賈 雨 璇

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院,安徽 蚌埠 233000)

黨的二十大明確提出,“中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。共同富裕是中國特色社會(huì)主義的本質(zhì)要求,也是一個(gè)長期的歷史過程”。共同富裕的內(nèi)涵在于其是一種合理的和有差別的富裕,而非均等的富裕。實(shí)現(xiàn)共同富裕的方式應(yīng)是在實(shí)現(xiàn)權(quán)利平等和機(jī)會(huì)均等的基礎(chǔ)上,在人人參與共建共享發(fā)展的過程中達(dá)到富裕社會(huì)[1]。城鄉(xiāng)收入差距是實(shí)現(xiàn)共同富裕過程中亟需解決的關(guān)鍵問題之一。實(shí)現(xiàn)共同富裕與縮小城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵在于增加農(nóng)民的收入。農(nóng)地“三權(quán)分置”制度改革作為農(nóng)業(yè)方面重要的制度創(chuàng)新,自2014年在各省陸續(xù)實(shí)施以來,將農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)從承包經(jīng)營權(quán)中進(jìn)一步分離出來,形成了所有權(quán)、承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)的三權(quán)分置以及經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的格局,更適應(yīng)農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化要求。

一、文獻(xiàn)綜述

目前,關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距影響因素的研究比較豐富,歸納起來主要有兩個(gè)方面:一是城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),二是城鄉(xiāng)二元體制結(jié)構(gòu)?，F(xiàn)代化的、發(fā)達(dá)的且生產(chǎn)力水平較高的城市經(jīng)濟(jì)與傳統(tǒng)的、落后的且生產(chǎn)力水平較低的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)并存的事實(shí)是構(gòu)成城鄉(xiāng)收入差距的重要因素[2]。此外,在體制性因素影響下,中國二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的長期存在也加重了農(nóng)村與城市的生產(chǎn)要素錯(cuò)配程度,進(jìn)而維系并強(qiáng)化了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的作用[3-5]。

關(guān)于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度影響效應(yīng)的研究主要圍繞技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、要素配置與農(nóng)戶增收以及農(nóng)業(yè)發(fā)展等方面展開。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革合乎制度環(huán)境需求,對技術(shù)引進(jìn)與創(chuàng)新主體有積極促進(jìn)與激勵(lì)作用,可以刺激技術(shù)需求和增加技術(shù)供給[6]。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)“三權(quán)分置”有利于農(nóng)戶充分調(diào)動(dòng)各項(xiàng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入,同時(shí)保證農(nóng)戶按照需求進(jìn)行土地以及其他與農(nóng)業(yè)相關(guān)生產(chǎn)要素的流轉(zhuǎn),從而促進(jìn)生產(chǎn)收益的最大化[7]。農(nóng)地“三權(quán)分置”改革政策設(shè)計(jì)出發(fā)點(diǎn)在于擴(kuò)展農(nóng)村土地權(quán)能,打通增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)收入的通道[8]。但就目前政策實(shí)施效果而言,“三權(quán)分置”對多元主體收入的影響存在差異,收益在農(nóng)村居民內(nèi)部分布不均[9]。具體而言,高階層農(nóng)戶有機(jī)會(huì)和權(quán)力選擇農(nóng)地流轉(zhuǎn)[10-11],而低階層農(nóng)戶從農(nóng)地流轉(zhuǎn)獲益較小[12]。此外,農(nóng)地“三權(quán)分置”改革能夠通過生產(chǎn)要素的配置與投入促進(jìn)農(nóng)業(yè)內(nèi)生發(fā)展[13],這有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移,從而提升農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率[14]。

通過文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn),農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革對農(nóng)戶增收十分重要,但尚未有研究基于共同富裕背景探討農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革對城鄉(xiāng)收入差距的影響。由此,文章從以下4方面展開研究:一是基于2011—2020年的省際面板數(shù)據(jù),將農(nóng)地“三權(quán)分置”制度改革作為虛擬變量構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型;二是采取可檢驗(yàn)并修正虛擬變量內(nèi)生性的條件混合過程估計(jì)方法(CMP)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸與分析;三是根據(jù)政府干預(yù)程度將全國樣本分組以檢驗(yàn)異質(zhì)性;四是進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)地“三權(quán)分置”影響城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制。

二、變量選取與模型設(shè)計(jì)

變量的指標(biāo)選取與度量方式是建立基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ),下文主要說明文章所用變量的選取與度量方式以及研究采用的基準(zhǔn)回歸模型和數(shù)據(jù)來源。

(一)指標(biāo)選取

考慮到核心解釋變量可能存在內(nèi)生性問題,因此引入了工具變量。

1.被解釋變量:城鄉(xiāng)收入差距

目前,度量城鄉(xiāng)收入差距主要采用城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)3種方法。相較于基尼系數(shù)與城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比,泰爾指數(shù)同時(shí)考慮了人口結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入分布,故文章采用泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的代理變量。同時(shí),使用城鄉(xiāng)人均可支配收入比進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。需要說明的是,2013年之前使用農(nóng)村居民家庭人均純收入計(jì)算城鄉(xiāng)人均可支配收入比,但因2013年之后統(tǒng)計(jì)局不再公布或統(tǒng)計(jì)該指標(biāo),所以文章使用農(nóng)村居民人均可支配收入替代農(nóng)村居民家庭人均純收入進(jìn)行計(jì)算。泰爾指數(shù)計(jì)算公式如下:

(1)

式(1)中,theil表示城鄉(xiāng)收入差距,P1t和P2t分別表示第t期城市和農(nóng)村居民的總收入;Pt表示第t期的總收入;Z1t和Z2t分別表示第t期城市和農(nóng)村的人口數(shù);Zt表示第t期總?cè)丝跀?shù)。

2.核心解釋變量:農(nóng)地“三權(quán)分置”政策

承包地確權(quán)登記頒證是“三權(quán)分置”改革的前提。只有明確農(nóng)地所有權(quán)、承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)主體,并通過法律形式予以確認(rèn)才能持續(xù)深化“三權(quán)分置”改革,充分發(fā)揮其權(quán)利結(jié)構(gòu)效應(yīng)。因此,文章采用實(shí)施整省農(nóng)地確權(quán)登記頒證的具體時(shí)間代表農(nóng)地“三權(quán)分置”政策的實(shí)施。具體而言,設(shè)置虛擬變量代表農(nóng)村承包地“三權(quán)分置”改革政策,開始實(shí)施及以后年份取值為1,尚未開始的年份則為0。各省政策實(shí)施時(shí)間不一,具體為:安徽省、山東省和四川省于2014年開始整省改革;江蘇省、江西省、湖北省、湖南省、甘肅省、寧夏回族自治區(qū)、吉林省、貴州省、河南省和上海市于2015年開始整省改革;河北省、山西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、遼寧省、黑龍江省、浙江省、廣東省、海南省、云南省和陜西省于2016年開始整省改革;北京市、天津市、福建省、廣西壯族自治區(qū)、青海省和重慶市于2017年開始整省改革;新疆維吾爾自治區(qū)于2018年開始整省改革。

3.控制變量

除制度變量外,文章選取一些影響城鄉(xiāng)收入差距的控制變量,分別為:城市化水平(urban),以城鎮(zhèn)人口與年末常住人口之比來表示;地區(qū)開放水平(open),用外商投資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來測度;財(cái)政支農(nóng)水平(gov),用地方財(cái)政農(nóng)林事務(wù)支出與地方財(cái)政一般預(yù)算支出之比來衡量;基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(inf),選取每萬人公路里程來衡量;社會(huì)保障支出份額(social),用政府部門社會(huì)保障與就業(yè)支出占一般公共預(yù)算支出的比重來衡量。

4.工具變量

考慮到核心解釋變量為虛擬變量,可能具有內(nèi)生性,故文章選取工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)。參考公茂剛等[6]的方法,采用勞均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(mach)作為“三權(quán)分置”改革的工具變量,該變量由農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)之比計(jì)算而得。

(二)模型設(shè)定

構(gòu)建以下基準(zhǔn)回歸模型:

(2)

式(2)中,theil同式(1),sqfz表示農(nóng)地“三權(quán)分置”政策,i表示省份,t表示年份;Xit表示控制變量;γi和δt分別表示個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng);β0和εit分別表示常數(shù)項(xiàng)和誤差項(xiàng)。

(三)數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計(jì)

采用2011—2020年中國30個(gè)省區(qū)①的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行建模分析。文中數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、各省統(tǒng)計(jì)年鑒以及《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》,少量缺失值采用插值法補(bǔ)齊。各主要變量描述性統(tǒng)計(jì)特征見表1。

三、實(shí)證分析

在考慮虛擬核心解釋變量內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上進(jìn)行基準(zhǔn)回歸與分析,考察政府干預(yù)程度對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革效應(yīng)的異質(zhì)性,并進(jìn)一步構(gòu)建中介效應(yīng)模型以檢驗(yàn)農(nóng)地“三權(quán)分置”影響城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制。

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

文章利用Stata軟件對基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行估計(jì),得到基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果(表2),為詳細(xì)說明,下文分層次對回歸結(jié)果進(jìn)行介紹。

表2 基準(zhǔn)回歸

1.基準(zhǔn)回歸方法

表2中的模型1以農(nóng)地“三權(quán)分置”為核心解釋變量,以泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距代理指標(biāo)與被解釋變量;模型2以農(nóng)地“三權(quán)分置”為核心解釋變量,以城鄉(xiāng)人均可支配收入比為被解釋變量。由于農(nóng)地“三權(quán)分置”改革用虛擬變量表示,容易產(chǎn)生內(nèi)生性問題,因此文章采用可檢驗(yàn)并修正虛擬變量內(nèi)生性的條件混合過程估計(jì)方法(CMP)。CMP方法包含主方程與工具變量方程,主方程如式(1)所示;工具變量方程中將農(nóng)地“三權(quán)分置”改革作為被解釋變量,并采用probit模型進(jìn)行估計(jì)。從表2可以看出,模型1與2中的內(nèi)生性檢驗(yàn)atanhrho值在1%的水平上顯著,這表明虛擬變量存在內(nèi)生性,故采用CMP方法進(jìn)行估計(jì)。同時(shí),模型1與模型2的整體擬合效果較好。

2.核心解釋變量基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表2的模型1檢驗(yàn)了農(nóng)地“三權(quán)分置”改革對城鄉(xiāng)收入差距的影響,并加入了其他控制變量。由表2可知,農(nóng)地“三權(quán)分置”改革能夠促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距的縮小,且其系數(shù)在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。這可能是由于農(nóng)村土地“三權(quán)分置”改革強(qiáng)化了集體所有權(quán)、穩(wěn)定承包權(quán)和放活經(jīng)營權(quán),進(jìn)而直接促進(jìn)了農(nóng)戶收入的增長,縮小了城鄉(xiāng)收入差距。模型2中的農(nóng)地“三權(quán)分置”的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平也通過了檢驗(yàn),這表明農(nóng)村土地“三權(quán)分置”改革確實(shí)有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小,回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.控制變量基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

從表2可知,模型1中的城市化水平與地區(qū)對外開放水平均能促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距的縮小,且在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。隨著新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn),農(nóng)村勞動(dòng)力能夠享受更多城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)和城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果,其收入結(jié)構(gòu)得到進(jìn)一步優(yōu)化,并實(shí)現(xiàn)了增收。對外開放水平的提升加快了中國制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的發(fā)展,創(chuàng)造了更多吸納農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者就業(yè)的崗位,進(jìn)而增加了農(nóng)村居民的收入?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)、財(cái)政支農(nóng)水平與社會(huì)保障支出份額的系數(shù)為正,但均未通過顯著性檢驗(yàn)。模型2中的控制變量系數(shù)與顯著性水平檢驗(yàn)未呈現(xiàn)明顯差異,僅有具體數(shù)值有細(xì)微變化,說明實(shí)證回歸結(jié)果具有可靠性。

(二)異質(zhì)性分析

由于農(nóng)業(yè)發(fā)展深受政府扶持影響,因此,農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響可能存在政府干預(yù)程度的異質(zhì)性。文章以地方財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出與地方財(cái)政一般預(yù)算支出之比作為政府干預(yù)程度的代理指標(biāo),將所有樣本劃分為政府強(qiáng)干預(yù)、適度干預(yù)與弱干預(yù)地區(qū),并分別進(jìn)行回歸。由于政府強(qiáng)干預(yù)與弱干預(yù)地區(qū)的內(nèi)生性檢驗(yàn)均拒絕原假設(shè),因此沿用CMP方法對兩者回歸;由于政府適度干預(yù)地區(qū)樣本采取CMP方法回歸時(shí)內(nèi)生性檢驗(yàn)不拒絕原假設(shè),因此采用OLS回歸。同時(shí),根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果,文章采用隨機(jī)效應(yīng)模型對3類樣本進(jìn)行回歸(表3)。

表3 政府干預(yù)程度異質(zhì)性

從表3可以看出,農(nóng)地“三權(quán)分置”制度改革縮小城鄉(xiāng)收入差距的程度隨著政府干預(yù)程度的增強(qiáng)而逐漸減小,甚至阻礙了城鄉(xiāng)收入差距的縮小?？赡茉蛟谟谡深A(yù)程度負(fù)相關(guān)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,即政府干預(yù)程度較強(qiáng)的地區(qū)均位于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的中西部地區(qū),政府干預(yù)程度較弱的地區(qū)大多為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)。相較于東部地區(qū),中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施、對外開放水平以及勞動(dòng)力質(zhì)量較為落后,即使加大政府財(cái)政支持力度,農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革仍缺乏配置措施。因此,無法有效提升農(nóng)戶的收入。此外,農(nóng)地“三權(quán)分置”制度改革旨在通過分離農(nóng)地經(jīng)營權(quán)促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)以及勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移,進(jìn)而刺激技術(shù)需求、提升技術(shù)供給及增加兼業(yè)農(nóng)民的就業(yè)選擇與人力資本積累。而地方政府的過度干預(yù)不利于非農(nóng)就業(yè)的增加、技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)民人力資本投資。因此,過度的地方政府干預(yù)會(huì)降低農(nóng)地“三權(quán)分置”改革促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距縮小的邊際效應(yīng)。

(三)機(jī)制檢驗(yàn)

“三權(quán)分置”的意義不僅在于放活經(jīng)營權(quán),更在于推動(dòng)了農(nóng)地流轉(zhuǎn),實(shí)現(xiàn)了土地價(jià)值,更激發(fā)了土地活力[15]。因此,考慮到農(nóng)地“三權(quán)分置”改革可能會(huì)加速農(nóng)地流轉(zhuǎn),文章通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型以檢驗(yàn)農(nóng)地“三權(quán)分置”改革是否提升了農(nóng)民增收能力,進(jìn)而有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

1.中介效應(yīng)模型構(gòu)建

文章選取農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為中介變量,以家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積與經(jīng)營耕地面積之比作為代理指標(biāo),構(gòu)建以下中介效應(yīng)模型:

(3)

(4)

式中,ndlz表示農(nóng)地流轉(zhuǎn);θ、δ為變量的回歸系數(shù)。若θ1、δ1與δ2的系數(shù)均顯著且δ1的系數(shù)小于基準(zhǔn)回歸結(jié)果的系數(shù),則表明模型存在中介效應(yīng)。

2.作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果分析

表4為機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。其中,由于模型3采用CMP方法回歸時(shí)內(nèi)生性檢驗(yàn)不顯著,且Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)模型。因此,模型3采用隨機(jī)效應(yīng)模型,模型4沿用基準(zhǔn)回歸的方法,模型5則為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表4 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

從表4可以看出,模型3中的農(nóng)地“三權(quán)分置”政策能夠促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn),且在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn);模型4與模型5中農(nóng)地“三權(quán)分置”改革與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的回歸系數(shù)均顯著,且農(nóng)地“三權(quán)分置”改革回歸系數(shù)小于基準(zhǔn)回歸中的系數(shù),這表明存在中介效應(yīng)。“三權(quán)分置”通過產(chǎn)權(quán)重構(gòu)推動(dòng)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)。因此,農(nóng)地流轉(zhuǎn)是目前三權(quán)分置農(nóng)地制度改革在操作層面最重要也是最直接的表現(xiàn)[9]。根據(jù)馬克思經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,價(jià)值是在流通中實(shí)現(xiàn)的。而土地流轉(zhuǎn)則凸顯了土地價(jià)值,并從以下幾方面推動(dòng)農(nóng)民的收入增加:一是農(nóng)戶的土地承包經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)化為股權(quán),并能夠獲取貨幣化的股權(quán)收益;二是土地流轉(zhuǎn)給村集體,經(jīng)由村集體發(fā)包能夠降低交易成本,而且土地在經(jīng)過集體統(tǒng)一規(guī)劃和整理后積累了土地資本,能夠增加承包地的流轉(zhuǎn)總體收入;三是兼業(yè)農(nóng)民能夠從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中完全脫離出來,從而擁有更多的就業(yè)選擇,并通過持續(xù)的人力資本積累獲得加薪和升職機(jī)會(huì),這都有助于農(nóng)民工的收入增加[16]。

四、結(jié)論與政策建議

文章通過基準(zhǔn)模型回歸、異質(zhì)性檢驗(yàn)與中介效應(yīng)模型探討了農(nóng)地“三權(quán)分置”政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用和機(jī)制,得出以下結(jié)論與建議。

(一)研究結(jié)論

從全國樣本回歸結(jié)果來看,農(nóng)地“三權(quán)分置”政策能夠有效促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距的縮小,并在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn),且該回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。而政府干預(yù)程度異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明,農(nóng)地“三權(quán)分置”制度改革縮小城鄉(xiāng)收入差距的程度隨著政府干預(yù)程度的增強(qiáng)而逐漸減小,甚至阻礙了城鄉(xiāng)收入差距的縮小。此外,農(nóng)地“三權(quán)分置”制度改革能夠通過促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)間接縮小城鄉(xiāng)收入差距。

(二)政策建議

基于上述研究結(jié)論,文章提出以下政策建議:一是應(yīng)持續(xù)推進(jìn)承包地確權(quán)登記頒證工作及其成果的應(yīng)用,并嚴(yán)格按照文件規(guī)定落實(shí)制度改革以確保確權(quán)質(zhì)量,規(guī)范專項(xiàng)資金的使用;二是良好的制度能夠大幅降低交易成本、控制生產(chǎn)要素之間的風(fēng)險(xiǎn)分配和提高生產(chǎn)效率[17],要健全并完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場以及相關(guān)管理制度,以更好保障政策改革效果;三是應(yīng)強(qiáng)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)對生產(chǎn)要素的促進(jìn)作用,要分別從資本、技術(shù)以及勞動(dòng)供給3個(gè)層面促進(jìn)農(nóng)業(yè)的內(nèi)生增長,提升農(nóng)戶的增收能力。

綜上,農(nóng)地“三權(quán)分置”改革作為農(nóng)村土地制度改革的重要內(nèi)容,對縮小中國城鄉(xiāng)收入差距和實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要意義。基于此,文章結(jié)合理論與實(shí)證探討農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)與作用機(jī)制,并針對研究結(jié)論提出持續(xù)深化農(nóng)地“三權(quán)分置”改革、健全并完善相關(guān)制度與規(guī)定和規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場等建議,以期提升農(nóng)戶增收能力,縮小城鄉(xiāng)收入差距,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)共同富裕。

注 釋：

① 由于西藏、港澳臺(tái)數(shù)據(jù)部分缺失,故予以剔除。