摘要：共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，在理论分析“先富”带动“后富”的空间作用基础上，文章建立空间杜宾模型，以2000—2020年广东省21个地级市以上行政区为样本，实证检验“先富”是否带动“后富”以及共同富裕的影响因素。结果表明，“先富”带动“后富”的共同富裕路径行之有效，但是“先富”的带动作用效果存在差异，差异性的形成与“后富”的经济驱动因素相关。因而，从实现共同富裕的角度出发，广东省需加快构建多增长极的区域发展格局，扩大“先富”带动“后富”的作用范围；转变协调发展思路，通过合理“分工”、整体发展探索具有广东特色共同富裕的有效路径。

　　关键词：共同富裕；空间溢出；空间杜宾模型

　　共同富裕是实现中华民族伟大复兴的必经之路。改革开放之初，国家提出“允许一部分地区、一部分人先富起来，先富带动后富，逐步达到共同富裕”，确定了实现共同富裕的现实路径。这一路径的第一阶段已经实现[1]，许多地区率先发展为“先富”地区，而“后富”能否成为“共富”仍存在争议。改革开放以来，区域发展不平衡不充分等问题日益突出。广东省出台系列政策推动省内区域协调发展，然“‘最富’‘最穷’均在广东省”仍是其经济转向高质量发展亟待解决的问题。“先富”带动“后富”的共同富裕路径行之无效吗？通过研究广东省这一代表性区域，对进一步探索实现共同富裕的有效路径和模式具有一定积极意义。

　　一、文献综述

　　关于共同富裕的先行研究主要集中于马克思主义哲学领域，以理论分析为主。先行研究就共同富裕是指“实现全体人民精神与物质上的富足，最终消灭剥削和消除两级分化”[2]；在实现共同富裕的道路上达成共识。

　　经济学领域专门讨论“先富”是否带动“后富”这一问题的研究较少，但以中国各层级区域为研究对象、探索其经济增长的空间溢出效应的先行研究为此提供了佐证：Groenewold等（2007）基于东、中、西部地区实际人均GDP构建VAR模型分析发现东部对中、西部有正向空间溢出效应[3]；许政等（2010）分析地级市数据发现中国城市经济增长与地理距离存在“~型”关系[4]；覃成林等（2017）研究发现“先富地区”对其他地区存在空间溢出效应。部分先行研究则得出相反的结论[5]：潘文卿等（2008）对三大增长极的外溢性研究得出东南沿海的“先富”未能带动内陆地区的“后富”[6]；Chen等（2013）研究得出中国的特大城市未能促进下级市、县经济增长[7]；兰秀娟等（2020）对中心－外围区域经济发展差异研究认为中心城市呈现出虹吸效应大于扩散效应[8]。先行研究未能肯定回答“先富”带动“后富”。

　　广东省作为改革开放示范区，提供了一个考察共同富裕有效实现路径及其驱动因素的典型，本文以广东省为研究对象，构建空间计量模型验证“先富”是否带动“后富”，如是，该作用是局部的还是全域的，哪些因素影响了带动效果。

　　二、理论及研究假设

　　新经济地理学及空间经济学认为区域经济体的发展过程与邻近经济体存在密切关系。这种空间相互作用关系积极表现为区域经济体发展产生的空间溢出效应在不增加邻近经济体成本的前提下促进其发展，从而促使经济体间集聚，形成俱乐部趋同效应。这与“先富”带动“后富”战略不谋而合。本文提出以下假设。

　　假设1：“先富”地区通过其空间溢出效应带动“后富”地区发展，推进共同富裕。

　　假设2：“先富”地区产生的空间溢出效应存在地理边界，“先富”带动“后富”的作用存在空间限制。

　　假设3：“后富”地区受限于本区域的经济增长驱动因素，对“先富”地区的空间溢出效应的转化存在能力差异。

　　三、模型、变量及数据

　　（一）模型构建

　　本文以β收敛模型为实证基础模型。

　　增加“先富”地区的空间外溢效用作为解释变量构建空间计量模型。

　　上式中，Yi0、Yi0+t表示期初、t期地区i的发展水平；Yj0、Yj0+t、表示期初、期地区的发展水平，用于测度“先富”地区的空间外溢效用；β0为常数；β1为收敛系数；β2为空间溢出效应系数；W为空间权重矩阵；β3为“先富”地区经济水平系数；εit为误差项。

　　引入控制变量，解释地区经济增长的驱动因素。

　　Xit、Xjt分别表示地区i、地区j第t期的区域经济增长驱动因素，包括物质资本积累、人力资本积累、技术进步、政治制度等。

　　空间权重矩阵量化“先富”地区与“后富”地区的相互关系。本文考虑到空间溢出效应存在距离衰减特征，选用地理距离平方倒数矩阵；同时引入地理距离倒数矩阵、指数距离矩阵验证结论稳健性。

　　（二）区域划分及变量说明

　　1.区域划分

　　探索“先富”是否带动“后富”的问题，需要划分出“先富”“后富”地区。本文以2000年为基准年，将当年广东省内实际人均GDP高于*年提出的小康水平（人均800美元）且高于均值的8个地级市划分为“先富”地区。

　　2.变量说明

　　被解释变量：共同富裕耦合协调度指标（Cou）。本文通过耦合协调模型构建样本区域“富裕—共同—生态”三大子系统的共同富裕指标，对其共同富裕达成程度进行时空分析。具体如下，富裕指标（Pro）：本文采用实际人均GDP及区域劳动生产率衡量富裕程度；共同指标（Com）：本文选取医院数量、医院床位数衡量医疗服务水平，年末实有城市道路面积衡量公共交通基础建设水平，义务教育阶段学校数量、教师数量衡量公共教育发展水平；生态指标（Eco）：本文选取工业二氧化硫排放量、工业固体废物综合利用率衡量环境治理程度。

　　本文将变量量纲处理过后通过熵值法构建指标权重，计算样本区域地级市的共同富裕指标。其中，耦合度指标如下。

　　其中，富裕指标、共同指标、生态指标权重均设置为1/3。

　　核心解释变量：本文选择以经济增长指数作为代理变量，衡量区域经济增长力。

　　控制变量包括：一是物资资本，用投资流量数据使用永续盘存法估算资本存量；二是人力资本，以在岗职工平均人数为代理变量；三是开放水平，采用使用各年度美元对人民币年平均汇率折算的FDI衡量；四是财政效应，以地方财政预算内支出占当期国内生产总值比例为代理变量；五是产业高级化，考虑第二产业及第三产业的交互影响，以第二产业增加值占当期国内生产总值比例、与第三产业增加值占当期国内生产总值比例交互项入模。

　　（三）数据来源

　　本文的研究样本为2000—2020年广东省21个地级市及以上城市数据,数据源于历年《中国城市统计年鉴》及《广东统计年鉴》以及各市的统计公报；空间权重矩阵数据源于国家地理*息系统*，通过经纬度计算得出地理距离。

　　四、实证分析

　　（一）空间相关性分析

　　本文通过Moran’s I指数检验被解释变量共同富裕耦合协调度指标、核心解释变量区域生产率的空间相关性，结果显示Moran’s I指数均在1%置*水平下显著，符合空间计量分析前置要求。

　　（二）空间面板模型的选择

　　本文对样本数据做不含空间溢出效应的OLS回归，结果显示在1%置*水平下LM检验显著为正，样本区域内空间关联显著，忽视空间溢出效应的估计结果可能存在偏差。进而进行LR检验，结果显示应选择时空双固定效应模型；进行LM检验，结果显示空间杜宾模型为最优模型。稳健性检验结果显示，W（1）、W（2）、W（3）检验结论一致。故本文选择时空双固定空间杜宾模型为实证模型。

　　（三）空间杜宾模型估计

　　本文在未加入控制变量的条件下，使用极大似然估计方法对样本进行模型估计，结果显示（见表1），空间外溢系数在1%置*水平下显著为正，说明“先富”地区经济增长力的空间外溢效应对“后富”地区的共同富裕发展程度作用显著，也说明邻近地区的空间外溢效应是促进经济增长的因素之一。假设1得到证实，在样本范围内，“先富”地区通过空间溢出效应带动“后富”地区共同富裕的现象存在。

　　根据内生经济增长理论，在考虑空间外溢效应的基础上，引入与区域经济增长驱动因素相关的控制变量，据此研究在考虑了物资资本、人力资本、开放水平、财政效应、产业高级化等驱动因素后，“先富”地区带动“后富”地区共同富裕的现象是否仍然存在，以此验证模型估计结果的稳定性，并探究影响“后富”地区对“先富”地区空间外溢效应转化能力的因素。

　　结果显示，引入控制变量后的模型估计结果与表2方向一致，模型估计结果稳健。在三种权重矩阵下，本地区的物资资本、开放水平、人力资本、产业高级化、财政效应是影响本地区共同富裕发展程度的显著因素。“先富”地区的物资资本、开放水平估计系数为正，对“后富”地区存在正向作用；人力资本的估计系数为负，对“后富”地存在负向作用。假设3得到初步证实，“先富”通过空间溢出效应带动“后富”共同富裕的作用存在异质性，产生异质性的原因是“后富”地区对“先富”地区的物资资本、开放水平等驱动因素的利用能力存在差异。据此，文本根据“后富”地区的基期人均GDP均值将其划分为样本1和样本2，以进一步验证“先富”地区对不同发展水平的“后富”地区的空间溢出效应是否存在差异。结果表明，“先富”地区能带动共同富裕发展程度较高的“后富”地区发展，但抑制了共同富裕发展程度较低的“后富”地区发展。本文通过调整距离阈值干预空间权重进一步探索“先富”地区的空间溢出效应是否存在距离衰减特征，结果发现，空间溢出效应随“先富”地区与“后富”地区距离的增加而下降，呈现非线性、波浪式递减特征。“先富”地区的空间溢出效应有效半径覆盖整个样本区域。

　　（四）进一步分析

　　空间杜宾模型将解释变量对被解释变量的效应分解为直接效应和间接效应。直接效应包括解释变量对本地区被解释变量的影响、本地区被解释变量通过影响邻近区域被解释变量后，再作用于本地区被解释变量的影响之和。间接效应则反映空间溢出效应，即衡量驱动因素的空间溢出效应。本文在W（1）权重矩阵下对模型解释变量进行效应分解。

　　1.物资资本

　　物质资本的间接效应约为0.08，即“先富”地区的物资资本增长1%，约引起“后富”区域的共同富裕发展程度提升0.08%。即就研究样本而言，物资资本投资不仅促进本区域经济增长，也促进区域协同发展。

　　2.开放水平

　　FDI一直是广东省发展为世界制造基地和国际采购中心的重要助力，但集中流入珠三角九市，分布不均衡。效应分解结果证实，FDI的直接效应远小于间接效应，说明开放水平的极化加剧了样本经济发展差异，但同时其空间溢出效应又缓解了差异的形成。就样本而言，开放水平的总效应仍然为正。

　　3.人力资本

　　人力资本直接效应为正，说明人力资本水平的提升有利于本地区共同富裕发展程度提升。人力资本的间接效应为负，说明“先富”地区的人力资本发展不利于“后富”地区共同富裕发展程度提升，“先富”地区对人口的虹吸效应仍强于其扩散效应。

　　4.产业高级化

　　产业高级化直接效应显著为正，间接效应显著为负，总效应显著为负。这说明，“先富”地区的产业结构升级对本地区的经济发展起促进作用，但对“后富”地区存在抑制作用。

　　5.财政效应

　　财政支出是宏观经济调控的重要手段，地方财政支出能提高经济发展效率，促进物资资本积累，对本地区的共同富裕发展起积极作用。“先富”地区的财政效应对本区域的共同富裕发展程度起正向作用、间接效应为负，这与财政支出的区域分布不均衡直接相关。财政支出的不均衡加深了广东省区域内差异发展。

　　五、结语

　　改革开放四十多年以来，广东省作为前沿阵地在奋进共同富裕的道路上，区域总体实现“富裕”，但对照“共同”却面临诸多问题。本文从空间经济视角出发，对广东省“先富”地区是否带动“后富”地区共同富裕进行了研究。与先行文献不同，本文以“一部分地区先富起来”是政策结果的角度将样本城市划分为“先富”地区、“后富”地区，构建空间杜宾模型，实证结果表明，在样本时期内，广东省“先富”地区通过空间溢出效应带动“后富”地区共同富裕发展程度提升，推进广东省各市共同富裕；且“先富”地区的空间溢出效应的地理边界覆盖了广东省；“先富”地区的空间溢出效应具有异质性，对“后富”地区的作用效果与其区域经济增长驱动因素相关。基于本文的研究结论，可得以下政策启示：一是通过“先富”带动“后富”的共同富裕路径行之有效，但其空间溢出效应表现距离衰减特征。

　　广东省应推进多增长极的区域发展格局。二是本文实证得出的“先富”地区作用范围并非一成不变，提升“先富”地区经济规模及其他驱动因素，可带动更多的地区实现共同富裕。三是资本存量、开放水平是推动广东省区域内共同富裕的显著因素，但显现出明显的政策及地理位置驱动性，也可能成为加大区域内差距的因素。四是“先富”地区对“后富”地区的作用效力与“后富”地区自身的经济驱动因素密切相关，“后富”地区应当在如何“搭便车”方面多加努力。

　　参考文献：

　　［1］蒙慧.从“先富”带动“后富”角度解析区域共同富裕困境［J］.西南大学学报（社会科学版），2013，39（4）：36-42+173.

　　［2］杨宜勇，王明姬.共同富裕：演进历程、阶段目标与评价体系［J］.江海学刊，2021（5）：84-89.

　　［3］CROENEWOLD N，CHEN Anping，LEE Guoping.Regional output spillovers in China：Estimates from a VAR model［J］.Papers in Regional Science，2007，86（1）：101-122.

　　［4］许政，陈钊，陆铭.中国城市体系的“中心-外围模式”［J］.世界经济，2010，33（7）：144-160.

　　［5］覃成林，杨霞.先富地区带动了其他地区共同富裕吗——基于空间外溢效应的分析［J］.中国工业经济，2017（10）：44-61.

　　［6］潘文卿，李子奈.三大增长极对中国内陆地区经济的外溢性影响研究［J］.经济研究，2008（6）：85-94.

　　［7］CHEM Anping,PARTRDGE M D.When are cities engines of growth in China?Spread and backwash effects across the urban hierarchy［J］.Regional Studies，2013，47（8）：1313-1331.

　　［8］兰秀娟，张卫国.经济集聚、空间溢出与区域经济发展差异——基于“中心—外围”视角分析［J］.经济问题探索，2020（10）：68-80.