翟華云，李岱玲，李青原

（1.中南民族大學a.管理學院；b.高校風險預警防控研究中心，武漢 430074；2.武漢大學經濟與管理學院，武漢 430072）

0 引言

早在2005 年習近平總書記就提出了“綠水青山就是金山銀山”（簡稱“兩山”論）的科學論斷。“兩山”論的實踐是通過“兩山”轉化進行的，將良好的生態(tài)環(huán)境（“綠水青山”）轉化為物質財富（“金山銀山”），其實質是將生態(tài)資源優(yōu)勢轉化為產品質量優(yōu)勢，既實現生態(tài)產品的經濟價值，又帶來生態(tài)和社會功用[1]。

現有學者對于“兩山”轉化的效果尚未達成一致的見解。一些學者認為“兩山”轉化能夠促進共同富裕。比如方一平和朱冉（2021）[1]測量了西南地區(qū)“兩山”價值轉化后發(fā)現，西南地區(qū)“兩山”價值轉化水平呈快速增長的發(fā)展態(tài)勢；郭韋杉和李國平（2022）[2]從理論角度分析了欠發(fā)達地區(qū)通過“兩山”轉化能夠實現“轉劣為優(yōu)，變廢為寶”，從而達到共同富裕的目的；鄭石明等（2022）[3]以“兩山”論為理論基礎，實證檢驗了綠色發(fā)展對共同富裕的影響，研究發(fā)現綠色發(fā)展提升了收入和消費水平、縮小了貧富差距、實現了共享發(fā)展，進而促進共同富裕的實現。另一些學者則認為“兩山”轉化是否促進共同富裕取決于先決條件，例如，杜焱強等（2022）[4]認為“兩山”轉化能否富民取決于制度供給的穩(wěn)定性、社會資本充足性、區(qū)位條件的特殊性和服務質量水平；李彥軍和宋舒雅（2022）[5]認為隨著環(huán)境的變化，“兩山”轉化對共同富裕的影響由不確定性轉變?yōu)檎蚍e極作用，關鍵在于將“綠水青山”變成“資源福音”而不是“資源詛咒”。綜上，現有文獻對“兩山”轉化影響共同富裕還未有經驗證據的支持，更未有針對西部民族地區(qū)“兩山”轉化的研究。相較于全國水平，西部民族地區(qū)經濟發(fā)展水平和人均可支配收入仍存在較大差距，經過這些年以“生態(tài)戰(zhàn)略”為導向的脫貧攻堅后，黨的十八大以來所提出的“綠水青山就是金山銀山”理念在西部民族地區(qū)實踐程度如何？“兩山”轉化推進西部民族地區(qū)實現共同富裕的具體機制是什么？西部民族地區(qū)“兩山”轉化推進共用富裕的實現在不同情景下有沒有不同答案？現有研究并沒有有效的答案。

鑒于此，本文運用2011—2020 年西部民族地區(qū)省域層面的數據，分析西部民族地區(qū)“兩山”轉化對共同富裕的影響，并通過產業(yè)結構升級打開了西部民族地區(qū)“兩山”轉化影響共同富裕機制的黑箱；同時，考慮到西部民族地區(qū)區(qū)域間發(fā)展不均衡以及資源稟賦等各方面的差異，本文對“兩山”轉化影響共同富裕進行了異質性檢驗，以厘清西部民族地區(qū)“兩山”轉化推動共同富裕的具體路徑，為相關政策制定提供理論支持和經驗證據。

1 理論基礎

“資源詛咒”學說認為，豐裕的資源對該國經濟增長是一種限制，產生了相反的結果。國內學者研究發(fā)現，我國的“資源詛咒”效應客觀存在[6]。自然資源是“詛咒”還是“福音”，與技術進步、勞動力等生產要素密切相關。我國西部民族地區(qū)一直以來是自然資源富集的地方，然而在早期階段，資源產業(yè)主要是以“靠山吃山、靠水吃水”的方式發(fā)展，具有產業(yè)鏈短和產品附加值低的特點，再加之交通條件、技術、人才、金融等資源長期投入不足等因素，生態(tài)資源依賴限制了其可持續(xù)發(fā)展，產生了“資源詛咒”效應，出現了“富饒的貧困”悖論[4]。但隨著國家西部大開發(fā)、脫貧攻堅、鄉(xiāng)村振興以及民族工作的穩(wěn)步推進，西部民族地區(qū)在交通條件、生產要素上得以補足，自然資源打破了“資源詛咒”效應，進入了“資源福音”效應階段，“兩山”轉化加快推進產業(yè)結構轉型升級，進而使得地區(qū)經濟總量和居民人均可支配收入與全國的差距不斷縮小，逐步產生經濟和生態(tài)效應，“兩山”轉化正帶動全體人民走向共同富裕。

產業(yè)作為經濟體系的強力支撐，率先加入經濟高質量轉型隊伍，其在產品附加值、部門結構等方面向更高水平演變，從量變到質變的動態(tài)過程即為產業(yè)結構升級，具體體現在要素配置優(yōu)化及部門協(xié)調發(fā)展兩個維度的產業(yè)間升級。一方面，“兩山”轉化能夠通過產業(yè)結構高級化推動共同富裕。其能夠推動特色優(yōu)勢產業(yè)的發(fā)展，將綠水青山的資源環(huán)境和其他要素投入等同起來，將生態(tài)環(huán)境優(yōu)勢轉化為生態(tài)農業(yè)、綠色工業(yè)、生態(tài)旅游等綠色經濟的要素投入，逐步摸索和確立“生態(tài)經濟”的綠色發(fā)展道路，優(yōu)化產業(yè)集群，促使產業(yè)結構從較低水平向更高水平演變，實現綠色發(fā)展。通過制度有效供給以及社會資本包括資金、技術、人力等要素的注入，推動資金、管理和技術與生態(tài)資源的有效結合，對傳統(tǒng)生態(tài)產業(yè)進行改造，擺脫低端產業(yè)鎖定，形成新興產業(yè)，助推生態(tài)產業(yè)化和產業(yè)生態(tài)化[3]，推動資源產業(yè)與其他產業(yè)的相互融合，延長了產業(yè)鏈，推動產品附加值攀升，使得地區(qū)產業(yè)結構向高級化發(fā)展，經濟轉型能力加強，助力實現共同富裕。另一方面，“兩山”轉化能夠通過產業(yè)整體結構優(yōu)化推動共同富裕。自黨的十八大以來，各地區(qū)、各部門堅持以供給側結構性改革為主線，第一產業(yè)基礎地位不斷穩(wěn)固，第二產業(yè)創(chuàng)新驅動深入推進，第三產業(yè)規(guī)模日益壯大，地區(qū)產業(yè)結構持續(xù)優(yōu)化改善，不斷轉型升級?！皟缮健鞭D化能夠通過降低資源過度消耗與環(huán)境破壞程度，促使資本、勞動力、技術等生產要素更加合理地流向高附加值產業(yè)，提高資源和要素的使用效率，增強生態(tài)要素的邊際報酬遞增效應，為其他產業(yè)生產要素供給提供空間，擴展了生態(tài)資源產業(yè)網絡，緩解資源錯配現象，促進第一、二、三產業(yè)的融合發(fā)展，實現產業(yè)整體結構優(yōu)化，助力實現共同富裕。

綜上，西部民族地區(qū)“兩山”轉化能夠通過產業(yè)結構升級顯著推動共同富裕的實現。

2 研究設計

2.1 模型設定

本文通過構建如下模型考察“兩山”轉化指數對共同富裕的影響：

其中，下標i和t分別代表省份和年份；被解釋變量∑Cp代表共同富裕指數變量集合，包括總體共同富裕指數（Cp）、共同富裕發(fā)展指數（Cp1）、共同富裕共享指數（Cp2）、共同富?？沙掷m(xù)指數（Cp3）；解釋變量為“兩山”轉化指數（Tmi）；∑Control為控制變量的集合；ε為模型隨機誤差項。本文控制了年份（Year）、地區(qū)（Province）固定效應，且默認采用穩(wěn)健標準誤。

2.2 變量選取與測度

2.2.1 被解釋變量：共同富裕指數

本文借鑒陳麗君等（2021）[7]、韓亮亮等（2023）[8]對共同富裕指標體系的構建方法，結合各省份數據的可得性、完整性，將發(fā)展性、共享性、可持續(xù)性作為劃分依據，構建了共同富裕指數測度指標體系（見表1）。通過熵權法得出共同富裕指數。

表1 共同富裕指數測度指標體系

2.2.2 解釋變量：“兩山”轉化指數

“兩山”轉化指數量化反映了“綠水青山”轉化為“金山銀山”的水平，既分別表現了“綠水青山”和“金山銀山”的建設情況，又表現了“兩山”之間的轉化程度。本文借鑒孫崇洋等（2020）[9]和劉偉江等（2018）[10]的“兩山”轉化指標構建思路，構建了以“綠水青山”和“金山銀山”為一級指標，包含4個二級指標、11個三級指標的“兩山”轉化指數測度指標體系（見表2）。

表2 “兩山”轉化指數測度指標體系

利用熵權法對所構建的指標進行賦權，計算得出我國西部民族地區(qū)的“綠水青山”指數和“金山銀山”指數。然后利用耦合協(xié)調度模型[11]計算出以耦合協(xié)調度表征的西部民族地區(qū)的“兩山”轉化指數。具體的計算公式如下：

其中，D表示耦合協(xié)調度；C表示耦合度；T表示兩個系統(tǒng)的綜合評價值；U1和U2分別表示“綠水青山”指數和“金山銀山”指數；δ和?為待定系數，本文認為生態(tài)和經濟同等重要，設定δ=?=1/2。

2.2.3 中介變量：產業(yè)結構升級

產業(yè)結構升級是指產業(yè)結構從低級形態(tài)向高級形態(tài)轉變的過程和趨勢，是以附加值攀升、要素配置優(yōu)化、部門協(xié)調發(fā)展為特征的產業(yè)間升級。由此，本文分別基于部門結構演化角度和產業(yè)整體結構角度，從產業(yè)結構高級化和產業(yè)整體結構優(yōu)化兩個維度綜合度量產業(yè)結構升級。其中，產業(yè)結構高級化（Ind）指的是一國國民經濟的產業(yè)結構由勞動密集型產業(yè)占主導位置逐步向資金、技術和知識密集型產業(yè)占主導位置進行演進轉化。本文借鑒干春暉等（2011）[12]的研究，用第三與第二產業(yè)產值的比值度量產業(yè)結構高級化。其數值越大，表明產業(yè)結構高級化程度越高。此外，本文參考徐敏和姜勇（2015）[13]的研究，引入產業(yè)結構層次系數來表征西部民族地區(qū)各省份的產業(yè)整體結構優(yōu)化水平，記為Isu。測算公式為:

其中，Ii表示第i產業(yè)的產值與總產值的比值。Isu值越大，說明產業(yè)結構發(fā)展的層次越高，也意味著該地區(qū)的產業(yè)整體結構優(yōu)化水平越高。

2.2.4 控制變量

考慮到其他地區(qū)特征因素可能對共同富裕產生影響，本文參考惠獻波（2022）[14]選擇控制變量的思路和原則，選取如下控制變量：金融發(fā)展水平（Fdi）、市場化指數（Mid）、政府財政收入（Rev）、政府財政支出（Exp）、地區(qū)城鎮(zhèn)化率（Urb）、交通運輸支出（Tra）、第二產業(yè)生產總值指數（GDP2）、交通基礎設施（Har）。變量說明見表3。

表3 變量說明

2.3 樣本選擇和數據來源

我國西部大開發(fā)共分為三個階段，2001—2010 年為夯實基礎階段，2011—2030 年為快速發(fā)展階段以及2031—2050 年為現代化階段，當前我國西部大開發(fā)正處于第二個階段，因此本文以2011年為時間起點，選取我國西部地區(qū)8 個省份2011—2020 年的面板數據作為研究對象，包括內蒙古、寧夏、廣西、貴州、云南、青海、新疆、西藏，共獲得80 個觀測值，探究我國西部民族地區(qū)“兩山”轉化對共同富裕的影響以及作用機制。為減少異常值的影響，本文對參與回歸的連續(xù)變量進行了1%和99%的縮尾處理。相關數據主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、地方統(tǒng)計局官網以及EPS、Resset、中經網等權威數據庫。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果分析

下頁表4列（1）報告了西部民族地區(qū)“兩山”轉化指數對共同富裕指數的回歸結果?！皟缮健鞭D化指數的回歸系數為0.312，在10%的水平上正向顯著，表明西部民族地區(qū)“兩山”轉化顯著推動了總體共同富裕的實現。列（2）報告了“兩山”轉化指數對共同富裕發(fā)展性指數的回歸結果，回歸系數為0.018，為正但不顯著。列（3）和列（4）報告了“兩山”轉化指數對共同富裕共享性指數和可持續(xù)性指數的回歸結果，回歸系數分別為0.168和0.289，分別在10%和5%的水平上顯著為正，表明西部民族地區(qū)“兩山”轉化具有“分好蛋糕”的效應，不僅能夠提升共同富裕的共享性，而且能夠顯著提升共同富裕的可持續(xù)性?？偟膩碚f，隨著西部民族地區(qū)的發(fā)展和各類生產要素的加大投入，產業(yè)結構逐漸調整，產業(yè)附加值增加，“資源福音”現象出現，“兩山”轉化顯著推動了共同富裕的實現。但是對比回歸系數來看，“兩山”轉化對共同富裕發(fā)展性指數的正向作用還不明顯，這可能是由于西部民族地區(qū)的經濟發(fā)展仍受限于區(qū)位條件、人力資本、技術等客觀因素，導致財富增長受限。

表4 西部民族地區(qū)“兩山”轉化對共同富裕影響的直接效應

3.2 穩(wěn)健性檢驗

（1）更換變量度量方式。本文借鑒王淑佳等（2021）[15]提出的修正的耦合協(xié)調度模型重新計算“兩山”轉化指數后代入模型（1）重新回歸。由表5列（1）的回歸結果可知，替換解釋變量計算方法后回歸結果仍在10%的水平上正向顯著，結論不變。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

（2）動態(tài)效應?？紤]到“兩山”轉化對共同富裕的影響作用存在一定的時滯性，本文將共同富裕指數滯后一期代入模型（1）重新回歸，回歸結果見表5 列（2），“兩山”轉化的回歸系數在10%的水平上正向顯著，結論不變。

（3）遺漏變量分析。除上述控制變量以外，本文新引入資源稟賦（Ren）、數字經濟發(fā)展（Dig）和人力資本水平（Hum）重新進行回歸。由表5 列（3）回歸結果可知，增加控制變量后回歸結果仍然在10%的水平上正向顯著，結論不變。

3.3 傳導機制檢驗

本文從產業(yè)結構高級化和產業(yè)整體結構優(yōu)化兩個維度來考察產業(yè)結構升級在“兩山”轉化對共同富裕的影響中發(fā)揮的中介作用。本文采用產業(yè)結構高級化（Ind）和產業(yè)整體結構優(yōu)化（Isu）作為被解釋變量對模型（1）進行重新回歸，結果見表6。其中，列（2）和列（3）分別檢驗了“兩山”轉化對產業(yè)結構高級化和產業(yè)整體結構優(yōu)化的影響，回歸系數分別為0.096 和0.691，均在1%的水平上正向顯著，表明“兩山”轉化對產業(yè)結構升級有顯著影響，說明“兩山”轉化顯著促進了產業(yè)結構優(yōu)化升級，扭轉了西部民族地區(qū)產業(yè)結構扭曲的弱勢局面。再結合前文的理論分析可知，“兩山”轉化可以通過產業(yè)結構升級推動共同富裕的實現，由此，產業(yè)結構升級的傳導機制得到了驗證。

表6 傳導機制回歸結果

3.4 異質性分析

3.4.1 “綠水青山”程度

本文根據西部民族地區(qū)“綠水青山”指數的中位數進行分組，將西部民族地區(qū)分為“綠水青山”程度較高的地區(qū)和“綠水青山”程度較低的地區(qū)。由下頁表7 列（1）和列（2）可知，“兩山”轉化對處在“綠水青山”程度較低地區(qū)的共同富裕的影響不顯著，而對“綠水青山”程度較高地區(qū)的共同富裕存在顯著的正向影響，因此在發(fā)展的過程中要注重對生態(tài)環(huán)境的保護，追求綠色高質量發(fā)展。

表7 異質性分析結果

3.4.2 第三產業(yè)占比

本文根據西部民族地區(qū)第三產業(yè)占比的中位數進行分組，將西部民族地區(qū)分為第三產業(yè)占比較高和第三產業(yè)占比較低的地區(qū)。由表7列（3）和列（4）可知，“兩山”轉化對第三產業(yè)占比較低地區(qū)的共同富裕的影響不顯著，而對第三產業(yè)占比較高地區(qū)的共同富裕存在顯著的正向影響。因此要大力發(fā)展第三產業(yè)，提高第三產業(yè)的比重。

3.4.3 科技發(fā)展水平

本文根據西部民族地區(qū)科技發(fā)展水平的中位數進行分組，將西部民族地區(qū)分為科技發(fā)展水平較高和科技發(fā)展水平較低的地區(qū)。由表7列（5）和列（6）可知，“兩山”轉化對科技發(fā)展水平較低地區(qū)的共同富裕的影響不顯著，而對科技發(fā)展水平較高地區(qū)的共同富裕存在顯著的正向影響。因此，要加大創(chuàng)新投入，促進地區(qū)科技發(fā)展水平的提高，助推“兩山”轉化實現共同富裕。

3.4.4 政府轉移支付

本文根據西部民族地區(qū)政府轉移支付的中位數進行分組，將西部民族地區(qū)分為政府轉移支付較高和政府轉移支付較低的地區(qū)。由表7列（7）和列（8）可知，“兩山”轉化對政府轉移支付較低地區(qū)的共同富裕的影響不顯著，而對政府轉移支付較高地區(qū)的共同富裕存在顯著的正向影響。

4 結論

本文基于2011—2020年我國西部民族地區(qū)省域的平衡面板數據，實證分析了“兩山”轉化對共同富裕的影響效應、傳導機制及其異質性。研究發(fā)現，西部民族地區(qū)“兩山”轉化能夠顯著推動共同富裕的實現。在進行了一系列穩(wěn)健性檢驗后，回歸結果依然可靠。就其作用渠道來說，現階段西部民族地區(qū)“兩山”轉化通過促進產業(yè)結構升級而達到共同富裕。通過異質性分析發(fā)現，在“綠水青山”程度較高、第三產業(yè)占比較高、科技發(fā)展水平較高以及政府轉移支付較高的地區(qū)，“兩山”轉化指數對共同富裕的推動作用更強。