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Economic geography >

2024 , Vol. 44 >Issue 5: 75 - 85

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2024.05.008

Impact of E-commerce Development on County Common Prosperity Level：Evidence from the Demonstration County for E-commerce in Rural Areas

  • XU Jie , 1 ,
  • LI Lin 2
Expand
  • 1. School of Public Administration，Central South University，Changsha 410075，Hunan，China
  • 2. School of Economics and Trade，Hunan University，Changsha 410079，Hunan，China

Received date: 2024-01-24

  Revised date: 2024-04-02

  Online published: 2024-09-14

Fold

Abstract

Based on the two connotations of development and sharing of common prosperity,and combining with the development characteristics of counties,this paper constructs the evaluation system of county-level common prosperity from four dimension which are economic strength,development forces,income distribution and inclusive service. It uses the projection pursuit method to measure the common prosperity level of 1663 Chinese counties from 2008 to 2021. With the help of the policy of demonstration county for e-commerce in rural areas as a quasi-natural experiment,it empirically tests the impact of e-commerce development on county common prosperity and its mechanism using a multi-period and spatial DID model. Results show that: 1) The level of common prosperity in Chinese counties as a whole has increased significantly,but the gap between regions has widened,showing the development trend of "highest in the east of China,fastest in the center of China,stable in the west of China,and slowest in the northeast of China". 2) The e-commerce policy in rural demonstration counties has significantly improved the level of county common prosperity,and there is a positive spatial spillover effect,with the policy effect increasing over time. 3) Heterogeneity analysis finds that the positive effect of e-commerce on county common prosperity is more significant in regions with higher level of human capital as well as stronger county governance capacity. 4) Mechanism analysis shows that e-commerce development enhances the level of county common prosperity by releasing market potential and optimizing the employment structure.

Key words： county economy; e-commerce; common prosperity; evaluation; quasi-natural experiment; human capital; governance ability

Cite this article

XU Jie , LI Lin . Impact of E-commerce Development on County Common Prosperity Level：Evidence from the Demonstration County for E-commerce in Rural Areas[J]. Economic geography, 2024 , 44(5) : 75 -85 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2024.05.008

县域是我国政策目标的基本空间单元，作为乡村振兴和城乡融合的纽带，加快实现以县域为基础的共同富裕是全国现代化和全面共同富裕的基础[1]。共同富裕是“富裕”这一前置要素和“共享”这一价值取向的有机统一[2]，近年来县域经济虽然快速发展，但县域公共服务匮乏、收入差距扩大等问题依然阻碍县域高质量发展。与此同时，作为数字经济重要表现形式的电子商务正在中国快速发展，并加速向农村渗透。2022年，中国农村网络零售额达2.17万亿元，占全国网络零售总额的15.74%。国家高度重视农村电商发展，截至2022年底，电子商务进农村综合示范项目累计支持1489个县域建设2600个电子商务公共服务中心和物流配送中心。值得注意的是，新兴技术在极大提高生产力和人类福祉的同时，可能会造成新的社会经济矛盾，如部分弱势群体由于自身禀赋不足，在数字资本的放大作用下形成“数字难民”，这与共同富裕的发展理念相悖[3]。那么，电子商务作为农村数字经济的主要载体，对县域共同富裕产生何种影响?这种影响的作用机制又是如何?针对上述问题进行研究，不仅有助于厘清电子商务影响县域共同富裕的内在机理，而且也对中国乡村振兴的政策实践具有现实意义。
农村电商的迅速崛起是信息技术和数字经济向三农领域的渗透发展，现有文献围绕电子商务发展对三农的影响展开研究。一些学者通过案例分析发现，电子商务发展对提高农民收入[4]、促进本地就业[5]等有显著作用。在共同富裕发展理念的指导下，近年来学界的关注点也从仅关注经济发展逐渐开始兼顾收入差距的问题，但尚未得到一致结论。部分文献使用省级或市级面板数据实证研究发现，电子商务发展提高了城乡居民收入，但对城乡间收入差距存在不确定性影响[6-7]。部分学者进行问卷调查研究发现，电子商务整体有助于农户收入提高，但可能会造成群体间收入差距扩大[8-9]。此外，部分文献使用中国家庭追踪调查等调查数据进行研究，认为电子商务的发展利于缩小城乡收入差距[10]。综上发现，尽管越来越多的学者开始关注电子商务发展对共同富裕的影响，但均聚焦在城乡收入差距[11]或地区收入差距[3]。虽然收入差距等指标一定程度上体现了“共同”的视角，但这部分研究只关注了共同富裕内涵中的收入维度，而忽视了其他维度的理论内涵。同时，使用调查数据会难以避免存在内生性问题导致的结论相悖。
对概念内涵的准确理解是科学评价的前提，学者围绕共同富裕的理论内涵从思想起源、维度拆解等视角展开讨论。现有文献认为，共建、共享是共同富裕的基本内涵[11]，实质是全体人民共创共享日益幸福美好的生活[12]。“富裕”反映物质生活水平的高低，强调经济发展水平和阶段，“共同”反映社会分配方式和分配状况，强调社会发展成果应当惠及全体人民[13]，在评价时要体现发展性、共享性和可持续性的统一[14]。基于对共同富裕理解的深化，部分学者尝试通过构建综合指标体系对共同富裕进行测度。现有文献基于省级或市级层面数据，从不同视角构建评价指标体系，涵盖富裕度、共同度、共享性、可持续性等维度[15-16]，以及生活富裕、精神富足、公共服务享有、社会稳定、群体共享及城乡共享等要素[17]。总体来看，学术界在共同富裕理论内涵的“富裕”和“共享”两个维度达成共识[2]，但评价层次集中于省、市级层面，难以揭示较大空间尺度的内部异质性。此外，评价体系未体现不同评价尺度的相对特殊性，缺少对县域这一共同富裕发展目标基本空间单元的关注。
鉴于此，本文试图构建县域共同富裕评价指标体系，借助电子商务进农村综合示范县作为准自然实验，识别电子商务发展影响县域共同富裕的因果效应与作用机制，在以下3个方面进行拓展：①研究内容上，现有实证研究多局限于从收入视角探究电子商务发展的效应与后果，本文通过构建县域共同富裕综合评价体系，研究电子商务发展对县域整体的影响效应，扩展了电子商务发展对于县域发展影响的研究。②研究层次上，本文将研究视角深入县域层面，弥补了现有研究由于研究尺度较大造成的结论相悖问题，并利用“电子商务进农村综合示范县”政策进行因果关系识别，有效缓解了内生性问题。③研究思路上，本文从发展和共享两个维度揭示电子商务发展影响县域共同富裕的作用渠道，并进一步探究释放电子商务发展积极效应的情境因素，为进一步完善农村电商发展提供新思路。

1 理论分析与研究假设

长期以来，中国农村地区由于地理位置偏远、交通设施落后、社会资本缺失等，存在严重的信息不对称问题，这导致农村、农户在市场中处于不利地位[18]。农村电子商务发展为这一问题提供了解决方案。首先，地方政府在实施示范县政策的过程中，会在农村试点地区建立电子商务服务网点或合作社，配备电子商务专业服务人员，帮助农户有效利用互联网信息技术接触外部市场，有助于缓解生产和销售环节中信息不对称问题，提升农业生产效率[9]。其次，电子商务技术的出现有助于消除农产品流通的中间环节，打破了生产者和消费者的时空限制，电子商务的运用可以解决以往面临的由于农产品产量较小、区位较差而没有收购商收购的问题，扩大了小农户、偏远地区农户的农产品销售市场[19]。同时，电子商务发展通过帮助消费者鉴别高品质农副产品，可以放大农产品的“品牌价值”，进一步增进农村地区的收入水平。再者，电子商务的网络属性有助于弥补部分弱势群体由于社会资本不足导致的收入低下。部分农户长期以来处在以亲缘、地缘为支撑的社会网络中，难以找到其他的就业机会、创收途径，电子商务的在线特征能够及时增强农户对陌生人的信任程度，帮助农户更大程度地参与市场交易、提高创业能力，进而提高收入水平[20]。总之，电子商务示范县政策有可能促进县域共同富裕水平提高。基于上述分析，本文提出假设1。
H1：电子商务发展可以提升县域共同富裕水平。
共同富裕是“富裕”和“共享”的有机统一，包含经济持续增长和分配更加公平两个维度[2]。因此，本文从强发展和促分享两个维度分析电子商务发展对县域共同富裕的影响机制。第一，电子商务示范县建设通过释放区域市场潜力提高县域共同富裕水平。农村电子商务发展有利于将“蛋糕”做大，通过释放县域市场潜力夯实共同富裕的物质基础。首先，电子商务通过压缩时空约束使农户和消费者实时对接，显著增强了农村生产者和城市消费者的双向市场可及性，最大程度激发了供需市场潜力[10]。农村生产者通过电子商务平台及时掌握市场需求和价格信息，缓解了农村信息孤岛困境，促进农产品有效供给；消费者通过直播销售、在线客服等渠道可以及时获取农产品的质量信息，打消了信息不对称带来的信任顾虑，显著扩大了消费市场规模。其次，电子商务发展通过促进数据要素高水平开发利用，激发了县域各类市场主体的活力，释放了乡村发展的内生动力[21]。数据要素作为新型生产要素，融入农村生产、流通和管理服务等各环节，与劳动、资本、技术等传统生产要素结合，提高单一要素的配置效率和生产效率，实现农村地区价值倍增[22]。同时，数据要素的循环生产特性使得农村地区的数据集广度和深度不断提高，为后续电子商务持续赋能县域经济发展提供强劲动力。基于上述分析，本文提出假设2a。
H2a：电子商务发展通过释放市场潜力提升县域共同富裕水平。
第二，电子商务示范县建设通过优化区域就业结构提高县域共同富裕水平。就业是参与分配的前提条件，电子商务影响共同富裕分配更公平的主要渠道在于优化县域就业结构。首先，电子商务的就业创造能力较强，通过电子商务示范县建设促进产业链延伸，带动农副产品加工、电子支付、仓储物流、网络直播等新兴企业集聚，带动农村地区一二三产业融合发展，吸引大量剩余劳动力进入非农行业就业，促进当地劳动力资源的转化[5]。非农就业的增加提高了农民工资性收入，缩小城乡收入差距的同时优化家庭资产配置，提升家庭收入创造能力和增值能力。其次，电子商务的发展为当地创新创业提供动力，不仅帮助培养了本地人力资本，而且也吸引了外出务工人口的回流就业、创业[23]。农村电商的蓬勃发展激发农产品产—供—销一体化利益链条上各利益主体的创业热情，带动当地非农就业的同时促使发展机会均等化，有效缩小区域内居民收入差距[24]。同时，电子商务示范县建设有利于吸引高素质人才集聚，示范县政府积极对返乡大学生、中小企业主、退役军人等开展各类电商经营培训，提升电商人才储备质量的同时发挥人力资本的正外部性，拓宽农民就业渠道[20]。就业结构优化促进县域新兴产业的发展转化为居民收入的提高，特别是使脱贫后的低收入农村人口逐步转变为中等收入群体。基于上述分析，本文提出假设2b。
H2b：电子商务发展通过优化就业结构提升县域共同富裕水平。
前文提出了电子商务发展促进县域共同富裕的假说，但需要注意的是，中国县域之间的禀赋和政策实施有较大差别，示范县的政策效应也有所不同。研究影响政策效应的情境因素对于制定后续农村电商发展政策、提升县域共同富裕水平具有重要参考价值。
一方面，从区域禀赋视角出发，县域之间显著的人力资本禀赋差异影响对数字经济的吸收能力。首先，新兴技术的使用效果往往取决于使用者的受教育程度，电子商务要求农户具有较高的素质，不仅包括计算机、互联网的使用能力，也包括新型生产销售模式的管理能力[9]。部分县域缺少既懂电商又懂农业农村的复合型人才，由此带来交易障碍制约了农村电商的可持续发展[25]。其次，部分乡镇面临着由于人口结构性流失而导致的空心村困境，缺少具有较强学习能力的中青年人导致产业发展能力低下。电子商务作为一种新兴产业存在较高的准入门槛，在人力资本水平较弱的地区，农民对新生事物的接受能力和意愿更低[26]。因此，电子商务发展能够在多大程度上提升县域共同富裕水平受到地区人力资本禀赋的影响。
另一方面是基层治理能力的制约。以电子商务为代表的数字技术在激发无限潜能的同时也对基层政府的治理能力带来了新挑战，这意味着地方政府的治理能力制约数字经济的实际效果[27]。部分基层政府由于对新业态缺乏认知且制度建设能力较差，导致电商企业与基层政府之间未建立有效的沟通协商渠道，政府也难以提供有效的公共服务，滞后的治理能力与不断扩展的数字经济之间形成矛盾，导致电子商务发展受阻[28]。此外，基层政府的治理能力也深刻影响对中央政策的响应、执行和可持续发展，一些地区由于基层政府的治理缺位导致外来企业与本地村民之间利益联结机制缺失，淘宝村、电商镇等转瞬即逝，乡镇和村民仅仅只是产业发展的载体，而没有从产业发展中获益[29]。基于上述分析，本文提出以下假设。
H3a：人力资本禀赋较高的地区，电子商务发展对县域共同富裕的提升作用更大。
H3b：基层治理能力较强的地区，电子商务发展对县域共同富裕的提升作用更大。

2 指标体系构建、研究方法与数据来源

2.1 县域共同富裕水平评价指标体系

共同富裕内涵包括富裕和共享两个方面[2]，县域作为共同富裕的主战场有其自身发展特点，在发展和共享两个维度具有一定特性。首先，县域是农业经济和工业经济结合点，而大部分县域农业现代化水平较低且工业基础薄弱，县域经济发展缓慢。因此，推动县域发展首先需要打造高能级产业体系，全面增强县域发展动力，夯实县域共同富裕根基。其次，共同富裕的核心难题和重点是解决三大差距，分别是城乡差距、区域差距和群体差距，其中最主要的是在增加社会总体财富的同时提高中低收入群体的收入水平。最后，县域基础设施建设、公共服务提供等相对滞后，各类社会保障与人居环境亟待提升。因此，县域共同富裕共享性的实现有赖于基层治理能力的提升，体现为县域基本社会保障逐步完善和人居环境不断优化。基于此，本文参考现有相关研究[15-17]，立足于发展和共享两大内涵，结合县域自身特点，构建由经济实力、发展动力、收入分配和服务普惠4个要素层和25个指标层组成的县域共同富裕评价体系（表1）。
表1 县域共同富裕水平评价指标体系

Tab.1 Indicator system of common prosperity level at county level

目标层 基准层 要素层 指标层 计量单位 方向
共
同
富
裕
水
平		 富裕水平 经济实力 人均GDP 元/人 正
人均财政收入 元/人 正
人均农林牧渔总产值 元/人 正
产业结构层次系数 — 正
产业结构 — 正
金融机构年末贷款余额占GDP比重 % 正
发展动力 人均固定资产投资额 元/人 正
人均社会消费品零售额 元/人 正
农业科技企业数 个 正
农业机械化水平 kW/hm2 正
新注册企业数 个 正
电商企业数 个 正
共享水平 收入分配 人均GDP地区共享 元/人 正
人均可支配收入地区共享 元/人 正
城镇化率 % 正
城乡居民人均可支配收入比 % 负
城镇居民最低生活保障标准与人均可支配收入比 — 正
农村居民最低生活保障标准与人均可支配收入比 — 正
服务普惠 每万人拥有医疗卫生机构床位数 个/万人 正
每万人拥有医疗卫生机构床位数增长率 % 正
每万人拥有中小学在校学生数 人/万人 正
城乡居民最低生活保障标准 元/人 正
每万人社会福利收养性单位床位数 个/万人 负
单位GDP碳排放 万t/亿元 负
单位面积化肥使用量 kg/hm2 负
经济实力是实现共同富裕的物质基础，重点是促进县域产业转型升级，全面提升经济发展水平。据此，本文从发展水平和产业升级两个方面来衡量经济实力。其中，发展水平用人均GDP、人均财政收入和人均农林牧渔总产值表征，产业升级用产业结构层次系数、产业结构和金融机构年末贷款余额占GDP比重表征。
发展动力是县域共同富裕可持续发展的动力源泉，重点是释放县域投资和消费潜力，以及全面提升县域产业创新能力。其中，投资消费潜力用人均固定资产投资额和人均社会消费品零售额表征，产业创新能力用农业科技企业数、农业机械化水平、新注册企业数和县域电商企业数表征。
收入分配是县域共同富裕体现共享性的核心内容，其重点是在提高收入水平的基础上合理缩小区域间、城乡间和群体间的收入分配差距。据此，本文采用人均GDP与人均GDP均值之比和人均可支配收入与人均可支配收入均值之比来表征区域均衡，采用标志着人类文明发展程度的城镇化率和城乡居民人均可支配收入比来衡量城乡均衡，采用城镇居民最低生活保障标准与人均可支配收入比和农村居民最低生活保障标准与人均可支配收入比来表征群体均衡。
服务普惠是县域共同富裕共享水平的重要内容，集中体现为社会保障的完善和人居环境的改善。其中，社会保障采用每万人拥有医疗卫生机构床位数、每万人拥有医疗卫生机构床位数增长率、每万人拥有中小学在校学生数、城乡居民最低生活保障标准和每万人社会福利收养性单位床位数衡量，人居环境采用单位GDP碳排放和单位面积化肥使用量来衡量。

2.2 研究方法

2.2.1 投影寻踪模型

本文采用投影寻踪模型对县域共同富裕水平进行综合测度。投影寻踪是一种利用数值优化把高维数据投影到低维空间的分析方法，适用于处理高维度、非线性、非正态的数据，相较于传统方法能更加全面、客观反映事物的综合水平，因此被广泛使用[30]。

2.2.2 Dagum基尼系数

本文运用Dagum基尼系数对中国县域共同富裕区域差异进行测度和分解。Dagum基尼系数及其分解克服了泰尔指数和传统基尼系数的局限性，可以将总体区域差异分解为区域内差异、区域间差异和样本重叠引起的区域不平衡（超变密度），并可以考察上述3类差异贡献率的动态变化情况，更好地揭示区域差异的来源[15]。

2.2.3 多期DID模型

电子商务进农村综合示范县政策为本文采用双重差分法提供了一个良好的“准自然实验”。考虑到电子商务进农村综合示范县建设试点始于2014年且具有分期推进的特征，本文使用多期双重差分法实证检验电子商务发展对县域共同富裕的影响效应与影响机制。设定基准模型如式（1）所示：
C P i t = α 1 + α 2 E C i t + X i t δ + μ i + ν t + ε i t
式中：CPit表示i县在t年的共同富裕水平；核心解释变量ECit表示电子商务进农村综合示范县建设政策虚拟变量；Xit为一系列控制变量； μ i和νt分别表示县域和时间固定效应；εit为随机扰动项；α2是本文的核心估计参数。

2.2.4 中介效应模型

为了检验电子商务发展对县域共同富裕的影响机制，本文构建如下模型来检验市场潜力释放机制和就业结构优化机制的中介效应[31]：
M i t = β 1 + β 2 E C i t + X i t δ + μ i + ν t + ε i t
C P i t = ω 1 + ω 2 E C i t + ω 3 M i t + X i t δ + μ i + ν t + ε i t
式中：Mit为中介变量，包括市场潜力（Marit）和非农就业比重（Empit）；其他变量与式（1）保持一致。重点关注式（3）中估计系数ω2相对于式（1）中α2的大小显著性的变化。

2.2.5 空间DID模型

电子商务进农村综合示范县政策可能通过区域间联系对邻近区域产生影响，即政策实施可能存在空间溢出效应。因此，本文在传统DID模型中引入空间权重矩阵，采用空间DID模型检验电子商务发展的空间溢出效应[32]。
C P i t = α 1 + ρ W · C P i t + α 2 E C i t + θ W · E C i t + X i t δ + ϑ W · X i t + μ i + ν t + ε i t
式中：W为空间权重矩阵；α2为引入空间关系后电子商务示范县建设对县域共同富裕的净效应；ρ为空间自相关系数，表示电子商务示范县建设的间接效应或空间溢出效应；θ和ϑ分别为核心解释变量和控制变量空间交互项的弹性系数；其他变量与式（1）保持一致。

2.3 变量选取与数据来源

2.3.1 因变量

本文的被解释变量是县域共同富裕水平（CPit），具体测度指标和评价方法见前文。

2.3.2 解释变量

本文的核心解释变量是电子商务进农村综合示范县建设，使用政策虚拟变量（ECit）表示。设定规则为：若i县在第t年被确立为电子商务进农村综合示范县，则第t年及之后的年份ECit取值为1，否则为0。

2.3.3 控制变量

参考相关研究[7,10]，结合县域数据可获得性，控制了县域经济活力、储蓄水平、人口密度、产业发展基础和对外开放程度等，具体测度方式见表2。
表2 变量的定义与描述性统计

Tab.2 Variable definitions and descriptive statistics

变量类型 符号 变量定义 均值 标准差 最小值 最大值
因变量 CP 县域共同富裕水平，测度方式见前文 0.085 0.035 0.021 0.368
解释变量 EC 当某个县获批电子商务进农村综合示范县当年及之后，取1，否则取0 0.204 0.403 0.000 1.000
控制变量 Lit 平均夜间灯光亮度取对数 0.197 0.691 -3.969 1.783
Sav 居民储蓄存款余额占GDP比重 0.679 0.359 0.001 5.981
Den 万人/km2 0.025 0.024 0.001 0.216
Ind 规模以上工业总产值取对数 13.441 1.731 0.476 18.244
FDI 实际利用外资取对数 3.639 1.602 0.000 29.733

2.3.4 数据来源

本文研究对象为2008—2021年中国1663个县域（剔除数据严重缺失县域）。电子商务进农村综合示范县名单来自商务部网站，县域农业科技企业数、电商企业数、新注册企业数来源于天眼查和爱企查平台，碳排放数据来源于中国碳核算数据库，最低生活保障标准来源于民政部及各县（区、市）统计公报，夜间灯光数据来源于Wu等公布在Harvard Dataverse的数据集[33]，县委书记信息来源于中国政治精英数据库（CPED）[34]、择城网、百度百科和县政府网站，其余数据来自于相应年份《中国县域统计年鉴》、各县（区、市）统计公报和国泰安数据库。

3 结果分析

3.1 中国县域共同富裕水平时空格局

图1展示了2008、2014和2021年中国县域共同富裕水平的空间分布，可以发现，研究期间内中国县域共同富裕水平整体显著提升，但存在较大的空间分异。2008年东、中、西部和东北地区的县域共同富裕水平均值分别为0.061、0.046、0.047和0.057，整体呈现“东西高、中塌陷”的空间特征。究其原因，中部地区“富裕水平”显著低于其余地区，属于发展不充分主导的低水平状态。县域层面，昆山市以0.229的评价得分遥遥领先于其他县域，前10名中有5个县域位于长三角地区，初步形成长三角县域共同富裕先行区。到2021年，东、中、西部和东北地区的县域共同富裕水平均值分别提高至0.144、0.121、0.118和0.112，整体呈现“东部高、中部快、西部稳、东北滞后”的演变趋势。14年间中部地区经历了明显的增长，“富裕水平”和“共享水平”都实现倍增式提高。西部地区稳步提升，研究期内县域共同富裕水平实现翻番，主要原因是人口数量较少且资源基础较好，因而拥有较高的经济实力和发展动力。然而东北地区呈现出提升缓慢、逐渐落后的态势，“富裕水平”和“共享水平”的发展速度均显著低于其余三大板块。县域层面，2021年前10名县域中有6个位于长三角地区，形成长三角县域共同富裕高水平集聚区。中部地区以湖南长沙县、安徽肥西县、湖北宜都市等为代表，部分县域共同富裕水平提升显著，带动周边地区县域快速发展。西部地区的伊金霍洛旗、鄂托克旗等部分内蒙古自治区下辖旗（县）稳居前列，属于由较高人均富裕水平引领的高水平稳定状态。反观东北地区，大量县域共同富裕水平提升缓慢甚至出现等级倒退。
图1 2008、2014和2021年中国县域共同富裕水平空间分布

注：基于自然资源部标准地图服务网站下载的审图号为GS（2020）4619号的标准地图制作，底图无修改。

Fig.1 Spatial distribution of common prosperity level of Chinese counties in 2008，2014 and 2021

3.2 中国县域共同富裕水平区域差异

为进一步考察中国县域共同富裕的区域差异及来源，本文测度2008—2021年中国县域共同富裕Dagum基尼系数及其子群分解。首先，图2展示了中国总体及四大区域基尼系数演变趋势，可以发现，中国整体及四大区域县域共同富裕基尼系数呈波动下降趋势，表明空间非均衡性得到改善，2015年后整体区域差异快速缩小至0.116，研究期内全国基尼系数下降36.67%。通过比较四大地区可以发现，东部地区基尼系数下降速度较慢，2021年基尼系数为0.120，高于全国平均水平；西部和东北部基尼系数降幅显著，研究期内分别下降44.05%和52.28%；中部地区呈上升后下降的演变趋势，2021年基尼系数为0.084，处于较低水平。其次，结合图3分析中国县域共同富裕区域差异及其来源可知，区域间差异始终是中国县域共同富裕区域差异的主要来源，因此未来应着重缩小区域间县域共同富裕水平。研究期内区域间差异平均贡献率为42.09%，高于区域内差异和超变密度的32.69%和25.22%，区域内差异不断缩小，区域间差异有扩大之势。进一步分解区域间差异可以发现，四大板块各区域之间差异缩小幅度不等，呈明显梯度特征。中—西部、中—东北和西—东北的区域差异缩小最为显著，东—中部、东—西部和东—东北区域之间区域差异缩小相对缓慢，尤其是东—东北之间差异十分突出，2021年基尼系数为0.148，显著高于全国平均水平。东部地区县域共同富裕水平迅速提高，而东北地区缓慢提升、逐渐落后，因此二者之间的差距愈发扩大。
图2 2008—2021年中国总体及四大区域县域共同富裕水平的基尼系数演变趋势

Fig.2 Evolution of Gini coefficient of county common prosperity in China and four regions from 2008 to 2021

图3 2008—2021年中国县域共同富裕水平区域差异来源分解

Fig.3 Contribution of regional differences in county common prosperity in China from 2008 to 2021

3.3 电子商务发展对县域共同富裕的影响

3.3.1 基准回归结果

为检验农村电子商务发展对县域共同富裕的影响，本文对式（1）进行估计，结果见表3。列（1）为基础回归结果，列（2）和列（3）在列（1）的基础上加入了县域和年份固定效应，以及控制变量。结果显示，核心自变量EC的系数均在1%的水平下显著为正，表明电子商务进农村综合示范县建设显著提高了县域共同富裕水平，具体而言，成为电子商务示范县将促使地区共同富裕水平平均每年提高0.9%。
表3 基准回归结果

Tab.3 Baseline regression results

（1） （2） （3）
EC 0.021***（0.021） 0.014***（0.003） 0.009***（0.001）
Lit 0.025***（0.009）
Sav 0.012***（0.000）
Den 0.001***（0.000）
Ind 0.063*（0.004）
FDI -0.001（0.001）
Constant 10.130***（0.011） 10.034***（0.004） 10.323***（0.040）
县域固定效应 NO YES YES
年份固定效应 NO YES YES
观测值 23282 23282 23282
R2 0.089 0.924 0.981

注：括号内为县域层面聚类标准误，***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平下显著。表4~表7同。

3.3.2 稳健性检验

3.3.2.1 平行趋势检验

双重差分方法的有效性依赖于平行趋势假设的成立，即在政策实施之前处理组和对照组的共同富裕水平无显著差异。本文采用事件研究法进行平行趋势检验[18]，设定模型如式（5），其中k表示政策实施的第k年。为避免多重共线性的问题，本文借鉴Liu等的做法[35]，将政策实施前一年作为基期。
平行趋势检验的结果如图4所示，在实施电子商务进农村试点政策之前处理组和对照组没有显著差异，即满足平行趋势假设。而在政策实施一年后，电子商务发展明显促进了县域共同富裕水平提高，且政策效果随时间推移越来越强，说明电子商务发展的共同富裕效应具有可持续性。
图4 平行趋势检验

Fig.4 Parallel trend test results

3.3.2.2 安慰剂检验

使用双重差分模型的另一个担忧是所得结论可能是一种随机现象。因此，本文通过计算机随机选定与实际示范县数量相同的县域作为处理组，并随机设置处理组各县域示范政策起始时间，进行安慰剂检验[31]。将此过程重复500次，得到伪政策估计系数核密度和对应的P值绘制于图5。可以发现，安慰剂检验的估计系数主要集中于0附近，显著异于真实电子商务示范县政策冲击下的估计系数，且大部分估计结果不显著，进一步说明电子商务进农村综合示范县建设对县域共同富裕的积极效应不是由不可观测因素导致的，研究结论稳健。
图5 安慰剂检验

Fig.5 Placebo test results

3.3.2.3 其他稳健性检验

①倾向得分匹配双重差分法（PMS-DID）。示范县政策对县域共同富裕的因果效应可能受到样本自选择偏差的干扰，因此，本文进一步使用PSM-DID进行检验，并采用混合匹配和逐期匹配两种方法。结果见表4列（1）（2），核心自变量依然显著且估计系数为正。
表4 其他稳健性检验

Tab.4 Other robustness test results

（1） （2） （3） （4） （5）
EC 0.009***（0.002） 0.007***（0.002） 0.009***（0.001） 0.008***（0.003） 0.008***（0.004）
Constant 9.931***（0.001） 9.900***（0.001） 9.190***（0.001） 9.223***（0.003） 10.011***（0.000）
宽带乡村试点县政策 NO NO NO NO YES
信息进村入户试点政策 NO NO NO NO YES
控制变量 YES YES YES YES YES
县域固定效应 YES YES YES YES YES
年份固定效应 YES YES YES YES YES
观测值 23282 22831 19166 23282 23282
R2 0.983 0.984 0.972 0.974 0.971
②剔除县级市的干扰。县级市由于具有更好的信息基础设施，可能从政策中获益更多，使用这些样本可能对估计结果产生影响。因此，本文剔除县级市样本后再进行检验，结果见表4列（3），核心自变量系数方向与显著性未发生改变。
③排除潜在异常值。采用Winsorize方法对变量进行缩尾处理，结果见表4列（4），表明本文基准回归结果稳健。
④排除其他政策的干扰。在研究期内其他相关政策可能会对前述结论产生干扰，如“宽带乡村”试点县、“信息进村入户试点”政策等。因此本文进一步控制了这些试点政策虚拟变量，估计结果见表4列（5），电子商务示范县建设依然提高了县域共同富裕水平。

3.4 空间溢出效应检验

本文首先选取Moran′s I指数采用空间距离矩阵计算各年度县域共同富裕的空间自相关性，结果均在1%水平上显著为正，说明县域共同富裕在空间维度上呈现正相关 ① 。其次，似然比（LR）以及沃尔德（Wald）检验均显著，因此选用空间杜宾双重差分模型（SDM-DID）。借鉴张可云等的方法[36]，本文构建地理联系与经济联系综合空间权重矩阵，空间DID模型回归结果见表5。当考虑政策空间溢出效应时，直接效应、空间溢出效应和自变量空间滞后项的系数均显著为正，表明电子商务示范县建设不仅提高了自身范围内县域共同富裕水平，同时也促进了邻近地区县域共同富裕水平的提升，即电子商务示范县政策对县域共同富裕具有正向空间溢出效应。
表5 空间DID回归结果

Tab.5 Regression results of special DID

SDM-DID LR_Direct LR_Indirect LR_Total
ρ 0.802***
（0.001）
EC 0.003***
（0.002）
W·EC 0.014*** 0.011*** 2.416** 2.427***
（0.023） （0.001） （0.021） （0.004）
控制变量 YES YES YES YES
县域固定效应 YES YES YES YES
年份固定效应 YES YES YES YES
观测值 23282 23282 23282 23282
R2 0.390 0.390 0.390 0.390

3.5 异质性分析

①人力资本禀赋异质性。电子商务发展多大程度上能促进县域共同富裕受到地区人力资本禀赋的影响。鉴于数据可得性，本文从受教育水平和年龄结构两方面进行测度。使用《中国人口普查分县资料—2020》各县平均受教育水平（Edu）和地区劳动年龄人口比例（Lab）衡量人力资本禀赋。引入示范县政策变量与人力资本禀赋变量交互项，表6列（1）（2）结果显示 ② ，交互项均显著为正，说明人力资本禀赋越高的地区，电子商务发展对县域共同富裕的促进效应越显著，印证了人力资本水平在新技术应用、新产业发展中的重要推动作用。
表6 异质性分析

Tab.6 Heterogeneity test results

M1=Edu
（1）		 M2=Lab
（2）		 M1=Fis
（3）		 M2=Bur
（4）
EC 0.009*** 0.009*** 0.009*** 0.009***
（0.001） （0.012） （0.000） （0.003）
EC·M1 0.005*** 0.004***
（0.004） （0.001）
EC·M2 0.003** 0.002***
（0.002） （0.001）
Fis 0.004*
（0.010）
Bur 0.003*
（0.005）
Constant 5.122*** 7.980*** 10.001** 7.223***
（0.000） （0.000） （0.000） （0.013）
控制变量 YES YES YES YES
县域固定效应 YES YES YES YES
年份固定效应 YES YES YES YES
观测值 23282 23282 23282 23282
R2 0.840 0.834 0.923 0.910
②县域治理能力异质性。县域基层治理能力影响新技术在基层的学习和应用，以及创新政策的响应和执行。财政能力是政府治理能力的货币化表示，且受教育水平越高的主政官员被证明具有更强的治理能力[37]。因此，本文使用各县财政能力（Fis）和官员特征（Bur）进行测度：前者使用县域人均财政支出取对数衡量，后者当县委书记受教育水平为本科及以上时赋值为1，否则为0。引入示范县政策变量与县域治理能力变量交互项，表6列（3）（4）显示，交互项均显著为正，说明拥有更高基层治理能力的地区更能够从电子商务发展中获益。

3.6 电子商务发展对县域共同富裕的影响机制检验

在理论分析部分讨论了电子商务发展通过释放市场潜力和优化就业结构实现强发展和促共享，进而提升县域共同富裕水平。下面使用中介效应模型检验电子商务示范县建设促进县域共同富裕的市场潜力释放机制（Mar）和就业结构优化机制（Emp）是否成立。参考叶德珠等的研究[38]，市场潜力具体测算方法如式（5）所示，反映了县域可能获得的市场规模或其对其他市场的可达性。就业结构使用县域当年非农就业比重进行衡量。
M a r i t = ∑ s ≠ i Y s t d i s + Y i t d i i
式中：Marit代表市场潜力；Yit代表各县域GDP；dis代表i和s两县之间的距离；县域内部距离 d i i = 2 3 a i / π，其中ai代表县域面积。
作用机制检验结果见表7。列（1）是电子商务示范县政策效应的基准回归，列（2）（4）为电子商务发展对市场潜力和就业结构的回归结果，列（3）（5）在列（1）基准回归的基础上增加了中介变量。结果显示，县域市场潜力和非农就业比重的提高都有利于提升县域共同富裕水平，电子商务示范县建设显著提高了县域市场潜力和县域非农就业比重，并进一步推动县域共同富裕水平的提升。市场潜力释放和就业结构优化两个机制得以验证。
表7 作用机制检验

Tab.7 Mechanism test results

CP Mar CP Emp CP
（1） （2） （3） （4） （5）
EC 0.009***（0.001） 0.013***（0.002） 0.008***（0.012） 0.032***（0.012） 0.006***（0.003）
Mar 0.010***（0.001）
Emp 0.043**（0.000）
Constant 10.323***（0.040） 9.321***（0.000） 11.134***（0.002） 11.032***（0.011） 9.982***（0.004）
控制变量 YES YES YES YES YES
县域固定效应 YES YES YES YES YES
年份固定效应 YES YES YES YES YES
观测值 23282 23282 23282 11662 11662
R2 0.981 0.901 0.942 0.778 0.802

4 结论与建议

本文构建县域共同富裕评价指标体系，对中国2008—2021年1663个县域共同富裕水平进行测度，并借助电子商务进农村综合示范县政策作为准自然实验，采用多期DID和空间DID等方法探究电子商务发展对县域共同富裕的影响与作用机制，主要结论如下：①研究期内中国县域共同富裕水平整体显著提升，但呈现出“东部高、中部快、西部稳、东北滞后”的空间分异。②电子商务进农村综合示范县建设能显著提高县域共同富裕水平，且存在空间溢出效应，政策效果随时间推移而增强。③异质性分析发现，在人力资本水平更高、县域治理能力更强的地区，电子商务发展对县域共同富裕的促进效应更强。④机制分析表明，电子商务发展通过释放市场潜力和优化就业结构实现强发展和促共享，进而提升县域共同富裕水平。
以上研究结论对于实施电子商务进农村综合示范县政策、提高县域共同富裕水平以及促进乡村振兴具有一定的参考意义。据此，本文提出以下政策建议：
①继续大力推进农村电子商务发展，充分发挥电子商务示范县的辐射带动作用。一是要提高当地的数字基础设施水平，加快完善农产品信息平台、县域数据中心等配套服务设施的建设，为欠发达地区参与电子商务提供更强动力。二是试点地区应充分发挥对周边地区的辐射带动作用，加强与不同发展水平县域之间的互动合作，促进信息、技术、劳动力等要素的溢出，逐步缩小县域间电子商务发展差距以实现共同富裕。
②提升基层政府新业态治理能力，积极探索多元主体利益共享发展模式。一是加快在乡镇一级设置电商服务中心，积极促成政府部门与商家之间的对话机制，实现精准、便捷政企沟通服务。二是优化农村电商营商环境，完善电商信贷、质检、咨询等专业服务链条，促进外来企业与本地村民的融合共生，提高电子商务企业的本地根植性。三是创新基层电商经济治理模式，促进形成基层政府、行业协会、电商精英和广大村民积极参与的协调沟通机制，促进县域电子商务高质量可持续发展。
③完善数字教育、加强数字培训，不断提升县域劳动力数字素养。一是要鼓励乡镇青年接受数字职业教育，培养数字经济人才。二是针对乡镇居民、村民进行数字技能公共培训，通过开展新时代数字扫盲运动加速数字技能扩散，提高数字弱势群体的数字素养，促进数字时代共同富裕全民共建共享。

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