2026第52卷第1期
2. 江西财经大学 数字经济学院，江西 南昌 330013;
3. 湖北大学 商学院，湖北 武汉 430062
2. School of Digital Economics, Jiangxi University of Finance and Economics, Nanchang 330013, China;
3. Business School, Hubei University, Wuhan 430062, China
一、引 言
共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征，也是人民群众的共同期盼。党的十八大以来，党中央深刻洞察我国经济社会发展阶段的新变化，把逐步实现全体人民共同富裕置于更加突出的位置。在这一引领下，我国在保持经济总体平稳增长的同时，更加注重发展质量与成果共享，人民生活水平持续提升，获得感、幸福感和安全感不断增强。而人民日益增长的美好生活需要与不平衡不充分的发展之间的矛盾依然突出。党的二十届三中全会进一步强调，要着力提升人民生活质量，促进人的全面发展，推动共同富裕取得更为实质性的进展。因此，在迈向中国式现代化的进程中，如何更有效地推动共同富裕，加快构建“可感知、可触摸、可体验”的共同富裕图景，成为当前亟待破解的重要课题。
区域发展不平衡不充分是制约共同富裕目标实现的关键瓶颈（年猛等，2024）。进入新时代，为切实缩小区域发展差距、推进全国发展“一盘棋”，党中央提出一系列关于区域协调发展的新思想、新论断与新要求。其中，京津冀协同发展、长江经济带发展等重大国家战略区域的规划建设，成为习近平总书记有关区域协调发展重要论述的生动实践（高国力，2021）。同时，新时代区域协调发展的理念、机制与政策体系也在持续丰富完善。统筹推进优势互补、高质量发展的区域经济布局，既是应对区域经济发展新形势、重塑协调发展新格局的重要举措，也是以高水平区域协调发展助推共同富裕的关键着力点（刘耀彬和陈利鹏，2024）。重大国家战略区域的建设为加快形成优势互补、高质量发展的区域经济布局提供了重要空间载体。以京津冀协同发展为例，2014—2023年，京津冀三地经济总量由5.87万亿元增至10.44万亿元，占全国GDP比重提升至8.3%。三地立足各自优势，协同打造氢能、生物医药等六大关键产业集群，逐步构建起协同发展的区域创新链、产业链与供应链。具体而言，北京发挥政治、文化与科技资源优势，聚焦高新技术、现代服务和先进制造业；天津依托坚实工业基础与港口区位，重点发展先进制造和现代物流业；河北则凭借资源与劳动力优势，着力发展重工业和农副产品加工业，并从京津两地吸纳大量技术合同。
与本文密切相关的文献主要有两类。第一类文献聚焦于共同富裕的内涵界定与测度评价。学者们普遍认为，共同富裕是一个多维、复合性的概念，兼具发展性与共享性特征，既体现为经济增长的整体提升，也强调发展红利的公平分配（李实，2021；徐振宇等，2024；Zou等，2024）。在此框架下，“做大蛋糕”与“分好蛋糕”并非彼此对立，而是需要通过制度安排达成的动态平衡（万海远和陈基平，2021）。随着研究的深入，不少学者拓展了对共同富裕的认知维度，认为其不仅涵盖收入、财产等经济指标的改善，还包括教育、健康、生态、文化等非经济福祉（刘培林等，2021；陈宗胜和杨希雷，2023；Guo等，2024）。在此基础上，学者们提出了多种测度指标体系。例如，钞小静和任保平（2022）构建了“收入与财产—发展能力—民生福祉”三维结构；龚斌磊等（2023）侧重城乡与区域差异的缩小；徐振宇等（2024）则提出“富裕程度—共享程度—托底能力”的测度框架，以综合反映共同富裕的现实水平。第二类文献关注区域协调发展对共同富裕的推动作用。一方面，部分学者从定性层面剖析了区域协调发展的理论基础、制度保障与重点任务，认为其已成为实现共同富裕的重要路径（李海平，2022；孙久文等，2023）；另一方面，大量实证研究聚焦新型城镇化（万广华等，2022）、城市群建设（Zhang等，2023）、革命老区振兴规划（刘奥和张双龙，2023）以及空间外溢效应（覃成林和杨霞，2017），探讨了区域协调发展政策对共同富裕的具体影响。此外，部分研究开始关注典型重大战略区域对共同富裕的作用，如长江经济带发展（杨仁发和陆瑶，2024）、黄河流域生态保护和高质量发展（赵林等，2024）或两者联动的共同富裕效应（赵前前和范巧，2022）。然而，上述研究大多聚焦单一战略区域或局部政策效应，尚未形成对重大国家战略区域建设整体影响的系统性评估。综上所述，现有研究围绕共同富裕的内涵界定、测度评价以及区域发展政策的共同富裕效应展开了广泛探讨，但大多集中于一般性区域政策或特定发展模式。相较而言，作为新时代区域发展战略性布局的重要载体，重大国家战略区域建设对共同富裕产生的系统性影响仍有待深入探究与评估。
本文尝试将党的十八大以来陆续部署的重大国家战略区域建设视为一项准自然实验，在理论阐释重大国家战略区域建设何以助力共同富裕的基础上，基于2008—2022年全国280个地级及以上城市的面板数据，构建多期双重差分模型系统评估其共同富裕效应。研究发现，重大国家战略区域建设能够显著提升共同富裕水平。机制检验显示，重大国家战略区域建设通过促进区域间劳动、资本与技术要素流动，激发区域内结构效应、规模效应和技术效应，加快形成优势互补、高质量发展的区域经济布局，从而有效推动共同富裕。异质性分析揭示，在行政级别、城镇化水平以及市场化程度较高的地区，重大国家战略区域建设对共同富裕的促进作用更加显著。分区域检验表明，京津冀协同发展、长江经济带发展以及长三角一体化战略的共同富裕效应更加突出。
本文的研究贡献主要体现在：第一，立足重大国家战略区域在推动区域协调发展与迈向中国式现代化进程中的战略定位，系统评估了其对提升区域共同富裕水平的作用，拓展了区域发展政策赋能共同富裕的研究视角，为深入理解重大国家战略区域建设的理论内涵与实践价值提供了经验支撑。第二，本文紧扣加快形成优势互补、高质量发展区域经济布局的理论逻辑，深入剖析了重大国家战略区域建设影响共同富裕的内在机理，丰富了区域发展政策推动共同富裕的理论分析框架，为新发展阶段优化区域经济布局提供了有益借鉴。第三，本文从行政等级、城镇化水平以及市场化程度等维度识别了重大国家战略区域建设对共同富裕的差异化影响，并进一步细化了京津冀协同发展、长江经济带发展等战略区域的影响效应差异，为因地制宜推进重大国家战略区域建设、提升政策精准度与协同性提供了重要的实证依据与决策参考。
二、政策背景与理论分析
（一）政策背景
党的十八大以来，我国区域协调发展呈现一系列新特征与新趋势。区域发展战略的重点逐步由“缩小地区差距”转向更加注重高质量发展与区域功能互补的新阶段，体现出从“均衡导向”向“效率与公平并重”的战略演进（刘耀彬和郑维伟，2022）。在此背景下，党中央立足不同区域的发展基础与功能定位，科学谋划并陆续部署了一系列具有全局意义的重大国家战略区域，包括京津冀协同发展、长江经济带发展、粤港澳大湾区建设、长三角一体化发展、黄河流域生态保护和高质量发展以及海南自由贸易港建设等。
2014年2月，习近平总书记在北京主持召开座谈会，首次提出京津冀协同发展的战略目标，旨在探索人口经济密集地区优化开发的新模式，培育经济社会发展新的增长极。2016年1月，习近平总书记在重庆召开的长江经济带发展座谈会上明确指出，推动长江经济带发展是一项国家重大战略，强调“共抓大保护、不搞大开发”，走生态优先、绿色发展之路，将长江经济带打造成生态环境系统保护修复的创新示范带。2018年11月，习近平总书记在首届中国国际进口博览会上宣布，将长三角一体化发展上升为国家战略，着力推动新发展理念落地见效，加快构建现代化经济体系。2019年2月，中共中央、国务院正式印发《粤港澳大湾区发展规划纲要》，明确将粤港澳大湾区打造成为新发展格局的战略支点、高质量发展的示范地、中国式现代化的引领地。同年9月，习近平总书记在郑州召开的黄河流域生态保护和高质量发展座谈会上将该战略纳入重大国家战略范畴，强调依托高水平生态保护，推动绿色低碳、高质量发展。2020年6月，中共中央、国务院正式印发《海南自由贸易港建设总体方案》，提出将海南建成我国新时代对外开放的重要标杆与开放门户。至此，我国已初步形成“3+2+1”六大重要国家战略区域，覆盖全国24个省份及香港特别行政区、澳门特别行政区，区域总面积达480万平方公里，占全国国土面积的50%。
（二）理论分析
共同富裕的实现既需要持续推动生产力发展以筑牢富裕根基，更需要通过缩小收入差距促进成果共享，其核心在于妥善统筹“做大蛋糕”与“分好蛋糕”的辩证关系（李实，2021）。区域协调发展是实现全体人民共同富裕的基本前提与必由之路，而重大国家战略区域的推进建设为以区域协调发展推动共同富裕提供了重要契机（刘耀彬和陈利鹏，2024）。
从“做大蛋糕”的视角看，重大国家战略区域建设有助于培育区域增长极，推动区域经济整体跃升。这些区域大多布局于资源禀赋突出、区位条件优越的关键地带，具备较强的产业集聚与要素承载能力。依据增长极理论（Perroux，1950），经济发展通常呈现空间集中性与阶段性特征。一个地区的经济增长往往先集中于地理区位优越、基础设施完善、资源禀赋丰裕的极点区域，继而借助极化效应与扩散效应带动周边发展（李仁贵，2005）。国家有意识地培育一批战略性区域增长极，不仅能驱动核心区域加速发展，更能依托其辐射带动作用向周边扩散，形成“由点到面”的空间发展格局。重大国家战略区域正是基于这一理论形成的战略性空间载体，兼具集聚发展与战略统筹双重属性（李兰冰和刘秉镰，2020）；相较于非战略区域，这些地区更有能力通过提升生产效率实现“做大蛋糕”。
从“分好蛋糕”的视角看，重大国家战略区域的制度优势与政策倾斜有助于推动更具包容性的增长与成果共享。这些区域的建设不仅聚焦经济体量提升，更强调发展成果的普惠性与可及性。重大国家战略区域通过顶层设计与制度创新，强化了公共服务一体化、基础设施共建共享以及财政体制协同，为区域间资源公平配置提供了制度支撑。同时，其发展深化了区域内经济社会融合机制，为低收入群体参与高质量发展拓展了制度空间和机会（Luo等，2024）。此外，这些区域因战略定位而需承担更多公共服务保障责任，也具备更强的政策杠杆与资源配置能力，从而为提升社会整体福利、促进收入公平夯实了基础。因此，重大国家战略区域建设既具有引领区域经济增长的作用，更是一种包容性空间治理安排，体现了效率与公平的双重追求；既是统筹“做大蛋糕”与“分好蛋糕”的空间载体，也是推动共同富裕的关键支点。据此，本文提出以下假说：
假说1：重大国家战略区域建设有助于提升共同富裕水平。
重大国家战略区域通常以跨省域板块为基本单元统筹规划，在空间布局上注重区域间功能互补，在制度供给上着力推进市场要素高效流动。这种战略性区域一体化建设有助于释放区域比较优势，重塑要素配置格局（赵婷和陈钊，2019；钟粤俊等，2024）。根据比较优势理论，不同区域在自然禀赋、要素结构与发展阶段等方面存在差异（Rodríguez-Clare，2007），若区域间要素配置机制顺畅，则能实现基于比较优势的资源最优配置（林毅夫和付才辉，2022）。然而，现实中行政分割与制度异构常构成制约要素跨区域流动的主要障碍。重大国家战略区域通过设立专门跨区域治理机制，如京津冀协同发展领导小组、长三角一体化示范区理事会等，实质性推动市场统一、制度协同与产业联动，有效减弱劳动力、资本、技术等资源要素的跨区域流动壁垒（贺灿飞等，2024）。在此基础上，重大国家战略区域通过强化区域间要素自由流动与高效配置，促使各地依托各自比较优势重新明确功能定位，开展梯度分工协作。例如，中心城市聚焦科技创新与高端制造，次级城市承接中端环节，边缘地区提供配套服务与要素支撑，由此形成梯度合理、网络化分布的区域产业体系（柳卸林等，2022）。这种基于比较优势的区域经济布局进一步推动区域经济增长与收入分配结构优化。一方面，区域间资源配置效率显著提升，整体生产率得以提高；另一方面，经济较滞后地区通过产业嵌入获得融入现代产业链的机会，增强自身经济活力与要素吸附能力，实现从“被边缘化”向“内嵌发展”的转变（Han和Wu，2024）。在此过程中，不同区域共享发展红利，有效缓解区域间绝对差距扩大趋势，并推动由相对差距向相对协调转变，为形成更均衡的收入分配格局奠定基础。因此，重大国家战略区域建设通过释放区域比较优势、打通要素流动通道，既兼顾经济效率，又增强区域间发展联动与收入共享，构建起推动全体人民共同富裕的重要路径。据此，本文提出以下假说：
假说2：重大国家战略区域建设有助于促进区域间要素流动，形成优势互补的区域经济布局，从而推动共同富裕。
重大国家战略区域建设不仅强化区域间的协调联动，还通过优化区域内部结构、拓展产业空间以及提升创新能力，推动形成高质量发展的区域经济体系（杨开忠，2023）。相较于非战略区域，这些区域在功能定位、政策资源、制度创新与人才集聚等方面优势显著，因而具备更强的结构驱动、集聚驱动与创新驱动能力。这种效率提升与包容发展相融合的机制为实现共同富裕提供了坚实支撑。在结构效应方面，重大国家战略区域被赋予探索新产业、新模式与新业态的功能定位，如自由贸易港、科技创新高地等，优先承担产业结构优化与新旧动能转换任务（张安伟和胡艳，2023）。在此过程中，区域内各产业分工协同更趋紧密，产业结构更趋协调合理，从而为整体发展注入新的动能。而非战略区域受限于政策空间与制度创新激励不足，往往路径依赖更强，结构转型相对滞后（林淑君等，2022）。在规模效应方面，依据集聚经济理论（Krugman，1991），重大国家战略区域通过基础设施互联互通、都市圈联动等方式，有效降低交易成本和资源配置成本，显著增强区域经济集聚力。其规模扩张能力远高于一般区域，有助于提升全要素生产率并释放公共服务红利，为低收入群体创造更多发展机会（蔡之兵，2023）。在技术效应方面，依托科研机构密集、创新体系完善的禀赋，重大国家战略区域容易形成更强的技术创新与空间溢出效应。创新成果不仅提升核心区域的生产效率与附加值，还能通过溢出机制助力边缘地区突破“中低端锁定”困境，缩小区域发展差距，形成技术引领型协调增长格局（Mewes和Broekel，2022）。据此，本文提出以下假说：
假说3：重大国家战略区域建设有助于激发区域内规模效应、结构效应和技术效应，形成高质量发展的区域经济布局，从而推动共同富裕。
三、研究设计
（一）模型构建
本文将党的十八大以来陆续确立的重大国家战略区域建设视为一项准自然实验，构建如下多期双重差分模型以评估其对共同富裕的影响效应：
| $ {cp}_{it}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}{mnsz}_{it}+{\beta }_{2}{x}_{it}+{\mu }_{i}+{\gamma }_{t}+{\varepsilon }_{it} $ | (1) |
其中，
（二）变量定义
1. 被解释变量：共同富裕（cp）。共同富裕具有多维度与复合性特征，目前多数研究通过构建综合评价指标体系予以量化测度。本文借鉴龚斌磊等（2023）以及徐振宇等（2024）的研究，从富裕性、共享性和托底性三个维度构建共同富裕综合评价指标体系。其中，富裕性涵盖经济增长、生活品质、生态建设以及公共服务4个二级指标，共享性包括个体福祉均等化程度和公共服务均等化水平2个二级指标，托底性涵盖基础社会保障程度和农村居民相对获得感2个二级指标。具体基础表征指标及属性见表1。本文采用现有文献中广泛应用的熵值法，对2008—2022年全国280个地级及以上城市的共同富裕水平进行测算。
| 一级指标 | 二级指标 | 三级指标 | 属性 |
| 富裕性 | 经济增长 | 人均GDP（元） | + |
| 城镇调查失业率（%） | − | ||
| 第三产业增加值占GDP比重（%） | + | ||
| 城镇化率（%） | + | ||
| 生活品质 | 人均可支配收入（元） | + | |
| 人均消费支出（元） | + | ||
| 人均教育支出（元） | + | ||
| 生态建设 | 人均SO2排放量（吨） | − | |
| 建成区绿化覆盖率（%） | + | ||
| 人均公园绿地面积（m2） | + | ||
| 公共服务 | 人均公共图书馆藏书量（册） | + | |
| 人均电信业务量（元） | + | ||
| 每万人医院床位数（张） | + | ||
| 每万人医师数（人） | + | ||
| 义务教育师生比 | + | ||
| 共享性 | 个体福祉 均等化程度 |
人均可支配收入偏离系数 | − |
| 人均消费支出偏离系数 | − | ||
| 人均教育支出偏离系数 | − | ||
| 公共服务 均等化水平 |
人均公共图书馆藏书量偏离系数 | − | |
| 人均电信业务量偏离系数 | − | ||
| 每万人医院床位数偏离系数 | − | ||
| 每万人医师数偏离系数 | − | ||
| 各级学校师生比偏离系数 | − | ||
| 托底性 | 基础社会 保障程度 |
公共医疗卫生支出（元） | + |
| 公共社会保障和就业支出（元） | + | ||
| 农村居民 相对获得感 |
农村与城市人均可支配收入之比 | + | |
| 农村与城市人均消费支出之比 | + |
2. 核心解释变量：重大国家战略区域建设（mnsz）。本文采用虚拟变量来表征重大国家战略区域建设的政策变量。若城市
3. 控制变量。影响共同富裕水平的因素众多且较为复杂，为控制其他因素对共同富裕的影响，参考蔡运坤等（2024）以及王建康等（2024）的研究，本文选取了如下控制变量：（1）信息化水平（infor），以地区互联网用户数占常住人口总数的比例衡量；（2）对外开放程度（fdi），以折算为人民币计价的人均实际利用外资金额的自然对数衡量；（3）科学支出水平（sci），以地方一般公共预算科学支出的自然对数衡量；（4）金融发展水平（fin），采用地方金融机构贷款余额与地区生产总值的比值衡量；（5）基础设施水平（infra），以人均公路里程数的自然对数衡量；（6）人口密度（pop），以地区常住人口数与行政区划面积的比值衡量；（7）财政压力水平（fis），采用地方财政一般预算内支出与地方财政预算内收入的比值衡量。
（三）数据说明
本文基于2008—2022年中国城市面板数据，考察重大国家战略区域建设对共同富裕的影响效果及作用机理。本文首先剔除样本期内数据缺失严重的城市，然后统一县改市、区改市等情形，对少量缺失值采用插值法补齐，最终构建2008—2022年280个地级及以上城市的平衡面板数据。本文数据主要来自历年《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》、EPS数据库以及各省市统计年鉴和统计公报。
四、实证结果分析
（一）基准回归分析
表2报告了重大国家战略区域建设对共同富裕影响的基准回归结果。其中，列（1）为未控制城市、年份固定效应且未引入控制变量的回归结果，核心解释变量mnsz的系数在1%的水平上显著为正；列（2）为加入城市与年份固定效应的回归结果，核心解释变量mnsz的系数显著为正，初步表明重大国家战略区域建设对共同富裕具有显著的促进作用。进一步地，本文在控制城市与年份固定效应的基础上纳入控制变量，列（3）结果显示，核心解释变量mnsz的系数在1%的水平上显著为正，进一步验证了重大国家战略区域建设在促进地区共同富裕方面的显著作用，本文假说1成立。
| （1） | （2） | （3） | |
| mnsz | |||
| （ |
（ |
（ |
|
| 控制变量 | 未控制 | 未控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 未控制 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 未控制 | 控制 | 控制 |
| N | 4 200 | 4 200 | 4 200 |
| R2 | |||
| 注：***、**和* 分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号内为聚类到城市层面的稳健标准误，下表同。 | |||
（二）稳健性检验
1. 平行趋势假设检验。采用多期双重差分模型的一个关键前提是满足平行趋势假设，即在重大国家战略区域建设之前，对照组与实验组在共同富裕水平的变化趋势上不存在系统性差异。为此，本文参考Beck等（2010）的方法，检验研究样本是否符合平行趋势假设，模型设定如下：
| $ {cp}_{it}={\alpha }_{0}+\sum _{k=-6+}^{-1}{\alpha }_{k}\times {be f ore}_{it}+\sum _{k=1}^{5+}{\alpha }_{k} \times {a f ter}_{it}+{\alpha }_{2}{x}_{it}+{\mu }_{i}+{\gamma }_{t}+{\varepsilon }_{it} $ | (2) |
其中，
为避免多重共线性问题，本文以重大国家战略区域建设前一年作为比较基期进行平行趋势假设检验。在重大国家战略区域建设前，
|
| 图 1 平行趋势检验 |
2. 异质性处理效应检验。在多期双重差分模型中，双向固定效应估计可能因处理效应在不同个体间存在异质性而产生偏差。为此，本文采用Callaway和Sant’Anna（2021）提出的多期双重稳健估计方法进行稳健性检验。该方法的核心思想是先将样本划分为不同组，分别估计每组的处理效应，再通过加权策略将各组处理效应加总，得到样本期的平均处理效应。加总原则是对潜在偏误较大的组别赋予较低权重。此外，本文还基于Cengiz等（2019）提出的堆叠双重差分方法以及Borusyak等（2022）提出的插补估计方法进行进一步验证。结果表明，在排除异质性处理效应后，核心解释变量的系数仍显著为正，这验证了基准回归结果的稳健性。
3. 安慰剂检验。本文采用安慰剂检验来排除不可观测因素对基准回归结果的潜在干扰。具体而言，本文从样本中随机抽取与实际处理组各期样本数量相同的城市，并假定这些城市实施了重大国家战略区域建设政策；将上述过程重复1 000次，绘制1 000次随机抽样估计系数的核密度函数。结果显示，基于随机抽样的核密度函数呈正态分布，且真实系数估计值明显偏离其他估计值。这表明本文估计结果未受不可观测因素干扰，进一步验证了基准回归结果的稳健性。
4. 基于PSM-DID和熵平衡法的估计。考虑到重大国家战略区域的确立未必完全随机，区域内城市往往在地理区位、经济发展等方面具有先天优势，可能存在选择性偏误，从而影响估计结果的有效性。为此，本文进一步采用PSM-DID进行估计。首先，以信息化水平、对外开放程度、科学支出水平、金融发展水平、基础设施水平、人口密度以及财政压力水平等一系列控制变量作为匹配变量；其次，采用卡尺为0.05的1∶4近邻匹配法，为所有满足重大国家战略区域建设共同支撑条件的城市寻找最优控制组；最后，重新利用多期双重差分模型估计重大国家战略区域建设对共同富裕的影响效应。不过，PSM-DID模型在匹配过程中可能造成样本量减少，影响估计效率。而熵平衡法可在更高维度上优化对照组与实验组的样本平衡（Hainmueller，2012），因此本文还采用熵平衡法检验估计结果的稳健性。结果显示，核心解释变量mnsz的系数依然显著为正，进一步验证了基准回归结果的稳健性。
5. 双重机器学习检验。选择性内生性问题仍可能影响回归结果的稳健性，本文借鉴Bodory等（2022）提出的双重机器学习方法重新估计。与传统因果推断方法相比，双重机器学习在变量选择与模型设定方面优势明显，可有效规避高维控制变量冗余所引发的“维度诅咒”，从而得到更可靠的估计结果。此外，该方法还能缓解因变量间非线性关系所造成的模型设定偏误。因此，本文采用双重机器学习方法重新检验重大国家战略区域建设对共同富裕的影响。具体而言，本文参考张涛和李均超（2023）的研究思路，运用一般性交互式双重机器学习框架并结合随机森林算法进行模型训练与预测。本文将样本按1∶4的比例进行交叉分割，在控制城市与年份固定效应的基础上，依次将控制变量的一次、二次和三次项纳入模型中。为保证结果的稳健性，本文进一步将样本分割比例调整为1∶7。结果显示，核心解释变量mnsz的系数显著为正，表明在采用双重机器学习控制高维混淆因素后，重大国家战略区域建设对共同富裕的促进作用依然稳健。
6. 排除其他政策的影响。在样本期内，我国还实施了多项区域发展政策，这些政策可能对地区共同富裕水平产生一定影响，从而影响本文估计结果。为降低这一潜在偏误，本文控制了四项具有代表性的区域政策，分别为国家级城市群建设政策、创新型城市试点政策、“宽带中国”政策以及流通节点布局政策。针对这些政策，本文构造相应虚拟变量并纳入回归模型中重新估计。结果显示，在控制相关政策的影响后，核心解释变量mnsz的系数依然显著为正，进一步验证了重大国家战略区域建设促进共同富裕的稳健性。
7. 其他稳健性检验。在上述稳健性检验的基础上，本文还开展了以下补充检验：第一，替换被解释变量。本文采用均等权重法这一主观赋权方式重新构建共同富裕指数，并进行回归分析。第二，控制高维固定效应。各省份在不同年份可能出台促进共同富裕的政策文件，且省份间政策力度存在差异。为剔除省份政策变动对回归结果的干扰，本文进一步控制“省份—年份”层面的联合固定效应。第三，剔除直辖市样本。鉴于直辖市在行政级别和发展阶段上与其他城市差异较大，本文排除北京、天津、上海和重庆四个直辖市后重新估计。第四，控制时间趋势。考虑到时间趋势可能对回归结果产生影响，本文进一步控制时间趋势项与控制变量的交互效应。结果表明，本文的基准结论保持稳健。
8. 工具变量估计。为进一步缓解逆向因果、遗漏变量等内生性问题，本文采用工具变量法进行识别。借鉴Faber（2014）以及杨本建等（2025）的思路，本文选取各城市到重大国家战略区域规划核心城市的距离作为工具变量。具体构造步骤及合理性如下：首先，根据直辖市、省会以及副省级城市等标准筛选出政策规划中的28个核心节点城市，这些城市通常被视为重大国家战略区域的“增长极”，距离核心城市越近的地区，越容易纳入战略规划的辐射范围；其次，构建各城市与核心节点城市的城市对数据，根据经纬度计算各城市到核心节点城市的平均地理距离，该变量仅与城市所处地理位置相关，与经济发展水平、人口规模、地理特征等无直接关联，外生性较强。需要说明的是，由于各城市到政策规划中核心城市的距离为截面变量，本文借鉴刘乃全等（2021）的做法，构造该地理距离与年份的交互项，以此作为重大国家战略区域建设政策的工具变量。
表3报告了两阶段最小二乘法的估计结果。其中，列（1）和列（3）结果显示，第一阶段无论是否加入控制变量，工具变量的系数均显著为负，满足相关性要求；Kleibergen-Paap rk LM统计值在1%的水平上显著，Kleibergen-Paap rk Wald F统计值大于10%显著性水平上的临界值，排除了不可识别与弱工具变量问题。列（2）和列（4）结果显示，核心解释变量mnsz的系数显著为正，表明在处理内生性问题后，基准回归结果依然稳健。
| 第一阶段 | 第二阶段 | 第一阶段 | 第二阶段 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| mnsz | cp | mnsz | cp | |
| mnsz | ||||
| （ |
（ |
|||
| 工具变量 | − |
− |
||
| （ |
（ |
|||
| 控制变量 | 未控制 | 未控制 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Kleibergen-Paap rk LM | 61.351*** | 50.371*** | ||
| Kleibergen-Paap rk Wald F | 197.678 [16.38] | 122.407 [16.38] | ||
| N | 4 200 | 4 200 | 4 200 | 4 200 |
| 注：方括号内为Stock-Yogo检验在10%显著性水平上的临界值。 | ||||
五、进一步讨论
（一）作用机制分析
上文结果表明，重大国家战略区域建设能够显著促进共同富裕水平提升。那么，这一促进作用的内在机制是什么？基于上文的理论分析，本文主要从形成优势互补、高质量发展的区域经济布局视角切入，进一步检验其作用路径。具体模型构建如下：
| $ {m}_{it}={\delta }_{0}+{\delta }_{1}{mnsz}_{it}+{\delta }_{2}{x}_{it}+{\mu }_{i}+{\gamma }_{t}+{\varepsilon }_{it} $ | (3) |
其中，
1. 区域间优势互补机制。从形成优势互补的区域经济布局视角出发，重大国家战略区域建设可通过促进区域间要素流动，推动地区协调发展与收入分配优化。借鉴张可云等（2023）的研究，本文选取劳动、资本和技术三类要素作为衡量对象，并参考白俊红等（2017）以及孙晋云等（2023）的研究，以收入、房价、经济水平以及环境污染等作为吸引力变量，构建引力模型分别对劳动、资本和技术的区际要素流动进行度量。具体模型构建如下：
| $ {flow}_{ij,t}={fact}_{i,t}\times {\left(\frac{{wage}_{j,t}}{{wage}_{i,t}}\right)}^{{\eta }_{1}}\times {\left(\frac{{gdp}_{j,t}}{{gdp}_{i,t}}\right)}^{{\eta }_{2}}\times {\left(\frac{{hpri}_{i,t}}{{hpri}_{j,t}}\right)}^{{\eta }_{3}}\times {\left(\frac{{poll}_{i,t}}{{poll}_{j,t}}\right)}^{{\eta }_{4}}\times {D}_{ij}^{-2} $ | (4) |
| $ {flow}_{j,t}={\sum }_{i=1}^{n}{flow}_{ij,t} $ | (5) |
其中，
表4报告了区域间优势互补作用机制的估计结果。列（1）和列（2）结果显示，当采用不同方法测度区域间劳动要素流动状况时，重大国家战略区域建设（mnsz）对劳动要素流动（lab_ratio、lab_total）的影响系数显著为正，表明重大国家战略区域建设能有效促进区域间劳动要素的高效配置，从而推动共同富裕。列（3）至列（6）结果显示，无论采用何种引力模型测算区域间资本与技术流动情况，重大国家战略区域建设（mnsz）对资本要素流动（cap_ratio、cap_total）和技术要素流动（tech_ratio、tech_total）的影响系数均显著为正，表明重大国家战略区域建设能有效促进资本与技术的跨区域流动，从而推动共同富裕。因此，假说2成立，即重大国家战略区域建设可通过构建优势互补的区域经济布局，促进要素流动以推动共同富裕。
| 劳动要素流动 | 资本要素流动 | 技术要素流动 | ||||
| （1）lab_ratio | （2）lab_total | （3） cap_ratio | （4）cap_total | （5）tech_ratio | （6）tech_total | |
| mnsz | ||||||
| （ |
（ |
（ |
（ |
（ |
（ |
|
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 4 200 | 4 200 | 4 200 | 4 200 | 4 200 | 4 200 |
| R2 | ||||||
2. 区域内高质量发展机制。从高质量发展的区域经济布局视角来看，重大国家战略区域建设可通过激发规模效应、结构效应和技术效应，增强区域发展动能，推动经济增长并改善收入分配结构。本文以产业结构合理化程度衡量结构效应，参考干春晖等（2011）的做法，采用结构偏离度对产业结构合理化进行测度。
| $ stru\_ratio={\sum }_{i=1}^{n}{\Bigg{|}}\frac{{Y}_{i}/Y}{{L}_{i}/L}-1{\Bigg{|}} $ | (6) |
其中，
| $ stru\_theil={\sum }_{i=1}^{n}\left(\frac{{Y}_{i}}{Y}\right)\mathrm{l}\mathrm{n}\left(\frac{{Y}_{i}}{{L}_{i}}{\Bigg{/}}\frac{Y}{L}\right) $ | (7) |
借鉴张学良（2012）的做法，本文以地区生产总值的自然对数（scale_gdp）衡量规模效应。同时，现有研究普遍认为夜间灯光亮度可直接反映地区经济规模发展程度（刘泠岑等，2023），因此本文还以夜间灯光亮度（scale_light）衡量地区规模效应。参考余明桂等（2016）的做法，本文分别采用发明专利申请总量（inno_total）和专利引用量（inno_spill）的自然对数衡量技术效应。
表5报告了区域内高质量发展作用机制的估计结果。列（1）和列（2）结果显示，mnsz的系数显著为负，表明重大国家战略区域建设能显著促进地区产业结构的合理分布与转型，呈现明显的结构效应，从而推动共同富裕。列（3）和列（4）结果显示，mnsz的系数显著为正，表明重大国家战略区域建设有助于促进区域内经济集聚与规模扩张，从而带动经济增长并改善收入分配格局，提升共同富裕水平。列（5）和列（6）结果显示，mnsz的系数也显著为正，表明重大国家战略区域建设能够加快区域内技术创新，并产生一定的技术溢出效应，增强区域发展动能，从而推动共同富裕。因此，假说3成立，即重大国家战略区域建设可通过形成高质量发展的区域经济布局，发挥区域内规模效应、结构效应和技术效应以推动共同富裕。
| 结构效应 | 规模效应 | 技术效应 | ||||
| （1）stru_ratio | （2）stru_theil | （3）scale_gdp | （4）scale_light | （5）inno_total | （6）inno_spill | |
| mnsz | − |
− |
||||
| （ |
（ |
（ |
（ |
（ |
（ |
|
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 4 200 | 4 200 | 4 200 | 4 200 | 4 200 | 4 200 |
| R2 | ||||||
（二）异质性分析
1. 城市行政级别异质性。城市行政级别直接影响其获取资源与政策支持的能力，从而可能导致政策实施效果在不同城市间存在差异。一方面，行政级别较高的城市通常在财政拨款、项目审批以及政策扶持等方面享有优先权，能够更充分利用战略资源与政策红利，推动区域发展与社会公平；另一方面，这些城市往往在基础设施、公共服务以及产业结构等方面已具备一定优势，政策的叠加效应可能更加突出。因此，重大国家战略区域建设对共同富裕的促进作用在行政级别较高的城市可能更加显著。
为验证上述推测，本文参考聂长飞等（2023）的研究，将直辖市、省会城市、副省级城市以及“较大的市”归为行政级别较高的城市，其他城市归为行政级别较低的城市，并据此进行分组回归。表6列（1）和列（2）结果显示，无论是行政级别较高的城市还是较低的城市，核心解释变量mnsz的系数均显著为正；但与行政级别较低的城市相比，重大国家战略区域建设的共同富裕效应在行政级别较高的城市更加显著，且通过了组间差异检验，这与理论预期一致。
| 行政级别 | 城镇化水平 | 市场化程度 | ||||
| 较高 | 较低 | 较高 | 较低 | 较高 | 较低 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| mnsz | ||||||
| （ |
（ |
（ |
（ |
（ |
（ |
|
| bidff. test | 0.016*** | 0.006*** | 0.005*** | |||
| p值 | [0.000] | [0.002] | [0.002] | |||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 510 | 3 690 | 2 100 | 2 100 | 2 400 | 1 800 |
| R2 | ||||||
2. 城镇化水平异质性。城镇化水平高低直接影响城市的资源分配效率、产业结构优化以及公共服务供给能力，从而可能使重大国家战略区域建设的实施效果在城镇化水平不同的城市间存在差异。一方面，城镇化水平较高的城市通常拥有更完善的基础设施和公共服务体系，能更有效地吸引和集聚资金、技术和人才等资源，从而有利于政策红利的高效转化；另一方面，这些城市大多以第二、第三产业为主导，产业结构更趋多元化和现代化，经济发展的韧性与活力更强。因此，重大国家战略区域建设对共同富裕的促进作用在城镇化水平较高的城市可能更加显著。
为验证上述推测，本文以常住人口城镇化率作为城镇化水平的代理变量，依据其中位数将样本划分为城镇化水平高、低两组，然后进行异质性分析。表6列（3）和列（4）结果显示，尽管两组回归中核心解释变量mnsz的系数均显著为正，但在城镇化水平较高的城市系数更大，且通过了组间差异检验。这表明重大国家战略区域建设的共同富裕效应在城镇化水平较高的城市更加显著，与理论预期一致。
3. 市场化程度异质性。市场化程度直接关系到地区资源配置效率、经济活力以及对政策的适应能力，因而重大国家战略区域建设的实施效果在市场化程度不同的城市间可能存在差异。一方面，市场化程度较高的城市往往拥有更完善的市场机制，资源配置更高效，企业活力与创新能力更强，能够更迅速吸收并转化政策红利；另一方面，这些地区通常在法治环境、产权保护以及营商环境等方面具备较强优势，更有利于重大国家战略区域建设政策效应的发挥。因此，重大国家战略区域建设对共同富裕的促进效应在市场化程度较高的城市可能更加显著。
为验证上述推测，本文借鉴王小鲁等（2021）的研究方法，将样本划分为市场化程度高、低两组，重新进行回归并开展组间差异检验。表6列（5）和列（6）结果显示，与市场化程度较低的城市相比，重大国家战略区域建设对共同富裕的促进作用在市场化程度较高的城市更加显著。这表明重大国家战略区域建设的共同富裕效应需依托良好的市场环境，与理论预期一致。
（三）拓展性分析
上文对京津冀协同发展、长江经济带发展等六大战略区域建设进行了总体效应评估。然而，这些战略区域在实施背景、发展模式、地理条件以及政策重点等方面存在一定差异，尤其在战略布局中承担不同功能定位。例如，京津冀地区以协同发展为核心，长江经济带和黄河流域侧重生态保护和绿色发展。而政策目标的侧重点直接影响各区域在推动共同富裕进程中的成效表现。因此，有必要进一步细分各战略区域，分别考察其在推进共同富裕方面的实际政策效果，以期为未来区域战略优化提供更具针对性的政策参考。本文将六大战略区域分别作为独立的政策处理组，设定相应的虚拟变量，以非战略区域作为对照组，采用双重差分模型进行效应识别。
表7列（1）结果显示，京津冀协同发展战略对共同富裕具有显著的正向影响。这表明京津冀协同发展战略在推动区域间基础设施互联互通、资源要素合理流动以及公共服务均等化方面已取得初步成效，特别是在引导非首都功能疏解、推动产业有序转移的过程中，有效释放了部分中小城市的发展潜力，提升了区域内居民收入水平和公共服务可及性。
| 京津冀地区 | 长江经济带 | 长三角地区 | 粤港澳地区 | 黄河流域 | 海南自贸港 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| mnsz | − |
− |
||||
| （ |
（ |
（ |
（ |
（ |
（ |
|
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 1 230 | 2 385 | 1 650 | 1 155 | 2 265 | 1 065 |
| R2 |
表7列（2）结果显示，长江经济带发展战略显著促进了共同富裕。该战略秉持“共抓大保护、不搞大开发”的发展理念，突出生态优先与绿色转型，通过推动区域产业协同与制度创新，实现上下游地区的协调发展。特别是中西部地区在承接产业转移与交通基础设施建设的过程中，提升了就业吸纳能力与居民福利水平，显著增强了共享发展成效。
表7列（3）结果显示，长三角一体化发展战略对共同富裕具有显著的促进作用。该战略有效破除了行政壁垒，推动了市场机制一体化与城市群协同发展，在资源配置、产业联动以及创新合作等方面取得显著成效，缩小了区域内发展差距，提升了中小城市与弱势群体的受益程度。
表7列（4）结果显示，粤港澳大湾区建设对共同富裕虽具有正向影响，但未通过统计显著性检验。这一结果可能与区域融合过程中的制度障碍和结构性分化有关。一方面，尽管核心城市如广州、深圳在引领高端制造、科技创新以及现代服务业等方面具有强劲的辐射带动作用，但区域一体化所需的制度协同与要素自由流动仍面临挑战。特别是港澳地区与内地在法律制度、税收体系、社会保障等方面差异较大，制度融合推进相对缓慢，短期内制约了政策红利的深度释放。另一方面，大湾区整体经济实力雄厚，但区域内发展基础不一，城市间在经济结构、人口承载力以及公共服务供给等方面仍存在明显落差。部分中小城市与边缘地区在住房、教育、医疗等民生领域存在短板，尚难全面承接核心城市的外溢效应，从而导致区域整体的共同富裕成效尚未充分显现。
表7列（5）结果显示，黄河流域生态保护和高质量发展战略尚未体现出显著的推动作用。这可能与该战略目前仍处于以生态保护为主的初期阶段有关，政策重心集中在环境治理、污染控制与基础设施建设等领域。这类项目虽有利于长远发展，但在短期内未能迅速改善居民收入状况与基本福利。同时，该区域长期依赖能源型与资源型产业，绿色转型压力较大，部分落后产能的淘汰可能在短期内抑制就业增长，影响低收入群体福祉提升，从而对共同富裕形成一定掣肘。
表7列（6）结果显示，海南自由贸易港建设对共同富裕的影响显著为负。这可能是因为：海南自由贸易港目前处于封关准备、制度建设与基础设施投入的关键阶段，在短期内以资本性支出为主，尚未形成直接促进居民收入增长的机制；同时，财政资源向重点项目倾斜可能对教育、医疗等民生领域造成挤压，加之制度红利尚未充分释放，共同富裕效应存在滞后性，需结合中长期观察进一步评估。
六、结论与政策建议
区域差异显著、发展不均衡是我国的基本国情，统筹推进区域协调发展，在保持经济总体平稳增长的同时兼顾收入分配结构改善，是实现全体人民共同富裕与推进中国式现代化的内在要求。本文探讨了重大国家战略区域建设对共同富裕的影响及其机理，并结合2008—2022年全国280个地级及以上城市的面板数据，构建多期双重差分模型进行了实证检验。研究发现，重大国家战略区域建设能够显著提升共同富裕水平，该结论在控制潜在内生性问题及一系列稳健性检验后依然成立。机制分析表明，区域经济布局优化是重大国家战略区域建设促进共同富裕的重要渠道。具体而言，重大国家战略区域建设通过促进区域间劳动、资本与技术要素流动，发挥区域内结构效应、规模效应与技术效应，加快形成优势互补、高质量发展的区域经济布局，从而有效推动共同富裕。异质性分析发现，在行政级别、城镇化水平以及市场化程度较高的地区，重大国家战略区域建设对共同富裕的推动作用更加显著。分区域检验表明，京津冀协同发展、长江经济带发展与长三角一体化战略在推动共同富裕方面展现出更加显著的政策成效。
基于上述结论，本文提出以下建议：第一，完善区域间要素流动机制，推动构建优势互补的区域经济布局。重大国家战略区域通过破除行政壁垒，促进劳动力、资本与技术要素跨区流动，推动形成基于比较优势的产业分工体系，从而助力共同富裕。因此，需持续深化要素市场一体化改革，构建统一开放、竞争有序的要素配置体系。同时，应建立区域间要素补偿与收益共享机制，加大对欠发达地区在产业承接、基础设施以及公共服务方面的支持力度，提升其要素吸纳能力与发展潜力，从而推动区域间更加协调的共同富裕进程。第二，加快推进战略区域内高质量发展，提升政策实施的协同性与包容性。重大国家战略区域内应注重强化地区间产业协同、创新资源整合与基础设施互联互通，推动中小城市与核心城市在产业链分工、服务支撑与技术创新等方面形成联动机制。同时，应完善收入分配制度与公共服务体系，加强对中低收入群体的支持，保障区域高质量发展成果在不同人群间的公平分配。第三，推进区域差异化政策设计，提升战略建设的覆盖面与精准性。应充分考虑各重大国家战略区域在发展阶段、功能定位与资源禀赋上的差异，因地制宜制定分类推进策略。对黄河流域等资源型或生态脆弱地区，应重点推进绿色产业转型、生态补偿机制建设与公共服务提升；对粤港澳大湾区、海南自贸港等制度型战略区域，应着力破解制度协同推进中的瓶颈，加快制度融合与功能联动，释放政策红利。健全跨区域治理体系和利益协调机制，增强战略区域建设的系统性与可持续性，为更大范围、更高水平的共同富裕提供坚实支撑。
| [1] | 白俊红, 王钺, 蒋伏心, 等. 研发要素流动、空间知识溢出与经济增长[J]. 经济研究, 2017, 52(7): 109–123. |
| [2] | 蔡运坤, 周京奎, 袁旺平. 数据要素共享与城市创业活力——来自公共数据开放的经验证据[J]. 数量经济技术经济研究, 2024(8): 5–25. |
| [3] | 蔡之兵. 区域一体化、集聚经济与地方竞争: 形成区域共同富裕格局的动力结构及其作用机制[J]. 广东社会科学, 2023(6): 58–70. |
| [4] | 钞小静, 任保平. 新发展阶段共同富裕理论内涵及评价指标体系构建[J]. 财经问题研究, 2022(7): 3–11. |
| [5] | 陈宗胜, 杨希雷. 论中国共同富裕测度指标和阶段性进展程度[J]. 经济研究, 2023(9): 79–97. |
| [6] | 高国力. 加强区域重大战略、区域协调发展战略、主体功能区战略协同实施[J]. 人民论坛·学术前沿, 2021(14): 116–121. |
| [7] | 干春晖, 郑若谷, 余典范. 中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响[J]. 经济研究, 2011(5): 4–16. |
| [8] | 龚斌磊, 钱泽森, 李实. 共同富裕的测度与驱动机制研究[J]. 数量经济技术经济研究, 2023(12): 5–26. |
| [9] | 贺灿飞, 盛涵天, 戴晓冕. “点—轴系统”理论持续赋能中国区域重大战略[J]. 地理学报, 2024(12): 2972–2990. |
| [10] | 李海平. 区域协调发展的国家保障义务[J]. 中国社会科学, 2022(4): 44–63. |
| [11] | 李兰冰, 刘秉镰. “十四五”时期中国区域经济发展的重大问题展望[J]. 管理世界, 2020(5): 36–51. |
| [12] | 李仁贵. 西方区域发展理论的主要流派及其演进[J]. 经济评论, 2005(6): 57–62. |
| [13] | 李实. 共同富裕的目标和实现路径选择[J]. 经济研究, 2021(11): 4–13. |
| [14] | 林淑君, 郭凯明, 龚六堂. 产业结构调整、要素收入分配与共同富裕[J]. 经济研究, 2022(7): 84–100. |
| [15] | 林毅夫, 付才辉. 比较优势与竞争优势: 新结构经济学的视角[J]. 经济研究, 2022(5): 23–33. |
| [16] | 刘奥, 张双龙. 革命老区振兴规划实施的共同富裕效应——基于城乡收入差距视角[J]. 中国农村经济, 2023(3): 45–65. |
| [17] | 刘泠岑, 孙中孝, 吴锋, 等. 基于夜间灯光数据的中国县域发展活力与均衡性动态研究[J]. 地理学报, 2023(4): 811–823. |
| [18] | 刘乃全, 邓敏, 曹希广. 城市的电商化转型推动了绿色高质量发展吗? ——基于国家电子商务示范城市建设的准自然实验[J]. 财经研究, 2021(4): 49–63. |
| [19] | 刘培林, 钱滔, 黄先海, 等. 共同富裕的内涵、实现路径与测度方法[J]. 管理世界, 2021(8): 117–127. |
| [20] | 柳卸林, 王宁, 吉晓慧, 等. 中心城市的虹吸效应与区域协调发展[J]. 中国软科学, 2022(4): 76–86. |
| [21] | 刘耀彬, 陈利鹏. 完善实施区域协调发展战略机制的关键: 推进优势互补、高质量发展的区域经济布局——学习贯彻党的二十届三中全会精神[J]. 重庆大学学报（社会科学版）, 2024(6): 1–11. |
| [22] | 刘耀彬, 郑维伟. 新时代区域协调发展新格局的战略选择[J]. 华东经济管理, 2022(2): 1–11. |
| [23] | 年猛, 张海鹏, 王垚. 中国区域协调发展战略的增长贡献——兼论区域政策路径之争[J]. 中国社会科学, 2024(4): 24–45. DOI:10.3969/j.issn.1002-4921.2024.4.zgshkx202404002 |
| [24] | 聂长飞, 程承坪, 陈志. 数字经济、企业家精神与共同富裕: 来自下一代互联网示范城市的证据[J]. 中国软科学, 2023(10): 132–145. |
| [25] | 孙晋云, 白俊红, 王钺. 数字经济如何重塑我国区域创新格局? ——基于研发要素流动的视角[J]. 统计研究, 2023(8): 59–70. |
| [26] | 孙久文, 史文杰, 胡俊彦. 新时代新征程区域协调发展的科学内涵与重点任务[J]. 经济纵横, 2023(6): 30–36. |
| [27] | 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. |
| [28] | 万广华, 江葳蕤, 赵梦雪. 城镇化的共同富裕效应[J]. 中国农村经济, 2022(4): 2–22. |
| [29] | 万海远, 陈基平. 共同富裕的理论内涵与量化方法[J]. 财贸经济, 2021(12): 18–33. |
| [30] | 王建康, 范倩夕, 胡家勇. 区域一体化能够增强城市韧性吗? ——基于城市韧性多维度的视角[J]. 财经研究, 2024(2): 4–18. |
| [31] | 王小鲁, 胡李鹏, 樊纲. 中国分省份市场化指数报告[M]. 北京: 社会科学文献出版社, 2021. |
| [32] | 徐振宇, 周智翔, 孔新兵, 等. 我国共同富裕评价指标体系及测度——基于省级行政区与区域层面的探讨[J]. 统计研究, 2024(3): 3–17. |
| [33] | 杨本建, 李文平, 唐金汶. 全国统一大市场与区域经济周期同步性: 来自交通基础设施连通的证据[J]. 数量经济技术经济研究, 2025(4): 26–47. |
| [34] | 杨开忠. 构建高质量发展的区域经济布局[J]. 中国国情国力, 2023(5): 1. |
| [35] | 杨仁发, 陆瑶. 长江经济带发展战略对共同富裕的影响机制及空间效应[J]. 南通大学学报（社会科学版）, 2024(6): 103–120，156. |
| [36] | 余明桂, 范蕊, 钟慧洁. 中国产业政策与企业技术创新[J]. 中国工业经济, 2016(12): 5–22. |
| [37] | 张安伟, 胡艳. 多中心空间结构与城市经济韧性[J]. 财经研究, 2023(9): 4–18. |
| [38] | 张可云, 冯晟, 席强敏. 东西部协作政策效应评估——基于要素流动的视角[J]. 中国工业经济, 2023(12): 61–79. |
| [39] | 张涛, 李均超. 网络基础设施、包容性绿色增长与地区差距——基于双重机器学习的因果推断[J]. 数量经济技术经济研究, 2023(4): 113–135. |
| [40] | 张学良. 中国交通基础设施促进了区域经济增长吗——兼论交通基础设施的空间溢出效应[J]. 中国社会科学, 2012(3): 60–77. |
| [41] | 赵林, 张春霆, 高晓彤, 等. 黄河流域绿色发展与共同富裕耦合协调水平变化及其影响因素[J]. 经济地理, 2024(8): 57–67. |
| [42] | 赵前前, 范巧. “江”“河”国家战略联动促进中国南北方共同富裕的机制研究[J]. 兰州大学学报（社会科学版）, 2022(1): 27–38. |
| [43] | 赵婷, 陈钊. 比较优势与中央、地方的产业政策[J]. 世界经济, 2019(10): 98–119. |
| [44] | 钟粤俊, 奚锡灿, 陆铭. 城市间要素配置: 空间一般均衡下的结构与增长[J]. 经济研究, 2024(2): 59–77. |
| [45] | Beck T, Levine R, Levkov A. Big bad banks? The winners and losers from bank deregulation in the United States[J]. The Journal of Finance, 2010, 65(5): 1637–1667. DOI:10.1111/j.1540-6261.2010.01589.x |
| [46] | Bodory H, Huber M, Lafférs L. Evaluating （weighted） dynamic treatment effects by double machine learning[J]. The Econometrics Journal, 2022, 25(3): 628–648. DOI:10.1093/ectj/utac018 |
| [47] | Borusyak K, Jaravel X, Spiess J. Revisiting event study designs: Robust and efficient estimation[R]. CEPR Discussion Paper, 2022. |
| [48] | Callaway B, Sant’Anna P H C. Difference-in-differences with multiple time periods[J]. Journal of Econometrics, 2021, 225(2): 200–230. DOI:10.1016/j.jeconom.2020.12.001 |
| [49] | Cengiz D, Dube A, Lindner A, et al. The effect of minimum wages on low-wage jobs[J]. The Quarterly Journal of Economics, 2019, 134(3): 1405–1454. DOI:10.1093/qje/qjz014 |
| [50] | Faber B. Trade integration, market size, and industrialization: Evidence from China’s national trunk highway system[J]. The Review of Economic Studies, 2014, 81(3): 1046–1070. DOI:10.1093/restud/rdu010 |
| [51] | Guo D, Li L, Pang G G. How does digital inclusive finance affect county’s common prosperity: Theoretical and empirical evidence from China[J]. Economic Analysis and Policy, 2024, 82: 340–358. DOI:10.1016/j.eap.2024.03.016 |
| [52] | Hainmueller J. Entropy balancing for causal effects: A multivariate reweighting method to produce balanced samples in observational studies[J]. Political Analysis, 2012, 20(1): 25–46. DOI:10.1093/pan/mpr025 |
| [53] | Han Y, Wu M Q. Inter-regional barriers and economic growth: Evidence from China[J]. Journal of Development Economics, 2024, 167: 103197. DOI:10.1016/j.jdeveco.2023.103197 |
| [54] | Krugman P. Increasing returns and economic geography[J]. Journal of Political Economy, 1991, 99(3): 483–499. DOI:10.1086/261763 |
| [55] | Luo K, Lee C C, Zhuo C. A pathway to coordinated regional development: Energy utilization efficiency and green development: Evidence from China’s major national strategic zones[J]. Energy Economics, 2024, 131: 107402. DOI:10.1016/j.eneco.2024.107402 |
| [56] | Mewes L, Broekel T. Technological complexity and economic growth of regions[J]. Research Policy, 2022, 51(8): 104156. DOI:10.1016/j.respol.2020.104156 |
| [57] | Perroux F. Economic space: Theory and applications[J]. The Quarterly Journal of Economics, 1950, 64(1): 89–104. DOI:10.2307/1881960 |
| [58] | Rodríguez-Clare A. Clusters and comparative advantage: Implications for industrial policy[J]. Journal of Development Economics, 2007, 82(1): 43–57. DOI:10.1016/j.jdeveco.2005.09.001 |
| [59] | Zhang D Y, Kong Q X, Shen M. Does polycentric spatial structure narrow the urban-rural income gap? Evidence from six urban clusters in China[J]. China Economic Review, 2023, 80: 101999. DOI:10.1016/j.chieco.2023.101999 |
| [60] | Zou J, Yao L M, Wang B T, et al. How does digital inclusive finance promote the journey of common prosperity in China?[J]. Cities, 2024, 150: 105083. DOI:10.1016/j.cities.2024.105083 |