□ 張 慧

（上海第二工業(yè)大學 馬克思主義學院，上海 201209）

一、引 言

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求。十九屆六中全會通過的《中共中央關(guān)于黨的百年奮斗重大成就和歷史經(jīng)驗的決議》明確指出，要促進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，推進公共衛(wèi)生服務體系均等化，縮小城鄉(xiāng)收入差距，逐步實現(xiàn)全體人民共同富裕。在此過程中，中國經(jīng)濟發(fā)展長期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)問題成為重點突破方向。城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展作為打破城鄉(xiāng)要素資源壁壘的重要方式，有助于緩解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，對于實現(xiàn)共同富裕意義深遠[1]。一方面，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展加速了農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，拓寬農(nóng)村居民就業(yè)渠道，推動農(nóng)村落后地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，為農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展注入新動能[2]。另一方面，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合強化了城鄉(xiāng)間市場關(guān)聯(lián)度，促成城鄉(xiāng)資源、公共服務等方面均等化發(fā)展，賦能共同富裕發(fā)展[3]。

共同富裕發(fā)展需不斷尋求新動能，而激發(fā)各類要素活力是重要環(huán)節(jié)。要素市場化是構(gòu)建全國統(tǒng)一、開放、公平大市場的內(nèi)在要求，亦是促進要素活力競相迸發(fā)、使經(jīng)濟發(fā)展充滿動力的保障[4]。并且，要素市場化配置有助于各類要素有序流動，有效糾正各類要素錯配、打破長期以來要素扭曲的重要手段，有助于促成各類要素流動均等化[5]。與此同時，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展使得城鄉(xiāng)間產(chǎn)業(yè)鏈不同環(huán)節(jié)配合更加緊密，極大降低要素流動成本，助力要素市場化水平提升，而要素市場化水平提升亦能加速城鄉(xiāng)間產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。可見，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化二者相互關(guān)聯(lián)、彼此影響。那么，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化是否促進了共同富裕發(fā)展？二者是否存在協(xié)同效應？城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合、要素市場化對共同富裕是否存在異質(zhì)性影響？探明上述問題，有助于為地方政府推動共同富裕發(fā)展提供新的政策視角。

二、文獻綜述

與本研究主題相關(guān)的文獻主要涵蓋三個部分：第一部分為共同富裕的內(nèi)涵與測度。共同富裕內(nèi)涵方面，鐘甫寧等[6]對共同富裕的內(nèi)涵與基本標準展開了探討，認為共同富裕包含鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興、收入分配、經(jīng)濟發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距、盤活農(nóng)村共享資產(chǎn)等多個方面。崔友平[7]認為新時代的共同富裕被賦予豐富且科學的內(nèi)涵，既包括貧困消除、生產(chǎn)力發(fā)展、物質(zhì)層面上的富裕，也涵蓋精神層面的富足。共同富裕測度方面，劉培林等[8]基于共同富裕內(nèi)涵，從人群差距、區(qū)域差距以及城鄉(xiāng)差距三個方面構(gòu)建了共同富裕評價指標體系，并提出夯實制度保障、健全政策體系等促進共同富裕發(fā)展的政策建議。孫豪和曹肖燁[9]從富裕、共享兩個維度構(gòu)建共同富裕指標體系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部地區(qū)富裕程度較高，共享程度較低，而經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低部分中、西部地區(qū)省份富裕與共享程度均較低。

第二部分為城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕的影響研究。鑒于共同富裕的豐富內(nèi)涵，既有研究鮮少直接探討城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕的直接影響，多從經(jīng)濟發(fā)展、收入差距、城鄉(xiāng)發(fā)展差距等視角探討城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕的影響。張克俊等[10]認為城鄉(xiāng)融合發(fā)展加速了城鄉(xiāng)間產(chǎn)業(yè)聯(lián)動，有助于打破城鄉(xiāng)間要素市場壁壘，推動城鄉(xiāng)資源雙向流動，促使農(nóng)村地區(qū)資源稟賦轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)要素，賦能農(nóng)村經(jīng)濟增長。吳海峰[11]指出，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合強化了城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)之間的內(nèi)在聯(lián)系，且城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)的縱向擴展與橫向延伸有助于促進城鄉(xiāng)經(jīng)濟融合發(fā)展，降低城鄉(xiāng)居民收入差距。陳鑫鑫等[12]認為，在當前數(shù)字經(jīng)濟高速發(fā)展背景下，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展為鄉(xiāng)村振興提供了內(nèi)生動力，提升農(nóng)村地區(qū)各類要素資源可得性，有助于縮小城鄉(xiāng)間發(fā)展差距。Huang&Liao[13]指出，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展能夠加速城鄉(xiāng)間要素流動，加強城鄉(xiāng)間市場聯(lián)動，助推城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)等值化發(fā)展，提升農(nóng)村居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。文豐安[14]認為，激活城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展動能以推進農(nóng)村一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，有助于破解新型城鄉(xiāng)關(guān)系壁壘，賦能鄉(xiāng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，助力共同富裕。申云等[15]指出，加速城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與城鄉(xiāng)體制機制協(xié)同，有助于推動城鄉(xiāng)要素市場雙向流動，為農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供強有力的外部環(huán)境，從而助力共同富裕。

第三部分為要素市場化對共同富裕的影響研究。共同富裕的實現(xiàn)不僅需要產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展打破城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展壁壘，而且需要市場機制改革促進各類要素流動，加速實現(xiàn)發(fā)展成果共享。當前學界關(guān)于要素市場化對共同富裕的直接探討較少，僅少部分學者從要素配置、要素市場分割、創(chuàng)新要素市場化等角度展開分析。趙燕[16]認為，土地要素配置有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且能夠通過提升城鎮(zhèn)化水平與就業(yè)率間接縮小城鄉(xiāng)收入差距。張亞軍[17]研究指出，創(chuàng)新要素市場化對鄉(xiāng)村振興具有顯著促進作用，且存在城鎮(zhèn)化水平的門檻效應。薛軍等[18]研究發(fā)現(xiàn)，各類要素市場分割不利于收入差距縮小，負向影響共同富裕，而有效且統(tǒng)一的要素市場化配置對共同富裕發(fā)展具有促進作用。

梳理文獻可以知悉，關(guān)于共同富裕內(nèi)涵、測度的研究已較為豐富，但鮮有關(guān)于城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕直接影響的探討，且忽略了共同富裕發(fā)展既需要城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展推動，也需要素市場化配置的引導。本文將城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化納入統(tǒng)一分析框架，在探究城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕各自影響的基礎上，深入探討二者對共同富裕的協(xié)同效應及區(qū)域異質(zhì)性，以期對現(xiàn)有關(guān)于共同富裕的研究進行補充與完善。

三、理論分析與研究假設

城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合是城鄉(xiāng)一體化的關(guān)鍵一環(huán)，能夠有效解放、發(fā)展社會生產(chǎn)力，賦能共同富裕發(fā)展。一方面，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合打破了城鄉(xiāng)間產(chǎn)業(yè)發(fā)展壁壘，推動地區(qū)形成產(chǎn)業(yè)相互補充、協(xié)同發(fā)展格局，優(yōu)化一二三產(chǎn)業(yè)城鄉(xiāng)空間布局[19]。這有助于提升城鄉(xiāng)間要素資源配置水平，推動城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)資金、設備向鄉(xiāng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移，減少城鎮(zhèn)地區(qū)產(chǎn)能過剩、資源浪費現(xiàn)象，賦能城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，助力共同富裕。另一方面，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展推動了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、工業(yè)產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，促使地區(qū)新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)與新模式誕生。此背景下，鄉(xiāng)村地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，擴寬居民就業(yè)與增收渠道，使得城鄉(xiāng)間發(fā)展差距進一步縮小，賦能共同富裕發(fā)展?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O：

假設1：城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕具有顯著正向影響。

長期以來，我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)始終是制約城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的制度性障礙，對共同富裕發(fā)展產(chǎn)生不利影響。而要素市場化可有效推動城鄉(xiāng)間勞動力、資本、技術(shù)、信息等要素有序流動，賦能城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，對共同富裕發(fā)展具有顯著推動作用[20]。一方面，要素市場化配置能夠暢通城鄉(xiāng)間勞動力流動渠道，推動地區(qū)形成平等競爭、有序、城鄉(xiāng)統(tǒng)一的要素市場，提升城鄉(xiāng)人力資本積累水平，拓寬居民向上流動渠道，助力共同富裕目標實現(xiàn)。另一方面，隨著要素市場化配置范圍持續(xù)擴大，人才、數(shù)據(jù)、資金、知識等要素流配置效率進一步提升，為城鄉(xiāng)居民縮小收入差距提供契機，從而賦能共同富裕發(fā)展?；谝陨戏治?，提供如下假設：

假設2：要素市場化對共同富裕具有顯著正向影響。

以上理論分析均立足于單一視角，分析城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合或要素市場化對共同富裕發(fā)展的影響作用。城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合為鄉(xiāng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展提供資金、技術(shù)支持，促進了城鄉(xiāng)發(fā)展成果共享，可為城鄉(xiāng)要素市場化建設提供堅實基礎[21]。與此同時，要素市場化水平的提升將進一步推動區(qū)域各類要素流動，緩解城鄉(xiāng)間產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中存在的高度信息不對稱問題，提升城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平，助力共同富裕目標實現(xiàn)。伴隨要素市場化水平的不斷提升，城鄉(xiāng)間資金、技術(shù)、知識等要素自由流動，提高要素配置效率，促使城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展資源獲取更加暢通，從而賦能共同富裕。由此可以推斷，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化二者相互促進，能夠共同作用于共同富裕?；谝陨戏治?，提出如下假設：

假設3：城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕存在一定協(xié)同效應。

四、研究設計

（一）模型設定

既有研究表明，共同富裕的發(fā)展可能存在顯著的空間相關(guān)性，即某省份共同富裕水平亦會受其他省份影響[22]。因此，使用傳統(tǒng)計量模型無法有效檢驗具備空間溢出效應的變量。故本文使用涵蓋經(jīng)濟活動要素的空

間計量模型檢驗城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合、要素市場化與共同富裕間的關(guān)系。

空間計量模型主要有空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM）三種。三種空間計量模型的空間傳導機制不盡相同，其中空間誤差模型（SEM）是假定空間溢出效應由隨機沖擊造成，其空間效應傳導主要是通過誤差項完成；空間滯后模型（SAR）是假定被解釋變量能夠通過空間相互作用而對其他地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)生影響；空間杜賓模型（SDM）則共同考量了以上兩種模型傳導機制?；诖耍疚囊来卧O定SEM、SAR、SDM 三種模型，具體模型構(gòu)建如下所示：

其中，模型（1）為空間滯后模型，ρ指代共同富裕的空間自回歸系數(shù)；模型（2）表示空間誤差模型，λ指代空間誤差項的回歸系數(shù)；模型（3）為空間杜賓模型，ρ指代共同富裕的空間回歸系數(shù)。ω則表示空間權(quán)重矩陣，iμ和tη分別指代個體固定效應與時間固定效應，εit、νit、τit均為模型中的隨機干擾項。CPit表示省份i在t時期的共同富裕水平，INDURit與SCHit則為本文兩個核心解釋變量，即城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化，X it為控制變量合集。此外，為考察城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕的影響是否存在協(xié)同效應，引入城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化交互項INDURi t×SCHit至以上三個基本模型中。

為更客觀準確地描述城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕的影響，依次建立反距離空間權(quán)重矩陣與0-1空間鄰近權(quán)重矩陣，具體設定方式如下所示：

1.反距離權(quán)重矩陣。該權(quán)重矩陣主要是以地理距離為標準，d ij指代i省份與j省份兩個省會之間直線距離，具體空間權(quán)重矩陣如下所示：

2.0-1 空間鄰近權(quán)重矩陣。該矩陣主要是以兩省份是否在地理上為相鄰狀態(tài)為標準，相鄰則賦值為1，不相鄰則為0。具體空間權(quán)重矩陣如下所示：

（二）變量選取

核心解釋變量：城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合（INDUR）。城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合是指城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)間人才、資本、技術(shù)等要素自由流動，進而實現(xiàn)不同產(chǎn)業(yè)相互滲透、交叉、融合發(fā)展。城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有助于加強城鄉(xiāng)間市場聯(lián)動性，暢通農(nóng)村地區(qū)居民資源稟賦轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)要素的渠道，提升農(nóng)村地區(qū)居民收入水平[23]。故參鑒張峰等[24]的研究思路，以城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)勞動力人均收支水平差異表征城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合程度。此方法能夠在考慮產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中勞動者收入差距的同時，也將勞動者消費水平納入其中一并展開分析，具體公式如下所示：

式中，RSP與RSG依次為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)中勞動力人均收入及支出；CSP與CSG依次表示城市產(chǎn)業(yè)中勞動力人均收入及支出。

要素市場化水平（SCH）。要素市場化是市場機制有效運行的前提保障。要素市場化配置改革能夠打破要素流動壁壘，暢通城鄉(xiāng)間經(jīng)濟循環(huán)[25]。本文參鑒任曉剛等[26]的研究思路，使用樊綱市場化指數(shù)作為衡量要素市場化水平的代理變量，具體以國民經(jīng)濟研究所公布的分省份歷年市場化指數(shù)表征。

被解釋變量：共同富裕（CP）。共同富裕指的是人民群眾物質(zhì)與精神生活的雙重富裕，是全體人民而非少數(shù)人民的富?！，F(xiàn)階段，有關(guān)共同富裕指標的衡量學術(shù)界尚未形成統(tǒng)一定論，多數(shù)研究以構(gòu)建評價指標體系的方式測度共同富裕發(fā)展水平[27-29]。在既有研究基礎上，本文基于共同富裕內(nèi)涵，嘗試從富裕與共享兩個維度構(gòu)建評價指標體系，并利用熵權(quán)法進行測度。具體如表1 所示。

表1 共同富裕的評價指標體系

由于以上指標有正向亦有負向，因此還需對各指標進行標準化處理。具體方法如下所示：

若指標為正向，則需采用式（7）進行標準化處理；若為逆向指標則需采用式（8）進行標準化處理。式中xij為進行標準化處理前的原始數(shù)值，y ij為標準化后的值；xjmin為指標j的最小值，xjmax為指標j的最大值。共同富裕指標權(quán)重計算方法如下：

首先，計算省份i的第j個指標所占比重：

其次，測算得出指標j的熵值：

再次，計算得出指標權(quán)重：

最后，計算共同富裕指標體系各項指標綜合評分CiP：

控制變量：（1）貿(mào)易開放度（OPEN）：貿(mào)易開放度是指某個國家或地區(qū)進出口貿(mào)易總額占GDP 比重，能夠衡量國家或地區(qū)與其他國家或地區(qū)貿(mào)易往來開放水平。通常而言，貿(mào)易開放程度高的地區(qū)有著更多的國際交流機會以及更開放海外市場，有助于拓寬地區(qū)銷售渠道、提升居民就業(yè)水平、商品流動水平，繼而推動共同富裕。該指標以地區(qū)進出口貿(mào)易總額占地區(qū)GDP 的比重表征。（2）政府財政支持（GOV）：政府財政支持指的是國家財政以財政撥款、財政補貼等無償撥付方式對國家扶持產(chǎn)業(yè)、部門或企業(yè)進行資金支持。共同富裕脫離不開政府財政支持，合理的財政支出能夠為較貧困地區(qū)提供基礎保障、完善基建設施以及提供更多就業(yè)培訓與就業(yè)機會，縮小地區(qū)經(jīng)濟、物資、公共服務等方面差距，推動共同富裕發(fā)展。該指標以地方財政支出占地區(qū)GDP 的比重表征。（3）外商直接投資（FDI）：外商直接投資主要指國外企業(yè)或個人用現(xiàn)匯、技術(shù)等資源在中國投資的過程。外商直接投資能夠為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展提供必要的資金支持與技術(shù)支撐，有助于帶動地區(qū)收入水平提升，從而助力共同富裕。該指標以外商直接投資額占地區(qū)GDP 比重表征。（4）人力資本水平（HR）：人力資本水平指一定區(qū)域內(nèi)勞動力具有的人力資本平均水平，如勞動者知識、技能、文化水平。人力資本水平提升意味著社會勞動力素質(zhì)、技能水平提高，有助于提高社會整體就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力、拓寬致富渠道，從而助力共同富裕目標實現(xiàn)。該指標以各地區(qū)人均受教育年限表征。

（三）數(shù)據(jù)來源

按照數(shù)據(jù)可獲取性與完整性原則，選取中國30 個省區(qū)市（剔除數(shù)據(jù)存在明顯缺失的港、澳、臺地區(qū)及西藏自治區(qū)）面板數(shù)據(jù)為研究樣本，研究時段為2011-2020 年。數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及國泰安數(shù)據(jù)庫、WIND數(shù)據(jù)庫和EPS 數(shù)據(jù)庫。各變量描述性統(tǒng)計如表2 所示。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

五、實證檢驗

（一）空間相關(guān)性檢驗

在進行空間計量回歸之前，需檢驗共同富裕發(fā)展是否具有空間相關(guān)性。通常而言，檢驗空間相關(guān)性主要通過GEARY’S C 指數(shù)、CETIS-ORD 指數(shù)以及莫蘭指數(shù)法（MORAN’S I）等方法。其中，莫蘭指數(shù)法的穩(wěn)定性較強，且對偏離正態(tài)分布的情況不敏感，故被學術(shù)界廣泛應用。因此，本文選用莫蘭指數(shù)法檢驗共同富裕發(fā)展的空間相關(guān)性，結(jié)果見表3。由表可知，在兩種空間權(quán)重矩陣下，2011-2020 我國共同富裕發(fā)展MORAN’S I 值均在1%水平下顯著。這說明共同富裕發(fā)展具有顯著空間集聚特征，且有著正向的空間依賴性，因此使用空間計量模型進行回歸分析較為合理。

表3 共同富裕發(fā)展的莫蘭檢驗結(jié)果

（二）基準回歸結(jié)果

關(guān)于空間計量模型選擇，采取穩(wěn)健LM 檢驗法對兩種空間權(quán)重矩陣下的模型進行選擇，如果LM-LAG 檢驗結(jié)果顯著但LM-ERROR 檢驗結(jié)果不顯著，說明使用空間滯后模型較為合適；若LM-ERROR 檢驗結(jié)果顯著而LMLAG 檢驗結(jié)果不顯著，則說明使用空間滯后模型較為合適；如果LM-LAG 與LM-ERROR 檢驗結(jié)果均顯著，則說明應使用空間杜賓模型更為合適，檢驗結(jié)果如表4 所示。由表可知，空間誤差模型的效果明顯優(yōu)于空間滯后模型，故使用空間誤差模型展開回歸分析。

表4 空間計量模型選擇檢驗

借助豪斯曼（HAUSMAN）檢驗，確定固定效應抑或是隨機效應進行空間計量回歸。同時，采取LR 檢驗確定模型是否包含時間效應或個人效應，檢驗結(jié)果表明，采取時間與個體雙向固定效應展開回歸分析較為合適。此外，為避免城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化的交互項可能導致的多重共線性問題，對變量數(shù)據(jù)展開中心化處理。具體空間誤差模型回歸結(jié)果如表5 所示。

表5 空間誤差模型回歸結(jié)果

表5 列（1）與列（3）結(jié)果顯示，兩種空間權(quán)重矩陣下，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合的系數(shù)分別為0.5948 與0.5739，且均通過1%顯著性水平檢驗，表明城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕有著顯著促進作用，假設1 得到驗證。在兩種空間權(quán)重矩陣下，要素市場化的系數(shù)分別為0.1437、0.4858，且均通過1%顯著性水平檢驗，說明要素市場化對共同富裕具有顯著正向影響，假設2 得到驗證。表5 列（2）與列（4）為加入城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化交互項后的回歸結(jié)果。城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化的交互項系數(shù)在兩種空間權(quán)重矩陣下為0.0536、0.0492，且分別通過1% 與5% 顯著性水平檢驗，表明城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕的影響存在協(xié)同效應，假設3 得到驗證。

控制變量方面，以下主要分析包含城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化交互項的列（2）與列（4）的回歸系數(shù)。其中，對外開放水平在兩種空間權(quán)重矩陣下的回歸系數(shù)分別為1.3484、1.4582，且均通過1%顯著性水平檢驗。究其緣由，隨著對外開放水平的提升，地區(qū)產(chǎn)業(yè)、企業(yè)將擁有更為豐富的國際市場渠道，進而帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，提升人均收入水平，有助于提升居民富裕程度。政府財政支持在兩種空間權(quán)重矩陣下的回歸系數(shù)分別為0.3678、0.2967，且分別通過1%、5%顯著性水平檢驗，表明政府財政支持對共同富裕發(fā)展有著明顯促進作用。原因在于，地區(qū)的發(fā)展離不開政府財政的支持，充足的財政扶持有助于補足地方政府財力缺口，進而完善地方基建與公共服務供給，賦能共同富裕發(fā)展。外商直接投資的回歸系數(shù)在兩種空間權(quán)重矩陣下分別為0.7856、0.1652，且通過5%顯著性水平檢驗，說明外商直接投資能夠正向推動共同富裕發(fā)展。原因可能在于，外商投入的資金、技術(shù)等資源加速了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的同時亦增強了其對人才的吸引力并拓寬了地方市場渠道，助力地區(qū)居民增收致富。人力資本水平在兩種空間權(quán)重矩陣下的回歸系數(shù)分別為0.8337、0.6891，且均在5%水平上顯著，表明信息化水平的提升能夠正向推動共同富裕發(fā)展。究其原因，人力資本水平的提升意味著勞動力具備著更高水平的技能與素質(zhì)，使得勞動者能夠擁有更多就業(yè)創(chuàng)業(yè)機會，提升自身收入水平的同時還能促進地區(qū)經(jīng)濟增長，賦能共同富裕發(fā)展。

（三）異質(zhì)性檢驗

前文述及，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化均對共同富裕發(fā)展產(chǎn)生顯著正向推動作用，且存在協(xié)同效應。但我國幅員遼闊，不同地區(qū)社會、經(jīng)濟、資源稟賦等方面存在差異，這就導致城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕的協(xié)同效應存在區(qū)域異質(zhì)性?；诖?，根據(jù)國家統(tǒng)計局對三大經(jīng)濟地帶區(qū)域劃分方法，將30 個樣本省級行政區(qū)分成東、中、西三大地區(qū)子樣本，并重新進行回歸，以檢驗城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕影響的區(qū)域差異性。回歸結(jié)果如表6 所示。

表6 分區(qū)域空間計量回歸結(jié)果

東部地區(qū)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化的系數(shù)均為正，且在兩種空間權(quán)重矩陣下均通過1%顯著性水平檢驗，表明城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對東部地區(qū)共同富裕發(fā)展具有明顯促進作用。中部地區(qū)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化的系數(shù)均為正，且在兩種空間權(quán)重矩陣下分別通過1%、5%顯著性水平檢驗，表明城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對中部地區(qū)共同富裕發(fā)展具有正向推動作用。西部地區(qū)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化的系數(shù)均為正，但未通過顯著性水平檢驗。究其緣由，一方面，西部地區(qū)雖擁有豐富的資源，但受限于地理區(qū)位不具優(yōu)勢以及基礎設施水平較差等因素，大部分省份產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平不高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型滯緩，使得產(chǎn)業(yè)融合水平仍與東、中部地區(qū)存在較大差距。另一方面，相較于東、中部地區(qū)，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為滯后，對于各類要素市場化水平不高，要素市場化改革較為滯后。同時，我國長期存在要素市場分割現(xiàn)象，使得西部地區(qū)發(fā)展過程中存在要素資源獲取難度高、流動性差等問題，導致要素市場化未對西部地區(qū)共同富裕產(chǎn)生顯著性影響。從交互項來看，僅東部地區(qū)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化的系數(shù)顯著為正，中西部地區(qū)則不顯著。盡管整體層面上城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化的交互作用能夠促進共同富裕發(fā)展，但在不同地區(qū)間表現(xiàn)出顯著差異。這種差異可能源自于中、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低、要素資源稟賦不具優(yōu)勢、地理區(qū)位較差等因素，致使支撐城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的要素市場化機制尚未健全，從而對共同富裕的影響不顯著。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）替換核心解釋變量

為確保上述回歸結(jié)論具備穩(wěn)健性，使用替換核心解釋變量要素市場化水平衡量方式的方法重新進行回歸，以檢驗以上研究結(jié)論的穩(wěn)健性。參鑒徐鵬杰等[30]的研究思路，使用資本要素市場化配置與勞動要素市場化配置水平衡量要素市場化水平，其中資本要素市場化配置水平以全社會固定資產(chǎn)中非國有投資占比表征；勞動要素市場化配置水平以私營企業(yè)與個體就業(yè)人員數(shù)量占總就業(yè)人數(shù)比重表征。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表7 所示。觀察可知，在兩種空間權(quán)重矩陣下，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化及其交叉項對共同富裕的影響系數(shù)均顯著為正，與上述基準回歸結(jié)果相較一致，表明上述研究結(jié)果具備穩(wěn)健性。

表7 替換核心解釋變量回歸結(jié)果

（二）替換空間權(quán)重矩陣

為檢驗上述研究結(jié)論不受空間權(quán)重矩陣選擇影響，以經(jīng)濟空間矩陣作為空間權(quán)重矩陣展開穩(wěn)健性檢驗。設定i省份與j省份不相鄰或i=j時，則Wij為0；當i省份與j省份相鄰時，W ij為省份iGDP 占j省份所有鄰近省份GDP 之和的比重。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表8 所示，結(jié)論與上述基準回歸相較一致，說明上述研究結(jié)果穩(wěn)健可信。

表8 替換空間權(quán)重矩陣回歸結(jié)果

七、研究結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

研究基于2011-2020 年中國30 個省市區(qū)面板數(shù)據(jù)，利用空間計量模型從全國與區(qū)域兩個層面探討城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合、要素市場化對共同富裕的影響。研究結(jié)果表明：第一，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化均能顯著促進共同富裕發(fā)展，且城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕的影響存在協(xié)同效應。第二，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕的影響具有顯著區(qū)域異質(zhì)性，主要表現(xiàn)為對東、中部地區(qū)共同富裕具有顯著正向影響，對西部地區(qū)的影響不顯著。第三，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕的協(xié)同效應存在明顯區(qū)域異質(zhì)性，在東部地區(qū)有顯著推動作用，而在中西部地區(qū)作用不明顯。

（二）政策啟示

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議。第一，加速推進城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合，打破城鄉(xiāng)發(fā)展壁壘。研究結(jié)論顯示，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有助于促進共同富裕，為此還需加速推進城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合，實現(xiàn)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)鏈向農(nóng)村延伸，助推共同富裕發(fā)展。一方面，各地方政府應進一步加大技術(shù)創(chuàng)新投入，鼓勵研究機構(gòu)、企業(yè)與高校協(xié)同構(gòu)建技術(shù)創(chuàng)新平臺，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，為城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展提供基礎保障。另一方面，積極培育新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)，跨界配置城鄉(xiāng)資源要素，促進城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)交叉融合。各地方政府應大力推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)與旅游、教育、文化、康養(yǎng)等產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，形成產(chǎn)業(yè)融合新生態(tài)，借此拓寬農(nóng)村地區(qū)居民增收渠道，助力共同富裕目標實現(xiàn)。同時，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展過程中，鄉(xiāng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)可積極學習并引進城鎮(zhèn)地區(qū)信息化技術(shù)與設備，加速完善農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化體系建設、提升公共服務水平，賦能共同富裕發(fā)展。

第二，加速要素市場化改革進程，推動發(fā)展成果共享。上述研究結(jié)論表明，要素市場化對共同富裕具有顯著正向影響。為此，各地方政府應進一步推動要素市場化改革，賦能共同富裕發(fā)展。一方面，各地方政府應構(gòu)建涵蓋多主體、多環(huán)節(jié)的協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡平臺，借此促成城鄉(xiāng)間主體互聯(lián)互通、要素自由流動，賦能共同富裕發(fā)展。各地區(qū)政府、產(chǎn)業(yè)等主體可借助協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡平臺，深化不同地區(qū)要素配置供需匹配，由此構(gòu)建完善、科學且合理的要素市場化配置機制。另一方面，各地方政府應針對土地、勞動、資本等不同要素出臺相應的市場化改革策略，例如針對勞動要素市場出臺差異化落戶政策，緩解城鄉(xiāng)二元身份分割；對資本要素出臺完善股票、證券交易機制，并進一步開展法律法規(guī)改革；針對土地要素則需要在城鄉(xiāng)統(tǒng)一建設市場化改革基礎上，進一步完善城鄉(xiāng)土地分配機制，從而實現(xiàn)城鄉(xiāng)土地要素跨區(qū)域配置，賦能共同富裕發(fā)展。

第三，實施差異化發(fā)展戰(zhàn)略，縮小地區(qū)間差距。研究結(jié)果表明，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合與要素市場化對共同富裕的協(xié)同效應存在區(qū)域異質(zhì)性?；诖耍鞯胤秸畱槍ψ陨戆l(fā)展狀況實施差異發(fā)展戰(zhàn)略，推動共同富裕發(fā)展。針對經(jīng)濟較發(fā)達的東部地區(qū)，應持續(xù)深化城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展戰(zhàn)略，縱深發(fā)展產(chǎn)業(yè)鏈條，加速實現(xiàn)城鄉(xiāng)間產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)值均等化發(fā)展。同時，東部地區(qū)還可通過擴建高鐵、構(gòu)建產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟平臺等措施，暢通各類要素跨區(qū)域流動渠道，強化東部地區(qū)高水平要素市場化配置對其他地區(qū)輻射作用，加速構(gòu)建全國統(tǒng)一要素市場，進一步驅(qū)動共同富裕。針對中、西部地區(qū)，政府應持續(xù)優(yōu)化基礎設施水平，提高交通、流通運營效率，為各類要素有序、高效流動提供基礎。此外，中西部地區(qū)還需根據(jù)自身現(xiàn)狀制定相應要素市場化改革方案與監(jiān)管機制，提升地區(qū)內(nèi)要素市場化水平的同時完善監(jiān)管，為中西部地區(qū)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與融合發(fā)展提供基礎。