民間投資促進共同富裕了嗎？

陳天樂 薛羽西 韓 妍

一、引言

實現共同富裕是中國共產黨帶領全國人民進行不懈努力的奮斗目標。黨的十八大以來，我國經濟發展取得巨大成就，但也存在不少的問題，如城鄉間收入差距過大，中等收入群體占比低等。因此，共同富裕作為我國現代化進程中的一項重要任務，關鍵在于“做大蛋糕”的基礎上完成好“分配蛋糕”。

投資作為促進經濟增長的主要動力，在實現共同富裕的過程中有不可忽視的重要作用。一方面，民間投資對于經濟發展具有重要作用。民間投資有利于合理分配各種社會資源，提升市場活力，通過市場驅動和要素集聚調整產業結構，從而推動行業和企業轉型升級。同時，民間資本憑借自身規模和所附帶的信息資源，有利于放大生產要素對企業生產技術創新的支撐作用。

另一方面，民間投資在增加居民收入和縮小收入差距方面也有重要作用。當前民間投資主要集中于中小微企業或勞動密集型企業，這樣不僅可以擴大就業和改善民生，還可以實現社會公平。民間投資通過降低資金準入市場門檻，豐富了民眾的投資活動和就業活動。民間投資進入農村地區，也會加大對農村創業扶持力度，促使農村地區轉變經濟發展方式和發展理念，同時為農業產業結構升級以及科技發展提供資金支持。因此，民間投資對共同富裕的影響是值得探討的重要課題。

二、文獻回顧

共同富裕是社會主義的本質要求，共同富裕概念來源于中華傳統文化的“均富”思想，伴隨經濟社會發展，共同富裕的基本內涵也在不斷演進發展(王磊，2022；朱蕊蕓，2022)〔1-2〕。“共同富裕”概念首次出現于《關于發展農業生產合作社的決議》，共同富裕也很快被全社會所接受(周建華等，2022；高和榮，2022)〔3-4〕。共同富裕不僅是物質生活的富裕，也是精神生活的富裕；不僅是全體人民物質和精神世界的富裕，更是實現人的全面發展和社會全面進步的一場深刻變革(袁家軍，2021；張端，2021)〔5-6〕。共同富裕思想作為馬克思主義經典財富觀和中國實際相結合的產物，其發展歷程揭示不同階級社會之間交替過程中所表現出來的人類社會的發展性(邱海平，2016)〔7〕。新時代對共同富裕提出了更高的要求，但由于目前經濟發展新舊動能轉換阻力較大、資源配置使用效率待加強，影響著我國社會生產的長期發展(龔曉鶯等，2022；高帆，2021)〔8-9〕。關于共同富裕的實現路徑，大致分為六種：大力發展生產力、完善分配方式、先富帶動后富、開展精準幫扶、發展社會主義市場經濟、堅持共享發展理念(張慧君等，2022；趙常興等，2022)〔10-11〕。

民間投資對經濟增長、產業結構升級以及提高創新效率具有重要意義。從未來發展趨勢看，民間投資主要集中于農業、工業和教育事業(胡祖銓等，2018)〔12〕。民間投資不僅對經濟發展具有促進作用(張冰秋，2021；馬見聞等，2022)〔13-14〕，還有利于促進產業結構升級(趙健，2019；劉希章等，2019；王鈺潔等，2022)〔15-17〕。從空間視角看，民間投資對東部地區經濟增長和產業結構的影響效果均大于中西部地區(張冰秋，2018；劉希章等，2020)〔18-19〕。有的學者運用時變參數向量自回歸模型對中國民間投資、技術創新和經濟增長三者的關系展開研究，發現民間投資對技術創新和經濟增長在長期內有顯著影響(羅洎等，2013)〔20〕。

民間投資對于縮小城鄉差距也有很大的影響。民間投資是個體投資的結合，通過對個體創業者的扶持可以達到共同富裕的目的(韓亮亮等，2023)〔21〕，并且民間資本進入農村地區還可以促進農業科技進步和經濟發展(江艷軍等，2019)〔22〕，縮小城鄉收入差距(張博等，2014)〔23〕。民間投資還可以通過技術創新作用于農業產業結構升級，帶動農村經濟發展(代新玲，2020)〔24〕。同時民間投資參與農業基礎設施建設，有利于緩解農業基礎設施財政資金長期不足的局面，改善農民生活條件，提升農民生活幸福感(陸遷，2005)〔25〕。

綜上所述，關于共同富裕的研究大多集中于理論方面，對影響效果以及作用機制方面卻關注較少，并且鮮有針對民間投資與共同富裕之間影響機制關系的研究。因此，本文從民間投資和共同富裕內涵出發，研究民間投資對經濟發展和分配公平兩方面的影響機制，并通過空間計量模型從省域視角分析共同富裕水平的差異性，探討省域間的空間相關性，以期為各地扎實推動共同富裕提供參考。

三、模型構建、變量說明和數據來源

1.模型構建

民間投資作為投資市場中最活躍的資本部分，對市場活力影響尤為明顯。參考紀建悅等(2021)〔26〕的研究，構建如下模型探討民間投資對共同富裕的影響：

(1)

在該模型中引入被解釋變量滯后項，可以克服模型的內生性問題，進而構建動態面板模型：

(2)

其中，mjtz代表民間投資；gtfy代表共同富裕指數；X代表各種控制變量。i代表省份，t代表年份，αi代表常數項，θi、α11、α12、βi為系數，εi，t為隨機誤差項。如果α12<0，則民間投資與共同富裕具有“倒U型”關系；如果α12>0，則民間投資與共同富裕具有“U型”關系。

2.變量測算與數據來源

(1)共同富裕水平測算。參考謝家智等(2023)〔27〕的研究，從共同富裕的發展性、共享性和可持續性三個方面構建3個一級指標、10個二級指標和21個三級指標的評價體系，并運用熵值法對各級指標賦權，計算出各地的共同富裕指數(1)由于數據缺失，本文未討論西藏自治區、香港特別行政區、澳門特別行政區和臺灣省。，數據來源于2011-2019年《中國統計年鑒》《中國衛生健康統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》《中國固定資產投資統計年鑒》等。

(2)民間投資水平。用全社會固定資產投資總額減去外商投資、國有經濟投資額得出。

3.控制變量設置

(1)稅收水平。用各地稅收收入來衡量。

(2)對外開放水平。借鑒張二震等(2022)〔28〕的做法，選擇對外開放水平作為控制變量之一，并用進出口總額與GDP的比值來衡量。

(3)產業結構升級系數。借鑒周昌林等(2007)的方法〔29〕測度產業結構升級系數，計算公式如下：

(3)

上式中，cyjg代表該地區產業結構升級系數，hi代表第i產業的產值水平，ki代表第i產業所對應的取值，分別1，2，3。若產業結構升級系數越接近3，則說明該地區產業結構層次越高，以此來判斷一個地區產業結構升級程度。

表1 共同富裕評價指標體系

四、實證分析

1.統計性描述

表2描述了關于自變量、因變量和控制變量的情況，共同富裕指數的均值為31.7929，最大值為66.8，最小值為11.5，標準差為9.7868，表明不同地區之間共同富裕指數的差異較大。民間投資水平呈現出“均值大、標準誤小”的特點，表明不同地區之間民間投資的水平差異相對較小。從控制變量看，不同地區稅收水平、對外開放水平、產業結構水平也存在著明顯的差異。

表2 統計性描述

2.基準回歸

在做實證分析前，對數據進行單位根檢驗，以確保數據的平穩性，結果顯示所有變量均通過顯著性檢驗，所有變量均平穩。利用檢驗發現其拒絕原假設，因此，采用固定效應更為合適。表中模型(1)和(2)分別是沒有加入省份固定效應的回歸模型，模型(3)和(4)則是加入省份固定效應的回歸模型，模型(1)和(3)是沒有加入控制變量的效應模型，模型(2)和(4)是加入控制變量的效應模型。模型(5)-(8)是兩步系統的回歸，并且加入了共同富裕的一階滯后值，詳見表3。

表3 基準回歸結果

從表3可以看出民間投資對共同富裕的系數均在1%的置信水平下顯著，并處于正向關系，在加入控制變量后的R2的值變大。因此，說明民間投資對共同富裕具有促進作用。模型(5)-(8)均通過自相關檢驗，Hansen的P值均大于0.1，說明工具變量有效。在加入控制變量之后的(2)和(6)模型的核心解釋變量均顯著且系數為正，表明民間投資促進了共同富裕。模型(8)顯示，民間投資系數為正且在1%的顯著性水平下顯著，而且民間投資的平方項系數為負，在1%的顯著性水平下顯著，說明民間投資對共同富裕呈現出“倒U型”曲線關系。稅收水平、對外開放程度和產業結構升級系數均為正且顯著，說明這三者對共同富裕具有促進作用。

3.穩健性檢驗

(1)替代核心解釋變量。民間投資通過一定的傳導機制作用于共同富裕時具有滯后性。因此選取民間投資的滯后一期來替換民間投資變量，重新進行模型回歸。表4是替換核心解釋變量后的穩健性檢驗。由表中的模型(2)可知，更換核心解釋變量前后的系數值基本一致，并且都在1%的置信水平下顯著，說明該模型穩健。但是在更換解釋變量后，控制變量的顯著性出現一定變化，原因可能是因為民間投資具有擠出效應(史思賢等，2021)〔30〕。

表4 更換核心解釋變量后的穩健性檢驗

(2)增添其他變量。財政支持力度(Czzc)是實現共同富裕不可缺少的重要力量，財政支持力度用財政支出占GDP的比重衡量。從表4的模型(3)可知，當加入財政支持力度這一控制變量后，解釋變量和其他控制變量對共同富裕的系數變化不大，表明基準結果的穩健性。

4.空間計量分析

(1)空間相關性檢驗。運用全局莫蘭指數分別對我國30個省份2011-2019年民間投資對共同富裕的影響水平進行空間自相關檢驗。從表5中可知經濟距離矩陣和鄰接矩陣的莫蘭指數均為正值，而地理距離矩陣莫蘭指數卻為負值，雖然存在著不同的空間相關關系，但是可以看出各年份具有較強的顯著性。因此，適合選擇空間計量模型。

表5 民間投資對共同富裕影響的全局莫蘭指數

(2)空間計量模型的選擇。民間投資與共同富裕之間有著明顯的空間正相關關系，因此需要選取適合的空間計量模型來研究民間投資對共同富裕的作用方向和效果大小。LM檢驗，包括LM-Lag和robust LM-Lag以及LM-Error和robust LM-Error檢驗，根據表6的內容所示，四個檢驗均拒絕原假設，因此選擇空間杜賓模型較為合適。

表6 空間依賴性檢驗

LR檢驗，根據豪斯曼檢驗結果，P值遠小于0.01，說明該模型適用于固定效應，通過檢驗選擇雙向固定效應空間杜賓模型。

由表7可知，空間杜賓模型的Rho值為0.1956并且在5%的顯著性水平下拒絕原假設，表明不同省份之間在共同富裕的進程中存在著明顯的空間依賴性，表中的數據不僅說明各省份自身的民間投資水平、產業結構、稅收水平以及對外開放水平對共同富裕指數具有影響，而且鄰近地區也在一定程度上影響著本地共同富裕指數。

表7 雙向固定空間杜賓模型回歸結果

五、建議

本文利用我國30個省份2011-2019年面板數據實證分析民間投資對共同富裕的影響。在此基礎上，提出：一是堅持“政府引導+市場驅動”模式，積極出臺幫扶優惠政策，持續優化投資環境，推動地區民間投資結構升級，為民間投資開拓更寬廣的投資領域，引導民間投資發揮應有的作用。二是健全多層次、多領域民間投資市場體系。可探索建立專業化的投資服務機構，依托各類開發區建設民營經濟集聚區。建立社會化投資服務體系，完善民間投資的管理決策、營銷策劃、投資咨詢和審核報批等方面的綜合服務。三是持續降低民間投資市場準入門檻，引導民間資本進入新興產業，拓寬民間投資領域，保障不同市場主體的公平競爭。逐步消除行政性壁壘，通過監管體制及監管方式改革、資本多元化的改造、可競爭性環節的分離，加快重點壟斷行業的開放。根據基礎設施項目盈利程度，有針對性地采取特許經營、公私合營、建設移交等方式，吸引民間投資。