紀 明,曾曦昊,王竹君

(1. 南寧師范大學a.馬克思主義學院,b.經濟與管理學院,廣西 南寧 530001;2. 南京財經大學 校長辦公室,江蘇 南京 210046)

一、 引言

在全面建成小康社會后,如何實現共同富裕成為新時代中國全面實現社會主義現代化道路上的又一重大課題。黨的二十大提出以中國式現代化全面推進中華民族偉大復興,并闡明中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。中國式現代化蘊含著堅持以人民為中心的發(fā)展思想,始終以人民對美好生活的向往作為落腳點和出發(fā)點,力求實現全民參與、全民共享的現代化共同富裕。共同富裕之“共同”是發(fā)展成果的普惠與共享,共同富裕之“富?！笔墙⒃谶m當差距下的財富可持續(xù)增長,這與基礎設施的互聯(lián)互通、共建共享、協(xié)調聯(lián)動、可持續(xù)發(fā)展的功能及目標相吻合。我國基礎設施建設雖然取得一定的進展,但區(qū)域、城鄉(xiāng)差距與不同類型的基礎設施發(fā)展程度差距仍然明顯,傳統(tǒng)基礎設施和新型基礎設施的差異化作用凸顯。因此,研究基礎設施對共同富裕的貢獻作用具有重要現實意義。

梳理相關文獻可見,基礎設施改善是推動基本公共服務均等化,提高發(fā)展平衡性、包容性,實現共同富裕的重要渠道之一。已有大量理論與實證驗證了基礎設施帶來的經濟效益,如Barro用內生增長模型驗證了基礎設施對私人資本邊際收益的拉動作用[1];有學者研究發(fā)現,基礎設施還可以降低貿易成本,促進貿易融合,帶動經濟增長[2-3];還有部分學者用實證探討了公路基礎設施建設能緩解資源錯配,促進規(guī)模報酬及生產率提升[4-5]。鑒于單一從經濟效益對基礎設施進行研究并不能完整地反映其貢獻作用,因此部分學者從社會效益視角進行基礎設施與共同富裕的相關研究。在理論研究方面,有學者認為共同富裕是全體人民的共同富裕,要求植根于不斷發(fā)展生產力的基礎之上,實現基本公共服務均等化,將收入差距控制在合理范圍,并形成中等收入階層占主體的穩(wěn)定社會結構[6]?；A設施的區(qū)域失衡是公共服務均等化的現實障礙。國家應補足西部地區(qū)與農村的基礎設施短板,同時優(yōu)化發(fā)達地區(qū)與城市的基礎設施投入結構,發(fā)揮基礎設施賦能共同富裕的引擎作用。在實證研究方面,學者們對基礎設施進行分類,并將基礎設施與共同富裕的某一戰(zhàn)略維度結合起來進行研究,發(fā)現不同類型基礎設施對經濟社會發(fā)展的作用效果存在異質性,交通基礎設施能帶動農民就業(yè),促進城鄉(xiāng)收入差距的縮小,但存在門檻效應[7-8];教育、醫(yī)療、衛(wèi)生基礎設施建設能通過改善健康人力資本水平,減少能力貧困的發(fā)生[9];通信基礎設施服務的改善能顯著緩解農村家庭的瞬時貧困和慢性貧困問題,而交通和教育基礎設施會提高瞬時貧困的概率,抑制慢性貧困的發(fā)生[10];數字基礎設施建設能促進信息聯(lián)通,填補“數字鴻溝”,帶動欠發(fā)達地區(qū)發(fā)展,實現共同富裕[11]。

本文擬研究基礎設施與共同富裕的關系。本文的邊際貢獻在于:第一,通過理論論證和理論模型構建,從收入增長和城鄉(xiāng)差距兩方面分析交通、教育基礎設施的共同富裕效應及其機制,對基礎設施與共同富裕關系的理論研究做出補充。第二,將交通基礎設施與教育新型基礎設施納入同一模型,分析二者對共同富裕的差異性作用與路徑機制,為共同富裕路徑的實證研究提供新視角。第三,進一步探討交通和教育基礎設施的差異化非線性效應,為決策部門精準布局基礎設施提供理論和實證依據。

二、 理論分析

(一) 理論機制分析

通過提高基本公共服務均等化程度,重視道路交通、教育等條件的改善,來保障機會均等是實現共同富裕切實可行的路徑之一[12-13]。交通基礎設施是推動城鄉(xiāng)融合的前提條件,是農村與城市間經濟聯(lián)系的紐帶,影響基礎性生產資料的配置。當交通基礎設施逐步網絡化并成為落后地區(qū)獲取經濟機會的工具時,其才能充分發(fā)揮共同富裕效應。然而,當前農村公路供給低效、基礎交通條件不充分,與其他基礎設施相比亟待改善。教育是勞動再生產的手段,教育公平與教育質量水平提升是實現人的全面發(fā)展以及共同富裕目標的根本路徑[14]。與其他公共服務設施不同,教育基礎設施的升級不僅僅是技術的引入和應用,更注重“人”的改變[15]。一方面,教育信息化降低了對各教育資源進行統(tǒng)籌協(xié)調的時間與空間成本,能提升教育的勞動分工與服務供給能力,促進教育資源提質增速,強化人力資本素質;另一方面,圍繞大數據技術的教育基礎設施改善,有助于提升教育服務的精準性及普惠性,縮小個體素質差異,突破各類基礎設施更新迭代產生的鴻溝效應,助力共同富裕。因此,本文從交通和教育兩個重要方面對基礎設施進行評價。

在交通基礎設施方面,加快交通網絡化布局是推進共同富裕的關鍵一步。現代化交通基礎設施的廣泛覆蓋,有利于強化城鄉(xiāng)聯(lián)系,打破城鄉(xiāng)二元壁壘,促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展;城市間交通基礎設施的網絡化將促進區(qū)域、城市間的資源調配,縮小不同層級城市之間的發(fā)展差距,促進區(qū)域協(xié)調;交通基礎設施的現代化能推動城鄉(xiāng)、城市、區(qū)域三個層面的分工體系與分配機制合理化,助力共同富裕。教育基礎設施能保障高質量教育的普惠,促進公共服務均等化,是共同富裕的重要內容。教育基礎設施的現代化,能刺激人力資本形成,為社會生產的規(guī)模效益持續(xù)增長注入內生動力;教育普惠化能有效緩解失業(yè)等問題,防止中等收入群體流失,為共同富裕的人群基礎提供保障;另外,教育普惠化能促進機會均等與社會公平,持續(xù)減緩收入差距,強化共同富裕建設的可持續(xù)性。然而,不同地區(qū)、城市的交通與教育發(fā)展程度存在差別,對共同富裕的作用效果可能存在差別。因此,本文提出如下假設:

H1:交通、教育基礎設施改善能助力實現共同富裕,但存在區(qū)域異質性和城市異質性。

交通、教育基礎設施改善對共同富裕的間接作用路徑有待探索。首先,推進以人為核心的城鎮(zhèn)化高質量發(fā)展是中國式現代化道路的生動實踐,是實現共同富裕的關鍵內容,而城鎮(zhèn)化高質量發(fā)展又取決于人口城鎮(zhèn)化進程[16]。交通基礎設施是人口流動的重要載體,交通的可達性與便利性能極大地促進人口遷移,降低人口流動的時間與成本,推動人口城鎮(zhèn)化[17];教育基礎設施改善帶動個人能力與素質提升,個體向城市流動的意愿增強,有助于人口城鎮(zhèn)化質量提升。人口城鎮(zhèn)化是實現城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重要一環(huán),農業(yè)人口市民化能讓經濟發(fā)展的成果廣泛共享,減小農村土地人口承載壓力,促進城鄉(xiāng)收入差距乃至地區(qū)發(fā)展差異的縮小,推動共同富裕。其次,經濟發(fā)展的薄弱陣地在農村,農村經濟產出總量與居民收入水平較低,發(fā)展速度相對緩慢,因此實現共同富裕必須優(yōu)先解決就業(yè)問題,尤其是農村冗余勞動力的流轉[18]。道路密度提高與交通方式的多元化,進一步增強了農村勞動力跨地區(qū)非農就業(yè)的可能,有利于實現低收入人群增收,縮小收入差距,進而促進共同富裕。教育基礎設施的現代化降低了一般居民受教育的成本,能擴大職業(yè)技術型勞動群體規(guī)模,提高人力資本的質與量,保障居民就業(yè),促進低收入群體增收。最后,伴隨市場化程度的提高,城市經濟集聚與擴散能促進要素流動,推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展,助力共同富裕。交通基礎設施能加速生產要素的合理配置,增強一般城市的集聚能力,同時緩解特大城市過度集聚的壓力;而教育基礎設施改善一方面能培育人力資本,另一方面通過吸引技術人才流入,推進人力資本的區(qū)域調配,有利于區(qū)域城市協(xié)調發(fā)展,實現共同富裕。因此,本文提出如下假設:

H2:交通、教育基礎設施改善能通過加速人口城鎮(zhèn)化、促進就業(yè)、增強經濟集聚能力,建立促進共同富裕的長效發(fā)展機制,但不同類型基礎設施的機制路徑存在差異。

(二) 理論模型建立

假定在一個生產模型中,包含農村經濟部門Yc和城鎮(zhèn)經濟部門Yu,兩部門生產函數滿足規(guī)模報酬不變且函數相同,同時僅有勞動力L和資本K兩種生產要素,基礎設施建設視為一項額外政策投資,以外生變量的形式納入C-D生產函數中用B表示,兩部門總產出的決定方程分別為:

(1)

(2)

Bt=(1-δ)Bt-1+Zt

(3)

其中,Ai(i=c,u)為技術進步;αi,βi(i=1,2)分別為資本、勞動力要素的產出彈性系數;tr與te分別為交通、教育基礎設施的產出彈性系數?？紤]到本文關注的基礎設施的影響可能存在時滯效應,因此本文引入跨期分析,設定兩種基礎設施折舊率均為δ,Bt為當年基礎設施總量,Bt-1代表上一期已經投入的基礎設施,Zt為本期新增加的基礎設施投入。由于模型將基礎設施視作為一項政策投資,本質上仍是勞動力和資本兩種生產要素對產出起作用,基礎設施對產出的作用最終被資本K的效用包含。為方便表示,假定交通和教育基礎設施的邊際彈性也受到時滯效應影響。將MPK定義為資本要素邊際產出,MPL為勞動要素邊際產出,資本和勞動的邊際產出與彈性可以表示為:

(4)

(5)

實現產出利潤最大化應考慮投入成本,定義資本利息率為γ,勞動報酬率為ω,則產出利潤最大化為:

πmax=Yi-γKi-ωLi

(6)

依據式(6)求解出實現最大產出的均衡解,即是實現勞動力與資本的最優(yōu)配置點,聯(lián)立式(4)和式(5)得到式(7)。求均衡解需要考慮生產可能性邊界并滿足生產要素最優(yōu)組合條件,如式(8)所示。

(7)

(8)

(9)

式(9)即為達到均衡產出最大化的要素最優(yōu)投入比例。進一步假定,僅考慮城鎮(zhèn)居民與農村居民的工資性收入,即勞動所得,依據歐拉定理,在完全競爭的市場均衡條件下則有:

I=Ic+Iu=MPL×L=MPLc×Lc+MPLu×Lu

(10)

其中c與u分別代表農村與城鎮(zhèn)部門,I為勞動所得收入,MPL為邊際勞動產出,L為勞動力投入總量。假定兩個經濟部門僅生產同一種商品,且市場價格既定統(tǒng)一為ρ,在滿足產出利潤最大化條件下,由勞動要素邊際收益(MRL)等于勞動報酬率得:

MRLc=MPLc×ρ=ωc,MRLu=MPLu×ρ=ωu

(11)

將式(8)代入式(9)與式(10)中得:

(12)

(13)

將Iu比上Ic可得到城鎮(zhèn)與農村工資性收入之比,用于衡量收入差距G:

(14)

通過上述方程推導,可知基礎設施能影響收入增長和農村與城鎮(zhèn)之間的收入差距,進而作用到共同富裕。式(12)至式(14)為基礎設施的產出貢獻度對收入增長和收入差距的作用,基礎設施投資與經濟產出呈正相關,但基礎設施投資的作用效率會直接影響最優(yōu)產出,若基礎設施建設過度,貢獻率邊際遞減,產出最優(yōu)解會降低,不利于共同富裕,即基礎設施的擠占效應使生產性投入被壓縮,抑制總產出增長。另外,不同部門的基礎設施投資效率存在差異,發(fā)達城市的城鎮(zhèn)部門基礎設施建設已較為充分,其基礎設施建設的邊際貢獻小于欠發(fā)達地區(qū)及農村部門。不同類型基礎設施的作用也存在差異,教育基礎設施投入往往具有長期性,折舊損耗較多,產出彈性相對偏弱,而交通基礎設施能迅速投入使用,產出彈性更強。此外,基礎設施與收入息息相關,不同發(fā)展水平的城市在基礎設施供給與需求上存在差異,城鄉(xiāng)差異會導致基礎設施的邊際貢獻可能不同,以往以基礎設施水平為臨界值進行非線性效應估計的研究忽略了地區(qū)發(fā)展差異,因此本文以農村收入占地區(qū)總收入比重為門檻變量,驗證交通、教育基礎設施對共同富裕的異質性作用效果與非線性特征,并提出如下假設:

H3:交通、教育基礎設施對共同富裕的作用存在非線性效應及結構性差異。

三、 研究設計

(一) 變量選取

1. 被解釋變量。共同富裕的核心內容在于實現普遍的生活富足、社會公平和諧、人的全面發(fā)展與社會進步。參考陳麗君等與萬海遠等對共同富裕指數的構建方法[`19-20],本文從充分增長、公正平等與可持續(xù)發(fā)展三方面選取二級指標,構建共同富裕評價體系,如表1所示,括號內為熵值賦權。

表1 共同富裕評價體系

2. 核心解釋變量。交通基礎設施(roadbase):考慮到各城市之間交通基礎設施存量的可比性,且大部分城市與農村的聯(lián)系以等級公路為主,參考耿純等的衡量方法[21],用高速公路和普通等級公路的里程數之和占城市面積比表示。教育基礎設施(edubase):隨著教育數字化轉型,教育基礎設施的數字化特征明顯,本文借鑒謝劍與伍先福等的方法[22-23],利用熵值法從數字化程度、在校生人數、政府教育支出方面綜合評價教育基礎設施水平。

3. 其他變量。依據理論分析,中介變量主要包含人口城鎮(zhèn)化(urban)、就業(yè)規(guī)模(employ)、經濟集聚(gather)。人口城鎮(zhèn)化率為城鎮(zhèn)常住人口占總人口的比重;就業(yè)規(guī)模變量選用非農就業(yè)數量表示;經濟集聚變量用單位面積的非農產值表示。根據相關研究,主要控制以下變量:政策扶助(gov),利用政府財政支出占GDP比重表示;產業(yè)結構(indus),用產業(yè)結構升級指數來表示[24];對外開放水平(open),用實際利用外資額占GDP比重表示;產出效率(tfp),用隨機前沿分析測度的全要素生產率表示。

(二) 數據來源

數據主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》及各省的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報?；谌珖丶壥袑用?010—2020年的數據,個別缺失值利用均值法或趨勢預測函數法插值補齊,部分數據缺失嚴重的城市作刪除處理,最終得到208個地級市樣本。

(三) 模型設計

1. 中介效應模型

基礎設施改善對共同富裕的影響不僅有直接效應,還存在間接效應。為驗證理論機制中提出的長效機制是否存在,本文構建面板中介效應模型如下:

commonit=α0+β0edubaseit+β1roadbaseit+λ0Xit+μi+μt+εit

(15)

Mit=α1+β2edubaseit+β3roadbaseit+λ1Xit+μi+μt+ξit

(16)

commonit=α2+β4edubaseit+β5roadbaseit+γ0Mit+λ2Xit+μi+μt+uit

(17)

其中commonit為共同富裕指數,edubase表示教育基礎設施,roadbase表示交通基礎設施,Xit為控制變量集,Mit為中介變量集,i表示城市,t表示時間,εit、ξit、uit為誤差項。方程(15)是基準回歸模型,方程(16)是核心變量對中介變量的回歸模型,方程(17)為總體中介機制回歸模型。

2. 門檻效應模型

基礎設施對共同富裕的改善效應可能存在非線性特征,本文構建面板門檻效應模型如下:

commonit=θ0+θ1BaseitI(rateit≤η1)+θ2BaseitI(η1

(18)

方程(18)中θ為核心解釋變量的回歸系數,Baseit表示基礎設施變量,Xit表示控制變量集,rateit為門檻變量,I(*)是示性函數,ηi為門檻臨界值,σit為殘差擾動項。

四、 實證分析

(一) 基準回歸

基于理論模型推導,本文就208個地級市的基礎設施改善對共同富裕的作用進行實證研究,以考察其作用效果。表2的列(1)是采用固定時間與個體的基準回歸估計結果,列(2)在基準回歸的基礎上控制了重要特征變量,模型的擬合優(yōu)度提升至0.5750,增強了模型估計結果的準確性。結果表明:交通、教育基礎設施改善都對共同富裕具有顯著的促進作用,系數分別為0.1510、0.0475,且通過1%水平上的顯著性檢驗。在控制變量方面,政策扶助產生了顯著的負向影響,針對性扶助政策會產生“政策偏愛”,可能加劇區(qū)域城市以及城鄉(xiāng)間的發(fā)展差距。產業(yè)結構與產出效率因素的作用系數顯著為正,產業(yè)結構的更新升級能帶動經濟增長,促進區(qū)域間的產業(yè)轉移,有利于縮小差距,推動共同富裕。地區(qū)產出效率的提高,一方面能促進供給能力提升,滿足居民不斷增長的消費需求,刺激消費結構升級,另一方面能帶動地區(qū)的經濟增長,輻射周邊城市,縮小區(qū)域差距,助力共同富裕。

表2 交通、教育基礎設施的共同富裕效應的基準回歸與穩(wěn)健性檢驗結果

(二) 穩(wěn)健性檢驗

本文的被解釋變量是通過熵值法測算的共同富裕指數,其取值范圍限制在[0,1]之間。為緩解最小二乘估計對受限變量回歸估計存在的偏誤,選用Tobit模型進行截取回歸,對原模型進行穩(wěn)健性估計。根據表2列(3)的結果,Tobit回歸結果的極大似然估計的卡方估計量為2187.43,P值小于0.01,說明模型估計結果有效,且核心解釋變量系數顯著為正,證明交通與教育基礎設施的共同富裕效應穩(wěn)健。

(三) 內生性處理

本文計量模型采取固定效應方法能緩解部分由于遺漏解釋變量帶來的內生偏誤,但還應進一步討論逆向因果導致的內生性問題,即共同富裕程度越高的地區(qū)越有可能投資基礎設施。為保證工具變量的適用性,本文從自然因素、地理空間因素兩方面找尋工具變量,具體指標包括平均氣溫、空氣濕度、日照時長、風速、降水量、城市面積等。采用Belloni等的方法[25],在第一階段利用機器學習Lasso回歸,篩選最優(yōu)工具變量,再引入二階段GMM估計中。通過工具變量篩選,最優(yōu)選擇為城市空間面積、平均氣溫以及日照時長。一方面,面積較廣闊的地區(qū),交通和教育基礎設施建設規(guī)劃成本以及施工難度相對偏低,更有利于基礎設施布局,滿足工具變量相關性條件;城市面積不會直接影響城市經濟增長與內部收入差距,不會造成共同富裕水平的變動,理論上符合工具變量的外生性條件。另一方面,基礎設施的建設及運行效率會受到氣候條件的影響,而平均氣溫與日照時長對經濟運行也不會產生直接影響,即符合工具變量條件。

依據表3列(1)的結果,本文GMM估計的LM統(tǒng)計量為23.5980,通過1%水平的顯著性檢驗,強烈拒絕工具變量不可識別的原假設;同時,Hansen J統(tǒng)計量為2.3560,對應P值為0.1250,接受不存在過度識別問題的原假設,說明所選取的工具變量合理,GMM估計結果有效。核心解釋變量的估計系數在作用方向上和顯著性上均與基準回歸保持較高的一致性,證明原模型的估計結果穩(wěn)健。

表3 基準回歸的廣義矩估計結果與時滯效應回歸結果

(四) 時滯效應檢驗

考慮到基礎設施投入依賴財政支出,具有投資積累性,其作用效果可能存在時間滯后性,同時,基礎設施建設從布局到高效利用也存在一定周期,因此有必要對交通和教育基礎設施的時滯效應進行檢驗。分別引入核心解釋變量的一階滯后項與二階滯后項進行回歸估計,根據表3列(2)與列(3)的結果,教育基礎設施對共同富裕的影響具有顯著的時滯效應,效應系數分別為0.2130與0.2310,均通過1%水平上的顯著性檢驗,且教育基礎設施的時滯效應明顯強于交通基礎設施。這是由于教育基礎設施涉及人力資本提升,其周期往往較長,而交通基礎設施投入使用的周期相對較短。

(五) 區(qū)域及城市異質性分析

為探討兩種不同類型的基礎設施在不同地區(qū)、不同層級城市下的異質性影響,本文將所研究的208個地級市劃分為東、中、西部三個區(qū)域進行分樣本回歸;考慮到城市間的發(fā)展程度差異,以最近一年的城市GDP均值將樣本劃分為發(fā)達城市與欠發(fā)達城市兩類進行回歸。依據表4的結果,交通和教育基礎設施的共同富裕效應存在明顯的異質性,支持了假設H1。具體而言,在東部地區(qū),教育基礎設施對共同富裕產生負面影響,系數為-0.0806,而交通基礎設施則對共同富裕產生正向作用。在中部、西部地區(qū),交通和教育基礎設施的作用效果都為正向顯著,其中教育基礎設施的作用更強,作用系數分別為0.1630與0.1230。說明中部、西部地區(qū)的基礎設施建設水平提升空間較大,與東部地區(qū)差距明顯。在分城市層級回歸中,教育基礎設施的共同富裕效應系數為0.5690,能在5%的顯著水平上提升欠發(fā)達城市的共同富裕水平,而在發(fā)達城市樣本中的效果并不顯著。可能由于東部地區(qū)及發(fā)達城市的經濟基礎雄厚,優(yōu)質教育資源的競爭屬性會加劇勞動力素質水平的差異,不利于收入差距縮小,因此需要優(yōu)化新型教育基礎設施的普惠性,推動教育基建成果共享,促進教育公平。

表4 交通、教育基礎設施的區(qū)域、城市異質性共同富裕效應回歸結果

(六) 長效機制檢驗

本文選取城鎮(zhèn)化水平、就業(yè)、經濟集聚能力作為長效機制的中介變量,機制檢驗結果見表5。表5列(1)至列(3)是方程(16)的估計結果,即核心解釋變量對中介變量的作用系數檢驗。教育基礎設施對就業(yè)和經濟集聚產生了顯著正向作用,系數分別為5.7730和1.1530,但在人口城鎮(zhèn)化機制方面的作用尚不顯著。交通基礎設施的改善對人口城鎮(zhèn)化、就業(yè)的作用效果顯著為正,但對經濟集聚的作用不顯著。列(4)至列(6)的結果表明,人口城鎮(zhèn)化、就業(yè)規(guī)模與經濟集聚均能顯著拉動共同富裕水平提升。依據中介效應檢驗方法[26],若β2、β3和γ0皆顯著,則可判定為中介效應存在,若至少有一個系數不顯著,則需要進行Sobel檢驗。綜合來看,需要進行檢驗的機制為教育基礎設施通過城鎮(zhèn)化促進共同富裕的機制以及交通基礎設施通過強化經濟集聚帶動共同富裕的機制。

表5 交通、教育基礎設施助力共同富裕的長效機制檢驗結果

檢驗結果表明,僅教育基礎設施通過促進人口城鎮(zhèn)化進而助力共同富裕的作用機制不顯著,其Sobel檢驗統(tǒng)計量為-0.0080,未通過顯著性檢驗。總體來說,交通基礎設施改善能加強城市之間的聯(lián)系,提高出行便利性與運輸效率,強化人口集聚效應,擴大異地就業(yè)及靈活就業(yè)的規(guī)模,吸引生產要素匯集,拉動共同富裕水平提升;教育基礎設施的改善能提升當地人力資本水平,通過刺激就業(yè)與人力資本要素集聚,促進共同富裕,部分支持了假設H2。但教育基礎設施通過改善人口城鎮(zhèn)化助力共同富裕的機制路徑并不顯著,原因是:一方面,教育水平提升能促進勞動力素質提高,擴大農村勞動力進城務工、融入城市常住的比例。另一方面,義務教育的普及化使得學校數量增加,數字化的廣泛應用能便利教學資源的傳播與獲取,而隨著農村學校的增加以及教育設施的不斷改善,收入水平較低的農村人口遠赴城鎮(zhèn)求學的意愿與需求下降,一定程度上抑制了農村常住人口的遷移,更難以推進戶籍人口城鎮(zhèn)化。

五、 進一步分析

為精準識別交通和教育基礎設施對共同富裕的非線性效果,依據理論分析,以農村可支配收入占地區(qū)總收入的比值(rate)作為門檻變量進行分析。

(一) 門檻值計算

運用bootstrap法,自舉抽樣300次模擬LM檢驗單一門檻、雙重門檻以及三重門檻效應。由表6可知,抽樣計算的第一個門檻值為0.3106,第二個門檻值為0.2598,F統(tǒng)計量分別為251.67、88.33,拒絕無雙重門檻假設,仍需要進行三重門檻效應檢驗。抽樣的第三個門檻值為0.3491,P值大于0.1,即接受無三重門檻效應的原假設,存在兩個門檻閾值,分別為0.2598和0.3106。

表6 交通、教育基礎設施對共同富裕的門檻效應回歸結果

(二) 門檻效應分析

根據表6的結果,在雙重門檻效應回歸下,交通和教育基礎設施改善對共同富裕的作用程度存在結構性變化,支持了本文的假設H3。從交通基礎設施來看,農村可支配收入占地區(qū)總收入比重低于25.98%時,交通基礎設施建設對共同富裕的作用不顯著,此階段的農村居民收入有待提高,城市發(fā)展處于相對滯后階段,交通基礎設施建設能夠拉動地區(qū)經濟增長但也存在擠占效應。當農村可支配收入占地區(qū)總收入比重介于兩門檻閾值之間時,交通基礎設施對共同富裕的作用效果轉變?yōu)檎?交通基礎設施的福利效應逐步大于擠占效應。隨著農村可支配收入占地區(qū)總收入比重高于31.06%,交通基礎設施的作用效果逐漸擴大,此階段城市整體的收入水平提升,城鄉(xiāng)收入結構優(yōu)化,交通的可達性與便利性能促進城市間的要素配置合理化,推進區(qū)域協(xié)同發(fā)展,穩(wěn)步推進共同富裕。在教育基礎設施方面,農村可支配收入占地區(qū)總收入比重低于31.06%時,教育基礎設施能有效促進共同富裕。隨著農村可支配收入占比提升,教育基礎設施改善對共同富裕的促進效果仍然顯著,而當農村可支配收入占地區(qū)總收入比重超過31.06%時,教育基礎設施對共同富裕的作用不顯著。此階段居民收入水平顯著提升,教育基礎設施的改善促進了個人素質提高,使得部分勞動力進入知識型技術型行業(yè),拉動居民收入增長,提高社會產出。然而,教育資源及受教育機會具有一定競爭性與排他性,教育基礎設施的完善與升級可能加劇個體競爭,如義務教育以外的中高等教育及特殊職業(yè)教育、專業(yè)技能培訓機會等存在明顯的相互競爭機制,導致勞動力素質產生差異,不利于收入差距的縮小。

六、 結論性評述

本文構建中介效應與門檻效應模型并利用2010—2020年208個地級市的面板數據,驗證了交通、教育基礎設施對共同富裕的作用、機制及異質性影響,并進一步探究其非線性效應,得出以下結論:(1)交通和教育基礎設施改善能顯著促進共同富裕,經過穩(wěn)健性檢驗與內生性處理后仍成立。在時滯效應中,交通、教育基礎設施的共同富裕效應均存在明顯的時間滯后性,教育基礎設施的時滯效應更強。在異質性分析中,二者在中部和西部地區(qū)皆為正向影響,在欠發(fā)達城市的作用效果更強。在機制分析中,交通基礎設施能通過推進人口城鎮(zhèn)化、促進就業(yè)、強化經濟集聚建立促進共同富裕的長效機制,而教育基礎設施改善人口城鎮(zhèn)化的路徑機制尚未打通。(2)交通和教育基礎設施的共同富裕效應具有非線性特征,當農村可支配收入占地區(qū)總收入比重低于25.98%時,教育基礎設施改善能促進共同富裕,但交通基礎設施會產生擠占效應。當農村可支配收入占地區(qū)總收入比重介于25.98%與31.06%之間時,交通基礎設施對共同富裕開始產生正向影響,當農村可支配收入占地區(qū)總收入比重高于31.06%時,教育基礎設施對共同富裕的改善效果轉向不顯著,交通基礎設施的共同富裕效應明顯。

本文的研究結果具有如下政策啟示:第一,彌補欠發(fā)達地區(qū)基建的短板,實現區(qū)域協(xié)調、促進共同富裕。政府應加強中部、西部經濟欠發(fā)達城市的公路建設,注重城市之間的高速網絡布局、村鎮(zhèn)之間的公路直通,充分利用好交通基礎設施的互聯(lián)互通功能,帶動資本、勞動的流動,優(yōu)化區(qū)域內部資源配置及利用效率,加速產能釋放,促進區(qū)域協(xié)調發(fā)展;強化教育投入,推進教育新基建,同時完善教育資助機制,將義務教育的普及與職業(yè)教育、高等教育質量深化并重,促進機會平等,助力共同富裕。第二,配套政策,建立促進共同富裕的長效機制。一方面,要推進戶籍制度改革,放寬戶口遷移準入限制,為高質量的人口城鎮(zhèn)化提供前提;另一方面,制定城鄉(xiāng)對點幫扶措施,形成互惠互利的協(xié)作發(fā)展模式,促進基礎設施建設幫扶與基礎設施成果共享,減緩二元矛盾,加速資源匯集。第三,科學布局基礎設施,避免擠占效應。在農村收入占總收入比重較低的階段,城鄉(xiāng)收入水平差距較大,應優(yōu)先布局教育基礎設施,通過農村勞動力素質提高,縮小城鄉(xiāng)差距,同時避免交通基礎設施建設產生的擠占效應;隨著農村收入占總收入比重逐步提升,要重點強化交通基礎設施,促進區(qū)域協(xié)調發(fā)展,而此時教育基礎設施必須側重普惠性、共享性的發(fā)展模式,促進機會公平,為實現共同富裕提供持續(xù)動力。