城鄉產業融合、要素市場化與共同富裕

□ 張 慧

（上海第二工業大學 馬克思主義學院，上海 201209）

一、引 言

共同富裕是社會主義的本質要求。十九屆六中全會通過的《中共中央關于黨的百年奮斗重大成就和歷史經驗的決議》明確指出，要促進城鄉協調發展，推進公共衛生服務體系均等化，縮小城鄉收入差距，逐步實現全體人民共同富裕。在此過程中，中國經濟發展長期存在的城鄉二元結構問題成為重點突破方向。城鄉產業融合發展作為打破城鄉要素資源壁壘的重要方式，有助于緩解城鄉二元結構，對于實現共同富裕意義深遠[1]。一方面，城鄉產業融合發展加速了農村地區產業發展，拓寬農村居民就業渠道，推動農村落后地區產業轉型升級，為農村地區經濟發展注入新動能[2]。另一方面，城鄉產業融合強化了城鄉間市場關聯度，促成城鄉資源、公共服務等方面均等化發展，賦能共同富裕發展[3]。

共同富裕發展需不斷尋求新動能，而激發各類要素活力是重要環節。要素市場化是構建全國統一、開放、公平大市場的內在要求，亦是促進要素活力競相迸發、使經濟發展充滿動力的保障[4]。并且，要素市場化配置有助于各類要素有序流動，有效糾正各類要素錯配、打破長期以來要素扭曲的重要手段，有助于促成各類要素流動均等化[5]。與此同時，城鄉產業融合發展使得城鄉間產業鏈不同環節配合更加緊密，極大降低要素流動成本，助力要素市場化水平提升，而要素市場化水平提升亦能加速城鄉間產業融合發展?？梢?，城鄉產業融合與要素市場化二者相互關聯、彼此影響。那么，城鄉產業融合與要素市場化是否促進了共同富裕發展？二者是否存在協同效應？城鄉產業融合、要素市場化對共同富裕是否存在異質性影響？探明上述問題，有助于為地方政府推動共同富裕發展提供新的政策視角。

二、文獻綜述

與本研究主題相關的文獻主要涵蓋三個部分：第一部分為共同富裕的內涵與測度。共同富裕內涵方面，鐘甫寧等[6]對共同富裕的內涵與基本標準展開了探討，認為共同富裕包含鄉村產業振興、收入分配、經濟發展、縮小城鄉居民收入差距、盤活農村共享資產等多個方面。崔友平[7]認為新時代的共同富裕被賦予豐富且科學的內涵，既包括貧困消除、生產力發展、物質層面上的富裕，也涵蓋精神層面的富足。共同富裕測度方面，劉培林等[8]基于共同富裕內涵，從人群差距、區域差距以及城鄉差距三個方面構建了共同富裕評價指標體系，并提出夯實制度保障、健全政策體系等促進共同富裕發展的政策建議。孫豪和曹肖燁[9]從富裕、共享兩個維度構建共同富裕指標體系，發現經濟發展水平較高的東部地區富裕程度較高，共享程度較低，而經濟發展水平相對較低部分中、西部地區省份富裕與共享程度均較低。

第二部分為城鄉產業融合對共同富裕的影響研究。鑒于共同富裕的豐富內涵，既有研究鮮少直接探討城鄉產業融合對共同富裕的直接影響，多從經濟發展、收入差距、城鄉發展差距等視角探討城鄉產業融合對共同富裕的影響。張克俊等[10]認為城鄉融合發展加速了城鄉間產業聯動，有助于打破城鄉間要素市場壁壘，推動城鄉資源雙向流動，促使農村地區資源稟賦轉化為生產要素，賦能農村經濟增長。吳海峰[11]指出，城鄉產業融合強化了城鄉產業之間的內在聯系，且城鄉產業的縱向擴展與橫向延伸有助于促進城鄉經濟融合發展，降低城鄉居民收入差距。陳鑫鑫等[12]認為，在當前數字經濟高速發展背景下，城鄉產業融合發展為鄉村振興提供了內生動力，提升農村地區各類要素資源可得性，有助于縮小城鄉間發展差距。Huang&Liao[13]指出，城鄉產業協調發展能夠加速城鄉間要素流動，加強城鄉間市場聯動，助推城鄉產業等值化發展，提升農村居民收入水平，縮小城鄉收入差距。文豐安[14]認為，激活城鄉產業融合發展動能以推進農村一、二、三產業融合發展，有助于破解新型城鄉關系壁壘，賦能鄉村地區經濟發展，助力共同富裕。申云等[15]指出，加速城鄉產業融合發展與城鄉體制機制協同，有助于推動城鄉要素市場雙向流動，為農村地區經濟高質量發展提供強有力的外部環境，從而助力共同富裕。

第三部分為要素市場化對共同富裕的影響研究。共同富裕的實現不僅需要產業融合發展打破城鄉產業發展壁壘，而且需要市場機制改革促進各類要素流動，加速實現發展成果共享。當前學界關于要素市場化對共同富裕的直接探討較少，僅少部分學者從要素配置、要素市場分割、創新要素市場化等角度展開分析。趙燕[16]認為，土地要素配置有助于縮小城鄉收入差距，且能夠通過提升城鎮化水平與就業率間接縮小城鄉收入差距。張亞軍[17]研究指出，創新要素市場化對鄉村振興具有顯著促進作用，且存在城鎮化水平的門檻效應。薛軍等[18]研究發現，各類要素市場分割不利于收入差距縮小，負向影響共同富裕，而有效且統一的要素市場化配置對共同富裕發展具有促進作用。

梳理文獻可以知悉，關于共同富裕內涵、測度的研究已較為豐富，但鮮有關于城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕直接影響的探討，且忽略了共同富裕發展既需要城鄉產業融合發展推動，也需要素市場化配置的引導。本文將城鄉產業融合與要素市場化納入統一分析框架，在探究城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕各自影響的基礎上，深入探討二者對共同富裕的協同效應及區域異質性，以期對現有關于共同富裕的研究進行補充與完善。

三、理論分析與研究假設

城鄉產業融合是城鄉一體化的關鍵一環，能夠有效解放、發展社會生產力，賦能共同富裕發展。一方面，城鄉產業融合打破了城鄉間產業發展壁壘，推動地區形成產業相互補充、協同發展格局，優化一二三產業城鄉空間布局[19]。這有助于提升城鄉間要素資源配置水平，推動城鎮產業資金、設備向鄉村地區轉移，減少城鎮地區產能過剩、資源浪費現象，賦能城鄉經濟協調發展，助力共同富裕。另一方面，城鄉產業融合發展推動了傳統農業、工業產業數字化轉型，促使地區新產業、新業態與新模式誕生。此背景下，鄉村地區非農產業快速發展，擴寬居民就業與增收渠道，使得城鄉間發展差距進一步縮小，賦能共同富裕發展?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

假設1：城鄉產業融合對共同富裕具有顯著正向影響。

長期以來，我國城鄉二元結構始終是制約城鄉協調發展的制度性障礙，對共同富裕發展產生不利影響。而要素市場化可有效推動城鄉間勞動力、資本、技術、信息等要素有序流動，賦能城鄉經濟協調發展，對共同富裕發展具有顯著推動作用[20]。一方面，要素市場化配置能夠暢通城鄉間勞動力流動渠道，推動地區形成平等競爭、有序、城鄉統一的要素市場，提升城鄉人力資本積累水平，拓寬居民向上流動渠道，助力共同富裕目標實現。另一方面，隨著要素市場化配置范圍持續擴大，人才、數據、資金、知識等要素流配置效率進一步提升，為城鄉居民縮小收入差距提供契機，從而賦能共同富裕發展?；谝陨戏治?，提供如下假設：

假設2：要素市場化對共同富裕具有顯著正向影響。

以上理論分析均立足于單一視角，分析城鄉產業融合或要素市場化對共同富裕發展的影響作用。城鄉產業融合為鄉村地區產業轉型發展提供資金、技術支持，促進了城鄉發展成果共享，可為城鄉要素市場化建設提供堅實基礎[21]。與此同時，要素市場化水平的提升將進一步推動區域各類要素流動，緩解城鄉間產業發展過程中存在的高度信息不對稱問題，提升城鄉產業融合發展水平，助力共同富裕目標實現。伴隨要素市場化水平的不斷提升，城鄉間資金、技術、知識等要素自由流動，提高要素配置效率，促使城鄉經濟發展資源獲取更加暢通，從而賦能共同富裕。由此可以推斷，城鄉產業融合與要素市場化二者相互促進，能夠共同作用于共同富裕?；谝陨戏治?，提出如下假設：

假設3：城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕存在一定協同效應。

四、研究設計

（一）模型設定

既有研究表明，共同富裕的發展可能存在顯著的空間相關性，即某省份共同富裕水平亦會受其他省份影響[22]。因此，使用傳統計量模型無法有效檢驗具備空間溢出效應的變量。故本文使用涵蓋經濟活動要素的空

間計量模型檢驗城鄉產業融合、要素市場化與共同富裕間的關系。

空間計量模型主要有空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM）三種。三種空間計量模型的空間傳導機制不盡相同，其中空間誤差模型（SEM）是假定空間溢出效應由隨機沖擊造成，其空間效應傳導主要是通過誤差項完成；空間滯后模型（SAR）是假定被解釋變量能夠通過空間相互作用而對其他地區經濟產生影響；空間杜賓模型（SDM）則共同考量了以上兩種模型傳導機制?；诖?，本文依次設定SEM、SAR、SDM 三種模型，具體模型構建如下所示：

其中，模型（1）為空間滯后模型，ρ指代共同富裕的空間自回歸系數；模型（2）表示空間誤差模型，λ指代空間誤差項的回歸系數；模型（3）為空間杜賓模型，ρ指代共同富裕的空間回歸系數。ω則表示空間權重矩陣，iμ和tη分別指代個體固定效應與時間固定效應，εit、νit、τit均為模型中的隨機干擾項。CPit表示省份i在t時期的共同富裕水平，INDURit與SCHit則為本文兩個核心解釋變量，即城鄉產業融合與要素市場化，X it為控制變量合集。此外，為考察城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕的影響是否存在協同效應，引入城鄉產業融合與要素市場化交互項INDURi t×SCHit至以上三個基本模型中。

為更客觀準確地描述城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕的影響，依次建立反距離空間權重矩陣與0-1空間鄰近權重矩陣，具體設定方式如下所示：

1.反距離權重矩陣。該權重矩陣主要是以地理距離為標準，d ij指代i省份與j省份兩個省會之間直線距離，具體空間權重矩陣如下所示：

2.0-1 空間鄰近權重矩陣。該矩陣主要是以兩省份是否在地理上為相鄰狀態為標準，相鄰則賦值為1，不相鄰則為0。具體空間權重矩陣如下所示：

（二）變量選取

核心解釋變量：城鄉產業融合（INDUR）。城鄉產業融合是指城鄉產業間人才、資本、技術等要素自由流動，進而實現不同產業相互滲透、交叉、融合發展。城鄉產業融合發展有助于加強城鄉間市場聯動性，暢通農村地區居民資源稟賦轉化為生產要素的渠道，提升農村地區居民收入水平[23]。故參鑒張峰等[24]的研究思路，以城鄉產業勞動力人均收支水平差異表征城鄉產業融合程度。此方法能夠在考慮產業發展過程中勞動者收入差距的同時，也將勞動者消費水平納入其中一并展開分析，具體公式如下所示：

式中，RSP與RSG依次為鄉村產業中勞動力人均收入及支出；CSP與CSG依次表示城市產業中勞動力人均收入及支出。

要素市場化水平（SCH）。要素市場化是市場機制有效運行的前提保障。要素市場化配置改革能夠打破要素流動壁壘，暢通城鄉間經濟循環[25]。本文參鑒任曉剛等[26]的研究思路，使用樊綱市場化指數作為衡量要素市場化水平的代理變量，具體以國民經濟研究所公布的分省份歷年市場化指數表征。

被解釋變量：共同富裕（CP）。共同富裕指的是人民群眾物質與精神生活的雙重富裕，是全體人民而非少數人民的富?！，F階段，有關共同富裕指標的衡量學術界尚未形成統一定論，多數研究以構建評價指標體系的方式測度共同富裕發展水平[27-29]。在既有研究基礎上，本文基于共同富裕內涵，嘗試從富裕與共享兩個維度構建評價指標體系，并利用熵權法進行測度。具體如表1 所示。

表1 共同富裕的評價指標體系

由于以上指標有正向亦有負向，因此還需對各指標進行標準化處理。具體方法如下所示：

若指標為正向，則需采用式（7）進行標準化處理；若為逆向指標則需采用式（8）進行標準化處理。式中xij為進行標準化處理前的原始數值，y ij為標準化后的值；xjmin為指標j的最小值，xjmax為指標j的最大值。共同富裕指標權重計算方法如下：

首先，計算省份i的第j個指標所占比重：

其次，測算得出指標j的熵值：

再次，計算得出指標權重：

最后，計算共同富裕指標體系各項指標綜合評分CiP：

控制變量：（1）貿易開放度（OPEN）：貿易開放度是指某個國家或地區進出口貿易總額占GDP 比重，能夠衡量國家或地區與其他國家或地區貿易往來開放水平。通常而言，貿易開放程度高的地區有著更多的國際交流機會以及更開放海外市場，有助于拓寬地區銷售渠道、提升居民就業水平、商品流動水平，繼而推動共同富裕。該指標以地區進出口貿易總額占地區GDP 的比重表征。（2）政府財政支持（GOV）：政府財政支持指的是國家財政以財政撥款、財政補貼等無償撥付方式對國家扶持產業、部門或企業進行資金支持。共同富裕脫離不開政府財政支持，合理的財政支出能夠為較貧困地區提供基礎保障、完善基建設施以及提供更多就業培訓與就業機會，縮小地區經濟、物資、公共服務等方面差距，推動共同富裕發展。該指標以地方財政支出占地區GDP 的比重表征。（3）外商直接投資（FDI）：外商直接投資主要指國外企業或個人用現匯、技術等資源在中國投資的過程。外商直接投資能夠為地區經濟發展提供必要的資金支持與技術支撐，有助于帶動地區收入水平提升，從而助力共同富裕。該指標以外商直接投資額占地區GDP 比重表征。（4）人力資本水平（HR）：人力資本水平指一定區域內勞動力具有的人力資本平均水平，如勞動者知識、技能、文化水平。人力資本水平提升意味著社會勞動力素質、技能水平提高，有助于提高社會整體就業創業能力、拓寬致富渠道，從而助力共同富裕目標實現。該指標以各地區人均受教育年限表征。

（三）數據來源

按照數據可獲取性與完整性原則，選取中國30 個省區市（剔除數據存在明顯缺失的港、澳、臺地區及西藏自治區）面板數據為研究樣本，研究時段為2011-2020 年。數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國人口與就業統計年鑒》以及國泰安數據庫、WIND數據庫和EPS 數據庫。各變量描述性統計如表2 所示。

表2 各變量描述性統計

五、實證檢驗

（一）空間相關性檢驗

在進行空間計量回歸之前，需檢驗共同富裕發展是否具有空間相關性。通常而言，檢驗空間相關性主要通過GEARY’S C 指數、CETIS-ORD 指數以及莫蘭指數法（MORAN’S I）等方法。其中，莫蘭指數法的穩定性較強，且對偏離正態分布的情況不敏感，故被學術界廣泛應用。因此，本文選用莫蘭指數法檢驗共同富裕發展的空間相關性，結果見表3。由表可知，在兩種空間權重矩陣下，2011-2020 我國共同富裕發展MORAN’S I 值均在1%水平下顯著。這說明共同富裕發展具有顯著空間集聚特征，且有著正向的空間依賴性，因此使用空間計量模型進行回歸分析較為合理。

表3 共同富裕發展的莫蘭檢驗結果

（二）基準回歸結果

關于空間計量模型選擇，采取穩健LM 檢驗法對兩種空間權重矩陣下的模型進行選擇，如果LM-LAG 檢驗結果顯著但LM-ERROR 檢驗結果不顯著，說明使用空間滯后模型較為合適；若LM-ERROR 檢驗結果顯著而LMLAG 檢驗結果不顯著，則說明使用空間滯后模型較為合適；如果LM-LAG 與LM-ERROR 檢驗結果均顯著，則說明應使用空間杜賓模型更為合適，檢驗結果如表4 所示。由表可知，空間誤差模型的效果明顯優于空間滯后模型，故使用空間誤差模型展開回歸分析。

表4 空間計量模型選擇檢驗

借助豪斯曼（HAUSMAN）檢驗，確定固定效應抑或是隨機效應進行空間計量回歸。同時，采取LR 檢驗確定模型是否包含時間效應或個人效應，檢驗結果表明，采取時間與個體雙向固定效應展開回歸分析較為合適。此外，為避免城鄉產業融合與要素市場化的交互項可能導致的多重共線性問題，對變量數據展開中心化處理。具體空間誤差模型回歸結果如表5 所示。

表5 空間誤差模型回歸結果

表5 列（1）與列（3）結果顯示，兩種空間權重矩陣下，城鄉產業融合的系數分別為0.5948 與0.5739，且均通過1%顯著性水平檢驗，表明城鄉產業融合對共同富裕有著顯著促進作用，假設1 得到驗證。在兩種空間權重矩陣下，要素市場化的系數分別為0.1437、0.4858，且均通過1%顯著性水平檢驗，說明要素市場化對共同富裕具有顯著正向影響，假設2 得到驗證。表5 列（2）與列（4）為加入城鄉產業融合與要素市場化交互項后的回歸結果。城鄉產業融合與要素市場化的交互項系數在兩種空間權重矩陣下為0.0536、0.0492，且分別通過1% 與5% 顯著性水平檢驗，表明城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕的影響存在協同效應，假設3 得到驗證。

控制變量方面，以下主要分析包含城鄉產業融合與要素市場化交互項的列（2）與列（4）的回歸系數。其中，對外開放水平在兩種空間權重矩陣下的回歸系數分別為1.3484、1.4582，且均通過1%顯著性水平檢驗。究其緣由，隨著對外開放水平的提升，地區產業、企業將擁有更為豐富的國際市場渠道，進而帶動地區經濟發展，提升人均收入水平，有助于提升居民富裕程度。政府財政支持在兩種空間權重矩陣下的回歸系數分別為0.3678、0.2967，且分別通過1%、5%顯著性水平檢驗，表明政府財政支持對共同富裕發展有著明顯促進作用。原因在于，地區的發展離不開政府財政的支持，充足的財政扶持有助于補足地方政府財力缺口，進而完善地方基建與公共服務供給，賦能共同富裕發展。外商直接投資的回歸系數在兩種空間權重矩陣下分別為0.7856、0.1652，且通過5%顯著性水平檢驗，說明外商直接投資能夠正向推動共同富裕發展。原因可能在于，外商投入的資金、技術等資源加速了地區經濟發展的同時亦增強了其對人才的吸引力并拓寬了地方市場渠道，助力地區居民增收致富。人力資本水平在兩種空間權重矩陣下的回歸系數分別為0.8337、0.6891，且均在5%水平上顯著，表明信息化水平的提升能夠正向推動共同富裕發展。究其原因，人力資本水平的提升意味著勞動力具備著更高水平的技能與素質，使得勞動者能夠擁有更多就業創業機會，提升自身收入水平的同時還能促進地區經濟增長，賦能共同富裕發展。

（三）異質性檢驗

前文述及，城鄉產業融合與要素市場化均對共同富裕發展產生顯著正向推動作用，且存在協同效應。但我國幅員遼闊，不同地區社會、經濟、資源稟賦等方面存在差異，這就導致城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕的協同效應存在區域異質性?；诖?，根據國家統計局對三大經濟地帶區域劃分方法，將30 個樣本省級行政區分成東、中、西三大地區子樣本，并重新進行回歸，以檢驗城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕影響的區域差異性?；貧w結果如表6 所示。

表6 分區域空間計量回歸結果

東部地區城鄉產業融合與要素市場化的系數均為正，且在兩種空間權重矩陣下均通過1%顯著性水平檢驗，表明城鄉產業融合與要素市場化對東部地區共同富裕發展具有明顯促進作用。中部地區城鄉產業融合與要素市場化的系數均為正，且在兩種空間權重矩陣下分別通過1%、5%顯著性水平檢驗，表明城鄉產業融合與要素市場化對中部地區共同富裕發展具有正向推動作用。西部地區城鄉產業融合與要素市場化的系數均為正，但未通過顯著性水平檢驗。究其緣由，一方面，西部地區雖擁有豐富的資源，但受限于地理區位不具優勢以及基礎設施水平較差等因素，大部分省份產業發展水平不高、產業結構轉型滯緩，使得產業融合水平仍與東、中部地區存在較大差距。另一方面，相較于東、中部地區，西部地區經濟發展較為滯后，對于各類要素市場化水平不高，要素市場化改革較為滯后。同時，我國長期存在要素市場分割現象，使得西部地區發展過程中存在要素資源獲取難度高、流動性差等問題，導致要素市場化未對西部地區共同富裕產生顯著性影響。從交互項來看，僅東部地區城鄉產業融合與要素市場化的系數顯著為正，中西部地區則不顯著。盡管整體層面上城鄉產業融合與要素市場化的交互作用能夠促進共同富裕發展，但在不同地區間表現出顯著差異。這種差異可能源自于中、西部地區產業發展水平較低、要素資源稟賦不具優勢、地理區位較差等因素，致使支撐城鄉產業融合發展的要素市場化機制尚未健全，從而對共同富裕的影響不顯著。

六、穩健性檢驗

（一）替換核心解釋變量

為確保上述回歸結論具備穩健性，使用替換核心解釋變量要素市場化水平衡量方式的方法重新進行回歸，以檢驗以上研究結論的穩健性。參鑒徐鵬杰等[30]的研究思路，使用資本要素市場化配置與勞動要素市場化配置水平衡量要素市場化水平，其中資本要素市場化配置水平以全社會固定資產中非國有投資占比表征；勞動要素市場化配置水平以私營企業與個體就業人員數量占總就業人數比重表征。穩健性檢驗結果如表7 所示。觀察可知，在兩種空間權重矩陣下，城鄉產業融合與要素市場化及其交叉項對共同富裕的影響系數均顯著為正，與上述基準回歸結果相較一致，表明上述研究結果具備穩健性。

表7 替換核心解釋變量回歸結果

（二）替換空間權重矩陣

為檢驗上述研究結論不受空間權重矩陣選擇影響，以經濟空間矩陣作為空間權重矩陣展開穩健性檢驗。設定i省份與j省份不相鄰或i=j時，則Wij為0；當i省份與j省份相鄰時，W ij為省份iGDP 占j省份所有鄰近省份GDP 之和的比重。穩健性檢驗結果如表8 所示，結論與上述基準回歸相較一致，說明上述研究結果穩健可信。

表8 替換空間權重矩陣回歸結果

七、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

研究基于2011-2020 年中國30 個省市區面板數據，利用空間計量模型從全國與區域兩個層面探討城鄉產業融合、要素市場化對共同富裕的影響。研究結果表明：第一，城鄉產業融合與要素市場化均能顯著促進共同富裕發展，且城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕的影響存在協同效應。第二，城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕的影響具有顯著區域異質性，主要表現為對東、中部地區共同富裕具有顯著正向影響，對西部地區的影響不顯著。第三，城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕的協同效應存在明顯區域異質性，在東部地區有顯著推動作用，而在中西部地區作用不明顯。

（二）政策啟示

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議。第一，加速推進城鄉產業融合，打破城鄉發展壁壘。研究結論顯示，城鄉產業融合發展有助于促進共同富裕，為此還需加速推進城鄉產業融合，實現城鄉產業鏈向農村延伸，助推共同富裕發展。一方面，各地方政府應進一步加大技術創新投入，鼓勵研究機構、企業與高校協同構建技術創新平臺，推動產業結構優化升級，為城鄉產業融合發展提供基礎保障。另一方面，積極培育新產業新業態，跨界配置城鄉資源要素，促進城鄉產業交叉融合。各地方政府應大力推動農業產業與旅游、教育、文化、康養等產業融合發展，形成產業融合新生態，借此拓寬農村地區居民增收渠道，助力共同富裕目標實現。同時，城鄉產業融合發展過程中，鄉村地區產業可積極學習并引進城鎮地區信息化技術與設備，加速完善農業農村現代化體系建設、提升公共服務水平，賦能共同富裕發展。

第二，加速要素市場化改革進程，推動發展成果共享。上述研究結論表明，要素市場化對共同富裕具有顯著正向影響。為此，各地方政府應進一步推動要素市場化改革，賦能共同富裕發展。一方面，各地方政府應構建涵蓋多主體、多環節的協同創新網絡平臺，借此促成城鄉間主體互聯互通、要素自由流動，賦能共同富裕發展。各地區政府、產業等主體可借助協同創新網絡平臺，深化不同地區要素配置供需匹配，由此構建完善、科學且合理的要素市場化配置機制。另一方面，各地方政府應針對土地、勞動、資本等不同要素出臺相應的市場化改革策略，例如針對勞動要素市場出臺差異化落戶政策，緩解城鄉二元身份分割；對資本要素出臺完善股票、證券交易機制，并進一步開展法律法規改革；針對土地要素則需要在城鄉統一建設市場化改革基礎上，進一步完善城鄉土地分配機制，從而實現城鄉土地要素跨區域配置，賦能共同富裕發展。

第三，實施差異化發展戰略，縮小地區間差距。研究結果表明，城鄉產業融合與要素市場化對共同富裕的協同效應存在區域異質性?；诖?，各地方政府應針對自身發展狀況實施差異發展戰略，推動共同富裕發展。針對經濟較發達的東部地區，應持續深化城鄉產業融合發展戰略，縱深發展產業鏈條，加速實現城鄉間產業、產值均等化發展。同時，東部地區還可通過擴建高鐵、構建產業聯盟平臺等措施，暢通各類要素跨區域流動渠道，強化東部地區高水平要素市場化配置對其他地區輻射作用，加速構建全國統一要素市場，進一步驅動共同富裕。針對中、西部地區，政府應持續優化基礎設施水平，提高交通、流通運營效率，為各類要素有序、高效流動提供基礎。此外，中西部地區還需根據自身現狀制定相應要素市場化改革方案與監管機制，提升地區內要素市場化水平的同時完善監管，為中西部地區城鄉產業轉型升級與融合發展提供基礎。