基于交通运输影响视角的我国共同富裕时空变化特征探析

Spatiotemporal Evolution Characteristics of China's Common Prosperity Based on Influence of Transportation

摘要

基于共同富裕的理论内涵，构建共同富裕评价体系，测算我国31个省(区、市)的共同富裕水平，构建交通与共同富裕耦合协调评价模型测度2个系统的耦合协调时空演变特征，并进一步借助面板门槛模型和空间计量模型，实证分析交通运输影响下的共同富裕时空演变特征及内在逻辑。研究发现：①交通运输对共同富裕具有明显的空间溢出效应；②时间维度方面，不同发展阶段交通运输影响共同富裕呈现出“凸性”趋势；③处于东部、中部、西部、东北地区的交通促进共同富裕的效应有异质性，表现为中部地区>西部地区>东北地区>东部地区。据此，从转变模式机制、强化区域协同、完善落后地区设施规模等方面提出交通赋能共同富裕的政策建议。

Abstract

Based on the theoretical connotation of common prosperity, this paper constructed a common prosperity evaluation system and calculated the level of common prosperity in 31 provinces (municipalities and autonomous regions) in China. The coupling and coordination evaluation model of transportation and common prosperity was constructed to measure the spatiotemporal evolution of the two systems. Through the panel threshold model and spatial econometric modeling, the spatiotemporal evolution characteristics and internal mechanisms of common prosperity under the influence of transportation were empirically analyzed. Findings reveal that ①transportation exhibits significant spatial spillover effects on common prosperity. ②The impact intensity follows a convex curve across different development stages in terms of time scale. ③In the eastern, central, western, and northeast regions, the effect of transportation on promoting common prosperity is heterogeneous, with the central region > the western region > the northeast region > the eastern region. Accordingly, policy recommendations for common prosperity promoted by transportation are proposed focusing on mode innovation, regional synergy enhancement, and infrastructure upgrading in underdeveloped areas.

Graphical abstract

关键词

共同富裕 / 交通运输 / 时空特征 / 门槛效应 / 空间溢出

Key words

Common Prosperity / Transportation / Spatiotemporal Characteristic / Threshold Effect / Spatial Spillover

0　引言

交通运输是推动共同富裕的基础性支撑，主要通过以下3方面促进共同富裕：①交通网络打破地理壁垒，缩小区域发展鸿沟，使偏远地区资源转化为经济价值，创造就业增收机会；②降低物流与要素流动成本，促进产业梯度转移和市场一体化，增强欠发达地区内生动力；③交通便利化加速公共服务均等化，推动教育、医疗等资源下沉，提升全民发展能力，最终通过空间重构与资源再分配实现发展成果共享。

交通运输在促进共同富裕方面所发挥的重要作用一直是学术界高度关注的重点，相关研究比较丰富。已有的研究主要包括以下几方面：①交通基础设施的完善通过促进各区域间经济协同^[1-3]，提高可达性推动共同富裕^[4-6]，同时，这种影响也存在一定的空间溢出效应^[7-8]。杨雪峰等^[1]提出提升相邻地区的交通基础设施水平对当地的人均GDP产生较为明显的正向促进作用；刘佳骏^[2]提出交通基础设施网络通过劳动力、资本和技术要素显著提升城市对外经济联系；张路路等^[3]提出交通基础设施促进了区域要素流动和商品流通，加深了专业化分工，从而带动区域经济发展。②交通运输的发展通过缩小城乡差距^[9-10]、资源再配置^[11]等途径缩小发展差距，且在不同区域这种影响有所差异^[12-13]。郭益蓓等^[9]研究发现提高各县交通基础设施的投资力度会显著提升当地农村产业融合水平。这一影响因经济地理区位、农业功能定位和交通能力定位的不同而存在差异。进一步的机制分析发现，交通基础设施投资能够打破城乡壁垒，提升农村产业融合水平；崔愿等^[10]提出交通基础设施规模、运输服务质量、各区域间交通联系的飞跃和提升，有力支撑了中部、西部、东北地区与东部地区经济指标差距的缩小。

既有文献围绕交通运输与共同富裕的内在关联已形成一定学理共识，研究主要沿着“促进经济增长”与“促进均衡发展”展开。前者论证了交通基础设施对区域经济增长具有显著乘数效应；后者则揭示出交通运输网络能够突破地理壁垒，促进要素跨区再配置，进而缩小城乡、区域发展差距。这2类研究从不同维度阐释了交通运输影响共同富裕的实现机制，为政策制定提供了理论支撑。然而，由于交通运输对共同富裕的影响和促进本身是一个动态过程，不同阶段、地区的交通运输发展水平不同，作用也各异，既有研究局限性渐显，一是预设多基于交通基础设施规模与共同富裕的线性关联，忽视边际效应递减；二是对区域异质性影响缺乏深度剖析。基于此，将从时间和空间维度探析我国交通运输影响和促进共同富裕的变化情况，揭示交通运输影响和促进共同富裕的时空特征和内在规律。

1　理论假说

1.1　交通运输影响和促进共同富裕的时间特征

交通运输条件的改善有利于加强区域间经济联系，促进要素资源在不同地区间的流动，进而促进区域间社会经济协调发展^[14]。需要注意的是，交通运输发展对经济的影响和促进具有阶段性特征，总的来说，随着交通运输不断发展，交通基础设施不断增加，其对经济发展的影响和贡献呈现边际递减趋势^[15]。在影响和促进共同富裕方面，交通运输发展同样表现出边际效用递减的态势，在交通运输网络不断完善的情况下，持续增加交通基础设施对提升共同富裕水平的贡献率逐渐降低。因此，随着时间的推移，我国交通基础设施数量不断增加，交通运输对共同富裕的影响存在明显的时间差异特征。

据此，提出理论假说H1：交通运输发展水平随时间推移不断提高，其促进共同富裕的边际效用在逐渐降低。

1.2　交通运输影响和促进共同富裕的空间特征

交通基础设施是一种具有网络外部性的产品。一方面，交通基础设施发展能够降低运输成本和流通费用，从而加速要素资源的流动，在虹吸效应的作用下，提升中心地区的集聚能力，形成核心地区的先富优势，为外围地区后富提供中心引领^[2]；另一方面，交通运输的扩散效应可扩大市场范围，加强地区间的经济合作，提升区域经济一体化水平，促进技术、知识、信息水平的学习，形成中心地区向外围地区的扩散影响，使发达与不发达地区经济联系更加密切^[16]。完善的交通基础设施可以促进要素资源在不同地区之间流动^[17]，促进不同的分工和专业化，形成经济集聚，当某一地区的交通基础设施得到改善后，会带动周边地区其他产业的经济效益提升，从而影响整个产业链的快速发展，不同地区的影响程度也会有所差异^[2]。因此，在不同地区，交通运输发展对共同富裕的影响存在不同的空间特征。

据此，提出理论假说H2：交通运输对共同富裕的影响存在空间溢出效应，且存在空间异质性。

2　研究设计

2.1　评价指标体系构建

2.1.1　共同富裕评价指标体系的构建

将共同富裕拆分为“共同”和“富裕”2个维度，“富裕”侧重于物质层面的积累，关乎国家经济实力的提升和人民生活水平的提高；“共同”则聚焦于社会公平与共享，强调全体人民都能公平地分享发展成果。二者相辅相成，缺一不可，共同构成了共同富裕的完整内涵。

从“富裕”维度看，其是共同富裕的物质基础。高质量发展是当前全面建设社会主义现代化国家的首要任务，这意味着富裕不仅是GDP的增长，更体现在经济结构优化、创新能力提升和产业转型上，以此创造更多财富，提高居民收入和生活水平。民生福祉是衡量富裕程度的重要指标，涉及就业、收入分配等民生领域，增进民生福祉才能让人民从经济发展中受益。

从“共同”维度看，其体现了共同富裕的公平性和共享性。当前人群间的收入、财富差距影响社会公平，完善收入分配制度、促进机会公平，让全体人民共享发展成果是关键。城乡差距是发展不平衡的突出表现，推进乡村振兴、加强农村建设、促进城乡融合发展，消除城乡二元结构是重要任务。完善的基础设施能打破地区发展壁垒，促进均衡发展；文化教育的公平性有助于提升全民素质、打破贫困代际传递；丰富的文化生活能增强人民的文化自信和认同感；推进健康中国建设，完善医疗卫生体系，保障全体人民享受优质医疗服务，是实现共同富裕的基本保障。

综上，共同富裕是物质富裕与社会公平共享的有机统一。从共同富裕的内涵出发，参考万海远等^[18]、徐慧琳等^[19]共同富裕评价指标构建方法，将共同富裕分为共同维度和富裕维度，结合指标构建数据的科学性、可操作性、可靠性和可得性原则从富裕维度和共同维度2个层面选取二级指标，构建共同富裕评价指标体系，并采用熵权TOPSIS法对共同富裕评价指标体系中的二级指标进行评价赋权，按二级指标的权重简单加权后得到共同富裕水平，记为R。共同富裕评价体系如表1所示。

2.1.2　交通运输发展评价指标体系的构建

从基础设施建设、客运能力和货运能力3个方面选取二级指标，构建交通运输发展评价指标体系，并采用熵权TOPSIS法对交通运输发展指标体系中的二级指标进行评价赋权，按二级指标的权重简单加权后得到各省(区、市)的交通运输发展水平，记为T。交通运输发展评价体系如表2所示。

2.1.3　测算方法

由于各数据获取来源不同，量纲以及含义均不相同，因此在计算共同富裕以及交通运输发展水平时，需要对各项指标进行规范化处理，以消除各指标量纲差异。此外，由于在各指标体系中均有正向指标及负向指标，对不同类型指标的处理方式也不同。

正向指标规范化处理方式，如下所示。

X_{ij}^{\text{'}}=\frac{X_{ij}-X_{j\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}}}{X_{j\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}}-X_{j\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}}}⑴

负向指标规范化处理方式，如下所示。

X_{ij}^{\text{'}}=\frac{X_{j\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}}-X_{ij}}{X_{j\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}}-X_{j\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}}}⑵

式中：X_{ij}为第j年i地区的X指标；X_{j\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}}为第j年各地区X指标的最大值；X_{j\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}}为第j年各地区X指标的最小值；X_{ij}^{\text{'}}是规范化处理后的第j年i地区的X指标。

在测算交通运输发展水平和共同富裕水平时，将所有负向指标进行规范化处理，并运用熵权TOPSIS法对各项规范化后的指标进行赋权，将二级指标的权重进行加权得到新数据，计算正负理想解以及正负理想解距离，最终得到相对接近度，并且结合相对接近度排序得出优劣方案排序，进而得到历年各省(区、市)的共同富裕水平和交通运输发展水平。

2.2　耦合协调度模型

耦合协调模型可以判断2个及以上系统之间的相互作用、相互影响的程度。采用耦合协调模型计算2007—2022年我国交通运输发展和共同富裕2个系统之间的耦合协调度水平，计算公式如下所示。

C=\frac{\mathrm{2}\sqrt[]{R\times T}}{R+T}⑶

P=\alpha R+\beta T⑷

M=\sqrt[]{C\times P}⑸

式中：C代表交通运输和共同富裕的耦合度，C∈[0，1]；R表示共同富裕水平；T表示交通运输发展水平；P表示R和T两个系统综合发展水平；M代表2个系统的耦合协调度；\alpha，\beta为系数且和为1。

2.3　计量回归模型

为研究我国2007—2022年各省(区、市)交通运输发展对共同富裕在不同时空下的影响效应，构建了双向固定效应模型、门槛效应模型和SDM模型，计量回归模型如公式⑹—⑻所示。

\mathrm{l}\mathrm{n}{R}_{it}={\mathrm{\pi }}_{\mathrm{0}}+{\mathrm{\pi }}_{\mathrm{1}}\mathrm{l}\mathrm{n}{T}_{it}+{\mathrm{\pi }}_{\mathrm{2}}\mathrm{l}\mathrm{n}Contro{l}_{it}+{\sigma }_{it}⑹

\mathrm{l}\mathrm{n}{R}_{it}={\mu }_{\mathrm{0}}+{\mu }_{\mathrm{1}}\mathrm{l}\mathrm{n}{T}_{it}+{\mu }_{\mathrm{2}}\mathrm{l}\mathrm{n}{T}_{it}\times I_{it}(Threshol{d}_{it}\le \theta )+{\mu }_{\mathrm{3}}\mathrm{l}\mathrm{n}{T}_{it}\times I_{it}(Threshol{d}_{it}>\theta )+{\mu }_{\mathrm{4}}Contro{l}_{it}+{\delta }_{it}⑺

\mathrm{l}\mathrm{n}{R}_{it}={\omega }_{\mathrm{1}}\mathrm{l}\mathrm{n}{T}_{it}+{\omega }_{\mathrm{2}}W\mathrm{l}\mathrm{n}{T}_{it}+{\omega }_{\mathrm{3}}W\mathrm{l}\mathrm{n}{R}_{it}+{\omega }_{\mathrm{4}}Contro{l}_{it}+{\omega }_{\mathrm{5}}WContro{l}_{it}+{\varphi }_{it}⑻

式中：R_{it}为被解释变量，表示i地区t年份的共同富裕水平；T_{it}为核心解释变量，表示i地区t年份的交通运输发展水平；I_{it}(·)是一个示性方程；Threshol{d}_{it}为门槛变量即交通网络密度；W为空间权重矩阵；Contro{l}_{it}为控制变量；{\sigma }_{it}，{\delta }_{it}，{\phi }_{it}为误差项。

2.4　变量说明与数据来源

在核心解释变量之外，借鉴已有文献常用的设定方法考虑了其他可能影响共同富裕水平的控制变量。

（1）政府财政支出水平(G)。政府财政支出通过提供公共服务和社会保障直接影响共同富裕。增加教育、医疗、住房等领域的支出，能够缩小贫富差距，提升低收入群体的生活质量，推动社会公平。

（2）人均社会消费品零售总额(S)。社会消费品零售总额反映居民消费能力，影响经济增长和收入分配。消费增长带动经济活力，创造就业机会，增加居民收入，促进经济增长。

（3）人口城镇化率(C)。人口城镇化率提升通常伴随经济发展和收入增加。城镇化带来更多的就业机会，提高居民收入水平，促进城乡资源均衡分配，缩小城乡差距，为共同富裕创造条件。

（4）对外开放程度(O)。对外开放促进经济增长和技术进步，影响收入分配。开放带来更多就业和投资机会，提升收入水平，但需注意外资对收入分配的影响，避免加剧不平等，确保开放成果惠及更多人。

（5）产业结构水平(I)。产业结构决定经济发展质量和收入分配。高端制造业和服务业的发展提升经济质量，创造高收入岗位，推动共同富裕，同时产业升级有助于缩小行业收入差距，促进社会公平。

所需数据来源于国家统计局官网、各省(区、市)统计年鉴及万得数据库，出于数据可得性，选用2007—2022年我国31个省(区、市)的面板数据，不包括港澳台地区。对于少量缺失数据采用插值法补齐。变量说明如表3所示。描述性统计如表4所示。

3　实证结果与分析

3.1　耦合协调动态演变分析

通过测算2007—2022年我国31个省(区、市)交通运输与共同富裕的耦合协调度水平，发现在研究期间，交通运输与共同富裕的耦合协调度呈现逐年上升趋势，实现了从严重失调到优质协调的转变。这表明交通运输与共同富裕之间的相互关联程度逐渐增强，耦合协调水平不断提高。2007年、2022年交通运输和共同富裕耦合协调水平如表5所示。

基于表5测算结果可以清晰地看到，2007—2022年，我国交通运输和共同富裕的协调发展水平明显提高，从不同区域来看，耦合协调水平呈现出东部地区>中部地区>东北地区>西部地区的特征，东部地区的交通运输与共同富裕耦合协调度高于全国平均水平，东北地区和中部地区由严重失调逐步发展为优质协调。相比之下，西部地区的交通运输与共同富裕耦合协调度较低。耦合协调模型结果初步展现了交通运输和共同富裕之间的密切联系，基于此，通过实证模型进一步对交通运输影响共同富裕的时空特征进行研究分析。

3.2　基准回归分析

3.2.1　回归结果分析

基于理论模型推导，就31个省(区、市)的交通运输对共同富裕的作用进行实证研究，以考察其作用效果。基准回归结果如表6所示。表6的列(1)是采用固定时间与个体的基准回归估计结果，列(2)在基准回归的基础上控制了重要特征变量，模型的拟合优度提升至0.792，增强了模型估计结果的准确性。

从表6可以看出，交通运输对共同富裕具有显著的促进作用，系数为0.040，且通过1%水平上的显著性检验，加入控制变量后，影响系数变为0.054，R²更接近于1，模型拟合优度提高。在控制变量方面，人口城镇化率对共同富裕产生了显著的正向影响，随着城镇人口比重的增加，居民的总体富裕水平有所提高，生活水平有所改善，从而有利于实现共同富裕；产业结构水平也会对共同富裕产生显著的促进作用，分析原因可能是随着第三产业所占比重的增加，产业结构优化通过促进高效、高附加值产业的发展，提高整体经济效益，从而增加社会财富；社会零售品消费总额也会对共同富裕产生正向影响，分析原因可能是高水平的社会消费品零售总额意味着消费需求旺盛，对相关行业和企业产生积极的促进作用，推动就业增长和经济活力，有利于实现共同富裕；对外开放水平也会显著促进共同富裕，因为经济对外开放能加强与其他国家的经济交流，扩大资源配置范围，提高资源配置效率，从而推动经济发展，增加社会财富，为共同富裕奠定物质基础。

3.2.2　稳健性检验

（1）内生性。共同富裕和交通运输间的双向因果关系可能会导致内生性问题，借鉴马飞等^[20]的研究方法，通过将核心解释变量滞后两期构建一组工具变量，使用两阶段最小二乘法以解决可能存在的双向因果问题。工具变量的有效性体现在以下2个方面：其一，核心解释变量的滞后一期数值与当期数值间存在显著的相关性，符合工具变量的相关性要求；其二，核心解释变量的滞后一期数值与当期的随机扰动项之间相关性较低，符合工具变量的外生性要求。内生性分析如表7所示，列(1)和列(2)分别代表第一阶段和第二阶段的估计结果。列(1)中工具变量估计系数显著为正，说明工具变量与交通运输发展有显著相关关系，与预期符合。列(2)中，F统计量大于10，通过了弱工具变量检验。

（2）测量偏误。为了保证上述实证模型步骤和检验结果的准确性，通过3种方法进行稳健性检验。稳健性检验结果如表8所示。如果二次检验的回归结果与上文的回归结果相似，就通过了稳健性检验，证实了研究结论的可靠性。①更换解释变量度量方式，回归结果如表8中列(1)所示。通过替换模型中的核心解释变量来进行二次验证，交通基础设施变量是回归模型的重要解释变量，所以要替换前文中的交通运输水平(T)变量。2.1.2中是用熵权TOPSIS法计算衡量交通运输发展水平，在稳健性检验中，则用铁路里程、公路里程和内河航道里程之和占各省(区、市)面积的比值代表的交通线路密度来衡量交通运输发展水平，并用D来表示。而模型中的被解释变量和其他的控制变量则跟上述实证保持一致。②时变变量滞后一期，回归结果如表8中列(2)所示。其原理为首先利用上一期的数据来预测当期数据，然后将预测结果作为因变量，进行回归分析，如果模型回归结果不受滞后一期的影响，那么说明模型是稳健的。③剔除部分特殊省份的数据，为了避免直辖市特殊的区位因素和政策因素，北京、天津、上海和重庆被排除在回归之外，剔除之后的结果见表8列(3)。

进行稳健性检验后，核心解释变量和控制变量的回归系数的方向与显著性均与前文的结果相似，只存在很小的差距。因此，稳健性检验成功，上述的研究结论仍保持不变。

3.3　门槛效应分析—时间特征

为检验交通运输对共同富裕的影响是否存在门槛效应，引入门槛变量交通线路密度D，采用面板门槛回归模型进行分析，交通线路密度是单位面积内所拥有的交通线路长度，较高的交通线路密度意味着在一定区域内交通线路分布更为广泛，可以在一定程度上衡量交通运输发展水平。首先，采用Bootstrap自抽样法对门槛的存在性进行检验，反复抽样300次后，结果显示，单一门槛和双重门槛均达到了5%的显著性水平，而三重门槛并未达到5%的显著性水平，因此认为所构建的门槛效应模型应为双重门槛模型，其95%的置信区间为[0.296，0.310]。双重门槛的第二个门槛值为0.834，其95%的置信区间为[0.570，0.845]。

鉴于此，设定双门槛回归模型，门槛估计结果如表9所示。交通运输的估计系数在双门槛回归中表现出极高的显著性，进一步验证了前文结论的正确性。在低密度阶段，此时交通线路密度<1.34 km/km²，交通网络扩张的边际收益最为显著，\beta=0.242，p<0.01，表明该阶段交通基础建设通过突破地理隔阂产生的空间重构效应，能够快速激活要素流动并释放经济潜能；在中密度区间(1.34 km/km²≤交通线路密度<2.30 km/km²)，此时\beta=0.153，p<0.01，意味着交通网络的规模经济效应开始减弱，此时新增交通投资对共同富裕的促进作用更多依赖网络结构的优化而非单纯规模扩张；当交通线路密度突破2.30 km/km²的高密度阈值后，回归系数不再显著，此时\beta=0.015，p>0.1，印证了基础设施饱和状态下“规模驱动”模式的效能枯竭，此时交通发展需转向质量提升以突破边际收益递减的约束。由此可见，交通运输对共同富裕影响的边际效应随着交通线路密度的提高呈现非线性递减趋势。由以上结果可知假设H1成立。

3.4　SDM模型分析—空间特征

3.4.1　空间自相关检验

采用31个省(区、市)经济距离空间权重矩阵，计算莫兰指数分析交通运输和共同富裕的空间相关性。经济距离权重矩阵构建方式如下。

W=\left[\begin{array}{cccc}\mathrm{0}& \frac{\mathrm{1}}{\left|Y_{\mathrm{1}}-Y_{\mathrm{2}}\right|}& \cdots & \frac{\mathrm{1}}{\left|Y_{\mathrm{1}}-Y_n\right|}\\ \frac{\mathrm{1}}{\left|Y_{\mathrm{2}}-Y_{\mathrm{1}}\right|}& \mathrm{0}& \cdots & \frac{\mathrm{1}}{\left|Y_{\mathrm{2}}-Y_n\right|}\\ ⋮& ⋮& & ⋮\\ \frac{\mathrm{1}}{\left|Y_n-Y_{\mathrm{1}}\right|}& \frac{\mathrm{1}}{\left|Y_n-Y_{\mathrm{2}}\right|}& \cdots & \mathrm{0}\end{array}\right]⑼

式中：Y_i和Y_j代表各区域的经济发展水平；\left|Y_i-Y_j\right|代表两者的经济距离，使用人均GDP来衡量地区发展水平。

莫兰指数是考察空间相关性的重要指标，通过进行空间自相关检验可对两大子系统耦合协调度分布格局的依存关系进行研究。首先，对全局莫兰指数I_G(Global Moran’s I)进行测算，其取值范围在-1和1之间，大于0表示正自相关，小于0表示负自相关，等于0表示无自相关，取值越大表明空间相关性越强。其次，计算局部莫兰指数并绘制散点图，直观刻画各省(区、市)之间的耦合协调度空间相关性特征。

I_G=\frac{{\displaystyle \sum _{i=\mathrm{1}}^n}(y_i-\overline{y}){\displaystyle \sum _{j=\mathrm{1}}^n}{W}_{ij}(y_j-\overline{y})}{{\frac{\mathrm{1}}{n}{\displaystyle \sum _{i=\mathrm{1}}^n}(y_i-\overline{y})}^{\mathrm{2}}{\displaystyle \sum _{i=\mathrm{1}}^n}{\displaystyle \sum _{j=\mathrm{1}}^n}{W}_{ij}}⑽

式中：y_i，y_j代表第i和第j个地区的观测值；\overline{y}代表第i和第j个地区观测值的平均值；n代表地区数量；W_{ij}代表空间权重矩阵，选择经济距离空间矩阵进行分析。

经测算，2007—2022年，共同富裕水平和交通运输发展水平的莫兰指数对应的P值均小于0.05，都在5%的水平上显著为正，通过了显著性水平检验，所以交通运输和共同富裕发展均存在正空间相关性，说明交通运输和共同富裕发展存在空间聚集的情况。

全局莫兰指数只能从整体上表现耦合协调度的空间自相关状况，无法体现出各区域的耦合协调异质性。因此，进一步对2007年、2015年和2022年的局部莫兰指数进行计算，绘制局部莫兰指数散点图，对我国各地区交通运输和共同富裕耦合协调度的局部空间集聚特征进行描述。2007年、2015年、2022年各省(区、市)局部莫兰指数散点图如图1所示，由图1可知，大多数省份的耦合协调度坐标位于第一象限和第三象限，表明全国的耦合协调度呈现高-高(High-High)空间集聚现象，即耦合协调度高的地区会带动周边地区耦合协调度提升，耦合协调度低的地区会导致周边地区耦合协调度降低。具体来看，高-高类型的空间集聚范围主要集中在东部地区，表明我国东部地区的耦合协调度已初步形成集聚效应和溢出效应，各省份之间差异逐步减小。其余3种集聚类型较多集中在我国经济水平发展较低的地区，由于各区域自身耦合协调度较低，进而对其他地区产生溢出效应的作用效果不明显。对比2007年和2022年的局部莫兰散点图可以发现，各省份的位置趋于聚集，即省份之间的溢出效应有所增强，呈现差异化减小的趋势。

3.4.2　模型结果分析

在进行空间计量分析前，需要进行模型识别的相关检验。首先进行LM检验，结果显示均通过1%的显著性水平检验，说明选择空间杜宾模型(SDM)最合适。其次进行LR检验来判定SDM模型是否退化为空间面板误差模型(SEM)或空间自回归模型(SAR)，结果显示2个统计的检验量均通过1%的显著性水平检验，表明拒绝可以退化模型的原假设，依然采用SDM模型^[21]。

在相关性检验基础上采用双向固定效应的空间SDM模型进行回归，双向固定效应空间SDM模型回归结果如表10所示，其中Main表示本地区解释变量对本地区被解释变量的影响，Wx系数表示本地区解释变量对周边地区被解释变量的影响，Wx项结果比Main的系数更具有空间传导性。由模型回归结果得出，rho值即空间相关系数为0.325，且达到1%显著性水平，表明本地区交通运输发展水平对周边地区共同富裕水平有一定的正向空间溢出效应。从核心解释变量系数来看，交通运输对共同富裕的影响系数为0.084，且达到1%的显著性水平，说明交通运输对共同富裕存在正向影响，即本地区交通运输发展水平提高会促进本地区共同富裕。从空间传导效应来看，交通运输空间滞后项对共同富裕的影响系数为0.135，且达到1%的显著性水平，表明本地区交通运输发展水平的提高会对周边地区共同富裕产生正向空间溢出效应。

3.4.3　异质性检验

考虑到我国各地区之间经济发展水平的不均衡，且存在着初始的交通基础设施存量的差距，这种地区之间的差异性可能会导致交通运输对共同富裕产生不同程度的影响，因此将31个省(区、市)分为东部、中部、西部和东北地区，分样本回归研究交通运输对共同富裕的影响，异质性检验如表11所示。列(1)(2)(3)(4)分别为东部、中部、西部和东北地区的分组回归结果。另外，考虑到各省(区、市)资源禀赋差异也会对交通运输促进共同富裕的效应产生影响，将所有省(区、市)样本按照交通发展水平的中位数进行分组回归，列(5)和列(6)分别为交通运输发展水平在中位数以下和在中位数以上的分组回归结果。

根据异质性检验结果可知，在中部地区，交通运输对共同富裕的影响已经呈现显著的抑制作用，其影响系数为-0.579，在1%的水平上显著；在西部地区，交通运输对共同富裕仍具有明显的促进作用，影响系数为0.108，在1%的水平上显著；而在东部地区和东北地区，交通运输对共同富裕的影响并不明显。从中位数分组回归结果来看，交通运输发展水平较低的地区，其交通运输对共同富裕的作用系数为0.182，在1%的水平上显著，而交通运输发展水平较高的地区，其对共同富裕的影响并不显著，与上文门槛效应回归结果一致，再次证实了交通运输对共同富裕的促进作用存在边际效应递减趋势。由以上结果可知假设H2成立。

出现以上异质性结果的可能原因是：东部地区和东北地区由于经济较为发达，原有的交通运输网络已相对完善，因此随着交通运输发展水平的进一步提高，其边际效益递减，对共同富裕的促进作用不再显著，甚至可能因为过度投资导致资源浪费或环境压力增大，从而抑制共同富裕的实现。中部地区则可能因为交通运输的快速发展吸引了大量资源向中心城市或交通枢纽集中，加剧了区域内部的经济发展不平衡，导致城乡、区域间的收入差距扩大，从而抑制了共同富裕。此外，中部地区若未能有效将交通运输优势转化为产业升级和经济高质量发展的动力，也可能出现“通道效应”强于“经济效应”的情况。相比之下，西部地区由于经济基础相对薄弱，交通运输的发展能够显著提升区域连通性，打破地理隔阂，促进资源、人才、技术等生产要素的流动和优化配置，带动当地产业发展和就业增长，有效缩小与东部地区的差距，因此交通运输的发展对西部地区的共同富裕具有显著的促进作用。

为了进一步分析东部地区和东北地区交通运输对共同富裕影响不显著的原因，将共同富裕划分为共同和富裕2个维度，进一步研究交通运输分别对共同度和富裕度的不同影响，共同度用M表示，富裕度用N表示。分解回归如表12所示。由表中结果可知，在东部地区和东北地区，交通运输对共同度和富裕度2个方面的影响均不显著。

4　结论及建议

4.1　结论

基于2007—2022年我国31个省(区、市)面板数据，构建耦合协调度模型、门槛效应模型和空间杜宾模型实证研究了时空维度下交通运输对共同富裕的影响，进一步结合共同富裕的时空演变特征，揭示了交通运输影响共同富裕时空变化的内在逻辑。主要得出以下结论。

（1）时间异质性。通过耦合协调模型研究发现，交通运输和共同富裕2个系统的耦合协调程度实现逐步提高；通过交通运输促进共同富裕的门槛效应检验研究发现，交通运输发展可以显著促进共同富裕，但这种促进作用存在门槛效应，具体呈现为凸性特征，即从时间维度看，随着交通运输发展水平的提高，基于交通基础设施规模数量“外延式”发展对共同富裕的影响和促进作用呈现出边际效应递减趋势。

（2）空间异质性。①通过空间杜宾模型研究发现，交通运输发展不仅对本地区共同富裕具有正向的直接效应，而且对周边地区的共同富裕水平也具有正向的间接效应。②地区异质性结果表明，在西部地区，交通运输对共同富裕仍有明显的促进作用，而在中部地区，这一影响已转变为抑制作用，在东部和东北地区，交通运输对共同富裕的影响并不显著。③中位数分组回归结果显示，交通运输发展水平较低的地区，交通运输对共同富裕有显著促进作用，而交通运输发展水平较高的地区，其对共同富裕的影响并不显著。

4.2　政策建议

基于上述研究结论，提出以下政策建议。

（1）注重交通运输“内涵式”发展对共同富裕的影响和促进，发掘交通“软实力”在促进共同富裕方面的潜能。应当通过体制机制创新、政策创新等提高已有交通资源的利用效率；提升交通运输管理水平，提高交通基础设施绿色化建设，逐步形成交通运输领域绿色生产生活方式；提高服务质量，普及客运“一站式”、货运“一单制”服务；创新定制化、个性化、专业化运输服务产品；缓解城市交通拥堵和“停车难”问题；完善面向全球的国际交通运输服务网络。通过“内涵式”发展来进一步提升已有交通基础设施在促进共同富裕方面的作用，使已有交通资源在一个新的平台、新的水平上持续发挥促进共同富裕的作用，“软硬兼施”，加快建设现代化高质量国家综合立体交通网，形成“全国123出行交通圈”和“全球123快货物流圈”，使交通运输促进共同富裕迈上一个新的台阶，进入一个新的阶段。

（2）强化交通运输区域均衡协同发展，缩小地区间共同富裕水平差距。交通运输促进共同富裕需要聚焦交通对区域协调发展的引领作用，以“收敛区域间发展差距、促进区域协调发展”为目标导向，进一步加强发达地区和落后地区的经济联系，为“先富”带动“后富”创造条件。针对东中西部差异应制定差异化实施路径：补齐西部地区交通基础设施网络短板，提升干线铁路覆盖度、干线公路通畅性和农村公路均等化水平；为提高东北地区交通基础设施网络的整体效能，需进一步打通对外通道，促进沿海、内陆和沿边的协同开放。在中部地区，要大力推进内陆开放大通道的建设，强化其承接东西、连接南北的功能，进一步稳固和提升综合交通枢纽的地位。东部地区则要着力构建现代化的综合交通运输体系，加速区域一体化交通网络的建设进程，提升重点运输通道的通行能力以及综合交通枢纽的辐射带动作用，实现交通运输的优化升级。

（3）完善交通基础设施，弥补欠发达地区交通运输短板。对于交通基础设施相对比较落后的地区，应加大投资支持力度，弥补短板，促进要素资源在不同区域之间的流动，打破城乡界限。持续巩固并扩大乡镇以及建制村通硬化路的既有成果，让交通建设项目能够更广泛地覆盖到各个村落和农户家中。积极倡导将农村公路建设与产业园区、旅游景区、乡村旅游重点村等进行一体化开发，实现协同发展。加快形成和完善城乡综合运输服务体系，提高综合交通运输效率，促进城乡之间、区域之间的平衡发展，助力共同富裕。

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基金资助

交通运输部公路科学研究所开放基金课题(KBSK22004530)