建30*30的空间权重矩阵。

四、结果与分析

(一)基准回归分析

表4为数字经济对共同富裕影响的基准回归结果。列(1)与列(2)表示随机效应模型下两者间影响效应的检验结果，列(3)和列(4)则是固定效应模型下的检验结果。分析Huasman检验结果可知，其统计量为75.94，且在1%的水平上显著拒绝原假设，故使用固定效应模型。以列(3)列(4)为主要检验结果，分析其数据可知，无论是否加入控制变量，数字经济的系数估计值至少在10%水平上显著为正，说明数字经济可显著促进共同富裕，假设1得以验证。

表4 基准回归结果

(二)稳健性检验

1.替换核心解释变量

借鉴王瑞峰等的做法，(34)王瑞峰：《数字普惠金融、农业农村高质量发展与农民共同富裕》，载《中国流通经济》2023年第6期。用数字经济三个子维度替换核心解释变量，具体检验结果见表5列(1)-(3)。其中，数字基础设施反映数字经济发展的便捷性；产业数字化是衡量的地区数字经济总量的重要指标；数字产业化更侧重于表征该地区数字经济的有效性。分析表中数据可知，三大子维度对共同富裕影响的系数估计值均为正，且至少通过10%水平上显著性检验，说明三大子维度均能显著促进共同富裕。在替换核心解释变量后，回归结果与前文保持一致，证明回归结果具有稳健性。

表5 稳健性检验

2.缩尾处理

考虑到样本中极端值数据会对回归结果造成影响，对全部变量进行1%和99%双侧缩尾处理。在完成缩尾处理后，变量用Dig-tr表示，并代入模型重新进行回归，具体检验结果见表5列4。分析列(4)和数据可知，在进行缩尾处理后，数字经济的系数估计值为0.7518，在1%水平上显著，表明数字经济仍可显著推动共同富裕，进一步说明回归结果具有稳健性。

3.剔除特殊样本

四大直辖市是我国重要的行政区域，相较于其他省、区，在经济发展、政策支持以及地理位置具有明显优势，在样本中也可能存在一定特殊性。因此，将北京、上海、天津以及重庆四直辖市样本数据剔除，重新进行回归，具体结果见表5列(5)。由数据可知，数字经济对共同富裕的影响系数估计值仍显著为正，这表明回归结果具有稳健性。

4.工具变量与内生性问题

考虑到可能存在遗漏变量或反向因果关系等问题，回归结果存在偏误。因此，采用两阶段最小二乘法，进一步检验数字经济对共同富裕的影响效应。借鉴杨利等的研究，将数字经济滞后一期作为工具变量进行回归，结果见表6。(35)杨利，等：《数字经济赋能文旅融合的影响机制与门槛效应研究》，载《统计与决策》2023年第12期。分析第一阶段回归结果可知，滞后一期数字经济的系数估计值在1%水平上显著为正，同时F统计量显著，表明拒绝弱工具变量的原假设。分析第二阶段回归系数可知，在引入工具变量后，数字经济可显著促进共同富裕，且LM统计量拒绝“工具变量识别不足”的原假设，表明滞后一期数字经济作为工具变量是有效的。总体来看，内生性检验结果与前文基准回归结果保持一致，再次验证数字经济可推动共同富裕。

表6 内生性检验

(三)作用机制分析

表7报告了创新要素配置作为数字经济与共同富裕间中介变量的检验结果。分析表中列(2)数据可知，数字经济对创新要素配置的影响系数估计值为0.0134，并通过1%水平上显著性检验，表明数字经济可显著促进创新要素配置。由列(2)数据可知，数字经济与创新要素配置均可显著促进共同富裕，但与表4列(4)数据对比发现，数字经济的系数估计值由0.0562降低至0.0134。综上可知，创新要素配置在数字经济与创新要素配置之间起到部分中介效应。同时，分析Sobel检验结果可知，创新要素配置的中介效应显著存在，进一步增强该结论可靠性。由此可知，假设2成立。

表7 中介效应检验结果

(四)异质性分析

鉴于我国各省份在地理位置、自然资源等方面有所不同，数字经济对共同富裕的促进作用在各省份中可能存在一定差异。因此，按照国家统计局区域划分标准，将30个省级面板数据样本划分为东部、中部、西部以及东北部地区，分别进行回归，结果见表8。由表中数据可知，数字经济对共同富裕的促进作用在四大区域均显著为正。这表明数字经济的促进效应不受空间位置影响。但就作用强度而言，东部地区要明显强于中、西以及东北部地区。可能的原因是，东部地区大多为经济发达省份，具有完善的数字基础设施建设，数字经济发展水平较高、覆盖范围较广。而相较于东部地区，中、西以及东北部地区整体经济发展水平处于低位，加之三大区域内部数字基础薄弱、数字化程度较低，无法充分释放数字经济红利，对共同富裕的促进作用相对较弱。因此，数字经济在东部地区对共同富裕的促进作用最强。

表8 异质性结果检验

(五)空间溢出效应分析

1.空间相关性检验

为深入探究数字经济与共同富裕的空间相关性，采用全局Moran’sI指数进行检验，检验结果如表9所示。分析表中数据可知，数字经济与共同富裕的莫兰指数均显著为正，这说明数字经济与共同富裕之间存在正向空间效应。

表9 空间自相关检验结果

2.空间效应分析

在进行空间效应分析前，需确定科学合理的空间计量模型。为此，进行LM检验、LR检验和Hausman检验，结果见表10。分析表中数据可知，LM检验结果通过1%水平上显著性检验，表明空间滞后效应以及空间误差效应均通过检验；LR检验结果同样通过1%水平上显著性检验，说明选用空间杜宾模型进行后续分析更优。此外，通过Hausman检验，选取具有固定效应的空间杜宾模型更为合理。

表10 LM检验与LR检验结果

在上文检验结果基础上，采用固定效应的空间杜宾模型进行回归，检验结果见表11。分析表中数据可知，数字经济及其三大子维度数字基础设施建设、产业数字化与数字产业化的系数估计值均在1%水平上显著为正。这表明数字经济及其子维度均可显著推动共同富裕。数字经济及其三大子维度空间滞后项系数估计值显著为正，表明数字经济也可显著提升临近省份共同富裕程度，假设3成立。

五、主要结论与政策建议

党的二十大报告阐述了共同富裕必须在高质量发展中实现。高质量发展是更高品质、更高效率、更加共享、更可持续和更加协调的发展。(36)郭景福，张扬：《民族地区特色产业调贫与高质量发展》，北京：民族出版社，2021年版，第265页。数字经济就是一种高效率、共享性与可持续性的创新经济业态。基于我国2012—2021年30个省级面板数据，构建数字经济与共同富裕的评价指标体系，实证检验数字经济对共同富裕的影响。结果表明：第一，数字经济可显著提升共同富裕水平。第二，创新要素配置在数字经济与共同富裕之间起到中介作用。第三，数字经济对共同富裕的促进作用在东部地区最为显著，在中、西以及东北部地区相对较弱。第四，数字经济对共同富裕的影响存在空间溢出效应，即数字经济既能推动本省共同富裕程度，又能对周边省份起到促进作用。基于上述结论，提出如下建议：

第一，加大数字经济发展支持力度。一方面，加大融资政策支持力度。有关部门应加大对数字经济产业的金融支持，以提高市场准入行业包容度、落地混合交易、融资融券制度等措施，深化新三板改革，增强资本市场对数字经济创新创业的促进作用。另一方面，补齐数字化公共服务短板。相关部门应持续关注数字经济的禀赋倾斜点，以智慧养老、数字医疗以及线上教学等方式，科学合理补足弱势区域数字公共服务短板，全面推进公共服务数字化转型，切实消除区域数字公共服务鸿沟，以此分好共同富裕蛋糕。

第二，优化创新要素配置机制。一方面，强化创新要素保障机制。各地方政府应加大“放管服”改革力度，建立健全人才、资金以及金融等创新要素支撑保障体系，并逐步完善创新要素使用、处置和收益管理机制，优化创新要素配置，助力共同富裕目标实现。另一方面，健全创新资源共享机制。各地方政府应以打造科技园、创新资源交易平台等方式，着力破除空间壁垒，建立多元化、多渠道创新资源投入体系，积极探索跨区域创新资源共建共享模式，深化数字经济对共同富裕的促进作用。

第三，制定差异化数字经济发展策略。当前阶段，中、西以及东北部地区应在完善数字基础设施的同时，更要强化数字经济顶层设计，打造数字产业集聚高地，消弭与东部地区的经济差距，以此提升我国整体共同富裕水平。东部地区应充分发挥数字技术领先优势，重点突破核心关键数字技术研发，实现数字经济高质高效发展，以此进一步推动共同富裕。同时，该地区也要注重整合数字资源，打造数字经济示范区和先行区，引领数字经济发展新浪潮，充分发挥数字经济对共同富裕的正向空间溢出效应，以此实现全体人民的共同富裕。