韓建雨，儲(chǔ)海濤

（安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，合肥 230601）

0 引言

共同富裕的實(shí)質(zhì)是全體人民共創(chuàng)先進(jìn)生產(chǎn)力，共享美好生活，其內(nèi)涵集中體現(xiàn)在富裕和共享兩個(gè)方面[1]，從發(fā)展過(guò)程來(lái)看，存在先總體富裕、再逐步共享的順序，總體富裕表現(xiàn)為勞動(dòng)生產(chǎn)率提升和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，逐步共享則體現(xiàn)在區(qū)域、城鄉(xiāng)發(fā)展差距及收入差距的逐步縮小[2]。新型城鎮(zhèn)化作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展的強(qiáng)大引擎[3]，對(duì)共同富裕產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。已有研究表明，新型城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鄉(xiāng)發(fā)展差距和收入差距縮小以及城鄉(xiāng)一體化建設(shè)等方面具有重要促進(jìn)作用。首先，新型城鎮(zhèn)化可以通過(guò)擴(kuò)大投資與消費(fèi)[4]、優(yōu)化土地集約利用[5]、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[6]以及加速要素流動(dòng)[7]等途徑提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其次，新型城鎮(zhèn)化無(wú)論是在劉易斯“二元經(jīng)濟(jì)”發(fā)展模式的勞動(dòng)力“無(wú)限供給”階段，還是在勞動(dòng)力“有限剩余”階段，都能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距[8]，丁煥峰和劉心怡（2017）[9]基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)框架進(jìn)行研究并得出相同結(jié)論。最后，以人為核心的新型城鎮(zhèn)化進(jìn)一步打破了城鄉(xiāng)分割分治的二元結(jié)構(gòu)，加速了資本、資源、技術(shù)、人口、信息等生產(chǎn)要素的自由流動(dòng)[10]，促進(jìn)了城鄉(xiāng)一體化融合發(fā)展。

目前鮮有文獻(xiàn)就新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的直接影響展開(kāi)研究。鑒于此，本文使用2009—2019 年我國(guó)30 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的影響，并探究集聚效應(yīng)和創(chuàng)業(yè)活躍度在兩者之間發(fā)揮了怎樣的作用；進(jìn)一步考察了新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕影響的區(qū)域異質(zhì)性；最后，分別以新型城鎮(zhèn)化和創(chuàng)業(yè)活躍度為門(mén)檻變量，采用門(mén)檻模型分析新型城鎮(zhèn)化與共同富裕之間的非線性關(guān)系。

1 研究假設(shè)

1.1 新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的影響

作為“新四化”建設(shè)的核心一環(huán)，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)是破解新時(shí)代社會(huì)主要矛盾、解決發(fā)展不平衡不充分問(wèn)題的有力抓手[11]，也是建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)和實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕的重要驅(qū)動(dòng)力。一方面，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)通過(guò)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)、擴(kuò)大市場(chǎng)投資與消費(fèi)需求、提升城市公共服務(wù)能力和激發(fā)社會(huì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力，使得社會(huì)生產(chǎn)力充分解放、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，為實(shí)現(xiàn)共同富裕提供了物質(zhì)保障。另一方面，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)通過(guò)加速城鄉(xiāng)要素流動(dòng)、優(yōu)化城鄉(xiāng)資源配置，推進(jìn)了城鄉(xiāng)互補(bǔ)發(fā)展；同時(shí)，集聚的正外部性使得農(nóng)村能夠共享城市先進(jìn)生產(chǎn)力，有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，提升農(nóng)民收入，縮小了城鄉(xiāng)發(fā)展和收入的差距。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和城鄉(xiāng)發(fā)展差距縮小具有正向影響，能夠有效促進(jìn)共同富裕。

1.2 新型城鎮(zhèn)化影響共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制

新型城鎮(zhèn)化建設(shè)可以通過(guò)引致集聚效應(yīng)對(duì)共同富裕產(chǎn)生正向影響。新型城鎮(zhèn)化建設(shè)使得社會(huì)投資需求、消費(fèi)需求、公共服務(wù)需求增加[12]，相應(yīng)的勞動(dòng)力、資本等要素資源和產(chǎn)業(yè)加速向城市集聚，產(chǎn)生集聚效應(yīng)。一方面，集聚效應(yīng)優(yōu)化了城鄉(xiāng)資源配置，引導(dǎo)要素資源集中流向勞動(dòng)生產(chǎn)率高的非農(nóng)部門(mén)；同時(shí)，通過(guò)人力和產(chǎn)業(yè)集聚，促進(jìn)科技進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，農(nóng)村人口向城市集聚，使得農(nóng)村人口多、發(fā)展資源分散的要素資源錯(cuò)配現(xiàn)狀得到緩解，閑散耕地資源得以集中利用，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)集約化生產(chǎn)，提高了土地利用效率和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，有助于增加農(nóng)民收入，縮小與城市的差距；同時(shí)，農(nóng)村常住人口的減少，推進(jìn)了城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化[13]。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：新型城鎮(zhèn)化建設(shè)通過(guò)集聚效應(yīng)，優(yōu)化了城鄉(xiāng)資源配置，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕實(shí)現(xiàn)。

新型城鎮(zhèn)化建設(shè)可以通過(guò)提高社會(huì)創(chuàng)業(yè)活躍度對(duì)共同富裕產(chǎn)生正向影響。以市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)為主導(dǎo)的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)[14]，擴(kuò)大了市場(chǎng)多樣化需求，為社會(huì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開(kāi)展提供了基礎(chǔ)。同時(shí)，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)提升了城市技術(shù)水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平、金融水平、行政服務(wù)水平，為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供了資金、技術(shù)、政策等支持，降低創(chuàng)業(yè)門(mén)檻，激發(fā)了社會(huì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的增加推動(dòng)了民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。一方面，向社會(huì)供給大量?jī)?yōu)質(zhì)工作崗位，解決了農(nóng)村進(jìn)城遷移人口的就業(yè)需求，對(duì)提升進(jìn)城農(nóng)村低收入群體收入和擴(kuò)大城市中等收入群體規(guī)模產(chǎn)生正向影響，縮小收入差距。另一方面，民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展將極大程度提升科技創(chuàng)新水平，增強(qiáng)政府再分配能力，為社會(huì)保障水平提升和收入分配合理化提供了有力支撐。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)3：新型城鎮(zhèn)化可以通過(guò)提升創(chuàng)業(yè)活躍度，實(shí)現(xiàn)“提低擴(kuò)中”，對(duì)共同富裕實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生積極影響。

1.3 新型城鎮(zhèn)化與共同富裕的非線性關(guān)系

在不同發(fā)展階段，新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用可能存在差異。在發(fā)展初期，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)需要通過(guò)“主動(dòng)選擇效應(yīng)”優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，通過(guò)城鄉(xiāng)一體化建設(shè)形成城鄉(xiāng)發(fā)展良性互補(bǔ)，由此產(chǎn)生的社會(huì)經(jīng)濟(jì)面短期陣痛，抑制了新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用。但隨著城鎮(zhèn)化質(zhì)量得到進(jìn)一步提升，促進(jìn)作用將恢復(fù)并不斷增強(qiáng)。新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用還可能受創(chuàng)業(yè)活躍度的變動(dòng)而呈現(xiàn)遞進(jìn)式增長(zhǎng)。以人為核心的新型城鎮(zhèn)化，有效促進(jìn)了農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化，加之城鄉(xiāng)人口遷移的“推-拉”作用，使得城市流動(dòng)人口不斷增加，創(chuàng)業(yè)活躍度同步提升，進(jìn)一步增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)活力，再次促進(jìn)城市流動(dòng)人口增長(zhǎng)。如此往復(fù)，新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用將呈現(xiàn)遞進(jìn)式增長(zhǎng)。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)4：新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用存在基于新型城鎮(zhèn)化發(fā)展階段和創(chuàng)業(yè)活躍度提升的門(mén)檻效應(yīng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型設(shè)定

為了研究新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的影響，本文采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析：

其中，i和t分別表示省份和年份；CPit為省份i第t年的共同富裕指數(shù)；URit為省份i第t年的新型城鎮(zhèn)化水平，Xit表示一系列控制變量；μi表示地區(qū)固定效應(yīng)；λt表示年份固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；β為待估系數(shù)，預(yù)估其顯著為正。

2.2 變量說(shuō)明

（1）被解釋變量：共同富裕指數(shù)。借鑒劉培林等（2021）[1]、陳麗君等（2021）[15]的研究，綜合考慮數(shù)據(jù)可得性、代表性、可靠性，從富裕和共享兩個(gè)方面構(gòu)建了包含2個(gè)一級(jí)指標(biāo)、5個(gè)二級(jí)指標(biāo)和21個(gè)三級(jí)指標(biāo)的共同富裕評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1所示。本文使用熵值法測(cè)算得到各省份共同富裕指數(shù)（Cp），此外，在基準(zhǔn)回歸中進(jìn)一步測(cè)算了富裕指數(shù)（Cp1）和共享指數(shù)（Cp2）。

表1 共同富裕評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（2）核心解釋變量：新型城鎮(zhèn)化水平。借鑒熊湘輝和徐璋勇（2018）[16]的研究，從經(jīng)濟(jì)、人口、空間、可持續(xù)發(fā)展共四個(gè)方面構(gòu)建了新型城鎮(zhèn)化評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（見(jiàn)表2），采用熵值法測(cè)算得到各省份新型城鎮(zhèn)化水平（Ur）。

表2 新型城鎮(zhèn)化評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（3）控制變量。①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Is），用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比表示。②政府行為（Gb），用財(cái)政支出占GDP 比重衡量。③住房水平（Hp），用各省份商品房銷售價(jià)格表示，并做取對(duì)數(shù)處理。④教育水平（El），用當(dāng)?shù)馗咝Ｔ谧x人數(shù)占總?cè)丝诒戎乇硎?。⑤?duì)外開(kāi)放程度（Open），用外商投資企業(yè)進(jìn)出口額占GDP比重表示。

（4）調(diào)節(jié)變量。從集聚效應(yīng)（Ae）、創(chuàng)業(yè)活躍度（Entrep）兩個(gè)角度來(lái)分析新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕影響的傳導(dǎo)機(jī)制。集聚效應(yīng)借鑒方創(chuàng)琳（2011）[17]的研究，選用經(jīng)濟(jì)密度來(lái)衡量。創(chuàng)業(yè)活躍度的衡量則主要借鑒李小平和李小克（2017）[18]、韓亮亮等（2023）[19]的研究。具體計(jì)算公式如下：

集聚效應(yīng):

創(chuàng)業(yè)活躍度:

其中，i、t分別為省份和年份，Aeit為集聚效應(yīng)，gdpit為i省份第t年的地區(qū)生產(chǎn)總值，urait為i省份第t年的城區(qū)面積。Entrepit為創(chuàng)業(yè)活躍度，quait代表i省份第t年的私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體戶總數(shù)，popit代表i省份第t年的總?cè)丝跀?shù)；empit代表i省份第t年的私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體戶就業(yè)總?cè)藬?shù)，emp2it代表i省份第t年的就業(yè)總?cè)藬?shù)。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用2009—2019 我國(guó)30 個(gè)省份（不含西藏和港澳臺(tái)）的面板數(shù)據(jù)，探究新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)共同富裕的影響效應(yīng)。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，少量缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法進(jìn)行填補(bǔ)。此外，為提高結(jié)果的可靠性，減少異常值的干擾，本文對(duì)部分控制變量進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理；同時(shí)，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。主要變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4 匯報(bào)了新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)共同富裕指數(shù)、富裕指數(shù)、共享指數(shù)基于固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。列（1）至列（3）為沒(méi)有加入控制變量的回歸結(jié)果，除共享指數(shù)外，新型城鎮(zhèn)化的系數(shù)均在1%水平上顯著為正。加入一系列控制變量后，列（4）至列（6）顯示，Ur對(duì)Cp、Cp1的系數(shù)方向和顯著性保持不變，且對(duì)Cp 的影響系數(shù)進(jìn)一步提升，對(duì)Cp2的影響方向則由負(fù)向轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，影響系?shù)由不顯著轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著。這表明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠很好地促進(jìn)共同富裕，且在控制了其他可能影響共同富裕的因素后，其促進(jìn)作用更加明顯，假設(shè)1 得到驗(yàn)證。此外，住房?jī)r(jià)格（lnHp）系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，可能的解釋是：房?jī)r(jià)越高，社會(huì)資金越傾向于流向房地產(chǎn)市場(chǎng)，使得實(shí)體產(chǎn)業(yè)投資資金減少，社會(huì)再生產(chǎn)被擠壓，進(jìn)而抑制整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；同時(shí)，過(guò)高的房?jī)r(jià)會(huì)誘發(fā)較多投機(jī)行為，進(jìn)一步擴(kuò)大貧富差距，因而不利于共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.2.1 替換解釋變量

以人為核心的新型城鎮(zhèn)化目標(biāo)就是提高城鎮(zhèn)人口比重[20]，城鎮(zhèn)人口比重能夠直接有效地顯示地區(qū)城鎮(zhèn)化水平。因而本文使用城鎮(zhèn)常住人口比重作為解釋變量重新進(jìn)行回歸，結(jié)果依舊穩(wěn)健，詳見(jiàn)表5中列（1）。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.2 更換測(cè)算方法

主成分分析法是將多個(gè)指標(biāo)的問(wèn)題簡(jiǎn)化為少數(shù)指標(biāo)問(wèn)題的一種多元統(tǒng)計(jì)分析方法[21]，通過(guò)對(duì)原有指標(biāo)做相關(guān)性處理，剔除不相關(guān)的指標(biāo)，將復(fù)雜的指標(biāo)轉(zhuǎn)變?yōu)楹?jiǎn)練的、可靠的綜合指標(biāo)，在提升客觀性的同時(shí)提高測(cè)算精度與研究效率。因而本文用主成分分析法重新測(cè)算共同富裕指數(shù)并代入模型中，結(jié)果依舊穩(wěn)健，詳見(jiàn)表5中列（2）。

3.2.3 剔除直轄市

北京、上海、天津、重慶的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)基礎(chǔ)較好、水平較高，且得到國(guó)家政策、資金的扶持，使得直轄市相較于其他地區(qū)而言，在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民生活水平提升上有較大優(yōu)勢(shì)。因而本文剔除直轄市后對(duì)樣本重新進(jìn)行回歸，結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致，表明新型城鎮(zhèn)化能夠有效促進(jìn)共同富裕，詳見(jiàn)表5中列（3）。

3.2.4 新型城鎮(zhèn)化的滯后效應(yīng)及內(nèi)生性處理

新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)共同富裕的影響可能存在時(shí)滯，本文考慮新型城鎮(zhèn)化的長(zhǎng)期效應(yīng)，考察滯后1至2年的影響效果。表6中列（1）和列（2）的回歸結(jié)果表明，在考慮滯后1 至2 期后，新型城鎮(zhèn)化仍然保持對(duì)共同富裕的顯著促進(jìn)作用，且促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)。

表6 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用面板雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，在一定程度上降低了遺漏變量造成的內(nèi)生性問(wèn)題；此外，在解釋變量和被解釋變量的指標(biāo)選取上，進(jìn)行了主觀避讓，降低了雙向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。為進(jìn)一步增強(qiáng)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用核心解釋變量Ur滯后1期值作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法回歸，結(jié)果見(jiàn)表6中列（3），估計(jì)系數(shù)值為0.392且在1%的水平上顯著，并且通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)。以上結(jié)果均證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.3 機(jī)制分析

基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均已證實(shí)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠促進(jìn)共同富裕。為了進(jìn)一步探討新型城鎮(zhèn)化影響共同富裕的作用機(jī)制，本文從集聚效應(yīng)和創(chuàng)業(yè)活躍度兩個(gè)方面實(shí)證分析其對(duì)新型城鎮(zhèn)化促進(jìn)共同富裕的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 機(jī)制分析結(jié)果

（1）新型城鎮(zhèn)化通過(guò)引致集聚效應(yīng)，促使城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素加速流動(dòng)，優(yōu)質(zhì)資源向生產(chǎn)率高的部門(mén)集中，提高了社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)力。同時(shí)，集聚正外部性強(qiáng)化了知識(shí)和技術(shù)外溢效應(yīng)，使得先進(jìn)技術(shù)、先進(jìn)設(shè)施等由城市向農(nóng)村延伸覆蓋，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，對(duì)共同富裕產(chǎn)生積極影響。為了驗(yàn)證該機(jī)制是否成立，使用經(jīng)濟(jì)密度表征地區(qū)集聚效應(yīng)程度，經(jīng)濟(jì)密度越高，則集聚效應(yīng)越強(qiáng)，并采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表7 中列（1）至列（3）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在列（1）中新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)產(chǎn)生了強(qiáng)烈的集聚效應(yīng)。列（2）的回歸結(jié)果顯示，集聚效應(yīng)的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明集聚效應(yīng)能夠促進(jìn)共同富裕，在列（3）的回歸結(jié)果中，新型城鎮(zhèn)化與集聚效應(yīng)的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)通過(guò)引致集聚效應(yīng)促進(jìn)了共同富裕。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

（2）新型城鎮(zhèn)化通過(guò)城鄉(xiāng)統(tǒng)一市場(chǎng)建設(shè)，激發(fā)了城市和農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活力，這既擴(kuò)大了城市中等收入群體規(guī)模，又提高了農(nóng)村低收入群體收入水平，對(duì)共同富裕產(chǎn)生正向影響[22]。為了檢驗(yàn)該機(jī)制的合理性，采用創(chuàng)業(yè)活躍度衡量創(chuàng)業(yè)和就業(yè)活動(dòng)水平，并進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表7中列（4）至列（6）所示?？梢钥闯?，在列（4）中新型城鎮(zhèn)化系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠很好地豐富市場(chǎng)創(chuàng)業(yè)與就業(yè)活動(dòng)。列（5）結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)活躍度的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明市場(chǎng)創(chuàng)業(yè)與就業(yè)活動(dòng)的增加，能夠有效提升財(cái)富創(chuàng)造效率和財(cái)富共享程度，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕。列（6）結(jié)果顯示，新型城鎮(zhèn)化與創(chuàng)業(yè)活躍度的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠通過(guò)提升創(chuàng)業(yè)活躍度有效促進(jìn)共同富裕。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

3.4 異質(zhì)性分析

本文將全樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)共三個(gè)子樣本分別進(jìn)行回歸分析，以探討新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕影響的區(qū)域差異，回歸結(jié)果見(jiàn)表8。列（1）和列（2）結(jié)果表明，東部地區(qū)和中部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕水平提升具有顯著促進(jìn)作用，且在東部地區(qū)作用更大。列（3）結(jié)果表明，在西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)共同富裕促進(jìn)作用為正但不顯著，而政府行為的系數(shù)在1%水平上顯著為正，即東部地區(qū)和中部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠有效推進(jìn)共同富裕，而西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用不明顯，但政府行為能夠有效促進(jìn)西部地區(qū)共同富裕?？赡艿脑蛴校浩湟唬噍^于西部地區(qū)，東部地區(qū)和中部地區(qū)開(kāi)展城鎮(zhèn)化建設(shè)時(shí)間早、水平高，使得新型城鎮(zhèn)化建設(shè)帶來(lái)的共同富裕促進(jìn)作用能夠充分釋放。其二，西部地區(qū)交通通達(dá)度相較于東中部地區(qū)要低，且城市與城市、城市與農(nóng)村之間由于地形等原因相距較遠(yuǎn)，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的集聚效應(yīng)正外部性無(wú)法有效對(duì)外擴(kuò)散，城鄉(xiāng)融合發(fā)展滯后。其三，對(duì)于西部地區(qū)而言，政府針對(duì)性的幫扶能夠打破地理因素和市場(chǎng)因素限制，促進(jìn)西部地區(qū)共同富裕。

表8 區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果

4 非線性效應(yīng)分析

本文采用門(mén)檻模型進(jìn)行回歸分析。在回歸分析前，需要先確定門(mén)檻的個(gè)數(shù)，分別為以新型城鎮(zhèn)化和創(chuàng)業(yè)活躍度為門(mén)檻變量的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：新型城鎮(zhèn)化的單門(mén)檻檢驗(yàn)的P值為0.0633，在10%的顯著性水平上存在門(mén)檻效應(yīng)，雙門(mén)檻檢驗(yàn)的P值為0.1433，未通過(guò)檢驗(yàn)；故新型城鎮(zhèn)化存在單門(mén)檻效應(yīng)，門(mén)檻值為0.2364，表明新型城鎮(zhèn)化和共同富裕之間為非線性關(guān)系。創(chuàng)業(yè)活躍度的單門(mén)檻檢驗(yàn)的P 值為0.0100，雙門(mén)檻檢驗(yàn)的P 值為0.0000，均在1%的顯著性水平上存在門(mén)檻效應(yīng)，三門(mén)檻檢驗(yàn)的P 值為0.5167，未通過(guò)檢驗(yàn)；故創(chuàng)業(yè)活躍度存在雙門(mén)檻效應(yīng)，門(mén)檻值分別為0.0125、0.0279。

基于門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果，利用面板門(mén)檻模型以新型城鎮(zhèn)化和創(chuàng)業(yè)活躍度分別作為門(mén)檻變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表9?？梢钥闯?，在單門(mén)檻模型下新型城鎮(zhèn)化指數(shù)系數(shù)在兩階段中均顯著為正，表明新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕具有顯著促進(jìn)作用。當(dāng)新型城鎮(zhèn)化指數(shù)處于第一階段，即低于第一門(mén)檻值0.2364時(shí)，系數(shù)為0.6359。當(dāng)新型城鎮(zhèn)化指數(shù)超過(guò)門(mén)檻值進(jìn)入第二階段時(shí)，系數(shù)降低至0.5391，這表明新型城鎮(zhèn)化處于不同階段時(shí)，其對(duì)共同富裕促進(jìn)作用強(qiáng)度存在差異。可能的解釋是：新型城鎮(zhèn)化發(fā)展引致過(guò)度的集聚效應(yīng)，沒(méi)有得到有效緩解，產(chǎn)生了擁擠效應(yīng)，進(jìn)而抑制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民收入的進(jìn)一步提升，導(dǎo)致對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用減弱。以創(chuàng)業(yè)活躍度為門(mén)檻變量的回歸結(jié)果顯示，隨著創(chuàng)業(yè)活躍度的增加，新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用不斷增強(qiáng)。隨著創(chuàng)業(yè)活躍度由低于第一門(mén)檻值0.0125 上升到高于第二門(mén)檻值0.0279，新型城鎮(zhèn)化的系數(shù)由0.3120上升至0.4731，且始終保持在1%的水平上顯著。這表明新型城鎮(zhèn)化能夠通過(guò)提升創(chuàng)業(yè)活躍度有效促進(jìn)共同富裕，且隨著創(chuàng)業(yè)活躍度的提升，其促進(jìn)作用呈遞進(jìn)式增強(qiáng)。

表9 新型城鎮(zhèn)化與創(chuàng)業(yè)活躍度的面板門(mén)檻回歸結(jié)果

5 結(jié)論

本文基于2009—2019 年我國(guó)30 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，在構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化水平與共同富裕指數(shù)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的影響效應(yīng)、作用機(jī)制、異質(zhì)性和非線性關(guān)系。主要結(jié)論如下：首先，新型城鎮(zhèn)化明顯促進(jìn)了共同富裕，已成為新時(shí)代推進(jìn)共同富裕的重要路徑，通過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論依舊成立。其次，通過(guò)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，集聚效應(yīng)和創(chuàng)業(yè)活躍度在新型城鎮(zhèn)化促進(jìn)共同富裕過(guò)程中發(fā)揮了重要的正向調(diào)節(jié)作用。再次，區(qū)域異質(zhì)性分析結(jié)果表明，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用在中東部地區(qū)更加顯著，而西部地區(qū)政府行為對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用更顯著。最后，通過(guò)門(mén)檻模型分析發(fā)現(xiàn)，新型城鎮(zhèn)化與共同富裕存在基于新型城鎮(zhèn)化自身和創(chuàng)業(yè)活躍度變動(dòng)的非線性關(guān)系，且隨著創(chuàng)業(yè)活躍度的提升，新型城鎮(zhèn)化對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用呈遞進(jìn)式增強(qiáng)。