農(nóng)村居民共同富裕水平測度及時空演變研究

張思檬，吳東立

（沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，沈陽 110000）

0 引言

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，更是中國式現(xiàn)代化的重要特征[1]。促進共同富裕，最艱巨最繁重的任務(wù)仍然在農(nóng)村。當(dāng)前，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)雙重脫嵌、農(nóng)村優(yōu)質(zhì)資源流出、農(nóng)民大量離鄉(xiāng)務(wù)工等現(xiàn)象頻發(fā)，區(qū)域間發(fā)展不充分、不平衡問題日益嚴(yán)重[2]。目前學(xué)術(shù)界對共同富裕的研究面向城鄉(xiāng)中的所有群體，而較少對農(nóng)村地區(qū)進行專門探討。已有研究主要從實證層面檢驗其影響因素，并多以收入差距等代表性指標(biāo)衡量農(nóng)村共同富裕水平，為破解農(nóng)村共同富裕困局提供了經(jīng)驗借鑒[3,4]，但仍有拓展空間。第一，共同富裕評價內(nèi)容有待厘清。現(xiàn)有研究更聚焦于“富裕度”，尤其是物質(zhì)富裕。這不僅忽視了精神富裕，而且忽視了對“共同度”的衡量。共同富裕不僅要實現(xiàn)人民收入增長，還要讓改革發(fā)展成果公平地惠及不同群體[5]。第二，需更加系統(tǒng)、動態(tài)地考察共同富裕的演變，把握其時空演變趨勢等規(guī)律。第三，要解決數(shù)據(jù)的空間依賴性導(dǎo)致估計結(jié)果有偏的問題，就要觀察不同區(qū)域間發(fā)展態(tài)勢的空間集聚和分異特征，為解決區(qū)域間發(fā)展不充分、不平衡現(xiàn)象提供思路。

基于此，本文以農(nóng)村居民為研究對象，從“富?！焙汀肮蚕怼眱纱缶S度構(gòu)建評價指標(biāo)體系，利用熵值法測算共同富裕水平；利用核密度估計、空間可視化等方法量化分析其時空演化特征，并利用Dagum 基尼系數(shù)分解差異來源；最后，基于地理學(xué)空間視角，揭示農(nóng)村居民共同富裕的空間非均衡性，采用收斂模型衡量其在時空演化中的穩(wěn)健性。

1 研究設(shè)計

1.1 農(nóng)村居民共同富裕的內(nèi)涵

我國農(nóng)村居民共同富裕是全體人民共同富裕的一個重要維度，對其內(nèi)涵的理解，既要包含共同富裕的一般要義，也要結(jié)合農(nóng)村現(xiàn)狀融入獨特性[6，7]。因此，農(nóng)村居民共同富裕也要包括“富?！焙汀肮蚕怼眱蓚€維度。隨著人均可支配收入的提高，農(nóng)民物質(zhì)生活基本富足，并開始產(chǎn)生精神文化上的追求。“富裕”仍是一般要義中的物質(zhì)富裕與精神富裕。“共享”建立在“富?！被A(chǔ)上，是共享發(fā)展成果和美好生活。由于城鄉(xiāng)在產(chǎn)業(yè)發(fā)展、居住環(huán)境、公共保障等方面存在較大差距，因此闡釋“共享”要基于農(nóng)村的要素稟賦[8]。具體來說，產(chǎn)業(yè)興旺是農(nóng)村實現(xiàn)共同富裕的重要前提。產(chǎn)業(yè)繁榮才能帶動農(nóng)民致富，而產(chǎn)業(yè)發(fā)展離不開基礎(chǔ)設(shè)施。完備的基礎(chǔ)設(shè)施能夠保障要素流動，消除信息鴻溝，有助于農(nóng)村與市場建立聯(lián)系。因此，要先確保基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)才能為農(nóng)村居民實現(xiàn)共同富裕提供“先行資本”。此外，公共服務(wù)是農(nóng)民實現(xiàn)共同富裕的重要保障。2020年我國消除了絕對貧困，但部分脫貧村仍有“返貧”風(fēng)險。因此，提供低保等公共服務(wù)，以社會保障兜底方式防止返貧也是衡量共同富裕的核心要素。最后，生態(tài)宜居是農(nóng)民實現(xiàn)共同富裕的重要支撐。保護生態(tài)環(huán)境既能改善康養(yǎng)環(huán)境、提高生活幸福感，也能通過優(yōu)美的生態(tài)吸引產(chǎn)業(yè)投資，在推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的同時實現(xiàn)農(nóng)民共同富裕。

1.2 農(nóng)村居民共同富裕水平評價指標(biāo)體系構(gòu)建

在黨的二十大報告指引下，遵循《中國共同富裕研究報告（2022）》等政策導(dǎo)向，依據(jù)科學(xué)性、系統(tǒng)性、可比性和可操作性原則，本文從“富?！焙汀肮蚕怼眱蓚€方面，構(gòu)建了包含5 個二級指標(biāo)和24 個三級指標(biāo)的農(nóng)村居民共同富裕水平評價指標(biāo)體系（見表1）。

表1 農(nóng)村居民共同富裕水平評價指標(biāo)體系

本文采用熵值法計算指標(biāo)權(quán)重，并測度2012—2021年我國30個省份的農(nóng)村居民共同富裕水平。

1.3 非參數(shù)核密度估計

核密度估計是通過連續(xù)的密度曲線描述隨機變量的分布形態(tài)，對模型依賴度較低，具有穩(wěn)健性[9]。隨機變量X的密度函數(shù)f(x)在點x的概率密度公式見式（1）。本文選擇高斯核函數(shù)來研究農(nóng)村居民共同富裕水平的動態(tài)演進趨勢，其表達式見式（2）。

其中，N代表樣本觀測值數(shù)量。Xi表示獨立同分布的觀測值，Xˉ為均值，? 代表帶寬。

1.4 Dagum基尼系數(shù)

將Dagum基尼系數(shù)分解為三個部分，分別是區(qū)域內(nèi)差異貢獻（Gw）、區(qū)域間差異凈值貢獻（Gnb）和超變密度（Gt）[10]。式（3）為總基尼系數(shù)計算公式。本文將30 個省份按照東、中、西部地區(qū)進行區(qū)域劃分。區(qū)域內(nèi)差異貢獻（Gw）、區(qū)域間差異凈值貢獻（Gnb）和超變密度（Gt）的計算公式見式（4）、式（6）、式（7）。式（5）和式（8）分別表示j地區(qū)的基尼系數(shù)Gjj，以及j、? 地區(qū)之間的基尼系數(shù)Gj?。

1.5 數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文采用2012—2021 年我國30個省份（不含西藏和港澳臺）的平衡面板數(shù)據(jù)進行研究。本文主要數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計年鑒》《中國社會統(tǒng)計年鑒》等，個別缺失數(shù)據(jù)經(jīng)查詢相關(guān)省份的統(tǒng)計年鑒補全。

1.6 基本事實特征

圖1 展示了全國及東、中、西部地區(qū)2012—2021 年農(nóng)村居民共同富裕水平的變化趨勢。從時序特征來看，農(nóng)村居民共同富裕水平保持波動增長態(tài)勢。從全國層面來看，農(nóng)村居民共同富裕水平均值由2012 年的0.3094 上升至2021年的0.3927。從區(qū)域?qū)用鎭砜?，東、中、西部地區(qū)農(nóng)村居民共同富裕水平均值的變化趨勢與全國基本一致?？疾炱趦?nèi)，東部地區(qū)始終高于全國整體和中西部地區(qū)平均水平，由2012 年的0.4219 提高至2021 年的0.4976，漲幅為17.94%。中部地區(qū)在樣本期初期、中期的波動性較大，其變動態(tài)勢可分為三個階段，2012—2015 年保持“減增減”的“W”型走勢，2016—2018 年平穩(wěn)增長，2018—2021 年在小幅下降后回升。西部地區(qū)農(nóng)民共同富裕的改善程度最為顯著，均值由0.2197 增長至0.3215，漲幅達到46.34%。近年來，隨著我國農(nóng)業(yè)支持政策的推進，西部地區(qū)獲得了更多的政策扶持，并作用于產(chǎn)業(yè)繁榮、農(nóng)民增收、環(huán)境治理等方面，2017—2021年的農(nóng)村居民共同富裕水平呈“U”型變化趨勢，表現(xiàn)出一定回落跡象，仍存在下行壓力。

圖1 2012—2021年全國及三大地區(qū)農(nóng)村居民共同富裕水平

2 農(nóng)村居民共同富裕水平動態(tài)分布演進特征

2.1 核密度估計結(jié)果分析

下頁圖2為2012年、2015年、2018年和2021年的農(nóng)村居民共同富裕水平核密度估計結(jié)果。從分布位置來看，核密度曲線的中心位置不斷右移，說明農(nóng)村居民共同富裕水平隨時間推移持續(xù)增長。波峰高度大致呈先緩慢下降后快速回升的變化過程，表明地區(qū)間農(nóng)村居民共同富裕水平的離散程度在樣本期初期有所擴大，而中后期又趨于收斂；波峰寬度具有縮小趨勢，表明絕對差異有所下降。此外，核密度曲線具有明顯的右拖尾特征，但分布延展性呈逐步縮短趨勢，這意味著落后區(qū)域逐步向全國平均水平靠攏。值得一提的是，2018 年起農(nóng)村居民共同富裕水平顯著上升，這與我國政府持續(xù)加大強農(nóng)惠農(nóng)政策的力度密不可分。2018 年，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022 年）》，極大地改善了農(nóng)村的產(chǎn)業(yè)發(fā)展、人居環(huán)境、治理模式等[11]。從波峰個數(shù)來看，2012—2018 年始終表現(xiàn)為“主峰+側(cè)峰”，說明在此期間農(nóng)村居民共同富裕水平具有梯度效應(yīng)，存在極化現(xiàn)象。但側(cè)峰的態(tài)勢在2018—2021 年由陡變緩，表明在考察期后段多極分化的現(xiàn)象有所好轉(zhuǎn)。

圖2 2012—2021年農(nóng)村居民共同富裕水平的核密度估計結(jié)果

2.2 時空演進特征分析

為更直觀地觀察時空演進特征，本文利用ArcGIS 軟件對農(nóng)村居民共同富裕水平進行了可視化表達?？疾炱陂g，我國農(nóng)村居民共同富裕水平的演進大致可分為4個階段，因此繪制了2012年、2015年、2018年和2021年的農(nóng)村居民共同富裕水平的空間分布圖（見圖3）。由于自然斷點法在不同時段對目標(biāo)變量的劃分標(biāo)準(zhǔn)不同，難以縱向比較，因此本文借鑒莫惠斌和王少劍（2021）[12]的做法，按照五分位數(shù)劃分為低（0～0.2424）、較低（0.2425～0.2736）、中等（0.2737～0.3302）、較 高（0.3303～0.4864）、高（0.4865～0.6787）五個等級。

由圖3可以看出，農(nóng)村居民共同富裕水平等級向上躍升的省份數(shù)量逐漸增多。在樣本期初期呈“東高西低”發(fā)展態(tài)勢，高水平地區(qū)集中在東部地區(qū)的北京、上海、山東、江蘇和浙江。相比之下，青海、甘肅、寧夏、陜西等西部地區(qū)省份農(nóng)村居民共同富裕水平偏低。2012—2015 年，發(fā)生等級躍遷的省份較多，其中內(nèi)蒙古、四川、安徽由較低水平上升到中等水平；重慶、湖南由較低邁入較高水平等級；湖北由中等水平邁入較高水平。但在此期間“中部塌陷”現(xiàn)象較為突出，較低水平的山西、河南、江西等中部地區(qū)省份被水平高的北京、天津、福建、廣東等省份環(huán)繞。2015—2018年，農(nóng)村居民共同富裕水平躍升最為明顯。其中，陜西、青海農(nóng)村居民共同富裕水平得到改善；河北、江西、山西邁入中等水平；內(nèi)蒙古、四川躍升進入較高水平等級。2018—2021 年，西部地區(qū)農(nóng)村居民共同富裕水平的改善程度較為明顯，新疆、甘肅等省份的農(nóng)村居民共同富裕水平有所提高?？傮w上，考察期內(nèi)“東高西低”發(fā)展態(tài)勢有所改善，且“中部塌陷”現(xiàn)象得到緩解。另外，區(qū)域內(nèi)差異不斷縮小，這與上文核密度估計的結(jié)果基本一致。

3 共同富裕區(qū)域差異及來源

3.1 區(qū)域空間差異及來源測算結(jié)果

本文利用Dagum 基尼系數(shù)及其分解方法揭示空間差異大小及其來源，結(jié)果見表2、表3。

表2 農(nóng)村居民共同富裕水平空間差異

表3 農(nóng)村居民共同富裕水平空間差異來源

3.2 全國及區(qū)域內(nèi)差異分析

總體基尼系數(shù)均值為0.2062，表明農(nóng)村居民共同富裕水平的分布存在空間非均衡性?？傮w差異呈波動下降趨勢（見圖4），由2012 年的0.2195 下降至2021 年的0.1737，下降幅度為20.87%。而三大地區(qū)區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)的演進不盡相同。東部地區(qū)基尼系數(shù)的演進過程與全國相近，樣本期初期，東部地區(qū)區(qū)域內(nèi)空間差異性最大。但經(jīng)多年發(fā)展，其基尼系數(shù)下降至與中部地區(qū)相近的水平。盡管基尼系數(shù)總體降幅達21.40%，但截至2021 年該地區(qū)基尼系數(shù)仍然最高。中部地區(qū)區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)經(jīng)歷先上升后波動下降的過程。該地區(qū)在2012 年的區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)為0.1095，是三大地區(qū)區(qū)域內(nèi)共同富裕水平空間非均衡性最小的地區(qū)。但其在2012—2015年持續(xù)上升至0.1539，隨后波動下降至2021 年的0.1363，空間非均衡性有擴大趨勢。西部地區(qū)的基尼系數(shù)自2013 年起持續(xù)走低，由2013年的0.1426 下降至2021 年的0.0674，降幅達52.73%。西部地區(qū)空間非均衡性的改善程度最為明顯。

圖4 全國及各地區(qū)農(nóng)村居民共同富裕水平基尼系數(shù)演變趨勢

3.3 區(qū)域間差異分析

圖5 刻畫了區(qū)域間差異的演進過程。其中，東-西之間的差異最為顯著，均值達0.3012。時序特征顯示，二者間的空間非均衡性呈先發(fā)散后收斂態(tài)勢。東-中之間呈波動下降態(tài)勢，年均遞減率為0.23%，說明空間非均衡性有收斂態(tài)勢。最后，中-西之間的差異最小，均值僅為0.1570。自2017年開始，區(qū)域間差異普遍呈縮小趨勢。這可能與“十三五”規(guī)劃確立的“農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展”的總方針有關(guān)。在此期間，我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)效果顯著，實現(xiàn)了農(nóng)民收入翻番，并極大地改善了農(nóng)村人居環(huán)境及醫(yī)療、教育等公共服務(wù)。

圖5 農(nóng)村居民共同富裕水平區(qū)域間差異演變趨勢

3.4 差異來源及貢獻分析

農(nóng)村居民共同富裕水平空間差異來源貢獻的演變過程如下頁圖6所示。區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異以及超變密度的均值分別為0.0538、0.1349 和0.0222，貢獻率為25.53%、63.85%和10.63%。區(qū)域間差異構(gòu)成了總體差異最重要的來源。由此可知，推動農(nóng)村實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵是要關(guān)注并改善區(qū)域間發(fā)展落差?？疾炱趦?nèi)，區(qū)域內(nèi)差異和超變密度值基本平穩(wěn)。區(qū)域內(nèi)差異在0.0500上下波動，超變密度基本環(huán)繞于0.0200附近。

圖6 農(nóng)村居民共同富裕水平空間差異來源貢獻

4 收斂性分析

據(jù)前文分析可知，全國整體及不同區(qū)域農(nóng)村居民共同富裕水平的演進仍存在空間非均衡性。為進一步探究空間非均衡性在未來的演變中是趨于發(fā)散還是收斂，采用絕對β收斂模型分析農(nóng)村居民共同富裕水平的收斂性特征，計算公式見式（9）。其中，Vit和Vi0分別表示t時期和基期i省份農(nóng)村居民共同富裕水平，α和β為待估參數(shù)，?it為隨機誤差項。若β的估計值為負，則表明存在共同收斂趨勢。

根據(jù)Hausman 檢驗結(jié)果，確定采用固定效應(yīng)模型，同時控制地區(qū)和時間固定效應(yīng)。表4報告了檢驗結(jié)果。模型（1）至模型（4）估計結(jié)果均為負，且均通過了顯著性檢驗。具體來說，全國層面農(nóng)村居民共同富裕水平的發(fā)展態(tài)勢支持絕對β收斂機制，說明落后地區(qū)正以較快速度追趕先進地區(qū)。東、中、西地區(qū)的估計結(jié)果分別為-0.2811、-0.4944、-0.5474，在1%的水平上顯著，說明區(qū)域內(nèi)空間差異性將隨時間推移而逐漸消失。收斂速度的排序依次為西部地區(qū)＞中部地區(qū)＞東部地區(qū)?？傮w上，各省份農(nóng)村居民共同富裕水平將呈現(xiàn)趨同化演進趨勢。

表4 絕對β 收斂檢驗結(jié)果

5 結(jié)論

共同富裕能否取得實質(zhì)性進展的階段性目標(biāo)，關(guān)鍵在于農(nóng)村能否形成可持續(xù)的內(nèi)生動力。在理解共同富裕一般涵義基礎(chǔ)上，本文圍繞我國農(nóng)村現(xiàn)實狀況，闡釋了農(nóng)村居民共同富裕的內(nèi)涵。并且從“富裕”和“共享”兩個維度構(gòu)建了評價指標(biāo)體系，利用我國2012—2021 年30 個省份的數(shù)據(jù)測度了農(nóng)村居民共同富裕水平。在此基礎(chǔ)上，利用核密度估計、空間可視化等方法對全國及東、中、西部地區(qū)農(nóng)民共同富裕水平的基本事實、動態(tài)演進特征、區(qū)域差異、收斂性特征進行分析。研究結(jié)論如下：（1）從動態(tài)演進特征來看，農(nóng)村居民共同富裕水平呈現(xiàn)顯著的上升趨勢?？疾炱趦?nèi)，區(qū)域間差異逐漸縮小，但空間非均衡性仍然存在。（2）從差異程度及來源來看，全國整體及東西部地區(qū)的基尼系數(shù)均表現(xiàn)為波動下降趨勢，其中，西部地區(qū)降幅最大。區(qū)域間差異是造成空間差異最主要的來源。（3）從收斂特征來看，全國范圍內(nèi)農(nóng)村居民共同富裕的發(fā)展將呈現(xiàn)趨同化演進趨勢。