鄉村振興對共同富裕的影響效應及作用機制

摘要：通過構建共同富裕與鄉村振興評價指標體系，結合2014—2021年我國23個省份的面板數據，采用雙向固定效應模型，探究了鄉村振興對共同富裕的影響效應。研究表明：鄉村振興能有效促使共同富裕的推進，且經過穩健性檢驗與內生性檢驗后，該結論依舊成立。鄉村振興發展水平可通過產業結構、政府行為、教育水平、對外開放水平等途徑推動各省份共享度的提升。中部地區鄉村振興水平的提升對西、東部地區的共同富裕起著正相關作用。機制分析顯示，鄉村振興通過提高城鄉融合發展水平、增強創新驅動能力，促使富裕度與共享度的提升。現階段，研究提出創新城鄉融合體制機制，推動產業結構優化升級，發揮創新驅動的積極作用等政策建議，以期為實現共同富裕提供新思路。

關鍵詞：鄉村振興；共同富裕；城鄉融合；創新驅動

中圖分類號：F32；F299.27" " " "文獻標識碼：" A" " " 文章編號：2095-7734（2024）05-0011-13

實施鄉村振興戰略是實現共同富裕的關鍵一環和必經之路，鄉村振興與共同富裕的方向、目的有一定的耦合性。[1]共同富裕的內涵著重體現在富裕度和共享度層面，依托先進生產力，逐步縮小區域、城鄉發展差距，最終促使全體人民共享美好生活。[2][3]鄉村振興戰略推動三農發展與縮小城鄉差距成為共同富裕的著力點。[4]鄉村振興承載實現共同富裕的價值內核。首先，鄉村振興通過農村產業結構升級，農業技術創新助推新興農業產業發展，在提升農產品附加值與競爭力的同時，推動農村共同富裕。其次，完善基礎設施和公共服務系統是鄉村振興的內在要求，更是實現共同富裕的基本保障。再次，鄉村振興基于鄉風文明理念，鼓勵發展農村文化產業，為共同富裕的實現提供文化支撐。最后，鄉村振興推進鄉村治理現代化，基于生態宜居理念，構筑綠色發展模式，助推共同富裕的實現。高質量鄉村振興助推農業農村現代化，而農業農村現代化的實踐與探索立足于共同富裕的總目標引領下。[5]鄉村振興與共同富裕耦合協調度總體呈遞增態勢，且兩者耦合協調度呈現東部gt;東北gt;中部gt;西部的特征。[6]鄉村產業振興通過供給側結構性改革，提升農民創新創業技能，通過提升農業生產效率縮小城鄉經濟差距，最終助力農民農村共同富裕。[7]鄉村振興戰略通過實施合理的社會保障制度提供有效的公共服務供給，推進農業、農村的綠色可持續發展，[8]助力共同富裕目標的實現。鄉村振興戰略從農業科技信息現代化、[9]普惠金融、[10]教育現代化[11]等方面提升鄉村發展實力，為共同富裕提供良好的現實條件。

學術界對于鄉村振興與共同富裕領域的研究主要以理論辨析為主，側重于理論關聯、邏輯推導等，對兩者間實證分析的研究較少。鑒于此，本文選用2014—2021年我國23個省份的面板數據，采用雙向固定效應模型檢驗鄉村振興對共同富裕的影響，并探究城鄉融合發展水平、創新驅動能力在鄉村振興與共同富裕之間發揮了怎樣的作用機理；進一步考察鄉村振興對共同富裕影響的區域異質性。

一、研究假設

（一）鄉村振興對共同富裕的影響

鄉村振興戰略致力于解決城鄉發展不平衡的問題，突破城鄉二元經濟結構，促使資源、要素在城鄉間的流動，[12]首先，高質量鄉村振興依托合理的利益分配機制，從增加農村物質資料生產以提升農業發展效益切入，結合公平的利益分配機制，確保農民能夠持續穩定增收。以農業農村農民現代化為鄉村振興的總目標。其次，鄉村振興通過產業、人才、文化、生態、組織等“五方面”振興加速城鄉要素流動、優化城鄉資源配置、縮小城鄉收入差距，為共同富裕的實現提供物質、文化、生態和人才基礎。再次，通過提升農村勞動力的教育水平與實操技能，有效激發民眾追求物質富裕和精神富裕，助推良好鄉風文明建設。最后，完善鄉村治理體系確保了市場活力，在利益追逐的市場機制下推進經濟共享，直接助推共同富裕目標的實現。[13]據此，本文提出：

假設1：鄉村振興能直接推進共同富裕目標的實現。

（二）鄉村振興助力共同富裕的推進機制

1.創新驅動機制

科技創新、技術創新促使資源要素獲得最優化配置，[14]作為鄉村振興戰略施行的重要驅動力，重要載體，創新驅動發揮著推進共同富裕的中介效應。[15]科技創新驅動自身所擁有的邊際報酬遞增特性，通過改變生產函數發揮其內在推動效應，助力鄉村經濟增長，[16]為共同富裕夯實所需的物質基礎。科技創新驅動利用新技術、新工藝調整農村經濟結構，優化生產體系，促使農村經濟可持續發展。[17]創新實力的增強促使技術進步，轉變生產模式，提升生產效率，最終推進經濟結構優化，滲透到農村各個領域，提升農業產業的競爭力。魏后凱認為鄉村建設資金不足，人才流失率高，農民收入普遍低下等問題，均是科技創新驅動鄉村振興戰略的難題。[18]因此，鄉村振興戰略應借助數字技術等新興手段，加大科研針對性和成果轉化率，提升農業定制化服務能力，發揮農村發展的彎道超車效應，[19]助力共同富裕進程。據此，本文提出：

假設2：鄉村振興通過創新驅動機制間接推動共同富裕的實現。

2.城鄉融合發展機制

城鄉融合發展有助于農民多渠道增收、產業多層面協同、要素多領域流動、實現基本服務均等化等。城鄉融合以要素自由流動的形式促使農村地區勞動生產率與收入水平的提升，主要依托鄉村特色產業與生態、金融、公共服務等要素驅動。

（1）生態要素驅動產業振興。將生態資源融入綠色產業創新與產業鏈延伸環節，挖掘生態資源優勢推動鄉村產業發展。

（2）金融要素保障產業發展。確保金融要素嵌入鄉村產業發展環節，[20]助力鄉村產業振興的經濟基礎，致力于推進鄉村振興實現共同富裕驅動農業農村現代化進程。

（3）公共服務要素驅動縮小區域、城鄉發展差距。統籌區域、城鄉公共資源的公平、合理配置，促使鄉村地區的自然資源、資金、勞動力等要素的充分流動，實現基本公共服務均等化以推進共同富裕目標的實現。據此，本文提出：

假設3：鄉村振興通過城鄉融合發展機制，促使農民增收、城鄉協同發展，對共同富裕的實現起著積極作用。

二、研究設計

（一）空間計量模型構建

本文旨在檢驗地區鄉村振興與共同富裕程度的空間關聯。為測算鄉村振興與共同富裕的空間關系，引入空間計量模型，基于已有的研究成果，本文的空間計量模型設置如下：

lnCim=？資0+？酌WlnCim+？茁1lnUit+？茁2lnSit+？夼1WlnUit+？夼2WlnSit+" it，" it=？姿W" it+？滓it" 式（1）

其中，lnCim代表因變量，即地區i在m時期的共同富裕程度；lnUim代表核心自變量，即地區i在m時期的鄉村振興發展水平，Wim代表空間權重矩陣，？酌、？夼、？姿分別代表空間自回歸系數、自變量空間滯后項系數和空間自相關系數，若？夼=？姿=0且？酌≠0，則式（1）為空間滯后模型（SLM）；若？酌=？夼=0且？姿≠0，則式（1）為空間誤差模型（SEM）；若？姿=0，且？酌和？夼均不為0，則式（1）為空間杜賓模型（SDM）。Sit為包含交互項在內的所有自變量，？茁為對應的回歸系數，且式（1）中？滓it滿足獨立同分布假定。？資0為不隨個體變化的截距項。

（二）空間權重矩陣設定

1.地理距離矩陣

區域關聯程度會隨地理距離的增加而減弱，因此，本文選用地理距離矩陣有代表意義。地理距離權重矩陣定義如下：

W1=g（x）=1/Tij" " i≠j0" " " i=j；其中，W1代表地理距離權重矩陣，Tij代表地區間的距離，基于省會城市經緯度數據計算獲取。

2.經濟距離矩陣

經濟聯系強弱往往從一定層面體現區域關聯程度，因此，本文選取經濟距離構造空間權重矩陣。經濟距離權重矩陣定義如下：

W2=1/■；

其中，W2代表經濟距離權重矩陣，■代表觀察期內地區人均GDP均值，i和j用于區分不同省份。

3.變量說明

（1）被解釋變量：共同富裕指數。借鑒劉培林[21]等的研究，綜合考慮數據代表性、可靠的、真實性、可獲取性，從富裕和共享兩個方面構建了包含2個一級指標，5個二級指標，18個三級指標的共同富裕評價指標體系（見表1），本文選用熵值法測算各省份共同富裕指數Cim。

表1" 共同富裕評價指標體系及各指標

（2）核心解釋變量：鄉村振興發展水平。借鑒宋川和張寧[22]的研究，從產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕等五個方面構建了鄉村振興評價指標體系（見表2），選用熵值法測算各省份鄉村振興水平（Uim）。

表2" 鄉村振興評價指標體系及各指標

（3）控制變量。①產業結構（i），選用第三產業增加值與第二產業增加值之比表示。②政府行為（g），選用財政支出占GDP比重衡量。③教育水平（e），選用各省高校在讀人數占總人口比重表示。④對外開放程度（o），選用對外貿易額占GDP比重表示。

（4）中介變量。分別從城鄉融合發展水平（h）、創新驅動能力（w）兩個角度探究鄉村振興對共同富裕影響的傳導機制。其中，借鑒程明[23]的研究，從城鄉要素融合、城鄉公共服務融合、城鄉經濟融合、城鄉生態融合等四個方面構建城鄉融合發展水平評價指標體系（見表3）。借鑒王小娟等[24]的研究，從研究與試驗發展經費投入強度、研究與試驗發展人員全時當量、高技術產業企業數等三個方面構建創新驅動能力評價指標體系（見表4）。

表3" 城鄉融合發展水平評價指標體系

表4" 創新驅動能力評價指標體系

（三）數據來源

本文采用2014—2021年我國23個省份的面板數據，探究鄉村振興對共同富裕的影響效應。數據主要來源于農業農村廳、鄉村振興局網站，《中國農村統計年鑒》《中國城鄉建設統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國水利統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國統計年鑒》及各省份統計年鑒，少量缺失數據采用線性插值法補齊。各變量的指標說明與描述性統計見表5-1、表5-2。

表5-1" 指標說明

表5-2" 主要變量描述性統計

三、實證結果分析

（一）空間相關性檢驗

基于科學性、合理性的考慮，在使用空間計量模型前需要對變量進行空間相關性檢驗，檢驗結果如表6所示。在地理距離權重矩陣和經濟距離權重矩陣下，2014至2021年度，共同富裕指數的全域Moran指數均顯著為正，表明我國各省份共同富裕具有顯著的空間正相關關系，進一步顯示共同富裕程度較高的省份被其他水平較高的省份所包圍；共同富裕程度較低的省份被其他水平較低的省份所包圍，共同富裕呈現“高高—低低”的空間聚集特征。

表6" 空間相關性檢驗結果

（二）基準回歸分析

為了判斷使用空間計量模型的合理性，首先進行LM檢驗，從表7獲悉，Robust LM和LM值均通過1%水平的顯著性檢驗，即拒絕原假設，表明本文使用空間計量模型是合理的。其次，本文通過比較非空間面板模型殘差項的穩健性拉格朗日乘數判定應該采用何種空間計量模型，還需測算Wald和LR值來考察SDM能否被SLM和SEM所替代。從表7可知，Wald和LR值均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明SDM不能被SLM和SEM所替代。再次，獲悉hausman test的參數估計值通過了1%水平的顯著性檢驗，表明應選用固定效應。綜上，本文選取固定效應的空間杜賓模型。

表7" LM、LR及Wald-test檢驗結果

回歸結果見表8。從第一列可知，基于OLS回歸結果，鄉村振興發展水平系數為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明各省份鄉村振興總體實力的增強可顯著推進共同富裕程度。究其原因，鄉村振興通過產業、文化、生態、組織等加速城鄉要素流動，優化城鄉資源配置，推進共同富裕程度。驗證了假設1。基于地理權重矩陣，采用空間杜賓模型，檢測各省份鄉村振興發展水平對共同富裕的效應。從列3可知，鄉村振興系數為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明各省份鄉村振興發展水平對富裕度起著顯著的推進作用。進一步闡明鄉村振興能促使經濟水平的提升和創新實力的增強，加深富裕程度。而列4、列7，在地理權重矩陣與經濟權重矩陣的測算下，鄉村振興系數均顯著為負，表明各省份鄉村振興發展水平對共享度起著顯著的阻礙作用。

表8" 基準回歸結果

注：*、**、***分布表示通過10%、5%、1%的顯著性檢驗，括號內的數值為標準誤。

根據偏微分方程對地理距離矩陣下的模型結果進行分解（見表9），從第1列可知，鄉村振興發展水平的直接效應顯著為正，表明各省份鄉村振興發展水平對富裕度起促進作用，再次驗證了假設1。從第4列可知，鄉村振興發展水平的直接效應顯著為負，表明各省份鄉村振興發展水平對共享度起阻礙作用。從第5列可知，鄉村振興發展水平的間接效應顯著為正，反映出鄉村振興發展水平可通過產業結構、政府行為、教育水平、對外開放水平等途徑推動各省份共享度的提升。

表9" 直接效應與間接效應

注：*、**、***分布表示通過10%、5%、1%的顯著性檢驗，括號內的數值為標準誤。

（三）穩健性檢驗

1.替換空間權重矩陣

進一步根據偏微分方程對經濟距離矩陣下的模型結果進行分解（見表10），從第1列可知，鄉村振興發展水平的直接效應顯著為正，表明各省份鄉村振興發展水平對共同富裕起促進作用。從第4列可知，鄉村振興發展水平的直接效應顯著為正，表明各省份鄉村振興發展水平對富裕度起促進作用。從第7列可知，鄉村振興發展水平的直接效應顯著為正，表明各省份鄉村振興發展水平對共享度起促進作用。從第8列可知，鄉村振興發展水平的間接效應顯著為正，表明各省份鄉村振興發展水平可通過產業結構、政府行為、教育水平、對外開放水平等途徑推動各省份共享度的提升。

表10" 直接效應與間接效應

注：*、**、***分布表示通過10%、5%、1%的顯著性檢驗，括號內的數值為標準誤。

2.內生性問題

如果擾動項為球形擾動項（滿足同方差，無自相關），2SLS是最有效的。但是如果擾動項存在異方差或自相關，則選用更有效的方法即“系統GMM”。為避免反向因果問題所導致的估計誤差，本文采用系統GMM和2SLS進行估計，結果見表11。獲悉系統GMM和2SLS回歸結果下的Difference in J-stats值均未通過顯著性檢驗，即拒絕原假設，表明核心自變量的內生性問題比較弱，不會對本文的研究結果產生系統性問題；顯示研究結果依然較為穩健。其中，Difference in J-stats表示過度識別檢驗的參數；表示的一階滯后項。

表11" 內生性檢驗結果

（四）異質性分析

不同地區的鄉村振興發展水平對其共同富裕的影響程度不同。基于地理距離權重矩陣，采用空間杜賓模型對東、中、西部進行檢測。從表12可知，西部地區的鄉村振興系數為正，表明西部地區鄉村振興能促使共同富裕的推進。西部地區鄉村振興空間滯后項系數為負，但未通過10%的顯著性檢驗，即無法從定量的角度證實西部地區鄉村振興水平的提升對中、東部地區的共同富裕起著負相關作用。在控制變量方面，西部地區產業結構系數及其空間滯后系數均為正，均在1%水平上顯著，表明西部地區產業結構升級對本地區與中、東部地區共同富裕起著顯著的正相關作用。中部地區的鄉村振興系數為正，表明中部地區鄉村振興能促使共同富裕的推進。中部地區鄉村振興空間滯后項系數為正，表明中部地區鄉村振興水平的提升對東、西部地區的共同富裕起著正相關作用。在控制變量方面，中部地區產業結構系數及其空間滯后系數均為正，均在1%水平上顯著，表明中部地區產業結構升級對本地區與西、東部地區共同富裕起著顯著的正相關作用。東部地區鄉村振興系數為正，表明東部地區鄉村振興能促使共同富裕的推進。同理，東部地區鄉村振興空間滯后系數為負，且通過10%的顯著性檢驗，即無法從定量的角度證實東部地區鄉村振興水平的提升對中、西部地區的共同富裕起著負相關作用。

表12" 地區異質性回歸結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，括號內為標準誤值。

四、影響機制分析

選用h（城鄉融合發展水平）、w（創新驅動能力）作為模型的機制變量，創建如下計量模型，來探究各省份鄉村振興水平對共同富裕（共同度、富裕度）的影響機制。

lnF=x0+x1lnU1+x2lnU2+x3 ？灼im" " （2）

其中，F為機制變量，包括h（城鄉融合發展水平）、w（創新驅動能力）；x0表示截距項，xi（i=1，2，3）代表變量系數， ？灼im表示隨機擾動項。

lnCim=v0+vlnU1+v2lnU2+v3lnF+v4 ？灼im" "（3）

其中，v0代表截距項，vi（i=1，2，3，4）變量系數。

第一，城鄉融合發展水平。將城鄉融合發展水平（h）作為機制變量，基于式（2）（3）測算，結果見表13。鄉村振興通過城鄉融合發展水平對共享度的間接效應指數為0.96380.9436=0.9094，直接效應指數為-0.0091，總效用指數為0.9003，表明鄉村振興通過城鄉融合發展水平促使共享度的提升。鄉村振興通過城鄉融合發展水平對富裕度的間接效應指數為0.96380.6759=0.6514，直接效應指數為0.199，總效用指數為0.8504，表明鄉村振興通過城鄉融合發展水平促使富裕度的提升。究其原因，城鄉融合發展通過產業、生態、金融、公共服務等要素驅動助力共同富裕目標的實現。驗證了假設3。

表13" 鄉村振興水平通過城鄉融合發展對共享度及富裕度的影響

注：*、**、***分布表示通過10%、5%、1%的顯著性檢驗，括號內的數值為標準誤。

第二，創新驅動能力。將創新驅動能力（w）作為機制變量，基于式（2）（3）測算，結果見表14。鄉村振興通過創新驅動能力對共享度的間接效應指數為1.13950.3121=0.3556，直接效應指數為0.4948，總效用指數為0.8504，表明鄉村振興通過創新驅動能力促使共享度的提升。鄉村振興通過創新驅動能力對共享度的間接效應指數為1.13950.4080=0.4649，直接效應指數為0.4354，總效用指數為0.9003，表明鄉村振興通過創新驅動能力促使富裕度的提升。究其原因，創新驅動通過技術進步促使經濟結構優化，通過科研成果的運用提升經濟效率，最終促使經濟總量增加，助力共同富裕目標的實現，驗證了假設2。

表14" 鄉村振興通過創新驅動能力對共享度及富裕度的影響

注：*、**、***分布表示通過10%、5%、1%的顯著性檢驗，括號內的數值為標準誤。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

第一，基于OLS回歸結果，得出結論各省份鄉村振興發展水平對其共同富裕程度起著顯著的推進作用。基于地理矩陣權重矩陣，采用空間杜賓模型，檢測各省份鄉村振興發展水平對共同富裕的效應及作用機制，獲悉：各省份鄉村振興發展水平對富裕度起著顯著的推進作用；各省份鄉村振興發展水平對共享度起著顯著的阻礙作用。

第二，根據偏微分方程對地理距離矩陣下的模型結果進行分解，各省份鄉村振興發展水平對富裕度起促進作用；各省份鄉村振興發展水平對共享度起阻礙作用。鄉村振興發展水平可通過產業結構、政府行為、教育水平、對外開放水平等途徑推動各省份共享度的提升。

第三，根據偏微分方程對經濟距離矩陣下的模型結果進行分解，各省份鄉村振興發展水平對共同富裕起促進作用，各省份鄉村振興發展水平對富裕度起促進作用，各省份鄉村振興發展水平對共享度起促進作用，各省份鄉村振興發展水平可通過產業結構、政府行為、教育水平、對外開放水平等途徑推動各省份共享度的提升。

第四，基于地理距離權重矩陣，采用空間杜賓模型對東、中、西部進行檢測，西部地區鄉村振興能促使共同富裕的推進，西部地區鄉村振興水平的提升對中、東部地區的共同富裕起著負相關作用，西部地區產業結構升級對本地區與中、東部地區共同富裕起著顯著的正相關作用。中部地區鄉村振興能促使共同富裕的推進，中部地區鄉村振興水平的提升對西、東部地區的共同富裕起著正相關作用，中部地區產業結構升級對本地區與西、東部地區共同富裕起著顯著的正相關作用。東部地區鄉村振興能促使共同富裕的推進，東部地區鄉村振興水平的提升對中、西部地區的共同富裕起著負相關作用。

第五，探究城鄉融合發展水平、創新驅動能力在鄉村振興與共同富裕之間發揮了怎樣的作用，得出：鄉村振興通過城鄉融合發展水平、創新驅動能力促使富裕度與共享度的提升。

（二）政策建議

（1）創新城鄉融合體制機制

創新城鄉融合機制體制是破除城鄉之間制度壁壘的關鍵。[25]基于實證分析結果，鄉村振興通過城鄉融合發展促使富裕度與共享度的提升。創新城鄉融合體制機制，形成促進共同富裕的體制機制合力，將進一步實現高質量的城鄉融合發展和城鄉地區的共同富裕。一是改革創新農村土地制度。推進農村土地資源三權分置上的產權化、市場化、股權化，以土地資源增值收益分配體系吸納城市工商資本注入，繼而激活農村土地資源的開發潛力。[26]二是健全農業經營體系。培育新型農業經營主體，聯結企農利益，打造多元化且規模適度的農業經營模式，加快推進新型經營主體的政策引領體系，引導小農戶融入現代農業發展體系。三是創建城鄉一體的公共服務供給體系。發揮城市的輻射帶動作用，助力周邊農村地區的社會福利供給。以城鄉互促與城鄉融合的方式推進城鄉在教育、醫療、就業、住房等方面的一體化發展，促使公共服務保障與社會福利供給的城鄉一體化聯動。

（2）推進產業結構升級

通過產業結構升級來穩固實體經濟，為共同富裕的推進提供強有力的產業支撐。[27]在東部地區推行產業升級新路徑，加快創建全球高端產業聚集地。在中、西部地區推行傳統產業改造升級的路子，依托自身的優勢產業，在產業集群的過程中不斷拓寬產業類型，做優做強本地化經濟與城市化經濟。

（3）發揮創新驅動的積極作用

基于實證分析結果，得出鄉村振興通過創新驅動促使富裕度與共享度的提升。因此，實施鄉村振興科技支撐行動，有助于縮小地區間的發展差距，城鄉發展差距。積極探索西部地區創新發展路徑，依托數字經濟，打造科技實力強、產業優質、生態環境優美的創新型縣市區。科技驅動鄉村振興，加強特色產業發展、[28]智慧鄉村建設、鄉村環境提升、文化創意等項目的展開，積極培育新動能，培養眾多適應鄉村振興建設的新型職業農民。

參考文獻：

[1]" 張音音.鄉村振興助推農村共同富裕的價值內核、道路

羈絆與應然路徑[J].農業經濟，2024，（07）：41-44.

[2]" 劉培林，錢滔，黃先海等.共同富裕的內涵、實現路徑與測

度方法[J].管理世界，2021，37（08）：117-129.

[3]" 李實.共同富裕的目標和實現路徑選擇[J].經濟研究，

2021，56（11）：4-13.

[4]" 孫九霞，王淑佳.基于超循環理論的鄉村振興推動共同富

裕路徑解構[J].自然資源學報，2023，38（08）：1955-1967.

[5]" 王彥龍，徐康洲.高質量鄉村振興與共同富裕融合：理論

關聯、邏輯解構與路徑探索[J].農村經濟，2024，（06）：47-56.

[6]" 張曾蓮，鄧文悅揚.鄉村振興與共同富裕耦合協調度的統

計檢驗[J].統計與決策，2024，40（10）：63-68.

[7]" 陳輝，梁勇，田勇.鄉村產業振興促進農民農村共同富裕

的內在機理和實現路徑[J].農業經濟，2024，（05）：75-78.

[8]" 李林.鄉村振興與共同富裕：理論邏輯、現實挑戰與實現

路徑[J].河北大學學報（哲學社會科學版），2024，49（02）：

125-136.

[9]" 宋保勝，劉保國.科技創新助推鄉村振興的有效供給與對

接[J].甘肅社會科學，2020，（06）：204-212.

[10] 傅巧靈，李媛媛，趙睿.數字普惠金融推進脫貧地區鄉村

全面振興的邏輯、問題與建議[J].宏觀經濟研究，2022，

（06）：49-56.

[11] 于東超.高等教育助力鄉村振興的時代詮釋[J].中國高等

教育，2021，（22）：53-55.

[12] 韓嘉航.鄉村振興推動共同富裕：邏輯關系、現實挑戰與

實踐進路[J].湖北經濟學院學報（人文社會科學版），2023，

20（05）：37-41.

[13] 劉強，李冬，徐生霞.鄉村振興賦能共同富裕的影響機制

與實現路徑[J].農村經濟，2024，（05）：15-29.

[14] 宋保勝，劉保國.科技創新助推鄉村振興的有效供給與對

接[J].甘肅社會科學，2020，（06）：204-212.

[15] 王正，左文進.數據要素配置、創新驅動與共同富裕[J].技

術經濟與管理研究，2024，（01）：79-84.

[16] Edosomwan.Integrating innovation and technology manag

ement [M].John Wiley And Sons，1989.

[17] Peneder.M.Industrial structure and aggregate growth[J].

Structural Change and Economic Dynamics，2003（14）：

427-448.

[18] 魏后凱.實施鄉村振興戰略的關鍵與難題[J].山東經濟戰

略研究，2018，（11）：34-35.

[19] 張潤君，任懷玉.鄉村振興精神及其培育[J].甘肅社會科

學，2020，（03）：92-99.

[20] 郭艷，林源.鄉村振興戰略下西部地區農民增收路徑研

究——以貴州為例[J].遵義師范學院學報，2020，22（06）：

57-61.

[21] 劉培林，錢滔，黃先海等.共同富裕的內涵、實現路徑與測

度方法[J].管理世界，2021，37（08）：117-129.

[22] 宋川，張寧.河北省鄉村振興水平評價及空間差異研究[J/

OL].中國農業資源與區劃：1-11[2023-08-27].

[23] 程明.我國城鄉融合發展水平測度與空間演化格局研

究——來自2015—2019年省級數據實證分析[J].綿陽

師范學院學報，2023，42（06）：17-27.

[24] 王小娟，陳曦.數字普惠金融、創新驅動與共同富裕[J].統

計與決策，2023，39（13）：138-143.

[25] 陳飛，馬召偉.新疆推動城鄉融合發展促進共同富裕的實

踐思考[J].新疆農墾經濟，2023，（08）：31-36.

[26] 李寧.城鄉共同富裕的邏輯理路與實現路徑[J].山東行政

學院學報，2023，（04）：115-121.

[27] 張凱，曹斌，李容.產業結構升級對共同富裕的影響及機

制研究[J].經濟問題探索，2023，（06）：140-156.

[28] 周林榮，趙立儀.鄉村振興背景下少數民族縣域特色產業

經濟效應研究[J].遵義師范學院學報，2023，25（03）：68-71+

74.

The Impact and Mechanism of Rural Revitalization on Common Prosperity

DU Jin

（ Panzhihua Municipal Party School，Panzhihua 617000， Sichuan，China ）

Abstract：By constructing the evaluation index system of common prosperity and rural revitalization， this paper uses the panel data of 23 provinces in China from 2014 to 2021， and adopts the two-way fixed effect model to explore the influence effect of rural revitalization on common prosperity. Research shows that： rural revitalization effectively promotes the promotion of common prosperity， and the conclusion is still stable after the stability test and endogenous test. The level of rural revitalization and development can promote the improvement of the sharing degree among all provinces through industrial structure， government behavior， education level， the level of opening up and other ways. The improvement of the level of rural revitalization in the central region plays a positive role in affecting the common prosperity of the western and eastern regions. Mechanism analysis shows that rural revitalization promotes the improvement of prosperity and sharing through the level of urban-rural integrated development and innovation-driven ability. At the present stage， we put forward policy suggestions such as innovating the system and mechanism of the integration of urban and rural areas， promoting the optimization and upgrading of the industrial structure， and giving full play to the positive role of innovation-driven development， in order to provide new ideas for realizing common prosperity.

Keywords：rural revitalization; common prosperity; urban-rural integration; innovation-driven

收稿日期：2024-07-29

基金項目：2023年四川省委黨校（行政學院）系統決策咨詢研究項目“特色產業引領縣域城鄉融合發展的調查研究——以

攀枝花為例”（項目編號QSZZ202318）。

作者簡介：杜瑾（1991-），女，陜西咸陽，碩士，助教，研究方向：區域城市化問題。