田艷麗，傅德印，2

（1.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院，蘭州 730020；2.中國(guó)勞動(dòng)關(guān)系學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100080）

0 引言

黨的二十大報(bào)告指出，共同富裕是中國(guó)特色社會(huì)主義的本質(zhì)要求。共同體現(xiàn)了生產(chǎn)關(guān)系，富裕代表了生產(chǎn)力，共同富裕是先進(jìn)生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系的有機(jī)統(tǒng)一。共同富裕是一個(gè)全社會(huì)總體概念，不區(qū)分城鄉(xiāng)和區(qū)域。但是，共同富裕不是平均主義，也不是全體人民同步達(dá)到富裕標(biāo)準(zhǔn)，不同人群實(shí)現(xiàn)富裕的程度有高有低，時(shí)間上有早有晚。共同富裕的目標(biāo)、實(shí)現(xiàn)程度和實(shí)現(xiàn)路徑?jīng)Q定了實(shí)現(xiàn)共同富裕是一個(gè)長(zhǎng)期、艱巨和復(fù)雜的歷史過程。因此，明晰共同富裕的內(nèi)涵，合理測(cè)度共同富裕及其演化特征，分析各地區(qū)推動(dòng)共同富裕的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)和存在的短板，對(duì)于因地施策提高全體人民共同富裕水平具有重要意義。

關(guān)于共同富裕的研究雖然取得了一定成果[1—11]，但是，由于學(xué)術(shù)界對(duì)共同富裕的內(nèi)涵界定存在差異，指標(biāo)體系的構(gòu)建表現(xiàn)出“小而不全”或“大而不實(shí)”的問題，且關(guān)于共同富裕效應(yīng)分析的研究尚有探索空間?；诖?，本文在深入分析共同富裕內(nèi)涵的基礎(chǔ)上，全面探討共同富裕的測(cè)度、動(dòng)態(tài)演進(jìn)及空間溢出效應(yīng)等內(nèi)容，以期豐富共同富裕的相關(guān)研究，可能的邊際貢獻(xiàn)為：第一，以經(jīng)濟(jì)和社會(huì)民生領(lǐng)域?yàn)榛A(chǔ)，關(guān)注政治、文化和生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域，提出了圍繞發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性的指標(biāo)體系，不僅涵蓋了物質(zhì)方面的內(nèi)容，在一定程度上還反映了民眾的主觀感受。第二，基于共同富裕的測(cè)度值，采用Dagum基尼系數(shù)及核密度估計(jì)等方法，從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)兩個(gè)方面探究共同富裕水平的空間演化特征，兩者相互驗(yàn)證、相互補(bǔ)充，確保計(jì)算結(jié)果客觀、真實(shí)、可靠。第三，區(qū)別于以往文獻(xiàn)，本文基于空間經(jīng)濟(jì)學(xué)視角，考慮了共同富裕水平的空間非均衡性這一重要特征，利用空間杜賓模型檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)，有效識(shí)別影響共同富裕水平的重要因素，為合理規(guī)劃共同富裕路徑提供參考。

1 共同富裕評(píng)價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建

本文基于共同富裕的深刻內(nèi)涵，從實(shí)現(xiàn)共同富裕的條件、過程和結(jié)果入手，綜合考慮指標(biāo)代表性、指標(biāo)普適性、數(shù)據(jù)可得性等多個(gè)方面的因素，從發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性三個(gè)維度深入探究共同富裕問題。首先，就發(fā)展性而言，區(qū)別于既有文獻(xiàn)，本文選取富裕度與共同度兩個(gè)二級(jí)指標(biāo)，通過居民人均可支配收入等6個(gè)三級(jí)指標(biāo)對(duì)發(fā)展性進(jìn)行全面測(cè)度。其次，就共享性而言，共享性關(guān)注的是基本公共服務(wù)均等化問題，在富?；A(chǔ)上實(shí)現(xiàn)共享，意味著全體人民平等地共享醫(yī)療、教育等公共服務(wù)，本文選取文化教育、醫(yī)療健康、基礎(chǔ)設(shè)施、信息化水平和社會(huì)保障作為度量共享性的二級(jí)指標(biāo)，選擇平均受教育年限等9個(gè)三級(jí)指標(biāo)對(duì)共享性進(jìn)行具體測(cè)度，力求在既往研究的基礎(chǔ)上，更加全面地刻畫共享性程度。最后，就可持續(xù)性而言，由于創(chuàng)新是驅(qū)動(dòng)發(fā)展的第一動(dòng)力，共同富裕需要科技創(chuàng)新支撐，綠水青山就是金山銀山，現(xiàn)階段的共同富裕也包含了低碳背景下的“生態(tài)”“綠色”，在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕，體現(xiàn)量的合理增長(zhǎng)和質(zhì)的有效提升。因此，參考既往文獻(xiàn)，本文以科技創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境和發(fā)展質(zhì)量作為二級(jí)指標(biāo)，選取R&D投入強(qiáng)度等6個(gè)三級(jí)指標(biāo)對(duì)共同富裕水平中的可持續(xù)性進(jìn)行衡量。

基于下頁(yè)表1的指標(biāo)體系，本文采用全局熵值法測(cè)算共同富裕水平，選取2011—2021年中國(guó)30個(gè)省份（不包括西藏和港澳臺(tái)）的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本。全局熵值法保留了熵值法客觀賦權(quán)的優(yōu)勢(shì)，剔除了人為因素的干擾，客觀評(píng)價(jià)了各個(gè)指標(biāo)在指標(biāo)體系中的作用，最終得到各省份和三大地區(qū)①東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。的共同富裕水平，記為cp。

表1 共同富裕評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

2 共同富裕水平測(cè)度結(jié)果分析

2.1 總體變動(dòng)分析

從全國(guó)層面來看，圖1（a）顯示，共同富裕水平從樣本初期的0.2390逐漸上升至末期的0.4228，年均增長(zhǎng)5.32%，表明我國(guó)共同富裕工作已取得明顯進(jìn)展，共同富裕水平得到有效提升。

圖1 2011—2021年共同富裕水平的時(shí)空演變過程

從三大地區(qū)來看，共同富裕水平呈現(xiàn)“東高西低”的空間分布格局。圖1（b）顯示，東部地區(qū)共同富裕水平平穩(wěn)上升，顯著高于中西部地區(qū)；中部和西部地區(qū)共同富裕水平較為接近，中部地區(qū)略高于西部地區(qū)。從演化趨勢(shì)來看，2011—2021 年三大地區(qū)共同富裕水平逐步上升，演變過程基本一致，西部地區(qū)共同富裕水平年均增長(zhǎng)率（6.23%）高于中部地區(qū)（5.80%），也高于東部地區(qū)（4.32%）。

從省域?qū)用鎭砜?，圖1（c）顯示，30個(gè)省份2021年的共同富裕水平介于0.3～0.6，均值為0.4245，其中有17個(gè)省份低于全國(guó)平均水平。江蘇排名第一，得分為0.5773，是得分最低的甘肅的1.88倍，表明省際發(fā)展不平衡現(xiàn)象依然較為突出。從增速來看，貴州（10.90%）、甘肅（9.63%）、云南（7.50%）等西部地區(qū)省份的共同富裕水平年均增速較快，進(jìn)步顯著。

2.2 區(qū)域差異分析

Dagum（1997）[12]提出按子群分解基尼系數(shù)，既能分析區(qū)域差異的主要來源，又能反映樣本間的交叉重疊問題及子樣本的分布情況。本文利用Dagum 基尼系數(shù)及其分解測(cè)算共同富裕水平的區(qū)域差異，結(jié)果如表2和下頁(yè)表3所示。

表2 三大地區(qū)共同富裕水平的基尼系數(shù)

表3 共同富裕水平區(qū)域差異的來源分解

由表2可知，中國(guó)共同富裕水平總體差異仍然比較突出，但2011—2021 年，差異在逐步縮小，總體基尼系數(shù)從2011 年的0.1572 下降到2021 年的0.0860，降幅為5.63%，僅在2017 年出現(xiàn)了小幅上升，反映出我國(guó)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展取得顯著成效。

從三大地區(qū)內(nèi)部來看，東部地區(qū)和中部地區(qū)基尼系數(shù)整體呈持續(xù)下降趨勢(shì)，西部地區(qū)基尼系數(shù)呈波動(dòng)下降趨勢(shì)。三大地區(qū)內(nèi)部差異從高到低依次為西部地區(qū)、東部地區(qū)和中部地區(qū)。

從區(qū)域間基尼系數(shù)來看，東部-中部、東部-西部和中部-西部的基尼系數(shù)均在波動(dòng)中下降，相較而言，東部-西部降幅（9.85%）最大，中部-西部降幅（6.4%）最小。從均值來看，東部-西部基尼系數(shù)＞東部-中部基尼系數(shù)＞中部-西部基尼系數(shù)。

由表3 可知，樣本期內(nèi)區(qū)域間差異均值為0.0715，貢獻(xiàn)率超過三分之二，占比較大，說明我國(guó)共同富裕水平的空間差異主要來源于區(qū)域間差異；區(qū)域內(nèi)差異均值為0.0246，貢獻(xiàn)率均值為23.09%，說明區(qū)域內(nèi)差異仍占有一定的比例，不容小覷。超變密度衡量了不同區(qū)域間的差異交叉程度，超變密度貢獻(xiàn)率均值僅為9.91%，說明區(qū)域間差異和區(qū)域內(nèi)差異的交叉程度較低，這是因?yàn)閷?0 個(gè)省份分為三大地區(qū)后，同一地區(qū)內(nèi)省份在地理位置、自然資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)等方面存在相似性，區(qū)域內(nèi)差異相對(duì)較小，區(qū)域內(nèi)差異變動(dòng)趨勢(shì)平穩(wěn)。

2.3 動(dòng)態(tài)演進(jìn)分析

本文通過繪制三維動(dòng)態(tài)核密度圖，形象地展示共同富裕水平絕對(duì)差異的演變過程。從圖2 可以看出：第一，全國(guó)總體、東部、中部及西部地區(qū)共同富裕水平的分布重心不斷向右移動(dòng)，說明各省份的共同富裕水平呈現(xiàn)不斷上升的趨勢(shì)。第二，全國(guó)整體共同富裕水平分布表現(xiàn)出右拖尾現(xiàn)象，表示存在共同富裕水平很高的省份。東部和中部地區(qū)的分布曲線均不存在明顯的拖尾現(xiàn)象，表明東部和中部地區(qū)共同富裕水平較為均衡，不存在共同富裕水平極高或極低的情況。西部地區(qū)的分布曲線出現(xiàn)輕微的右拖尾現(xiàn)象，反映出西部地區(qū)在內(nèi)部共同富裕水平整體偏低的情況下，個(gè)別省份的共同富裕水平遠(yuǎn)高于其他西部地區(qū)省份。第三，全國(guó)整體共同富裕水平在樣本期內(nèi)存在雙峰，說明這段時(shí)期中國(guó)各省份共同富裕水平差異較大，存在極化趨勢(shì)；東部和中部地區(qū)只存在一個(gè)單峰，而且并不陡峭，反映了東部和中部地區(qū)內(nèi)部共同富裕水平差異較小，這也與上文基尼系數(shù)計(jì)算結(jié)果一致；西部地區(qū)在個(gè)別年份出現(xiàn)雙峰，且主峰寬度較大，表明西部地區(qū)內(nèi)部差異較大。

圖2 共同富裕水平的動(dòng)態(tài)演進(jìn)

3 共同富裕水平的空間溢出效應(yīng)

上述測(cè)算結(jié)果展示了2011年以來中國(guó)共同富裕水平的發(fā)展變化情況，為了進(jìn)一步探討實(shí)現(xiàn)共同富裕的合理路徑，還須深入研究其影響因素?；诖耍疚耐ㄟ^構(gòu)建空間計(jì)量模型，實(shí)證檢驗(yàn)相關(guān)經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素對(duì)共同富裕水平的影響。

3.1 模型設(shè)定

本文的基礎(chǔ)模型為空間杜賓模型（SDM），如式（1）所示：

其中，cpit為共同富裕水平，ρ為因變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)，βk為第k個(gè)自變量的待估系數(shù)，λk為第k個(gè)自變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)，Wij為空間權(quán)重，xit，k表示i省份t時(shí)期的第k個(gè)自變量，φi為省份固定效應(yīng)，vt為時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文通過構(gòu)建地理鄰接權(quán)重矩陣反映空間相關(guān)性。

3.2 影響因素

影響共同富裕的因素主要包括經(jīng)濟(jì)性因素和社會(huì)性因素兩大類。

第一類：經(jīng)濟(jì)性因素。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要前提，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低直接影響區(qū)域間共同富裕水平的差異大小，但其影響效應(yīng)存在不確定性。一方面，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在區(qū)域差異，當(dāng)資源配置傾向于“效率”優(yōu)先時(shí)，由于資源稟賦、政策差異等多種原因，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡現(xiàn)象較為嚴(yán)重；而當(dāng)資源配置更傾向于“公平”優(yōu)先時(shí)，雖然可以縮小不同地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距，但易造成經(jīng)濟(jì)效率損失從而誘發(fā)經(jīng)濟(jì)增速回落。因此，宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和共同富裕之間可能存在反向變化關(guān)系。另一方面，如果欠發(fā)達(dá)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)善用后發(fā)優(yōu)勢(shì)和政策優(yōu)勢(shì)，獲得了較好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)會(huì)，那么他們由于基數(shù)小、負(fù)擔(dān)輕，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)會(huì)更加明顯，有利于提高共同富裕水平，從而形成正相關(guān)關(guān)系。綜合來看，在不同地區(qū)、不同發(fā)展階段，宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)共同富裕水平可能產(chǎn)生不同影響。

除了經(jīng)濟(jì)總量外，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化也可能會(huì)對(duì)共同富裕水平產(chǎn)生影響。邢成舉等（2021）[13]認(rèn)為不斷推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要途徑。張凱等（2023）[14]認(rèn)為隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)，勞動(dòng)力逐步向勞動(dòng)生產(chǎn)率增速較低的第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移將引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，最終導(dǎo)致共同富裕水平的增速下降。此外，政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演重要角色，轉(zhuǎn)移支付是實(shí)現(xiàn)收入再分配的重要手段。因此，社會(huì)保障水平、政府行為等因素也會(huì)對(duì)不同地區(qū)的共同富裕水平產(chǎn)生影響。

第二類：社會(huì)性因素。城鎮(zhèn)化是中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)奇跡的重要引擎，也是影響共同富裕的重要因素。萬(wàn)廣華等（2022）[15]發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化不僅具有分配效應(yīng)，有助于消除城鄉(xiāng)差異、解決“三農(nóng)”問題，還具有增長(zhǎng)效應(yīng)，能夠優(yōu)化現(xiàn)有資源配置，促進(jìn)消費(fèi)，進(jìn)而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“魚”和收入分配改善的“熊掌”兼得。孫學(xué)濤等（2022）[16]從人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化三個(gè)方面量化新型城鎮(zhèn)化，認(rèn)為新型城鎮(zhèn)化不僅能對(duì)共同富裕產(chǎn)生直接影響，而且可通過農(nóng)民收入和公共服務(wù)對(duì)共同富裕產(chǎn)生間接促進(jìn)作用，證實(shí)了新型城鎮(zhèn)化和共同富裕之間存在空間相關(guān)性。沈?qū)嵑蜅詈辏?023）[17]發(fā)現(xiàn)，在人力資本積累和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的不同門檻約束下，新型城鎮(zhèn)化對(duì)處于不同分位點(diǎn)的共同富裕的影響存在差異。

除城鎮(zhèn)化因素之外，醫(yī)療衛(wèi)生等基本公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施水平也是影響共同富裕的重要因素。比如，基本公共服務(wù)均等化水平的提升既可以為欠發(fā)達(dá)地區(qū)提供契機(jī)從而縮小差距，也可以進(jìn)一步提高發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)要素配置效率從而促進(jìn)共同富裕；教育的發(fā)展也存在類似的作用機(jī)制，既可能豐富欠發(fā)達(dá)地區(qū)的人力資本支出以降低收入差距及代際不平等程度，也可能加大城鄉(xiāng)、區(qū)域間人力資本水平的差距從而擴(kuò)大收入差距。

通過上述分析可知，不少經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素都會(huì)對(duì)共同富裕產(chǎn)生影響，且部分因素的作用機(jī)制和效果還存在不確定性。因此，有必要通過實(shí)證分析研究相關(guān)因素對(duì)共同富裕的實(shí)際影響效應(yīng)。本文選取5個(gè)方面的經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素，定量分析這些因素對(duì)共同富裕產(chǎn)生的影響。具體如下：

（1）使用不變價(jià)人均GDP衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp）；（2）采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（ins）；（3）利用地方政府財(cái)政收入與GDP的比值衡量政府支出水平（gov）；（4）以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋泶沓擎?zhèn)化率（ur）；（5）選用平均受教育年限衡量人力資本存量水平（hr）。

本文在構(gòu)建空間杜賓模型時(shí)，對(duì)因變量和5個(gè)自變量均取了對(duì)數(shù)。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 描述性統(tǒng)計(jì)

3.3 空間相關(guān)性分析

采用全局莫蘭指數(shù)（Moran’s I）檢驗(yàn)變量的空間相關(guān)性，結(jié)果如表5所示。

表5 共同富裕水平全局莫蘭指數(shù)

由表5 可知，共同富裕水平的Moran’s I 均大于0，在5%或1%的水平上顯著拒絕原假設(shè)，表明共同富裕水平存在正的空間相關(guān)性。具體來看，共同富裕水平的Moran’s I先整體下降，在2016 年達(dá)到最小值后呈現(xiàn)震蕩上升的趨勢(shì)。

3.4 空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

3.4.1 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷倪x擇

在進(jìn)行空間計(jì)量回歸之前，先對(duì)模型進(jìn)行一系列檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

表6 空間計(jì)量模型選擇檢驗(yàn)結(jié)果表

第一，LM 檢驗(yàn)。對(duì)普通面板回歸（OLS）模型進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，包括LM-lag 檢驗(yàn)、穩(wěn)健的LM-lag 檢驗(yàn)、LM-error 檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM-error 檢驗(yàn)。根據(jù)表6 可知，4個(gè)檢驗(yàn)均在1%的水平上顯著拒絕原假設(shè)，意味著空間滯后效應(yīng)和空間自相關(guān)效應(yīng)同時(shí)存在，因此空間杜賓模型（SDM）更符合本文所需。

第二，LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)用于判斷SDM是否會(huì)退化為空間滯后模型（SAR）或空間誤差模型（SEM），根據(jù)表6檢驗(yàn)結(jié)果可知，LR 檢驗(yàn)和Wald 檢驗(yàn)均在1%的水平上顯著拒絕了SDM退化為SAR或SEM的原假設(shè)。

第三，分別建立個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型，進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，結(jié)果表明選擇SDM時(shí)采用雙固定效應(yīng)更有效。

3.4.2 空間計(jì)量結(jié)果

表7展示了空間滯后、空間誤差和空間杜賓模型的回歸結(jié)結(jié)果?？臻g杜賓模型的空間回歸系數(shù)ρ＝-0.214，顯著為負(fù)，說明中國(guó)各省份的共同富裕水平之間存在空間依賴性，相鄰省份共同富裕水平的提升可能會(huì)在短期內(nèi)對(duì)本省份造成“虹吸效應(yīng)”。

表7 空間計(jì)量模型的回歸結(jié)果

在空間效應(yīng)分解中，直接效應(yīng)表示解釋變量對(duì)本地共同富裕水平的影響，間接效應(yīng)表示對(duì)鄰近地區(qū)共同富裕水平的影響。從表8 可知：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的間接效應(yīng)為負(fù)，但并不顯著，直接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)本地共同富裕水平具有顯著的正向促進(jìn)作用，其原因是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，越能夠提供完善的基礎(chǔ)設(shè)施和高質(zhì)量的公共服務(wù)，有利于提高共同富裕水平。（2）城鎮(zhèn)化率的間接效應(yīng)為負(fù)但不顯著，直接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，表明高水平的城鎮(zhèn)化率會(huì)直接促進(jìn)本地共同富裕水平的提升，但不會(huì)促進(jìn)鄰近地區(qū)共同富裕水平的提升，這是因?yàn)樵诔擎?zhèn)化過程中，城市成為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中心地帶，使得農(nóng)村和周邊地區(qū)更多的經(jīng)濟(jì)資源流向城市，為城市居民創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，提高居民收入，從而提高消費(fèi)水平，促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)。而且，城鎮(zhèn)化可以促進(jìn)社會(huì)文明進(jìn)步和提升城市形象，推動(dòng)城市發(fā)展，提升城市管理水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，這些都有助于促進(jìn)共同富裕水平的提升。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的直接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)為正但不顯著，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有利于本地共同富裕水平的提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，是擺脫貧困和實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要途徑。（4）人力資本存量水平的直接效應(yīng)為正，間接效應(yīng)和總效應(yīng)不顯著，加大人力資本投入不僅能夠激發(fā)貧困群體的內(nèi)生動(dòng)力，還能夠阻斷代際貧困，緩解相對(duì)貧困的蔓延，最終實(shí)現(xiàn)物質(zhì)和心理上的共同富裕。（5）政府支出水平的直接效應(yīng)為負(fù)但不顯著，間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，表明政府支出水平?jīng)]有發(fā)揮明顯的積極作用，再分配調(diào)節(jié)機(jī)制有待進(jìn)一步完善。

表8 空間效應(yīng)分解

3.4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基于空間計(jì)量分析的特點(diǎn)，本文選擇替換空間權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表9所示。表9列（1）為選取經(jīng)濟(jì)距離矩陣作為替換矩陣的回歸結(jié)果，列（2）為選取地理距離矩陣作為替換矩陣的回歸結(jié)果。進(jìn)一步地，利用主成分分析法測(cè)算共同富裕水平，記為cpm，將其作為被解釋變量，回歸結(jié)果如列（3）所示。更換空間權(quán)重矩陣與被解釋變量后，解釋變量的系數(shù)符號(hào)未發(fā)生變化且系數(shù)大小較為穩(wěn)定，由此表明原回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論

本文從發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性三個(gè)維度界定了共同富裕的內(nèi)涵，運(yùn)用全局熵值法測(cè)算了中國(guó)30 個(gè)省份2011—2021 年的共同富裕水平；利用Dagum 基尼系數(shù)與核密度估計(jì)考察了共同富裕水平的空間演化特征，采用空間杜賓模型識(shí)別了影響共同富裕的因素，得到以下結(jié)論：

（1）從演進(jìn)趨勢(shì)來看，中國(guó)的共同富裕水平呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì)，其中，西部地區(qū)增長(zhǎng)幅度最大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)增長(zhǎng)幅度最小。

（2）從空間特征來看，共同富裕水平在空間上呈現(xiàn)“東高西低”的空間非均衡性特征，東部地區(qū)共同富裕水平最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低。

（3）從區(qū)域差異來看，中國(guó)共同富裕水平存在顯著的區(qū)域差異，且區(qū)域間差異大于區(qū)域內(nèi)差異，區(qū)域間差異是造成共同富裕水平空間分化的重要原因；從差異演化趨勢(shì)來看，總體差異呈縮小趨勢(shì)，其中，東部和中部地區(qū)內(nèi)部的差異呈持續(xù)下降趨勢(shì)，西部地區(qū)內(nèi)部的差異呈波動(dòng)下降趨勢(shì)。

（4）共同富裕水平存在正向空間自相關(guān)性。從共同富裕的影響因素來看，加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、大力提高城鎮(zhèn)化率、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和提升人力資本存量都有助于共同富裕水平的提高。