一、引言与文献回顾

(一)引言

随着信息通信技术的飞速发展和产业升级进程的不断加快，数字化浪潮席卷了社会经济的各个领域。数字贸易作为传统贸易在数字经济时代的延伸，通过贸易方式数字化和贸易对象数字化，推动贸易形态和贸易格局的深刻变革，成为中国乃至世界经济高质量发展的新动力和新模式。提高我国对外开放水平，要发展数字贸易，加快建设贸易强国。大力发展数字贸易是我国建设贸易强国、推动现代化建设进程的重要方向。数字贸易展现出巨大的发展潜力和发展优势，对我国经济发展和收入分配格局的影响日趋加深。

数字经济的蓬勃发展为我国不断向共同富裕迈进提供了重大机遇。近年来，数字技术发展使收入分配格局在很大程度上得到改变。^[1-2]相关研究表明，数字经济发展能够显著促进地方共同富裕水平提高^[3-4]，并且这种影响具有空间溢出效应，数字经济发展能够带动周边地区经济增长和缩小地区间收入差距。^[5-6]作为经济活动中资源配置的关键环节，贸易正在经历数字化变革。数字贸易是数字经济的一个重要领域，是传统贸易在数字经济时代的拓展、延伸和迭代。数字贸易能够促进传统实体货物、服务和数字产品、数字化知识与信息的高效交换。^[7]关于数字贸易的发展能否促进共同富裕，目前尚缺乏相关研究。

本文拟使用250个地级市的面板数据构建数字贸易发展水平指数和共同富裕指数，建立数字贸易与共同富裕的关系，试图回答以下问题。数字贸易发展是否有利于共同富裕实现？作用机制为何？在市域层面是否存在“先富带后富”效应？“先富”地区又能否通过数字贸易来带动周边地区“后富”？本文尝试作出以下边际贡献。(1)拓宽研究维度。现有文献对数字贸易发展能否影响共同富裕的关注较少，暂未有文献深入探讨两者的关联性，仅有部分文献从数字贸易影响消费者福利和收入分配角度进行分析。本文拟归纳梳理数字贸易和共同富裕的相关理论逻辑，并建立两者的关系。(2)鲜有研究基于溢出效应视角，检验地级市层面数字贸易发展的空间现象，以及空间溢出效应对促进共同富裕的影响。本文拟直接验证数字贸易发展与共同富裕之间的空间特性和关系，并对该关系进行分解和归纳。

(二)文献综述

美国国际贸易委员会(USITC)在2013年发布的《美国和全球经济中的数字贸易》报告中首次明确提出了“数字贸易”的概念。^[8]随着世界数字贸易规模不断扩大，对数字贸易的研究得到不断补充和完善。关于数字贸易的经济影响，学者们主要从贸易成本、贸易地位、消费者福利、收入分配和结构转型等方面展开分析。

第一，数字贸易能够推动贸易模式变革、贸易环节简化、贸易流程优化^[9]，通过减少信息搜寻、营销渠道、交付运输和售后服务等流程成本，有效降低双边贸易成本。^[10]第二，数字贸易能够提高中国贸易出口的技术复杂度，增强国家贸易综合竞争力^[11-12]，进而促进传统制造业和数字贸易的深度融合，助力低端制造业全球价值链位势攀升，重塑全球专业化分工格局。^[13]第三，数字贸易能够提高消费者福利，给消费者带来更高效用，带动消费增长。^[14]数字贸易通过消除企业的固定进入成本，改善小城市获取各种产品的机会，最终减少居民因对商品获取差异而导致的生活水平不平等，并促进居民消费。^[15]同时，数字贸易降低了交易和信息成本，使线上购物更大幅度地满足消费者的偏好需求，实现消费者对购物“便捷性”、“便宜性”和“商品种类丰富”的期望。^[16]数字贸易发展提升了居民幸福感，有效促进了城乡居民消费水平的提高。^[17]第四，数字贸易对收入分配格局的影响日趋加深。数字贸易对缓解收入不平等具有显著正向影响，并且高收入国家的缓解效应比低收入国家更明显。^[18]数字贸易通过缩小收入差距来促进国家创新能力提高，助推国民经济高质量发展。^[19]数字贸易还能通过技术扩散改变劳动力技能结构，提升高技能劳动者的就业水平，带动人力资本结构升级^[20]，最终提高劳动收入份额在国民收入中的比例，缓解收入不平等问题。但也有研究认为数字贸易发展提高了部分行业劳动者“技能溢价”，导致行业工资差距扩大。^[21]第五，数字贸易助力企业和产业转型升级。数字贸易能够提升企业的研发创新能力、资源配置效率和行业竞争力^[22]，并调整产业贸易结构，特别是制造业的数字化转型对经济发展具有直接促进作用^[23]，能够助力经济高质量发展。

区别于传统工业和农业经济社会下的共同富裕，数字化时代的共同富裕与数字经济发展高度契合，这是由于数字经济可以促进宏观经济一般性增长和均衡性增长。^[24]一方面，在数字经济时代，数据成为关键生产要素，能够推动资源重新配置和全要素生产率提高，衍生出新行业、新业态、新模式，催生出新的市场需求，拓宽市场边界，创造大量经济价值和就业岗位，带来新的经济增长点。^[25]数字经济与实体经济深度融合，能够改变市场投资方向、推动消费升级、培育出口优势，变革供给体系、创新体系和制造模式，推动供给侧结构性改革，使经济增长动力发生结构性改变。^[26]同时，数字产业化过程中的技术进步和产业数字化过程中的价值链深化和分工细化，能够促进生产力高质量增长，推动经济迈向高水平循环^[27]，促进宏观经济一般性增长，为推动共同富裕的实现奠定物质财富基础。另一方面，数字经济的新特征和新趋势决定数字经济能够促进社会福利重新配置与提升，提高数字化行业工资和福利，重塑劳动者工资结构，增加初次分配比重。^[28]在数字经济时代，数字普惠金融的发展能够助力农村居民创业、增收和改善收入分配，提升农村地区的人力资本水平，减少低收入群体规模，缩小贫富差距。^[29]数字经济通过促进市场一体化、模块化和产业去中心化，使在传统经济状态下无法参与全球化分工、无法进入全球产业链的小型企业和个体户进入全球市场，充分利用自由流动的生产要素，发挥自身差异化优势，获得更多贸易利润，并缩小与大型经济主体的差距，减少行业间与行业内的收入不平等。^[30-31]数字技术还可以改善资源分配，增强低收入人群获得资源、信息和市场的机会，促进其提高收入。^[32]总之，通过将数字经济发展与时代发展深度融合，能够显著提升劳动者人均收入水平，增加公共服务数量，降低公共服务成本和价格并促进公共服务均等化^[33]，促进经济社会发展的富裕程度和共享程度，实现共同富裕。

在数字贸易的溢出效应方面，张卫华等对中国数字贸易发展水平的省域分异和空间效应展开研究，运用多种地理经济的相关方法对中国省级数字贸易发展水平作空间分类，发现数字贸易发展水平与经济发展水平和人口分布高度相关，层级分异明显。^[34]周娟美等在前者研究的基础上，运用较完整的空间面板数据测度中国数字贸易发展水平，探讨数字贸易的时空演变特征、区域差异情况。^[35]

总的来看，数字贸易在许多方面产生了广泛的经济影响，数字化时代下的共同富裕与数字经济发展高度契合。尽管数字贸易是数字经济的重要内容之一，但是鲜有研究关注我国数字贸易发展水平与实现共同富裕之间的关系。因此，本文力求在客观全面反映地方数字贸易发展水平和各地经济发展程度的基础上，建立地级市层面的数字贸易发展水平指数和共同富裕评价体系，对数字贸易与共同富裕之间的相关关系进行实证分析，为该领域的相关探索提供参考。

二、理论分析与研究假设

(一)数字贸易对共同富裕的直接影响

数字贸易具有降低贸易门槛、扩大贸易边界和减少贸易成本的属性，能够赋能贸易规模持续扩大，促进我国全面开放新格局的形成，带动经济高质量发展。^[36]第一，数字贸易极大降低了贸易门槛，让众多参与者从中获益，符合共同富裕的发展成果共享特征。新新贸易理论认为，在传统贸易形式下，只有生产率高的企业才能从事跨境贸易活动，贸易利益被具有竞争优势的跨国企业从国际贸易活动中获取。而数字贸易利用互联网和数字技术以低成本完成贸易环节，使贸易的参与门槛极大降低，生产率相对较低的中小企业乃至乡镇地区的家庭小作坊也能够从事进出口贸易并从中获利。^[37]第二，数字贸易通过贸易对象数字化和贸易方式数字化，扩大了贸易边界和贸易规模，做大贸易“蛋糕”，带动居民增收致富。区别于传统贸易出口的物质产品和服务，贸易边界的扩大令附加值更高的数字产品和服务为参与者创造了更大的市场和利润空间。并且这种“数字蓝海”不仅提升了贸易附加值，更催生出云客服、跨境直播等新兴就业形态，为城乡居民开拓增量创收渠道。第三，数字贸易减少了因贸易成本和信息不对称导致的资源浪费，使产品和生产资料可以自由流动并高效配置，从而持续赋能、共同富裕、提质增效。传统的农产品贸易存在物流覆盖程度低导致运输成本高、信息闭塞导致销路不畅等问题，数字平台的接入克服了上述问题。数字贸易能够促使网络通信设施、电商平台线下站点等数字基础设施得到完善，在进一步拉动各地投资增长的同时弥补地区间的信息差，带动更多主体参与数字贸易。地方数字贸易基础设施的完善不仅能有效提高地区参与贸易效率，形成全面开放的新格局，而且能不断引入外来资金，促进资本深化并拉动地方经济增长，最终实现居民收入进一步提升，缩小收入差距，助力共同富裕。提升地方总体的数字贸易发展水平，有利于促进居民收入的绝对增长和城乡收入差距的相对缩小，提高地区的富裕程度和共享程度。据此，本文提出研究假设1。

假设1：数字贸易发展能够提高居民收入并缩小收入差距，促进共同富裕。

(二)数字贸易影响共同富裕的机制

数字贸易使贸易标的发生改变，产生的贸易需求推动了产业结构转型升级。传统贸易主要集中在物质产品上，如原材料、机械设备和工业成品等。随着贸易数字化程度的提高，贸易范围拓展到服务、知识、数据和信息等数字产品上，科技含量、数字化程度和附加值更高的数字产品和服务将成为出口竞争的焦点。《中国数字贸易发展报告2024》显示，2023年中国可数字化交付的服务进出口规模达2.72万亿元人民币，同比增长8.5%，数字产品和服务的贸易规模和增速不断创新高。^[38]另外，贸易成本降低带动了贸易主体转变贸易结构的积极性。中国进出口通关监管证件已精简到41种，其中38种证件均能数字化办理。^[39]企业不再满足于国内产品市场，而更乐意进行数字化和国际化转型，扩大经营规模，开拓海外市场。数字贸易提高了企业对科技创新研发投入的积极性，带动了产业数字化升级。数字化产品贸易在国际贸易中的地位日益重要，成为推动产业发展和数字贸易规模迅速增长的核心因素。^[40]同时，数字贸易还能通过提高人力资本水平来促进知识密集型产业和高新技术产业发展，促进产业结构不断调整。^[11]因此，数字贸易发展顺应了产业数字化转型需要，并通过产业升级重塑数字产品全球价值链来提高劳动收入份额^[41]，进一步缩小居民收入差距和带动经济增长，是促进共同富裕的重要驱动力。因此，本文提出研究假设2a。

假设2a：数字贸易发展通过推动产业结构转型升级，促进共同富裕。

一方面，数字贸易允许小经济主体参与贸易和生产分工，催生出乡村产业发展新模式并创造大量新岗位。传统贸易中只有高生产率企业能参与跨境贸易，而数字贸易通过互联网技术大幅降低贸易成本和参与门槛，使乡镇企业和家庭小作坊也能够从进出口贸易中获利。比如义乌的小型个体户，通过数字平台直接面对海外消费者，凭借个性化定制和小规模生产瓜分海外长尾市场，融入全球价值链。此外，随着数字贸易覆盖的范围不断拓宽，乡村地区出现大量新兴产业。2016年至2022年，淘宝村数量从1311个增长至7780个^[42]，由此形成的电商村、带货村、农产品电商集散小镇等带动了配套产业发展和农村劳动力再就业，推动了数字人才、数字技术、数字投资不断从城市向周边农村地区流动，进一步提高了乡村产业的数字化配套水平。推进低收入群体可持续增收是实现全体人民共同富裕目标最有效的途径。^[43]抖音发布的《乡村文旅数据报告》显示，2022年抖音乡村内容数超过4.59亿个，播放量超过23901亿次。^[44]低收入地区人群能够利用电商平台、自媒体和短视频直播平台等低门槛渠道参与数字贸易的延伸产业，实现收入来源多元化，助力共同富裕。

另一方面，数字贸易发展的新业态显著拉动了第三产业就业市场，尤其是催生出新型服务业岗位集群。跨境电商、数字营销等新兴业态的扩展，衍生出跨境直播运营、智能供应链管理等新兴职业岗位。头部跨境电商平台需配置大量数字化服务岗位，涵盖用户体验优化、实时数据分析、跨境合规咨询、跨境支付结算等新兴职能，这要求企业必须配备兼具数字技能与创新思维的复合型人才，以应对需求。2023年，中国跨境电商进出口额达2.37万亿元的庞大规模，直接带动配套服务岗位呈指数级增长。^[38]随着数字经济发展，具有数字化素养的人才成为连接数字贸易与共同富裕的关键纽带。新型岗位的社会需求不断提高，为不同群体创造了更多高质量就业岗位，提升了劳动报酬份额及技术性收入在其中的比例，有助于实现财富公平分配和社会均衡发展。因此，本文提出研究假设2b和2c。

假设2b：数字贸易发展通过推动乡村产业发展，赋能共同富裕。

假设2c：数字贸易发展通过带动第三产业就业，促进共同富裕。

(三)数字贸易影响共同富裕的空间效应

一是技术扩散。数字贸易发展以数字技术进步为前提，贸易领域的技术进步通常伴随新的商业模式和管理方式出现，出于竞争和盈利需求，邻近地区企业通过主动学习和模仿实现二次创新^[45]，催生出新的产品或服务，从而推动整个地区的创新活动。创新带来的技术进步和就业能够促进地区经济可持续增长和高质量发展。

二是信息溢出。数据是数字经济时代的重要生产要素，数字贸易活动本身能够产生大量数据^[46]，数据中可能包含市场趋势、消费者偏好、产品创新等信息。基于数字贸易带来的信息溢出，企业能够及时应对市场变化，调整产品或服务以满足市场需求。信息溢出程度越高，通过信息垄断形成的行业门槛就越低。经济主体根据市场需求自由参与数字贸易，激发了行业活力并推动资源高效配置，提高了地区经济潜力。

三是协同发展。依托数字通信技术，数字贸易平台将成为协调和配置资源的基本经济组织。价值创造将通过整合供应链各环节，促成贸易参与主体的良性竞争和协作。地区间产业的融合催生了包括采购、仓储、加工、配送和信息服务在内的一体化供应链管理模式。这种供应链整合有助于提高企业效率和减少成本^[47]，使地区产业结构得到优化，进一步促进共同富裕。因此，本文提出研究假设3。

假设3：数字贸易发展对共同富裕的作用过程存在空间溢出效应。

基于上述分析，归纳出数字贸易发展水平影响共同富裕的作用机制，具体如图1所示。

三、模型设定、变量选取和数据来源

(一)模型设定

基于上述研究理论和研究目的，本文构建如下基准面板模型：

$ {\mathrm{C{P}}_{it}} = \alpha + \beta {\mathrm{D{T}}_{it}} + \delta {\mathrm{Control}} { _{it}} + {\eta _i} + {\mu _t} + {\varepsilon _{it}} $

(1)

$ {\;\;\;\;\;\mathrm{A{L}}_{it}} = \alpha + \beta {\mathrm{D{T}}_{it}} + \delta {\mathrm{Control}} { _{it}} + {\eta _i} + {\mu _t} + {\varepsilon _{it}} $

(2)

$ {\mathrm{S{L}}_{it}} = \alpha + \beta {\mathrm{D{T}}_{it}} + \delta {\mathrm{Control}} { _{it}} + {\eta _i} + {\mu _t} + {\varepsilon _{it}} $

(3)

在上述公式中，CP_it表示地级市i在t时期的共同富裕水平，DT_it表示地级市i在t时期的数字贸易发展水平，Control_it为影响共同富裕指数的因素。AL_it和SL_it分别表示地级市i在t时期的总体富裕程度和发展成果共享程度。η_i代表个体固定效应，μ_t代表时间固定效应，ε_it代表误差项。

(二)变量说明

核心解释变量为数字贸易发展水平指数(DT)，对数字贸易的测量方式主要分为三类。(1)多维度衡量。通过多维度熵值法或者主成分分析法，构建多维度指标体系。(2)以数字服务贸易衡量。根据细分行业视角，与数字交付服务贸易有关的知识产权服务、ICT 服务、文化娱乐服务等为数字服务贸易。(3)以数字订购和数字交付贸易衡量。根据OECD-WTO-IMF联合发布的《数字贸易测算手册(2020)》，数字贸易的主体构成是数字订购货物和服务(非数字交付)，以及数字交付的服务(数字订购和数字交付)。^[48]

因为本文侧重考虑数字贸易发展水平和发展潜力等对地方共同富裕水平的影响，故参考段丁允和冯宗宪等对地级市层面数字贸易发展水平的评判标准和构建方法^[49]，将我国各地级市的数字贸易发展水平构建为包含4个一级指标和11个二级指标且各二级指标有其对应具体指标的衡量体系，并采取熵值法计算数字贸易各项指标的具体权重，避免主观赋权存在的非客观性问题(见表1)。

被解释变量为共同富裕指数(CP)。共同富裕要求既要“富裕”也要“共享”，单一的居民收入增长指标或者收入差距指标并不能全面衡量一个地区的收入分配情况。要逐步实现共同富裕，必须同时关注“富裕度”和“共同度”的提升。借鉴已有研究对具体指标的设定^[50-51]，本文从总体富裕程度和发展成果共享程度两个维度构建共同富裕评价体系(见表2)，并通过熵值法构建共同富裕指数$ {\mathrm{C{P}}_{it}} = \sqrt {{\mathrm{A{L}}_{it}} + {\mathrm{S{L}}_{it}}} $，其中AL_it和SL_it分别由各自具体指标的权重得分相加所得。

本文选择如下控制变量：(1)城镇化率(urban)，用地方城镇常住人口占常住人口的比重衡量；(2)教育支出水平(edu),用地方财政教育支出占地方一般公共预算支出的比重衡量；(3)外商直接投资水平(fdi),用地方外商直接投资占地方生产总值的比重衡量；(4)人口基数(lnpop),用各地年末常住人口数取对数衡量；(5)人力资本水平(cap),用普通本专科在校学生数占地方人口总数的比重衡量；(6)金融发展指数(fin),用地方金融机构贷款余额占生产总值比重衡量。

本文选择如下机制变量：(1)产业结构升级(stru)，用地方的第二、第三产业增加值与第一产业增加值的比重衡量；(2)乡村产业发展(rec)，用乡镇农村用电量衡量；(3)第三产业就业(emp)，用第三产业新增从业人员占三大产业新增从业人员比重衡量。数字贸易可以通过提高人力资本水平来促进知识密集型产业和高新技术产业发展，进而促进产业结构转型升级。^[11]数字贸易在乡村地区的发展促进了基础设施建设投入和乡镇电子商务发展环境完善，同时吸引了农民返乡就业和外来资金进驻，由此推动了广大乡村地区的产业发展。^[52-53]数字贸易一方面降低了贸易门槛，为不同规模和类型的企业或个体户提供了参与国际贸易的机会，创造了大量岗位；另一方面，也拓宽了数字市场边界，要求企业广泛吸纳能够适应数字化环境和推动数字化转型的人才。^[5]

(三)数据说明

本文的基本数据由2014年至2022年全国250个地级市的相关数据组成，不包括直辖市和省会城市。 ¹共同富裕指数中的收入水平、公共服务水平，以及数字贸易发展水平中的大部分具体指标数据均来源于《中国城市统计年鉴》、统计公报和人口普查公报。“各县市区灯光亮度DN均值”来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库。“政府数字贸易关注度”由各地级市政府工作报告中与数字贸易相关的关键词词频组成。 ²对于缺失的个别数据，主要利用线性插值法补充，以确保补充的数据符合发展趋势。主要变量的描述性统计如表3所示。

四、实证结果分析

(一)基准回归分析

表4报告了数字贸易发展水平影响共同富裕水平的基准回归结果。第(1)列和第(3)列展示了在没有控制固定效应情况下的基准回归结果，数字贸易对共同富裕的系数在1%水平上显著为正。第(2)列和第(4)列显示了数字贸易在双向固定情况下的回归结果，结果显示无论是否加入控制变量，数字贸易对共同富裕的系数均显著为正。这说明地方数字贸易发展水平提高对共同富裕具有显著促进作用。第(5)列和第(6)列则展示了数字贸易对富裕程度和共享程度的回归结果，回归系数均显著为正，说明推动地方数字贸易发展不仅能促进居民收入增加和公共服务水平提高，还能缩小居民收入分配不平等程度，提高地区发展共享程度，验证了研究假设1。

(二)稳健性及内生性检验

1.加入直辖市和省会

在基准回归中，我们从样本中剔除了直辖市和省会城市。为了探究基准回归的结果是否稳健，在此补充直辖市和省会城市的样本进行对比分析。表5第(1)列为只对直辖市和省会城市进行估计，第(2)列为加入了直辖市和省会城市的全样本估计，估计系数均显著为正，与基准回归结果一致，说明基准回归结果相对可靠。

2.不同估计方法

考虑到共同富裕水平提升有可能延后影响数字贸易发展，此处借鉴李宏兵等^[51]的做法，使用核心解释变量DT的滞后一期作为外生变量，通过系统GMM模型重新进行估计。如表5第(3)列所示，估计模型的AR(2)为0.931大于0.1，误差项不存在二阶自相关，且通过Hansen过度识别检验，工具变量有效，符合GMM使用前提，而估计系数的结果显著为正，说明结果是稳健的。

3.重新赋值

对被解释变量进行重新构造。此处按照熵权法的常用赋值方式，将共同富裕指数设置为$ {\mathrm{C{P}}_{it}} = {\mathrm{A{L}}_{it}} + {\mathrm{S{L}}_{it}} $，重新构造后的指标回归结果如表5第(4)列所示，估计系数仍然显著为正。

4.缩尾检验

由于数值中过大或过小的极端值可能对估计产生偏误，本文选择对所有连续变量进行缩尾，剔除1%以下的极端值和99%以上的极端值，然后对余下数据重新估计，估计结果如表5的第(5)列所示。根据结果，数字贸易发展水平对共同富裕的促进作用显著为正，未受到异常数据影响。

5.内生性检验

跨境电商综合试验区(以下简称跨境电商综试区)是根据国家政策在地级市设立的，自2015年3月国务院同意设立中国(杭州)跨境电商务综试区至2023年底，其规模已达165个，涉及范围非常之广。本文以跨境电商综试区政策实施的多期双重差分(DID)作为工具变量，采用DID-IV方法处理数字贸易与共同富裕之间可能存在的反向因果带来的内生效应。

据此，采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行检验。首先将设有跨境电商综试区的地级市作为处理组，余下的地级市作为对照组，设置虚拟变量policy_it = 1或0来表示地级市i在t时间及之后是否成为跨境电商综试区试点。式(4)为第一阶段回归，式(5)为第二阶段回归，其中$ \overline {{\mathrm{D{T}}_{it}}} $为第一阶段数字贸易发展水平的拟合值。

$ {\;\;\;\;\;\mathrm{D{T}}_{it}} = \alpha + \beta {\mathrm{policy}} { _{it}} + \delta {\mathrm{Control}}{\text{ }}{{\text{ }}_{{\text{i}}t}} + {\eta _i} + {\mu _t} + {\varepsilon _{it}} $

(4)

$ {\mathrm{C{P}}_{it}} = \alpha + \beta {\overline {{\mathrm{DT}}} _{it}} + \delta {\mathrm{Control}}{\text{ }}{{\text{ }}_{{\text{i}}t}} + {\eta _i} + {\mu _t} + {\varepsilon _{it}} $

(5)

根据表6的结果，在列(2)的第一阶段回归中，工具变量回归系数显著为正，表明跨境电商综试区的设立对当地数字贸易发展水平具有促进作用。而在加入了政策冲击影响之后的列(3)第二阶段回归中，数字贸易对共同富裕的促进作用仍显著为正，与基准回归结果一致。另外，第一阶段F值大于10，说明工具变量并非弱工具变量。上述检验意味着数字贸易发展与共同富裕水平提高之间不存在反向因果问题，模型设置能够恰当地反映出两者的因果关系。

进一步地，对上面多期DID的做法进行平行趋势检验，结果如图2所示。可以看出在跨境电商综试区政策实施之前，政策回归系数置信区间包括0值，说明实验组和对照组的共同富裕水平具有相似的变化趋势，满足平行趋势假设。而在政策实施当期和政策实施之后，政策回归系数的置信区间不包括0值，趋势发生显著变化，说明跨境电商综试区的设立对当地数字贸易发展的影响是存在的，有利于促进地区共同富裕水平提高。

(三)异质性检验

我国幅员辽阔，人口众多的地区通常拥有更先进的产业结构、更高的人均收入水平以及更完善的基础设施，人口稀少的地区则相反，这些因素均会影响数字贸易对共同富裕的作用。本文按经济发展水平差异及人口多寡区分区域进行异质性检验，结果如表7所示。第(1)至第(3)列分别为东部、中部和西部的地级市，估计系数均显著为正；而第(4)和(5)列则为胡焕庸线以东和以西的地级市，可以看出，越往东的样本组估计系数越大。此外，基于似无相关模型对不同地区的组间系数差异进行检验，除中部—西部地区间Permutation检验结果未通过显著性检验外，其余地区组间差异显著。因此，结合前文，可以认为接近沿海地区、拥有庞大人口基数和拥有完善基础设施等因素在数字贸易影响共同富裕的过程中起到积极作用，而人口较少、海运不便的地区，对外贸易依赖程度较低，数字基础设施薄弱，数字贸易的普及程度不高，难以显著助力共同富裕水平提高。

(四)机制检验

根据前文理论分析，产业结构升级(stru)、乡村产业发展(rec)和第三产业就业(emp)都有可能在数字贸易影响共同富裕的过程中产生相应的机制效应。因此，本文对中介变量进行机制检验，采用两步回归法识别中介效应。

表8报告了解释变量DT对中介变量的回归结果，估计系数均显著为正，说明数字贸易与产业结构升级、乡村产业发展和第三产业就业呈正相关关系。基于前文理论分析，在认为这三个中介变量对提高居民人均收入、缩小收入分配差距的作用较为明显的前提下，DT对stru、rec和emp的估计系数显著为正则验证了研究假设2a、2b和2c，即地方数字贸易发展，能够通过促进地区产业结构转型升级、推动乡村产业发展壮大和带动第三产业新增就业率提升来实现当地共同富裕水平提高。

(五)溢出效应检验

为检验地方数字贸易的发展对周边地区的共同富裕是否存在空间溢出效应，本文构建两个检验模型，即空间滞后模型(SAR)和空间杜宾模型(SDM)：

$ \begin{split} {\mathrm{C{P}}_{it}} = &\alpha + \rho {W_{\text{j}}}{\mathrm{C{P}}_{it}} + \beta {\mathrm{D{T}}_{it}} + \delta {\mathrm{Contro{l}}_{it}} + \\&{\eta _i} + {\mu _t} + {\varepsilon _{it}} \end{split}\quad$

(6)

$\begin{split} &\;\;\; {\mathrm{C{P}}_{it}} = \alpha + \rho {W_{\text{j}}}{\mathrm{C{P}}_{it}} + \beta {\mathrm{D{T}}_{it}} + \theta {W_{\text{j}}}{\mathrm{D{T}}_{it}} + \\&\quad\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; \delta {\mathrm{Contro{l}}_{it}} + \sigma {W_{\text{j}}}{\mathrm{Contro{l}}_{it}} + {\eta _i} + {\mu _t} + {\varepsilon _{it}}\end{split}\quad\; $

(7)

上述式子中，$ \rho $ 表示空间自回归系数；$ \theta $ 和 $ \sigma $ 分别为解释变量和控制变量的空间相关系数。对于地级市之间的关系设定，本文根据各地区的地理距离构建矩阵W₁和根据各市人均GDP构建经济距离矩阵W₂。

表9报告了空间溢出效应检验模型的回归结果。首先，在不同模型和矩阵下，解释变量DT系数均显著为正，表明各地级市数字贸易发展水平提高对当地共同富裕具有促进作用，同时也促进了邻近地区共同富裕，研究假设3得到验证。其次，所有模型的W*CP系数均显著为正，表明当一个地区的经济发展后，人民生活质量提升会对周围地区产生积极影响，形成区域间的良性循环，这是一种空间上的互利共赢关系，实现了“先富带后富”效应。另外，对空间溢出效应进行分解发现，SDM模型的距离型权重矩阵W₁的间接效应最大，约占总效应的78%，经济型权重矩阵W₂的间接效应则约占总效应的72%。总的来看，通过地理关系传递的空间溢出效应较高，而通过经济距离传递的溢出效应较低，说明数字贸易对共同富裕的影响在空间传递上具有距离衰减效应，该影响应更多归因于地理关系而非社会经济关系。

五、结论与建议

本文围绕数字贸易发展水平与共同富裕，基于2014年至2022年250个地级市的面板数据，通过构建中介效应模型和空间溢出效应模型，探究我国地级市的数字贸易发展对共同富裕的影响机制及其空间关联性，主要结论如下。第一，数字贸易发展能够提高地方富裕程度和共享程度，促进地方共同富裕水平提高。通过异质性检验发现，该影响在经济较为发达的东部地区和胡焕庸线以东地区更明显。第二，通过机制检验发现，数字贸易发展从推动地区产业结构转型升级，促进乡村产业发展和带动第三产业新增就业率来实现共同富裕水平提高。第三，数字贸易在影响共同富裕过程中存在空间溢出效应，即“先富”的地级市能够通过数字贸易发展带动邻近区域“后富”。

基于上述分析，提出如下政策建议。第一，推动区域数字贸易协调发展。贸易活动的各参与方应合力推动数字贸易的全产业链发展，充分利用数字贸易发展对邻近地区的积极影响，促成区域之间贸易活动参与主体的良性竞争和协作。第二，提高我国数字贸易的对外开放水平。政府应积极掌握国际数字贸易规则制定话语权，消除数字贸易壁垒。企业应主动参与国际数字贸易市场，加强对外数字贸易的合作和交流，在推进数字贸易发展进程中，使数字资源要素自由流动，在形成高水平对外开放格局中推动共同富裕的实现。第三，增加数字贸易基础设施投入。各地政府要将发展数字贸易与地方招商引资协同统筹，扩大数字基础设施覆盖范围，特别是落后地区要加快配套设施建设脚步。第四，加强落后地区数字贸易发展力度。中西部地区应继续提高互联网基础设施覆盖率，推动电子商务进乡进村，拓宽农产品进出渠道，支持生产经营者线上线下相结合。同时，政府要加快推进产业结构调整和城乡一体化建设，促进消费结构优化升级，提升地区总体的数字贸易发展水平，最终促进居民收入绝对增长和城乡收入差距相对缩小，不断向共同富裕的伟大目标迈进。

注释

1① 排除直辖市和省会城市一是因为两者与其他普通地级市的行政级别不同，二是因为两者的农业农村农民规模较少，不足以代表乡村地区。实证上，本文用加入直辖市和省会城市的数据做稳健性检验，结果无显著变化。

2 《中国城市统计年鉴》数据来源，以2022年数据为例：国家统计局城市社会经济调查司.《中国城市统计年鉴2023》[M].北京:中国统计出版社,2024；部分地级市统计公报等数据来源，以佛山市为例：佛山市统计局，https://www.foshan.gov.cn/gzjg/stjj/tjnj_1110962/；中国研究数据服务平台(CNRDS)数据来源：https://www.cnrds.com/。