創新要素配置驅動共同富裕實現的實證研究

周 玉

（1.東南大學 馬克思主義學院，江蘇 南京 211189；2.亳州學院 亳文化研究中心，安徽 亳州 236800）

一、引言及文獻綜述

黨的二十大報告指出，“共同富裕是中國特色社會主義的本質要求，也是一個長期的歷史過程”。站在新的歷史階段，全面深刻理解與把握共同富裕內涵，滿足民眾共同殷切期盼，穩步推進全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展成為新時期中國式現代化建設的主要目標。當前，支撐中國共同富裕目標實現的勞動力、土地成本低等傳統要素的成本優勢正逐漸消退。特別是在國內產業發展面臨不進則退、逆水行舟的關鍵時期，產業鏈價值鏈遭受向上升級的壓力較大，導致產業結構趨向不合理化發展，難以為共同富裕提供物質基礎。創新要素作為創新活動的重要表現形式，以更大規模集聚創新人才、技術、資本等要素形成支撐效應，逐漸成為驅動共同富裕實現與推進中國式現代化的新引擎。通過著力聚合各類創新要素，積極完善創新要素配置機制，可有效調整產業結構與提升經濟增長質量，從而實現共同富裕。在此背景下，深入探究創新要素配置賦能的共同富裕實現路徑無疑具有重要現實意義。

關于創新要素配置的研究主要體現在以下兩方面：一是創新要素配置統計分類與測算。諸多學者從經濟高質量發展[1]、制造業高質量發展[2]等視角對創新要素配置進行統計分類及測算。二是創新要素配置相關實證研究。李曉峰等(2021)選用超越對數生產函數實證檢驗2001—2019 年珠三角地區技術創新生產要素投入與配置情況，研究發現2014 年之前該地區創新產出增長依賴資本投入驅動，2015 年后勞動驅動作用增強[3]。

關于共同富裕的研究，集中體現在三個方面：一是共同富裕影響因素研究，諸多學者從新型集體經濟[4]、旅游業[5]、產業振興[6]對共同富裕的作用展開分析。二是共同富裕實現路徑研究。唐仟伍等(2022)提出應以完善收入分配制度、破除平均主義觀念、以現代技術賦能等方式促進共同富裕目標實現[6]。三是共同富裕評價指標體系研究，多數學者從富裕度、共同度、共享性、可持續性四個維度展開，構建共同富裕評價指標體系[7-9]。

縱觀現有文獻內容發現，鮮有學者將創新要素配置與共同富裕納入同一框架展開研究，已有理論分析多集中于創新要素配置或共同富裕各自的概念、測度、實施路徑等方面，缺乏二者關系的定量研究。鑒于此，文章嘗試構建創新要素配置與共同富裕的評價指標體系，實證分析二者間深層次的關系。

二、機制分析與研究假設

1.創新要素配置對共同富裕的直接影響

文章試圖從創新要素配置影響富裕共享性、物質生活富裕、精神生活富裕、生活環境宜居四個方面論述其在共同富裕中的作用。創新要素配置有助于實現富裕共享性。地區間、城鄉間、產業間創新要素配置潛能的提升，能夠強化城鄉公共服務配置，助力實現富裕共享性。創新要素配置可充分發揮以城帶鄉的作用，促進城鄉要素實現雙向自由流動與合理配置公共資源[10]，強化城鄉基層公共服務供給，全面增強公共服務普惠性，體現富裕共享性特征。創新要素配置有助于實現物質生活富裕。創新要素配置可增強數字技術驅動效應[11]，推動經濟新舊動能轉換，從而煥發經濟發展活力。創新要素配置有助于實現精神生活富裕。創新要素配置能有效降低文化生產的要素成本，促進文化產業提質增效，為居民實現精神生活富裕夯實基礎。創新要素配置除涵括傳統土地、勞動力與資本三要素外，還包含知識產權、特色文化資源、技術等文化產業發展所需的精神文化生產要素[12]。通過發揮創新要素配置作用，可促使文化生產要素自由組合與流動，助力以文化創新為著力點提升精神生活富裕，扎實推動共同富裕。創新要素配置有助于實現生活環境宜居。創新要素配置可增強地區集聚與配置各類資源要素的能力，促使政務服務體系完善，顯著提升民眾生活品質，并創造美麗宜居的生活環境，著力推進共同富裕。創新要素配置加速公共資源要素共享開放，促使地區內各類便民設施逐漸完善，滿足民眾生產生活的各類需求，打造宜居式生活環境。

基于上述分析，提出如下研究假設：

假設H1：創新要素配置能夠顯著驅動共同富裕。

2.創新要素配置對共同富裕的間接影響

（1） 鄉村振興效應

創新要素配置對鄉村振興的影響機理主要表現為：創新要素配置可促進城鄉在要素配置、規劃布局等方面相互融合。具體而言，創新要素配置可破除妨礙城鄉要素自由流動與公平交換的壁壘[13]，促使各類要素加速流向鄉村，在鄉村形成信息、人才、資金等要素匯聚與流動的良性循環，為鄉村振興發展注入新動能。鄉村振興對共同富裕的影響機理包括：第一，鄉村振興為共同富裕實現提供堅實產業基礎。鄉村振興可加強城鄉產業互動，助力城鄉基于新興技術的各要素、軟硬件、結構、動能等構建現代流通體系，暢通生產要素流動渠道，促進城鄉融合發展，助力實現共同富裕。第二，鄉村振興為共同富裕提供優美環境[14]。生態宜居是鄉村振興的關鍵，更是鄉村振興質量的保證與實現共同富裕的重要體現。鄉村振興為各地區打造宜居村落提供各類要素支撐，并進一步激活鄉村內生動能，為農村群眾實現高品質共同富裕提供優美環境。綜上，文章提出如下假設：

假設H2：鄉村振興是創新要素配置驅動共同富裕的有效路徑。

（2） 新型城鎮化效應

創新要素配置對新型城鎮化的影響有：第一，創新要素配置會促使各類資源要素向回報率與增長率高的領域及地區轉移，引導資本、技術、人才等優勢要素流向鄉村，破解城鄉間要素自由雙向流動過程中存在的不合理不充分問題，促進新型城鎮化發展。第二，創新要素配置加速城鄉產業鏈、創新鏈與供應鏈融合[15]，引導城市信息技術、優勢產業等要素流向鄉村。同時，創新要素配置能有效挖掘鄉村潛在優勢與資源要素，加速城鄉人才、技術、數據等要素有效對接，推進新型城鎮化建設。新型城鎮化對共同富裕的影響包括：一方面，新型城鎮化有助于縮小富裕差異性。具體地，新型城鎮化可促進城鄉融合發展，改變農業現代化滯后、城鄉居民收入差距、鄉村基礎設施建設滯后等問題[16]，有助于不斷縮小城鄉發展差距。另一方面，新型城鎮化有利于實現富裕共享性。通過加速新型城鎮化建設，可優化城鎮空間布局[17]，提高各類資源要素配置效率與質量，從而助推地區范圍內社會保障水平提升、基礎設施完善、信息應用能力強化，形成優勢互補的區域協同發展新格局，實現富裕共享。據此，提出如下假設：

假設H3：新型城鎮化建設是創新要素配置驅動共同富裕的重要路徑。

三、模型設計與變量說明

1.模型設定

為實證分析創新要素配置對共同富裕的影響，建立以下基本模型：

其中，COPRit為區域i 在t 時期實現共同富裕；AOIEit代表區域i 在t 時期的創新要素配置水平；ACit指影響COPR 的控制變量合集；μi、υt、εit分別表示個體、時間固定效應及隨機干擾項。

為探究創新要素配置對共同富裕的作用機制，進一步使用中介效用模型對鄉村振興與新型城鎮化的中介效應實施檢驗，并構建如下模型：

上述模型中，模型(2)表示創新要素配置AOIE 對中介變量IV 的檢驗；模型(3)指創新要素配置AOIE 與中介變量IV 對共同富裕COPR 的檢驗，其中將IV 分解為鄉村振興(INSU)與新型城鎮化(NURB)兩方面。需注意的是，在模型(1)中，若估計系數α1顯著為正，則創新要素配置對共同富裕COPR 呈顯著促進作用。分別對模型(2)及模型(3)進行回歸，若估計系數β1和γ1同時顯著且符合理論預期，則表明創新要素配置可通過中介因素影響共同富裕。

2.變量說明

（1） 被解釋變量：共同富裕(COPR)

借鑒解安和侯啟緣(2022)[18]、傅才武和高為(2022)[19]的方法，從富裕差異性和共享性代替“共同”指標；從物質生活富裕、精神生活富裕和生活環境宜居角度來測度“富裕”程度。同時，借助主成分分析法對各指標降維處理，計算各指標權重，進而加權綜合得到共同富裕指數。

（2） 核心解釋變量：創新要素配置(AOIE)

借鑒門秀萍等(2022)[20]、田甜(2022)[21]研究成果，從勞動創新要素配置、技術創新要素配置、數據創新要素配置、知識創新要素配置、制度創新要素配置五個層面構建創新要素配置評價指標體系。為避免所構指標存在量綱問題，對指標實施標準化處理，并進行賦權，從而測算創新要素配置指數。

（3） 控制變量(AC)

考慮到可能存在影響共同富裕實現的其他因素，借鑒相關學者研究[22，23]，選取金融發展水平(FIN)、產業結構(IND)、城市失業率(URB)作為控制變量。其中，金融發展水平采用年末金融機構人民幣各項貸款余額與當年國民生產總值的比值來衡量；產業結構采用第二產業增加值和第三產業增加值占國民生產總值比重來衡量；城市失業率采用城鎮登記失業人員數與城鎮單位從業人員期末人數的比值來衡量。

（4） 中介變量

鄉村振興(INSU)，參考張琦、李順強等(2022)[24]研究成果，采用地方城鄉社區支出總額/地方人口數量的比重衡量；新型城鎮化(NURB)，參考張亞軍(2022)[25]研究結論，選擇戶籍人口城鎮化率衡量新型城鎮化。

鑒于數據可得性，本研究選取2012—2020 年中國30 個省份（西藏與港澳臺數據缺失較多，故將其排除） 的面板數據進行研究。上述變量數據來源于歷年《中國統計年鑒》 《中國科技統計年鑒》 《中國信息年鑒》 《中國金融年鑒》 《中國農村統計年鑒》 《中國城鄉建設統計年鑒》、國家統計局網站、各省份統計年鑒。

四、實證分析

1.基準回歸結果

為規避潛在的異方差問題，進一步使用地區聚類的穩健標準誤展開分析，具體控制個體與時間效應后創新要素配置對共同富裕的估計結果，如表1 所示。模型(1)為未加入控制變量，用于分析創新要素配置對共同富裕的影響，結果顯示，創新要素配置系數在1%置信水平上顯著，說明創新要素配置可有效驅動共同富裕，假設H1 得以驗證。模型(2)～(4)將控制變量納入后，回歸結果仍通過顯著性檢驗。就模型(4)回歸結果來看，創新要素配置的系數值為0.388，小于模型(1)的0.532，反映出在未考慮控制變量情況下會放大創新要素配置對共同富裕的驅動效應。就控制變量視角來看，金融發展水平系數為0.171，在1%置信水平上顯著為正，意味著金融發展水平對共同富裕具有促進作用。產業結構調整系數為0.196，在1%置信水平上顯著為正，表明產業結構調整可以助推共同富裕的實現。

表1 創新要素配置對共同富裕實現的影響估計結果

2.創新要素配置驅動共同富裕實現的路徑

進一步檢驗創新要素配置對共同富裕的具體驅動路徑，從而明確兩者間的作用機理，檢驗結果如表2 所示。

表2 創新要素配置對共同富裕實現的影響路徑

模型(5)是創新要素配置對共同富裕總影響效應。模型(6)為創新要素配置對鄉村振興的影響，結果顯示創新要素配置的回歸系數為1.189，同時在1%的置信水平上顯著，說明創新要素配置可有效促進鄉村振興。模型(8)分析了創新要素配置與鄉村振興對共同富裕的影響，可知其回歸系數分別為0.346 和0.149，均通過顯著性檢驗，但小于總效應系數，表明鄉村振興產生部分中介效應。由模型(8)結果可知，鄉村振興的中介效應系數為0.149，即創新要素配置通過鄉村振興間接驅動共同富裕產生的中介效應占比為14.90%，直接驅動效應占比為85.10%，反映出鄉村振興在創新要素配置對共同富裕的影響中起部分間接促進作用，假設H2 得以驗證。模型(8)與模型(9)研究了新型城鎮化的驅動路徑。模型(8)中的創新要素配置系數為0.923，并在5%水平上顯著，表明創新要素配置可顯著提高新型城鎮化。模型(9)中，創新要素配置與新型城鎮化的回歸系數分別為0.355、0.151，并在5%統計水平上顯著，但小于模型(5)中創新要素配置的系數，表明新型城鎮化同樣產生部分中介效應。通過計算可知，新型城鎮化的中介系數為0.143，表明新型城鎮化中介效應占比為14.30%，創新要素配置的直接驅動效應占比為85.70%，驗證了假設H3。

3.穩健性檢驗

（1） 控制固定效應

需注意的是，經濟發展水平與共同富裕程度較高的地區，其創新要素配置水平也較高，從而可能引致實證同樣面臨內生問題，故設定地區與年份的交互效應，以緩解創新要素配置帶來的宏觀性環境變化。結果發現，摒除宏觀因素后，基準回歸結果仍舊穩健。

（2） 替換關鍵變量

第一，重新測算創新要素配置。利用主成分法展開降維處理，緊接著重新計算創新要素配置的指標權重，再進行面板數據回歸。結果顯示，創新要素配置回歸系數仍通過顯著性檢驗。

第二，剔除異常樣本。由于樣本選擇過程中可能存在異常值情況，基準檢驗結果同樣可能存在不準確情況，故剔除樣本中小于1%與大于99%分位數異常值后重新進行穩健性檢驗。結果顯示，創新要素配置的系數值均未發生任何變化，再次證明基準回歸穩健。

五、進一步分析

1.空間溢出效應

在運用空間面板計量方法前，需要先對創新要素配置指數與共同富裕指數實行空間自相關檢驗。利用Moran's I 指數計算地理距離空間權重矩陣下2012—2020 年度創新要素配置對共同富裕影響的空間效應，結果如表3 所示。由此可知，二者在地理距離空間權重矩陣下的Moran's I 指數均達到1%顯著性水平，這一結論反映出各省份創新要素配置和共同富裕在不同年度均具有顯著空間自相關性，并呈現集聚情況。

表3 創新要素配置與共同富裕空間相關性檢驗

空間自相關檢驗的建立意味著可運用空間計量回歸法。對此，通過借鑒馬晴、王高玲(2019)[26]檢驗方式，進行LR 檢驗、LM 檢驗及Hausman 檢驗，并確定采用雙向固定的空間杜賓模型。表4 模型(10)～(12)結果顯示，創新要素配置的直接效應、間接效應及總效應估計系數均通過1%顯著正向檢驗，說明創新要素配置可打破地理距離對鄉村振興和新型城鎮化的空間約束，促使創新要素跨區域流動及整合，推進本地區及鄰近地區實現共同富裕目標。

表4 創新要素配置影響共同富裕的空間模型回歸結果

由表4 模型(12)的空間效應分解結果可知，創新要素配置對共同富裕的直接效應為0.425，間接效應為0.512，直接效應占總效應的45.36%，間接效應占總效應的54.64%。由此可知，三種空間權重矩陣下的分解結果具有一致性，其中間接效應是驅動創新要素配置對共同富裕主要推動力，而直接效應的貢獻率較小。

2.共同富裕分項檢驗

為考察創新要素配置對共同富裕五維度的影響是否存在差異，文章將創新要素配置分別與富裕差異性、富裕共享性、物質生活富裕、精神生活富裕、生活環境宜居展開個體時間雙固定回歸，具體結果如表5 所示。可以發現，創新要素配置對富裕共享性、物質生活富裕、精神生活富裕、生活環境宜居四個維度具有正向促進作用，僅對富裕差異性呈負向影響。

表5 共同富裕分項檢驗結果

六、結論及啟示

文章選取中國2012—2020 年30 個省份面板數據，在建立創新要素配置發展指數與共同富裕指數基礎上，全方位檢驗創新要素配置對共同富裕的驅動作用以及內在影響機制。結果顯示：其一，創新要素配置顯著推進共同富裕，同時在融入工具變量后的穩健性檢驗結果依舊成立。其二，鄉村振興、新型城鎮化在創新要素配置對共同富裕的影響中起到顯著的中介作用，強化鄉村振興和新型城鎮化對創新要素配置賦能共同富裕具有重要作用。其三，創新要素配置對共同富裕的影響存在空間溢出效應。其四，在共同富裕的分項檢驗中，創新要素配置對富裕差異性尚無顯著性影響，而對生活環境宜居的促進作用最強。

依據上述結論，文章提出如下政策啟示：

第一，盤活科技創新要素，為共同富裕“聚智”。根據結論可知，各地區推動共同富裕方面有所差異，即西部地區享受到的創新要素配置紅利比中部、東部地區更大。為此，各地區需大力推進人才、科技、信息、管理等各類資源要素持續流動，強化區域間的流通與信息交互，推動區域協調發展。一方面，要促進區域間科技創新要素合理流動。以科技支持縮小區域差距為重點，大力推進人才、科技、信息、管理等各類資源要素持續流動。另一方面，要推動科技創新要素在各區域產業間的高效流動，推動各地區產業內部結構升級。立足于此，須建立健全的動態監管制度，以消除不合理的市場準入制度。同時，要建立各地區產業互動科技創新空間結構，引導第二產業和第三產業互動共生發展，最終實現共同富裕。

第二，推進城鄉公共服務均等化，為共同富裕“聚能”。首先，要積極掌握城鄉居民社會共享服務中的現實需要，將基本公共服務建設向鄉村偏進，推進城鄉公共服務制度并軌，實現從“形式普惠”轉向“實質公平”。其次，破除城鄉分割體制問題，依據城鄉一體化的核心標準，提高公共基礎設施與服務建設的科學化、數字化水平，推動城鄉公共服務均等化。最后，要大力突出鄉村特色，以適應國家綠色發展需求，積極建設農村居民居住環境，為公共服務均等化應用提供基本條件，加快城鄉居民共同富裕，為全面實現共同富裕夯實基礎。

第三，完善新型城鎮化建設體系，為共同富裕“聚力”。研究顯示，新型城鎮化在創新要素配置對共同富裕的影響中起到顯著的中介作用。因此，各地區優化城鎮空間布局來提升空間配置效率，構建大、中、小城市協調發展的新型城鎮化空間雛形，連接中心城市和周邊城鎮的經濟社會聯系網，以形成互補、密切協作的區域協同發展新格局，加快共同富裕實現進程。

第四，推動鄉村振興提質增效，為共同富裕“聚勢”。結論表明，鄉村振興可有效賦能創新要素配置對共同富裕的促進作用。地方政府部門應圍繞當地特色優勢農業，擴大農業產業規模與產品品質，加速三產融合，為鄉村振興提質增效夯實產業基礎。同時，地方政府持續貫徹落實黨和國家支持鄉村振興的相關政策措施，不斷鞏固脫貧成效，為鄉村振興促進共同富裕強基固本。