段琳潔 魯統(tǒng)宇 李若霜

摘 要：中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化，是黨的二十大報告提出的使命任務，推進高水平對外開放是實現(xiàn)高質量發(fā)展和全體人民共同富裕的必由之路。本文基于我國2014—2021年省級面板數據，運用熵值-耦合協(xié)調度模型測度了各省域的高水平對外開放指數和共同富裕指數，實證研究了高水平對外開放對共同富裕的影響機制。結果表明：高水平對外開放對共同富裕存在顯著的正向促進作用，且促進作用主要來自經濟開放度；高水平對外開放對共同富裕的促進作用具有地區(qū)異質性，促進效應呈現(xiàn)東部>中部>西部地區(qū)的趨勢。

關鍵詞：高水平對外開放；共同富裕；熵值-耦合協(xié)調度模型；中國式現(xiàn)代化；異質性

本文索引：段琳潔，魯統(tǒng)宇，李若霜.<變量 2>[J].中國商論，2024（11）：-025.

中圖分類號：F125 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）06（a）--05

共同富裕是社會主義的本質要求，黨的二十大報告提出以中國式現(xiàn)代化全面推進中華民族偉大復興的宏偉目標，實現(xiàn)全體人民共同富裕是中國式現(xiàn)代化的顯著特征。開放是改變當代中國命運的關鍵，也是實現(xiàn)我國經濟社會高速發(fā)展的必然選擇 [1]。只有構建更高水平、更深層次和更寬領域的全面開放新格局，發(fā)展新一輪開放型經濟，才能拓寬共同富裕的實現(xiàn)路徑[2]。

隨著新開放格局的提出，學者越來越多關注高水平對外開放對經濟社會發(fā)展帶來的影響。有學者關注高水平對外開放對經濟增長的影響，認為高水平對外開放通過引入先進技術，促進我國經濟主體進入國際市場，帶來了我國經濟發(fā)展的繁榮景象[3]；“雙循環(huán)”背景下，對外開放分別通過促進要素升級、結構優(yōu)化、制度優(yōu)化帶來旅游經濟的提升[4]。也有學者認為，高水平對外開放能夠促進協(xié)調發(fā)展，貿易開放能夠促進代際收入流動，促進機會公平，體現(xiàn)了代際收入的均衡協(xié)調[5]。全國大市場為高水平對外開放提供了基礎保障，高水平對外開放能夠充分發(fā)揮國內大規(guī)模的市場優(yōu)勢，促進區(qū)域協(xié)調發(fā)展[6]?！肮餐焙汀案辉！笔枪餐辉５膬蓚€核心要素[7]，高水平對外開放同時對共同富裕的“共同”和“富?！眱蓚€維度產生作用，通過提高貿易利得、縮小地區(qū)發(fā)展差距，最終實現(xiàn)共同富裕[8]。由此可見，高水平對外開放是助力實現(xiàn)共同富裕的重要路徑。張二震等（2022）[9]從理論層面分析了高水平對外開放如何推動共同富裕的實現(xiàn)，但目前很少有相關實證研究。

本文嘗試從實證研究的角度探討高水平對外開放賦能共同富裕的效應和路徑，深入探討高水平對外開放賦能共同富裕的中介效應等關鍵問題，有利于進一步明晰高水平對外開放在推動共同富裕過程中的價值和路徑，對加速傳統(tǒng)對外開放到高水平對外開放的轉型、更好地實現(xiàn)全民共同富裕具有一定的參考價值。

1 理論分析與研究假設

1.1 高水平對外開放對共同富裕的直接影響

國內已有學者研究了對外開放對經濟發(fā)展的促進作用，共同富裕作為新發(fā)展階段的發(fā)展戰(zhàn)略，高水平對外開放作為我國新一輪的開放模式，兩者之間的影響需要進一步研究。一方面，在以實現(xiàn)共同富裕為目標的導向下，高水平對外開放是更寬領域、更深層次、更大范圍的開放，糾正了傳統(tǒng)對外開放非均衡、貿易結構單一等不足，激發(fā)企業(yè)活力，實現(xiàn)經濟增長。另一方面，高水平對外開放能夠提高消費者的積極性[10]。因此 ，本文提出以下假設：

H1：高水平對外開放對共同富裕存在正向的促進作用。

1.2 高水平對外開放對共同富裕的機制分析

高水平對外開放通過產業(yè)結構升級助力共同富裕。高水平對外開放促進產業(yè)結構升級，是助力產業(yè)結構轉型升級的關鍵[11]，產業(yè)結構又是共同富裕的內部驅動力[12]。在“分好蛋糕”方面，高水平對外開放改變以往“低端嵌入”的模式，由以低附加值的勞動密集型產業(yè)逐步轉向高附加值的技術密集型產業(yè)，促進產業(yè)結構高級化，有效縮小地區(qū)、城鄉(xiāng)差距，從而促進共同富裕的實現(xiàn)[13]。在“做大蛋糕”方面，我國對外開放與產業(yè)結構升級之間存在長期均衡關系，且產業(yè)結構升級受到對外開放的正向影響[14]，由此實現(xiàn)共同富裕。因此，本文提出以下假設：

H2：高水平對外開放可以通過促進產業(yè)結構升級促進共同富裕。

1.3 高水平對外開放影響共同富裕的異質性分析

從地區(qū)來看，高水平對外開放水平表現(xiàn)出明顯的地區(qū)異質性。首先，F(xiàn)DI是我國經濟增長的主要外部推動力，主要聚集在東部沿海地區(qū)，內陸地區(qū)相對較少[15]，存在較明顯的空間差異。其次，各省的對外開放指數呈現(xiàn)明顯的階梯分布，東部地區(qū)明顯優(yōu)于中西部地區(qū)，在東南和西北方表現(xiàn)出一定程度的兩極分化趨勢。

從高水平對外開放的維度來看，經濟開放度對經濟增長的影響效果較大，經濟開放度越大，該省整體的高水平對外開放程度越高，可能對助力實現(xiàn)共同富裕的輻射效果更強。技術開放度主要指先進技術的對外開放，前一輪對外開放屬于“低端嵌入”模式，技術的創(chuàng)新能力有限，可能對共同富裕的推動效應較弱。因此，高水平對外開放不同維度對共同富裕的賦能效果可能會存在一定差異。因此，本文提出以下假設：

H3：高水平對外開放助力共同富裕的效果因地區(qū)、細分維度的不同而存在差異性。

2 研究設計

2.1 變量說明

2.1.1 被解釋變量

共同富裕綜合指數（Cp）。目前，有關共同富裕的評價體系包含3個一級指標、6個二級指標和35個三級指標，采用熵權-耦合協(xié)調模型進行測算，得到各個省份的共同富裕綜合指數。

2.1.2 解釋變量

高水平對外開放指數（Open）。參考相關研究，高水平對外開放包含經濟開放度（Open1）、技術開放度（Open2）與社會開放度（Open3）三個子維度，共15個三級指標。

2.1.3 中介變量

產業(yè)結構升級指數（Upgrad）計算公式為：

產業(yè)結構升級指數=第一產業(yè)占比×1+第二產業(yè)占比×2+第三產業(yè)占比×3（1）

2.1.4 控制變量

由于其他區(qū)域特征因素可能對共同富裕產生影響，借鑒以往的文獻研究，本文選取了以下幾個控制變量：（1）創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數（Entp），源自北京大學企業(yè)大數據研究中心編制的中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數，從人、資本、技術三大核心要素綜合衡量各省的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力；（2）技術投入（Tech），政府技術支出占GDP的比值；（3）融資效率（Finace），各省年末金融機構存貸比；（4）人口素質（Lnqua），每十萬人高等學校學生數，因人口素質與其余變量的數量級差距較大，通過取對數的方式縮小數據的絕對數值。

2.2 數據來源

基于數據可得性，本文選取31個省市自治區(qū)2014—2021年的面板數據進行分析。在評價體系上，除了一些特殊指標，如數字普惠金融指數由北大數字金融研究中心編制，數字經濟指數來源于《中國數字經濟發(fā)展指數報告》，民營企業(yè)前500強占比來自《中國民營企業(yè)500強調研分析報告》，二氧化碳排放強度來自CSMAR數據庫，對外承包工程相關指標來自中國對外承包工程統(tǒng)計公報外，其余指標原始數據均來自《中國統(tǒng)計年鑒》，個別指標在早期年份存在缺失值，采用回歸預測的方法填補。

2.3 模型構建

首先，文章為研究高水平對外開放對共同富裕的直接影響，構建以下的基準面板數據模型：

（2）

其中，i、t分別表示省份和時間；Cp為共同富裕綜合指數；Open為高水平對外開放綜合指數；Z為一組控制變量；β1、β2分別為解釋變量和控制變量的回歸系數；μ、θ、ε分別為個體固定、時間固定和隨機擾動項。

其次，研究高水平對外開放對共同富裕的影響機制，引入中介變量構建中介效應模型。驗證高水平對外開放通過中介變量M促進共同富裕的中介效應模型構建如下：

（3）

（4）

（5）

對模型結果的判斷中，若系數α1、γ1、η2顯著，η1不顯著，則表明存在完全中介效應；若系數α1、γ1、η2顯著，η1也顯著，則表明存在部分中介效應。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果

表1列（1）是僅加入高水平對外開放變量的基本方程檢驗結果，列（2）～（5）是依次加入影響共同富裕特征變量的擴展方程檢驗結果，表明高水平對外開放水平對共同富裕存在正向的促進作用；從回歸系數來看，各省份的高水平對外開放指數每提高1個單位，將會帶動各省共同富裕指數提高約0.252個單位。因此，該固定效應模型驗證了假設H1，高水平對外開放能夠推動共同富裕的實現(xiàn)。

3.2 穩(wěn)健性檢驗與內生性

本文采用工具變量法進行內生性檢驗，以進出口總額占地區(qū)生產總值的比值衡量該省對外開放程度，作為本文高水平對外開放的工具變量。表2列（1）為工具變量法的回歸結果，通過了1%的顯著性檢驗，回歸系數為0.133，說明本文在考慮了內生性問題后，原模型依然有效，基準回歸結果可靠。

另外，為了進一步證實模型的穩(wěn)健性，本文通過變換估計模型和剔除樣本量兩種方式進行穩(wěn)健性檢驗。

3.2.1 變換估計模型

本文使用混合OLS模型檢驗高水平對外開放在促進共同富裕上是否具有顯著性，顯示結果穩(wěn)健可靠。

3.2.2 剔除直轄市

相對來說直轄市能獲得更好的資源傾斜和政策重視，本文將4個直轄市的數據剔除后重新估計，結果如表2列（4）所示，高水平對外開放對共同富裕依然存在顯著的正向效應，只是促進的程度相比之前有所下降，說明直轄市相對較高的高水平對外開放水平會放大對共同富裕的賦能效果，證實結果穩(wěn)健可靠。

3.3 高水平對外開放通過產業(yè)升級促進共同富裕

根據前文構建的產業(yè)結構升級中介效應模型進行估計，首先，高水平對外開放對共同富裕進行回歸，得到表3列（1）；其次，高水平對外開放對中介變量產業(yè)結構升級進行回歸，得到表3列（2）；最后，高水平對外開放及產業(yè)結構升級同時對共同富裕進行回歸，得到表3列（3）。回歸結果如表6所示，列（1）～（3）核心變量的系數均通過了1%的顯著性水平，證實存在部分中介效應。其中，表3列（2）回歸系數為正值，說明高水平對外開放對產業(yè)結構升級存在顯著的正向作用，賦能的方式是促進產業(yè)結構升級，即高水平對外開放能夠通過促進產業(yè)結構升級從而助力共同富裕的實現(xiàn)。在其他條件不變的情況下，高水平對外開放每增加1個單位，會使產業(yè)結構升級提高0.173個單位，從而使共同富裕間接提高0.053個單位，總效應提高0.252個單位，且其中介效應占總效應的比例為0.173*0.305/0.252=0.209，說明產業(yè)結構在高水平賦能共同富裕中發(fā)揮了約20%的作用。

3.4 異質性分析

3.4.1 地區(qū)異質性

檢驗結果如表4列（1）～（3）所示。無論是在哪個地區(qū)，高水平對外開放對共同富裕都有顯著的促進作用，但是促進程度呈現(xiàn)東部>中部>西部的趨勢。

3.4.2 維度異質性

高水平對外開放分為經濟、技術和社會開放三個維度，不同維度對共同富裕有著差異性的促進程度。那么，是哪個方面作為主要變量影響著共同富裕呢？將不同維度分別對共同富裕指數回歸，結果表示各個子維度對共同富裕均存在正向促進作用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，各維度的促進作用存在一定的異質性，經濟開放度對共同富裕的影響程度最大、其次是社會開放度，最后是技術開放度。

綜上所述，高水平對外開放助力共同富裕的實現(xiàn)效果因地區(qū)、細分維度的不同而具有差異性，驗證了假設H3。

4 結語

本文以省級層面2014—2021年數據為研究樣本，構建高水平對外開放和共同富裕的指標評價體系研究影響機制，得出了以下結論：第一，高水平對外開放對共同富裕有直接促進作用。第二，高水平對外開放可以通過促進產業(yè)結構升級來促進共同富裕。第三，就地區(qū)異質性來說，高水平對外開放對共同富裕的促進作用具有顯著的地區(qū)異質性，在經濟相對較發(fā)達的東部地區(qū)，高水平對外開放賦能共同富裕的效果更加明顯。就維度異質性來說，目前經濟開放度是賦能共同富裕的主要維度，技術開放度因目前技術水平的限制，促進作用最小。

對此，本文針對如何更好地加速高水平對外開放的轉型，賦能共同富裕提出以下建議：第一，立足國內大循環(huán)，重視中西部地區(qū)的對外開放。沿海地區(qū)在前一輪的對外開放中已積累了一定的經驗和資源，對中西部地區(qū)有很大的示范作用，沿海地區(qū)也應主動帶動周邊地區(qū)發(fā)展，向中西部地區(qū)培養(yǎng)和輸送更多高質量人才，穩(wěn)固國內市場。第二，積極參與“外循環(huán)”，優(yōu)化國際區(qū)域合作戰(zhàn)略。一方面，通過“外循環(huán)”促進中西部地區(qū)開放，中西部地區(qū)應充分把握對外開放政策，進而更深度地參與到國際價值鏈分工中，整體上提高我國在全球分工的地位。另一方面，在擴大國內區(qū)域對外開放的基礎上，探索推動跨境跨區(qū)域合作新路徑，以中國新發(fā)展為世界提供新機遇，推動建設開放型世界經濟。第三，提高技術開放度，實現(xiàn)高質量可持續(xù)性的對外開放。傳統(tǒng)依托“人口紅利”的對外開放模式應改變，不再單一頻繁地出口“勞動密集型產品”，更多引進國外人才和先進技術，提高我國的技術創(chuàng)新能力。

參考文獻

習近平：《高舉中國特色社會主義思想偉大旗幟，為全面建設社會主義現(xiàn)代化國家而團結奮斗——在中國共產黨第二十次全國代表大會上的報告》[N].人民日報，2022-10-26（1）.

黃金輝，鄭雯霜.新發(fā)展理念促進共同富裕的內在機理與實踐路徑[J].四川大學學報（哲學社會科學版），2022（6）：23-32.

吳剛，魏修建，解芳.區(qū)域對外開放、全要素生產率與經濟高質量發(fā)展[J].經濟問題，2022（4）：108-115.

生延超，劉琪，李倩.對外開放提高旅游經濟效率的作用過程與傳導機制： 基于2000—2019年中國面板數據的實證[J].旅游論壇，2023，16（2）：50-65.

陳怡，陳雅婷.貿易開放對代際收入流動性的影響[J].國際商務研究，2023，44（3）：28-45.

張金萍，袁嘉奕.全國統(tǒng)一大市場與高水平對外開放協(xié)同聯(lián)動研究[J].新疆社會科學，2023（7）： 1-13.

李金昌，余衛(wèi).共同富裕統(tǒng)計監(jiān)測評價探討[J].統(tǒng)計研究，2022（5）： 1-15.

張明.以內促外，實現(xiàn)高水平對外開放[J].經濟學家，2022（12）：20-22.

張二震，李遠本，戴翔.高水平開放與共同富裕：理論邏輯及其實踐路徑[J].南京社會科學，2022（4）：32-40.

陳太明.貿易開放對居民消費過度敏感性的影響機制分析[J].財貿經濟，2015（9）： 97-107.

辛沖沖.貿易開放有助于中國產業(yè)結構轉型升級的空間收斂嗎： 兼論產業(yè)結構轉型升級的 β 收斂特征[J].北京工商大學學報（社會科學版），2022，37（2）： 98.

張凱，曹斌，李容.產業(yè)結構升級對共同富裕的影響及機制研究[J].經濟問題探索，2023（6）：140-156.

周國富，陳菡彬.產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應分析[J].統(tǒng)計研究，2021，38（2）：15-28.

殷功利.中國對外開放、要素稟賦結構優(yōu)化與產業(yè)結構升級 [J]. 江西社會科學，2018，38（10）.

宦梅麗，侯云先，曹丹丘，等.FDI、技術進步與中國地區(qū)經濟增長：基于1979—2013年省際面板數據[J].當代經濟科學，2018，40 （2）：29-37+125.