張桂文 鄧晶晶 張曉鶴

［提要］ 城鄉(xiāng)發(fā)展不協(xié)調(diào)是我國(guó)社會(huì)主要矛盾的突出體現(xiàn),也是實(shí)現(xiàn)共同富裕的短板。本文在構(gòu)建城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展助力共同富裕理論機(jī)制的基礎(chǔ)上,采用空間杜賓固定效應(yīng)模型,分析了城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響,結(jié)果表明:(1)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕具有顯著的空間正向影響;(2)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的直接效應(yīng)、空間外溢效應(yīng)均顯著為正,表明本地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展不僅能夠促進(jìn)本地區(qū)的共同富裕,也可通過空間外溢效應(yīng)帶動(dòng)鄰近地區(qū)的共同富裕進(jìn)程;(3)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的外溢效應(yīng)具有空間衰減特征,當(dāng)區(qū)間距離超出500公里界線時(shí),雖然空間外溢效應(yīng)仍存在,但影響系數(shù)很小且不具顯著性。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

中國(guó)已成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體,如期建成了小康社會(huì),提前10年完成了《聯(lián)合國(guó)2030年可持續(xù)發(fā)展議程》相關(guān)減貧目標(biāo),并走上了共同富裕的康莊大道。習(xí)近平總書記多次強(qiáng)調(diào)“共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求”,在新的發(fā)展階段,必須“推動(dòng)全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”,“中國(guó)式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化”。黨的十九大以來,全體人民的富裕程度不斷提高,即使在受新冠疫情影響的2020年,人均GDP也實(shí)現(xiàn)了2.87%的正向增長(zhǎng),達(dá)到10434.7752美元,接近世界人均GDP(10918.7228美元)。居民收入雖實(shí)現(xiàn)了與國(guó)民經(jīng)濟(jì)同步增長(zhǎng),但收入分配情況并沒有持續(xù)性改善,居民人均可支配收入基尼系數(shù)仍處于高位(2020年基尼系數(shù)為0.468)。城鄉(xiāng)收入差距呈不斷縮小趨勢(shì),但城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)壁壘依然存在,2021年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入分別為47412元、18931元,城鄉(xiāng)收入比為2.504,與發(fā)達(dá)國(guó)家如英國(guó)(城鄉(xiāng)收入比接近于1)、發(fā)展中國(guó)家印度(城鄉(xiāng)收入比將近1.9)相比差距明顯,甚至高于非洲低收入國(guó)家烏干達(dá)(城鄉(xiāng)收入比最高2.3 左右)(李實(shí)等,2021)。[1]可見城鄉(xiāng)發(fā)展不協(xié)調(diào)是我國(guó)社會(huì)主要矛盾的突出體現(xiàn),也是實(shí)現(xiàn)共同富裕的短板。

學(xué)者們高度關(guān)注共同富裕這一新時(shí)代重大理論與實(shí)踐問題,破題角度可以概括為歷史演進(jìn)、理論內(nèi)涵、量化測(cè)度以及實(shí)踐路徑等。從歷史演進(jìn)角度出發(fā),在梳理百年共同富裕演進(jìn)歷程及理論創(chuàng)新的基礎(chǔ)上,探索實(shí)現(xiàn)共同富裕的可能路徑(蔣永穆、豆小磊,2021;[2]侯曉東等,2022[3]),指出中國(guó)共產(chǎn)黨自成立之日起,就以共同富裕為價(jià)值目標(biāo),其所處歷史方位的變遷決定了對(duì)共同富裕追求的歷史方位變遷(歐健,2022)。[4]從理論內(nèi)涵角度出發(fā),共同富裕包含作為目標(biāo)的共同富裕與作為結(jié)果的共同富裕兩層含義(范從來、謝超峰,2018),[5]具有生產(chǎn)力、生產(chǎn)關(guān)系兩個(gè)層面的內(nèi)涵(付文軍、姚莉,2021),[6]以系統(tǒng)論為切入點(diǎn),新時(shí)代實(shí)現(xiàn)全體人民富裕是一項(xiàng)復(fù)雜系統(tǒng)工程,具有“一個(gè)也不能掉隊(duì)”的目標(biāo)性、高質(zhì)量處理好“共同”“富?！标P(guān)系的關(guān)聯(lián)性、破解發(fā)展的不平衡不充分問題的差異性、“兩個(gè)十五年”戰(zhàn)略的動(dòng)態(tài)性(李瑞軍等,2021),[7]不是少數(shù)人的富裕,也不是整齊劃一的平均主義,而是全體人民共創(chuàng)、共享日益幸福而美好的生活(習(xí)近平,2021;[8]劉培林等,2021[9]),是對(duì)馬克思共同富裕思想的創(chuàng)新與繼承,是社會(huì)發(fā)展、社會(huì)變革、美好生活狀態(tài)概念的集合體(賈則琴等,2022)。[10]關(guān)于共同富裕的量化方法可以歸納幾何平均法(萬海遠(yuǎn)等,2021)、[11]指標(biāo)體系構(gòu)建法(胡鞍鋼等,2022;[12]解安等,2022[13])。從實(shí)踐路徑角度出發(fā),通過對(duì)“讓一部分地區(qū)先富裕起來,然后帶動(dòng)其他地區(qū)共同富裕”這一戰(zhàn)略的可行性思考,采用空間計(jì)量模型對(duì)1999—2013年285個(gè)地市級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,得出了先富地區(qū)可以通過空間外溢效應(yīng)帶動(dòng)鄰近地區(qū)共同富裕(覃成林等,2017)。[14]與歐美發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)入福利社會(huì)不同,中國(guó)的共同富裕是嵌入于數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代的,推動(dòng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展是實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)一般性增長(zhǎng)、均衡性增長(zhǎng)的良好路徑(夏杰長(zhǎng)等,2021),[15]大力推進(jìn)舊體制的改革和新體制的建設(shè)是實(shí)現(xiàn)共同富裕的必要手段(李實(shí),2021)。[16]我國(guó)面臨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展不充分、收入差距與城鄉(xiāng)差距大、民生保障、財(cái)稅制度存在短板等問題,因此應(yīng)發(fā)揮好政府和市場(chǎng)的作用,在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕(董志勇等,2022),[17]并提出了一系列旨在縮小收入差距、財(cái)富差距、人力資本投資差距的財(cái)稅改革建議(羅志恒等,2022)。[18]

此外,也有少數(shù)學(xué)者從城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展角度研究共同富裕,認(rèn)為城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展是實(shí)現(xiàn)共同富裕的內(nèi)在要求,應(yīng)全面打造高質(zhì)量城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展引領(lǐng)區(qū),充分發(fā)揮其示范帶動(dòng)作用(魏后凱,2021)。[19]城鄉(xiāng)不協(xié)調(diào)造成的城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大會(huì)影響社會(huì)穩(wěn)定(仲德濤,2022),[20]實(shí)現(xiàn)共同富裕需要把握城鄉(xiāng)融合發(fā)展這一主線(孔祥智等,2022)。[21]

可見,此前關(guān)于共同富裕的研究已非常豐富,但從城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展視角探討共同富裕的文章較少,且局限于理論意義、實(shí)現(xiàn)路徑等的定性表述,鮮有學(xué)者全面系統(tǒng)地論述其中的作用機(jī)理,缺乏對(duì)作用機(jī)理的經(jīng)驗(yàn)實(shí)證。本文通過系統(tǒng)構(gòu)建城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展助力共同富裕的理論機(jī)理,基于2012-2020年中國(guó)30個(gè)省份市(港、澳、臺(tái)、西藏地區(qū)因數(shù)據(jù)缺失予以剔除)平衡面板數(shù)據(jù)測(cè)算城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)與共同富裕程度,采用空間杜賓固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的直接效應(yīng)及空間溢出效應(yīng),并進(jìn)一步分析空間溢出效應(yīng)的距離衰減情況,提出協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展推進(jìn)共同富裕的對(duì)策建議。

二、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展助力共同富裕的理論分析

共同富裕是全體人民的全面富裕,是一個(gè)具有長(zhǎng)期性、階段性、漸進(jìn)性的崇高目標(biāo),包含總體富裕與共享富裕兩個(gè)方面?？傮w富裕意味著全體人民在堅(jiān)持人與自然和諧發(fā)展的基礎(chǔ)上,共同參與化解社會(huì)主要矛盾,打破城鄉(xiāng)二元發(fā)展掣肘,構(gòu)建新發(fā)展格局,實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展,做大“蛋糕”;共享富裕意味著全體人民有機(jī)會(huì)共享高質(zhì)量發(fā)展成果、幸福美好生活,實(shí)現(xiàn)全面發(fā)展,分好“蛋糕”。正如馬克思、恩格斯所說:通過城鄉(xiāng)融合,全體社會(huì)成員才能得到全面發(fā)展,逐步實(shí)現(xiàn)共同富裕。城市與鄉(xiāng)村各具特點(diǎn)互為前提,是具有相互聯(lián)系、相互制約、相互依存的經(jīng)濟(jì)社會(huì)系統(tǒng)。城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展充分發(fā)揮城鄉(xiāng)生態(tài)功能,有助于人與自然和諧發(fā)展;城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展補(bǔ)齊“三農(nóng)”短板,有助于化解社會(huì)主要矛盾;城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展優(yōu)化城鄉(xiāng)空間結(jié)構(gòu),有助于綜合治理“農(nóng)村病”和“城市病”;城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距,有助于構(gòu)建新發(fā)展格局;城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展促進(jìn)城鄉(xiāng)人力資本投資,有助于實(shí)現(xiàn)人的全面發(fā)展;城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)空間融合,能夠在促進(jìn)本地區(qū)共同富裕的同時(shí)帶動(dòng)鄰近地區(qū)共同富裕。

(一)充分發(fā)揮城鄉(xiāng)生態(tài)功能,有助于人與自然和諧發(fā)展,保障共同富裕的可持續(xù)性

人與自然是生命共同體,協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,立足資源環(huán)境承載能力,可以充分發(fā)揮城鄉(xiāng)生態(tài)功能,實(shí)現(xiàn)綠色低碳可持續(xù)發(fā)展。城鎮(zhèn)地區(qū)通過踐行生態(tài)發(fā)展思路,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)生態(tài)友好型升級(jí),加強(qiáng)資源、環(huán)境合理開發(fā)利用,提高對(duì)生物多樣性的保護(hù),可以實(shí)現(xiàn)城市環(huán)境的宜居宜業(yè);農(nóng)業(yè)農(nóng)村地區(qū)以保護(hù)修復(fù)生態(tài)環(huán)境、提供生態(tài)產(chǎn)品為要?jiǎng)?wù),嚴(yán)守耕地保護(hù)紅線,強(qiáng)化生態(tài)保護(hù)和建設(shè),可以為城市可持續(xù)發(fā)展提供生態(tài)屏障。建立城鄉(xiāng)生態(tài)功能一體化、長(zhǎng)期協(xié)作互信的利益協(xié)調(diào)機(jī)制,有利于實(shí)現(xiàn)人與自然和諧發(fā)展,保障共同富裕的可持續(xù)性。

(二)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展可以補(bǔ)齊“三農(nóng)”短板,有助于化解社會(huì)主要矛盾,提升共同富裕內(nèi)生動(dòng)力

黨的十九大對(duì)社會(huì)主要矛盾的表述,邏輯上已經(jīng)蘊(yùn)含了“共同富?！边@一發(fā)展戰(zhàn)略,“三農(nóng)”短板是中國(guó)發(fā)展不平衡不充分問題最為突出的體現(xiàn)。協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,統(tǒng)籌實(shí)施新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略,可以補(bǔ)齊“三農(nóng)”短板,化解社會(huì)主要矛盾。新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的實(shí)施,可以通過促進(jìn)二產(chǎn)、帶動(dòng)三產(chǎn)以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)擴(kuò)大農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè),推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程;可以通過城鎮(zhèn)居民對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的生活性需求和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)性需求的不斷增加,推進(jìn)農(nóng)業(yè)市場(chǎng)化、產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程;可以促進(jìn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)向城鎮(zhèn)集聚,將農(nóng)村工業(yè)納入現(xiàn)代化工業(yè)體系;也可以緩解二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中的需求約束(張桂文,2014)。[22]鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施,可以通過完善農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提升農(nóng)村教育質(zhì)量,拓展農(nóng)業(yè)、農(nóng)村發(fā)展空間、提升農(nóng)村發(fā)展內(nèi)生動(dòng)力,補(bǔ)齊“三農(nóng)”短板,在增強(qiáng)吸引工商資本能力的同時(shí),提高各層次人才向農(nóng)村流動(dòng)的意愿。2020年,返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)新人員超過1000萬,農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)蓬勃發(fā)展。

(三)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展可以優(yōu)化城鄉(xiāng)空間結(jié)構(gòu),有助于綜合治理“農(nóng)村病”和“城市病”

伴隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程中勞動(dòng)力的鄉(xiāng)城遷移,中國(guó)農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)惡化、土地住房資源閑置,出現(xiàn)了“農(nóng)村病”,同時(shí)大城市資源的過度集中,農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口邊緣化,引發(fā)了“城市病”(張桂文,2014)。[22]協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,將城市、鄉(xiāng)村視為一個(gè)有機(jī)聯(lián)系體,可以實(shí)現(xiàn)國(guó)家空間治理的現(xiàn)代化;協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,通過產(chǎn)業(yè)在大中小城市、小城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村之間梯度轉(zhuǎn)移帶動(dòng)勞動(dòng)力與人口適應(yīng)性遷移,可以優(yōu)化人口空間布局;協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,充分發(fā)揮中心城市和城市群對(duì)農(nóng)村腹地的帶動(dòng)作用,形成多極化、層次化的空間網(wǎng)絡(luò)體系,避免“攤大餅”式怪異發(fā)展模式,提高生活質(zhì)量,減輕“城市病”;協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,構(gòu)建城鄉(xiāng)要素雙向流動(dòng)合理配置機(jī)制,以城帶村、以村輔城,實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)空間的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化、生態(tài)等均衡發(fā)展,城市吸引農(nóng)村人口流入,農(nóng)村吸引城市投資、消費(fèi),互為發(fā)展的動(dòng)力;協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,科學(xué)規(guī)劃城鄉(xiāng)道路、地下空間、通訊信息網(wǎng)絡(luò)等,可以實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)間的互聯(lián)互通,降低交易成本,優(yōu)化空間結(jié)構(gòu),綜合治理“農(nóng)村病”和“城市病”。

(四)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展可以縮小城鄉(xiāng)收入差距,有助于構(gòu)建新發(fā)展格局

新發(fā)展格局繼承和發(fā)展了馬克思關(guān)于循環(huán)、周轉(zhuǎn)、流通、再生產(chǎn)基本原理。協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,促進(jìn)城鄉(xiāng)間要素自由流動(dòng)與平等交換,可以充分發(fā)揮各市場(chǎng)主體的潛能和創(chuàng)造力,有利于促進(jìn)城鄉(xiāng)間產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈的合理分工,優(yōu)化空間結(jié)構(gòu),平衡城鄉(xiāng)就業(yè)機(jī)會(huì)、縮小城鄉(xiāng)收入差距,進(jìn)而提升供給效率,擴(kuò)大需求動(dòng)力,促進(jìn)國(guó)內(nèi)大循環(huán)的暢通;協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,推進(jìn)土地、戶籍、住房、財(cái)稅等制度改革,加快農(nóng)村現(xiàn)代化、農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化進(jìn)程,有利于城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)與就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變,縮小城鄉(xiāng)實(shí)際收入、消費(fèi)差距,激發(fā)消費(fèi)需求潛力,優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu),提升供給側(cè)改革動(dòng)力;協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,增強(qiáng)城市反哺鄉(xiāng)村能力,提升鄉(xiāng)村自身發(fā)展動(dòng)力,有利于培育和完善國(guó)內(nèi)生產(chǎn)、分配、交換、消費(fèi)統(tǒng)一大市場(chǎng),實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)互聯(lián)互通、互幫互助、協(xié)同發(fā)展,助力構(gòu)建“雙循環(huán)”良性互動(dòng)發(fā)展新格局。

(五)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展可以促進(jìn)城鄉(xiāng)人力資本投資,有助于實(shí)現(xiàn)人的全面發(fā)展

協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,通過工業(yè)化的發(fā)展吸納農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力,可以提高農(nóng)村人口人力資本投資意愿,增強(qiáng)其提升收入的內(nèi)生動(dòng)力。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移作為一項(xiàng)人力資本投資活動(dòng),在獲取收益的同時(shí),也要付出成本,當(dāng)預(yù)期收益現(xiàn)值大于預(yù)期成本現(xiàn)值時(shí),農(nóng)村勞動(dòng)力會(huì)選擇從生產(chǎn)率低的農(nóng)業(yè)部門跨越到生產(chǎn)率高的城市部門;進(jìn)城的農(nóng)民工為提升其職場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力、改變自身及其后代社會(huì)地位,將不斷進(jìn)行人力資本投資,提升其人力資本存量;同時(shí)外出農(nóng)民工通過流動(dòng)示范效應(yīng)、資本回流效應(yīng),可以促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)的人力資本積累。

協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,通過不斷涌入的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力,增加城市職場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力(主要是低技能職場(chǎng)),會(huì)使城市人口產(chǎn)生為提高自身素質(zhì)而進(jìn)行人力資本投資的需求。

城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展促進(jìn)城鄉(xiāng)人力資本投資,不僅可以提高城鄉(xiāng)勞動(dòng)力的科技文化素質(zhì)、專業(yè)技能水平、創(chuàng)新創(chuàng)造能力,還可以提高城鄉(xiāng)勞動(dòng)力的道德水平、意志品格、生活態(tài)度,有助于實(shí)現(xiàn)人的全面發(fā)展。

(六)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展可以實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)空間融合,能夠促進(jìn)本地區(qū)共同富裕的同時(shí)帶動(dòng)鄰近地區(qū)共同富裕

城鄉(xiāng)空間的融合是實(shí)現(xiàn)共同富裕的載體。城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展,充分發(fā)揮城鄉(xiāng)空間資源的比較優(yōu)勢(shì),將城市的工業(yè)化、現(xiàn)代化成分融入鄉(xiāng)村發(fā)展之中,為鄉(xiāng)村發(fā)展提供生產(chǎn)生活多元化服務(wù),用鄉(xiāng)村的豐富自然資源保障城市的可持續(xù)發(fā)展,為城市提供生產(chǎn)生活資料,促進(jìn)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)、生態(tài)、功能、空間融合,“城市綠色發(fā)展”與“鄉(xiāng)村多元發(fā)展”耦合協(xié)調(diào)棘輪發(fā)展,有利于共同富裕的實(shí)現(xiàn)。根據(jù)地理學(xué)第一定律,“所有事物都與其他事物相關(guān)聯(lián),但較近的事物比較遠(yuǎn)的事物更關(guān)聯(lián)”(Tobler,1970),[23]城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展,實(shí)現(xiàn)城市與鄉(xiāng)村的空間融合,可以促進(jìn)本地區(qū)共同富裕的同時(shí)帶動(dòng)鄰近地區(qū)發(fā)展,換言之,城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展在促進(jìn)本地共同富裕的同時(shí),將對(duì)鄰近地區(qū)的共同富裕產(chǎn)生正向外溢效應(yīng),這種外溢效應(yīng)會(huì)隨著地理距離的增加而衰減。

三、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展與共同富裕指數(shù)的測(cè)度

(一)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)測(cè)度

學(xué)術(shù)界關(guān)于城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的測(cè)算已有一定的成果。王艷飛等(2016)基于投資、產(chǎn)業(yè)、收入及消費(fèi)四個(gè)方面建立了衡量城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平的指標(biāo)體系;[24]郭嵐(2017)選用經(jīng)濟(jì)發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施、社會(huì)生活、公共服務(wù)及生態(tài)環(huán)境五個(gè)維度指標(biāo)來構(gòu)建城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平的指標(biāo)體系,采用層次分析法分析了該指標(biāo)變化趨勢(shì);[25]周佳寧等(2019)從經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、人口、空間、生態(tài)環(huán)境五個(gè)維度出發(fā)構(gòu)建了指標(biāo)體系并利用主成分分析法測(cè)度了城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)。[26]本文結(jié)合現(xiàn)有理論,充分考慮城市、鄉(xiāng)村發(fā)展的異質(zhì)性,基于經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化、生態(tài)等四個(gè)維度構(gòu)建城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的指標(biāo)體系,并利用比較成熟的復(fù)合系統(tǒng)協(xié)調(diào)度模型測(cè)算城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù),具體指標(biāo)選擇見表1。

表1 城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展綜合評(píng)價(jià)體系

城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)度模型模為:

T=αu(x)+βr(y)

(1)

其中D為城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)度,其值越高越好。C為協(xié)調(diào)系數(shù),C∈[0,1],k為調(diào)節(jié)系數(shù)(表示當(dāng)城市、農(nóng)村發(fā)展水平一定的條件下,為使城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)度達(dá)到最大,城市、農(nóng)村進(jìn)行組合協(xié)調(diào)的數(shù)量等級(jí),本文取值為2);T為城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展綜合評(píng)價(jià)系數(shù),α、β為城市、農(nóng)村發(fā)展綜合指標(biāo)權(quán)重,本文假定α=β=0.5(城市和農(nóng)村同樣重要),u(x)、r(y)分別為城市、農(nóng)村綜合發(fā)展評(píng)價(jià)指數(shù)。2012-2020年中國(guó)各省市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)度如表2所示。

表2 2012-2020中國(guó)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)度

2012年以來,總體來看(除內(nèi)蒙古、遼寧、江西、重慶、云南、新疆 2020年協(xié)調(diào)水平有所下降外)全國(guó)各省市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平呈不斷上升趨勢(shì)。

(二)共同富裕指數(shù)測(cè)度

綜合考慮應(yīng)用廣泛性及跨國(guó)可比性,本文參考(萬海遠(yuǎn)等,2021)關(guān)于共同富裕的量化方法,從“總體富?！焙汀肮蚕砀辉！眱蓚€(gè)維度出發(fā),各維度分別只選一個(gè)公認(rèn)最具代表性的指標(biāo)表示,①采用區(qū)間化的方法對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,②并取幾何平均得到共同富裕指數(shù),[11]具體量化函數(shù)如公式(2)所示。

(2)

其中cpit為共同富裕指數(shù),H'gdp為標(biāo)準(zhǔn)化的總體富裕指數(shù),H'gini為標(biāo)準(zhǔn)化的共享富裕指數(shù),據(jù)此測(cè)得2012-2020年中國(guó)各省市共同富裕指數(shù)(見表3)。

表3 2012-2020中國(guó)各省市共同富裕指數(shù)

四、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展推進(jìn)共同富裕的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)與模型選擇

傳統(tǒng)的計(jì)量模型忽略了各個(gè)地區(qū)之間的空間相關(guān)性,然而某地區(qū)的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展在影響本地區(qū)共同富裕進(jìn)程的同時(shí),可能會(huì)對(duì)其周邊地區(qū)產(chǎn)生影響,為更加全面地反映城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕影響及其空間溢出效應(yīng),本文擬采用空間計(jì)量模型進(jìn)行分析。

在確定是否使用空間計(jì)量方法之前,應(yīng)首先對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。本文采用全局Moran’s I指數(shù)(MORAN,1950)[27]和局部Moran’s I指數(shù)(ANSELIN,1995)[28]對(duì)空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果見表4(全局Moran’s I指數(shù))、圖2(局部Moran’s I散點(diǎn)圖)。

表4 2012-2020中國(guó)共同富裕、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)全局Moran’s I

圖2 經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重下2020年中國(guó)各省市共同富裕、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展Moran’s I散點(diǎn)圖

從表4可見,全局Moran’s I指數(shù)表明共同富裕程度、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平具有顯著的空間正向相關(guān)性?？紤]到各地區(qū)之間的關(guān)系不僅局限于空間相鄰或地理相近,還將受區(qū)域社會(huì)文化環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等其他因素的影響,因此本文參考(林光平等,2006)的研究同時(shí)考慮地區(qū)間經(jīng)濟(jì)與地理上的相關(guān)性,[29]使用經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣來衡量這種空間關(guān)系。并基于經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重繪制共同富裕、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的Moran散點(diǎn)圖(見圖2),可見中國(guó)大多省份這兩項(xiàng)指數(shù)落在第一、三象限,具有高高聚集、低低聚集趨勢(shì),選用空間計(jì)量模型可以更全面、準(zhǔn)確地反映城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響。

學(xué)術(shù)界常使用的空間計(jì)量模型包括空間滯后模型(SLM)(也稱空間自回歸模型,SAR)、空間誤差模型(SEM)、空間杜賓模型(SDM)三種,本文首先建立SLM、SEM和SDM三種模型,之后基于模型識(shí)別檢驗(yàn)確定最合適的模型進(jìn)行實(shí)證分析。模型設(shè)定為公式(3)-(5):

(3)

lncpit=α1urcit+αxit++μi+γt+?it

(4)

(5)

其中,μi為空間固定效應(yīng),γt為時(shí)間固定效應(yīng),εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),wij為經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣,xit為控制變量,ρ、α1、α、θ1、θ為待估參數(shù)。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取的變量包括:

被解釋變量:共同富裕(common prosperity,cp),使用第三部分測(cè)度的共同富裕指數(shù)衡量,回歸時(shí)對(duì)其取對(duì)數(shù)進(jìn)行平滑處理;

主要解釋變量:城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展(urban and rural coordination,urc),使用第三部分測(cè)度的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)度衡量;

控制變量:人力資本投資(human capital investment,hci),使用人均受教育水平來衡量(張車偉,2006);[30]財(cái)政支出(financial expenditure,fe),使用地方財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來衡量(田偉,2019);[31]外貿(mào)依存度(trade dependence,td),使用進(jìn)出口貿(mào)易總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值測(cè)度;科技進(jìn)步(technology progress,tp),使用科研經(jīng)費(fèi)占地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量;環(huán)境規(guī)制(environmental regulation,er),參考(李虹等,2018)通過綜合指數(shù)法測(cè)算包含工業(yè)煙(粉)塵去除率、工業(yè)二氧化硫去除率、一般工業(yè)固體廢物綜合利用率、生活垃圾無害化處理率、污水處理廠集中處理率等5個(gè)指標(biāo)的環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù);[32]數(shù)字金融(digital finance,df),使用北京大學(xué)中國(guó)數(shù)字金融研究中心編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)來衡量(郭峰等,2020);[33]外商直接投資(foreign direct investment,fdi),用外商投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值比衡量;社會(huì)保障(social security,ss),使用城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率衡量。

本文使用2012-2020年中國(guó)30個(gè)省份的平衡短面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究(港、澳、臺(tái)、西藏因數(shù)據(jù)缺失予以剔除)。相關(guān)數(shù)據(jù)來自第七次人口普查數(shù)據(jù),《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表5所示。

表5 各變量描述性統(tǒng)計(jì)(N=270)

(三)模型識(shí)別檢驗(yàn)

本文通過拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(LM)、沃爾德檢驗(yàn)(wald)、似然比檢驗(yàn)(LR)來確定空間面板模型的具體形式,并使用豪斯曼檢驗(yàn)(hausman)來進(jìn)一步確定是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng),模型識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

表6 模型識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果

LM檢驗(yàn)結(jié)果顯著為正表明,樣本區(qū)域間的共同富裕存在顯著的空間關(guān)聯(lián),采用空間計(jì)量模型是合理的;沃爾德檢驗(yàn)(Wald)、似然比檢驗(yàn)(LR)結(jié)果同時(shí)在1%顯著性水平上拒絕了兩個(gè)原假設(shè),表明空間杜賓模型(SDM)更適合本文計(jì)量分析;豪斯曼(hausman)檢驗(yàn)結(jié)果表明,固定效應(yīng)在10%的顯著性水平上優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)。綜上模型識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果,本文將使用空間杜賓固定效應(yīng)模型進(jìn)行計(jì)量分析。

(四)實(shí)證結(jié)果

空間杜賓固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表7所示。

表7 空間面板回歸結(jié)果

可見,空間自回歸系數(shù)ρ在三種空間權(quán)重下均顯著大于0,鄰近省份的共同富裕與本省的共同富裕具有空間正向相關(guān)性,且核心解釋變量與絕大多數(shù)控制變量的空間滯后性均顯著。鑒于 SDM 模型中引入了空間內(nèi)生與外生交互效應(yīng),需要計(jì)算出直接效應(yīng)、間接效應(yīng)(空間溢出效應(yīng))、總效應(yīng)才能更準(zhǔn)確表征各解釋變量系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義(LESAGE,2009)。[34](P.513-514)對(duì)空間杜賓模型進(jìn)行偏微分分解可得直接效應(yīng)、間接效應(yīng)(空間溢出效應(yīng))以及總效應(yīng)(見表8)。

表8 直接效應(yīng)、間接效應(yīng) (空間溢出效應(yīng))、總效應(yīng)

由表8可見,經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重下:

城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展(urc)對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)、外溢效應(yīng)、總效應(yīng)均顯著,影響系數(shù)分別為0.763、0.586、1.349,表明本地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)程度每上升1%,能夠促進(jìn)本地區(qū)共同富裕水平上升0.00763%(包括反饋效應(yīng)),同時(shí)可以通過空間外溢效應(yīng)促進(jìn)鄰近地區(qū)共同富裕水平上升0.00586%,外溢效應(yīng)占總效應(yīng)的43.44%,外溢效應(yīng)明顯。城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展,可以縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和居民生活水平差距,實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化,推進(jìn)本地區(qū)共同富裕的同時(shí),對(duì)與該地區(qū)具有經(jīng)濟(jì)地理關(guān)聯(lián)的鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間外溢效應(yīng)。

人力資本投資(hci)對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)、外溢效應(yīng)、總效應(yīng)均顯著,影響系數(shù)分別為0.521、0.232、0.753,說明本地區(qū)人力資本投資每上升1%,能夠促進(jìn)本地共同富裕水平上升0.00521%,同時(shí)將通過空間外溢效應(yīng)促進(jìn)鄰近地區(qū)共同富裕水平上升0.00232%,外溢效應(yīng)占總效應(yīng)的30.81%,個(gè)體間的人力資本水平差異形成了不同的致富能力,是產(chǎn)生收入差距的主要原因,人力資本水平的提升可以增強(qiáng)致富本領(lǐng),有利于實(shí)現(xiàn)共同富裕,同時(shí)人力資本投資具有外溢性,決定了其對(duì)鄰近地區(qū)的共同富裕產(chǎn)生正向的外溢效應(yīng),符合理論邏輯。

財(cái)政支出(fe)對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均顯著,其中直接效應(yīng)系數(shù)分別為0.398,外溢系數(shù)為0.132,總效應(yīng)系數(shù)為0.530,外溢效應(yīng)占總效應(yīng)的24.91%。財(cái)政支出通過向民生傾斜,不斷滿足社會(huì)需求、城鄉(xiāng)基本服務(wù)均等化需求,有利于提升民生福祉,當(dāng)財(cái)政支出每上升1%時(shí),將促進(jìn)本地共同富裕上升0.00398%,同時(shí)對(duì)鄰近地區(qū)的共同富裕產(chǎn)生的外溢效應(yīng)為0.00132%。

外貿(mào)依存度(td)對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均顯著,其中直接效應(yīng)系數(shù)為0.323,外溢系數(shù)為0.148,總效應(yīng)系數(shù)為0.471,外溢效應(yīng)占總效應(yīng)的31.42%。隨著國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的加劇、經(jīng)濟(jì)全球化的加深,中國(guó)日益走向世界舞臺(tái)的中央,對(duì)外開放程度對(duì)于構(gòu)建新發(fā)展格局,實(shí)現(xiàn)“雙循環(huán)”良性互動(dòng)發(fā)展具有重要作用。

科技進(jìn)步(tp)對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均顯著,其中直接效應(yīng)系數(shù)為0.599,外溢系數(shù)為0.432,總效應(yīng)系數(shù)為1.031,外溢效應(yīng)占總效應(yīng)的41.90%。僅考慮資本、勞動(dòng)、技術(shù)(哈羅德中性:技術(shù)與勞動(dòng)力相結(jié)合)的索羅模型中,人均GNP的增長(zhǎng)率穩(wěn)態(tài)時(shí)只取決于技術(shù)進(jìn)步率,可見科技的進(jìn)步能夠激發(fā)經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生動(dòng)力,對(duì)于實(shí)現(xiàn)總體共同富裕具有極其重要的意義。綠色技術(shù)進(jìn)步水平的提高能夠降低能源的消耗,提高低碳生產(chǎn)率,同時(shí)科技進(jìn)步可以通過外溢作用擴(kuò)散到鄰近地區(qū),從而帶動(dòng)鄰近地區(qū)共同富裕水平的提高。

環(huán)境規(guī)制(er)對(duì)共同富裕影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均不顯著?？赡艿脑蚴?一方面各區(qū)域地方政府對(duì)環(huán)境規(guī)制政策的制定和實(shí)施存在“模仿”行為,引發(fā)了對(duì)環(huán)境規(guī)制政策的博弈,進(jìn)而會(huì)產(chǎn)生“搭便車”行為,環(huán)境規(guī)制會(huì)通過“擠出”效應(yīng)來減少鄰近省區(qū)環(huán)保投入,對(duì)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)向影響;另一方面,可以通過“示范”效應(yīng)帶動(dòng)鄰近省區(qū)的環(huán)保投入,提升鄰近省份的環(huán)境質(zhì)量。兩種相反方向的影響相抵消,導(dǎo)致對(duì)共同富裕的影響缺乏顯著性。

數(shù)字金融(df)對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均顯著,其中直接效應(yīng)系數(shù)為0.349,外溢系數(shù)為0.326,總效應(yīng)系數(shù)為0.675,外溢效應(yīng)占總效應(yīng)的48.30%。數(shù)字金融依托信息化處理手段,具有數(shù)據(jù)精準(zhǔn)匹配性,可以拓寬城鄉(xiāng)企業(yè)融資渠道,減少尋租成本,優(yōu)化資源配置結(jié)構(gòu),提升市場(chǎng)主體活力,助力共同富裕。

外商直接投資(fdi)對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均顯著,其中直接效應(yīng)系數(shù)為0.283,外溢系數(shù)為-0.095,總效應(yīng)系數(shù)為0.188。外商直接投資可以帶動(dòng)本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新,有利于擴(kuò)大本地區(qū)生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模,實(shí)現(xiàn)總體富裕,但發(fā)達(dá)國(guó)家為逃避環(huán)境治理成本通常將高耗能、高污染企業(yè)轉(zhuǎn)移到其他國(guó)家,由此來看更多產(chǎn)出意味著更多的能源消耗和污染排放,會(huì)增加本地區(qū)的環(huán)境治理成本,對(duì)于本地區(qū)來講,兩方面的綜合效應(yīng)是很可能為正的,但對(duì)于鄰近地區(qū)外商直接投資對(duì)本地區(qū)的影響更多的應(yīng)該是環(huán)境治理成本的上升,溢出效應(yīng)為負(fù)。

社會(huì)保障(ss)對(duì)共同富裕的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均顯著,其中直接效應(yīng)系數(shù)為0.252,外溢系數(shù)為0.041,總效應(yīng)系數(shù)為0.293,外溢效應(yīng)占總效應(yīng)的13.99%。社會(huì)保障網(wǎng)絡(luò)的不斷擴(kuò)大可以增強(qiáng)社會(huì)福利,預(yù)防貧困,減少貧困,縮小收入差距,有利于實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保本文研究結(jié)果的可靠性,本文采用替換空間權(quán)重矩陣(鄰接矩陣、地理矩陣)的方式進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn),回歸結(jié)果見表7、表8?？梢姼髯兞肯禂?shù)值方向、顯著性無明顯變化,表明本文實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

(六)空間外溢效應(yīng)的距離衰減

2012-2020年城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響具有顯著的空間溢出效應(yīng),但空間外溢的作用范圍是有限的(Sun et al.,2015),[35]即外溢效應(yīng)很可能隨著地理距離的增加而呈衰減特征。

為探究城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的空間溢出效應(yīng)與區(qū)域間地理距離的關(guān)系,以空間杜賓固定效應(yīng)模型為基礎(chǔ),參考(覃成林等,2017)空間距離權(quán)重矩陣構(gòu)建方法(設(shè)置距離倒數(shù)、距離倒數(shù)的平方),[14]進(jìn)一步采用設(shè)定距離閾值的方式進(jìn)行分析?？紤]到我國(guó)省際距離最近約為100公里,故初始閾值設(shè)置為100公里,此后每100公里回歸一次,記錄回歸結(jié)果的外溢系數(shù)與顯著性(見表9),繪制成空間外溢效應(yīng)距離衰減曲線(見圖3)。

表9 各閾值下城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的外溢系數(shù)與顯著性

圖3 城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的空間溢出效應(yīng)距離衰減曲線

從表9、圖3可見,兩種空間矩陣下,城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的空間溢出效應(yīng)均隨距離增加呈先上升后下降的特征。以400公里為轉(zhuǎn)折點(diǎn),當(dāng)區(qū)間距離位于400公里以內(nèi)時(shí),空間溢出效應(yīng)隨著距離的增加而增加,當(dāng)超過400公里以后,溢出效應(yīng)呈驟減趨勢(shì),當(dāng)距離超過500公里以后溢出效應(yīng)變得不顯著了?？臻g溢出效應(yīng)曲線隨距離變化呈現(xiàn)出的這種衰減軌跡表明,某地區(qū)的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展雖然可以通過空間溢出效應(yīng)促進(jìn)其他地區(qū)共同富裕的進(jìn)程,但這種促進(jìn)作用是存在地理界限的。換言之,在500公里以內(nèi)空間范圍內(nèi),城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展可以有效帶動(dòng)其他地區(qū)向共同富裕邁進(jìn),但超出該界線,雖然空間溢出效應(yīng)仍存在,但不顯著。

五、結(jié)論與對(duì)策

實(shí)現(xiàn)共同富裕是一個(gè)長(zhǎng)期的、綜合性的復(fù)雜工程。站在全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家新征程的歷史起點(diǎn),城鄉(xiāng)發(fā)展依然呈現(xiàn)非均衡狀態(tài),且日趨表現(xiàn)出空間相關(guān)性,為適應(yīng)我國(guó)社會(huì)主要矛盾的變化,在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕,從城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展角度出發(fā)探索推進(jìn)共同富裕之路意義深遠(yuǎn)。

本文在構(gòu)建城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展助力共同富裕理論機(jī)制的基礎(chǔ)上,采用空間杜賓固定效應(yīng)模型,分析了城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響,主要結(jié)論為:(1)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展與共同富裕均具有顯著的正向空間相關(guān)性,故在對(duì)其進(jìn)行研究時(shí),考慮空間因素將更具合理性;(2)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)共同富裕影響的直接效應(yīng)、空間外溢效應(yīng)均顯著為正,本地區(qū)的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度每上升1%,將使本地區(qū)共同富裕上升0.00763%,同時(shí)將通過外溢效應(yīng)對(duì)鄰近區(qū)共同富裕產(chǎn)生0.00586%的正向影響,最終使所有地區(qū)共同富裕平均上升0.01349%;(3)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的外溢效應(yīng)具有空間衰減特征,當(dāng)區(qū)間距離超出500公里界線時(shí),雖然空間外溢效應(yīng)仍存在,但影響系數(shù)很小且不具顯著性。

基于以上結(jié)論,提出協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展,推進(jìn)共同富裕的對(duì)策建議。

(一)堅(jiān)持生態(tài)優(yōu)先,激發(fā)中國(guó)最大的發(fā)展?jié)摿?補(bǔ)齊“三農(nóng)”短板

以堅(jiān)持綠色低碳發(fā)展為前提,提高中小城市、小城鎮(zhèn)的產(chǎn)業(yè)支撐和大城市的綜合承載能力,為農(nóng)民工提供穩(wěn)定的就業(yè)崗位和生活空間;建立符合農(nóng)民工特點(diǎn)的職業(yè)培訓(xùn)體系,提高其從業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力;以擴(kuò)大社保覆蓋面和完善社保轉(zhuǎn)移接續(xù)機(jī)制為重點(diǎn),把農(nóng)民工群體納入城鎮(zhèn)民生保障體系;完善“人錢掛鉤”和“人地掛鉤”的制度安排,健全農(nóng)民工市民化的激勵(lì)機(jī)制;構(gòu)建城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化財(cái)力保障機(jī)制、健全農(nóng)業(yè)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資籌資機(jī)制,以及促進(jìn)城鄉(xiāng)民生保障制度并軌等途徑,完善公共資源均衡配置機(jī)制,促進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化。

(二)促進(jìn)城鄉(xiāng)要素的平等交換與優(yōu)化配置

突破傳統(tǒng)的農(nóng)村向城市單向流動(dòng)模式。充分發(fā)揮政府(有形之手)與市場(chǎng)(無形之手)的作用,盤活存量土地、低效用地,深入推進(jìn)建設(shè)用地改革,強(qiáng)化土地制度改革的關(guān)聯(lián)效應(yīng),以完善城鄉(xiāng)土地使用權(quán)市場(chǎng)為核心,統(tǒng)籌承包地“三權(quán)分置”、土地轉(zhuǎn)用制度和宅基地制度改革;以正確處理政府與市場(chǎng)關(guān)系為前提,統(tǒng)籌解決土地制度改革中的多重利益矛盾;推進(jìn)土地、金融、戶籍、財(cái)稅制度改革聯(lián)動(dòng),促進(jìn)城鄉(xiāng)物質(zhì)資本與人力資本雙向流動(dòng)與優(yōu)化配置。

(三)加強(qiáng)城鄉(xiāng)空間布局的整體規(guī)劃,充分發(fā)揮城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展外溢效應(yīng)

打造多級(jí)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展示范區(qū)域,形成大中小城市、小城鎮(zhèn)以及農(nóng)村協(xié)調(diào)發(fā)展的空間網(wǎng)絡(luò)體系,通過“示范效應(yīng)”帶動(dòng)周邊地區(qū)共同富裕進(jìn)程。一是要促進(jìn)省際間的交流合作,利用農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)帶動(dòng)落后地區(qū)發(fā)展,實(shí)現(xiàn)省際間“加和”博弈,互利共贏。二是要以城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)示范區(qū)為區(qū)域互動(dòng)核心,促進(jìn)其影響力、輻射力持續(xù)向周邊擴(kuò)散,各示范區(qū)輻射范圍空間網(wǎng)絡(luò)接壤,形成“滿天星”式空間外溢效應(yīng),推進(jìn)全國(guó)范圍共同富裕進(jìn)程。

注釋：

①其中總體富裕(Hgdp)使用人均地區(qū)生產(chǎn)總值衡量(通過取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行平滑處理)、共享富裕(Hgini)使用基尼系數(shù)(田衛(wèi)民,2012)衡量。

②標(biāo)準(zhǔn)化公式如下:

本文所選指標(biāo)中總體富裕指數(shù)(人均地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù))為正向指數(shù)即越大越好、共享富裕指數(shù)(基尼系數(shù))為負(fù)向指數(shù)即越小越好。

①聯(lián)合國(guó)2030年可持續(xù)發(fā)展議程:https://sdgs.un.org/2030agenda。

②習(xí)近平:在慶祝中國(guó)共產(chǎn)黨成立100周年大會(huì)上的講話建黨100周年講話:https://www.12371.cn/2021/07/01/ARTI1625122624003841.shtml。

③世界銀行數(shù)據(jù):https://api.worldbank.org/v2/zh/indicator/NY.GDP.PCAP.CD?downloadformat=excel。

④國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)。

⑤國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù):https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。

⑥《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃實(shí)施報(bào)告(2020年)》出版發(fā)布鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃實(shí)施取得階段性進(jìn)展:http://www.gov.cn/xinwen/2021-07/06/content_5622732.htm。

⑦預(yù)期收益主要包括:收入性收益(工資性報(bào)酬、員工福利、非勞動(dòng)收入如轉(zhuǎn)移支付等)、技能性收益(通過干中學(xué)等方式增加的人力資本存量)、社會(huì)性收益(能夠享受城市社會(huì)公共資源)等。預(yù)期成本主要包括:人力資本投資成本(為達(dá)到流入地勞動(dòng)力市場(chǎng)的門檻要求所進(jìn)行的培訓(xùn)等費(fèi)用)、機(jī)會(huì)成本(務(wù)農(nóng)所產(chǎn)生的最高費(fèi)用)、搜尋成本、生活成本(住房、子女教育等)。

⑧城市、農(nóng)村綜合發(fā)展評(píng)價(jià)指數(shù)采用面板數(shù)據(jù)熵值法測(cè)度,其中:城市綜合發(fā)展評(píng)價(jià)各一級(jí)指標(biāo)權(quán)重為:經(jīng)濟(jì)(0.4042)、社會(huì)(0.2676)、文化(0.1645)、生態(tài)(0.1637);農(nóng)村綜合發(fā)展評(píng)價(jià)各一級(jí)指標(biāo)權(quán)重為:經(jīng)濟(jì)(0.3798)、社會(huì)(0.4516)、文化(0.0915)、生態(tài)(0.0771)。

⑨由于篇幅限制,文中僅繪制2020年被解釋變量與核心解釋變量的Moran散點(diǎn)圖。

⑩反饋效應(yīng)指的是某個(gè)地區(qū)的解釋變量 (如:城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展) 會(huì)對(duì)其“鄰近”地區(qū)的被解釋變量 (如:共同富裕)產(chǎn)生影響,反過來又會(huì)影響該地區(qū)的被解釋變量。反饋效應(yīng)的存在也是直接效應(yīng)系數(shù)與表7中核心解釋變量系數(shù)不同的原因。