收入分配优化驱动共同富裕的实证检验

李 玲

（中国共产党北京市大兴区委党校，北京 102600）

一、引言

共同富裕目标的稳步推进是实现经济高质量发展的先决条件，在助力区域协调发展、完善社会主义市场经济体制方面具有重要的战略地位[1]。自国家创新性提出以普遍富裕为内核的共同富裕目标以来，这一概念多次出现于中央及地方政策性指导文件中，已然成为新时代实现区域协调发展、促进经济高质量增长的风向标。为从根本上缓解区域发展失衡问题、推动经济高质量增长，习近平总书记于2021 年5 月明确指出，“要抓紧制定促进共同富裕行动纲要”，“形成中间大、两头小的橄榄型分配结构，使全体人民朝着共同富裕目标扎实迈进”。党的二十大报告进一步强调，“紧紧抓住人民最关心、最直接、最现实的利益问题，扎实推进共同富裕”。因此，调整收入分配结构，加快构建三次分配协调配套的基础型制度安排，是实现共同富裕的迫切需要[2]。那么，作为调整收入分配结构的关键抓手，收入分配优化能否驱动共同富裕发展进程？二者间存在怎样的作用机理？准确回答上述问题不仅有助于深化收入分配制度改革，而且可以为中国实现共同富裕目标提供理论与实践支持。

学术界对收入分配优化与共同富裕的关注愈加强烈，并形成了丰硕的研究成果，主要集中在以下方面：一是聚焦于收入分配优化的分析论述。张天姣(2021)从共享发展理念视角分析收入分配制度改革进程，并提出构建“橄榄型”收入结构、建立长效共享发展机制、打造公共服务均等化发展格局的优化路径[3]。Nishi Hiroshi(2021)从产能过剩角度出发，对劳动生产率进行深入剖析，并指出收入分配参数是主导经济活动水平的关键影响因素[4]。二是侧重于共同富裕发展的相关研究。Kakwani 等(2022)以机会不平等测度为基础计算共同富裕指数，衡量国家共同富裕程度，表示劳动力市场绩效以及社会政策改善是实现共同富裕的根本途径[5]。钞小静、任保平(2022)从财富收入、发展能力与民生福祉三大角度构建共同富裕评价指标体系并据此展开分析，认为发展成果共享程度是反映共同富裕水平的关键要素[6]。

随着收入分配格局的调整与重塑，越来越多学者着力从收入分配优化视角对共同富裕发展变化进行全新阐释。孙豪、曹肖烨(2022)以收入分配制度演进历程为切入点，发现收入分配优化从注重效率转向兼顾公平，通过初次分配、再分配与三次分配显著推动共同富裕发展[7]。钱诚(2021)立足缩小居民收入差距面临的困境，从改革居民工资性收入制度、扩充居民财产性收入渠道、规范收入分配秩序等角度提出收入分配优化路径，以期实现共同富裕[8]。罗娟、彭伟辉(2022)就收入分配促进共同富裕的理论机理展开分析，以共同富裕发展为宗旨，提出推动要素市场化改革、深化财政税收制度改革等收入分配优化路径[9]。因此，从理论视角来看，加大收入分配优化力度或将成为驱动共同富裕发展、实现经济高质量增长的重要突破口。

现有文献从不同视角探究收入分配优化与共同富裕，但相关研究仍存在些许提升空间：一方面，关于收入分配优化与共同富裕发展的研究主要侧重于理论分析领域，且多从演进规律、推进路径等角度加以探析，缺乏可量化的实证研究。另一方面，有关共同富裕发展的测度多从个体发展水平、成果共享水平等单一维度进行测量，与共同富裕中的全面富裕、普遍富裕内涵契合性较弱。有鉴于此，文章在整合前人研究成果的基础上，结合共同富裕发展内涵，从文化富裕、精神富裕、物质富裕与社会富裕维度构建共同富裕评价指标体系，并据此衡量共同富裕发展水平。同时，以2013—2020 年中国31 个省份面板数据为基础，构建空间计量模型对收入分配优化驱动共同富裕发展的作用机理进行实证检验，为后续深化收入分配制度改革、推进共同富裕发展的研究提供实践支撑。进一步基于文章分析成果，提出针对性对策，以期为深入推进收入分配改革、弥合居民收入差距、实现共同富裕目标提供有益借鉴。

二、研究设计

1.模型构建

就现实情况而言，收入分配制度优化有利于缩小区域发展差距，但仍存在收入分配格局失衡现象，产生显著空间差异[10]。在此背景下，收入分配优化对共同富裕的驱动效果不仅和本地区收入分配制度协调水平有关，也受到其他区域收入分配优化水平的影响，存在空间交互作用。有鉴于此，文章以空间计量模型为基础，深入探析收入分配优化对共同富裕的驱动效应。参鉴李建伟(2017)[11]，焦国伟与冯严超(2019)[12]等的模型设计，构建空间自回归模型(SAR)、空间杜宾模型(SDM)、空间误差模型(SEM)三种空间计量模型，具体公式如下：

式中，Copit表示被解释变量，即共同富裕指数；Indoit代表解释变量，即收入分配优化水平；X 代表控制变量；ρ、θ 均代表空间自回归系数；λ 为空间误差自相关系数；μ 为空间固定效应；Wij表示空间权重矩阵；Wij×μ、Wij×Indoit依次表示空间滞后误差项以及收入分配优化水平的空间滞后项；ε 表征空间误差项，α0表示常数项。

权重矩阵作为变量间空间相关性水平的关键衡量手段，是进行空间计量分析的首要前提。现阶段，空间权重矩阵主要包括邻接矩阵、经济距离矩阵、地理距离矩阵以及嵌套权重矩阵四大类型[13-15]。其中，嵌套权重矩阵是经济距离矩阵与地理距离矩阵的有机结合，可综合反映地理邻近影响与经济关联程度，从而全面深入刻画变量间的空间相关性。由此，以嵌套矩阵为基础，构建空间权重矩阵，公式为：

i、j 均为省份；i=j 表示二者为同一省份，反之则表示二者省份不同；表征地理距离矩阵；W2=代表经济距离矩阵；dij代表省份i、j 之间的地理距离，由城市经纬度坐标衡量；表示省份i、j 之间人均GDP 均值差距；τ 代表权重矩阵的相对重要程度，取值范围在0～1 之间，参照褚翠翠等(2021)[16]中的研究方法，将τ 定为0.5。

2.变量说明

（1） 被解释变量：共同富裕(Cop)

2021 年8 月，习近平总书记于中央财经委员会第十次会议中强调，“共同富裕是全体人民的富裕，是人民群众物质生活和精神生活都富裕”。从这一角度来看，共同富裕是涵盖物质富裕、精神富裕的全面富裕，以全民共富、共建共富、逐步共富为核心宗旨，助推中国式现代化建设。“十四五”规划明确提出要促进共同富裕，实现生活富足、精神自强、社会和睦、服务普惠发展目标。因此，共同富裕评价指标体系需以中国式现代化建设发展目标为基准，遵循人本位思想，着重突出共同富裕核心内涵特征。基于上述分析，结合解安和侯启缘(2022)[17]、蒋永穆和豆小磊(2022)[18]的研究思路，从文化富裕、物质富裕、社会富裕以及精神富裕维度构建共同富裕评价指标体系（详见表1）。

表1 共同富裕评价指标体系

基于所构建评价指标体系，文章采用考虑时间变量的熵值TOPSIS 法测度共同富裕指数，具体步骤如下：

首先，对评价指标进行标准化处理。由于构建的评价指标体系存在正负性两种属性，故采用归一化公式对原始数据进行标准化处理，以消除数据间量纲差异、最大限度提升数据可比性。公式为：

式中，xijt代表i 省份在t 年第j 项指标的原始数据，i=1，2，…，m；j=1，2，…，n；minxj表示第j 项指标的最小值，maxxj则表示第j 项指标的最大值；yijt为i 省份在t 年第j 项指标的标准化数值。

其次，为数据信息权重赋值。当前，有关权重计算的赋值方法主要包括主成分分析法、AHP 层次分析法、熵权法[19-21]。其中，熵权法依据信息熵对指标进行权重赋值，可排除主观因素干扰，提升赋值结果精准性水平。故此，文章结合熵权法赋值优势，借鉴于婷与于法稳(2021)[22]研究成果，对共同富裕评价指标进行权重赋值，步骤为：

第一步，计算信息熵Ej：

第二步，计算指标权数Sij：

上式中，1-Fij表示选取指标在第j 项指标的差异系数，其数值可反映出该指标数据评价影响程度的大小。

最后，计算综合评价指数Rij：

式中，Wij、yijt，(i=1，2，…，m；j=1，2，…，n)均由上述公式计算所得。参照文章的指标体系，可计算出共同富裕指数Cop。

（2） 核心解释变量：收入分配优化(Indo)

考虑到数据可得性、代表性与可比性原则，文章以国家统计局发布的收入基尼系数来衡量收入分配优化水平。收入差距基尼系数是国际通行测度指标，可综合反映收入分配差距程度，取值范围在0～1 之间[23]。

（3） 控制变量

为最大限度避免因变量缺失引致的内生性偏误现象，文章参鉴前人研究成果[24]，引入如下控制变量：产业结构升级程度(Isul)：表示第一产业转向第二产业、第二产业转向第三产业的产业结构转移水平，参考邹克与倪青山(2021)[25]研究思路，采用0.2×（第二产业/第一产业）+0.8×（第三产业/第二产业）计算。创新水平(Inle)：创新水平可通过提高劳动生产效率，提高人均收入水平，从而推动共同富裕发展，用发明专利申请数量对数表示。公共政策调节能力(Ppac)：公共政策调节能力是地方管理结构提升发展水平、调节贫富差距的重要指标，可促进共同富裕发展进程，运用地方财政一般预算收入所占国民GDP 的比例衡量。营商环境(Buen)：营商环境是外资吸引水平的具体体现，可通过提升营商能力增强居民收入水平，优化收入分配格局，用外商投资企业总产值与国民GDP 的比值计算。外贸依存度(Dopen)：外贸依存度是指对外交易市场的开放程度，可通过优化产品结构、提升产品质量、提振区域经济发展助力共同富裕，用进出口总额除以国民GDP 总值表征。其中，进出口总额经由汇率转换处理。

3.数据来源

以2013—2020 年为研究区间，对中国31 个省份（港澳台地区除外） 进行考察。其中，收入分配优化数据来自国家统计局发布的历年收入基尼系数。共同富裕相关指标与控制变量数据主要来源于历年《中国统计年鉴》 《全球财富报告》、各省份统计年鉴以及国民经济和社会发展统计公报。对于部分缺失数据，以插值法进行补齐。

三、实证结果分析

1.空间相关性检验

在设定空间计量模型之前，需检验收入分配优化与共同富裕之间是否存在空间相关关系。空间相关性的检验方法主要包括全局Moran” s I 指数与Geary” s C 指数。其中，全局Moran” s I指数可详细刻画全局空间相关性，而Geary” s C 指数则对于局部空间相关性的考量较为合理。为全面反映变量间的空间相关关系，运用Moran” s I 指数与Geary” s C 指数对收入分配优化与共同富裕进行空间相关性检验，公式如下：

式中，xi、xj分别为i、j 地区样本值；xˉ为观测样本平均值；n 表示地区总量，W 为前文构建的嵌套空间权重矩阵。

根据式(10)与(11)，计算2013—2020 年各地区共同富裕全局Moran” s I 值与Geary” s C 值，结果如表2 所示。可以看出，研究期内，共同富裕与收入分配优化的全局Moran” s I 指数与Geary” s C 指数均大于零，且在1%水平上显著。这说明收入分配优化与共同富裕存在显著空间正相关性，可以运用空间计量模型对二者间作用关系进行深入分析。

表2 空间相关性检验结果

2.计量模型选择

前文述及，收入分配优化与共同富裕存在显著空间相关关系。为合理选择空间计量模型的具体估计形式，逐步对空间计量模型进行检验，结果如表3 所示。

表3 空间计量模型检验结果

首先，以OLS 估计为基础，运用LM 检验判断空间效应类型，从而选出适宜的分析模型。由结果可知，四种LM 检验方法的统计量均在1%水平上显著，说明上述检验结果均拒绝了无滞后项及误差项的假设，即研究样本具有空间滞后和空间误差的双重自相关效应。而据模型判别法则可以知悉，空间杜宾模型(SDM)包含空间自回归模型(SAR)与空间误差模型(SEM)，故初步判定选用SDM模型进行计量分析较为合理。

其次，对所构建的模型进行Wald 检验与LR 检验。检验结果表明，Wald 检验统计量为19.320，且在1%水平上显著，故SDM 模型不会简化为SAR 模型与SEM 模型，进一步证明选用SDM 模型的合理性。同时，LR 检验统计量为51.940，且通过1%的显著性检验，故选择固定效应的SDM 模型实证检验收入分配优化与共同富裕的作用关系。

最后，为判断固定效应模型或随机效应模型的应用适宜性，以Stata 15.1 软件对所构建的SDM 模型、SAR 模型与SEM模型进行豪斯曼检验，结果见表4。可以明确，SDM 模型豪斯曼检验值为84.06，且通过1%的显著性检验，进一步说明存在固定效应。同时，与SAR 模型与SEM 模型相比，SDM 模型拟合优度最大，为0.9366，且σ2最小。综上所述，选用固定效应SDM 模型对收入分配优化驱动共同富裕的作用机理进行分析更为合理。

表4 豪斯曼检验结果

3.基准回归分析

基于嵌套空间权重矩阵，依据式(1)～(3)对收入分配优化驱动共同富裕的影响进行实证检验，估计结果如表5 所示。从SDM 模型、SAR 模型与SEM 模型基准回归结果可以看出，本地区和相邻地区收入分配优化对共同富裕具有正向驱动效应。

表5 收入分配优化驱动共同富裕的基准回归结果

在SDM 模型中，收入分配优化对共同富裕的影响系数在1%水平上显著为正，说明收入分配优化可显著驱动共同富裕发展。除外贸依存度外，其余控制变量影响系数均显著为正，说明该类变量均具有正向溢出效应。收入分配优化的空间滞后项系数为0.179，且在5%水平上显著，表明收入分配优化具备明显的空间溢出效应，即本地区收入分配优化对其他地区的共同富裕发展也存在显著正向促进作用。出现这种现象的原因可能是，收入分配优化能够调节社会资源分配，推动区域协调发展进而有效弥合总体收入差距，促进共同富裕。一方面，收入分配优化通过构建公平收入分配制度、平衡公平与效率之间的关系对共同富裕产生直接影响。详细而言，收入分配优化以初次分配、再分配与三次分配为核心，构建基础性收入分配制度，在完善社会保障机制的同时，缩小居民收入差距，为实现共同富裕提供助力；以促进居民收入高质量、公平性增长为宗旨，提高劳动生产率为内核，通过调整激励分配制度、创新生产技术、提高经济发展效率，有机调控居民收入差距，为实现共同富裕夯实基础。另一方面，收入分配优化通过扩大中等收入群体、推动个人全面发展对共同富裕产生间接影响。具体来看，收入分配优化以推进新型城镇化建设、促进乡村振兴发展、深化土地制度改革、加大教育扶持力度为基础，着力提高低收入人群收入水平，扩大中等收入群体规模，驱动共同富裕发展；以提升人力资本质量为核心，推动教育、医疗卫生、就业服务等资源均等化发展，以强化资源共享能力，促进个人全面发展，进而推动共同富裕发展。

由前文分析可知，空间杜宾模型能够较好解释各变量在省份间的空间相关性，但有关于收入分配优化与各控制变量对共同富裕的直接作用与空间溢出效应难以详细列示。鉴于此，参考孙辉、黄亮雄(2018)采用的偏微分方法，将SDM 模型的总效应分解为直接效应与间接效应，并据此展开研究，以期深入刻画各变量对共同富裕的溢出效应，结果如表6 所示。其中，直接效应代表收入分配优化对本地区共同富裕指数的平均影响力，间接效应代表收入分配优化对邻近地区共同富裕指数的影响程度。可以看出，收入分配优化的直接效应为0.451，间接效应0.328，均在1%水平上显著，说明收入分配优化不仅对本地区共同富裕发展具有正向驱动效应，也对邻近地区产生显著空间溢出作用。同时，收入分配优化直接效应与间接效应在总效应中的占比分别为57.9%、39.8%，表明与邻近地区相比，收入分配优化对本地区的促进作用更为显著。

表6 空间影响效应分解

控制变量中，产业结构升级程度对本地区与邻近地区共同富裕发展的系数显著为正，说明产业优化升级有利于推动本地区与邻近地区共同富裕发展进程。创新水平对本地区共同富裕发展具有显著正向作用，对邻近地区的影响系数也为正，说明科技创新在推动本地区经济高质量发展的同时，也通过空间溢出效应促进邻近地区共同富裕发展。公共政策调节能力的直接效应为0.343，且在5%水平上显著，而间接效应则为负。出现这一现象的原因可能是，公共政策调节下，政府扶持力度逐步增强，显著加速本地区共同富裕发展进程。但由于地区禀赋差距与规划差异等因素影响，本地区公共政策调节可能会对邻近地区出现资源“挤占”现象，表现出负向溢出效应。营商环境对本地区共同富裕发展的影响系数为正但不显著，对邻近地区的影响作用为负，且未通过显著性检验。究其原因可能在于，对于本地区而言，部分政府为提升FDI 水平、强化竞争力，往往将外商投资流向经济主导行业，使得企业发展失衡现象显著，致使营商环境改善对共同富裕发展的促进作用不显著。对于邻近地区而言，区域间受人才吸引力、发展竞争机制等因素影响，引发资源外流现象，导致营商环境的空间溢出效应为负。外贸依存度对共同富裕发展的直接效应显著为负，间接效应却显著为正。原因可能是，对于对外开放水平较高的地区而言，地区居民收入与经济发展均具有较强的外贸依赖性，难以推进本地区共同富裕发展；而在高水平外贸依存度赋能下，邻近地区会受到本地区引进技术的影响，增强居民收入水平，进而促进共同富裕。

4.稳健性检验

考虑到共同富裕发展是一项长期持续性过程，因此，其上期积累水平可能会对当期及后期产生一定影响。此外，虽然前文已然在模型构建过程中控制了部分可能影响共同富裕的相关变量，但仍存在遗漏变量的风险，极易引致内生性问题，使得估计结果出现偏差。为最大限度消除内生性问题的影响，以下参照王桂梅、赵喜仓等(2021)的做法，将嵌套空间权重矩阵更换为经济距离矩阵和(0，1)空间权重矩阵，对空间影响效应进行重新估计，结果如表7 所示。其中，(0，1)空间权重矩阵用wij表征，若地区i 与地区j 相邻，则为1，反之为0；经济距离矩阵由上文提到的W2表示。由此可知，在经济距离矩阵与(0，1)空间权重矩阵下，收入分配优化影响共同富裕的直接效应、间接效应与总效应均显著为正，且各变量的显著性水平与符号方向均与嵌套权重矩阵下的回归估计结果基本一致。这表明更换空间权重矩阵后，相关变量对共同富裕指数的影响效应基本维持不变，即回归结果具有较强稳健性。

表7 稳健性检验

四、结论与建议

文章以空间杜宾模型为基础，选取2013—2020 年中国31个省份面板数据，实证检验收入分配优化对共同富裕的驱动效应，得出如下结论：第一，收入分配优化可显著驱动共同富裕发展。第二，收入分配优化对共同富裕的驱动作用存在显著空间溢出效应，主要表现在本地区收入分配优化对邻近地区共同富裕发展具有明显促进作用。第三，对空间影响效应进行分解后发现，收入分配优化对本地区共同富裕的影响效应大于邻近地区。更换空间权重矩阵进行稳健性检验后，该结论依然成立。

基于上述研究结论，文章提出如下建议：

第一，完善收入分配激励制度，推动高质量共同富裕。以上分析指出，收入分配优化对共同富裕具有显著驱动效应。管理部门应以缩小收入差距为导向，通过完善收入分配激励制度，优化居民收入分配结构，推动共同富裕高质量发展。一是完善底层人群收入分配制度。国家需从低收入群体视角出发，通过完善最低生活保障、惠农支农服务等激励性政策，健全社会保障机制优化收入分配制度，助力共同富裕高质量发展。二是优化税收缴费制度。政府部门应立足个体收入水平，以改革税收结构为核心，调整高、中、低收入群体的税收标准，建立针对性税收制度优化收入分配水平，提升共同富裕发展质量。三是健全资源分配共享制度。地方管理层级可锚定资源均等化发展战略，通过加大公共财政支出力度、强化资源供给与流通水平、优化要素市场化配置等举措，健全资源分配共享制度，为实现高质量共同富裕夯实基础。四是增设社会福利补贴制度。应当结合贫困地区、经济欠发达地区与经济发达地区的资源禀赋差异，以增强政策针对性为关键，出具福利性社会补贴制度框架，为共同富裕高质量发展提供行动思路。地方政府需基于本地区发展趋势与面临困境，制定详细社会福利补贴制度，号召社会人员与公益团体参与公益慈善项目，驱动共同富裕高质量发展。

第二，加快建设全国统一大市场，促进高标准共同富裕。由上述结论可知，收入分配优化对共同富裕的影响存在显著空间溢出效应，可在推动本地区共同富裕发展的同时，对邻近地区产生促进作用。因此，中国应加快推进全国统一大市场建设，通过调节市场价格、推进区域协调发展、打破市场分割藩篱，强化收入分配优化影响共同富裕的空间溢出效应，实现高标准共同富裕。首先，地方政府可立足要素市场化配置改革诉求，以加强区域联动合作为宗旨制定要素流动规则与市场行为准则，构建跨区域统一市场机制，为推动共同富裕高标准发展有效赋能。其次，各级政府应立足内需与新发展格局，通过统一市场规则、推进区域互联互通、打造要素资源市场、提升市场监管水平，破立并举推动全国统一市场建设，实现高标准共同富裕。再次，相关产业联盟可依托政府扶持与现代化信息技术应用趋势，着力构建区域协调发展平台，以打破行政垄断型资源配置束缚为基准，打造跨区域统一市场体系，驱动共同富裕高标准发展。最后，各级管理部门需基于区域一体化战略目标，以对接各地区规划布局、优化流通基础设施为基础打造高标准市场体系，进而推动共同富裕发展。

第三，推动产业结构优化升级，实现高层次共同富裕。前文述及，产业结构升级程度可显著促进共同富裕发展。因此，各地区可紧抓全球产业分工格局重塑机遇，基于全球价值链地位攀升目标，多措并举推动产业结构优化升级，着力实现高层次共同富裕。具体来看，一是推动产业效能升级。地方政府需立足区域产业元素配置与资源禀赋优势，从推动传统产业集聚、高端产业集群等视角出发，构建产业创新研发共享平台以提升产业效能，为优化产业结构、增强经济韧性、实现共同富裕筑构行动框架。二是优化产业分工结构。中央政府应以形塑特色经济区为目标，通过规划产业分工协作内容、推动产业错位发展，促进区域特色产业结构优化升级，提升区域产业发展合力。地方政府应依托国家顶层战略部署，结合自身产业资源禀赋情况制定本土化特色产业发展规划，通过提升区域产业协作能力优化产业分工结构，打造高层次共同富裕进路。