王 琴，李 敬，劉 洋

（1.重慶工商大學 長江上游經(jīng)濟研究中心，重慶 100871；2.重慶財經(jīng)學院 新媒體藝術學院，重慶 401320；3.重慶理工大學 經(jīng)濟金融學院，重慶 400054）

0 引言

中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。共同富裕雖然包含多個維度，但因為經(jīng)濟基礎決定上層建筑，所以最關鍵的部分還是在于經(jīng)濟層面。從經(jīng)濟發(fā)展維度來看，其中的“富?！币蟊３纸?jīng)濟持續(xù)增長，“共同”則要求收入和財富差距縮小。雖然近年來中國城鄉(xiāng)收入差距有逐漸縮小的趨勢，但是截至2021年年末，城鄉(xiāng)收入比仍高達2.50，在全球范圍內(nèi)處于較高水平。在這樣的城鄉(xiāng)二元體系中，縮小城鄉(xiāng)收入分配差距對未來實現(xiàn)共同富裕起著關鍵作用。

城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的最深層次原因主要在于城鄉(xiāng)生產(chǎn)力發(fā)展的不平衡[1]。目前，三次產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展已成為提升農(nóng)村生產(chǎn)力的重要方式，在推進共同富裕方面發(fā)揮著舉足輕重的作用[2]。通過對相關研究的系統(tǒng)梳理可以發(fā)現(xiàn)，已有研究主要聚焦于兩個方面：（1）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)民收入增長。王麗納和李玉山（2019）[3]的研究指出，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對各省份農(nóng)民收入具有顯著的促進作用，且農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平越高的省份對農(nóng)民收入的促進作用越強；齊文浩等（2021）[4]進一步分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展既有助于提高農(nóng)戶的收入水平，也有助于彌合高收入農(nóng)戶和低收入農(nóng)戶之間的收入差距；曹菲和聶穎（2021）[5]則證實了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展驅(qū)動農(nóng)民收入增長的重要渠道之一。（2）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合與經(jīng)濟增長?？镞h配和肖葉（2022）[6]利用經(jīng)濟增長貢獻分解模型得出，農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)貢獻處于低位水平，第二產(chǎn)業(yè)貢獻呈平緩趨勢，第三產(chǎn)業(yè)貢獻呈上升趨勢，而農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻仍處于較低水平；葛繼紅等（2022）[7]則在將消費增長視為經(jīng)濟增長效率的基礎上，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展能夠顯著促進城鄉(xiāng)居民總體消費的增長，進而實現(xiàn)經(jīng)濟增長的效率目標。

可見，既有研究并未直接涉及農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與共同富裕之間關系的分析。為此，在現(xiàn)有研究的基礎上，本文做出以下改進：（1）本文將農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合和共同富裕納入同一個框架，并基于產(chǎn)業(yè)結構與城鎮(zhèn)化的雙重中介視角，系統(tǒng)考察農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的共同富裕效應。（2）考慮到簡單中介模型可能存在的缺陷，本文利用多重中介模型驗證農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合→產(chǎn)業(yè)結構效應（城鎮(zhèn)化效應）→共同富裕的傳導機制。（3）除了以上內(nèi)容，本文還將進一步研究農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕的空間溢出效應。

1 理論分析與研究假設

1.1 產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕的直接影響

產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展能夠通過支持經(jīng)濟增長和改善收入分配兩種機制，對共同富裕產(chǎn)生直接推動作用。（1）產(chǎn)業(yè)融合作為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的高級形態(tài)，一方面，通過不同產(chǎn)業(yè)間的技術融合、功能互補和價值整合，催生新業(yè)態(tài)和新模式，為經(jīng)濟增長提供新的增長點；另一方面，通過有效開發(fā)與利用本地的資源優(yōu)勢，培育壯大特色產(chǎn)業(yè)，將“綠水青山”轉(zhuǎn)化為“金山銀山”，改變當?shù)厥袌霏h(huán)境、生產(chǎn)生活環(huán)境等，為經(jīng)濟提質(zhì)增效營造良好環(huán)境。（2）隨著產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的逐步提高，可以通過以下兩個途徑提升農(nóng)民收入水平：一是拓展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈。農(nóng)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)拓展，有助于形成農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈[8]，通過提高農(nóng)產(chǎn)品附加值，促進農(nóng)民經(jīng)營性收入增加，同時也能創(chuàng)造更多新的就業(yè)崗位，提升農(nóng)民工資性收入。二是釋放農(nóng)業(yè)多種功能。農(nóng)業(yè)與第二、三產(chǎn)業(yè)的交叉融合，有助于形成設施農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)服務業(yè)等新業(yè)態(tài)，通過釋放農(nóng)業(yè)多種功能，增加農(nóng)民的經(jīng)營性收入和財產(chǎn)性收入。農(nóng)村居民收入一直處于較低水平，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展則能通過拓寬增收渠道強化農(nóng)村居民的增收能力，使其收入增速快于城鎮(zhèn)居民，從而彌合城鄉(xiāng)收入分配差距。綜上，本文提出以下假設：

假設1：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展能直接對共同富裕產(chǎn)生積極影響。

1.2 產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕的傳導路徑

產(chǎn)業(yè)結構升級包括產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化兩個方面。前者能夠促進各類生產(chǎn)資源在產(chǎn)業(yè)之間得到合理配置，通過釋放結構紅利來促使經(jīng)濟持續(xù)增長；后者則是在前者的基礎上，通過產(chǎn)業(yè)間比例關系的演進與勞動生產(chǎn)率的提高來提升經(jīng)濟增長質(zhì)量。同時，產(chǎn)業(yè)結構升級也能夠帶來更多的就業(yè)崗位和就業(yè)機會，推動農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)向生產(chǎn)率更高的制造業(yè)、服務業(yè)，進而增加農(nóng)民的工資性收入，縮小城鄉(xiāng)收入分配差距[9]。所以，產(chǎn)業(yè)結構升級會影響共同富裕。而農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合則通過促進產(chǎn)業(yè)結構升級間接推動共同富裕，主要表現(xiàn)在以下兩個方面：一是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展可以推動農(nóng)業(yè)發(fā)展進而促進產(chǎn)業(yè)結構合理化；二是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展也可以通過促進第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移進而實現(xiàn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構高級化。

城鎮(zhèn)化影響共同富裕體現(xiàn)在兩個方面。一方面，城鎮(zhèn)化可以通過知識、人才、資本等要素在城鎮(zhèn)地區(qū)的高度集聚來促進經(jīng)濟繁榮[10]；另一方面，又可以通過加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化來減少農(nóng)村地區(qū)人口數(shù)量，極大地釋放農(nóng)村生產(chǎn)力，使農(nóng)民來自農(nóng)業(yè)的純收入增加，從而有效彌合城鄉(xiāng)收入分配差距[11]。而農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合則通過支持城鎮(zhèn)化間接推動共同富裕。這是因為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通常在縣城、重點鄉(xiāng)鎮(zhèn)及產(chǎn)業(yè)園區(qū)布局第二、三產(chǎn)業(yè)，有利于發(fā)揮第二、三產(chǎn)業(yè)對人口集聚和城鎮(zhèn)建設的帶動作用，形成一批以農(nóng)產(chǎn)品加工、銷售、物流、休閑旅游業(yè)等為特色的小城鎮(zhèn)和產(chǎn)業(yè)園區(qū)，為農(nóng)業(yè)剩余勞動力就地、就近進行轉(zhuǎn)移提供產(chǎn)業(yè)支撐，并推動農(nóng)民就地城鎮(zhèn)化[12]。由此，本文提出以下兩個假設：

假設2：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過推動產(chǎn)業(yè)結構升級助力共同富裕。

假設3：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過提升城鎮(zhèn)化水平助力共同富裕。

1.3 產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕的空間溢出機制

本文的空間溢出效應主要包括以下三類：一是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展自身的空間溢出效應。已有研究證實本地的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展會促進鄰近地區(qū)的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展[13]。這種空間正外部性歸因于：在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平高的地區(qū)的示范效應下，其鄰近地區(qū)會不斷地追趕。二是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的增長效應的溢出效應。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合水平高的地區(qū)在帶動鄰近地區(qū)的過程中，會加快資金、技術、人才等要素在區(qū)域間的流動，使區(qū)域間的要素流動效率更高，從而帶動鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長。三是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的分配效應的溢出效應。在向農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平高的地區(qū)學習的過程中，鄰近地區(qū)會不斷涌現(xiàn)休閑農(nóng)業(yè)、智慧農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)等新業(yè)態(tài)，這有助于提升農(nóng)產(chǎn)品附加值、增加農(nóng)民收入，從而縮小鄰近地區(qū)內(nèi)部的城鄉(xiāng)收入分配差距。此外，經(jīng)濟增長自身的空間溢出效應以及收入分配自身的空間溢出效應會將農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對本地經(jīng)濟增長與收入分配的影響傳遞到鄰近地區(qū)，最終表現(xiàn)為本地農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對鄰近地區(qū)共同富裕影響的傳導。鑒于此，本文提出以下假設：

假設4：共同富裕存在正向空間關聯(lián)性。

假設5：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕具有正向的空間溢出效應。

2 實證研究設計

2.1 變量選取

（1）被解釋變量

本文的被解釋變量為共同富裕（COM），由經(jīng)濟增長與收入分配共同衡量。對于前者，采用人均GDP 的對數(shù)表征，記為gdp；而對于后者，由于縣域泰爾指數(shù)數(shù)據(jù)有限，本文用城鄉(xiāng)收入比①城鄉(xiāng)收入比=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入。這一指標來研究收入分配差距問題，記為tl。盡管它忽略了城鄉(xiāng)內(nèi)部的收入差距，但也解釋了收入分配差距的絕大部分。

（2）解釋變量

目前對于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合度，學界尚未形成統(tǒng)一的指標體系和測算方法?？紤]到縣域是承載“三農(nóng)”的主要場域，以及縣域數(shù)據(jù)的可獲得性，本文借鑒陳學云和程長明（2018）[14]的做法，使用第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值測算農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合度。具體計算公式如下：

其中，D 為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合度；FI、SE、TI 分別為第一、二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)，計算公式為=[Xi-min(Xi)]/[max(Xi)-min(Xi)]，其中，i 的取值為1、2、3，X1、X2、X3分別為第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增加值，則表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展指數(shù)，分別用FI、SE、TI 表示；e=f=g=1/3。

（3）中介變量

產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平是本文的兩個中介變量。采用第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占地方GDP 比重作為產(chǎn)業(yè)結構升級的代理變量，記為str；采用城鎮(zhèn)常住人口占總人口比重作為城鎮(zhèn)化水平的代理變量，記為urb。

（4）控制變量

選取金融發(fā)展水平（fin）、人力資本水平（hum）、科技創(chuàng)新水平（tec）、交通便利程度（tra）和信息化水平（inf）作為控制變量。各變量名稱及計算方法見表1。

表1 變量名稱及計算方法

2.2 模型構建

為檢驗上述研究假設，針對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對共同富裕的直接傳導機制建立如下基準模型：

式（1）中，COMi為縣域i的共同富裕水平（由經(jīng)濟增長和收入分配共同衡量）；Di為縣域i的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合度；covi代表控制變量；εi為隨機擾動項。

除了式（1）所體現(xiàn)的直接效應，為探尋農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對共同富?？赡艽嬖诘拈g接效應，根據(jù)前文所述，對產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平是否為二者之間的中介變量進行檢驗。模型的具體形式設定如下①本文使用的是多重中介模型，與多個簡單中介模型相比，有以下三個優(yōu)點：第一，將多個中介變量同時納入模型中，既能得到總的中介效應，又能減小參數(shù)估計偏差；第二，通過對其他中介變量的控制，考察某個中介變量的特定中介效應；第三，通過比較中介效應的相對大小，可以判定哪個中介變量的作用更強。：

式（2）和（3）中，medi為中介變量，θ1是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對共同富裕的直接效應，中介效應為η1θ2，其余符號的含義與式（1）一致。

同時，為進一步研究農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對共同富裕的空間溢出效應，進一步將式（1）拓展為空間截面計量模型：

2.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文收集整理了2019 年我國23 個省份②東部地區(qū)（7個省份）包括福建、廣東、海南、河北、江蘇、山東、浙江；中部地區(qū)（6個省份）包括安徽、河南、湖北、湖南、江西、山西；西部地區(qū)（10個省份）包括甘肅、廣西、貴州、內(nèi)蒙古、寧夏、青海、陜西、四川、云南、重慶。1402 個縣（市、旗）的截面數(shù)據(jù)。本文使用的原始數(shù)據(jù)來源如下：城鄉(xiāng)居民人均可支配收入來源于各縣（市、旗）的國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報；交通運輸支出來源于各縣（市、旗）政府官網(wǎng)中的財政預決算公告；發(fā)明專利申請受理量來源于國家知識產(chǎn)權局官方網(wǎng)站；其余指標數(shù)據(jù)來源于《中國縣域統(tǒng)計年鑒2020（縣市卷）》、各省份或城市（含地級市）2020 年的統(tǒng)計年鑒。各變量的描述性統(tǒng)計如表2 所示。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

3 實證結果分析

3.1 直接機制分析

3.1.1 基準回歸

表3 和下頁表4 分別報告了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的增長（即“富?！保┬头峙洌础肮餐保┬Ｆ渲?，模型（1）不加入控制變量，模型（2）至模型（6）依次加入控制變量。核心解釋變量農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合度（D）的估計系數(shù)在表3 中為正、在表4中為負，這反映出農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展不僅有利于促進經(jīng)濟增長，而且有助于彌合收入分配差距，進而對共同富裕產(chǎn)生積極效應，假設1得到驗證。

表3 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響經(jīng)濟增長的基準回歸結果

表4 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響收入分配的基準回歸結果

此外，在加入了全部控制變量的表3模型（6）和表4模型（6）中，金融發(fā)展水平（fin）與縣域經(jīng)濟增長具有顯著的負相關關系，與縣域收入分配具有顯著的負相關關系。這可能是因為金融資源配置在縣域間存在兩極分化，即金融資源越豐裕的縣域，金融資源越飽和；而金融資源越貧瘠的縣域，金融資源越稀缺。故根據(jù)邊際收益遞減規(guī)律，金融發(fā)展表現(xiàn)為抑制經(jīng)濟增長。同時，隨著普惠金融的不斷完善，城鄉(xiāng)金融二元結構在一定程度上得到了緩解，進而有效縮小了城鄉(xiāng)發(fā)展差距。人力資本水平（hum）與經(jīng)濟增長負相關，與收入分配正相關。一方面，可能是因為大多數(shù)縣域人力資本存量不足且質(zhì)量偏低，致使經(jīng)濟增長受到嚴重的制約；另一方面，返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)人員創(chuàng)業(yè)就業(yè)使農(nóng)村居民收入相對增加，縮小了城鄉(xiāng)收入差距。因此，未來需要進一步吸引大批高素質(zhì)、高學歷人才返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)，確保人力資本對縣域經(jīng)濟增長和收入分配作出積極貢獻。而對于科技創(chuàng)新水平（tec）、交通便利程度（tra）和信息化水平（inf）而言，他們與經(jīng)濟增長均存在正相關關系，與收入分配均存在負相關關系，說明金融發(fā)展水平的不斷增強、公路交通網(wǎng)的日益完善和信息化水平的持續(xù)提升，促進了縣域?qū)用娴墓餐辉Ｋ?，這與張曉晶（2021）[15]、江鑫和黃乾（2019）[16]的研究結論基本一致。

3.1.2 區(qū)域異質(zhì)性

農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對縣域經(jīng)濟增長的區(qū)域異質(zhì)性檢驗結果如表5 所示。列（1）至列（3）的結果顯示，東部、中部和西部地區(qū)的系數(shù)都為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，這說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對促進經(jīng)濟增長依然具有積極效應。值得說明的是，三個地區(qū)的回歸系數(shù)值呈現(xiàn)“東部（1.9021）>西部（1.8077）>中部（1.4839）”的遞減態(tài)勢，這意味著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對三大地區(qū)經(jīng)濟增長的提升效應存在差異。究其原因，主要在于兩點：一是東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)基礎雄厚，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展速度和發(fā)展水平遠高于中西部地區(qū)，所以其釋放的“增長紅利”也較高；二是相較于中部地區(qū)，近幾年西部地區(qū)在投資、人才、產(chǎn)業(yè)等方面獲得了更大的政策傾斜，使得其經(jīng)濟實現(xiàn)了大幅度增長。

表5 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響經(jīng)濟增長的區(qū)域異質(zhì)性檢驗

表6 匯報了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對縣域收入分配的區(qū)域異質(zhì)性檢驗結果。列（1）至列（3）的結果同樣顯示，東部、中部和西部地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對縮小城鄉(xiāng)收入差距均具有積極效應，但是回歸系數(shù)絕對值呈現(xiàn)“西部（0.2124）>中部（0.1234）>東部（0.0329）”的特征。這可能是因為在城鄉(xiāng)發(fā)展差距方面，西部地區(qū)要高于中部地區(qū)，中部地區(qū)又高于東部地區(qū)，從而使農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對城鄉(xiāng)收入分配所產(chǎn)生的邊際效應也表現(xiàn)為這一遞減規(guī)律。

表6 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響收入分配的區(qū)域異質(zhì)性檢驗

3.2 間接機制分析

前文證實了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合會對縣域共同富裕產(chǎn)生促進作用，但是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合促進共同富裕的中介機制是怎樣的呢？為此，結合前文的理論分析，通過產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平兩個中介變量來構建中介效應模型，以探究農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響共同富裕的作用機理。

式（1）在前文中已進行了回歸，繼續(xù)對式（2）和式（3）進行檢驗，結果見下頁表7 和表8。表7 列（1）和列（4）表示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結構效應，結果顯示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有利于促進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整及優(yōu)化。一方面，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展能夠通過資本和勞動力充分流動實現(xiàn)資源的有效配置，繼而提升產(chǎn)業(yè)結構的合理化水平；另一方面，通過經(jīng)濟、生態(tài)、文化資源的深度融合，三次產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，提升了第二、三產(chǎn)業(yè)的占比，從而促進了產(chǎn)業(yè)結構向高級化發(fā)展。表7 列（2）和列（5）表示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對城鎮(zhèn)化水平產(chǎn)生的影響效果，結果表明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有助于提升城鎮(zhèn)化水平。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展形成了一批極具特色的小城鎮(zhèn)，推動了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就地城鎮(zhèn)化。表7 列（3）和列（6）顯示了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對縣域共同富裕的直接效應，其中，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對經(jīng)濟增長的直接效應占總效應的63.74%，而農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對收入分配的直接效應占總效應的74.40%。

表7 作用機制檢驗結果Ⅰ

表8 作用機制檢驗結果Ⅱ

表8 匯報了中介變量對經(jīng)濟增長與收入分配的影響效應。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對經(jīng)濟增長的總中介效應為0.1525+0.5623=0.7148，占總效應的36.26%，說明這些中介變量起到了中介作用。從各中介效應路徑來看，產(chǎn)業(yè)結構升級、城鎮(zhèn)化水平的中介效應分別為0.1525、0.5623，且都在1%的水平上顯著，這說明產(chǎn)業(yè)結構升級與城鎮(zhèn)化水平提升都對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了正向影響，這與張蒞黎等（2019）[17]、吳華英等（2021）[18]的研究結論一致。不過需要特別注意的是，目前縣域?qū)用娴漠a(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平低于整體國民經(jīng)濟層面的，二者未來的上升空間很大，由此決定未來的增長效應也很大。具體而言，產(chǎn)業(yè)結構升級、城鎮(zhèn)化水平分別解釋了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對縣域經(jīng)濟增長綜合影響的7.74%、28.52%。

同時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對收入分配的總中介效應為-0.0019-0.0419=-0.0438，占總效應的25.60%，說明這些中介變量也起到了中介作用。從各中介效應路徑來看，產(chǎn)業(yè)結構升級、城鎮(zhèn)化水平的中介效應分別為-0.0019、-0.0419，且都在1%的水平上顯著。這意味著，一方面產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化可以提供更多的就業(yè)機會和發(fā)展空間，推動農(nóng)村勞動力向生產(chǎn)率更高的領域有序流動，繼而通過提高農(nóng)民工資性收入縮小城鄉(xiāng)收入分配差距；另一方面隨著農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口不斷遷入城鎮(zhèn)，農(nóng)村地區(qū)人口數(shù)量逐漸減少，極大地釋放了農(nóng)村生產(chǎn)力，使農(nóng)民來自農(nóng)業(yè)的純收入增加，有效彌合了城鄉(xiāng)收入分配差距。具體來看，產(chǎn)業(yè)結構升級、城鎮(zhèn)化水平分別解釋了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對收入分配綜合影響的1.11%、24.49%。

綜上，前文理論分析中的中介機制都已獲得證實，即農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合既能直接推動共同富裕，又能通過推動產(chǎn)業(yè)結構升級、提高城鎮(zhèn)化水平這些渠道間接推動共同富裕。此外還發(fā)現(xiàn)，無論是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的增長效應還是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的分配效應，通過城鎮(zhèn)化水平產(chǎn)生的中介效應都要大于通過產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生的中介效應。這可能是因為我國城鎮(zhèn)化進程不斷加快，城鎮(zhèn)化水平有了顯著提高，而產(chǎn)業(yè)結構升級是一項涉及生產(chǎn)要素改進、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)附加值提高的系統(tǒng)性工程，所以變化相對緩慢。

此外，本文使用自助法（Bootstrap）檢驗了中介效應的穩(wěn)健性，檢驗結果如表9所示。從表9中可以看到，偏差矯正與增進95%置信區(qū)間不包括零?？梢?，產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響縣域共同富裕過程中存在中介效應，即本文的研究結果是穩(wěn)健的。

表9 基于Bootstrap法的中介效應檢驗結果

3.3 空間溢出機制分析

考慮到農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合高水平區(qū)域的示范效應，以及貫穿其中的知識、技術可能會對鄰近地區(qū)的共同富裕水平產(chǎn)生的影響，本文進一步采用空間截面杜賓模型進行驗證，結果如表10所示。

表10 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響共同富裕的空間溢出效應結果

從農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響經(jīng)濟增長的空間溢出結果來看，全國及三大地區(qū)空間自回歸系數(shù)ρ至少在10%的水平上顯著，說明在縣域?qū)用嫔辖?jīng)濟增長存在空間相關性，即本縣的經(jīng)濟增長會受到周邊縣域的影響。其中，全國及中西部地區(qū)的縣域經(jīng)濟增長具有明顯的正向空間溢出效應，而東部地區(qū)的縣域經(jīng)濟增長具有顯著的負向空間溢出效應。同時，東部地區(qū)交互項W×D 的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，表明東部地區(qū)其他縣域的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展會對本縣域經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進效應；而中部和西部地區(qū)交互項W×D的系數(shù)為負，且至少在10%的水平上顯著，意味著中西部地區(qū)內(nèi)部其他縣域的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展會對本縣經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制效應。從農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響收入分配的空間溢出結果來看，全國及三大地區(qū)的空間自回歸系數(shù)ρ都為正，且通過1%水平上的顯著性檢驗，說明在全國及三大地區(qū)層面，縣域收入分配都具有明顯的正向空間溢出效應。全國和東部地區(qū)交互項W×D 的系數(shù)為負，且至少在10%的水平上顯著，表明全國和東部地區(qū)其他縣域農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有利于本縣收入分配差距的改善；而中部和西部地區(qū)交互項W×D 的系數(shù)均未通過顯著性檢驗，則說明中部和西部地區(qū)縣域的收入分配情況不會受到其他縣域農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響。

通過以上分析，在全國層面本文空間溢出機制分析中的假設得到驗證，即農(nóng)村共同富裕會受到鄰近縣域的正向影響，且鄰近縣域農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對本縣共同富裕產(chǎn)生促進效應。然而，在三大地區(qū)層面并未得到一致的研究結論。這可能是因為不同地區(qū)的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合處在不同的發(fā)展階段，有的地區(qū)表現(xiàn)出虹吸效應，而有的地區(qū)則表現(xiàn)出涓滴效應。

4 結論

本文的研究表明，首先農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合顯著提高了縣域共同富裕水平，但農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的增長（即“富?！保┬头峙洌础肮餐保┬嬖趨^(qū)域差異。其次，從中介機制來看，產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平分別解釋了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對縣域經(jīng)濟增長（收入分配）綜合影響的7.74%（1.11%）和28.52%（24.49%）。最后，從空間效應來看，全國及三大地區(qū)層面的共同富裕都存在顯著的空間關聯(lián)性，且農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響共同富裕的空間溢出效應也存在區(qū)域異質(zhì)性。