韩建雨，储海涛

（安徽大学经济学院，合肥 230601）

0 引言

共同富裕的实质是全体人民共创先进生产力，共享美好生活，其内涵集中体现在富裕和共享两个方面[1]，从发展过程来看，存在先总体富裕、再逐步共享的顺序，总体富裕表现为劳动生产率提升和社会经济发展，逐步共享则体现在区域、城乡发展差距及收入差距的逐步缩小[2]。新型城镇化作为经济增长和社会发展的强大引擎[3]，对共同富裕产生了深远影响。已有研究表明，新型城镇化对经济发展、城乡发展差距和收入差距缩小以及城乡一体化建设等方面具有重要促进作用。首先，新型城镇化可以通过扩大投资与消费[4]、优化土地集约利用[5]、优化产业结构[6]以及加速要素流动[7]等途径提高劳动生产率，促进经济增长。其次，新型城镇化无论是在刘易斯“二元经济”发展模式的劳动力“无限供给”阶段，还是在劳动力“有限剩余”阶段，都能够缩小城乡收入差距[8]，丁焕峰和刘心怡（2017）[9]基于新经济地理学框架进行研究并得出相同结论。最后，以人为核心的新型城镇化进一步打破了城乡分割分治的二元结构，加速了资本、资源、技术、人口、信息等生产要素的自由流动[10]，促进了城乡一体化融合发展。

目前鲜有文献就新型城镇化对共同富裕的直接影响展开研究。鉴于此，本文使用2009—2019 年我国30 个省份的面板数据，采用双向固定效应模型实证检验新型城镇化对共同富裕的影响，并探究集聚效应和创业活跃度在两者之间发挥了怎样的作用；进一步考察了新型城镇化对共同富裕影响的区域异质性；最后，分别以新型城镇化和创业活跃度为门槛变量，采用门槛模型分析新型城镇化与共同富裕之间的非线性关系。

1 研究假设

1.1 新型城镇化对共同富裕的影响

作为“新四化”建设的核心一环，新型城镇化建设是破解新时代社会主要矛盾、解决发展不平衡不充分问题的有力抓手[11]，也是建设社会主义现代化强国和实现全体人民共同富裕的重要驱动力。一方面，新型城镇化建设通过加快产业结构优化升级、扩大市场投资与消费需求、提升城市公共服务能力和激发社会创新创业活力，使得社会生产力充分解放、经济转向高质量发展，为实现共同富裕提供了物质保障。另一方面，新型城镇化建设通过加速城乡要素流动、优化城乡资源配置，推进了城乡互补发展；同时，集聚的正外部性使得农村能够共享城市先进生产力，有效促进农业现代化发展，提升农民收入，缩小了城乡发展和收入的差距。据此，本文提出：

假设1：新型城镇化建设对经济高质量发展和城乡发展差距缩小具有正向影响，能够有效促进共同富裕。

1.2 新型城镇化影响共同富裕的传导机制

新型城镇化建设可以通过引致集聚效应对共同富裕产生正向影响。新型城镇化建设使得社会投资需求、消费需求、公共服务需求增加[12]，相应的劳动力、资本等要素资源和产业加速向城市集聚，产生集聚效应。一方面，集聚效应优化了城乡资源配置，引导要素资源集中流向劳动生产率高的非农部门；同时，通过人力和产业集聚，促进科技进步和产业结构优化升级，推动了经济高质量发展。另一方面，农村人口向城市集聚，使得农村人口多、发展资源分散的要素资源错配现状得到缓解，闲散耕地资源得以集中利用，促进了农业集约化生产，提高了土地利用效率和农业生产率，有助于增加农民收入，缩小与城市的差距；同时，农村常住人口的减少，推进了城乡基本公共服务均等化[13]。据此，本文提出：

假设2：新型城镇化建设通过集聚效应，优化了城乡资源配置，进而促进共同富裕实现。

新型城镇化建设可以通过提高社会创业活跃度对共同富裕产生正向影响。以市场经济为主导的新型城镇化建设[14]，扩大了市场多样化需求，为社会创新创业活动的开展提供了基础。同时，新型城镇化建设提升了城市技术水平、基础设施水平、金融水平、行政服务水平，为创业活动提供了资金、技术、政策等支持，降低创业门槛，激发了社会创新创业活力。创业活动的增加推动了民营经济发展。一方面，向社会供给大量优质工作岗位，解决了农村进城迁移人口的就业需求，对提升进城农村低收入群体收入和扩大城市中等收入群体规模产生正向影响，缩小收入差距。另一方面，民营经济发展将极大程度提升科技创新水平，增强政府再分配能力，为社会保障水平提升和收入分配合理化提供了有力支撑。据此，本文提出：

假设3：新型城镇化可以通过提升创业活跃度，实现“提低扩中”，对共同富裕实现产生积极影响。

1.3 新型城镇化与共同富裕的非线性关系

在不同发展阶段，新型城镇化对共同富裕的促进作用可能存在差异。在发展初期，新型城镇化建设需要通过“主动选择效应”优化产业结构，通过城乡一体化建设形成城乡发展良性互补，由此产生的社会经济面短期阵痛，抑制了新型城镇化对共同富裕的促进作用。但随着城镇化质量得到进一步提升，促进作用将恢复并不断增强。新型城镇化对共同富裕的促进作用还可能受创业活跃度的变动而呈现递进式增长。以人为核心的新型城镇化，有效促进了农村转移人口市民化，加之城乡人口迁移的“推-拉”作用，使得城市流动人口不断增加，创业活跃度同步提升，进一步增强经济活力，再次促进城市流动人口增长。如此往复，新型城镇化对共同富裕的促进作用将呈现递进式增长。据此，本文提出：

假设4：新型城镇化对共同富裕的促进作用存在基于新型城镇化发展阶段和创业活跃度提升的门槛效应。

2 研究设计

2.1 模型设定

为了研究新型城镇化对共同富裕的影响，本文采用双向固定效应模型进行回归分析：

其中，i和t分别表示省份和年份；CPit为省份i第t年的共同富裕指数；URit为省份i第t年的新型城镇化水平，Xit表示一系列控制变量；μi表示地区固定效应；λt表示年份固定效应；εit为随机扰动项；β为待估系数，预估其显著为正。

2.2 变量说明

（1）被解释变量：共同富裕指数。借鉴刘培林等（2021）[1]、陈丽君等（2021）[15]的研究，综合考虑数据可得性、代表性、可靠性，从富裕和共享两个方面构建了包含2个一级指标、5个二级指标和21个三级指标的共同富裕评价指标体系，如表1所示。本文使用熵值法测算得到各省份共同富裕指数（Cp），此外，在基准回归中进一步测算了富裕指数（Cp1）和共享指数（Cp2）。

表1 共同富裕评价指标体系

（2）核心解释变量：新型城镇化水平。借鉴熊湘辉和徐璋勇（2018）[16]的研究，从经济、人口、空间、可持续发展共四个方面构建了新型城镇化评价指标体系（见表2），采用熵值法测算得到各省份新型城镇化水平（Ur）。

表2 新型城镇化评价指标体系

（3）控制变量。①产业结构（Is），用第三产业增加值与第二产业增加值之比表示。②政府行为（Gb），用财政支出占GDP 比重衡量。③住房水平（Hp），用各省份商品房销售价格表示，并做取对数处理。④教育水平（El），用当地高校在读人数占总人口比重表示。⑤对外开放程度（Open），用外商投资企业进出口额占GDP比重表示。

（4）调节变量。从集聚效应（Ae）、创业活跃度（Entrep）两个角度来分析新型城镇化对共同富裕影响的传导机制。集聚效应借鉴方创琳（2011）[17]的研究，选用经济密度来衡量。创业活跃度的衡量则主要借鉴李小平和李小克（2017）[18]、韩亮亮等（2023）[19]的研究。具体计算公式如下：

集聚效应:

创业活跃度:

其中，i、t分别为省份和年份，Aeit为集聚效应，gdpit为i省份第t年的地区生产总值，urait为i省份第t年的城区面积。Entrepit为创业活跃度，quait代表i省份第t年的私营企业和个体户总数，popit代表i省份第t年的总人口数；empit代表i省份第t年的私营企业和个体户就业总人数，emp2it代表i省份第t年的就业总人数。

2.3 数据来源

本文采用2009—2019 我国30 个省份（不含西藏和港澳台）的面板数据，探究新型城镇化建设对共同富裕的影响效应。数据主要来源于国家统计局官网、《中国人口统计年鉴》以及各省份统计年鉴，少量缺失数据采用线性插值法进行填补。此外，为提高结果的可靠性，减少异常值的干扰，本文对部分控制变量进行了取对数处理；同时，对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。主要变量描述性统计见表3。

表3 主要变量描述性统计

3 实证结果分析

3.1 基准回归结果

表4 汇报了新型城镇化建设对共同富裕指数、富裕指数、共享指数基于固定效应模型的回归结果。列（1）至列（3）为没有加入控制变量的回归结果，除共享指数外，新型城镇化的系数均在1%水平上显著为正。加入一系列控制变量后，列（4）至列（6）显示，Ur对Cp、Cp1的系数方向和显著性保持不变，且对Cp 的影响系数进一步提升，对Cp2的影响方向则由负向转变为正向，影响系数由不显著转变为显著。这表明新型城镇化建设能够很好地促进共同富裕，且在控制了其他可能影响共同富裕的因素后，其促进作用更加明显，假设1 得到验证。此外，住房价格（lnHp）系数在1%水平上显著为负，可能的解释是：房价越高，社会资金越倾向于流向房地产市场，使得实体产业投资资金减少，社会再生产被挤压，进而抑制整体经济增长；同时，过高的房价会诱发较多投机行为，进一步扩大贫富差距，因而不利于共同富裕的实现。

表4 基准回归结果

3.2 稳健性检验

3.2.1 替换解释变量

以人为核心的新型城镇化目标就是提高城镇人口比重[20]，城镇人口比重能够直接有效地显示地区城镇化水平。因而本文使用城镇常住人口比重作为解释变量重新进行回归，结果依旧稳健，详见表5中列（1）。

表5 稳健性检验结果

3.2.2 更换测算方法

主成分分析法是将多个指标的问题简化为少数指标问题的一种多元统计分析方法[21]，通过对原有指标做相关性处理，剔除不相关的指标，将复杂的指标转变为简练的、可靠的综合指标，在提升客观性的同时提高测算精度与研究效率。因而本文用主成分分析法重新测算共同富裕指数并代入模型中，结果依旧稳健，详见表5中列（2）。

3.2.3 剔除直辖市

北京、上海、天津、重庆的新型城镇化建设基础较好、水平较高，且得到国家政策、资金的扶持，使得直辖市相较于其他地区而言，在地区经济发展和居民生活水平提升上有较大优势。因而本文剔除直辖市后对样本重新进行回归，结果与基准回归一致，表明新型城镇化能够有效促进共同富裕，详见表5中列（3）。

3.2.4 新型城镇化的滞后效应及内生性处理

新型城镇化建设对共同富裕的影响可能存在时滞，本文考虑新型城镇化的长期效应，考察滞后1至2年的影响效果。表6中列（1）和列（2）的回归结果表明，在考虑滞后1 至2 期后，新型城镇化仍然保持对共同富裕的显著促进作用，且促进作用逐渐增强。

表6 基准回归结果

本文采用面板双向固定效应模型进行基准回归，在一定程度上降低了遗漏变量造成的内生性问题；此外，在解释变量和被解释变量的指标选取上，进行了主观避让，降低了双向因果产生的内生性问题。为进一步增强回归结果的稳健性，本文使用核心解释变量Ur滞后1期值作为工具变量进行两阶段最小二乘法回归，结果见表6中列（3），估计系数值为0.392且在1%的水平上显著，并且通过了弱工具变量检验。以上结果均证实了基准回归结果的稳健性。

3.3 机制分析

基准回归和稳健性检验结果均已证实新型城镇化建设能够促进共同富裕。为了进一步探讨新型城镇化影响共同富裕的作用机制，本文从集聚效应和创业活跃度两个方面实证分析其对新型城镇化促进共同富裕的调节效应。结果见表7。

表7 机制分析结果

（1）新型城镇化通过引致集聚效应，促使城乡生产要素加速流动，优质资源向生产率高的部门集中，提高了社会劳动生产力。同时，集聚正外部性强化了知识和技术外溢效应，使得先进技术、先进设施等由城市向农村延伸覆盖，促进了农业现代化发展，对共同富裕产生积极影响。为了验证该机制是否成立，使用经济密度表征地区集聚效应程度，经济密度越高，则集聚效应越强，并采用双向固定效应模型进行估计，回归结果如表7 中列（1）至列（3）所示。可以发现，在列（1）中新型城镇化建设的系数在1%水平上显著为正，表明新型城镇化建设产生了强烈的集聚效应。列（2）的回归结果显示，集聚效应的系数在1%水平上显著为正，表明集聚效应能够促进共同富裕，在列（3）的回归结果中，新型城镇化与集聚效应的交互项系数显著为正，表明新型城镇化建设通过引致集聚效应促进了共同富裕。假设2得到验证。

（2）新型城镇化通过城乡统一市场建设，激发了城市和农村创业活力，这既扩大了城市中等收入群体规模，又提高了农村低收入群体收入水平，对共同富裕产生正向影响[22]。为了检验该机制的合理性，采用创业活跃度衡量创业和就业活动水平，并进行回归检验，结果如表7中列（4）至列（6）所示。可以看出，在列（4）中新型城镇化系数在1%水平上显著为正，表明新型城镇化建设能够很好地丰富市场创业与就业活动。列（5）结果显示，创业活跃度的系数在1%水平上显著为正，表明市场创业与就业活动的增加，能够有效提升财富创造效率和财富共享程度，进而促进共同富裕。列（6）结果显示，新型城镇化与创业活跃度的交互项系数显著为正，说明新型城镇化建设能够通过提升创业活跃度有效促进共同富裕。假设3得到验证。

3.4 异质性分析

本文将全样本划分为东部、中部和西部地区共三个子样本分别进行回归分析，以探讨新型城镇化对共同富裕影响的区域差异，回归结果见表8。列（1）和列（2）结果表明，东部地区和中部地区新型城镇化对共同富裕水平提升具有显著促进作用，且在东部地区作用更大。列（3）结果表明，在西部地区新型城镇化建设对共同富裕促进作用为正但不显著，而政府行为的系数在1%水平上显著为正，即东部地区和中部地区新型城镇化建设能够有效推进共同富裕，而西部地区新型城镇化建设对共同富裕的促进作用不明显，但政府行为能够有效促进西部地区共同富裕。可能的原因有：其一，相较于西部地区，东部地区和中部地区开展城镇化建设时间早、水平高，使得新型城镇化建设带来的共同富裕促进作用能够充分释放。其二，西部地区交通通达度相较于东中部地区要低，且城市与城市、城市与农村之间由于地形等原因相距较远，新型城镇化建设的集聚效应正外部性无法有效对外扩散，城乡融合发展滞后。其三，对于西部地区而言，政府针对性的帮扶能够打破地理因素和市场因素限制，促进西部地区共同富裕。

表8 区域异质性回归结果

4 非线性效应分析

本文采用门槛模型进行回归分析。在回归分析前，需要先确定门槛的个数，分别为以新型城镇化和创业活跃度为门槛变量的门槛效应检验结果显示：新型城镇化的单门槛检验的P值为0.0633，在10%的显著性水平上存在门槛效应，双门槛检验的P值为0.1433，未通过检验；故新型城镇化存在单门槛效应，门槛值为0.2364，表明新型城镇化和共同富裕之间为非线性关系。创业活跃度的单门槛检验的P 值为0.0100，双门槛检验的P 值为0.0000，均在1%的显著性水平上存在门槛效应，三门槛检验的P 值为0.5167，未通过检验；故创业活跃度存在双门槛效应，门槛值分别为0.0125、0.0279。

基于门槛检验结果，利用面板门槛模型以新型城镇化和创业活跃度分别作为门槛变量进行回归分析，结果见表9。可以看出，在单门槛模型下新型城镇化指数系数在两阶段中均显著为正，表明新型城镇化对共同富裕具有显著促进作用。当新型城镇化指数处于第一阶段，即低于第一门槛值0.2364时，系数为0.6359。当新型城镇化指数超过门槛值进入第二阶段时，系数降低至0.5391，这表明新型城镇化处于不同阶段时，其对共同富裕促进作用强度存在差异。可能的解释是：新型城镇化发展引致过度的集聚效应，没有得到有效缓解，产生了拥挤效应，进而抑制了经济发展和居民收入的进一步提升，导致对共同富裕的促进作用减弱。以创业活跃度为门槛变量的回归结果显示，随着创业活跃度的增加，新型城镇化对共同富裕的促进作用不断增强。随着创业活跃度由低于第一门槛值0.0125 上升到高于第二门槛值0.0279，新型城镇化的系数由0.3120上升至0.4731，且始终保持在1%的水平上显著。这表明新型城镇化能够通过提升创业活跃度有效促进共同富裕，且随着创业活跃度的提升，其促进作用呈递进式增强。

表9 新型城镇化与创业活跃度的面板门槛回归结果

5 结论

本文基于2009—2019 年我国30 个省份的面板数据，在构建新型城镇化水平与共同富裕指数的基础上，运用双向固定效应模型，实证检验了新型城镇化对共同富裕的影响效应、作用机制、异质性和非线性关系。主要结论如下：首先，新型城镇化明显促进了共同富裕，已成为新时代推进共同富裕的重要路径，通过一系列稳健性检验后，该结论依旧成立。其次，通过调节效应检验发现，集聚效应和创业活跃度在新型城镇化促进共同富裕过程中发挥了重要的正向调节作用。再次，区域异质性分析结果表明，新型城镇化建设对共同富裕的促进作用在中东部地区更加显著，而西部地区政府行为对共同富裕的促进作用更显著。最后，通过门槛模型分析发现，新型城镇化与共同富裕存在基于新型城镇化自身和创业活跃度变动的非线性关系，且随着创业活跃度的提升，新型城镇化对共同富裕的促进作用呈递进式增强。