縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕的影響研究

摘要：在扎實推動共同富裕的關鍵時期，充分發揮政策優勢對實現城鄉共同富裕具有重要意義，但卻鮮有學者聚焦縣級基本財力保障機制這一政策對城鄉共同富裕的影響效應展開分析。基于2011—2022年572個縣級區面板數據，將縣級基本財力保障機制視為一項準自然實驗，創新性地實證檢驗縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕的影響效應與作用路徑。研究發現，縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕產生正向推動作用，且該結論經過系列穩健性檢驗之后仍然成立。異質性檢驗發現，相比東、中、東北地區及勞動要素轉移程度較高的縣級區，縣級基本財力保障機制建設對西部、勞動要素轉移程度較低的縣級區城鄉共同富裕驅動作用更為顯著。中介作用機制檢驗發現，縣級基本財力保障機制建設主要通過調節資本配置扭曲、均衡公共服務供給間接驅動城鄉共同富裕。調節效應檢驗證實，數字普惠金融在縣級基本財力保障機制建設促進城鄉共同富裕中發揮調節作用。研究結論既從縣級基本財力保障機制建設的政策視角為推動城鄉共同富裕提供新經驗，也從調節資本配置扭曲、均衡公共服務供給、數字普惠金融視角為更好發揮縣級基本財力保障機制建設對共同富裕的促進作用提供新的參考依據。

關鍵詞：縣級基本財力保障機制；城鄉共同富裕；公共服務供給；資本要素配置；數字普惠金融

文章編號：2095-5960（2025）01-0021-10；中圖分類號：F812.2；文獻標識碼：A

一、引言與文獻述評

受長期二元經濟體制與要素機制的深刻影響，城鄉絕對收入差距、公共服務供給呈現漸次擴大趨勢，導致城鄉發展不平衡不充分問題仍然突出，漸次成為阻礙扎實推動共同富裕的深溝壁壘。［1］邁入扎實推動共同富裕的新發展階段，需充分認識破解城鄉發展失衡問題的緊迫性與重要性，堅持以城鄉產業發展融合化為全局性支撐、以城鄉公共服務均等化為戰略性支持、以城鄉要素配置合理化為基礎化原則、以城鄉居民收入均衡化為持續性遵循，將城鄉共同富裕作為實現全體人民共同富裕的前提抓手。所謂城鄉共同富裕，即指城鄉居民物質財富共同增長、公共服務平衡均等、生態文明協同提升與精神生活和諧共享，既是全體人民共同富裕的階段目標，也是全體人民共同富裕的關鍵維度。仍需注意，城鄉之間要素資源錯配、經濟循環梗阻及基礎設施差距依然凸顯，阻礙城鄉居民共享發展成果，對城鄉共同富裕形成阻滯效應。現階段，學界已經圍繞驅動城鄉共同富裕的制度因素、金融因素與產業因素展開廣泛探討。其一，驅動城鄉共同富裕的制度因素。宋永華依托城鄉動態隨機一般均衡模型，實證得知政府一般公共預算支出、基金公共預算支出可助力城鄉經濟融合發展、縮小城鄉收入差距，促進城鄉共同富裕。［2］其二，驅動城鄉共同富裕的金融因素。楊芳實證得知，數字普惠金融既可提高城鄉富裕程度，也可提升城鄉共享水平，為城鄉共同富裕提供金融動能。［3］其三，驅動城鄉共同富裕的產業因素。王琴等實證得知，農村產業融合可有效補齊縣域發展短板，助力城鄉共同富裕。［4］需要指出的是，鮮有文獻聚焦政策因素與城鄉共同富裕的具體聯系進行深入探討，以至于城鄉共同富裕的政策驅動研究領域仍存在一定空白。

作為扎實推動城鄉共同富裕的重要主體，中央及地方政府深入實施了電子商務進農村綜合示范縣、縣級基本財力保障機制在內的系列政策，旨在通過強化縣級經濟收入、完善財政補償機制助力調節縣級財政失衡困頓，為城鄉共同富裕提供縣級財政機制支持。其中，縣級基本財力保障機制是財政部自2013年起實施的重要財政政策，也是政府部門協調城鄉發展不平衡不充分的核心財政措施，主要通過獎補結合等轉移支付措施筑牢農村基本公共服務與物質共享的財政基礎。這一背景下，部分學者圍繞縣級財政改革對城鄉差距的影響展開探討，為本研究的開展提供有益參考。譚之博等、方紅生等以省直管縣改革為準自然實驗，探討得知省直管縣財政改革有助于縮小城鄉收入差距，且該影響效應具有持續性。［5，6］不可忽略的是，縣級基本財力保障機制作為中央財政體制改革的直接政策產物，核心職能是通過財政支持補齊縣域社會經濟發展短板，卻鮮有文獻探討縣級基本財力保障機制是否能夠切實推動城鄉共同富裕。

綜合上述文獻研究結論及理論述評不難發現，學界對于縣級基本財力保障機制的政策效應以及城鄉共同富裕的政策驅動因素并未進行深入探討，仍然存在一定短板。對比而言，本研究邊際貢獻可能在于：在研究主體層面，將縣級基本財力保障機制同城鄉共同富裕納入同一研究框架，豐富縣級基本財力保障機制政策效應以及城鄉共同富裕政策驅動因素的主體研究。在研究內容層面，一方面，以資本配置扭曲與公共服務供給為中介變量，探討縣級基本財力保障機制對城鄉共同富裕影響的中介作用機制；另一方面，以數字普惠金融為調節變量，辨析政府“有為之手”與市場“無形之手”協同配合對城鄉共同富裕的影響效應。通過上述研究創新，為新發展階段扎實推進城鄉共同富裕尋求新動能提供經驗證據。

二、理論機制與預期假設

（一）縣級基本財力保障機制與城鄉共同富裕

在宏觀層面上看，縣級基本財力保障機制屬于中央政府以縣級行政區劃為抓手，著力縮小城鄉差距的財政手段。具體而言，縣級基本財力保障機制通過中央財政資金直達方式，實現轉移支付分配模式優化，推動更多資金直達市縣基層，縮小城鄉之間的“財力”差距，為做大城鄉共同富裕“蛋糕”提供財政支持。［7］從微觀層面上看，縣級基本財力保障機制通過鞏固完善城鄉統一、重在農村的經費保障機制，提高農村基本醫保、衛生服務經費等領域人均財政補助標準，為農村群眾提供基本生活的財政保障，利于分好城鄉共同富裕“蛋糕”。此外，財政部門在建立縣級基本財力保障機制的同時，要求省、市級財政部門配套構建縣級財政運行監控體系，確保縣級基本財力保障機制能夠全面投入農村發展領域，支持農業農村經濟發展與公共服務效能提升，切實發揮其對城鄉共同富裕的驅動作用。基于上述理論分析，提出如下待驗證假設。

假設1：縣級基本財力保障機制利于驅動城鄉共同富裕。

（二）資本配置扭曲與公共服務供給的中介作用機制

受歷史發展因素影響，城鄉之間存在典型二元分割體制現象，導致社會資本傾向投資城市工業、商業領域，致使農業這一弱質產業發展所需的資本出現缺位，由此衍生城鄉資本配置扭曲現象。縣級基本財力保障機制建設通過政策手段介入資本要素市場，矯正資本要素城鄉失衡錯配現象，從源頭上暢通城鄉經濟循環流動網絡，為城鄉共同富裕提供資本要素支持。具體而言，縣級基本財力保障機制作為中央政府支持縣級政府彌補減收增支資本缺口的一般性轉移支付內容，本質屬于常態化財政資金直達項目，即通過中央對縣直接撥付資金的方式填補農民資本缺口，調節城鄉資本市場配置扭曲現象。在資本下沉農村的前提條件下，農民可以借助資本支持引進先進生產技術、農業設備，切實提高農業產能效益和農民經濟收入，以此縮小城鄉居民收入差距，逐步實現城鄉共同富裕。［8］不僅如此，資本下鄉也可提升農民創新創業活躍度，拓寬農民收入來源，扎實推動城鄉共同富裕。基于上述分析，提出如下待驗證假設。

假設2：縣級基本財力保障機制建設通過調節資本配置扭曲，間接助力城鄉共同富裕。

受“城市優先”發展策略影響，城鄉之間醫療衛生、公共教育、社會保障等諸多公共服務資源分布存在明顯不均，對實現城鄉共同富裕產生阻礙。縣級基本財力保障機制建設初衷即“增強基層政府提供公共服務的能力”，旨在通過中央財政支持為城鄉公共服務均等化提供充足政策助力。直觀來看，縣級基本財力保障機制建設會強化農村教育、社會保障及醫療衛生項目資金投入，增加農村公共服務產品數量，促使城鄉居民能夠享受均等公共服務。同時，縣級基本財力保障機制建設通過財政支持強化農村公共服務供給，在一定程度上避免農村居民需要自行支出購買公共服務，以此增加農村人力資本儲蓄、縮小城鄉收入差距，逐步實現城鄉共同富裕。另外，縣級基本財力保障機制建設也會設置財政正向激勵措施，引導地方政府在農村公共服務領域投入更多資源，促使城鄉公共服務均等化發展，逐步實現城鄉共同富裕。基于上述分析，提出如下待驗證假設。

假設3：縣級基本財力保障機制建設通過均衡公共服務供給，間接驅動城鄉共同富裕。

（三）數字普惠金融的調節效應

扎實推動城鄉共同富裕不僅需要政府部門“有為之手”的核心主導，更需市場部門“無形之手”的系統配合，通過政府財政與市場金融雙維聯動驅動城鄉共同富裕。縣級基本財力保障機制作為政府部門“有為之手”的典型代表，以縣級為主、市級幫扶、省級兜底、中央激勵為運行原則，通過強化財政轉移支付為基層政府實施公共管理、提供基本公共服務以及落實各項民生政策提供充足財力支持。［9］數字普惠金融作為普惠金融與數字技術的有機互補產物，以可控成本向被排斥在金融體系之外的農村弱勢群體和涉農中小微企業提供高質量金融服務，具有顯著的包容性與可持續性。微觀層面，縣級基本財力保障機制通過強化農村基層的財力傾斜和支持力度，強化農村地區數字基礎設施建設投入，有效彌合城鄉數字鴻溝，切實驅動城鄉共同富裕。同時，基于縣級基本財力保障機制賦能數字基礎設施建設完善這一契機，數字普惠金融下沉農村已經具備技術條件，可有效拓寬農村金融服務廣度、深化金融服務深度，縮小城鄉金融服務差距，助力城鄉共同富裕。宏觀層面，縣級基本財力保障機制通過財政手段為縣域公共設施建設、公共服務供給提供廣泛層面的資金支持。數字普惠金融則利用大數據、區塊鏈等數字技術的特性實現農村用戶融資需求與銀行產品精準匹配，將財政金融支持主體具化到戶，實現精準滴灌。［10］基于上述理論分析，提出如下待驗證假設。

假設4：數字普惠金融在縣級基本財力保障機制驅動城鄉共同富裕的過程中發揮調節效應。

三、研究設計

（一）變量設定

1.被解釋變量：城鄉共同富裕（URCP）

黨的十八大報告圍繞經濟建設、政治建設、文化建設、社會建設和生態文明建設“五位一體”進行戰略布局，為扎實推動城鄉共同富裕提供宏觀指導。隨后，黨的十九大、二十大報告再次強調“明確‘五位一體’總體布局”，為精準衡量城鄉共同富裕水平提供有益參考。就當下研究來看，學界普遍是從經濟、政治、文化、社會、生態等多個維度切入探討城鄉關系。［11］同時，部分學者在衡量城鄉共同富裕時，雖然選擇城鄉聯動、城鄉差距等不同維度，但其在具體三級指標選擇時，仍然屬于經濟、政治、文化、社會、生態等范疇。已有研究認為，城鄉共同富裕屬于城鄉關系的具化表現，在衡量時應當遵從政策部署與城鄉關系的衡量邏輯，以經濟、政治、文化、社會、生態等多個維度切入構建相關指標體系。［12］因此，本文基于“五位一體”戰略部署并結合學界既有研究，以城鄉經濟協同、城鄉政治互動、城鄉文化融通、城鄉社會融合、城鄉生態聯動五個維度為切入點，構建城鄉共同富裕指標評價體系，如表1所示。在此基礎上，使用熵權-TOPSIS法進行測度，最終獲得城鄉共同富裕指數。

2.解釋變量：縣級基本財力保障機制建設（AMEB）

以縣級基本財力保障機制建設為準自然實驗，使用政策虛擬變量衡量某縣級區是否受到保障機制的政策干預。若某縣級區受到政策干預，則將該虛擬變量賦值為1，否則為0。根據2013年與2017年《中央財政縣級基本財力保障機制獎補資金管理辦法》政策規范要求，縣級基本財力保障機制保障對象限定為全國各縣、縣級市及農業人口占轄區內總人口比重超過50%的縣級區。有鑒于此，研究將農村戶籍人口占轄區內部人口比重超過50%的縣級區列為試驗組，將比重低于50%的縣級區納為對照組。

3.中介變量

（1）資本配置扭曲（DCAN）。Hsieh-Klenow方法可以測算要素實際配置同最優配置的差距，充分揭示要素市場扭曲的影響作用。因此，使用Hsieh-Klenow拓展模型測算資本配置扭曲指數。具體公式如下：

DCANit=Kit/KtSitaki/ak（1）

式中，i、t分別代表縣級區與年份；Kit、Kt依次代表各縣級區的資本使用量與所屬城市資本使用量；Sit代表各縣級區產值占所屬城市產值的比重；aki代表各縣級區資本使用量對城市產出的貢獻值；ak為使用產值加權后的資本貢獻值。在此基礎上，根據資本配置扭曲指數判斷資本配置扭曲情況，若最終指數大于1，表明該縣級區資本配置過度；若最終指數等于1，說明該縣級區資本配置達到最優狀態，并無扭曲現象；若最終指數小于1，表明該縣級區資本配置不足。

（2）公共服務供給（PSSY）。使用超效率SBM方向性距離函數測算公共服務投入產出效率，作為公共服務供給的替代變量。在投入指標方面，考慮到國內公共服務多數是由政府部門提供，且人員、物資數據難以獲取，故選定公共服務財政支出規模作為投入指標。在產出指標方面，使用人均城市道路面積、醫療保險參與人數、千人教師數量及千人醫師執業人數衡量。

4.調節變量：數字普惠金融（DIFE）

中國社會科學院農村發展研究所立足縣域層面發布《中國縣域數字普惠金融發展指數報告》，對支付、信貸、授信、理財、保險五類數字普惠金融服務項目進行系統評價，獲得較為權威的縣級層面數字普惠金融指數。因此，本文以該報告公開指數衡量數字普惠金融。

5.控制變量

借鑒已有研究［13-15］，控制如下變量：（1）技術創新水平（TINL），技術創新可推動質量變革、效率提升與動力升級，為城鄉共同富裕發展提供技術支撐，使用人均擁有專利申請受理量衡量。（2）農村土地流轉（RLCN），農村土地流轉是增加農民經濟收入、縮小城鄉經濟差距的重要舉措，對城鄉共同富裕具有重要推動作用，使用農村土地流轉規模的對數表示。（3）經濟發展基礎（FEDT），經濟發展基礎是驅動城鄉共同富裕的基本條件，也是“做大蛋糕”的具體表現，使用區域GDP的對數表征。（4）老齡人口結構（TASE），老年人口屬于農村群體特殊人群，是實現城鄉共同富裕的必要部分，使用65歲以上人口數量占總人口數的比重表示老齡人口結構。（5）城鎮化水平（UNEL），城鎮化水平是推動城鄉深度融合的重要舉措，在一定程度上對城鄉共同富裕具有重要影響，以年末城鎮常住人口數與年末區域常住人口總數的比重表示。

（二）模型構建

1.雙重差分模型

將縣級基本財力保障機制建設的準自然實驗作為外生沖擊，構建雙重差分模型如下：

URCPit=α0+α1AMEBit+anCONTROLit+λi+λt+εit（2）

式（2）中，URCPit代表i縣級區在t年的城鄉共同富裕水平；AMEB代表縣級基本財力保障機制建設；CONTROLit表示一系列可能影響城鄉共同富裕的控制變量；λi、λt表示區域固定效應與時間固定效應；εit表示隨機誤差項。另外，α0為截距項，an為控制變量系數。

2.中介作用機制檢驗模型

根植于江艇關于中介作用機制檢驗的處理思路［16］，構建如下模型：

Mit=γ0+γ1AMEBit+γnCONTROLit+λi+λt+εit（3）

URCPit=β0+β1AMEBit+β2M+βnCONTROLit+λi+λt+εit（4）

式（3）中，M為中介變量，包括資本配置扭曲與公共服務供給。其余變量含義均同式（1）。

3.調節效應模型

構建調節效應模型如下：

URCPit=φ0+φ1DIFEit+φnCONTROLit+λi+λt+εit（5）

URCPit=φ0+φ1AMEBit+φ2DIFEit+φ3AMEBit×DIFEit+φnCONTROLit+λi+λt+εit（6）

式（5）（6）中，DIFEit為數字普惠金融，AMEBit×DIFEit為縣級基本財力保障機制建設與數字普惠金融的交互項，其余變量含義同上。

（三）樣本選擇與數據來源

基于研究樣本數據可得性，在剔除405個縣級區后最終選定572個縣級區作為研究樣本，當中358個縣級區為實驗組、214個縣級區為對照組。同時，考慮到縣級基本財力保障機制實施于2011年，將研究區間界定為2011—2022年。研究數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》《中國縣域統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國縣域數字普惠金融發展指數報告》，以及CSMAR（中國縣域經濟研究數據庫）、EPS（縣市統計數據庫）。部分數據源于財政部及各市縣財政局官網、國家及各省市統計公報。針對部分縣級區偶有年限數據異常、丟失的情況，使用拉格朗日函數插值法與線性插值法進行補齊。

四、實證分析

（一）基準回歸檢驗

基于前文所構式（1）進行回歸，結果列于表2。數據顯示，核心解釋變量的系數均在1%置信水平上顯著為正，表明縣級基本財力保障機制建設可正向推動城鄉共同富裕。以列（4）為基準進行分析可以發現，縣級基本財力保障機制建設促使試驗組城鄉共同富裕水平顯著提高7.9%，初步驗證假設1。分析產生這一現象的原因，縣級基本財力保障機制建設能夠有效發揮中央財政轉移支付對農業農村發展的支持效能，通過完善農業農村基礎設施、公共服務、經濟收入短板，逐步縮小城鄉多維差距，為城鄉共同富裕有效賦能。

（二）平行趨勢檢驗

借鑒Beck的思路使用事件研究法進行平行趨勢檢驗［17］，結果如圖1所示。可以發現，縣級基本財力保障機制建設之前，試驗組同對照組的城鄉共同富裕并不存在顯著差異；縣級基本財力保障機制建設之后，系數顯著為正且呈現持續上升態勢，通過平行趨勢檢驗。

（三）穩健性檢驗

1.PSM-DID檢驗

將技術創新水平、農村土地流轉、經濟發展基礎、老齡人口結構及城鎮化水平等控制變量作為匹配變量，使用近鄰匹配尋找條件最為接近的對照組，將匹配數據重新回歸，結果列于表4列（1）。根據回歸結果顯示，縣級基本財力保障機制建設的影響系數為0.064，仍在1%置信水平通過檢驗，證實基準回歸結果具有穩健性。

2.截斷研究區間

鄉村振興戰略是以產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕為總要求，通過中央、地方聯動全方位驅動“三農”發展。為規避鄉村振興戰略實施以后對研究結果產生干擾，研究將起止年份截斷為2011—2018年重新回歸，結果詳見表3列（2）。根據數據顯示，截斷研究區間以后，縣級基本財力保障機制建設的影響系數降為0.023，但仍在1%水平上顯著，進一步證實基準回歸結果穩定。

3.排除競爭假說

將房地產企業數量（HAES）作為控制變量納入式（1）重新回歸，結果列于表4列3。可以發現，房地產企業數量以后的擬合系數同基準回歸系數相似，同樣在1%的水平上顯著。然而，房地產企業數量的回歸系數并不顯著，說明基準回歸結果并未受到房地產企業數量干擾，再次證實基準回歸結果具有穩健性。

4.剔除政策干擾

將電子商務進農村的試點縣從研究樣本中剔除，在此基礎上重新進行回歸。可以知悉，剔除電子商務進農村示范縣試點政策干擾以后，縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕的影響效應依然顯著為正，確保基準回歸結果具有穩健性。

5.安慰劑檢驗

在全部縣級區樣本中隨機抽取同等數量的“虛假”試驗組，進一步開展回歸，得到縣級基本財力保障機制建設的回歸系數。考慮到外部其他小概率事件的影響，重復進行500次隨機抽樣，結果詳見圖2。可以知悉，圖中回歸系數分布服從正態分布，遠低于基準回歸的系數0.079，證明結果通過安慰劑檢驗。

（四）異質性分析

1.地理區位差異

依據各樣本所屬區域將樣本歸類為東部、中部、西部及東北區域進行分組回歸，結果如表4所示。可以知悉，東部、中部及東北縣級基本財力保障機制建設的回歸系數分別為0.013、0.033、0.021，依次在10%、5%、5%水平上顯著；西部縣級基本財力保障機制建設的回歸系數最大為0.042，且在1%置信水平上顯著。也就是說，縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕的驅動作用呈現“西部gt;中部gt;東北gt;東部”依次遞減趨勢。

2.勞動要素轉移差異

按照（1-農林牧漁從業人員/農村人員總數）衡量勞動力轉移程度，并將均值作為分界線。其中，高于分界均值視為高轉移水平，低于分界均值視為低轉移水平。在此基礎上展開分類回歸，結果列于表4列（5）（6）。根據表中數據顯示，縣級基本財力保障機制建設對勞動要素轉移程度較低的縣級區城鄉共同富裕水平驅動作用更為顯著，相應影響系數為0.085，在1%水平上顯著。而勞動要素轉移程度較高的縣級基本財力保障機制建設影響系數僅為0.062，且在5%水平上顯著。

五、機制檢驗

（一）中介作用機制檢驗

根據所構機制檢驗模型進行中介作用機制驗證，結果詳見表5。表中列（1）、列（2）綜合考察資本配置扭曲的作用機制，列（3）、列（4）主要核驗公共服務供給的中介作用機制。列（1）數據顯示，縣級基本財力保障機制的影響系數為-0.023，在1%水平上通過顯著性檢驗，證實縣級基本財力保障機制建設可以調節資本配置扭曲現象，滿足中介作用機制檢驗前提條件。列（2）數據顯示，資本配置扭曲對城鄉共同富裕的影響系數為-0.014，同樣在1%水平上通過顯著性檢驗。綜合列（1）、列（2）數據可知，縣級基本財力保障機制建設可調節資本配置扭曲現象，助力城鄉共同富裕發展，假設2得到驗證。

同時，列（3）數據顯示縣級基本財力保障機制的影響系數為0.016，在1%水平上通過顯著性檢驗，證明縣級基本財力保障機制建設可積極促進公共服務供給，符合中介作用機制檢驗的前置條件。進一步實證結果顯示，公共服務供給的影響系數為0.032，同樣在1%水平上顯著。可以知悉，縣級基本財力保障機制建設可通過均衡公共服務供給促進城鄉共同富裕，假設3得到證實。

（二）調節效應檢驗

依托研究設計所構調節效應檢驗模型進行回歸，結果詳見表6。根據表中數據顯示，數字普惠金融與縣級基本財力保障機制建設的交互項系數為0.082，在1%水平上顯著，證實數字普惠金融在縣級基本財力保障機制建設與城鄉共同富裕之間具有顯著正向調節作用。另外，在數字普惠金融調節作用下，縣級基本財力保障機制建設的回歸系數相比基準回歸系數有所提升，表明數字普惠金融可以擴大縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕的促進作用，假設4得到證實。

六、結論與建議

（一）結論

研究基于2011—2022年572個縣級區面板數據，以縣級基本財力保障機制為準自然實驗，借助雙重差分、機制檢驗及調節效應模型實證探討縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕的影響效應與作用路徑。研究獲得如下新結論：縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕具有正向推動作用，且該結論經過PSM-DID、截斷研究區間、排除競爭假說、剔除政策干擾及安慰劑等系列穩健性檢驗后依然成立。異質性檢驗發現，縣級基本財力保障機制建設對城鄉共同富裕的驅動效應呈現“西部gt;中部gt;東北gt;東部”依次遞減趨勢；相比勞動要素轉移程度較高的縣級區，縣級基本財力保障機制建設對勞動要素轉移程度較低的縣級區城鄉共同富裕驅動作用更為顯著。中介作用機制檢驗發現，縣級基本財力保障機制建設主要通過調節資本配置扭曲、均衡公共服務供給間接驅動城鄉共同富裕發展。調節效應檢驗證實，數字普惠金融在縣級基本財力保障機制建設促進城鄉共同富裕中發揮調節作用。整體而言，研究創新性地論證縣級基本財力保障機制建設與城鄉共同富裕的關系，并深入探討調節資本配置扭曲、均衡公共服務供給、數字普惠金融在其中的作用機制，可為扎實推動城鄉共同富裕提供新的參考依據。

（二）建議

1.建設縣級基本財力保障服務平臺，注入數字新動力

政府部門可依托國家政務服務平臺基礎架構，創新性地開通縣級基本財力保障機制服務功能，通過平臺數據錄入及時明確各縣級區經濟、政治、文化、社會、生態文明建設現狀。進一步地，中央及地方可利用平臺數據動態調整資金保障標準，補齊農業農村經濟發展短板，為城鄉共同富裕提供支持。同時，科技部門也可將區塊鏈、大數據技術融入縣級基本財力保障機制的數字服務平臺建設過程，利用大數據技術征集縣級基礎數據，借助區塊鏈不可篡改優勢確保錄入數據的準確可信度，提升縣級基本財力保障機制執行效率。此外，政府部門也可依托數字平臺數據共享功能構建縣級基本財力保障機制監管空間，統籌進行審批監管、服務監管、聯合監管，確保縣級基本財力保障能夠落實到位，助力城鄉共同富裕發展。

2.打造區域協調發展合作框架，開拓協作新空間

順應東部產業向中、西及東北遷移的政策部署，一方面，東部地區政府部門應當發揮先發帶動優勢，與東北、西部、中部地區簽署跨區域戰略合作框架協議，推動工作機制共商、基礎設施共建、產業生態共創、公共環境共治、區域資源共享，利用東部地區成熟操作經驗帶動其他地區共同發展，助力城鄉共同富裕提質增效。另一方面，東部地區企業應基于自身城鄉產業融合發展經驗，利用“東數西算”“對口幫扶”等政策契機同西部建立企業層面合作框架，助推東部同其他區域由政策推動向項目合作轉變、從傳統領域合作向高科技和現代服務合作變革，為城鄉共同富裕注入企業動能。

3.構筑勞動要素回流體制機制，推動要素市場化

一方面，地方政府部門應從頂層設計著手，完善返鄉就業創業激勵政策。地方政府應持續推動返鄉入鄉創業政策出臺、試點建設和經驗交流，指導各地構建返鄉入鄉創業支持政策體系，通過政策效應吸引高質量勞動要素回流，為城鄉共同富裕提供勞動要素支持。另一方面，地方政府應從產業融合發力，發揮鄉村產業吸引效應。地方政府應當全面推進鄉村旅游、農村電商、農副加工等業態融合發展，通過優化產業結構提升鄉村非農就業崗位數量，吸引城市勞動要素回流，以此助力提高農民收入水平，逐步實現城鄉共同富裕。

4.構建數字普惠金融助農生態，夯實金融基本盤

第一，政府部門需要引導銀行、保險、證券等金融機構協同合作，構建系統配套、分工明確的農村數字普惠金融服務網絡，建立健全與地方農村實際情況相適應的數字普惠金融組織、產品體系，為補齊農村金融服務短板、城鄉共同富裕提供全方位數字普惠金融支持。第二，金融機構應持續推進大數據、區塊鏈、物聯網等技術手段融入數字普惠金融助農業務體系，借助數字技術手段推進金融助農服務標準化、批量化，持續降低數字普惠金融助農服務成本，提升數字普惠金融助農可持續性，進一步賦能城鄉共同富裕。當然，政府部門也可通過結構性貨幣政策工具為數字普惠金融機構提供流動性定向支持，通過政府、市場聯動為城鄉共同富裕提供財政支持。

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A Study on the Impact of the Construction of County-level Basic Financial Security Mechanism on Urban and Rural Common Prosperity-Evidence Based on Quasi Natural Experiments

LI Caiping，ZHANG Shoufu

（Shanxi University， School of Marxism， Taiyuan， Shanxi 030031， China）

Abstract：

In the critical period of solidly promoting common prosperity， fully leveraging policy advantages is of great significance for urban-rural common prosperity， but few scholars have focused on the impact of the county-level basic financial guarantee mechanism policy on urban-rural common prosperity. Based on panel data from 572 county-level districts from 2011 to 2022， the county-level basic financial guarantee mechanism is regarded as a quasi natural experiment to innovatively empirically test the impact and path of the construction of the basic financial security mechanism at the county level on the common prosperity of urban and rural areas.Research has found that the construction of county-level basic financial security mechanisms has a positive promoting effect on the common prosperity of urban and rural areas， and this conclusion still holds after a series of robustness tests. Heterogeneity testing found that compared to the eastern， central， and northeastern regions， as well as county-level areas with higher levels of labor factor transfer， the construction of county-level basic financial security mechanisms has a more significant promoting effect on the common prosperity of urban and rural areas in the western region and county-level areas with lower levels of labor factor transfer. The inspection of the intermediary mechanism found that the construction of the basic financial security mechanism at the county level mainly indirectly promotes the common prosperity of urban and rural areas by adjusting the distortion of capital allocation and balancing the supply of public services. The regulatory effect test confirms that digital inclusive finance plays a regulatory role in promoting common prosperity between urban and rural areas through the construction of county-level basic financial security mechanisms. The research conclusion provides new experience for the development of urban and rural common prosperity from the policy perspective of building a county-level basic financial guarantee mechanism， and also provides new reference for better playing the promoting role of county-level basic financial guarantee mechanism construction in promoting common prosperity from the perspectives of regulating capital allocation distortion， balancing public service supply， and digital inclusive finance.

Key words：

in the critical period of solidly promoting common prosperity， fully a county-level basic financial guarantee mechanism; common prosperity between urban and rural areas; public service supply; allocation of capital; digital inclusive finance

責任編輯：蕭敏娜

收稿日期：2023-12-04

基金項目：教育部基金項目“中國典型區域城市收縮的多維識別及其響應模式研究：以東北地區和川渝地區例”（21XJC790010）。

作者簡介：李彩平（1986—），女，山西呂梁人，山西大學馬克思主義學院博士研究生，研究方向為馬克思主義中國化與土地財政改革；張守夫（1966—），男，山西大同人，博士，山西大學馬克思主義學院教授、博導，研究方向為馬克思主義基本原理與“三農”問題。