数字城乡建设推动共同富裕发展研究.pdf

问题研究222023.3摘要：文章基于中国 3 0 个省份 2 0 1 3 2 0 2 1 年面板数据构建数字城乡建设、共同富裕综合评价指标体系，运用 P V A R模型实证检验数字城乡建设与共同富裕发展两者间关系，以数字城乡为门槛变量构建面板门槛模型，检验数字城乡对共同富裕建设的非线性门槛效应。结果表明：中国各省共同富裕发展水平呈上升趋势，随时间推移表现出明显的自东向西辐射扩张趋势。数字城乡建设对共同富裕发展具有正向促进作用，在数字城乡建设水平由低到高动态发展过程中，其对共同富裕发展的促进作用也逐渐增强。最后，基于分析结果提出相关对策建议。关键词：数字城乡建设；共同富裕；P V A R模型；门槛效应DOI:10.19456/ki.tjyzx.2023.03.006一、引言共同富裕是社会主义的本质要求，要坚持以人民为中心的发展思想，在高质量发展中促进共同富裕1。目前，我国的经济增长长期稳定，社会公平的失衡问题逐步解决2，但市场经济环境带来的城乡收入差距在迅速扩大，这是当前待解决的矛盾。而数字经济作为新型生产要素能够优化产业结构并逐渐成为衡量一国经济发展水平得重要因素，同时数字技术能够降低交易成本、提高生产率，为企业、个人、政府带来了更多的机会，因此推动数字城乡建设能帮助解决城乡差异问题、促进经济增长，为推进共同富裕发展提供新动力。在此背景下，深入探讨数字城乡建设与共同富裕二者间关系及其对共同富裕的作用机制具有重要意义。学界关于数字城乡建设的研究主要分为以下三类：一是对数字赋能城乡建设的内涵进行不同阐述3-4。二是对数字城乡建设发展水平的测度5-6。三是数字城乡相关领域的研究，主要包括智慧城市建设对缩小城乡收入差距7、绿色低碳发展的促进8、新经济发展的作用9-10等领域的研究。借鉴国内外相关文献，本文从经济、生态、文化、社会和空间五个方面总结数字城乡建设对共同富裕发展影响的传导机制，归纳为以下四点：一是数字城乡建设着力建设现代化产业体系，促进区域协调发展，推动经济实现质效并增。二是数字城乡建设加快发展方式绿色转型，推进农业智慧化、生产节能化，促进人与自然和谐共生。三是数字城乡建设构建数字文化平台，降低城乡间文化交流壁垒，促进城乡文化融合。四是数字城乡建设健全社会保障，促进公共服务均衡发展。数字城乡建设推动共同富裕发展研究辛金国1，2吴智鹏2问题研究232023.3综上所述，目前学界对数字城乡、共同富裕发展的研究丰硕，但对两者间关系的研究较少。鉴于此，本文基于国内外已有文献，通过实证分析研究数字城乡建设对共同富裕发展的影响作用，以期对数字城乡建设如何更好的推动共同富裕发展提供政策建议。二、模型设定与变量选则（一）研究方法1.PVAR 模型面板向量自回归模型能够解决个体异质性问题，同时考虑个体效应、时间效应，常用于分析变量间的动态影响关系。文章构建 PVAR 模型如（1）所示：（1）其 中，下 标 i 和 t 分 别 表 示 省 份、年 份。Yi,t=pros,szcx 为 1*2 阶矩阵;p 表示滞后指数；p表示回归系数矩阵；i为个体效应，t为时间效应；i,t为随机误差项。2.门槛效应模型引入控制变量进一步研究数字城乡与共同富裕发展的非线性关系，构建门槛模型如下（式 2）：prosi,t=i+1popui,t+2fini,t+3techi,t+4trafi,t+5govi,t+6envii,t+7szxci,tI（szxci,t）+8szxci,tI（szxci,t）+i,t（2）其中，下标 i 和 t 分别表示省份、年份。共同富裕发展水平（pros）表示被解释变量，数字城乡建设水平（szxc）表示门槛变量；i为反映省份个体效应；i,t表示随机干扰的影响；I（）为指示函数。（二）变量选取1.核心解释变量本文在借鉴苏红键（2022）5研究的基础上，从五个维度选取 17 个二级指标构建数字城乡建设发展水平指数评价体系，并利用熵权法进行测算。2.被解释变量本文在借鉴以往文献常用方法11基础上，参考浙江高质量发展建设共同富裕示范区实施方方案（20212025 年），从“共享”、“富裕”两个大维度综合选取了 13 个二级指标，构建共同富裕发展水平指数评价体系。3.控制变量本文引用如下控制变量：（1）：人口密度（popu）为年末常驻人口与行政区域面积之比；（2）社会消费水平（fin）为社会消费品零售总额与 GDP 之比；（3）研发强度（tech）为 R&D 经费内部支出占 GDP 之比；（4）交通基础设施水平（traf）为货运量货运量合计取对数；（5）政府干预程度（gov）为地方政府一般公共预算支出与 G DP 之比；（6）环境规制（envi）为工业污染治理完成投资额与工业增加值之比。4.数据来源本文研究对象是中国 30 个省（自治区、直辖市），选取 20132021 时段数据汇总成面板数据进行实证分析。原始数据来源于中国统计年鉴、各省份统计年鉴。数据处理使用 stata17 软件。图 1 数字城乡建设推动共同富裕发展机理图一级指标二级指标统计方法权重城乡网络基建城乡网络普及率差异城乡网络普及率之比0.0 6 0 6移动电话普及率统计指标0.0 2 0 8基站建设移动电话基站数0.0 3 5 0光缆密度光缆长度/建成区面积0.0 4 2 4城乡数字经济城乡数字经济差异城乡投递路线之比0.1 0 5 7农村电商淘宝村数量0.3 5 7 6邮政营业网点处统计指标0.0 6 3 6数字金融北大数字惠普金融指数0.0 2 0 6智慧农业农业气象观测业务站点个数0.0 7 5 9城乡网络文化城乡网络文化水平差异城乡有线广播电视用户数之比 0.0 3 0 8网络视频用户规模数字电视用户数0.0 1 7 6公共电视节目套数统计指标0.0 3 3 8城乡数字治理气象大数据治理自动气象站站点个数0.0 8 5 6生态环境治理数字化天气雷达观测业务站点个数0.0 7 1 4自然资源数字化治理卫星云图接收业务站点个数0.0 5 0 7城乡智慧服务公共图书馆计算机台数统计指标0.0 7 3 4公共图书馆电子阅览室终端数统计指标0.0 4 4 3表 1 数字城乡建设水平评价指标体系问题研究242023.3三、实证研究（一）数字城乡建设现状特征分析数字城乡建设水平发展特征分析。取各地区数字城乡建设发展水平特征绘制图 2，中国各省数字城乡建设发展水平均呈上升趋势，总体均值在九年间由0.147 增长至 0.272，同时存在明显的空间差异性和发展不均衡性。说明在政策引导下，居民数字化生活方式不断发展，但地区间数字城乡建设水平差异较大。东、中、西部地区比较来看，东部地区共同富裕发展水平最高、中部地区次之、西部地区最低。原因可能是中国地域辽阔，各省份条件差异较大，经济发达的沿海城市对数字城乡建设的投入更为丰富，人群平均数字素养也较高，同时内陆地区会接受沿海地区的辐射带动继续完善数字城乡建设。（二）PVAR 模型实证分析1.平稳性检验本文选取 LLC、IPS、PP 三种方法进行单位根检验。结果显示（表 2），原始变量数据不拒绝原假设，取对数后的变量均拒绝原假设。故采用 lnpros、lnszcx的面板数据进行 PVAR 模型估计。2.选择最优滞后阶数利用 AIC、BIC、HQIC 信息准则判断最优滞后阶数，结果如表 3 所示，当滞后期数为 1 时，BIC、HQIC两个准则均为最小值；当滞后期数为 4 时，AIC 准则为最小值。根据多数准则，选择建立 pvar 滞后一阶模型探析共同富裕与数字城乡建设之间的动态关系。3.PVAR 模型的 GMM 估计GMM 估计结果显示（表 4），滞后 1 期的数字城乡建设对共同富裕发展水平的影响显著为正。原因可能是数字城乡建设通过数字技术在降低交易成本的同时提高效率，从而推动经济发展，对于共同富裕发展起到了推动作用。4.脉冲响应函数脉冲响应可以帮助我们直观地了解数字城乡建设对共同富裕的动态影响过程。两者间脉冲响应函数结果如图 3 所示。分析结果可知，当共同富裕发展水平受到数字城乡建设的冲击时，产生的回应是正向的，数字城乡建设水平达到 2 单位标准差的冲击后，共同富裕发展水平所产生的回应达到峰值（0.018），随后开始减弱并趋向与 0，这表明数字城乡建设对共同富裕的正向影响作用显著，随着期数的增多影响先变强，在2 期达到峰值后回落。L L C检验I P S 检验P P检验检验结论p r o s-1 0.4 1*-0.9 37 0.5 4不平稳l n p r o s-9.9 1*-1.8 2*1 1 9.6 4*平稳s z c x-5.5 1*-0.8 26 7.5 2不平稳l n s z c x-7.5 7*-3.4 6*1 3 8.9 3*平稳表 2 平稳性检验结果注：*、*、*分别表示在1 0%、5%、1%的置信水平上显著;表中数字分别代表 L L C、A D F、I P S、P P 检验中相应的统计量滞后阶数A I CB I CH QI C滞后 1 阶-5.4 1 8-4.3 9 8*-5.0 0 6*滞后 2 阶-4.8 5 8-3.6 5 2-4.3 6 9滞后 3 阶-4.7 8 8-3.3 4 3-4.2 0 1滞后 4 阶-5.6 5 8*-3.8 9 3-4.9 4 2滞后 5 阶-4.4 9 3-2.2 7 1-3.5 9 7表 3 滞后阶数检验结果注：*表示根据 MB I C、MA I C、MQI C准则选取的最优滞后阶数l n p r o sL n s z c x v b系数P值系数P值滞后 1 期的 l n p r o s0.4 8 10.0 0 00.2 4 80.0 9 1滞后 1 期的 l n s z c x0.3 6 00.0 0 00.5 4 90.0 0 0表 4 G MM估计结果图 3 共同富裕对共同富裕的脉冲响应图 2 数字成像建设水平指数均值问题研究252023.35.方差分解分析为进一步分析影响内生变量的结构冲击重要性，本文选定 16 期为方差分解的滞后期，对共同富裕（lnpros）、数字城乡建设（lnszcx）预测误差进行方差分解，得到结果如下结果（表 5）：表中数据显示，共同富裕发展水平的波动在第一期主要受自身影响，贡献度达到 100%，随着时间的推移贡献度逐渐下降，到第 6 期贡献度趋于稳定（73.7%），持续到滞后 16 期仍缓慢减小，数值保持在70%以上；数字城乡建设对共同富裕的贡献度在第一期为 8.7%，随着滞后期数增加，贡献度逐渐稳定在6.4%，是影响共同富裕的重要要素。（三）门槛效应的检验与分析前面的讨论中证实了数字城乡建设对共同富裕发展具有正向作用。此外，考虑到各省因环境、历史遗留等原因存在较大差异，共同富裕水平可能还受诸多因素影响，故引入控制变量构建门槛模型，从非线性角度研究不同数字城乡建设水平下其对共同富裕的影响是否存在显著差异。1.门槛效应检验首先确定以数字城乡建设为门槛变量的模型是否具有门槛效应，见表 6。结果显示门槛变量数字城乡建设（szcx）通过双重门槛效应检验。对门槛变量数字城乡建设（szcx）进行双重门槛估计，估计结果见表 7、图 4。第一、第二门槛值落在各自对应的 95%置信区间内，表明估计的双重门槛值较有效。数字城乡建设（szcx）变量的双重门槛估计值分别为0.0795和0.2176。2.门槛模型结果表 8 给出门槛模型参数估计结果，数字城乡建设对共同富裕的影响被门槛变量划分为三个区间，均在1%水平上显著。当数字城乡建设（szcx）低于第一门槛值时，对共同富裕的影响系数为正（0.5487）；当其分别跨过第一、二门槛值时，其对共同富裕发展发的影响系数先提高（0.7349）后回落（0.2176）。原因可能在于数字城乡建设初期，孕育的新产业带动产业结构升级、资源配置优化，乡村人与物的流通效率提高，有效推动共同富裕发展。数字城乡建设水平发展到一定程度，由数字红利带来的经济动力从爆发期过渡至稳步增长阶段，此时数字城乡建设仍能对共同富裕产生正向推动作用，但程度会相较趋弱。预测期l n g t f y 1 0l n s z x c 1 0l n g t f y 1 0l n s z x c 1 0 l n g t f y 1 0l n s z x c 1 0 11.0 0 00.0 8 70.0 0 00.9 1 360.7 3 70.0 6 50.2 6 30.9 3 51 10.7 2 70.0 6 40.2 7 30.9 3 61 60.7 2 60.0 6 40.2 7 40.9 3 6表 5 方差分解结果门槛类型门槛值9 5%置信上限9 5%置信下限第一门槛0.0 7 9 50.0 7 9 80.0 7 6 3第二门槛 0.2 1 7 60.2 1 8 10.0 9 7 6表 7 门槛效应估计门槛数 F 统计量P值B o o t s t r a p次数临界值1 0%5%1%第一门槛值5 9.9 90.0 0 6 73 0 03 4.3 6 9 2 3 9.8 0 4 8 5 6.6 4 1 0第二门槛值2 2.0 70.0 7 6 73 0 01 8.9 5 9 5 2 3.5 3 2 4 3 7.1 7 3 8第三门槛值1 2.9 60.7 5 3 33 0 03 3.2 0 6 6 3 8.4 4 4 5 4 3.9 5 7 3表 6 门槛效应检验结果图 4 第一、二门槛估计值及似然比检验图变量系数标准误T统计量P值szcxI（szcx 0.0 8）0.5 4 8 7*0.1 2 1 14.5 30.0 0 0szcxI（0.0 8 szcx0.2 2）0.7 3 4 9*0.0 9 4 27.8 00.0 0 0szcxI（0.2 2 szcx）0.5 5 1 2*0.0 6 3 28.7 10.0 0 0popu0.4 3 6 2*0.1 6 5 72.6 30.0 0 1fin0.0 5 8 9*0.0 1 5 63.7 70.0 2 4tech0.0 3 3 1*0.0 1 1 52.8 80.0 0 0traf0.0 2 9 90.0 1 5 11.9 70.2 3 8gov7.8 9 1 2*1.0 1 4 17.7 80.0 0 0envi0.0 0 1 20.0 4 3 00.0 30.9 7 8常数项0.3 5 1 8*0.1 0 7 5-3.2 70.0 0 0R20.9 2 1 6F8 2.6 2表 8 门槛模型估计结果区域经济研究262023.3四、结论及建议本文通过数字城乡建设对共同富裕度效应实证研究得出以下三个结论：第一，中国各省数字城乡建设发展水平均呈现上升趋势，但地区间差异较大。第二，数字城乡建设对共同富裕发展具有正向促进作用。第三，数字城乡建设对共同富裕度存在门槛效应，并在选择双重门槛下评估共同富裕最具有合理性。依据以上结论，提出以下三点建议：第一，正视地区间发展不平衡问题，鼓励发展较好的省份主动增强与周边省份城市合作、优化区域产业及人力资源配置，发挥区域中心效应，通过辐射带动作用帮助周边省份实现高质量协调发展。第二，政府应统筹数字乡村建设、智慧城市协调发展。建立数字城乡融合发展统一组织，以整合资源提高效率。第三，加大对农村居民数字素质教育投入，弥合数字城乡差距，统筹推进有助于共同富裕得城乡数字化协调发展新格局。参考文献：1 徐紫嫣,夏杰长.共同富裕思想的演进脉络和实践指引 J.学习与探索,2022(03):133-140.2 何立峰.支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区为全国扎实推动共同富裕提供省域范例 J.宏观经济管理,2021(07):1-2+20.3 方卫华,绪宗刚.智慧城市:内涵重构、主要困境及优化思路J.东南学术,2022(02):84-94.4 崔凯.数字城乡融合发展的逻辑基础、实践道路与推动策略J.科技管理研究,2022,42(19):192-198.5 苏红键.数字城乡建设：通往城乡融合与共同富裕之路 J.电子政务,2022(10):88-98.6 张建伟,李贝歌,毕东方,王灿.中国智慧城市发展水平空间差异研究 J.世界地理研究,2017,26(02):82-90.7 卢宇荣,肖峥.智慧城市建设对缩小城乡收入差距的影响研究 J.江西师范大学学报(哲学社会科学版),2022,55(06):36-45.8 黄建,冯升波,牛彦涛.智慧城市对绿色低碳发展的促进作用研究 J.经济问题,2019(05):122-129.9 黄波.“互联网+智慧城市”对新经济发展的作用探究 J.中国市场,2017(35):12-14.10 王钰,吕洁华.数字金融赋能经济高质量发展的影响研究基于黑龙江省 12 个地级市的面板数据 J.统计与咨询,2022(03):2-5.11 李金昌,余卫.共同富裕统计监测评价探讨 J.统计研究,2022,39(02):3-17.（作者单位：杭州电子科技大学信息化与经济社会发展研究中心1杭州电子科技大学经济学院2）自党的十七大将“人才强国战略”写入党代会报告和党章以来，人才强国战略被提升到了国家最高战略层面。作为我国公共政策体系的重要组成部分，人才政策是“党和政府等公共部门为了培养、选拔、引进、考核、管理人才和指导人才活动所规定并实施的战略、措施和准则等的集合”1。纵观现有研究，国内内蒙古人才政策文本量化分析马富萍张博涵陶世佳永芝摘要：本文以 2 0 0 7 2 0 2 2 年内蒙古人才政策文本为研究对象，运用共词分析法，可视化地展示了内蒙古人才政策的整体状况与发展历程。研究表明，内蒙古人才政策发展分为缓慢调整（2 0 0 7 2 0 1 1 年）、积极推进（2 0 1 2 2 0 1 5 年）、大力发展（2 0 1 6 2 0 1 9 年）以及全面优化（2 0 2 0 2 0 2 2 年）四个阶段，各个阶段的发展特点存在差异。结合内蒙古人才政策的发展特点，本文分别从政策主体、政策客体以及政策工具三个方面，提出了相应的政策建议。关键词：人才政策；政策量化；共词分析；内蒙古DOI:10.19456/ki.tjyzx.2023.03.007