中國共同富裕水平測度、動態(tài)演進與空間溢出效應

田艷麗，傅德印，2

（1.蘭州財經大學 統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學學院，蘭州 730020；2.中國勞動關系學院 經濟管理學院，北京 100080）

0 引言

黨的二十大報告指出，共同富裕是中國特色社會主義的本質要求。共同體現(xiàn)了生產關系，富裕代表了生產力，共同富裕是先進生產力與生產關系的有機統(tǒng)一。共同富裕是一個全社會總體概念，不區(qū)分城鄉(xiāng)和區(qū)域。但是，共同富裕不是平均主義，也不是全體人民同步達到富裕標準，不同人群實現(xiàn)富裕的程度有高有低，時間上有早有晚。共同富裕的目標、實現(xiàn)程度和實現(xiàn)路徑決定了實現(xiàn)共同富裕是一個長期、艱巨和復雜的歷史過程。因此，明晰共同富裕的內涵，合理測度共同富裕及其演化特征，分析各地區(qū)推動共同富裕的現(xiàn)實基礎和存在的短板，對于因地施策提高全體人民共同富裕水平具有重要意義。

關于共同富裕的研究雖然取得了一定成果[1—11]，但是，由于學術界對共同富裕的內涵界定存在差異，指標體系的構建表現(xiàn)出“小而不全”或“大而不實”的問題，且關于共同富裕效應分析的研究尚有探索空間?；诖耍疚脑谏钊敕治龉餐辉群幕A上，全面探討共同富裕的測度、動態(tài)演進及空間溢出效應等內容，以期豐富共同富裕的相關研究，可能的邊際貢獻為：第一，以經濟和社會民生領域為基礎，關注政治、文化和生態(tài)環(huán)境領域，提出了圍繞發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性的指標體系，不僅涵蓋了物質方面的內容，在一定程度上還反映了民眾的主觀感受。第二，基于共同富裕的測度值，采用Dagum基尼系數(shù)及核密度估計等方法，從靜態(tài)和動態(tài)兩個方面探究共同富裕水平的空間演化特征，兩者相互驗證、相互補充，確保計算結果客觀、真實、可靠。第三，區(qū)別于以往文獻，本文基于空間經濟學視角，考慮了共同富裕水平的空間非均衡性這一重要特征，利用空間杜賓模型檢驗空間溢出效應，有效識別影響共同富裕水平的重要因素，為合理規(guī)劃共同富裕路徑提供參考。

1 共同富裕評價指標體系構建

本文基于共同富裕的深刻內涵，從實現(xiàn)共同富裕的條件、過程和結果入手，綜合考慮指標代表性、指標普適性、數(shù)據(jù)可得性等多個方面的因素，從發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性三個維度深入探究共同富裕問題。首先，就發(fā)展性而言，區(qū)別于既有文獻，本文選取富裕度與共同度兩個二級指標，通過居民人均可支配收入等6個三級指標對發(fā)展性進行全面測度。其次，就共享性而言，共享性關注的是基本公共服務均等化問題，在富裕基礎上實現(xiàn)共享，意味著全體人民平等地共享醫(yī)療、教育等公共服務，本文選取文化教育、醫(yī)療健康、基礎設施、信息化水平和社會保障作為度量共享性的二級指標，選擇平均受教育年限等9個三級指標對共享性進行具體測度，力求在既往研究的基礎上，更加全面地刻畫共享性程度。最后，就可持續(xù)性而言，由于創(chuàng)新是驅動發(fā)展的第一動力，共同富裕需要科技創(chuàng)新支撐，綠水青山就是金山銀山，現(xiàn)階段的共同富裕也包含了低碳背景下的“生態(tài)”“綠色”，在高質量發(fā)展中促進共同富裕，體現(xiàn)量的合理增長和質的有效提升。因此，參考既往文獻，本文以科技創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境和發(fā)展質量作為二級指標，選取R&D投入強度等6個三級指標對共同富裕水平中的可持續(xù)性進行衡量。

基于下頁表1的指標體系，本文采用全局熵值法測算共同富裕水平，選取2011—2021年中國30個省份（不包括西藏和港澳臺）的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本。全局熵值法保留了熵值法客觀賦權的優(yōu)勢，剔除了人為因素的干擾，客觀評價了各個指標在指標體系中的作用，最終得到各省份和三大地區(qū)①東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。的共同富裕水平，記為cp。

表1 共同富裕評價指標體系

2 共同富裕水平測度結果分析

2.1 總體變動分析

從全國層面來看，圖1（a）顯示，共同富裕水平從樣本初期的0.2390逐漸上升至末期的0.4228，年均增長5.32%，表明我國共同富裕工作已取得明顯進展，共同富裕水平得到有效提升。

圖1 2011—2021年共同富裕水平的時空演變過程

從三大地區(qū)來看，共同富裕水平呈現(xiàn)“東高西低”的空間分布格局。圖1（b）顯示，東部地區(qū)共同富裕水平平穩(wěn)上升，顯著高于中西部地區(qū)；中部和西部地區(qū)共同富裕水平較為接近，中部地區(qū)略高于西部地區(qū)。從演化趨勢來看，2011—2021 年三大地區(qū)共同富裕水平逐步上升，演變過程基本一致，西部地區(qū)共同富裕水平年均增長率（6.23%）高于中部地區(qū)（5.80%），也高于東部地區(qū)（4.32%）。

從省域層面來看，圖1（c）顯示，30個省份2021年的共同富裕水平介于0.3～0.6，均值為0.4245，其中有17個省份低于全國平均水平。江蘇排名第一，得分為0.5773，是得分最低的甘肅的1.88倍，表明省際發(fā)展不平衡現(xiàn)象依然較為突出。從增速來看，貴州（10.90%）、甘肅（9.63%）、云南（7.50%）等西部地區(qū)省份的共同富裕水平年均增速較快，進步顯著。

2.2 區(qū)域差異分析

Dagum（1997）[12]提出按子群分解基尼系數(shù)，既能分析區(qū)域差異的主要來源，又能反映樣本間的交叉重疊問題及子樣本的分布情況。本文利用Dagum 基尼系數(shù)及其分解測算共同富裕水平的區(qū)域差異，結果如表2和下頁表3所示。

表2 三大地區(qū)共同富裕水平的基尼系數(shù)

表3 共同富裕水平區(qū)域差異的來源分解

由表2可知，中國共同富裕水平總體差異仍然比較突出，但2011—2021 年，差異在逐步縮小，總體基尼系數(shù)從2011 年的0.1572 下降到2021 年的0.0860，降幅為5.63%，僅在2017 年出現(xiàn)了小幅上升，反映出我國區(qū)域協(xié)調發(fā)展取得顯著成效。

從三大地區(qū)內部來看，東部地區(qū)和中部地區(qū)基尼系數(shù)整體呈持續(xù)下降趨勢，西部地區(qū)基尼系數(shù)呈波動下降趨勢。三大地區(qū)內部差異從高到低依次為西部地區(qū)、東部地區(qū)和中部地區(qū)。

從區(qū)域間基尼系數(shù)來看，東部-中部、東部-西部和中部-西部的基尼系數(shù)均在波動中下降，相較而言，東部-西部降幅（9.85%）最大，中部-西部降幅（6.4%）最小。從均值來看，東部-西部基尼系數(shù)＞東部-中部基尼系數(shù)＞中部-西部基尼系數(shù)。

由表3 可知，樣本期內區(qū)域間差異均值為0.0715，貢獻率超過三分之二，占比較大，說明我國共同富裕水平的空間差異主要來源于區(qū)域間差異；區(qū)域內差異均值為0.0246，貢獻率均值為23.09%，說明區(qū)域內差異仍占有一定的比例，不容小覷。超變密度衡量了不同區(qū)域間的差異交叉程度，超變密度貢獻率均值僅為9.91%，說明區(qū)域間差異和區(qū)域內差異的交叉程度較低，這是因為將30 個省份分為三大地區(qū)后，同一地區(qū)內省份在地理位置、自然資源稟賦、經濟發(fā)展基礎等方面存在相似性，區(qū)域內差異相對較小，區(qū)域內差異變動趨勢平穩(wěn)。

2.3 動態(tài)演進分析

本文通過繪制三維動態(tài)核密度圖，形象地展示共同富裕水平絕對差異的演變過程。從圖2 可以看出：第一，全國總體、東部、中部及西部地區(qū)共同富裕水平的分布重心不斷向右移動，說明各省份的共同富裕水平呈現(xiàn)不斷上升的趨勢。第二，全國整體共同富裕水平分布表現(xiàn)出右拖尾現(xiàn)象，表示存在共同富裕水平很高的省份。東部和中部地區(qū)的分布曲線均不存在明顯的拖尾現(xiàn)象，表明東部和中部地區(qū)共同富裕水平較為均衡，不存在共同富裕水平極高或極低的情況。西部地區(qū)的分布曲線出現(xiàn)輕微的右拖尾現(xiàn)象，反映出西部地區(qū)在內部共同富裕水平整體偏低的情況下，個別省份的共同富裕水平遠高于其他西部地區(qū)省份。第三，全國整體共同富裕水平在樣本期內存在雙峰，說明這段時期中國各省份共同富裕水平差異較大，存在極化趨勢；東部和中部地區(qū)只存在一個單峰，而且并不陡峭，反映了東部和中部地區(qū)內部共同富裕水平差異較小，這也與上文基尼系數(shù)計算結果一致；西部地區(qū)在個別年份出現(xiàn)雙峰，且主峰寬度較大，表明西部地區(qū)內部差異較大。

圖2 共同富裕水平的動態(tài)演進

3 共同富裕水平的空間溢出效應

上述測算結果展示了2011年以來中國共同富裕水平的發(fā)展變化情況，為了進一步探討實現(xiàn)共同富裕的合理路徑，還須深入研究其影響因素。基于此，本文通過構建空間計量模型，實證檢驗相關經濟社會因素對共同富裕水平的影響。

3.1 模型設定

本文的基礎模型為空間杜賓模型（SDM），如式（1）所示：

其中，cpit為共同富裕水平，ρ為因變量的空間滯后項系數(shù)，βk為第k個自變量的待估系數(shù)，λk為第k個自變量的空間滯后項系數(shù)，Wij為空間權重，xit，k表示i省份t時期的第k個自變量，φi為省份固定效應，vt為時間固定效應，εit為隨機誤差項。本文通過構建地理鄰接權重矩陣反映空間相關性。

3.2 影響因素

影響共同富裕的因素主要包括經濟性因素和社會性因素兩大類。

第一類：經濟性因素。經濟增長是實現(xiàn)共同富裕的重要前提，經濟發(fā)展水平的高低直接影響區(qū)域間共同富裕水平的差異大小，但其影響效應存在不確定性。一方面，我國經濟發(fā)展水平存在區(qū)域差異，當資源配置傾向于“效率”優(yōu)先時，由于資源稟賦、政策差異等多種原因，地區(qū)間經濟發(fā)展水平不均衡現(xiàn)象較為嚴重；而當資源配置更傾向于“公平”優(yōu)先時，雖然可以縮小不同地區(qū)間的經濟發(fā)展水平差距，但易造成經濟效率損失從而誘發(fā)經濟增速回落。因此，宏觀經濟增長和共同富裕之間可能存在反向變化關系。另一方面，如果欠發(fā)達地區(qū)和農村地區(qū)善用后發(fā)優(yōu)勢和政策優(yōu)勢，獲得了較好的經濟發(fā)展機會，那么他們由于基數(shù)小、負擔輕，經濟增長效應會更加明顯，有利于提高共同富裕水平，從而形成正相關關系。綜合來看，在不同地區(qū)、不同發(fā)展階段，宏觀經濟增長對共同富裕水平可能產生不同影響。

除了經濟總量外，經濟結構的變化也可能會對共同富裕水平產生影響。邢成舉等（2021）[13]認為不斷推進產業(yè)結構升級是實現(xiàn)共同富裕的重要途徑。張凱等（2023）[14]認為隨著產業(yè)結構不斷升級，勞動力逐步向勞動生產率增速較低的第三產業(yè)轉移將引起經濟增長放緩，最終導致共同富裕水平的增速下降。此外，政府在經濟發(fā)展中扮演重要角色，轉移支付是實現(xiàn)收入再分配的重要手段。因此，社會保障水平、政府行為等因素也會對不同地區(qū)的共同富裕水平產生影響。

第二類：社會性因素。城鎮(zhèn)化是中國經濟實現(xiàn)增長奇跡的重要引擎，也是影響共同富裕的重要因素。萬廣華等（2022）[15]發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化不僅具有分配效應，有助于消除城鄉(xiāng)差異、解決“三農”問題，還具有增長效應，能夠優(yōu)化現(xiàn)有資源配置，促進消費，進而拉動經濟增長，實現(xiàn)經濟增長的“魚”和收入分配改善的“熊掌”兼得。孫學濤等（2022）[16]從人口城鎮(zhèn)化、經濟城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化三個方面量化新型城鎮(zhèn)化，認為新型城鎮(zhèn)化不僅能對共同富裕產生直接影響，而且可通過農民收入和公共服務對共同富裕產生間接促進作用，證實了新型城鎮(zhèn)化和共同富裕之間存在空間相關性。沈實和楊宏（2023）[17]發(fā)現(xiàn)，在人力資本積累和產業(yè)結構升級的不同門檻約束下，新型城鎮(zhèn)化對處于不同分位點的共同富裕的影響存在差異。

除城鎮(zhèn)化因素之外，醫(yī)療衛(wèi)生等基本公共服務和基礎設施水平也是影響共同富裕的重要因素。比如，基本公共服務均等化水平的提升既可以為欠發(fā)達地區(qū)提供契機從而縮小差距，也可以進一步提高發(fā)達地區(qū)經濟要素配置效率從而促進共同富裕；教育的發(fā)展也存在類似的作用機制，既可能豐富欠發(fā)達地區(qū)的人力資本支出以降低收入差距及代際不平等程度，也可能加大城鄉(xiāng)、區(qū)域間人力資本水平的差距從而擴大收入差距。

通過上述分析可知，不少經濟社會因素都會對共同富裕產生影響，且部分因素的作用機制和效果還存在不確定性。因此，有必要通過實證分析研究相關因素對共同富裕的實際影響效應。本文選取5個方面的經濟社會因素，定量分析這些因素對共同富裕產生的影響。具體如下：

（1）使用不變價人均GDP衡量經濟發(fā)展水平（pgdp）；（2）采用第三產業(yè)增加值占GDP 的比重表示產業(yè)結構升級（ins）；（3）利用地方政府財政收入與GDP的比值衡量政府支出水平（gov）；（4）以城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來代表城鎮(zhèn)化率（ur）；（5）選用平均受教育年限衡量人力資本存量水平（hr）。

本文在構建空間杜賓模型時，對因變量和5個自變量均取了對數(shù)。相關變量的描述性統(tǒng)計結果如表4所示。

表4 描述性統(tǒng)計

3.3 空間相關性分析

采用全局莫蘭指數(shù)（Moran’s I）檢驗變量的空間相關性，結果如表5所示。

表5 共同富裕水平全局莫蘭指數(shù)

由表5 可知，共同富裕水平的Moran’s I 均大于0，在5%或1%的水平上顯著拒絕原假設，表明共同富裕水平存在正的空間相關性。具體來看，共同富裕水平的Moran’s I先整體下降，在2016 年達到最小值后呈現(xiàn)震蕩上升的趨勢。

3.4 空間溢出效應檢驗

3.4.1 檢驗模型的選擇

在進行空間計量回歸之前，先對模型進行一系列檢驗，結果如表6所示。

表6 空間計量模型選擇檢驗結果表

第一，LM 檢驗。對普通面板回歸（OLS）模型進行空間相關性檢驗，包括LM-lag 檢驗、穩(wěn)健的LM-lag 檢驗、LM-error 檢驗和穩(wěn)健的LM-error 檢驗。根據(jù)表6 可知，4個檢驗均在1%的水平上顯著拒絕原假設，意味著空間滯后效應和空間自相關效應同時存在，因此空間杜賓模型（SDM）更符合本文所需。

第二，LR檢驗和Wald檢驗用于判斷SDM是否會退化為空間滯后模型（SAR）或空間誤差模型（SEM），根據(jù)表6檢驗結果可知，LR 檢驗和Wald 檢驗均在1%的水平上顯著拒絕了SDM退化為SAR或SEM的原假設。

第三，分別建立個體固定效應、時間固定效應和雙固定效應的空間杜賓模型，進行似然比檢驗，結果表明選擇SDM時采用雙固定效應更有效。

3.4.2 空間計量結果

表7展示了空間滯后、空間誤差和空間杜賓模型的回歸結結果?？臻g杜賓模型的空間回歸系數(shù)ρ＝-0.214，顯著為負，說明中國各省份的共同富裕水平之間存在空間依賴性，相鄰省份共同富裕水平的提升可能會在短期內對本省份造成“虹吸效應”。

表7 空間計量模型的回歸結果

在空間效應分解中，直接效應表示解釋變量對本地共同富裕水平的影響，間接效應表示對鄰近地區(qū)共同富裕水平的影響。從表8 可知：（1）經濟發(fā)展水平的間接效應為負，但并不顯著，直接效應和總效應顯著為正，說明經濟發(fā)展水平對本地共同富裕水平具有顯著的正向促進作用，其原因是經濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，越能夠提供完善的基礎設施和高質量的公共服務，有利于提高共同富裕水平。（2）城鎮(zhèn)化率的間接效應為負但不顯著，直接效應和總效應顯著為正，表明高水平的城鎮(zhèn)化率會直接促進本地共同富裕水平的提升，但不會促進鄰近地區(qū)共同富裕水平的提升，這是因為在城鎮(zhèn)化過程中，城市成為地區(qū)經濟增長的中心地帶，使得農村和周邊地區(qū)更多的經濟資源流向城市，為城市居民創(chuàng)造就業(yè)機會，提高居民收入，從而提高消費水平，促進消費升級。而且，城鎮(zhèn)化可以促進社會文明進步和提升城市形象，推動城市發(fā)展，提升城市管理水平和基礎設施建設水平，這些都有助于促進共同富裕水平的提升。（3）產業(yè)結構升級的直接效應和總效應顯著為正，間接效應為正但不顯著，表明產業(yè)結構升級有利于本地共同富裕水平的提高，產業(yè)結構升級可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，是擺脫貧困和實現(xiàn)共同富裕的重要途徑。（4）人力資本存量水平的直接效應為正，間接效應和總效應不顯著，加大人力資本投入不僅能夠激發(fā)貧困群體的內生動力，還能夠阻斷代際貧困，緩解相對貧困的蔓延，最終實現(xiàn)物質和心理上的共同富裕。（5）政府支出水平的直接效應為負但不顯著，間接效應和總效應顯著為正，表明政府支出水平沒有發(fā)揮明顯的積極作用，再分配調節(jié)機制有待進一步完善。

表8 空間效應分解

3.4.3 穩(wěn)健性檢驗

基于空間計量分析的特點，本文選擇替換空間權重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗，結果如表9所示。表9列（1）為選取經濟距離矩陣作為替換矩陣的回歸結果，列（2）為選取地理距離矩陣作為替換矩陣的回歸結果。進一步地，利用主成分分析法測算共同富裕水平，記為cpm，將其作為被解釋變量，回歸結果如列（3）所示。更換空間權重矩陣與被解釋變量后，解釋變量的系數(shù)符號未發(fā)生變化且系數(shù)大小較為穩(wěn)定，由此表明原回歸結果是穩(wěn)健的。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果

4 結論

本文從發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性三個維度界定了共同富裕的內涵，運用全局熵值法測算了中國30 個省份2011—2021 年的共同富裕水平；利用Dagum 基尼系數(shù)與核密度估計考察了共同富裕水平的空間演化特征，采用空間杜賓模型識別了影響共同富裕的因素，得到以下結論：

（1）從演進趨勢來看，中國的共同富裕水平呈現(xiàn)明顯的上升趨勢，其中，西部地區(qū)增長幅度最大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)增長幅度最小。

（2）從空間特征來看，共同富裕水平在空間上呈現(xiàn)“東高西低”的空間非均衡性特征，東部地區(qū)共同富裕水平最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低。

（3）從區(qū)域差異來看，中國共同富裕水平存在顯著的區(qū)域差異，且區(qū)域間差異大于區(qū)域內差異，區(qū)域間差異是造成共同富裕水平空間分化的重要原因；從差異演化趨勢來看，總體差異呈縮小趨勢，其中，東部和中部地區(qū)內部的差異呈持續(xù)下降趨勢，西部地區(qū)內部的差異呈波動下降趨勢。

（4）共同富裕水平存在正向空間自相關性。從共同富裕的影響因素來看，加快地區(qū)經濟發(fā)展、大力提高城鎮(zhèn)化率、推動產業(yè)結構升級和提升人力資本存量都有助于共同富裕水平的提高。