周 玉

（1.東南大學 馬克思主義學院，江蘇 南京 211189；2.亳州學院 亳文化研究中心，安徽 亳州 236800）

一、引言及文獻綜述

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(zhì)要求，也是一個長期的歷史過程”。站在新的歷史階段，全面深刻理解與把握共同富裕內(nèi)涵，滿足民眾共同殷切期盼，穩(wěn)步推進全體人民共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)性進展成為新時期中國式現(xiàn)代化建設的主要目標。當前，支撐中國共同富裕目標實現(xiàn)的勞動力、土地成本低等傳統(tǒng)要素的成本優(yōu)勢正逐漸消退。特別是在國內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨不進則退、逆水行舟的關(guān)鍵時期，產(chǎn)業(yè)鏈價值鏈遭受向上升級的壓力較大，導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨向不合理化發(fā)展，難以為共同富裕提供物質(zhì)基礎(chǔ)。創(chuàng)新要素作為創(chuàng)新活動的重要表現(xiàn)形式，以更大規(guī)模集聚創(chuàng)新人才、技術(shù)、資本等要素形成支撐效應，逐漸成為驅(qū)動共同富裕實現(xiàn)與推進中國式現(xiàn)代化的新引擎。通過著力聚合各類創(chuàng)新要素，積極完善創(chuàng)新要素配置機制，可有效調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與提升經(jīng)濟增長質(zhì)量，從而實現(xiàn)共同富裕。在此背景下，深入探究創(chuàng)新要素配置賦能的共同富裕實現(xiàn)路徑無疑具有重要現(xiàn)實意義。

關(guān)于創(chuàng)新要素配置的研究主要體現(xiàn)在以下兩方面：一是創(chuàng)新要素配置統(tǒng)計分類與測算。諸多學者從經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[1]、制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[2]等視角對創(chuàng)新要素配置進行統(tǒng)計分類及測算。二是創(chuàng)新要素配置相關(guān)實證研究。李曉峰等(2021)選用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)實證檢驗2001—2019 年珠三角地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新生產(chǎn)要素投入與配置情況，研究發(fā)現(xiàn)2014 年之前該地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出增長依賴資本投入驅(qū)動，2015 年后勞動驅(qū)動作用增強[3]。

關(guān)于共同富裕的研究，集中體現(xiàn)在三個方面：一是共同富裕影響因素研究，諸多學者從新型集體經(jīng)濟[4]、旅游業(yè)[5]、產(chǎn)業(yè)振興[6]對共同富裕的作用展開分析。二是共同富裕實現(xiàn)路徑研究。唐仟伍等(2022)提出應以完善收入分配制度、破除平均主義觀念、以現(xiàn)代技術(shù)賦能等方式促進共同富裕目標實現(xiàn)[6]。三是共同富裕評價指標體系研究，多數(shù)學者從富裕度、共同度、共享性、可持續(xù)性四個維度展開，構(gòu)建共同富裕評價指標體系[7-9]。

縱觀現(xiàn)有文獻內(nèi)容發(fā)現(xiàn)，鮮有學者將創(chuàng)新要素配置與共同富裕納入同一框架展開研究，已有理論分析多集中于創(chuàng)新要素配置或共同富裕各自的概念、測度、實施路徑等方面，缺乏二者關(guān)系的定量研究。鑒于此，文章嘗試構(gòu)建創(chuàng)新要素配置與共同富裕的評價指標體系，實證分析二者間深層次的關(guān)系。

二、機制分析與研究假設

1.創(chuàng)新要素配置對共同富裕的直接影響

文章試圖從創(chuàng)新要素配置影響富裕共享性、物質(zhì)生活富裕、精神生活富裕、生活環(huán)境宜居四個方面論述其在共同富裕中的作用。創(chuàng)新要素配置有助于實現(xiàn)富裕共享性。地區(qū)間、城鄉(xiāng)間、產(chǎn)業(yè)間創(chuàng)新要素配置潛能的提升，能夠強化城鄉(xiāng)公共服務配置，助力實現(xiàn)富裕共享性。創(chuàng)新要素配置可充分發(fā)揮以城帶鄉(xiāng)的作用，促進城鄉(xiāng)要素實現(xiàn)雙向自由流動與合理配置公共資源[10]，強化城鄉(xiāng)基層公共服務供給，全面增強公共服務普惠性，體現(xiàn)富裕共享性特征。創(chuàng)新要素配置有助于實現(xiàn)物質(zhì)生活富裕。創(chuàng)新要素配置可增強數(shù)字技術(shù)驅(qū)動效應[11]，推動經(jīng)濟新舊動能轉(zhuǎn)換，從而煥發(fā)經(jīng)濟發(fā)展活力。創(chuàng)新要素配置有助于實現(xiàn)精神生活富裕。創(chuàng)新要素配置能有效降低文化生產(chǎn)的要素成本，促進文化產(chǎn)業(yè)提質(zhì)增效，為居民實現(xiàn)精神生活富裕夯實基礎(chǔ)。創(chuàng)新要素配置除涵括傳統(tǒng)土地、勞動力與資本三要素外，還包含知識產(chǎn)權(quán)、特色文化資源、技術(shù)等文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的精神文化生產(chǎn)要素[12]。通過發(fā)揮創(chuàng)新要素配置作用，可促使文化生產(chǎn)要素自由組合與流動，助力以文化創(chuàng)新為著力點提升精神生活富裕，扎實推動共同富裕。創(chuàng)新要素配置有助于實現(xiàn)生活環(huán)境宜居。創(chuàng)新要素配置可增強地區(qū)集聚與配置各類資源要素的能力，促使政務服務體系完善，顯著提升民眾生活品質(zhì)，并創(chuàng)造美麗宜居的生活環(huán)境，著力推進共同富裕。創(chuàng)新要素配置加速公共資源要素共享開放，促使地區(qū)內(nèi)各類便民設施逐漸完善，滿足民眾生產(chǎn)生活的各類需求，打造宜居式生活環(huán)境。

基于上述分析，提出如下研究假設：

假設H1：創(chuàng)新要素配置能夠顯著驅(qū)動共同富裕。

2.創(chuàng)新要素配置對共同富裕的間接影響

（1） 鄉(xiāng)村振興效應

創(chuàng)新要素配置對鄉(xiāng)村振興的影響機理主要表現(xiàn)為：創(chuàng)新要素配置可促進城鄉(xiāng)在要素配置、規(guī)劃布局等方面相互融合。具體而言，創(chuàng)新要素配置可破除妨礙城鄉(xiāng)要素自由流動與公平交換的壁壘[13]，促使各類要素加速流向鄉(xiāng)村，在鄉(xiāng)村形成信息、人才、資金等要素匯聚與流動的良性循環(huán)，為鄉(xiāng)村振興發(fā)展注入新動能。鄉(xiāng)村振興對共同富裕的影響機理包括：第一，鄉(xiāng)村振興為共同富裕實現(xiàn)提供堅實產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。鄉(xiāng)村振興可加強城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)互動，助力城鄉(xiāng)基于新興技術(shù)的各要素、軟硬件、結(jié)構(gòu)、動能等構(gòu)建現(xiàn)代流通體系，暢通生產(chǎn)要素流動渠道，促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，助力實現(xiàn)共同富裕。第二，鄉(xiāng)村振興為共同富裕提供優(yōu)美環(huán)境[14]。生態(tài)宜居是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵，更是鄉(xiāng)村振興質(zhì)量的保證與實現(xiàn)共同富裕的重要體現(xiàn)。鄉(xiāng)村振興為各地區(qū)打造宜居村落提供各類要素支撐，并進一步激活鄉(xiāng)村內(nèi)生動能，為農(nóng)村群眾實現(xiàn)高品質(zhì)共同富裕提供優(yōu)美環(huán)境。綜上，文章提出如下假設：

假設H2：鄉(xiāng)村振興是創(chuàng)新要素配置驅(qū)動共同富裕的有效路徑。

（2） 新型城鎮(zhèn)化效應

創(chuàng)新要素配置對新型城鎮(zhèn)化的影響有：第一，創(chuàng)新要素配置會促使各類資源要素向回報率與增長率高的領(lǐng)域及地區(qū)轉(zhuǎn)移，引導資本、技術(shù)、人才等優(yōu)勢要素流向鄉(xiāng)村，破解城鄉(xiāng)間要素自由雙向流動過程中存在的不合理不充分問題，促進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展。第二，創(chuàng)新要素配置加速城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)鏈、創(chuàng)新鏈與供應鏈融合[15]，引導城市信息技術(shù)、優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)等要素流向鄉(xiāng)村。同時，創(chuàng)新要素配置能有效挖掘鄉(xiāng)村潛在優(yōu)勢與資源要素，加速城鄉(xiāng)人才、技術(shù)、數(shù)據(jù)等要素有效對接，推進新型城鎮(zhèn)化建設。新型城鎮(zhèn)化對共同富裕的影響包括：一方面，新型城鎮(zhèn)化有助于縮小富裕差異性。具體地，新型城鎮(zhèn)化可促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，改變農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化滯后、城鄉(xiāng)居民收入差距、鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設施建設滯后等問題[16]，有助于不斷縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距。另一方面，新型城鎮(zhèn)化有利于實現(xiàn)富裕共享性。通過加速新型城鎮(zhèn)化建設，可優(yōu)化城鎮(zhèn)空間布局[17]，提高各類資源要素配置效率與質(zhì)量，從而助推地區(qū)范圍內(nèi)社會保障水平提升、基礎(chǔ)設施完善、信息應用能力強化，形成優(yōu)勢互補的區(qū)域協(xié)同發(fā)展新格局，實現(xiàn)富裕共享。據(jù)此，提出如下假設：

假設H3：新型城鎮(zhèn)化建設是創(chuàng)新要素配置驅(qū)動共同富裕的重要路徑。

三、模型設計與變量說明

1.模型設定

為實證分析創(chuàng)新要素配置對共同富裕的影響，建立以下基本模型：

其中，COPRit為區(qū)域i 在t 時期實現(xiàn)共同富裕；AOIEit代表區(qū)域i 在t 時期的創(chuàng)新要素配置水平；ACit指影響COPR 的控制變量合集；μi、υt、εit分別表示個體、時間固定效應及隨機干擾項。

為探究創(chuàng)新要素配置對共同富裕的作用機制，進一步使用中介效用模型對鄉(xiāng)村振興與新型城鎮(zhèn)化的中介效應實施檢驗，并構(gòu)建如下模型：

上述模型中，模型(2)表示創(chuàng)新要素配置AOIE 對中介變量IV 的檢驗；模型(3)指創(chuàng)新要素配置AOIE 與中介變量IV 對共同富裕COPR 的檢驗，其中將IV 分解為鄉(xiāng)村振興(INSU)與新型城鎮(zhèn)化(NURB)兩方面。需注意的是，在模型(1)中，若估計系數(shù)α1顯著為正，則創(chuàng)新要素配置對共同富裕COPR 呈顯著促進作用。分別對模型(2)及模型(3)進行回歸，若估計系數(shù)β1和γ1同時顯著且符合理論預期，則表明創(chuàng)新要素配置可通過中介因素影響共同富裕。

2.變量說明

（1） 被解釋變量：共同富裕(COPR)

借鑒解安和侯啟緣(2022)[18]、傅才武和高為(2022)[19]的方法，從富裕差異性和共享性代替“共同”指標；從物質(zhì)生活富裕、精神生活富裕和生活環(huán)境宜居角度來測度“富裕”程度。同時，借助主成分分析法對各指標降維處理，計算各指標權(quán)重，進而加權(quán)綜合得到共同富裕指數(shù)。

（2） 核心解釋變量：創(chuàng)新要素配置(AOIE)

借鑒門秀萍等(2022)[20]、田甜(2022)[21]研究成果，從勞動創(chuàng)新要素配置、技術(shù)創(chuàng)新要素配置、數(shù)據(jù)創(chuàng)新要素配置、知識創(chuàng)新要素配置、制度創(chuàng)新要素配置五個層面構(gòu)建創(chuàng)新要素配置評價指標體系。為避免所構(gòu)指標存在量綱問題，對指標實施標準化處理，并進行賦權(quán)，從而測算創(chuàng)新要素配置指數(shù)。

（3） 控制變量(AC)

考慮到可能存在影響共同富裕實現(xiàn)的其他因素，借鑒相關(guān)學者研究[22，23]，選取金融發(fā)展水平(FIN)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IND)、城市失業(yè)率(URB)作為控制變量。其中，金融發(fā)展水平采用年末金融機構(gòu)人民幣各項貸款余額與當年國民生產(chǎn)總值的比值來衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值占國民生產(chǎn)總值比重來衡量；城市失業(yè)率采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)人員數(shù)與城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員期末人數(shù)的比值來衡量。

（4） 中介變量

鄉(xiāng)村振興(INSU)，參考張琦、李順強等(2022)[24]研究成果，采用地方城鄉(xiāng)社區(qū)支出總額/地方人口數(shù)量的比重衡量；新型城鎮(zhèn)化(NURB)，參考張亞軍(2022)[25]研究結(jié)論，選擇戶籍人口城鎮(zhèn)化率衡量新型城鎮(zhèn)化。

鑒于數(shù)據(jù)可得性，本研究選取2012—2020 年中國30 個省份（西藏與港澳臺數(shù)據(jù)缺失較多，故將其排除） 的面板數(shù)據(jù)進行研究。上述變量數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》 《中國科技統(tǒng)計年鑒》 《中國信息年鑒》 《中國金融年鑒》 《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》 《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、各省份統(tǒng)計年鑒。

四、實證分析

1.基準回歸結(jié)果

為規(guī)避潛在的異方差問題，進一步使用地區(qū)聚類的穩(wěn)健標準誤展開分析，具體控制個體與時間效應后創(chuàng)新要素配置對共同富裕的估計結(jié)果，如表1 所示。模型(1)為未加入控制變量，用于分析創(chuàng)新要素配置對共同富裕的影響，結(jié)果顯示，創(chuàng)新要素配置系數(shù)在1%置信水平上顯著，說明創(chuàng)新要素配置可有效驅(qū)動共同富裕，假設H1 得以驗證。模型(2)～(4)將控制變量納入后，回歸結(jié)果仍通過顯著性檢驗。就模型(4)回歸結(jié)果來看，創(chuàng)新要素配置的系數(shù)值為0.388，小于模型(1)的0.532，反映出在未考慮控制變量情況下會放大創(chuàng)新要素配置對共同富裕的驅(qū)動效應。就控制變量視角來看，金融發(fā)展水平系數(shù)為0.171，在1%置信水平上顯著為正，意味著金融發(fā)展水平對共同富裕具有促進作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)為0.196，在1%置信水平上顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以助推共同富裕的實現(xiàn)。

表1 創(chuàng)新要素配置對共同富裕實現(xiàn)的影響估計結(jié)果

2.創(chuàng)新要素配置驅(qū)動共同富裕實現(xiàn)的路徑

進一步檢驗創(chuàng)新要素配置對共同富裕的具體驅(qū)動路徑，從而明確兩者間的作用機理，檢驗結(jié)果如表2 所示。

表2 創(chuàng)新要素配置對共同富裕實現(xiàn)的影響路徑

模型(5)是創(chuàng)新要素配置對共同富?？傆绊懶?。模型(6)為創(chuàng)新要素配置對鄉(xiāng)村振興的影響，結(jié)果顯示創(chuàng)新要素配置的回歸系數(shù)為1.189，同時在1%的置信水平上顯著，說明創(chuàng)新要素配置可有效促進鄉(xiāng)村振興。模型(8)分析了創(chuàng)新要素配置與鄉(xiāng)村振興對共同富裕的影響，可知其回歸系數(shù)分別為0.346 和0.149，均通過顯著性檢驗，但小于總效應系數(shù)，表明鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生部分中介效應。由模型(8)結(jié)果可知，鄉(xiāng)村振興的中介效應系數(shù)為0.149，即創(chuàng)新要素配置通過鄉(xiāng)村振興間接驅(qū)動共同富裕產(chǎn)生的中介效應占比為14.90%，直接驅(qū)動效應占比為85.10%，反映出鄉(xiāng)村振興在創(chuàng)新要素配置對共同富裕的影響中起部分間接促進作用，假設H2 得以驗證。模型(8)與模型(9)研究了新型城鎮(zhèn)化的驅(qū)動路徑。模型(8)中的創(chuàng)新要素配置系數(shù)為0.923，并在5%水平上顯著，表明創(chuàng)新要素配置可顯著提高新型城鎮(zhèn)化。模型(9)中，創(chuàng)新要素配置與新型城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)分別為0.355、0.151，并在5%統(tǒng)計水平上顯著，但小于模型(5)中創(chuàng)新要素配置的系數(shù)，表明新型城鎮(zhèn)化同樣產(chǎn)生部分中介效應。通過計算可知，新型城鎮(zhèn)化的中介系數(shù)為0.143，表明新型城鎮(zhèn)化中介效應占比為14.30%，創(chuàng)新要素配置的直接驅(qū)動效應占比為85.70%，驗證了假設H3。

3.穩(wěn)健性檢驗

（1） 控制固定效應

需注意的是，經(jīng)濟發(fā)展水平與共同富裕程度較高的地區(qū)，其創(chuàng)新要素配置水平也較高，從而可能引致實證同樣面臨內(nèi)生問題，故設定地區(qū)與年份的交互效應，以緩解創(chuàng)新要素配置帶來的宏觀性環(huán)境變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，摒除宏觀因素后，基準回歸結(jié)果仍舊穩(wěn)健。

（2） 替換關(guān)鍵變量

第一，重新測算創(chuàng)新要素配置。利用主成分法展開降維處理，緊接著重新計算創(chuàng)新要素配置的指標權(quán)重，再進行面板數(shù)據(jù)回歸。結(jié)果顯示，創(chuàng)新要素配置回歸系數(shù)仍通過顯著性檢驗。

第二，剔除異常樣本。由于樣本選擇過程中可能存在異常值情況，基準檢驗結(jié)果同樣可能存在不準確情況，故剔除樣本中小于1%與大于99%分位數(shù)異常值后重新進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示，創(chuàng)新要素配置的系數(shù)值均未發(fā)生任何變化，再次證明基準回歸穩(wěn)健。

五、進一步分析

1.空間溢出效應

在運用空間面板計量方法前，需要先對創(chuàng)新要素配置指數(shù)與共同富裕指數(shù)實行空間自相關(guān)檢驗。利用Moran's I 指數(shù)計算地理距離空間權(quán)重矩陣下2012—2020 年度創(chuàng)新要素配置對共同富裕影響的空間效應，結(jié)果如表3 所示。由此可知，二者在地理距離空間權(quán)重矩陣下的Moran's I 指數(shù)均達到1%顯著性水平，這一結(jié)論反映出各省份創(chuàng)新要素配置和共同富裕在不同年度均具有顯著空間自相關(guān)性，并呈現(xiàn)集聚情況。

表3 創(chuàng)新要素配置與共同富?？臻g相關(guān)性檢驗

空間自相關(guān)檢驗的建立意味著可運用空間計量回歸法。對此，通過借鑒馬晴、王高玲(2019)[26]檢驗方式，進行LR 檢驗、LM 檢驗及Hausman 檢驗，并確定采用雙向固定的空間杜賓模型。表4 模型(10)～(12)結(jié)果顯示，創(chuàng)新要素配置的直接效應、間接效應及總效應估計系數(shù)均通過1%顯著正向檢驗，說明創(chuàng)新要素配置可打破地理距離對鄉(xiāng)村振興和新型城鎮(zhèn)化的空間約束，促使創(chuàng)新要素跨區(qū)域流動及整合，推進本地區(qū)及鄰近地區(qū)實現(xiàn)共同富裕目標。

表4 創(chuàng)新要素配置影響共同富裕的空間模型回歸結(jié)果

由表4 模型(12)的空間效應分解結(jié)果可知，創(chuàng)新要素配置對共同富裕的直接效應為0.425，間接效應為0.512，直接效應占總效應的45.36%，間接效應占總效應的54.64%。由此可知，三種空間權(quán)重矩陣下的分解結(jié)果具有一致性，其中間接效應是驅(qū)動創(chuàng)新要素配置對共同富裕主要推動力，而直接效應的貢獻率較小。

2.共同富裕分項檢驗

為考察創(chuàng)新要素配置對共同富裕五維度的影響是否存在差異，文章將創(chuàng)新要素配置分別與富裕差異性、富裕共享性、物質(zhì)生活富裕、精神生活富裕、生活環(huán)境宜居展開個體時間雙固定回歸，具體結(jié)果如表5 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新要素配置對富裕共享性、物質(zhì)生活富裕、精神生活富裕、生活環(huán)境宜居四個維度具有正向促進作用，僅對富裕差異性呈負向影響。

表5 共同富裕分項檢驗結(jié)果

六、結(jié)論及啟示

文章選取中國2012—2020 年30 個省份面板數(shù)據(jù)，在建立創(chuàng)新要素配置發(fā)展指數(shù)與共同富裕指數(shù)基礎(chǔ)上，全方位檢驗創(chuàng)新要素配置對共同富裕的驅(qū)動作用以及內(nèi)在影響機制。結(jié)果顯示：其一，創(chuàng)新要素配置顯著推進共同富裕，同時在融入工具變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果依舊成立。其二，鄉(xiāng)村振興、新型城鎮(zhèn)化在創(chuàng)新要素配置對共同富裕的影響中起到顯著的中介作用，強化鄉(xiāng)村振興和新型城鎮(zhèn)化對創(chuàng)新要素配置賦能共同富裕具有重要作用。其三，創(chuàng)新要素配置對共同富裕的影響存在空間溢出效應。其四，在共同富裕的分項檢驗中，創(chuàng)新要素配置對富裕差異性尚無顯著性影響，而對生活環(huán)境宜居的促進作用最強。

依據(jù)上述結(jié)論，文章提出如下政策啟示：

第一，盤活科技創(chuàng)新要素，為共同富裕“聚智”。根據(jù)結(jié)論可知，各地區(qū)推動共同富裕方面有所差異，即西部地區(qū)享受到的創(chuàng)新要素配置紅利比中部、東部地區(qū)更大。為此，各地區(qū)需大力推進人才、科技、信息、管理等各類資源要素持續(xù)流動，強化區(qū)域間的流通與信息交互，推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。一方面，要促進區(qū)域間科技創(chuàng)新要素合理流動。以科技支持縮小區(qū)域差距為重點，大力推進人才、科技、信息、管理等各類資源要素持續(xù)流動。另一方面，要推動科技創(chuàng)新要素在各區(qū)域產(chǎn)業(yè)間的高效流動，推動各地區(qū)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級。立足于此，須建立健全的動態(tài)監(jiān)管制度，以消除不合理的市場準入制度。同時，要建立各地區(qū)產(chǎn)業(yè)互動科技創(chuàng)新空間結(jié)構(gòu)，引導第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)互動共生發(fā)展，最終實現(xiàn)共同富裕。

第二，推進城鄉(xiāng)公共服務均等化，為共同富裕“聚能”。首先，要積極掌握城鄉(xiāng)居民社會共享服務中的現(xiàn)實需要，將基本公共服務建設向鄉(xiāng)村偏進，推進城鄉(xiāng)公共服務制度并軌，實現(xiàn)從“形式普惠”轉(zhuǎn)向“實質(zhì)公平”。其次，破除城鄉(xiāng)分割體制問題，依據(jù)城鄉(xiāng)一體化的核心標準，提高公共基礎(chǔ)設施與服務建設的科學化、數(shù)字化水平，推動城鄉(xiāng)公共服務均等化。最后，要大力突出鄉(xiāng)村特色，以適應國家綠色發(fā)展需求，積極建設農(nóng)村居民居住環(huán)境，為公共服務均等化應用提供基本條件，加快城鄉(xiāng)居民共同富裕，為全面實現(xiàn)共同富裕夯實基礎(chǔ)。

第三，完善新型城鎮(zhèn)化建設體系，為共同富?！熬哿Α?。研究顯示，新型城鎮(zhèn)化在創(chuàng)新要素配置對共同富裕的影響中起到顯著的中介作用。因此，各地區(qū)優(yōu)化城鎮(zhèn)空間布局來提升空間配置效率，構(gòu)建大、中、小城市協(xié)調(diào)發(fā)展的新型城鎮(zhèn)化空間雛形，連接中心城市和周邊城鎮(zhèn)的經(jīng)濟社會聯(lián)系網(wǎng)，以形成互補、密切協(xié)作的區(qū)域協(xié)同發(fā)展新格局，加快共同富裕實現(xiàn)進程。

第四，推動鄉(xiāng)村振興提質(zhì)增效，為共同富?！熬蹌荨薄＝Y(jié)論表明，鄉(xiāng)村振興可有效賦能創(chuàng)新要素配置對共同富裕的促進作用。地方政府部門應圍繞當?shù)靥厣珒?yōu)勢農(nóng)業(yè)，擴大農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模與產(chǎn)品品質(zhì)，加速三產(chǎn)融合，為鄉(xiāng)村振興提質(zhì)增效夯實產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。同時，地方政府持續(xù)貫徹落實黨和國家支持鄉(xiāng)村振興的相關(guān)政策措施，不斷鞏固脫貧成效，為鄉(xiāng)村振興促進共同富裕強基固本。