中國共同富裕水平測度、動態演進與空間溢出效應

田艷麗，傅德印，2

（1.蘭州財經大學 統計與數據科學學院，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一。共同富裕是一個全社會總體概念，不區分城鄉和區域。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、實現程度和實現路徑決定了實現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，分析各地區推動共同富裕的現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。基于此，本文在深入分析共同富裕內涵的基礎上，全面探討共同富裕的測度、動態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、文化和生態環境領域，提出了圍繞發展性、共享性和可持續性的指標體系，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基尼系數及核密度估計等方法，從靜態和動態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、數據可得性等多個方面的因素，從發展性、共享性和可持續性三個維度深入探究共同富裕問題。首先，就發展性而言，區別于既有文獻，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，在富裕基礎上實現共享，意味著全體人民平等地共享醫療、教育等公共服務，本文選取文化教育、醫療健康、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，就可持續性而言，由于創新是驅動發展的第一動力，共同富裕需要科技創新支撐，綠水青山就是金山銀山，現階段的共同富裕也包含了低碳背景下的“生態”“綠色”，在高質量發展中促進共同富裕，體現量的合理增長和質的有效提升。因此，參考既往文獻，本文以科技創新、生態環境和發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）的面板數據作為分析樣本。全局熵值法保留了熵值法客觀賦權的優勢，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

從三大地區來看，共同富裕水平呈現“東高西低”的空間分布格局。圖1（b）顯示，東部地區共同富裕水平平穩上升，顯著高于中西部地區；中部和西部地區共同富裕水平較為接近，中部地區略高于西部地區。從演化趨勢來看，2011—2021 年三大地區共同富裕水平逐步上升，演變過程基本一致，西部地區共同富裕水平年均增長率（6.23%）高于中部地區（5.80%），也高于東部地區（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，表明省際發展不平衡現象依然較為突出。從增速來看，貴州（10.90%）、甘肅（9.63%）、云南（7.50%）等西部地區省份的共同富裕水平年均增速較快，進步顯著。

2.2 區域差異分析

Dagum（1997）[12]提出按子群分解基尼系數，既能分析區域差異的主要來源，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 基尼系數及其分解測算共同富裕水平的區域差異，結果如表2和下頁表3所示。

表2 三大地區共同富裕水平的基尼系數

表3 共同富裕水平區域差異的來源分解

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 年出現了小幅上升，反映出我國區域協調發展取得顯著成效。

從三大地區內部來看，東部地區和中部地區基尼系數整體呈持續下降趨勢，西部地區基尼系數呈波動下降趨勢。三大地區內部差異從高到低依次為西部地區、東部地區和中部地區。

從區域間基尼系數來看，東部-中部、東部-西部和中部-西部的基尼系數均在波動中下降，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＞東部-中部基尼系數＞中部-西部基尼系數。

由表3 可知，樣本期內區域間差異均值為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域間差異；區域內差異均值為0.0246，貢獻率均值為23.09%，說明區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%，說明區域間差異和區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后，同一地區內省份在地理位置、自然資源稟賦、經濟發展基礎等方面存在相似性，區域內差異相對較小，區域內差異變動趨勢平穩。

2.3 動態演進分析

本文通過繪制三維動態核密度圖，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不斷上升的趨勢。第二，全國整體共同富裕水平分布表現出右拖尾現象，表示存在共同富裕水平很高的省份。東部和中部地區的分布曲線均不存在明顯的拖尾現象，表明東部和中部地區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。西部地區的分布曲線出現輕微的右拖尾現象，反映出西部地區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；東部和中部地區只存在一個單峰，而且并不陡峭，反映了東部和中部地區內部共同富裕水平差異較小，這也與上文基尼系數計算結果一致；西部地區在個別年份出現雙峰，且主峰寬度較大，表明西部地區內部差異較大。

圖2 共同富裕水平的動態演進

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展變化情況，為了進一步探討實現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，βk為第k個自變量的待估系數，λk為第k個自變量的空間滯后項系數，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。經濟增長是實現共同富裕的重要前提，經濟發展水平的高低直接影響區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，我國經濟發展水平存在區域差異，當資源配置傾向于“效率”優先時，由于資源稟賦、政策差異等多種原因，地區間經濟發展水平不均衡現象較為嚴重；而當資源配置更傾向于“公平”優先時，雖然可以縮小不同地區間的經濟發展水平差距，但易造成經濟效率損失從而誘發經濟增速回落。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，如果欠發達地區和農村地區善用后發優勢和政策優勢，獲得了較好的經濟發展機會，那么他們由于基數小、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、不同發展階段，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]認為不斷推進產業結構升級是實現共同富裕的重要途徑。張凱等（2023）[14]認為隨著產業結構不斷升級，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，政府在經濟發展中扮演重要角色，轉移支付是實現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的共同富裕水平產生影響。

第二類：社會性因素。城鎮化是中國經濟實現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]發現，城鎮化不僅具有分配效應，有助于消除城鄉差異、解決“三農”問題，還具有增長效應，能夠優化現有資源配置，促進消費，進而拉動經濟增長，實現經濟增長的“魚”和收入分配改善的“熊掌”兼得。孫學濤等（2022）[16]從人口城鎮化、經濟城鎮化和空間城鎮化三個方面量化新型城鎮化，認為新型城鎮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，證實了新型城鎮化和共同富裕之間存在空間相關性。沈實和楊宏（2023）[17]發現，在人力資本積累和產業結構升級的不同門檻約束下，新型城鎮化對處于不同分位點的共同富裕的影響存在差異。

除城鎮化因素之外，醫療衛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達地區提供契機從而縮小差距，也可以進一步提高發達地區經濟要素配置效率從而促進共同富裕；教育的發展也存在類似的作用機制，既可能豐富欠發達地區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、區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衡量經濟發展水平（pgdp）；（2）采用第三產業增加值占GDP 的比重表示產業結構升級（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）以城鎮人口占總人口的比重來代表城鎮化率（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。相關變量的描述性統計結果如表4所示。

表4 描述性統計

3.3 空間相關性分析

采用全局莫蘭指數（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

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、穩健的LM-lag 檢驗、LM-error 檢驗和穩健的LM-error 檢驗。根據表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。空間杜賓模型的空間回歸系數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共同富裕水平的影響。從表8 可知：（1）經濟發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，其原因是經濟發展水平越高的地區，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共同富裕水平的提升，這是因為在城鎮化過程中，城市成為地區經濟增長的中心地帶，使得農村和周邊地區更多的經濟資源流向城市，為城市居民創造就業機會，提高居民收入，從而提高消費水平，促進消費升級。而且，城鎮化可以促進社會文明進步和提升城市形象，推動城市發展，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，表明產業結構升級有利于本地共同富裕水平的提高，產業結構升級可以顯著縮小城鄉收入差距，是擺脫貧困和實現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揮明顯的積極作用，再分配調節機制有待進一步完善。

表8 空間效應分解

3.4.3 穩健性檢驗

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，解釋變量的系數符號未發生變化且系數大小較為穩定，由此表明原回歸結果是穩健的。

表9 穩健性檢驗結果

4 結論

本文從發展性、共享性和可持續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明顯的上升趨勢，其中，西部地區增長幅度最大，中部地區次之，東部地區增長幅度最小。

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

（3）從區域差異來看，中國共同富裕水平存在顯著的區域差異，且區域間差異大于區域內差異，區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，東部和中部地區內部的差異呈持續下降趨勢，西部地區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，加快地區經濟發展、大力提高城鎮化率、推動產業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。