創新要素配置、產業結構升級與農民農村共同富裕

李紅娟

（重慶文理學院馬克思主義學院，重慶 402160）

一、引言

共同富裕作為實現中國式現代化的重要特征，是經濟高質量發展的根本目標。“十四五”規劃綱要指出，到2035 年要實現“人的全面發展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”。隨后，黨的二十大報告明確指出，“增強均衡性和可及性，扎實推進共同富裕”。不難看出，黨中央將共同富裕錨定于重要戰略定位，旨在提高全體人民物質、精神生活水平。農民農村共同富裕作為實現共同富裕的關鍵一環，與鄉村振興中的推動農村發展、農業增效、農民增收密切相關。但需要指出的是，在實現農民農村共同富裕過程中，我國仍然面臨著各區域城鄉之間發展不平衡不充分、農業產業化水平較低以及農民收入增長緩慢等一系列難題[1]。如何解決上述問題，實現農民農村共同富裕，已成為我國亟須解決的重要議題。

創新要素配置能夠有效加快創新要素流動，提高農村地區研發資金、人才、技術等各類要素配置效率，拓展農業農村現代化發展空間，成為實現農民農村共同富裕的有力抓手。創新要素配置通過促進要素流動，有利于深化創新要素配置市場化改革，實現創新要素高效循環，推動農業經濟實現質量變革、效率變革以及動力變革，助力農民農村共同富裕。此外，創新要素配置有利于數據要素市場培育，既可以提高原有生產活動中的要素投入質量，亦能充分發揮數據要素的非排他性、可復制性等優勢，有效彌補創新要素有限供給的缺陷[2]。這有助于推動數字經濟與鄉村產業深度融合，促進產業結構轉型升級，構建現代化鄉村產業體系，夯實農民農村共同富裕的物質基礎。那么，創新要素配置與產業結構升級對農民農村共同富裕的影響如何？二者協同能否促進農民農村共同富裕？二者對農民農村共同富裕的影響是否存在門檻效應？厘清上述問題對于扎實推進全體人民共同富裕具有重要理論價值與實踐啟示。

二、文獻述評

目前，已有眾多學者圍繞創新要素配置、產業結構升級與共同富裕兩兩之間的關系開展大量研究，主要集中于以下幾個方面：一是就創新要素配置對共同富裕的直接影響。王薇等(2023)研究指出，創新要素配置能夠顯著提升區域共同富裕水平[3]。周玉(2023)研究發現，創新要素配置能夠有效推動共同富裕[4]。二是創新要素配置對產業結構升級的影響。彭影(2022)研究認為，創新要素綜合配置有助于提高產業結構調整效率，促使產業結構高級化，提升產業結構調整效益[5]。從創新要素配置的細分維度來看，韓軍和孔令丞(2020)研究指出，創新要素配置中的R＆D 人員流動能明顯推進本地區產業結構高級化以及其他地區產業結構合理化[6]。三是產業結構對共同富裕的影響。張凱等(2023)研究表示，產業結構升級對提高共同富裕水平具有促進作用[7]。除此之外，部分學者研究了產業結構升級對農民農村共同富裕的影響。例如，徐鵬杰等(2023)研究指出，產業結構升級對于提升農村富裕水平、縮小城鄉差距有著積極正向的影響，是驅動農民農村共同富裕的重要推力[8]。

綜上，現有文獻為文章展開進一步研究提供了有益參考，但尚未全面揭示創新要素配置、產業結構升級對農民農村共同富裕的影響，更鮮有學者將三者關系納入統一框架進行分析。文章可能提供的邊際貢獻是：第一，選取2011—2021 年我國30 個省份面板數據，運用基準回歸模型研究創新要素配置與產業結構升級對農民農村共同富裕影響的關聯效應。第二，從農業功能區維度異質性出發，探析創新要素配置和產業結構升級對農民農村共同富裕影響的異質性。第三，檢驗創新要素配置和產業結構升級對農民農村共同富裕的非線性影響，進一步拓展相關領域寬度。

三、研究假設

1. 創新要素配置對農民農村共同富裕的影響

創新要素配置通過提高人才、資金和技術三方面配置效率，加快實現農民農村共同富裕。其一，創新要素配置能夠促進人才要素流動，有效推動人才資源向農村流動，補齊農業農村現代化發展的人才“短板”，促進鄉村人才振興，為實現產業興旺和農業經濟高質量發展、推進農民農村共同富裕注入新鮮血液[9]。其二，地方政府通過優化創新要素配置，促使研發資金向農業農村現代化發展的重點領域傾斜，進而推進農業科技創新進程，加快數字經濟與農業生產經營管理各環節深度融合，為提高農業產業增值收益和農民收入、實現農民農村共同富裕夯實基礎。其三，數字經濟時代下，基層政府和企業等主體通過搭建信息技術平臺，能夠進一步優化創新要素配置，加快技術和數據要素在農村地區流動，破除技術、信息要素壁壘。這不僅能夠充分發揮技術和數據等要素對農村經濟高質量發展的疊加、倍增作用，而且可以全面提高農村居民科學文化素養，強化農村精神文明建設，從物質和精神層面實現農民農村共同富裕。基于上述分析，提出假設H1：

假設H1：創新要素配置能夠顯著促進農民農村共同富裕。

2. 產業結構升級對農民農村共同富裕的影響

產業結構升級作為拓展農民增收空間、帶動農民致富增收的有效手段，主要從發展、共享和可持續三個維度助力農民農村共同富裕。就發展維度而言，產業結構升級有助于不斷延伸產業鏈條，推動農村一、二、三產業融合發展，培育新產業和新業態，拓展產業增值增效空間，促使農業提質、農民增收，以此助力農民農村共同富裕。就共享維度而言，隨著產業結構升級的加快推進，農村地區通過發展就業容量大和帶動能力強的富民產業，進一步拓寬農民增收致富渠道[10]，增加農民工資性收入和經營性收入，保障基層農民共享產業增值收益，助力農民農村共同富裕。就可持續而言，產業結構升級有助于打通農業新舊動能轉換低效與產能過剩的堵點，切實解決鄉村產業生產中能源消耗高和污染重等問題，實現農業經濟與生態環境協同可持續發展，為實現農民農村共同富裕奠定堅實基礎。據此，提出如下假設：

假設H2：產業結構升級能夠助力實現農民農村共同富裕。

3. 創新要素配置、產業結構升級對農民農村共同富裕影響的關聯效應

第一，產業結構升級促進農民農村共同富裕中創新要素配置的作用。一方面，創新要素配置可賦能生產要素的網絡化、集約化、共享化整合，驅動傳統產業轉型升級，促使產業由勞動密集型產業漸次向技術密集型產業轉變，助力傳統產業高端化發展，加速產業結構升級步伐。另一方面，創新要素配置能夠加快農村產業鏈綠色化轉型，促使綠色低碳技術廣泛應用于農業全產業鏈，加快實現產業結構優化升級與綠色節能，在降低碳排放強度的同時，提高農村產業效益及農民收益，驅動農民農村共同富裕。第二，創新要素配置推動農民農村共同富裕中產業結構升級的作用。其一，產業結構升級能夠營造良好農村產業生態氛圍，進而高效吸納并匯集創新要素、高端技術人才和市場主體，改善農村產業營商環境，為提高農產品附加值、實現農民農村共同富裕奠定要素基礎。其二，產業結構升級能夠促進農村各產業部門協調發展，推進鄉村產業發展需求與創新要素配置高度匹配，進而提升農村產業整體經濟效益，為農民農村共同富裕持續賦能。據此，提出如下假設：

假設H3：創新要素配置與產業結構升級促進農民農村共同富裕具有關聯效應。

四、模型構建與變量選取

1. 模型構建

為探究創新要素配置、產業結構升級與農民農村共同富裕之間的關系，構建如下雙向固定效應模型：

式中，i、t 分別為省、年；CPOFRA、CXL 和UOIS 分別表示農民農村共同富裕、創新要素配置和產業結構升級；CVi，t表示一系列控制變量。需要指出的是，文章利用模型(1)、(2)分別探討創新要素配置、產業結構升級對農民農村共同富裕的獨立影響，利用模型(3)研究創新要素配置、產業結構升級影響農民農村共同富裕的關聯效應。

2. 變量選取

（1） 被解釋變量

農民農村共同富裕(CPOFRA)。在參照既有研究基礎上[11，12]，從農民富裕度與共同度、農村共享性與可持續性兩個維度構建農民農村共同富裕指標體系，如表1 所示。最后，為避免數據重疊及主觀賦權，利用熵值法對農民農村共同富裕各項指標權重賦值，以此得到各省份農民農村共同富裕水平。

表1 農民農村共同富裕指標體系

（2） 解釋變量

創新要素配置(CXL)。借鑒HU 等(2022)[13]的研究方法，憑借創新要素錯配指數間接反映創新要素配置水平，具體步驟如下：

第一，分別驗算創新人員錯配指數及創新資本錯配指數：

式中，ηLi與ηKi分別為創新人員和創新資本要素價格的絕對扭曲系數。

第二，將創新人員錯配指數及創新資本錯配指數轉化為價格相對扭曲系數測算：

式中，γi為創新產出份額；θLi、θKi為i 地區創新人員和創新資本的加權平均彈性，通過η^Li和η^Ki能夠得到創新資源實際配置占理想情況的比值。若比值大于1，表明實際創新資源較多，否則相反；若比值接近1 時，表明創新要素效率趨于優化。除此之外，為規避出現符號不一致的問題，取ηLi與ηKi絕對值，數值越大則表示錯配程度越高。

第三，假設創新生產函數為C-D，公式如下：

式中，Y 為創新產出，以專利申請數度量；Lit為創新人員投入量，以R＆D 人員全時當量衡量；Kit表示資本投入量，以R＆D 經費投入量衡量。據此，選取創新人員錯配程度和創新資本錯配程度相反數，進而得到創新人員配置效率和創新資本配置效率。在此基礎上，使用創新人員配置效率與創新資本配置效率加總的平均值衡量創新要素配置水平。

產業結構升級(UOIS)。參鑒徐敏和姜勇(2015)[14]的研究方法，以產業結構層次系數驗算各個省份產業結構升級的水平，公式如下：

其中，Y、j 分別表示產值、產業。UOIS 越大，則第三產業占比越大，表明產業結構升級程度越高。

（3） 控制變量

為確保實證結果具有科學性、真實性，納入下述可能會對農民農村共同富裕產生影響的控制變量：農村金融發展水平(RFDL)以涉農貸款余額與農牧漁業總產值的比值表示；政府支持力度(GOV)以各地農林水事務支出占財政總支出的比重度量；生態環境(ENVIR)以水土流失治理面積占農村面積比重刻畫；數字農業機械(DAM)以各省級行政區數字農機總動力與農產業從業人員規模之比表示。

（4） 數據說明

鑒于數據可得性，選取2011—2021 年我國30 個省份（不含西藏與港澳臺地區） 面板數據作為研究樣本。數據主要來自歷年各省份統計年鑒、《中國農業機械工業年鑒》 《中國農村金融服務報告》 《中國城鄉建設統計年鑒》 《中國社會統計年鑒》 《中國農村統計年鑒》 《中國統計年鑒》。除此之外，部分數據源自各省份歷年統計公報、Wind 數據庫以及各省級行政區統計發布數據。針對部分缺失數據，使用線性插值法補齊。

五、實證分析

1. 創新要素配置、產業結構升級與農民農村共同富裕影響實證結果分析

（1） 基準估計

運用雙向固定效應模型進行基準估計，結果如表2 所示。其中，利用模型(1)、(2)檢驗創新要素配置、產業結構升級對農民農村共同富裕之間的獨立影響；利用模型(3)研究創新要素配置、產業結構升級對農民農村共同富裕產生影響的關聯效應。由表中數據可知，創新要素配置與產業結構升級分別通過了1%與5%顯著性檢驗，系數分別為0.038 和0.221，表明二者對農民農村共同富裕發展均產生正向推動作用。因此，假設H1 與假設H2 均成立。模型(3)中創新要素配置與產業結構升級的交互項對農民農村共同富裕的影響系數為0.288，在5%水平上顯著為正，證實了創新要素配置、產業結構升級對農民農村共同富裕的影響存在關聯效應，假設H3 得證。此外，相較于創新要素配置和產業結構升級對農民農村共同富裕的獨立影響，二者關聯協同促進作用更明顯。

表2 基準估計結果

（2） 內生性問題處理

為解決內生性問題，工具變量選取滯后一期的創新要素配置與產業結構升級，展開兩階段最小二乘法(2SLS)回歸。觀察表3 數據可知，F 統計量表明所選取的工具變量能夠滿足內生性檢驗要求，第一階段滯后一期的創新要素配置與產業結構升級回歸系數均顯著為正；第二階段創新要素配置與產業結構升級的回歸系數與基準回歸的顯著性、符號與結果基本一致。由此，解決內生性問題后，基準估計結果依舊穩健。

表3 內生性問題處理

（3） 穩健性檢驗

為確保實證檢驗結果具有可靠性，需對基準估計結果進行穩健性檢驗。首先，更換解釋變量。參考Aoki(2012)的研究方法[15]，以R＆D 資本和R＆D 人員錯配水平度量創新要素配置。借鑒已有研究，運用三個產業占總產值比值作為加權值與各個產業人均產出的乘積來衡量產業結構升級。其次，利用主成分分析法測算農民農村共同富裕水平。最后，使用測算結果替代原被解釋變量再次進行面板回歸。結果如表4 所示，可知改變原被解釋變量測算方式后，創新要素配置與產業結構升級對農民農村共同富裕的影響系數顯著為正，并且二者依舊存在關聯效應，證實了基準估計結果具有穩健性。

表4 穩健性檢驗

2. 創新要素配置、產業結構升級對民農村共同富裕的異質性分析

將樣本數據劃分為糧食主產區、糧食產銷平衡區、糧食主銷區，探究創新要素配置與產業結構升級對農民農村共同富裕的賦能效果。結果如表5 所示，分析數據可知，創新要素配置與產業結構升級均能促進糧食主產區、糧食產銷平衡區的農民農村共同富裕，但對于糧食主銷區農民農村共同富裕的促進作用并不明顯。另外，在糧食主產區，創新要素配置、產業結構升級對農民農村共同富裕影響的關聯效應更為突出。

表5 農業功能區異質性檢驗

3. 創新要素配置、產業結構升級與農民農村共同富裕門檻效應

（1） 門檻效應檢驗

門檻效應檢驗結果如表6 所示，創新要素配置、產業結構升級促進農民農村共同富裕均通過單一門檻檢驗，但在雙重門檻和三重門檻檢驗不顯著。這說明創新要素配置與產業結構升級促進農民農村共同富裕存在單一門檻。此外，創新要素配置、產業結構升級單一門檻值分別為5.680 和0.762，通過了95%置信區間顯著性檢驗。

表6 門檻效應檢驗結果

（2） 門檻效應估計

根據門檻效應驗證結果，對創新要素配置、產業結構升級與農民農村共同富裕之間的關系進行單一門檻回歸，結果如表7 所示。觀察數據可知，產業結構升級在門檻值0.762 以下時，無法推動農民農村共同富裕；產業結構升級跨越門檻值后，能夠顯著促進農民農村共同富裕；創新要素配置無論是否跨越門檻值均能對農民農村共同富裕產生正向促進作用。其中，創新要素配置跨越門檻值后，對農民農村共同富裕的正向影響更為顯著。此外，創新要素配置與產業結構升級對農民農村共同富裕的影響均為非線性，二者只有在跨越門檻值之后，對農民農村共同富裕的正向影響會進一步顯現。

表7 面板門檻模型回歸結果

六、研究結論與政策建議

1. 研究結論

文章選取2011—2021 年我國30 個省份面板數據，利用基準回歸模型實證分析創新要素配置、產業結構升級對農民農村共同富裕的影響效應。研究表明，創新要素配置和產業結構升級均能促進農民農村共同富裕。異質性檢驗結果表示，在糧食主產區，創新要素配置和產業結構升級均能顯著促進農民農村共同富裕。門檻效應檢驗結果顯示，創新要素配置、產業結構升級促進農民農村共同富裕均通過單一門檻檢驗，但在雙重門檻和三重門檻檢驗不顯著。其中，創新要素配置跨越門檻值后對農民農村共同富裕的正向影響更為顯著。除此之外，創新要素配置與產業結構升級對農民農村共同富裕的影響均呈非線性特征，二者在跨越門檻值之后，會進一步釋放對農民農村共同富裕的正向推動潛力。

2. 政策建議

第一，釋放創新要素配置動力。各地應致力于促進數字經濟高質量發展，最大化利用數據要素的共享性、可復制性等優勢，延展創新要素使用邊界，不斷擴大創新要素有效供給，以創新驅動農民農村共同富裕。同時，地方政府應重視農村“放管服”改革，建立健全以高效利用、多元投入為核心的創新要素保障體系，促使人才、技術與資金等創新要素向農村傾斜，為促進農民農村共同富裕夯實基礎。

第二，加快產業結構優化升級。其一，應搶抓新一輪科技革命帶來的契機，促進農業數字化轉型，推進農業“智改數轉”，加快改造升級傳統農業，增強優勢產業競爭力，提高農業生產效率和投入產出效益，為實現農民農村共同富裕持續賦能。其二，伴隨數字鄉村建設的快速推進，農村地區可推動數字經濟與鄉村產業深度融合，著力培育數字文旅、農村電商等新業態，構建具有特色競爭優勢的產業體系，帶動農民增收致富，為實現農民農村共同富裕注入新動能。

第三，增強農業功能區科技支撐。就糧食主產區而言，應攥緊農業“芯片”，推動農業產業鏈與創新鏈深度融合，持續革新糧食主產區生產技術，突破農機數字化、育種產業化等技術堵點，推動農業高質量發展，為實現農民農村共同富裕持續賦能。就糧食主銷區而言，應依托互聯網、云計算平臺加快糧食供應鏈數字化升級，推動“小農戶”和“大市場”精準銜接，以此實現農產品高質量供給，促使農產品價值持續攀升，為促進農民農村共同富裕夯實經濟基礎。