中国共同富裕水平测度、动态演进与空间溢出效应

2024-05-26田艳丽傅德印

统计与决策 2024年9期

田艳丽，傅德印，2

（1.兰州财经大学统计与数据科学学院，兰州 730020；2.中国劳动关系学院经济管理学院，北京 100080）

0 引言

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。共同体现了生产关系，富裕代表了生产力，共同富裕是先进生产力与生产关系的有机统一。共同富裕是一个全社会总体概念，不区分城乡和区域。但是，共同富裕不是平均主义，也不是全体人民同步达到富裕标准，不同人群实现富裕的程度有高有低，时间上有早有晚。共同富裕的目标、实现程度和实现路径决定了实现共同富裕是一个长期、艰巨和复杂的历史过程。因此，明晰共同富裕的内涵，合理测度共同富裕及其演化特征，分析各地区推动共同富裕的现实基础和存在的短板，对于因地施策提高全体人民共同富裕水平具有重要意义。

关于共同富裕的研究虽然取得了一定成果[1—11]，但是，由于学术界对共同富裕的内涵界定存在差异，指标体系的构建表现出“小而不全”或“大而不实”的问题，且关于共同富裕效应分析的研究尚有探索空间。基于此，本文在深入分析共同富裕内涵的基础上，全面探讨共同富裕的测度、动态演进及空间溢出效应等内容，以期丰富共同富裕的相关研究，可能的边际贡献为：第一，以经济和社会民生领域为基础，关注政治、文化和生态环境领域，提出了围绕发展性、共享性和可持续性的指标体系，不仅涵盖了物质方面的内容，在一定程度上还反映了民众的主观感受。第二，基于共同富裕的测度值，采用Dagum基尼系数及核密度估计等方法，从静态和动态两个方面探究共同富裕水平的空间演化特征，两者相互验证、相互补充，确保计算结果客观、真实、可靠。第三，区别于以往文献，本文基于空间经济学视角，考虑了共同富裕水平的空间非均衡性这一重要特征，利用空间杜宾模型检验空间溢出效应，有效识别影响共同富裕水平的重要因素，为合理规划共同富裕路径提供参考。

1 共同富裕评价指标体系构建

本文基于共同富裕的深刻内涵，从实现共同富裕的条件、过程和结果入手，综合考虑指标代表性、指标普适性、数据可得性等多个方面的因素，从发展性、共享性和可持续性三个维度深入探究共同富裕问题。首先，就发展性而言，区别于既有文献，本文选取富裕度与共同度两个二级指标，通过居民人均可支配收入等6个三级指标对发展性进行全面测度。其次，就共享性而言，共享性关注的是基本公共服务均等化问题，在富裕基础上实现共享，意味着全体人民平等地共享医疗、教育等公共服务，本文选取文化教育、医疗健康、基础设施、信息化水平和社会保障作为度量共享性的二级指标，选择平均受教育年限等9个三级指标对共享性进行具体测度，力求在既往研究的基础上，更加全面地刻画共享性程度。最后，就可持续性而言，由于创新是驱动发展的第一动力，共同富裕需要科技创新支撑，绿水青山就是金山银山，现阶段的共同富裕也包含了低碳背景下的“生态”“绿色”，在高质量发展中促进共同富裕，体现量的合理增长和质的有效提升。因此，参考既往文献，本文以科技创新、生态环境和发展质量作为二级指标，选取R&D投入强度等6个三级指标对共同富裕水平中的可持续性进行衡量。

基于下页表1的指标体系，本文采用全局熵值法测算共同富裕水平，选取2011—2021年中国30个省份（不包括西藏和港澳台）的面板数据作为分析样本。全局熵值法保留了熵值法客观赋权的优势，剔除了人为因素的干扰，客观评价了各个指标在指标体系中的作用，最终得到各省份和三大地区①东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。的共同富裕水平，记为cp。

表1 共同富裕评价指标体系

2 共同富裕水平测度结果分析

2.1 总体变动分析

从全国层面来看，图1（a）显示，共同富裕水平从样本初期的0.2390逐渐上升至末期的0.4228，年均增长5.32%，表明我国共同富裕工作已取得明显进展，共同富裕水平得到有效提升。

图1 2011—2021年共同富裕水平的时空演变过程

从三大地区来看，共同富裕水平呈现“东高西低”的空间分布格局。图1（b）显示，东部地区共同富裕水平平稳上升，显著高于中西部地区；中部和西部地区共同富裕水平较为接近，中部地区略高于西部地区。从演化趋势来看，2011—2021 年三大地区共同富裕水平逐步上升，演变过程基本一致，西部地区共同富裕水平年均增长率（6.23%）高于中部地区（5.80%），也高于东部地区（4.32%）。

从省域层面来看，图1（c）显示，30个省份2021年的共同富裕水平介于0.3～0.6，均值为0.4245，其中有17个省份低于全国平均水平。江苏排名第一，得分为0.5773，是得分最低的甘肃的1.88倍，表明省际发展不平衡现象依然较为突出。从增速来看，贵州（10.90%）、甘肃（9.63%）、云南（7.50%）等西部地区省份的共同富裕水平年均增速较快，进步显著。

2.2 区域差异分析

Dagum（1997）[12]提出按子群分解基尼系数，既能分析区域差异的主要来源，又能反映样本间的交叉重叠问题及子样本的分布情况。本文利用Dagum 基尼系数及其分解测算共同富裕水平的区域差异，结果如表2和下页表3所示。

表2 三大地区共同富裕水平的基尼系数

表3 共同富裕水平区域差异的来源分解

由表2可知，中国共同富裕水平总体差异仍然比较突出，但2011—2021 年，差异在逐步缩小，总体基尼系数从2011 年的0.1572 下降到2021 年的0.0860，降幅为5.63%，仅在2017 年出现了小幅上升，反映出我国区域协调发展取得显著成效。

从三大地区内部来看，东部地区和中部地区基尼系数整体呈持续下降趋势，西部地区基尼系数呈波动下降趋势。三大地区内部差异从高到低依次为西部地区、东部地区和中部地区。

从区域间基尼系数来看，东部-中部、东部-西部和中部-西部的基尼系数均在波动中下降，相较而言，东部-西部降幅（9.85%）最大，中部-西部降幅（6.4%）最小。从均值来看，东部-西部基尼系数＞东部-中部基尼系数＞中部-西部基尼系数。

由表3 可知，样本期内区域间差异均值为0.0715，贡献率超过三分之二，占比较大，说明我国共同富裕水平的空间差异主要来源于区域间差异；区域内差异均值为0.0246，贡献率均值为23.09%，说明区域内差异仍占有一定的比例，不容小觑。超变密度衡量了不同区域间的差异交叉程度，超变密度贡献率均值仅为9.91%，说明区域间差异和区域内差异的交叉程度较低，这是因为将30 个省份分为三大地区后，同一地区内省份在地理位置、自然资源禀赋、经济发展基础等方面存在相似性，区域内差异相对较小，区域内差异变动趋势平稳。

2.3 动态演进分析

本文通过绘制三维动态核密度图，形象地展示共同富裕水平绝对差异的演变过程。从图2 可以看出：第一，全国总体、东部、中部及西部地区共同富裕水平的分布重心不断向右移动，说明各省份的共同富裕水平呈现不断上升的趋势。第二，全国整体共同富裕水平分布表现出右拖尾现象，表示存在共同富裕水平很高的省份。东部和中部地区的分布曲线均不存在明显的拖尾现象，表明东部和中部地区共同富裕水平较为均衡，不存在共同富裕水平极高或极低的情况。西部地区的分布曲线出现轻微的右拖尾现象，反映出西部地区在内部共同富裕水平整体偏低的情况下，个别省份的共同富裕水平远高于其他西部地区省份。第三，全国整体共同富裕水平在样本期内存在双峰，说明这段时期中国各省份共同富裕水平差异较大，存在极化趋势；东部和中部地区只存在一个单峰，而且并不陡峭，反映了东部和中部地区内部共同富裕水平差异较小，这也与上文基尼系数计算结果一致；西部地区在个别年份出现双峰，且主峰宽度较大，表明西部地区内部差异较大。

图2 共同富裕水平的动态演进

3 共同富裕水平的空间溢出效应

上述测算结果展示了2011年以来中国共同富裕水平的发展变化情况，为了进一步探讨实现共同富裕的合理路径，还须深入研究其影响因素。基于此，本文通过构建空间计量模型，实证检验相关经济社会因素对共同富裕水平的影响。

3.1 模型设定

本文的基础模型为空间杜宾模型（SDM），如式（1）所示：

其中，cpit为共同富裕水平，ρ为因变量的空间滞后项系数，βk为第k个自变量的待估系数，λk为第k个自变量的空间滞后项系数，Wij为空间权重，xit，k表示i省份t时期的第k个自变量，φi为省份固定效应，vt为时间固定效应，εit为随机误差项。本文通过构建地理邻接权重矩阵反映空间相关性。

3.2 影响因素

影响共同富裕的因素主要包括经济性因素和社会性因素两大类。

第一类：经济性因素。经济增长是实现共同富裕的重要前提，经济发展水平的高低直接影响区域间共同富裕水平的差异大小，但其影响效应存在不确定性。一方面，我国经济发展水平存在区域差异，当资源配置倾向于“效率”优先时，由于资源禀赋、政策差异等多种原因，地区间经济发展水平不均衡现象较为严重；而当资源配置更倾向于“公平”优先时，虽然可以缩小不同地区间的经济发展水平差距，但易造成经济效率损失从而诱发经济增速回落。因此，宏观经济增长和共同富裕之间可能存在反向变化关系。另一方面，如果欠发达地区和农村地区善用后发优势和政策优势，获得了较好的经济发展机会，那么他们由于基数小、负担轻，经济增长效应会更加明显，有利于提高共同富裕水平，从而形成正相关关系。综合来看，在不同地区、不同发展阶段，宏观经济增长对共同富裕水平可能产生不同影响。

除了经济总量外，经济结构的变化也可能会对共同富裕水平产生影响。邢成举等（2021）[13]认为不断推进产业结构升级是实现共同富裕的重要途径。张凯等（2023）[14]认为随着产业结构不断升级，劳动力逐步向劳动生产率增速较低的第三产业转移将引起经济增长放缓，最终导致共同富裕水平的增速下降。此外，政府在经济发展中扮演重要角色，转移支付是实现收入再分配的重要手段。因此，社会保障水平、政府行为等因素也会对不同地区的共同富裕水平产生影响。

第二类：社会性因素。城镇化是中国经济实现增长奇迹的重要引擎，也是影响共同富裕的重要因素。万广华等（2022）[15]发现，城镇化不仅具有分配效应，有助于消除城乡差异、解决“三农”问题，还具有增长效应，能够优化现有资源配置，促进消费，进而拉动经济增长，实现经济增长的“鱼”和收入分配改善的“熊掌”兼得。孙学涛等（2022）[16]从人口城镇化、经济城镇化和空间城镇化三个方面量化新型城镇化，认为新型城镇化不仅能对共同富裕产生直接影响，而且可通过农民收入和公共服务对共同富裕产生间接促进作用，证实了新型城镇化和共同富裕之间存在空间相关性。沈实和杨宏（2023）[17]发现，在人力资本积累和产业结构升级的不同门槛约束下，新型城镇化对处于不同分位点的共同富裕的影响存在差异。

除城镇化因素之外，医疗卫生等基本公共服务和基础设施水平也是影响共同富裕的重要因素。比如，基本公共服务均等化水平的提升既可以为欠发达地区提供契机从而缩小差距，也可以进一步提高发达地区经济要素配置效率从而促进共同富裕；教育的发展也存在类似的作用机制，既可能丰富欠发达地区的人力资本支出以降低收入差距及代际不平等程度，也可能加大城乡、区域间人力资本水平的差距从而扩大收入差距。

通过上述分析可知，不少经济社会因素都会对共同富裕产生影响，且部分因素的作用机制和效果还存在不确定性。因此，有必要通过实证分析研究相关因素对共同富裕的实际影响效应。本文选取5个方面的经济社会因素，定量分析这些因素对共同富裕产生的影响。具体如下：

（1）使用不变价人均GDP衡量经济发展水平（pgdp）；（2）采用第三产业增加值占GDP 的比重表示产业结构升级（ins）；（3）利用地方政府财政收入与GDP的比值衡量政府支出水平（gov）；（4）以城镇人口占总人口的比重来代表城镇化率（ur）；（5）选用平均受教育年限衡量人力资本存量水平（hr）。

本文在构建空间杜宾模型时，对因变量和5个自变量均取了对数。相关变量的描述性统计结果如表4所示。

表4 描述性统计

3.3 空间相关性分析

采用全局莫兰指数（Moran’s I）检验变量的空间相关性，结果如表5所示。

表5 共同富裕水平全局莫兰指数

由表5 可知，共同富裕水平的Moran’s I 均大于0，在5%或1%的水平上显著拒绝原假设，表明共同富裕水平存在正的空间相关性。具体来看，共同富裕水平的Moran’s I先整体下降，在2016 年达到最小值后呈现震荡上升的趋势。

3.4 空间溢出效应检验

3.4.1 检验模型的选择

在进行空间计量回归之前，先对模型进行一系列检验，结果如表6所示。

表6 空间计量模型选择检验结果表

第一，LM 检验。对普通面板回归（OLS）模型进行空间相关性检验，包括LM-lag 检验、稳健的LM-lag 检验、LM-error 检验和稳健的LM-error 检验。根据表6 可知，4个检验均在1%的水平上显著拒绝原假设，意味着空间滞后效应和空间自相关效应同时存在，因此空间杜宾模型（SDM）更符合本文所需。

第二，LR检验和Wald检验用于判断SDM是否会退化为空间滞后模型（SAR）或空间误差模型（SEM），根据表6检验结果可知，LR 检验和Wald 检验均在1%的水平上显著拒绝了SDM退化为SAR或SEM的原假设。

第三，分别建立个体固定效应、时间固定效应和双固定效应的空间杜宾模型，进行似然比检验，结果表明选择SDM时采用双固定效应更有效。

3.4.2 空间计量结果

表7展示了空间滞后、空间误差和空间杜宾模型的回归结结果。空间杜宾模型的空间回归系数ρ＝-0.214，显著为负，说明中国各省份的共同富裕水平之间存在空间依赖性，相邻省份共同富裕水平的提升可能会在短期内对本省份造成“虹吸效应”。

表7 空间计量模型的回归结果

在空间效应分解中，直接效应表示解释变量对本地共同富裕水平的影响，间接效应表示对邻近地区共同富裕水平的影响。从表8 可知：（1）经济发展水平的间接效应为负，但并不显著，直接效应和总效应显著为正，说明经济发展水平对本地共同富裕水平具有显著的正向促进作用，其原因是经济发展水平越高的地区，越能够提供完善的基础设施和高质量的公共服务，有利于提高共同富裕水平。（2）城镇化率的间接效应为负但不显著，直接效应和总效应显著为正，表明高水平的城镇化率会直接促进本地共同富裕水平的提升，但不会促进邻近地区共同富裕水平的提升，这是因为在城镇化过程中，城市成为地区经济增长的中心地带，使得农村和周边地区更多的经济资源流向城市，为城市居民创造就业机会，提高居民收入，从而提高消费水平，促进消费升级。而且，城镇化可以促进社会文明进步和提升城市形象，推动城市发展，提升城市管理水平和基础设施建设水平，这些都有助于促进共同富裕水平的提升。（3）产业结构升级的直接效应和总效应显著为正，间接效应为正但不显著，表明产业结构升级有利于本地共同富裕水平的提高，产业结构升级可以显著缩小城乡收入差距，是摆脱贫困和实现共同富裕的重要途径。（4）人力资本存量水平的直接效应为正，间接效应和总效应不显著，加大人力资本投入不仅能够激发贫困群体的内生动力，还能够阻断代际贫困，缓解相对贫困的蔓延，最终实现物质和心理上的共同富裕。（5）政府支出水平的直接效应为负但不显著，间接效应和总效应显著为正，表明政府支出水平没有发挥明显的积极作用，再分配调节机制有待进一步完善。

表8 空间效应分解

3.4.3 稳健性检验

基于空间计量分析的特点，本文选择替换空间权重矩阵进行稳健性检验，结果如表9所示。表9列（1）为选取经济距离矩阵作为替换矩阵的回归结果，列（2）为选取地理距离矩阵作为替换矩阵的回归结果。进一步地，利用主成分分析法测算共同富裕水平，记为cpm，将其作为被解释变量，回归结果如列（3）所示。更换空间权重矩阵与被解释变量后，解释变量的系数符号未发生变化且系数大小较为稳定，由此表明原回归结果是稳健的。