鄉(xiāng)村振興背景下縣域城鎮(zhèn)化對共同富裕的影響研究

摘要：縣域城鎮(zhèn)化有助于促進農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型、推動城鄉(xiāng)關(guān)系的轉(zhuǎn)變，從而提升國民經(jīng)濟，為實現(xiàn)共同富裕打下基礎(chǔ)。為研究縣域城鎮(zhèn)化對共同富裕的影響，選取福建省59個縣（區(qū)）2012-2022年的平衡面板數(shù)據(jù)進行實證分析，主要發(fā)現(xiàn)：縣域城鎮(zhèn)化對物質(zhì)富裕水平和共同富裕水平有顯著促進作用，并能顯著縮小縣域間的差距；縣域經(jīng)濟對物質(zhì)富裕水平也有顯著促進作用。為此提出應(yīng)協(xié)同鄉(xiāng)村振興提升縣域經(jīng)濟、縮小貧富差異和加強政策支持等建議，以期加快共同富裕進程。

關(guān)鍵詞：共同富裕；縣域城鎮(zhèn)化；縣域經(jīng)濟

中圖分類號：F124.7文獻標識碼：A文章編號：1005-6432（2024）21-0000-04

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2024.21.013

1引言

共同富裕是中國社會主義經(jīng)濟發(fā)展的根本目標，是中國式現(xiàn)代化的重要特征[1]。城鎮(zhèn)化是一國現(xiàn)代化的標志，是驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展的引擎。中國自改革開放以來，一直積極推進城填化，且成效顯著，但由于地域廣闊且發(fā)展不均衡，早期傳統(tǒng)的大城市城鎮(zhèn)化日益呈現(xiàn)出諸多社會問題，貧富差距逐漸擴大，這將阻礙共同富裕進程。縣域城鎮(zhèn)化是縮小貧富差距的主驅(qū)動力，為此，黨十八大提出“走中國特色新型城鎮(zhèn)化道路”，中國開始進入城鎮(zhèn)化新階段。2014年中共中央、國務(wù)院印發(fā)《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》，強調(diào)要發(fā)展以人為核心的新型城鎮(zhèn)化[2]。2020年黨的十九屆五中全會進一步提出要推進以縣城為fBSVeI38O0dNv+S9wvJCbw==重要載體的城鎮(zhèn)化建設(shè)，這標志著縣域城鎮(zhèn)化成為新發(fā)展階段[3]。2022年5月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于推進以縣城為重要載體的城鎮(zhèn)化建設(shè)的意見》（以下簡稱《意見》），指出縣城是城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關(guān)鍵支撐，對促進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)、構(gòu)建新型工農(nóng)城鄉(xiāng)關(guān)系具有重要意義。顯而易見，推進縣域城鎮(zhèn)化是實現(xiàn)共同富裕的重要現(xiàn)實路徑[4]。近年來福建省已發(fā)展成為國內(nèi)排名靠前的經(jīng)濟強省。這里以福建省為例，研究縣域城鎮(zhèn)化對共同富裕的影響，以期得出具有實踐意義的結(jié)論，為實現(xiàn)共同富裕，探尋一些合理的改革方略。

2理論分析與研究假設(shè)

縣域城鎮(zhèn)化可破解傳統(tǒng)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，整體提高縣域經(jīng)濟社會發(fā)展水平，縮小縣域和省域間的差異直接影響共同富裕的實施效果。因此提出假設(shè)H1：縣域城鎮(zhèn)化對實現(xiàn)共同富裕有促進作用。

縣域城鎮(zhèn)化可拉動經(jīng)濟增長，通過加快產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，提高第二三產(chǎn)業(yè)的比重，增加鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的領(lǐng)域。并且還會增加當(dāng)?shù)卣氖杖耄屨懈嗟馁Y金滿足諸如基礎(chǔ)建設(shè)等多種投資需求，進一步擴大內(nèi)需，提高居民的收入。因此提出假設(shè)H2：縣域城鎮(zhèn)化對物質(zhì)經(jīng)濟富裕具有推動作用。

共同富裕歸根結(jié)蒂在于解決非均衡問題。由于要素不同導(dǎo)致縣域間不可能做到同步富裕。縣域城鎮(zhèn)化可能有助于拉動落后地區(qū)的經(jīng)濟，進而推動地區(qū)間的均衡發(fā)展，因此再提出假設(shè)H3：縣域城鎮(zhèn)化能縮小縣域間的貧富差異。

3福建省共同富裕水平和縣域城鎮(zhèn)化的測度

3.1數(shù)據(jù)的來源和選取

文章所有原始數(shù)據(jù)均來源于《福建省統(tǒng)計年鑒》（以下簡稱《年鑒》）。因考慮到2012年黨十八大明確提出以縣城為載體的“新型城鎮(zhèn)化”概念，為要確保數(shù)據(jù)的可獲得性，又依據(jù)國家統(tǒng)計局縣級行政區(qū)域的劃分標準，所以選取了福建省共59個區(qū)縣2012-2022年的面板數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。

3.2指標測度方法

按共同富裕內(nèi)涵，再參考劉培林（2021）等多名學(xué)者的研究，共同富裕應(yīng)分為物質(zhì)富裕、精神富裕和差異性三個方面[5]。然而《年鑒》中能反映福建省縣域精神富裕的指標只有教育類指標，因人口數(shù)量逐年下降，福建教育深受影響，導(dǎo)致這些指標不能如實衡量該發(fā)展水平，因此，文章只從物質(zhì)富裕和差異性兩個方面入手。根據(jù)中共中央2022年印發(fā)的《意見》，文章從經(jīng)濟發(fā)展水平、公共服務(wù)水平和城鎮(zhèn)化率三個方面構(gòu)建縣域城鎮(zhèn)化的二級指標。于是，構(gòu)建了衡量福建省縣域共同富裕和縣域城鎮(zhèn)化的指標體系，見表1。

為確保表1中各指標測度水平的客觀性和真實性，這里運用熵權(quán)Topsis法進行測算。

3.3測算結(jié)果

測算結(jié)果見表2。可以看到共同富裕和富裕兩個水平值總體偏低且呈曲折式上升趨勢，有兩處明顯下降，一是在2012年后，此時這兩個指標值均有較明顯下調(diào)，可能是因政策調(diào)整而影響了經(jīng)濟預(yù)期，二是在2019年，因爆發(fā)新冠疫情，導(dǎo)致人均社會消費品零售總額急劇下降，引起以上兩個指標值下降。三種差異值均在2014年達到最大，隨后基本呈收縮趨勢，且它們均值均大于0.6，是共同富裕指標中水平均值最大的，說明福建省經(jīng)濟發(fā)展很不均衡，充分印證“實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵在于解決發(fā)展不平衡不充分的問題”的國情。最后，縣域城鎮(zhèn)化指標在這11年間上升態(tài)勢清晰，與共同富裕水平的變化走勢基本保持一致。

4研究設(shè)計

4.1變量選取

4.1.1被解釋變量

為研究縣域城鎮(zhèn)化對共同富裕、富裕和差異的影響效果，這里將共同富裕、富裕、差異、區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異分別作為被解釋變量進行回歸分析，并分別用Y、Y0、Y1、Y2、Y3表示，具體見表3，它們的數(shù)值均采用表2中的數(shù)據(jù)。

4.1.2核心解釋變量

解釋變量為縣域城鎮(zhèn)化水平，其數(shù)據(jù)也采用上文的測算結(jié)果，用X表示。

4.1.3控制變量

選取縣域生產(chǎn)總值GDP、一般公共服務(wù)支出和公路通車里程做控制變量。

以上變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

4.2計量模型

按上述理論分析，本次研究采用面板數(shù)據(jù)模型進行實證分析，討論縣域城鎮(zhèn)化對共同富裕的影響。數(shù)學(xué)表達式為：

式中X為核心解釋變量，i代表個體，t代表時間，control為控制變量，為控制變量參數(shù)，Y為共同富裕水平，為隨機擾動項。

5實證分析

5.1模型選取

首先需要通過F檢驗確定是個體效應(yīng)模型、個體變系數(shù)模型還是混合模型，當(dāng)確定是個體效應(yīng)模型時，還應(yīng)進行豪斯曼檢驗確定是固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。運用Stata軟件進行模型確定檢驗，結(jié)果見表4。

5.2回歸結(jié)果分析

按照上述結(jié)果，分別做了相應(yīng)類型模型的回歸，得到了如表4所示的回歸結(jié)果。表中帶括號的數(shù)值為經(jīng)過聚類穩(wěn)健標準誤法處理的結(jié)果。結(jié)果顯示，無論有無使用何種標準誤法調(diào)整，在1%置信水平下，X對Y、Y0和三種差異性均有顯著影響；X1在10%置信水平下，對Y0有顯著影響，經(jīng)過聚類穩(wěn)健標準誤法調(diào)整后，它在1%置信水平下對Y和Y0有顯著影響。再看符號，X對Y0的影響是正向的，而對Y1和Y2是負向的，這與預(yù)期吻合；X對Y的影響為負向，而對Y3的是正向，這與預(yù)期不吻合。以上說明，推進縣域城鎮(zhèn)化可以顯著促進縣域經(jīng)濟發(fā)展，提高縣區(qū)的物質(zhì)富裕水平，并且可抑制縣域間的非均衡發(fā)展，縮小共同富裕進程中的差距。但是按表4的結(jié)果，縣域城鎮(zhèn)化卻會“阻礙”共同富裕的實現(xiàn)，這是由于文章中的差異都取了絕對值。由于福建省是國內(nèi)經(jīng)濟強省，大多數(shù)縣區(qū)的人均GDP已超過了全國平均水平，2022年超過全國平值水平的縣最多，有些縣甚至超過了1倍，說明推進縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)確可促進區(qū)縣的經(jīng)濟發(fā)展，把Y3當(dāng)成負向指標應(yīng)是導(dǎo)致X對Y的參數(shù)符號與預(yù)期不符的主因；去掉Y2絕對值后發(fā)現(xiàn)正值數(shù)和負值數(shù)大致相當(dāng)，表明福建省內(nèi)區(qū)縣間的經(jīng)濟落差較大，所以X對Y2的參數(shù)符號與預(yù)期相符，以上說明表4中的結(jié)果能反映實際。于是，去掉Y3，得到新的共同富裕指數(shù)YY，再用上述方法進行回歸和標準誤處理。X對新共同富裕指數(shù)YY在1%顯著水平上有顯著的正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)過聚類穩(wěn)健標準誤法處理，X1對YY在1%顯著水平上也有顯著的正相關(guān)關(guān)系，驗證了推進城鎮(zhèn)化水平對實現(xiàn)共同富裕有促進作用，提高縣域GDP對實現(xiàn)共同富裕也有一定的促進作用。另外，X2和X在經(jīng)過聚類穩(wěn)健標準誤法處理后，對Y2的參數(shù)顯著為負，說明這兩個變量的增加有助于縮小縣域間的差距。

5.3穩(wěn)健性檢驗

為確保上述實證結(jié)果的準確性，應(yīng)進行穩(wěn)健性檢驗，采用替換變量的方式。考慮到縣域城鎮(zhèn)化水平是經(jīng)前述熵權(quán)Topsis法計算得到的綜合指數(shù)，較難尋得其它變量作為它的替換變量，因此，這里城鎮(zhèn)化率（Z）代替X進行以上模型的回歸，以驗證上述結(jié)論的穩(wěn)健性，得到表5，核心解釋變量和縣域GDP對六個被解釋變量的參數(shù)的符號及顯著性仍然和表4的結(jié)果一致，再次驗證縣域城鎮(zhèn)化有助于共同富裕和物質(zhì)富裕的提升，并能促進縣域經(jīng)濟的均衡發(fā)展，亦即前文提出的三個假設(shè)是成立的。

6結(jié)論和建議

本次研究得到以下主要結(jié)論：一是推進縣域城鎮(zhèn)化對共同富裕有一定促進作用。二是推進縣域城鎮(zhèn)化有助于鄉(xiāng)村經(jīng)濟的發(fā)展，促進城鄉(xiāng)物質(zhì)富裕水平的提高，有助于縮小縣域間的差距。三是縣域經(jīng)濟對物質(zhì)富裕和共同富裕都有顯著的正相關(guān)關(guān)系，對縮小縣域間的差距有一定的促進作用。基于此，提出如下建議：第一，加強鄉(xiāng)村振興，整體提升縣域經(jīng)濟。3年新冠疫情沖擊，加上嚴峻復(fù)雜的國際環(huán)境，未來經(jīng)濟復(fù)蘇將是一個波浪式前進的過程，因此要固本培元，協(xié)同鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略推進縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)，激發(fā)縣域經(jīng)濟。第二，合理規(guī)劃、縮小區(qū)域間差距。實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵在于解決發(fā)展非均衡問題。這需要各省份統(tǒng)籌規(guī)劃、合理布局，在轄區(qū)內(nèi)加快暢通縣域間的要素流動，讓經(jīng)濟領(lǐng)先縣帶動滯后縣共同發(fā)展，通過提升整體省份的發(fā)展水平，逐步縮小與其他先進省份的差距，最終達到共同富裕。第三，加強落后區(qū)縣的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。推進縣域城鎮(zhèn)化的目的是要整體提升區(qū)縣城鄉(xiāng)居民的福祉水平，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)一直都是經(jīng)濟發(fā)展和美化城市的基礎(chǔ)條件，大力加強落后區(qū)縣的交通、水利、電力等方面的基礎(chǔ)建設(shè)，有助于加快縣域城鎮(zhèn)化的速度。第四，提升政府職能功效。推動縣域城鎮(zhèn)化實現(xiàn)共同富裕不是一蹴而就的，不僅需要全社會的參與和支持，更需要政府充分發(fā)揮職能，積極推動改革創(chuàng)新、盡可能減少各種政策壁壘，提高服務(wù)能效，為加快助力我國經(jīng)濟社會的發(fā)展提供更多的支持和保障。

參考文獻

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作者簡介：俞俏萍（1973—），女，漢族，浙江諸暨人，碩士研究生，副教授，研究方向：金融經(jīng)濟。

課題項目：2022年福建省委教育工作委員會“我為建設(shè)新福建獻良策”（統(tǒng)一戰(zhàn)線專項）項目“共同富裕導(dǎo)向下的縣域城鎮(zhèn)化”（項目編號JAT22065）。