新型城鎮(zhèn)化對共同富裕的空間溢出效應

摘要：基于2005—2020年中國30個省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，采用熵權(quán)-TOPSIS模型測算了共同富裕指數(shù)與新型城鎮(zhèn)化指數(shù)，并利用空間杜賓模型揭示了新型城鎮(zhèn)化對共同富裕的空間溢出效應。結(jié)果表明，共同富裕呈現(xiàn)明顯的空間聚集特征；新型城鎮(zhèn)化水平的提升不僅可以推動本地區(qū)共同富裕進程，同時也會對臨近地區(qū)的共同富裕產(chǎn)生正向的溢出效應。為了實現(xiàn)共同富裕目標，必須進一步推進新型城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展，完善市場交易制度，深化區(qū)域合作，促進要素轉(zhuǎn)移，加強正向的空間溢出效應。

關鍵詞：新型城鎮(zhèn)化； 共同富裕； 空間溢出效應； 空間杜賓模型

中圖分類號：F299.21；F126" " " " "文獻標識碼：A

文章編號：0439-8114（2023）08-0251-07

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2023.08.039 開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

The spatial spillover effect of new urbanization on common prosperity

ZHANG Jie， BAO Xing-yan

（School of Public Administration， China University of Geosciences， Wuhan" 430074，China）

Abstract： Based on the panel data of 30 provinces （cities， autonomous regions） in China from 2005 to 2020， the entropy-weight TOPSIS model was used to calculate the common prosperity index and the new urbanization index， and the spatial Dubin model was used to reveal the spatial spillover effect of the new urbanization on common prosperity. The results showed that the common prosperity had obvious spatial aggregation characteristics； the improvement of the new urbanization level could not only promote the process of common prosperity in the region， but also have a positive spillover effect on the common prosperity of neighboring regions. In order to achieve the goal of common prosperity， it was necessary to further promote the high-quality development of new urbanization， improve the market transaction system， deepen regional cooperation， promote factor transfer， and strengthen the positive spatial spillover effect.

Key words： new urbanization； common prosperity； spatial spillover effect； spatial Dubin model

黨的二十大報告指出，中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化［1］，強調(diào)了在全面建成社會主義現(xiàn)代化強國，實現(xiàn)第二個百年奮斗目標的新征程中加強共同富裕建設的重要性。共同富?？梢詮摹案辉！焙汀肮蚕怼眱蓚€維度理解。首先“富?！笔枪餐辉５幕A特征，進入中國特色社會主義新時代，人民日益增長的美好生活需要表明富裕不僅是物質(zhì)生活富裕，而是基于物質(zhì)條件的精神文化、生態(tài)環(huán)境等多方面的全面富裕［2］。其次“共享”是共同富裕的本質(zhì)要求，在全面建成社會主義現(xiàn)代化強國的新征程中，共享并非部分地區(qū)或少數(shù)人群共享發(fā)展成果，而是基礎服務日益均等化，區(qū)域差異與城鄉(xiāng)差異逐步縮小，覆蓋全體人民的共享［3］。

新型城鎮(zhèn)化有別于傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化，新型城鎮(zhèn)化注重城鄉(xiāng)功能的差異性，強調(diào)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展［4］，并將人作為發(fā)展核心，通過合理配置公共資源，縮小區(qū)域差距與人群收入差距，強調(diào)全體人民的幸福感與獲得感［5］。新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略較好地回應了共同富裕的需求，對實現(xiàn)共同富裕意義重大。

學術界關于新型城鎮(zhèn)化推動共同富裕的成果頗豐，學者們認為新型城鎮(zhèn)化可以從增加就業(yè)機會、提升農(nóng)村居民收入水平［6］，保留農(nóng)村優(yōu)良傳統(tǒng)文化［7］，完善農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化城鎮(zhèn)空間布局［8］，推動基本公共服務均等化［9］，追求城鄉(xiāng)一體化、個性化發(fā)展［10］等方面滿足人民物質(zhì)生活、精神文化、生態(tài)環(huán)境需要，縮小城鄉(xiāng)差距和區(qū)域差距，從而推動共同富裕。上述結(jié)論多基于共同富裕和新型城鎮(zhèn)化的理論分析，但是對兩者之間的空間關系進行計量分析的研究較為缺乏。本研究借鑒評價共同富裕指標體系建設成果，選取了14個評價指標，在總體富裕和共享富裕兩個維度對中國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）的共同富裕指數(shù)進行了測算；同時從空間視角出發(fā)，運用空間計量模型揭示了中國新型城鎮(zhèn)化對共同富裕的空間溢出效應。

1 新型城鎮(zhèn)化對共同富裕的作用機理

任何事物之間都具有一定相關性，距離越近相關性越強，距離越遠，則相關性越弱［11］。鄰近地區(qū)通常具有相似的經(jīng)濟基礎、政治背景以及文化環(huán)境，因此基于相似的發(fā)展條件，鄰近區(qū)域的共同富裕進程則表現(xiàn)出趨同的特征。據(jù)此，本研究提出假設1。

假設1：共同富裕發(fā)展呈明顯的空間聚集態(tài)勢。

2021年《關于支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設共同富裕示范區(qū)的意見》指出共同富裕需要在人民勤勞奮斗、互幫互助的基礎上實現(xiàn)生活富裕富足、精神自信自強與環(huán)境宜居宜業(yè)等。新型城鎮(zhèn)化建設通過提高資源配置效率，拉動了經(jīng)濟增長，促進了消費，從而幫助人民實現(xiàn)了生活的富足［12］；通過提高城鄉(xiāng)之間的交流頻率，激發(fā)了城鄉(xiāng)活力，豐富了居民的文化生活，從而推進了文化自信自強；通過優(yōu)化以人為核心的城鎮(zhèn)空間布局，形成了綠色低碳、智慧安全、包容多元的城鄉(xiāng)發(fā)展格局，打造了宜居宜業(yè)的城市環(huán)境。據(jù)此，本研究提出假設2。

假設2：新型城鎮(zhèn)化水平的提升將推動共同富裕進程。

集聚與擴散理論指出，集聚可以實現(xiàn)資源聚集，產(chǎn)生空間的溢出效應與外部性；擴散則可以產(chǎn)生擴散效應，實現(xiàn)資源向周圍地區(qū)流動。新型城鎮(zhèn)化建設實現(xiàn)了人力、物力、財力的集聚，當集聚資源超出其自身承載力時，部分資源就會向周圍地區(qū)擴散，從而產(chǎn)生空間溢出效應。據(jù)此，本研究提出假設3。

假設3：新型城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的空間溢出效應會影響周邊相鄰地區(qū)的共同富裕進程。

2 變量選取與模型設定

2.1 變量選取

2.1.1 被解釋變量：共同富裕指數(shù) 共同富裕示范區(qū)于2021年正式落地浙江省，因此《浙江高質(zhì)量發(fā)展建設共同富裕示范區(qū)實施方案》（簡稱《實施方案》）對構(gòu)建衡量中國共同富裕水平的指標體系具有一定參考意義。在參考《實施方案》與相關文獻［13-15］的基礎上，本研究從總體富裕水平和共享富裕水平兩個維度來衡量中國的共同富裕水平?？傮w富裕水平用于表征全國人民的總體生活水平，它包括物質(zhì)生活富裕、精神文化富足和生態(tài)環(huán)境宜居。共享富裕水平則用于表征中國共同富裕進程中的差異性，主要包括區(qū)域差異與城鄉(xiāng)差異，差異越小，則表明共享富裕水平越高。具體如表1所示，包括5個一級指標、10個二級指標、14個三級指標。

2.1.2 核心解釋變量：新型城鎮(zhèn)化指數(shù) 隨著社會科技的進步，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率逐步提升，農(nóng)村剩余勞動力增多，大量農(nóng)村人口為提高家庭收入水平選擇向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，帶來了人口城鎮(zhèn)化［16］；農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口一方面促進了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，帶來經(jīng)濟城鎮(zhèn)化；另一方面推動了閑置土地資源有效利用，擴大了城鎮(zhèn)發(fā)展可利用的空間面積，帶來了空間城鎮(zhèn)化［17］。參考《2022年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點任務》和相關文獻［18，19］，本研究從3個維度構(gòu)建了衡量新型城鎮(zhèn)化指數(shù)的指標體系，分別是人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化以及空間城鎮(zhèn)化。其中人口城鎮(zhèn)化采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎乇硎?，?jīng)濟城鎮(zhèn)化采用地區(qū)人均生產(chǎn)總值表示，空間城鎮(zhèn)化則采用人均建成區(qū)面積表示。

2.1.3 控制變量 共同富裕指數(shù)是各方面因素綜合影響的結(jié)果，為避免遺漏變量導致的內(nèi)生性問題，本研究選取政府干預程度、外商投資水平、技術創(chuàng)新能力以及交通基礎設施作為控制變量。

1）政府干預程度。中央與地方政府的財政支持在推動各地區(qū)共同富裕進程中起重要作用，政府將資金投入到醫(yī)療、衛(wèi)生、教育等領域，有助于實現(xiàn)公共服務均等化［20］，從而對共同富裕水平產(chǎn)生影響。為衡量政府干預程度，采用一般公共預算支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示。

2）外商投資水平。外商投資給地區(qū)發(fā)展帶來多元資金支持，從而影響地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平等。借鑒王雪瑩等［21］的方法，采用外商投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）的比重來衡量外商投資水平，其中外商投資額根據(jù)每年的中美匯率換算成人民幣。

3）技術創(chuàng)新能力。增加創(chuàng)新投入、完善創(chuàng)新政策都會增強地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展活力，從而推動共同富裕進程。為衡量技術創(chuàng)新能力，采用研究與試驗發(fā)展（Ramp;D）人員全時當量來表示。

4）交通基礎設施。交通基礎設施的建設一方面提高了要素流動效率，擴大了市場范圍；另一方面，縮小了城鄉(xiāng)之間的距離，強化了農(nóng)村與城市之間的聯(lián)系，推動城鄉(xiāng)融合一體化。為衡量交通基礎設施水平，本研究采用公共汽車、電車運營數(shù)進行衡量。

2.2 模型設定

2.2.1 熵權(quán)-TOPSIS 為得到客觀的評價結(jié)果，本研究采用熵權(quán)-TOPSIS綜合評價法對共同富裕指數(shù)與新型城鎮(zhèn)化指數(shù)進行測算，借鑒柳夢琪等［22］的方法，具體步驟如下。

由式（10）可知，Ci的取值范圍是［0，1］，越接近1說明該省份的共同富裕指數(shù)與新型城鎮(zhèn)化指數(shù)越高，反之越接近0，則說明該省份的共同富裕指數(shù)與新型城鎮(zhèn)化指數(shù)越低。

2.2.2 空間自相關檢驗 莫蘭指數(shù)是常用的空間自相關指標，主要用于研究一定范圍內(nèi)研究實體之間是否存在相關關系。莫蘭指數(shù)分為全局莫蘭指數(shù)（Global Moran’s I）和局部莫蘭指數(shù)（Local Moran’s I）。全局莫蘭指數(shù)主要用于衡量數(shù)據(jù)之間是否存在全局空間相關性或是否存在異常值，局部莫蘭指數(shù)則可以測算出異常值具體出現(xiàn)的位置，計算公式如下。

2.3 數(shù)據(jù)來源與說明

本研究數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》等?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，對2005—2020年中國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）（除西藏與港澳臺外）的共同富裕指數(shù)和新型城鎮(zhèn)化指數(shù)進行測算。為減少方差對結(jié)果的影響，對變量進行取對數(shù)處理，變量說明與描述性統(tǒng)計如表2、表3所示。

3 實證分析

3.1 各省份共同富裕水平分析

本研究基于熵權(quán)-TOPSIS綜合評價法測算得出各個省份的共同富裕指數(shù)，并用各省指數(shù)的平均值來代表中國共同富裕發(fā)展的總體水平，具體如圖1所示。2005—2020年，中國共同富裕水平總體呈現(xiàn)出快速增長態(tài)勢，從2005年的0.167增長至2020年的0.338，但總體水平偏低，說明中國在新的發(fā)展階段，仍需重點關注如何提升共同富裕水平。基于2005—2020年對30個?。ㄊ?、自治區(qū)）共同富裕指數(shù)的測算，上海市、北京市、浙江省、天津市、江蘇省的共同富裕水平相對較高，廣西壯族自治區(qū)、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省的共同富裕水平相對較低。根據(jù)不同的地理位置，本研究將30個?。ㄊ?、自治區(qū)）劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)與西部地區(qū)，具體如表4所示。東部地區(qū)靠近沿海，對外開放程度較高，具有一定經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢，因此東部地區(qū)的共同富裕水平高于中部與西部地區(qū)；西部地區(qū)位于內(nèi)陸，地理位置欠佳，因此西部地區(qū)的共同富裕水平相較于東部與中部地區(qū)偏低，總體呈東高西低的發(fā)展態(tài)勢。

3.2 共同富裕水平空間相關性分析

3.2.1 全局空間自相關分析 空間相關性檢驗是采用空間計量模型的前提，通過空間相關性檢驗才可以繼續(xù)進行空間計量分析，因此本研究采用Moran’s I檢驗對30個?。ㄊ?、自治區(qū)）的共同富裕指數(shù)進行空間自相關檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。全局Moran’s I的值均為正數(shù)，且P小于0.001，說明共同富裕發(fā)展表現(xiàn)出明顯的空間聚集態(tài)勢，這也驗證了假設1。

3.2.2 局部空間自相關分析 為進一步探析共同富裕發(fā)展的空間聚集情況，本研究選取了2005、2020年的共同富裕指數(shù)繪制Moran’s I散點圖，具體如圖2、圖3所示?？梢钥闯?，北京、上海、天津、江蘇、浙江這些屬于東部地區(qū)的?。ㄊ校┮恢睂儆凇案?高”類型，說明其自身共同富裕水平較高，并且對周圍?。ㄊ校┚哂休^強的帶動作用，是高水平共同富裕的集聚中心。河北、安徽、江西、海南這些省份則一直屬于“低-高”類型，說明其自身共同富裕水平較低，而周圍省份的共同富裕水平較高。大部分中西部地區(qū)則屬于“低-低”類型，說明這些省份及相鄰省份的共同富裕水平整體偏低，出現(xiàn)低水平聚集區(qū)域。30個省（市、自治區(qū)）中，福建省和廣東省實現(xiàn)了類型的轉(zhuǎn)變，福建省從“低-高”轉(zhuǎn)變?yōu)椤案?高”類型，說明福建省周圍共同富裕水平偏高的省份對其發(fā)展產(chǎn)生了正向的溢出效應；廣東省則從“低-低”轉(zhuǎn)變?yōu)椤案?低”聚集，說明2005—2020年廣東省注重自身建設，加大經(jīng)濟發(fā)展力度，使得其共同富裕水平提升。

3.3 新型城鎮(zhèn)化影響共同富裕的空間計量分析

Moran’s I檢驗結(jié)果說明共同富裕具有空間自相關性，可以進行空間計量分析?；贚M檢驗、LR檢驗、Wald檢驗以及Hausman檢驗結(jié)果，本研究選擇固定效應的空間杜賓模型。通過對時間固定效應、個體固定效應以及雙固定效應進行比較，雙固定效應的擬合優(yōu)度高于其余兩者，因此本研究采用雙固定效應的空間杜賓模型，結(jié)果如表6所示。

新型城鎮(zhèn)化是研究的核心解釋變量，根據(jù)空間杜賓模型回歸結(jié)果可知，新型城鎮(zhèn)化對共同富裕具有正向的直接效應，表明中國新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展能夠加快共同富裕的建設進程，驗證了本研究提出的假設2。新型城鎮(zhèn)化建設過程中一方面農(nóng)村人口向城市流動，城市就業(yè)機會更多，農(nóng)村人口的收入水平提升，因此城鄉(xiāng)居民收入差距逐漸縮小，推動了共享富裕發(fā)展；另一方面，農(nóng)村人口向城市聚集，城市空間擴大，城市發(fā)展擁有更加豐富的人力、土地資源，有利于提升區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平，進而加快總體富裕進程。同時，新型城鎮(zhèn)化的間接效應也為正，表明本地區(qū)的共同富裕進程不僅受到當?shù)匦滦统擎?zhèn)化建設的影響，還會受到相鄰地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響，這也驗證了本研究提出的假設3。究其原因，資源在區(qū)域間是流動的，本地區(qū)在承接鄰近區(qū)域的優(yōu)質(zhì)流動資源方面具有地理優(yōu)勢，因此，相鄰地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化對當?shù)氐墓餐辉a(chǎn)生一定影響作用。

根據(jù)控制變量的空間計量結(jié)果，政府干預程度的直接效應顯著為負，即當政府過度干預時，并不利于地區(qū)共同富裕水平的提升。由此可知，政府干預程度對共同富裕的發(fā)展具有一個區(qū)間值，政府的適當干預有利于資源的合理配置，促進共同富裕，反之則不然。外商投資水平的直接效應顯著為正，說明外商投資有利于地區(qū)資金積累，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，為該地區(qū)發(fā)展帶來更多機會，從而提升地區(qū)的經(jīng)濟實力，推進共同富裕。技術創(chuàng)新能力的直接效應顯著為正，創(chuàng)新能力越強的地區(qū)創(chuàng)新成果也就越豐富，技術創(chuàng)新能夠較大程度上提升地區(qū)的生產(chǎn)效率，從而對該地區(qū)的共同富裕水平產(chǎn)生正向影響。但技術創(chuàng)新能力的間接效應為負，說明相鄰地區(qū)的技術創(chuàng)新能力的提升，并不能為本地區(qū)的共同富裕帶來積極作用，究其原因可能是地區(qū)之間競爭激烈，技術創(chuàng)新成果共享存在壁壘，并且技術創(chuàng)新能力較強、創(chuàng)新氛圍良好的相鄰地區(qū)，可能會吸引當?shù)氐募夹g工作人員向相鄰地區(qū)流動。交通基礎設施對共同富裕的直接效應顯著為正，交通基礎設施網(wǎng)絡化，一方面有利于城鄉(xiāng)居民之間的流動，縮小城鄉(xiāng)差距；另一方面有利于提升市場交易效率，推動經(jīng)濟發(fā)展，進而對共同富裕產(chǎn)生積極的影響作用。

4 小結(jié)與政策建議

4.1 小結(jié)

本研究采用空間杜賓模型揭示新型城鎮(zhèn)化與共同富裕之間的空間計量關系。研究結(jié)果顯示，雖然中國的共同富裕水平呈逐年上升趨勢，但是總體水平仍然偏低且地區(qū)之間共同富裕水平差異明顯，空間上呈現(xiàn)出東高西低的特征，并且新型城鎮(zhèn)化建設能夠明顯提高共同富裕水平。

從空間自相關性來看，共同富裕發(fā)展表現(xiàn)出明顯的空間聚集態(tài)勢。北京、上海、天津、江蘇、浙江屬于“高-高”聚集類型，而大部分中西部地區(qū)則屬于“低-低”類型，說明東部地區(qū)共同富裕水平相對較高，且對周圍地區(qū)產(chǎn)生輻射帶動作用，成為高水平聚集中心；中西部地區(qū)共同富裕水平較低，出現(xiàn)低水平聚集區(qū)域。

從直接效應來看，新型城鎮(zhèn)化建設能夠從人口結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、空間結(jié)構(gòu)等多個方面對共同富裕水平產(chǎn)生正向影響。一是人口結(jié)構(gòu)方面，人口不斷向城鎮(zhèn)集聚，提高了城鎮(zhèn)人口占比，加強了城鄉(xiāng)之間的溝通和聯(lián)系；二是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)方面，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，提升了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量；三是空間結(jié)構(gòu)方面，農(nóng)村閑置土地資源增加，城鎮(zhèn)規(guī)模擴大，城鎮(zhèn)布局優(yōu)化。因此，新型城鎮(zhèn)化建設能夠提升共同富裕水平。此外，研究結(jié)果顯示，政府過度干預，并不利于地區(qū)共同富裕水平的提升；外商投資水平、技術創(chuàng)新能力、交通基礎設施則對共同富裕具有正向的影響作用。

從間接效應來看，新型城鎮(zhèn)化建設能夠提升相鄰地區(qū)的共同富裕水平。一方面，相鄰地區(qū)具有相似的發(fā)展環(huán)境，鄰近地區(qū)的先進經(jīng)驗可復制性更高；另一方面，相鄰地區(qū)具有一定的地理優(yōu)勢，要素在相鄰地區(qū)間的流轉(zhuǎn)速度更快，從而推進相鄰地區(qū)共同富裕。此外，研究結(jié)果顯示，政府的干預程度和技術創(chuàng)新能力都對鄰近地區(qū)的共同富裕水平具有負向影響，外商投資水平和交通基礎設施則有利于鄰近地區(qū)共同富裕的發(fā)展。

4.2 政策建議

4.2.1 深化區(qū)域聯(lián)動機制，發(fā)揮“頭雁效應”，提升帶富能力 中國的共同富裕不是同步富裕、同等富裕，是允許一部分人、一部分地區(qū)先富起來，先富帶動后富。根據(jù)上述結(jié)論，中國的共同富裕具有顯著的空間聚集態(tài)勢，因此推進共同富裕發(fā)展應當著眼于區(qū)域間的聯(lián)動。一方面，先富地區(qū)應當發(fā)揮“頭雁效應”，總結(jié)自身在探索共同富裕過程中的經(jīng)驗教訓，并同后富地區(qū)分享；后富地區(qū)則應正視自身在發(fā)展過程中存在的問題，與先富地區(qū)密切交流，尋找解決方案。另一方面，應當建立先富地區(qū)對后富地區(qū)的精準化幫扶機制，深入開展對口支援，將幫扶成效作為對地區(qū)發(fā)展的考核依據(jù)，將先富帶動后富落在實處。

4.2.2 推進新型城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展，助力總體富裕，實現(xiàn)共享富裕 為實現(xiàn)總體富裕，新型城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展，首先要堅持以人為核心，在尊重個人意愿的基礎上，有序推進農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化，打破城鄉(xiāng)戶籍壁壘，完善社會保障體系，讓農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口在醫(yī)療、教育等方面享受同等待遇，逐步實現(xiàn)公共服務均等化；其次，要以創(chuàng)新發(fā)展為驅(qū)動，加大對科技創(chuàng)新的政策支持力度，培養(yǎng)創(chuàng)新性人才，提升自主創(chuàng)新能力，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，促進城鎮(zhèn)經(jīng)濟的高效增長；最后要以綠色發(fā)展為底色，合理規(guī)劃城鎮(zhèn)空間布局，嚴守耕地紅線，集約化、精細化管理土地資源，提高土地利用效率，優(yōu)化城鄉(xiāng)人居環(huán)境。

為實現(xiàn)共享富裕，新型城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展，一方面要堅持區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，貫徹協(xié)同發(fā)展理念，深化區(qū)域間產(chǎn)業(yè)協(xié)作，加強區(qū)域人才培養(yǎng)與交流，從而縮小區(qū)域差異；另一方面堅持城鄉(xiāng)融合發(fā)展，共享發(fā)展成果，推動城鎮(zhèn)公共服務與基礎設施向農(nóng)村地區(qū)覆蓋，充分發(fā)揮周圍中心城市對農(nóng)村地區(qū)的輻射帶動作用，發(fā)展新興農(nóng)業(yè)，推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程，提升農(nóng)民收入水平，從而縮小城鄉(xiāng)差距。

4.2.3 完善市場交易制度，促進要素轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)正向溢出 由于新型城鎮(zhèn)化對周邊地區(qū)的共同富裕具有空間溢出效應，因此新型城鎮(zhèn)化建設要在完善市場交易制度的基礎上，構(gòu)建要素交易平臺，通過市場的力量高效配置人口、土地等傳統(tǒng)資源要素以及人才、科技、信息、制度等新興要素，實現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化水平較高地區(qū)的要素向周邊地區(qū)轉(zhuǎn)移，在更大區(qū)域空間范圍內(nèi)實現(xiàn)結(jié)構(gòu)性優(yōu)化和功能性提升，最終形成共同富裕的空間格局。

4.3 不足與展望

本研究運用空間計量模型，分析了新型城鎮(zhèn)化對共同富裕的空間溢出效應，對以往研究做出了有益補充。然而數(shù)據(jù)收集過程中，部分省份某些年份的數(shù)據(jù)存在少量缺失，在研究中采用年平均增長率方法對其進行了補全，因此在評價精度上有待提高。未來需要提高數(shù)據(jù)挖掘能力，并綜合運用多種研究方法對研究結(jié)論進行全方位驗證。

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收稿日期：2023-05-08

基金項目：國家社會科學基金青年項目（21CSH010）

作者簡介：張 節(jié)（1976-），女，湖北應城人，副教授，博士，主要從事政府管理創(chuàng)新研究，（電話）13971130150（電子信箱）920945937@qq.com；通信作者，包興艷（1998-），女，四川成都人，在讀碩士研究生，研究方向為政府管理創(chuàng)新，（電話）18328695760（電子信箱）1454375251@qq.com。