城乡产业融合、要素市场化与共同富裕

□ 张 慧

（上海第二工业大学 马克思主义学院，上海 201209）

一、引 言

共同富裕是社会主义的本质要求。十九届六中全会通过的《中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议》明确指出，要促进城乡协调发展，推进公共卫生服务体系均等化，缩小城乡收入差距，逐步实现全体人民共同富裕。在此过程中，中国经济发展长期存在的城乡二元结构问题成为重点突破方向。城乡产业融合发展作为打破城乡要素资源壁垒的重要方式，有助于缓解城乡二元结构，对于实现共同富裕意义深远[1]。一方面，城乡产业融合发展加速了农村地区产业发展，拓宽农村居民就业渠道，推动农村落后地区产业转型升级，为农村地区经济发展注入新动能[2]。另一方面，城乡产业融合强化了城乡间市场关联度，促成城乡资源、公共服务等方面均等化发展，赋能共同富裕发展[3]。

共同富裕发展需不断寻求新动能，而激发各类要素活力是重要环节。要素市场化是构建全国统一、开放、公平大市场的内在要求，亦是促进要素活力竞相迸发、使经济发展充满动力的保障[4]。并且，要素市场化配置有助于各类要素有序流动，有效纠正各类要素错配、打破长期以来要素扭曲的重要手段，有助于促成各类要素流动均等化[5]。与此同时，城乡产业融合发展使得城乡间产业链不同环节配合更加紧密，极大降低要素流动成本，助力要素市场化水平提升，而要素市场化水平提升亦能加速城乡间产业融合发展。可见，城乡产业融合与要素市场化二者相互关联、彼此影响。那么，城乡产业融合与要素市场化是否促进了共同富裕发展？二者是否存在协同效应？城乡产业融合、要素市场化对共同富裕是否存在异质性影响？探明上述问题，有助于为地方政府推动共同富裕发展提供新的政策视角。

二、文献综述

与本研究主题相关的文献主要涵盖三个部分：第一部分为共同富裕的内涵与测度。共同富裕内涵方面，钟甫宁等[6]对共同富裕的内涵与基本标准展开了探讨，认为共同富裕包含乡村产业振兴、收入分配、经济发展、缩小城乡居民收入差距、盘活农村共享资产等多个方面。崔友平[7]认为新时代的共同富裕被赋予丰富且科学的内涵，既包括贫困消除、生产力发展、物质层面上的富裕，也涵盖精神层面的富足。共同富裕测度方面，刘培林等[8]基于共同富裕内涵，从人群差距、区域差距以及城乡差距三个方面构建了共同富裕评价指标体系，并提出夯实制度保障、健全政策体系等促进共同富裕发展的政策建议。孙豪和曹肖烨[9]从富裕、共享两个维度构建共同富裕指标体系，发现经济发展水平较高的东部地区富裕程度较高，共享程度较低，而经济发展水平相对较低部分中、西部地区省份富裕与共享程度均较低。

第二部分为城乡产业融合对共同富裕的影响研究。鉴于共同富裕的丰富内涵，既有研究鲜少直接探讨城乡产业融合对共同富裕的直接影响，多从经济发展、收入差距、城乡发展差距等视角探讨城乡产业融合对共同富裕的影响。张克俊等[10]认为城乡融合发展加速了城乡间产业联动，有助于打破城乡间要素市场壁垒，推动城乡资源双向流动，促使农村地区资源禀赋转化为生产要素，赋能农村经济增长。吴海峰[11]指出，城乡产业融合强化了城乡产业之间的内在联系，且城乡产业的纵向扩展与横向延伸有助于促进城乡经济融合发展，降低城乡居民收入差距。陈鑫鑫等[12]认为，在当前数字经济高速发展背景下，城乡产业融合发展为乡村振兴提供了内生动力，提升农村地区各类要素资源可得性，有助于缩小城乡间发展差距。Huang&Liao[13]指出，城乡产业协调发展能够加速城乡间要素流动，加强城乡间市场联动，助推城乡产业等值化发展，提升农村居民收入水平，缩小城乡收入差距。文丰安[14]认为，激活城乡产业融合发展动能以推进农村一、二、三产业融合发展，有助于破解新型城乡关系壁垒，赋能乡村地区经济发展，助力共同富裕。申云等[15]指出，加速城乡产业融合发展与城乡体制机制协同，有助于推动城乡要素市场双向流动，为农村地区经济高质量发展提供强有力的外部环境，从而助力共同富裕。

第三部分为要素市场化对共同富裕的影响研究。共同富裕的实现不仅需要产业融合发展打破城乡产业发展壁垒，而且需要市场机制改革促进各类要素流动，加速实现发展成果共享。当前学界关于要素市场化对共同富裕的直接探讨较少，仅少部分学者从要素配置、要素市场分割、创新要素市场化等角度展开分析。赵燕[16]认为，土地要素配置有助于缩小城乡收入差距，且能够通过提升城镇化水平与就业率间接缩小城乡收入差距。张亚军[17]研究指出，创新要素市场化对乡村振兴具有显著促进作用，且存在城镇化水平的门槛效应。薛军等[18]研究发现，各类要素市场分割不利于收入差距缩小，负向影响共同富裕，而有效且统一的要素市场化配置对共同富裕发展具有促进作用。

梳理文献可以知悉，关于共同富裕内涵、测度的研究已较为丰富，但鲜有关于城乡产业融合与要素市场化对共同富裕直接影响的探讨，且忽略了共同富裕发展既需要城乡产业融合发展推动，也需要素市场化配置的引导。本文将城乡产业融合与要素市场化纳入统一分析框架，在探究城乡产业融合与要素市场化对共同富裕各自影响的基础上，深入探讨二者对共同富裕的协同效应及区域异质性，以期对现有关于共同富裕的研究进行补充与完善。

三、理论分析与研究假设

城乡产业融合是城乡一体化的关键一环，能够有效解放、发展社会生产力，赋能共同富裕发展。一方面，城乡产业融合打破了城乡间产业发展壁垒，推动地区形成产业相互补充、协同发展格局，优化一二三产业城乡空间布局[19]。这有助于提升城乡间要素资源配置水平，推动城镇产业资金、设备向乡村地区转移，减少城镇地区产能过剩、资源浪费现象，赋能城乡经济协调发展，助力共同富裕。另一方面，城乡产业融合发展推动了传统农业、工业产业数字化转型，促使地区新产业、新业态与新模式诞生。此背景下，乡村地区非农产业快速发展，扩宽居民就业与增收渠道，使得城乡间发展差距进一步缩小，赋能共同富裕发展。基于上述分析，提出如下假设：

假设1：城乡产业融合对共同富裕具有显著正向影响。

长期以来，我国城乡二元结构始终是制约城乡协调发展的制度性障碍，对共同富裕发展产生不利影响。而要素市场化可有效推动城乡间劳动力、资本、技术、信息等要素有序流动，赋能城乡经济协调发展，对共同富裕发展具有显著推动作用[20]。一方面，要素市场化配置能够畅通城乡间劳动力流动渠道，推动地区形成平等竞争、有序、城乡统一的要素市场，提升城乡人力资本积累水平，拓宽居民向上流动渠道，助力共同富裕目标实现。另一方面，随着要素市场化配置范围持续扩大，人才、数据、资金、知识等要素流配置效率进一步提升，为城乡居民缩小收入差距提供契机，从而赋能共同富裕发展。基于以上分析，提供如下假设：

假设2：要素市场化对共同富裕具有显著正向影响。

以上理论分析均立足于单一视角，分析城乡产业融合或要素市场化对共同富裕发展的影响作用。城乡产业融合为乡村地区产业转型发展提供资金、技术支持，促进了城乡发展成果共享，可为城乡要素市场化建设提供坚实基础[21]。与此同时，要素市场化水平的提升将进一步推动区域各类要素流动，缓解城乡间产业发展过程中存在的高度信息不对称问题，提升城乡产业融合发展水平，助力共同富裕目标实现。伴随要素市场化水平的不断提升，城乡间资金、技术、知识等要素自由流动，提高要素配置效率，促使城乡经济发展资源获取更加畅通，从而赋能共同富裕。由此可以推断，城乡产业融合与要素市场化二者相互促进，能够共同作用于共同富裕。基于以上分析，提出如下假设：

假设3：城乡产业融合与要素市场化对共同富裕存在一定协同效应。

四、研究设计

（一）模型设定

既有研究表明，共同富裕的发展可能存在显著的空间相关性，即某省份共同富裕水平亦会受其他省份影响[22]。因此，使用传统计量模型无法有效检验具备空间溢出效应的变量。故本文使用涵盖经济活动要素的空

间计量模型检验城乡产业融合、要素市场化与共同富裕间的关系。

空间计量模型主要有空间滞后模型（SAR）、空间误差模型（SEM）、空间杜宾模型（SDM）三种。三种空间计量模型的空间传导机制不尽相同，其中空间误差模型（SEM）是假定空间溢出效应由随机冲击造成，其空间效应传导主要是通过误差项完成；空间滞后模型（SAR）是假定被解释变量能够通过空间相互作用而对其他地区经济产生影响；空间杜宾模型（SDM）则共同考量了以上两种模型传导机制。基于此，本文依次设定SEM、SAR、SDM 三种模型，具体模型构建如下所示：

其中，模型（1）为空间滞后模型，ρ指代共同富裕的空间自回归系数；模型（2）表示空间误差模型，λ指代空间误差项的回归系数；模型（3）为空间杜宾模型，ρ指代共同富裕的空间回归系数。ω则表示空间权重矩阵，iµ和tη分别指代个体固定效应与时间固定效应，εit、νit、τit均为模型中的随机干扰项。CPit表示省份i在t时期的共同富裕水平，INDURit与SCHit则为本文两个核心解释变量，即城乡产业融合与要素市场化，X it为控制变量合集。此外，为考察城乡产业融合与要素市场化对共同富裕的影响是否存在协同效应，引入城乡产业融合与要素市场化交互项INDURi t×SCHit至以上三个基本模型中。

为更客观准确地描述城乡产业融合与要素市场化对共同富裕的影响，依次建立反距离空间权重矩阵与0-1空间邻近权重矩阵，具体设定方式如下所示：

1.反距离权重矩阵。该权重矩阵主要是以地理距离为标准，d ij指代i省份与j省份两个省会之间直线距离，具体空间权重矩阵如下所示：

2.0-1 空间邻近权重矩阵。该矩阵主要是以两省份是否在地理上为相邻状态为标准，相邻则赋值为1，不相邻则为0。具体空间权重矩阵如下所示：

（二）变量选取

核心解释变量：城乡产业融合（INDUR）。城乡产业融合是指城乡产业间人才、资本、技术等要素自由流动，进而实现不同产业相互渗透、交叉、融合发展。城乡产业融合发展有助于加强城乡间市场联动性，畅通农村地区居民资源禀赋转化为生产要素的渠道，提升农村地区居民收入水平[23]。故参鉴张峰等[24]的研究思路，以城乡产业劳动力人均收支水平差异表征城乡产业融合程度。此方法能够在考虑产业发展过程中劳动者收入差距的同时，也将劳动者消费水平纳入其中一并展开分析，具体公式如下所示：

式中，RSP与RSG依次为乡村产业中劳动力人均收入及支出；CSP与CSG依次表示城市产业中劳动力人均收入及支出。

要素市场化水平（SCH）。要素市场化是市场机制有效运行的前提保障。要素市场化配置改革能够打破要素流动壁垒，畅通城乡间经济循环[25]。本文参鉴任晓刚等[26]的研究思路，使用樊纲市场化指数作为衡量要素市场化水平的代理变量，具体以国民经济研究所公布的分省份历年市场化指数表征。

被解释变量：共同富裕（CP）。共同富裕指的是人民群众物质与精神生活的双重富裕，是全体人民而非少数人民的富裕。现阶段，有关共同富裕指标的衡量学术界尚未形成统一定论，多数研究以构建评价指标体系的方式测度共同富裕发展水平[27-29]。在既有研究基础上，本文基于共同富裕内涵，尝试从富裕与共享两个维度构建评价指标体系，并利用熵权法进行测度。具体如表1 所示。

表1 共同富裕的评价指标体系

由于以上指标有正向亦有负向，因此还需对各指标进行标准化处理。具体方法如下所示：

若指标为正向，则需采用式（7）进行标准化处理；若为逆向指标则需采用式（8）进行标准化处理。式中xij为进行标准化处理前的原始数值，y ij为标准化后的值；xjmin为指标j的最小值，xjmax为指标j的最大值。共同富裕指标权重计算方法如下：

首先，计算省份i的第j个指标所占比重：

其次，测算得出指标j的熵值：

再次，计算得出指标权重：

最后，计算共同富裕指标体系各项指标综合评分CiP：

控制变量：（1）贸易开放度（OPEN）：贸易开放度是指某个国家或地区进出口贸易总额占GDP 比重，能够衡量国家或地区与其他国家或地区贸易往来开放水平。通常而言，贸易开放程度高的地区有着更多的国际交流机会以及更开放海外市场，有助于拓宽地区销售渠道、提升居民就业水平、商品流动水平，继而推动共同富裕。该指标以地区进出口贸易总额占地区GDP 的比重表征。（2）政府财政支持（GOV）：政府财政支持指的是国家财政以财政拨款、财政补贴等无偿拨付方式对国家扶持产业、部门或企业进行资金支持。共同富裕脱离不开政府财政支持，合理的财政支出能够为较贫困地区提供基础保障、完善基建设施以及提供更多就业培训与就业机会，缩小地区经济、物资、公共服务等方面差距，推动共同富裕发展。该指标以地方财政支出占地区GDP 的比重表征。（3）外商直接投资（FDI）：外商直接投资主要指国外企业或个人用现汇、技术等资源在中国投资的过程。外商直接投资能够为地区经济发展提供必要的资金支持与技术支撑，有助于带动地区收入水平提升，从而助力共同富裕。该指标以外商直接投资额占地区GDP 比重表征。（4）人力资本水平（HR）：人力资本水平指一定区域内劳动力具有的人力资本平均水平，如劳动者知识、技能、文化水平。人力资本水平提升意味着社会劳动力素质、技能水平提高，有助于提高社会整体就业创业能力、拓宽致富渠道，从而助力共同富裕目标实现。该指标以各地区人均受教育年限表征。

（三）数据来源

按照数据可获取性与完整性原则，选取中国30 个省区市（剔除数据存在明显缺失的港、澳、台地区及西藏自治区）面板数据为研究样本，研究时段为2011-2020 年。数据主要来源于历年《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》以及国泰安数据库、WIND数据库和EPS 数据库。各变量描述性统计如表2 所示。

表2 各变量描述性统计

五、实证检验

（一）空间相关性检验

在进行空间计量回归之前，需检验共同富裕发展是否具有空间相关性。通常而言，检验空间相关性主要通过GEARY’S C 指数、CETIS-ORD 指数以及莫兰指数法（MORAN’S I）等方法。其中，莫兰指数法的稳定性较强，且对偏离正态分布的情况不敏感，故被学术界广泛应用。因此，本文选用莫兰指数法检验共同富裕发展的空间相关性，结果见表3。由表可知，在两种空间权重矩阵下，2011-2020 我国共同富裕发展MORAN’S I 值均在1%水平下显著。这说明共同富裕发展具有显著空间集聚特征，且有着正向的空间依赖性，因此使用空间计量模型进行回归分析较为合理。

表3 共同富裕发展的莫兰检验结果

（二）基准回归结果

关于空间计量模型选择，采取稳健LM 检验法对两种空间权重矩阵下的模型进行选择，如果LM-LAG 检验结果显著但LM-ERROR 检验结果不显著，说明使用空间滞后模型较为合适；若LM-ERROR 检验结果显著而LMLAG 检验结果不显著，则说明使用空间滞后模型较为合适；如果LM-LAG 与LM-ERROR 检验结果均显著，则说明应使用空间杜宾模型更为合适，检验结果如表4 所示。由表可知，空间误差模型的效果明显优于空间滞后模型，故使用空间误差模型展开回归分析。

表4 空间计量模型选择检验

借助豪斯曼（HAUSMAN）检验，确定固定效应抑或是随机效应进行空间计量回归。同时，采取LR 检验确定模型是否包含时间效应或个人效应，检验结果表明，采取时间与个体双向固定效应展开回归分析较为合适。此外，为避免城乡产业融合与要素市场化的交互项可能导致的多重共线性问题，对变量数据展开中心化处理。具体空间误差模型回归结果如表5 所示。

表5 空间误差模型回归结果

表5 列（1）与列（3）结果显示，两种空间权重矩阵下，城乡产业融合的系数分别为0.5948 与0.5739，且均通过1%显著性水平检验，表明城乡产业融合对共同富裕有着显著促进作用，假设1 得到验证。在两种空间权重矩阵下，要素市场化的系数分别为0.1437、0.4858，且均通过1%显著性水平检验，说明要素市场化对共同富裕具有显著正向影响，假设2 得到验证。表5 列（2）与列（4）为加入城乡产业融合与要素市场化交互项后的回归结果。城乡产业融合与要素市场化的交互项系数在两种空间权重矩阵下为0.0536、0.0492，且分别通过1% 与5% 显著性水平检验，表明城乡产业融合与要素市场化对共同富裕的影响存在协同效应，假设3 得到验证。

控制变量方面，以下主要分析包含城乡产业融合与要素市场化交互项的列（2）与列（4）的回归系数。其中，对外开放水平在两种空间权重矩阵下的回归系数分别为1.3484、1.4582，且均通过1%显著性水平检验。究其缘由，随着对外开放水平的提升，地区产业、企业将拥有更为丰富的国际市场渠道，进而带动地区经济发展，提升人均收入水平，有助于提升居民富裕程度。政府财政支持在两种空间权重矩阵下的回归系数分别为0.3678、0.2967，且分别通过1%、5%显著性水平检验，表明政府财政支持对共同富裕发展有着明显促进作用。原因在于，地区的发展离不开政府财政的支持，充足的财政扶持有助于补足地方政府财力缺口，进而完善地方基建与公共服务供给，赋能共同富裕发展。外商直接投资的回归系数在两种空间权重矩阵下分别为0.7856、0.1652，且通过5%显著性水平检验，说明外商直接投资能够正向推动共同富裕发展。原因可能在于，外商投入的资金、技术等资源加速了地区经济发展的同时亦增强了其对人才的吸引力并拓宽了地方市场渠道，助力地区居民增收致富。人力资本水平在两种空间权重矩阵下的回归系数分别为0.8337、0.6891，且均在5%水平上显著，表明信息化水平的提升能够正向推动共同富裕发展。究其原因，人力资本水平的提升意味着劳动力具备着更高水平的技能与素质，使得劳动者能够拥有更多就业创业机会，提升自身收入水平的同时还能促进地区经济增长，赋能共同富裕发展。

（三）异质性检验

前文述及，城乡产业融合与要素市场化均对共同富裕发展产生显著正向推动作用，且存在协同效应。但我国幅员辽阔，不同地区社会、经济、资源禀赋等方面存在差异，这就导致城乡产业融合与要素市场化对共同富裕的协同效应存在区域异质性。基于此，根据国家统计局对三大经济地带区域划分方法，将30 个样本省级行政区分成东、中、西三大地区子样本，并重新进行回归，以检验城乡产业融合与要素市场化对共同富裕影响的区域差异性。回归结果如表6 所示。

表6 分区域空间计量回归结果

东部地区城乡产业融合与要素市场化的系数均为正，且在两种空间权重矩阵下均通过1%显著性水平检验，表明城乡产业融合与要素市场化对东部地区共同富裕发展具有明显促进作用。中部地区城乡产业融合与要素市场化的系数均为正，且在两种空间权重矩阵下分别通过1%、5%显著性水平检验，表明城乡产业融合与要素市场化对中部地区共同富裕发展具有正向推动作用。西部地区城乡产业融合与要素市场化的系数均为正，但未通过显著性水平检验。究其缘由，一方面，西部地区虽拥有丰富的资源，但受限于地理区位不具优势以及基础设施水平较差等因素，大部分省份产业发展水平不高、产业结构转型滞缓，使得产业融合水平仍与东、中部地区存在较大差距。另一方面，相较于东、中部地区，西部地区经济发展较为滞后，对于各类要素市场化水平不高，要素市场化改革较为滞后。同时，我国长期存在要素市场分割现象，使得西部地区发展过程中存在要素资源获取难度高、流动性差等问题，导致要素市场化未对西部地区共同富裕产生显著性影响。从交互项来看，仅东部地区城乡产业融合与要素市场化的系数显著为正，中西部地区则不显著。尽管整体层面上城乡产业融合与要素市场化的交互作用能够促进共同富裕发展，但在不同地区间表现出显著差异。这种差异可能源自于中、西部地区产业发展水平较低、要素资源禀赋不具优势、地理区位较差等因素，致使支撑城乡产业融合发展的要素市场化机制尚未健全，从而对共同富裕的影响不显著。

六、稳健性检验

（一）替换核心解释变量

为确保上述回归结论具备稳健性，使用替换核心解释变量要素市场化水平衡量方式的方法重新进行回归，以检验以上研究结论的稳健性。参鉴徐鹏杰等[30]的研究思路，使用资本要素市场化配置与劳动要素市场化配置水平衡量要素市场化水平，其中资本要素市场化配置水平以全社会固定资产中非国有投资占比表征；劳动要素市场化配置水平以私营企业与个体就业人员数量占总就业人数比重表征。稳健性检验结果如表7 所示。观察可知，在两种空间权重矩阵下，城乡产业融合与要素市场化及其交叉项对共同富裕的影响系数均显著为正，与上述基准回归结果相较一致，表明上述研究结果具备稳健性。

表7 替换核心解释变量回归结果

（二）替换空间权重矩阵

为检验上述研究结论不受空间权重矩阵选择影响，以经济空间矩阵作为空间权重矩阵展开稳健性检验。设定i省份与j省份不相邻或i=j时，则Wij为0；当i省份与j省份相邻时，W ij为省份iGDP 占j省份所有邻近省份GDP 之和的比重。稳健性检验结果如表8 所示，结论与上述基准回归相较一致，说明上述研究结果稳健可信。

表8 替换空间权重矩阵回归结果

七、研究结论与政策启示

（一）研究结论

研究基于2011-2020 年中国30 个省市区面板数据，利用空间计量模型从全国与区域两个层面探讨城乡产业融合、要素市场化对共同富裕的影响。研究结果表明：第一，城乡产业融合与要素市场化均能显著促进共同富裕发展，且城乡产业融合与要素市场化对共同富裕的影响存在协同效应。第二，城乡产业融合与要素市场化对共同富裕的影响具有显著区域异质性，主要表现为对东、中部地区共同富裕具有显著正向影响，对西部地区的影响不显著。第三，城乡产业融合与要素市场化对共同富裕的协同效应存在明显区域异质性，在东部地区有显著推动作用，而在中西部地区作用不明显。

（二）政策启示

基于上述研究结论，本文提出如下政策建议。第一，加速推进城乡产业融合，打破城乡发展壁垒。研究结论显示，城乡产业融合发展有助于促进共同富裕，为此还需加速推进城乡产业融合，实现城乡产业链向农村延伸，助推共同富裕发展。一方面，各地方政府应进一步加大技术创新投入，鼓励研究机构、企业与高校协同构建技术创新平台，推动产业结构优化升级，为城乡产业融合发展提供基础保障。另一方面，积极培育新产业新业态，跨界配置城乡资源要素，促进城乡产业交叉融合。各地方政府应大力推动农业产业与旅游、教育、文化、康养等产业融合发展，形成产业融合新生态，借此拓宽农村地区居民增收渠道，助力共同富裕目标实现。同时，城乡产业融合发展过程中，乡村地区产业可积极学习并引进城镇地区信息化技术与设备，加速完善农业农村现代化体系建设、提升公共服务水平，赋能共同富裕发展。

第二，加速要素市场化改革进程，推动发展成果共享。上述研究结论表明，要素市场化对共同富裕具有显著正向影响。为此，各地方政府应进一步推动要素市场化改革，赋能共同富裕发展。一方面，各地方政府应构建涵盖多主体、多环节的协同创新网络平台，借此促成城乡间主体互联互通、要素自由流动，赋能共同富裕发展。各地区政府、产业等主体可借助协同创新网络平台，深化不同地区要素配置供需匹配，由此构建完善、科学且合理的要素市场化配置机制。另一方面，各地方政府应针对土地、劳动、资本等不同要素出台相应的市场化改革策略，例如针对劳动要素市场出台差异化落户政策，缓解城乡二元身份分割；对资本要素出台完善股票、证券交易机制，并进一步开展法律法规改革；针对土地要素则需要在城乡统一建设市场化改革基础上，进一步完善城乡土地分配机制，从而实现城乡土地要素跨区域配置，赋能共同富裕发展。

第三，实施差异化发展战略，缩小地区间差距。研究结果表明，城乡产业融合与要素市场化对共同富裕的协同效应存在区域异质性。基于此，各地方政府应针对自身发展状况实施差异发展战略，推动共同富裕发展。针对经济较发达的东部地区，应持续深化城乡产业融合发展战略，纵深发展产业链条，加速实现城乡间产业、产值均等化发展。同时，东部地区还可通过扩建高铁、构建产业联盟平台等措施，畅通各类要素跨区域流动渠道，强化东部地区高水平要素市场化配置对其他地区辐射作用，加速构建全国统一要素市场，进一步驱动共同富裕。针对中、西部地区，政府应持续优化基础设施水平，提高交通、流通运营效率，为各类要素有序、高效流动提供基础。此外，中西部地区还需根据自身现状制定相应要素市场化改革方案与监管机制，提升地区内要素市场化水平的同时完善监管，为中西部地区城乡产业转型升级与融合发展提供基础。