创新要素配置驱动共同富裕实现的实证研究

周 玉

（1.东南大学 马克思主义学院，江苏 南京 211189；2.亳州学院 亳文化研究中心，安徽 亳州 236800）

一、引言及文献综述

党的二十大报告指出，“共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，也是一个长期的历史过程”。站在新的历史阶段，全面深刻理解与把握共同富裕内涵，满足民众共同殷切期盼，稳步推进全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展成为新时期中国式现代化建设的主要目标。当前，支撑中国共同富裕目标实现的劳动力、土地成本低等传统要素的成本优势正逐渐消退。特别是在国内产业发展面临不进则退、逆水行舟的关键时期，产业链价值链遭受向上升级的压力较大，导致产业结构趋向不合理化发展，难以为共同富裕提供物质基础。创新要素作为创新活动的重要表现形式，以更大规模集聚创新人才、技术、资本等要素形成支撑效应，逐渐成为驱动共同富裕实现与推进中国式现代化的新引擎。通过着力聚合各类创新要素，积极完善创新要素配置机制，可有效调整产业结构与提升经济增长质量，从而实现共同富裕。在此背景下，深入探究创新要素配置赋能的共同富裕实现路径无疑具有重要现实意义。

关于创新要素配置的研究主要体现在以下两方面：一是创新要素配置统计分类与测算。诸多学者从经济高质量发展[1]、制造业高质量发展[2]等视角对创新要素配置进行统计分类及测算。二是创新要素配置相关实证研究。李晓峰等(2021)选用超越对数生产函数实证检验2001—2019 年珠三角地区技术创新生产要素投入与配置情况，研究发现2014 年之前该地区创新产出增长依赖资本投入驱动，2015 年后劳动驱动作用增强[3]。

关于共同富裕的研究，集中体现在三个方面：一是共同富裕影响因素研究，诸多学者从新型集体经济[4]、旅游业[5]、产业振兴[6]对共同富裕的作用展开分析。二是共同富裕实现路径研究。唐仟伍等(2022)提出应以完善收入分配制度、破除平均主义观念、以现代技术赋能等方式促进共同富裕目标实现[6]。三是共同富裕评价指标体系研究，多数学者从富裕度、共同度、共享性、可持续性四个维度展开，构建共同富裕评价指标体系[7-9]。

纵观现有文献内容发现，鲜有学者将创新要素配置与共同富裕纳入同一框架展开研究，已有理论分析多集中于创新要素配置或共同富裕各自的概念、测度、实施路径等方面，缺乏二者关系的定量研究。鉴于此，文章尝试构建创新要素配置与共同富裕的评价指标体系，实证分析二者间深层次的关系。

二、机制分析与研究假设

1.创新要素配置对共同富裕的直接影响

文章试图从创新要素配置影响富裕共享性、物质生活富裕、精神生活富裕、生活环境宜居四个方面论述其在共同富裕中的作用。创新要素配置有助于实现富裕共享性。地区间、城乡间、产业间创新要素配置潜能的提升，能够强化城乡公共服务配置，助力实现富裕共享性。创新要素配置可充分发挥以城带乡的作用，促进城乡要素实现双向自由流动与合理配置公共资源[10]，强化城乡基层公共服务供给，全面增强公共服务普惠性，体现富裕共享性特征。创新要素配置有助于实现物质生活富裕。创新要素配置可增强数字技术驱动效应[11]，推动经济新旧动能转换，从而焕发经济发展活力。创新要素配置有助于实现精神生活富裕。创新要素配置能有效降低文化生产的要素成本，促进文化产业提质增效，为居民实现精神生活富裕夯实基础。创新要素配置除涵括传统土地、劳动力与资本三要素外，还包含知识产权、特色文化资源、技术等文化产业发展所需的精神文化生产要素[12]。通过发挥创新要素配置作用，可促使文化生产要素自由组合与流动，助力以文化创新为着力点提升精神生活富裕，扎实推动共同富裕。创新要素配置有助于实现生活环境宜居。创新要素配置可增强地区集聚与配置各类资源要素的能力，促使政务服务体系完善，显著提升民众生活品质，并创造美丽宜居的生活环境，着力推进共同富裕。创新要素配置加速公共资源要素共享开放，促使地区内各类便民设施逐渐完善，满足民众生产生活的各类需求，打造宜居式生活环境。

基于上述分析，提出如下研究假设：

假设H1：创新要素配置能够显著驱动共同富裕。

2.创新要素配置对共同富裕的间接影响

（1） 乡村振兴效应

创新要素配置对乡村振兴的影响机理主要表现为：创新要素配置可促进城乡在要素配置、规划布局等方面相互融合。具体而言，创新要素配置可破除妨碍城乡要素自由流动与公平交换的壁垒[13]，促使各类要素加速流向乡村，在乡村形成信息、人才、资金等要素汇聚与流动的良性循环，为乡村振兴发展注入新动能。乡村振兴对共同富裕的影响机理包括：第一，乡村振兴为共同富裕实现提供坚实产业基础。乡村振兴可加强城乡产业互动，助力城乡基于新兴技术的各要素、软硬件、结构、动能等构建现代流通体系，畅通生产要素流动渠道，促进城乡融合发展，助力实现共同富裕。第二，乡村振兴为共同富裕提供优美环境[14]。生态宜居是乡村振兴的关键，更是乡村振兴质量的保证与实现共同富裕的重要体现。乡村振兴为各地区打造宜居村落提供各类要素支撑，并进一步激活乡村内生动能，为农村群众实现高品质共同富裕提供优美环境。综上，文章提出如下假设：

假设H2：乡村振兴是创新要素配置驱动共同富裕的有效路径。

（2） 新型城镇化效应

创新要素配置对新型城镇化的影响有：第一，创新要素配置会促使各类资源要素向回报率与增长率高的领域及地区转移，引导资本、技术、人才等优势要素流向乡村，破解城乡间要素自由双向流动过程中存在的不合理不充分问题，促进新型城镇化发展。第二，创新要素配置加速城乡产业链、创新链与供应链融合[15]，引导城市信息技术、优势产业等要素流向乡村。同时，创新要素配置能有效挖掘乡村潜在优势与资源要素，加速城乡人才、技术、数据等要素有效对接，推进新型城镇化建设。新型城镇化对共同富裕的影响包括：一方面，新型城镇化有助于缩小富裕差异性。具体地，新型城镇化可促进城乡融合发展，改变农业现代化滞后、城乡居民收入差距、乡村基础设施建设滞后等问题[16]，有助于不断缩小城乡发展差距。另一方面，新型城镇化有利于实现富裕共享性。通过加速新型城镇化建设，可优化城镇空间布局[17]，提高各类资源要素配置效率与质量，从而助推地区范围内社会保障水平提升、基础设施完善、信息应用能力强化，形成优势互补的区域协同发展新格局，实现富裕共享。据此，提出如下假设：

假设H3：新型城镇化建设是创新要素配置驱动共同富裕的重要路径。

三、模型设计与变量说明

1.模型设定

为实证分析创新要素配置对共同富裕的影响，建立以下基本模型：

其中，COPRit为区域i 在t 时期实现共同富裕；AOIEit代表区域i 在t 时期的创新要素配置水平；ACit指影响COPR 的控制变量合集；μi、υt、εit分别表示个体、时间固定效应及随机干扰项。

为探究创新要素配置对共同富裕的作用机制，进一步使用中介效用模型对乡村振兴与新型城镇化的中介效应实施检验，并构建如下模型：

上述模型中，模型(2)表示创新要素配置AOIE 对中介变量IV 的检验；模型(3)指创新要素配置AOIE 与中介变量IV 对共同富裕COPR 的检验，其中将IV 分解为乡村振兴(INSU)与新型城镇化(NURB)两方面。需注意的是，在模型(1)中，若估计系数α1显著为正，则创新要素配置对共同富裕COPR 呈显著促进作用。分别对模型(2)及模型(3)进行回归，若估计系数β1和γ1同时显著且符合理论预期，则表明创新要素配置可通过中介因素影响共同富裕。

2.变量说明

（1） 被解释变量：共同富裕(COPR)

借鉴解安和侯启缘(2022)[18]、傅才武和高为(2022)[19]的方法，从富裕差异性和共享性代替“共同”指标；从物质生活富裕、精神生活富裕和生活环境宜居角度来测度“富裕”程度。同时，借助主成分分析法对各指标降维处理，计算各指标权重，进而加权综合得到共同富裕指数。

（2） 核心解释变量：创新要素配置(AOIE)

借鉴门秀萍等(2022)[20]、田甜(2022)[21]研究成果，从劳动创新要素配置、技术创新要素配置、数据创新要素配置、知识创新要素配置、制度创新要素配置五个层面构建创新要素配置评价指标体系。为避免所构指标存在量纲问题，对指标实施标准化处理，并进行赋权，从而测算创新要素配置指数。

（3） 控制变量(AC)

考虑到可能存在影响共同富裕实现的其他因素，借鉴相关学者研究[22，23]，选取金融发展水平(FIN)、产业结构(IND)、城市失业率(URB)作为控制变量。其中，金融发展水平采用年末金融机构人民币各项贷款余额与当年国民生产总值的比值来衡量；产业结构采用第二产业增加值和第三产业增加值占国民生产总值比重来衡量；城市失业率采用城镇登记失业人员数与城镇单位从业人员期末人数的比值来衡量。

（4） 中介变量

乡村振兴(INSU)，参考张琦、李顺强等(2022)[24]研究成果，采用地方城乡社区支出总额/地方人口数量的比重衡量；新型城镇化(NURB)，参考张亚军(2022)[25]研究结论，选择户籍人口城镇化率衡量新型城镇化。

鉴于数据可得性，本研究选取2012—2020 年中国30 个省份（西藏与港澳台数据缺失较多，故将其排除） 的面板数据进行研究。上述变量数据来源于历年《中国统计年鉴》 《中国科技统计年鉴》 《中国信息年鉴》 《中国金融年鉴》 《中国农村统计年鉴》 《中国城乡建设统计年鉴》、国家统计局网站、各省份统计年鉴。

四、实证分析

1.基准回归结果

为规避潜在的异方差问题，进一步使用地区聚类的稳健标准误展开分析，具体控制个体与时间效应后创新要素配置对共同富裕的估计结果，如表1 所示。模型(1)为未加入控制变量，用于分析创新要素配置对共同富裕的影响，结果显示，创新要素配置系数在1%置信水平上显著，说明创新要素配置可有效驱动共同富裕，假设H1 得以验证。模型(2)～(4)将控制变量纳入后，回归结果仍通过显著性检验。就模型(4)回归结果来看，创新要素配置的系数值为0.388，小于模型(1)的0.532，反映出在未考虑控制变量情况下会放大创新要素配置对共同富裕的驱动效应。就控制变量视角来看，金融发展水平系数为0.171，在1%置信水平上显著为正，意味着金融发展水平对共同富裕具有促进作用。产业结构调整系数为0.196，在1%置信水平上显著为正，表明产业结构调整可以助推共同富裕的实现。

表1 创新要素配置对共同富裕实现的影响估计结果

2.创新要素配置驱动共同富裕实现的路径

进一步检验创新要素配置对共同富裕的具体驱动路径，从而明确两者间的作用机理，检验结果如表2 所示。

表2 创新要素配置对共同富裕实现的影响路径

模型(5)是创新要素配置对共同富裕总影响效应。模型(6)为创新要素配置对乡村振兴的影响，结果显示创新要素配置的回归系数为1.189，同时在1%的置信水平上显著，说明创新要素配置可有效促进乡村振兴。模型(8)分析了创新要素配置与乡村振兴对共同富裕的影响，可知其回归系数分别为0.346 和0.149，均通过显著性检验，但小于总效应系数，表明乡村振兴产生部分中介效应。由模型(8)结果可知，乡村振兴的中介效应系数为0.149，即创新要素配置通过乡村振兴间接驱动共同富裕产生的中介效应占比为14.90%，直接驱动效应占比为85.10%，反映出乡村振兴在创新要素配置对共同富裕的影响中起部分间接促进作用，假设H2 得以验证。模型(8)与模型(9)研究了新型城镇化的驱动路径。模型(8)中的创新要素配置系数为0.923，并在5%水平上显著，表明创新要素配置可显著提高新型城镇化。模型(9)中，创新要素配置与新型城镇化的回归系数分别为0.355、0.151，并在5%统计水平上显著，但小于模型(5)中创新要素配置的系数，表明新型城镇化同样产生部分中介效应。通过计算可知，新型城镇化的中介系数为0.143，表明新型城镇化中介效应占比为14.30%，创新要素配置的直接驱动效应占比为85.70%，验证了假设H3。

3.稳健性检验

（1） 控制固定效应

需注意的是，经济发展水平与共同富裕程度较高的地区，其创新要素配置水平也较高，从而可能引致实证同样面临内生问题，故设定地区与年份的交互效应，以缓解创新要素配置带来的宏观性环境变化。结果发现，摒除宏观因素后，基准回归结果仍旧稳健。

（2） 替换关键变量

第一，重新测算创新要素配置。利用主成分法展开降维处理，紧接着重新计算创新要素配置的指标权重，再进行面板数据回归。结果显示，创新要素配置回归系数仍通过显著性检验。

第二，剔除异常样本。由于样本选择过程中可能存在异常值情况，基准检验结果同样可能存在不准确情况，故剔除样本中小于1%与大于99%分位数异常值后重新进行稳健性检验。结果显示，创新要素配置的系数值均未发生任何变化，再次证明基准回归稳健。

五、进一步分析

1.空间溢出效应

在运用空间面板计量方法前，需要先对创新要素配置指数与共同富裕指数实行空间自相关检验。利用Moran's I 指数计算地理距离空间权重矩阵下2012—2020 年度创新要素配置对共同富裕影响的空间效应，结果如表3 所示。由此可知，二者在地理距离空间权重矩阵下的Moran's I 指数均达到1%显著性水平，这一结论反映出各省份创新要素配置和共同富裕在不同年度均具有显著空间自相关性，并呈现集聚情况。

表3 创新要素配置与共同富裕空间相关性检验

空间自相关检验的建立意味着可运用空间计量回归法。对此，通过借鉴马晴、王高玲(2019)[26]检验方式，进行LR 检验、LM 检验及Hausman 检验，并确定采用双向固定的空间杜宾模型。表4 模型(10)～(12)结果显示，创新要素配置的直接效应、间接效应及总效应估计系数均通过1%显著正向检验，说明创新要素配置可打破地理距离对乡村振兴和新型城镇化的空间约束，促使创新要素跨区域流动及整合，推进本地区及邻近地区实现共同富裕目标。

表4 创新要素配置影响共同富裕的空间模型回归结果

由表4 模型(12)的空间效应分解结果可知，创新要素配置对共同富裕的直接效应为0.425，间接效应为0.512，直接效应占总效应的45.36%，间接效应占总效应的54.64%。由此可知，三种空间权重矩阵下的分解结果具有一致性，其中间接效应是驱动创新要素配置对共同富裕主要推动力，而直接效应的贡献率较小。

2.共同富裕分项检验

为考察创新要素配置对共同富裕五维度的影响是否存在差异，文章将创新要素配置分别与富裕差异性、富裕共享性、物质生活富裕、精神生活富裕、生活环境宜居展开个体时间双固定回归，具体结果如表5 所示。可以发现，创新要素配置对富裕共享性、物质生活富裕、精神生活富裕、生活环境宜居四个维度具有正向促进作用，仅对富裕差异性呈负向影响。

表5 共同富裕分项检验结果

六、结论及启示

文章选取中国2012—2020 年30 个省份面板数据，在建立创新要素配置发展指数与共同富裕指数基础上，全方位检验创新要素配置对共同富裕的驱动作用以及内在影响机制。结果显示：其一，创新要素配置显著推进共同富裕，同时在融入工具变量后的稳健性检验结果依旧成立。其二，乡村振兴、新型城镇化在创新要素配置对共同富裕的影响中起到显著的中介作用，强化乡村振兴和新型城镇化对创新要素配置赋能共同富裕具有重要作用。其三，创新要素配置对共同富裕的影响存在空间溢出效应。其四，在共同富裕的分项检验中，创新要素配置对富裕差异性尚无显著性影响，而对生活环境宜居的促进作用最强。

依据上述结论，文章提出如下政策启示：

第一，盘活科技创新要素，为共同富裕“聚智”。根据结论可知，各地区推动共同富裕方面有所差异，即西部地区享受到的创新要素配置红利比中部、东部地区更大。为此，各地区需大力推进人才、科技、信息、管理等各类资源要素持续流动，强化区域间的流通与信息交互，推动区域协调发展。一方面，要促进区域间科技创新要素合理流动。以科技支持缩小区域差距为重点，大力推进人才、科技、信息、管理等各类资源要素持续流动。另一方面，要推动科技创新要素在各区域产业间的高效流动，推动各地区产业内部结构升级。立足于此，须建立健全的动态监管制度，以消除不合理的市场准入制度。同时，要建立各地区产业互动科技创新空间结构，引导第二产业和第三产业互动共生发展，最终实现共同富裕。

第二，推进城乡公共服务均等化，为共同富裕“聚能”。首先，要积极掌握城乡居民社会共享服务中的现实需要，将基本公共服务建设向乡村偏进，推进城乡公共服务制度并轨，实现从“形式普惠”转向“实质公平”。其次，破除城乡分割体制问题，依据城乡一体化的核心标准，提高公共基础设施与服务建设的科学化、数字化水平，推动城乡公共服务均等化。最后，要大力突出乡村特色，以适应国家绿色发展需求，积极建设农村居民居住环境，为公共服务均等化应用提供基本条件，加快城乡居民共同富裕，为全面实现共同富裕夯实基础。

第三，完善新型城镇化建设体系，为共同富裕“聚力”。研究显示，新型城镇化在创新要素配置对共同富裕的影响中起到显著的中介作用。因此，各地区优化城镇空间布局来提升空间配置效率，构建大、中、小城市协调发展的新型城镇化空间雏形，连接中心城市和周边城镇的经济社会联系网，以形成互补、密切协作的区域协同发展新格局，加快共同富裕实现进程。

第四，推动乡村振兴提质增效，为共同富裕“聚势”。结论表明，乡村振兴可有效赋能创新要素配置对共同富裕的促进作用。地方政府部门应围绕当地特色优势农业，扩大农业产业规模与产品品质，加速三产融合，为乡村振兴提质增效夯实产业基础。同时，地方政府持续贯彻落实党和国家支持乡村振兴的相关政策措施，不断巩固脱贫成效，为乡村振兴促进共同富裕强基固本。