共同富裕的動態演進、結構差異與收斂性研究

楊蕙寧，谷彥芳

（1.河北大學管理學院，河北 保定 071000；2.滄州師范學院，河北 滄州 061000）

0 引言

共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征[1]。黨的二十大報告指出，“中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化”。這是新發展階段黨和國家深刻掌握人類社會發展大趨勢、著眼實現第二個百年奮斗目標提出的重要論斷，充分彰顯了以人民為中心的價值追求。現階段，實現中國式現代化與共同富裕的有效銜接，已然成為我國全面推進中華民族偉大復興歷史進程，滿足人民美好生活需要的重要歷史任務[2]。那么，共同富裕到底有何種特征？共同富裕狀況如何？各地區共同富裕差異呈逐步擴大還是縮小趨勢？其動態演進過程呈現何種規律？科學回答上述問題，有助于精準把握共同富裕真實狀況，為貫徹中國式現代化理念、實現共同富裕目標提供重要參考。

目前，學界關于共同富裕的研究集中于測度研究和影響因素兩個方面。在測度研究方面，萬廣華等（2023）[3]利用熵值法測算共同富裕指數，研究發現共同富裕指數排名和經濟發展程度緊密相關，主要表現為東南沿海省份靠前，西部省份靠后；王軍等（2023）[4]指出我國共同富裕發展水平呈現逐年攀升趨勢，但在四大地區、五大經濟帶間差異依舊顯著。在影響因素方面，周清香和李仙娥（2023）[5]選擇2011—2021 年30 個省份的面板數據，檢驗數字經濟對共同富裕的影響效應，認為數字經濟能夠對共同富裕產生正向影響；張凱等（2023）[6]認為產業結構升級對共同富裕水平具有正向促進作用。

總而言之，當前學術界圍繞共同富裕展開了大量討論，也取得了豐碩研究成果，為本文提供了重要理論基礎，但鮮有文獻分析共同富裕的結構差異和收斂機制，無法全面、客觀地揭示共同富裕的變動趨勢。基于此，本文首先從經濟質效并增、全域美麗建設、公共服務均等化、精神生活富裕四個維度切入，構建共同富裕評價指標體系，并使用熵權法測算全國及各省份共同富裕綜合指數；其次，利用Kernel密度估計刻畫共同富裕水平的動態演進特點，把握共同富裕規律；再次，采用方差分解法解析共同富裕水平的結構差異，全面揭示共同富裕現狀；最后，利用變異系數與面板模型，比較分析全國及三大地區共同富裕水平的收斂性。

1 研究方法

1.1 熵權法

熵權法本質上屬于客觀賦值法，通常利用信息熵確認指標權重，能夠在一定程度上保證研究結果的客觀性、準確性[7]。具體計算步驟如下：

第1步，指標標準化處理：

正向指標：

負向指標：

其中，不同年份中指標最大值以max(yj)表示，不同年份中指標最小值以min(yj)表示，無量綱化結果以表示。

第2步，計算第i年第j項指標所占比重，利用Pij表示：

第3步，測算第j項指標的信息熵，以Ej表示：

第4步，測算信息熵冗余度，以Dj表示：

第5步，測算不同指標權重，利用Wj表示：

第6步，測算不同省份共同富裕綜合指數：

按照以上公式能夠測算出i省份的共同富裕綜合指數CPi，其取值在0到1之間。CPi值越大，共同富裕水平越高。

1.2 Kernel密度估計

核密度估計作為非參數統計法，可用于分析空間非均衡狀況[8]。假設f(x)是隨機變量X的密度函數，式（8）則為點x的核密度估計。其中，Xi代表觀測值，m表示觀測值個數，h代表帶寬，K(x)表征核函數，均滿足相應的前提條件。具體測算方式如下：

1.3 方差分解

本文提出的共同富裕（CP）由經濟質效并增（EQ）、全域美麗建設（UBC）、公共服務均等化（EPS）、精神生活富裕（RSL）四個維度組成，具體公式如下：

方差分解可揭示各維度的共同富裕水平差異。具體推算過程如下所示：

兩邊同時除以var(CP)得出：

其中，var 代表方差，cov 表示協方差。式（11）將共同富裕拆解成經濟質效并增差異、全域美麗建設差異、公共服務均等化差異、精神生活富裕差異。式（12）進一步測算不同維度差異對共同富裕水平差異的貢獻程度。某一維度差異的貢獻份額越大，證明由它引致的地區共同富裕水平差異越大。

1.4 收斂模型

第一，σ收斂是指各地區共同富裕水平與平均水平間的偏差伴隨時間變化呈穩步減小趨勢。通常利用變異系數測算是否存在σ收斂，具體公式如下：

其中，如果σj隨著時間推移逐漸變小，就表明該地區不同省份共同富裕的離散程度呈變弱趨勢，且趨向于均值收斂的態勢。

第二，β收斂是從增長率角度探析共同富裕的發展趨勢，主要體現為地區初始水平越低，共同富裕水平增速越快，二者具有負相關關系。β收斂主要分為絕對、條件β收斂。其中，絕對β收斂的作用在于觀測共同富裕本身的收斂狀況，而條件β收斂是檢驗引入諸多控制變量之后共同富裕的收斂狀況。

在上述面板數據基礎上，構建絕對β收斂模型，具體公式如下：

其中，省份以i表示；時間以t表示；省份i在第t時期的共同富裕水平以PCit表示；省份i的共同富裕水平在第t期到第t+1 期的增長率以表示；地區固定效應以μi表示；隨機擾動項以εit表示。除此之外，通過共同富裕β收斂系數依次測算收斂速度s和收斂半生命周期τ，計算公式如下：

條件β收斂模型的操作步驟為在絕對β收斂模型基礎上，加入共同富裕控制變量，進而確保估計結果的精確性。條件β收斂模型設計如下：

其中，控制變量以Control表示，控制變量系數以δ表征，其他變量含義同上。除此之外，面板模型假設不同地區之間互相獨立，但隨著各地之間共同富裕程度增強，共同富裕水平可能存在空間依賴性。由此，在分析地區間空間效應時，借鑒相關學者的研究[9]，建立空間誤差模型（SEM）。具體的絕對β收斂的空間誤差模型設定如下：

條件β收斂的空間誤差模型設定如下：

其中，空間權重以W表示，本文采用地理權重表示；ρ為空間滯后系數；λ為空間誤差系數；ηij為隨機誤差項。

2 指標體系構建與數據來源

2.1 共同富裕評價指標體系構建

共同富裕是全體民眾通過勤奮勞動與互相助力最終達到豐衣足食的生活水平，即在消除兩極分化和貧窮基礎上的普遍富裕。本文遵循黨的二十大報告、《中國共同富裕研究報告（2022）》等政策導向，借鑒相關學者的研究[10—14]，立足可實踐操作性、可獲取性與典型性原則，構建涵蓋經濟質效并增、全域美麗建設、公共服務均等化、精神生活富裕在內的共同富裕評價指標體系。具體如表1所示。

表1 共同富裕評價指標體系

2.2 數據來源

選擇2012—2021年我國31個省份（不含港澳臺）的面板數據進行研究。相應數據主要來源于歷年《中國城鄉建設統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國衛生健康統計年鑒》《中國社會統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》、CEADS數據庫、Wind 數據庫、中國人大網、國家統計局官網分省年度數據、EPS 數據庫。此外，部分缺失數據利用平均增長率法補齊。

3 共同富裕的測度與演進分析

3.1 測算結果

本文參照國家統計局區域劃分標準，將我國31 個省份劃分成東、中、西三大地區。2012—2021年共同富裕的具體測算結果見下頁表2。結果顯示，在樣本觀測期內，我國各省份共同富裕指數處于0.029~0.608。全國共同富裕指數均值為0.222，標準差為0.049，說明2012—2021 年共同富裕水平不僅總體偏低，而且各省份、各地區間差異顯著。原因在于，共同富裕正處于初步推進階段，加之各地區經濟發展水平和資源稟賦不盡相同，造成各省份、各地區間共同富裕差距顯著。

表2 共同富裕的測度結果

3.2 動態演進特點

在上述研究基礎上，利用Kernel 密度估計法，解析全國、三大地區共同富裕水平的動態演進趨勢，且對分布位置、形態、延伸性與極化趨勢展開研究。下頁圖1、表3展示了核密度估計結果。

圖1 全國及三大地區共同富裕的核密度圖

表3 動態演進特點

圖1（a）重點描繪了觀測期內全國共同富裕水平動態演進特點。可以看出，觀測期內全國共同富裕水平總體分布曲線中心與變動區間逐步偏移至右側，主峰高度呈先小幅度攀升后逐步降低的變化態勢，且曲線寬度持續拓寬。由此證明，全國整體共同富裕水平不斷攀升，絕對差異呈拉大趨勢。細究其因，在推進全體人民共同富裕的過程中，各地區已逐漸具備配套的收入分配機制，促使效率和公平融合效果更加顯著，進而加快共同富裕水平提升速度。

圖1（b）、圖1（c）、圖1（d）依次刻畫了樣本觀測期內東、中、西三大地區共同富裕水平的動態演化特點。三大地區共同富裕分布曲線中心和變動區間均表現出顯著向右偏移的趨勢，表明三大地區共同富裕水平持續攀升。在觀測期內，東部、中部、西部地區共同富裕主峰高度呈先攀升后降低的趨勢，且各地區主峰寬度均持續擴大。這表明東、中、西三大地區共同富裕絕對差異整體表現出擴大態勢。究其根源，盡管全國共同富裕舉措取得顯著成效，但區域與城鄉的收入差距依然較大，難以在短時間內縮小共同富裕差距。

3.3 結構差異

3.3.1 全國整體共同富裕水平差異的結構來源

下頁圖2 刻畫了2012—2021 年全國整體共同富裕水平差異的結構分解結果。精神生活富裕差異是全國共同富裕水平差異的主要原因，其差異貢獻率均值達到23.60%。原因在于，在新發展格局下，盡管全國經濟高質量發展取得顯著成效，但從精神層面依然難以滿足人民日益增長的美好生活需要，使得共同富裕水平差異拉大。

圖2 共同富裕差異的結構來源

3.3.2 三大地區共同富裕水平差異的結構來源

圖3、圖4、圖5 依次刻畫了東、中、西三大地區2012—2021年共同富裕水平差異的結構分解結果。

圖3 東部地區共同富裕差異的結構來源

圖4 中部地區共同富裕差異的結構來源

就地區而言，東、中、西三大地區共同富裕水平差異的結構來源具有差異性。東部地區經濟質效并增差異的貢獻率增速較慢，僅為0.16%，精神生活富裕差異貢獻率增速較快，為1.53%。細究其因，隨著社會經濟高質量發展，東部地區物質生活水平顯著提高，人民開始追求更高質量的精神生活，促使精神生活富裕差異貢獻率增速較快。中部地區共同富裕水平差異在2012—2021 年主要源自經濟質效并增差異，其貢獻率均值為30.04%，但經濟質效并增差異貢獻率表現出顯著降低趨勢，年均降低率達到6.47%。西部地區共同富裕水平差異大部分源自經濟質效并增差異、精神生活富裕差異。2012—2016年主要差異來源于經濟質效并增差異，其貢獻率為21.64%。原因在于，西部地區經濟內生投資動力不足，新舊動能轉換遲緩，引致共同富裕差異擴大。2017—2021年主要源自精神生活富裕差異，其貢獻率為18.41%。

4 共同富裕收斂性分析

4.1 共同富裕的σ 收斂檢驗和結果分析

表4 列示了全國、三大地區共同富裕水平的σ收斂系數。就全國層面而言，2012—2021 年σ收斂系數表現出波動上升趨勢，年均增長率為1.21%。這表明我國總體層面的共同富裕水平不存在σ收斂，表現出發散特點。東部地區σ收斂系數維持上升趨勢，增長率達到2.53%，不存在σ收斂。不僅如此，在三大地區中，東部地區共同富裕σ收斂系數最大，表明東部地區各省份共同富裕水平具有較大差異。中部地區共同富裕σ收斂系數表現出先降低后上升趨勢。

表4 2012—2021年共同富裕水平的σ 收斂系數

4.2 共同富裕水平的β 收斂檢驗和結果分析

4.2.1 絕對β收斂分析

表5 報告了共同富裕水平絕對β收斂回歸結果。可以看出，全國、中西部地區共同富裕水平的β系數均為負，并通過顯著性檢驗。東部地區共同富裕水平的β系數盡管也為負，但不顯著。由此證明，在不考慮空間效應時，全國、中部地區、西部地區共同富裕水平存在絕對β收斂；東部地區的共同富裕水平則呈現發散特征。

表5 2012—2021年共同富裕水平的絕對β 收斂回歸結果

4.2.2 條件β收斂分析

絕對β收斂假設不同地區之間共同富裕水平不具有差異性，而條件β收斂假設各地區共同富裕水平會受外部環境影響而存在差異。表6 為共同富裕條件β收斂的回歸結果。通過控制本文所選的控制變量之后發現，全國、中部地區、西部地區共同富裕β系數均為負，并通過1%水平上的顯著性檢驗；而東部地區β系數為負，僅通過10%水平上的顯著性檢驗。這反映出全國、各地區共同富裕水平都存在條件β收斂。由此可知，中西部地區共同富裕水平呈現收斂速度快、收斂半生命周期較短趨勢。

表6 2012—2021年共同富裕水平的條件β 收斂回歸結果

5 結論與啟示

5.1 結論

本文基于2012—2021 年的省級面板數據，從經濟質效并增、全域美麗建設、公共服務均等化、精神生活富裕四個維度出發，構建共同富裕評價指標體系，使用熵權法測算三大地區、各省份的共同富裕水平。進一步，融合Kernel密度估計、方差分解、變異系數、空間面板模型等方法，探析共同富裕水平的動態演進特點、結構差異、收斂特點，并得出如下結論。（1）共同富裕水平不高，地區差異顯著。就地區層面而言，東部地區共同富裕水平最高，增長速度最快；中部地區共同富裕水平高于西部地區，但西部地區的共同富裕水平增長速度比中部地區快。（2）全國和三大地區共同富裕均存在顯著向右拖尾現象，反映共同富裕水平表現出攀升趨勢。（3）精神生活富裕差異是共同富裕差異的主要來源。（4）中部、西部地區共同富裕水平存在σ收斂，而全國與東部地區不存在σ收斂。由面板模型回歸結果看出，在不考慮空間效應時，除東部地區之外，全國、中部與西部地區的共同富裕水平存在絕對β收斂。

5.2 啟示

第一，完善地區經濟協調發展機制。確保各地區相互促進、優勢互補、協同發展的新格局形成，推動共同富裕目標實現。同時，應協調東、中、西三大地區的空間競爭與協作關系，完善統一化市場準入制度，形成開放、有序的區域經濟協同發展機制，促使共同富裕水平較高和較低地區經濟優勢互補戰略有序實施，推動共同富裕。

第二，彌補共同富裕發展短板。應推動精神生活富裕，為共同富裕奠定基礎。國家應以中華優秀傳統文化為行動指南，助推全體人民共享文化發展成果，提升個體精神生活水平，滿足人民多元化精神文化需求，填補共同富裕發展短板，助推共同富裕。

第三，實施區域差異化共同富裕發展舉措。中部與西部地區的共同富裕水平存在絕對β收斂，我國應搭建“先富帶動后富”的交流平臺，助推中西部地區學習先富區域成功經驗，逐步實現共同富裕目標。鑒于中西部地區共同富裕水平存在σ收斂，國家應將更多優質資源投入中西部地區，加快當地共同富裕收斂速度，持續縮小地區間發展差異，全面推進共同富裕進程。