第60卷 第3期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) Vol.60 No.3

2024年5月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) May,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.03.005

[收稿日期]2023-11-24

[基金项目]北京市社科规划项目“高质量发展导向的北京市政府数据治理绩效评估与提升研究”(21GLC047)

[作者简介]胡业飞(1988—),男,山东泰安人,复旦大学国际关系与公共事务学院副教授,硕士生导师,复旦大学数

字与移动治理实验室副主任,管理学博士,研究方向:数字治理、国家治理;张怡梦(1993—),女,陕西咸阳人,上海理工

大学管理学院公共管理系讲师,硕士生导师,管理学博士,研究方向:数字治理、政府绩效评估,本文通讯作者。

智慧城市建设中的智慧治理:赋能机制与达成路径

胡业飞1,张怡梦2

(1.复旦大学 国际关系与公共事务学院,上海 200043;2.上海理工大学 管理学院,上海 200093)

[摘 要]智慧治理是智慧城市的必要组成,也是提升智慧城市建设水平的关键切入点。智慧城市

是功能与行动多个面向之上的城市整体智慧化,而在智慧城市运行发展中出现的社会问题,需要智慧治理

对其赋能予以解决。在中国和亚洲各国城市智慧治理的实践中,智慧治理赋能智慧城市的宏观赋能机制

以及微观达成路径得以浮现。具体而言,智慧治理通过“技术智慧在城市治理中的释放”以及“技术对城市

治理中人的智慧的激发与放大”的“双重智慧”机制完成对智慧城市的赋能。智慧治理的微观达成路径涵

盖了“彰显敏捷与精准治理的智慧”“提升多主体包容性的智慧”以及“响应城市人本需求的智慧”三方面,

不仅是“双重智慧”机制在现实层面的转化,也是智慧治理赋能智慧城市的底层支撑。

[关键词]智慧治理;智慧城市;中国实践

[中图分类号]D630;F49 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)03-0046-13

智慧城市(smartcity)以及根植于智慧城市之中的智慧治理(smartgovernance),不

仅是近年来城市发展与城市治理的一个重要关注点,也是公共管理学术研究领域内的一

项热点议题。在政策层面,2014年8月,中共中央、国务院印发《国家新型城镇化规划

(2014—2020年)》,并专门论述“推进智慧城市建设”,强调要通过智慧城市建设推进社会

治理精细化。2020年11月,习近平总书记在浦东开发开放30周年庆祝大会上强调:“要

提高城市治理水平,推动治理手段、治理模式、治理理念创新,加快建设智慧城市,率先构

建经济治理、社会治理、城市治理统筹推进和有机衔接的治理体系。”可以说,这一表述阐

明了智慧城市与智慧治理二者间所具备的紧密关联。

在推进中国式现代化的时代背景与现代城市发展运行的具体情景下,以智慧治理为

重点推进智慧城市建设,为智慧城市赋能,具有重大现实意义。党的二十大报告指出,中

国式现代化的核心特征之一即人口规模巨大的现代化。而人口规模巨大,同样也是北京、

上海等超大城市所拥有的基本属性。人口规模的巨大意味着城市公共事务问题的更高频

发生,也意味着对高水平城市治理能力的更强需求。通过智慧治理赋能智慧城市,利用各

类新兴技术来应对城市问题,做出更富有智慧的干预与处置,已经成为当前社会的普遍

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共识。

不过,尽管上述社会共识业已达成,但尚有数个理论问题有待学术界提供解答:(1)作

为智慧治理的赋能对象,智慧城市这一概念的内涵究竟为何? (2)智慧城市通过何种宏观

机制实现对智慧城市的赋能? (3)智慧城市的建设者与管理者应沿循何种微观路径来达

成智慧治理? 本文尝试对这一系列问题提供理论解答。

一、现代城市的建设愿景:智慧城市的理论意涵

建设智慧城市,可以说是20世纪90年代以来全球各国城市的共同宏愿。新加坡在

1993年首次面向全球提出了智慧城市的概念,其目的是强调通信技术基础设施投资和新

技术应用在城市发展建设过程中的重要作用[1]。经过三十年的发展历程,在世界各国政

府与产业界的共同推动下,智慧城市的概念已经传遍全球,各类智慧城市建设实践层出

不穷。

总的来看,智慧城市不仅是新技术在城市域中的汇聚,也是新技术的应用场。随着全

球智慧城市建设的开展,先进通讯基础设施在世界范围内得到建设,以信息技术为代表的

各类新技术得到广泛应用,类似“数字孪生城市”(digitaltwincity)这样的新概念也在智

慧城市领域内被创造出来。人们对智慧城市建设赋予了高度的期望,希望借助智慧城市

力量让城市居民的生活质量得到显著提升[2]。

不过,一个底层问题依然存在:究竟什么是智慧城市呢? 即使“智慧城市”一词在全球

各国民众中都能耳熟能详,但智慧城市这一概念的意涵与指向,却并不十分清楚。学术界

和智慧城市的建设者们也尚未在智慧城市的定义上取得统一见解。出现这一现象的原

因,在于智慧城市这个概念具有极高的包容性,其内容内涵具有极大丰富性。智慧城市在

广泛利用智能技术工具解决现有的城市治理问题的同时,也广泛吸纳多方利益相关者参

与城市治理。因而,智慧城市必然拥有非常丰富的面向。

经济合作与发展组织(OECD)[3]对智慧城市作出非常细致且具有包容性的描述。在

OECD的描述中,智慧城市善用数字技术提高公民福利,并为多方利益相关者创造一个

更具包容性、更有效、更可持续性协作的城市环境。此外,智慧城市能够从多方位考量如

何去应对现有的城市挑战,鼓励利益相关者参与城市内部的合作伙伴关系,鼓励民众及私

营部门参与政府决策过程,政府则开放公共数据的访问,让民众能够随时获取并利用政府

数据,最终扩大社会各层次的合作。OECD 还提出,智慧城市会在城市的治理和基础设

施投资方面进行数字化的创新,最终改善全体城市居民的生活。

遵循类似于 OECD观点的思路,吉芬格和古德伦(Giffinger& Gudrun)将智慧城市

定义为“一种良好的城市,其公民拥有独立决策意识以及一定资源禀赋,且城市功能也能

够智慧地发挥”[4]。最重要的是,两位研究者从多个方面提出了智慧城市所具备的一系列

特征(见表1)。

在上述认知框架基础上,后续出现一系列有关智慧城市的研究,继续补充了智能建筑

和智能市民等新关键特征。例如,智慧建筑指高度数字化的商业建筑,这些建筑能够匹配

现代工作场所的需求、支撑各类技术创新,以提高生产力。智慧市民则指向现代城市居民

的优势———有能力、有资源、有技术,他们能够最大限度地利用智慧城市中的信息通信技

术去简化和优化其日常生活与工作过程。这些特征扩展了有关智慧城市的功能表征。

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表1 智慧城市特征及其对应指标

智慧城市特征 对应指标

智慧经济

促进城市的竞争力,利用智慧技术提高生产力,引导发展灵活的劳动力市场,使城市持

续保持竞争力

智慧用户

向城市居民传输终身学习和参与社会发展的驱动力,帮助居民形成具有创造力的开放

心态,自我发展为更优的人力资本

智慧治理

实施透明、可视化的政府治理,提供更优质的公共社会服务,并鼓励利益相关者参与政

策制定过程

智慧交通 实现城市之间的无障碍通行,建设信息通信技术基础设施和创新的交通系统

智慧环境 重视环境保护,以期实现最大化可持续发展,增进自然资源的管理与绿色产出

智慧生活

将城市的科教卫文设施、居民个人安全、房屋质量和社会凝聚力等各方面提升至更优

水平

数据来源:作者根据吉芬格和古德伦的研究制作。

另一种理解智慧城市的思路,是通过智慧城市中的行动来刻画智慧城市的范式。例

如,谭和泰哈格(Tan& Taeihahgh)就详细列举了智慧城市建设过程中的典型活动,描绘

了智慧城市建设所需要的必要工作(表2)[5]。

表2 智慧城市的建设行动

智慧城市的建设行动 内涵

为智慧城市建设融资

智慧城市建设应当汇聚各方资源。政府应运用多种融资工具(如税收、

众筹、债券等),积累智慧城市建设与发展所需的金融资本

对技术应用的监管

国家与城市层面都应推进法律和政策的出台,以规范智慧城市中的技

术应用,提升智能城市发展建设的透明度、可信度以及公众可接受度

技术设备和基础设施建设

建设安全可靠的无线通讯基础设施与通信技术系统,搭建面向社会开

放的公共数据集成管理平台,广泛布局物联网,利用传感器等技术设备

协助智慧城市实时获取与利用数据

人力资本建设

培育受过高等教育、精通科技的市民,使其可以利用信息技术去响应智

慧城市的倡议并助力智慧城市发展

打造坚实的经济基础 吸引外部投资者的青睐,以此促进智慧城市建设

城市居民的积极参与

人力、金融与技术资源广泛沉淀在城市居民那里,鼓励城市居民积极参

与智慧城市建设并在政策制定中做出贡献

私营企业的广泛参与 私营机构在融资、技术支持、孵化新兴企业等方面与政府实现广泛互补

建设促进创新和持续学习

的城市生态系统

培养具有创意和积极性高的科研人员,使智慧城市成为创新之城

数据来源:作者根据谭和泰哈格的研究制作。

世界知名咨询公司麦肯锡也对智慧城市的建设与运营模式作了非常详尽的描述[6]。

在麦肯锡看来,技术基础、智能应用平台及城市治理支撑平台是智慧城市建设与运营的三

个基础模块:第一个基础模块是技术基础,顾名思义,指在城市原有的基础设施中纳入创

新性的新技术,如利用5G 技术来连接各类设备、运用传感器建立物联网等。技术基础模

块的建设目的,是使智慧城市的居民可以实现虚拟与现实的交互连接。第二个基础模块

是智慧城市的智能应用及其运行平台。这些应用和平台在支持城市居民日常活动方面起

到关键作用,并提供城市治理的数据分析基础能力。第三个基础模块是城市治理底层支

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撑平台,在这个平台上,城市公共事务的利益相关者会基于第一个基础模块的技术基础及

第二个基础模块的数据分析结果,做出恰当的城市治理行动选择。

综上可见,无论是 OECD、学术研究者还是麦肯锡这样的商业机构,与其说是提供了

一组智慧城市的定义,不如说他们都对智慧城市的内涵作了广泛且具有包容性的解读与

呈现。这再一次验证了:智慧城市这一对象包含着丰富的内涵与面向。因此,与其为智慧

城市概念下一个明确的定义,不如对智慧城市的可能样貌做出广泛的想象,并且找到一个

最为关键的智慧城市建设切入点,从而最大程度地实现智慧城市的建设愿景。智慧治理

正是这一切入点的应然选择。

二、从电子政务、数字治理到智慧治理

智慧城市是在功能与行动多个面向之上的城市整体智慧化。其中,在社会治理领域,

智慧城市即通过智慧治理为自身赋能,以解决社会问题。为完成这一赋能,智慧治理力求

借助技术之力,匹配治理制度创新,将人、数据、技术以及城市各种要素连接起来,感知、理

解和优化城市运行,革新原有的治理手段和公共服务供给方式,建立起共建共治共享的城

市治理体系,从而最终实现建成智慧城市、让人民生活更美好的目的。

不过,在智慧城市中推进 智 慧 治 理,首 先 面 临 着 如 何 将 智 慧 治 理 与 电 子 政 务 (Egovernment)、数字治理(digitalgovernance)等经典概念做出有效区分的问题。这三组概

念本质都归属于“技术治理”概念,即运用技术工具开展国家、社会与城市治理活动。其

中,电子政务在上个世纪末就已经成为城市治理的一个重要组成部分,并且在近年来向数

字治理演化。而所谓数字治理,指的是电子政务的更高级形态,政府、公民和私营企业之

间利用信息通信技术进行互动并协同开展城市管理的一类治理模式。经过二十余年的发

展,数字治理在全球各国都取得了令人瞩目的成绩。

智慧城市以及智慧治理概念的流行,相对晚于电子政务与数字治理概念。这就产生

了一个疑问:既然电子政务与数字治理概念业已存在并被广泛接纳,那么,智慧城市的诞

生与发展究竟有没有催生一种崭新的治理模式,即所谓的“智慧治理”? 这是最重要也是

亟待解答的核心问题。

事实上,相较于经典的电子政务与数字治理两大概念,智慧治理与之区别并作为理论

概念独立存在的核心原因,在于两个方面[5,7]:

其一,同样是运用技术工具对城市治理乃至发展赋能,智慧治理更强调技术选择与技

术运用中的“智慧”属性。智慧治理不仅利用技术工具来提升管理效率,还会为一系列基

础设施赋以“智能”,并全面提高公共产品的生产率,这是传统的电子政务所不能及的。智

慧治理也会帮助更高层级的政府领导者监管公共产品的质量和产出速度,更大程度地规

避委托代理中的信息不对称问题。同时,智慧治理不仅使城市居民的生活质量通过更优

公共产品的供给来获得提升,且可以助力于城市解决更加紧迫、更具有智力挑战性的全球

治理议题,包括能源问题、医疗问题、全球性公共卫生危机等等。

其二,相较于两个经典概念,智慧治理更大程度地将“人”置于城市治理的核心,更充

分地响应和满足城市居民需求。在包容性治理的理念下,智慧治理提供了一系列容纳利

益相关者沟通与协调的平台,以建立和提升城市内部各界对智慧城市本身及其运营者(城

市政府)的信任。在此基础上,智慧治理能够让市民获得更多的公共信息与数据,强化市

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民参与公共事务、为城市做贡献的能力,加强市民和政府之间的合作,优化城市治理政策

的制定。最终,智慧治理不仅有助于推高城市发展上限,也同样会提升城市发展的下限,

更好地解决城市生活中的结构性不平等,实现对欠发达社区的包容和扶持,更大程度地保

障弱势人群的基本需求。总之,智慧治理是技术治理所发生的又一次进步,更是智慧城市

发展与建设的质的跃升。

三、“双重智慧”:智慧治理赋能智慧城市的宏观机制

完成对智慧城市内涵的理解,以及对智慧治理、电子政务、数字治理的概念区分之后,

解析“智慧治理如何实现对智慧城市的赋能”即成为可能。智慧城市中所生发的智慧治

理,担负着推动实现智慧城市升级、智慧化解决城市问题的重大责任,这就需要智慧治理

面向智慧城市形成一套切实有效的赋能机制。

总的来看,智慧治理赋能智慧城市的作用机制可被概括为“双重智慧”,具体包含两重

细分机制,分别为“技术智慧在城市治理中的释放”以及“技术对城市治理中人的智慧的激

发与放大”。简言之,所谓“双重智慧”,就是释放“技术智慧”、激发“人的智慧”。智慧治理

即通过上述机制完成对智慧城市的整体赋能。

(一)细分机制之一:技术智慧在城市治理中的释放

智慧城市所涉及的智能技术,是典型的人类创造性活动的产物,也是人类的本质力量

的对象化和人类智慧的核心载体[8]。人们在城市治理实践中运用自身的智慧,深入理解

和分析现实的城市问题,并通过创造性思维和实验,构造完整的智慧城市技术体系架

构[9]。这种架构及其工具之所以能够解决复杂的城市治理挑战,本质上还是在于城市管

理者将云计算、大数据、人工智能等新兴智慧技术运用于城市规划、建设、治理和公共服务

的过程之中,从而将技术所蕴含的无数人类智慧释放出来,附着在城市的各种要素上,使

城市能够基于对各种要素的精准感知来设计城市治理战略,基于数据挖掘、互通和模拟分

析以优化城市资源配置,提升城市感知社会复杂系统的能力,进而形成破解城市交通、安

全和环境等治理难题的解决方案,实现智慧治理。

具体而言,在智慧治理的发生与实践过程中,技术所蕴藏的智慧通过以下几种路径完

成释放,并作用于城市治理活动:

其一,传统的城市治理往往受限于信息获取和处理的局限,决策过程复杂而耗时。而

智慧城市利用大数据、云计算、人工智能等信息技术,释放技术智慧,通过收集和分析庞大

的数据,打通城市治理主体之间的信息孤岛,建立起基于数据融通的高效办事网络,实现

了信息的即时获取、快速传递和高效处理,发现隐藏在数据中的潜在规律和特征,实现对

智慧社会的洞察研判和居民需求的有效识别,由以前粗放式管理转向针对具体个人、具体

问题的精准化治理[10],提升城市治理的敏捷性。同时,通过智能化的城市系统和信息化

的决策支持工具,城市管理者能够更加准确地评估不同政策和措施的效果,并及时调整和

改进,使得决策过程更加科学化和精确化,提高治理的效率和质量。

其二,智慧城市通过数字化的数据管理、信息共享平台和在线服务等手段,简化了行

政程序、变革服务流程。通过数字化方式,居民和企业可以更加便捷地与政府部门沟通和

交互,实现在线业务申请、在线支付等操作,提升公共服务的效率和质量。此外,技术的自

动化执行能力也显著提升了城市治理的高效性。通过自动化系统,城市管理者可以实现

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对公共设施的远程监控和维护,快速响应和处理问题,节省时间和人力成本。上述活动都

是技术智慧对城市各类治理问题的直接处置功效。

(二)细分机制之二:技术对城市治理中人的智慧的激发与放大

技术从根本上说是一种属人且为人的社会力量,调节着人与世界的关系。借助于智

慧治理技术对人类智慧赋能和赋权两大关键机制,城市中的人可以更好地感知城市、理解

城市和把握城市脉搏,进而激发和放大城市人本身的智慧,完成智慧治理对智慧城市的

赋能[11]。

一方面,在智慧治理之中,智慧技术使人们具备了处理海量数据、高速运算、精准决

策、自动化执行和学习改进的更强能力,在人类与客观世界之间搭建认知桥梁,提升人类

获取信息、表达诉求、参与公共事务以及与其他主体协同的能力[12]。借助强大的优化算

法,人们可以从庞杂的城市数据中做出关键性的判断与预测,从而提升人在城市治理中的

决策能力。

另一方面,结合智慧城市对人的行为和偏好的强化感知,智慧治理对城市居民参与城

市治理提供更强的支撑,凸显公众在城市治理中的主体性和目的性[13]。城市居民可以借

助社交媒体、数据开放、数据授权运营等各类技术平台,以“产消者”(prosumer)身份共同

参与到城市治理过程中[14],并且利用自身专业性贡献于城市智慧治理方案的建构,体现

出人的智慧的激发与放大。同时,与传统治理中低频率的社会互动和有限的信息传递不

同,公民在智慧城市的智慧治理体系中,还可以借助技术提高信息共享的有效性,降低沟

通和协调成本,从而在互动中分享信息、积累知识、达成共识、协同行动,由此更好地运用

自身智慧解决社会问题。因此,城市的治理过程在发现症结、优化解决的良性循环中不断

得到提升乃至发生跃迁[15]。

四、探索智慧治理的微观达成路径:中国与亚洲城市的实践

通过释放“技术智慧”、激发“人的智慧”,智慧治理建构了其赋能智慧城市的“双重智

慧”宏观作用机制。在此基础上,智慧城市的现实任务就成为如何将“双重智慧”这一宏观

赋能机制转化为更具象、更有操作性的微观达成路径,真正实现智慧治理,在真实世界中

完成智慧治理对智慧城市的赋能。

实际上,21世纪以来,全球各国的超大城市开展了形式多样的智慧城市建设实践,形

成了各具特色的智慧治理实践方案。其中,包括中国在内的亚洲各国立足自身经济社会

与自然条件,在其核心大都市内形成了各具特色的智慧治理模式,为建构智慧治理的微观

达成路径提供了现实参考。

(一)亚洲实践案例之一:韩国首尔

曾经在联合国世界电子政务评估领域连续五次获得第一位的首尔,其智慧城市建设

最早源自于2004年韩国实施的 U-City计划,该计划鼓励城市在其基础设施中配备相关

的信息通信技术,并强调将信息通信系统与 U-City服务相结合,为地方治理探索新解决

方案[3]。2011年,首尔专门推动了“智慧首尔2015计划(SmartSeoul2015)”,希望能够

通过提升城市的智慧化水平,增强首尔在全球的竞争力以及可持续能力。“智慧首尔

2015计划”更多地强调以人为本的理念,在增加科技应用的同时,促进城市与市民之间的

良性互动。

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政府角色上,首尔市政府一直致力于推动智慧城市的发展,通过建立多方协作平台,

加强首尔的智慧城市建设,并应用相关科技改善市民生活。同时,政府又可作为教导者,

鼓励并引导市民使用智能工具,并持续开放大数据供给市民以及私人机构使用,用以提升

他们对于城市建设的参与度以及方便度。此外,首尔市政府持续推动政府以及私营机构

在智慧治理中的合作。比如,私营企业通过竞争获取政府的智慧城市建设订单,为市民提

供更多的公共服务应用程序,最为典型的案例是广受欢迎的首尔巴士应用程序。

在推动首尔的智慧城市建设的时候,首尔政府强调以人为本的原则,希望能够通过应

用智慧科技改善市民的生活。这一点可以从首尔政府所提供的利民措施来考察。例如,

首尔提供了一整套的安全保障方案,通过摄像头以及手机定位,确保小学生上学放学路程

中的安全。此外,政府还利用社区地图(CommunityMapping)这一程序,让市民标记地图

上的特定位置并向市政部门提出意见建议,从而让市民与政府合作,协同制定这些城市问

题的解决方案。

此外,首尔政府还注意到了智慧城市中的数字鸿沟问题,有意识地教导部分重点市民

群体如何使用智能科技、下载智能软件,还有针对性地提供了免费捐赠计划 (为穷人以及

低收入人士提供二手电子设备)、网络课程资助计划 (支助市民修读相关智能科技课程)

以及免费公共无线网络服务。这些举措提升了市民的智慧治理参与能力。

特别值得一提的是,首尔恩平区的智慧城市(EunpyeongU-City)项目于2011年完

工,可以说是首尔智慧城市化建设的标杆。区域内的城市居民并不需要通过私人智能移

动设备连接政府平台再去使用城市服务,而是在政府的帮助下,在家庭客厅内就安装好了

智慧设备。这类智慧设备连接了智慧城市的多项功能。例如,该区街道的每个街角都安

装了智能闭路电视,自动检测非法入侵者并传输信息到家庭的指挥设备,保障市民的生活

安全;政府在区域周边投放了检测水和空气质量的传感器,并直接传输到公共场所以及市

民客厅的设备上,帮助居民实时了解生活环境状况。此外,政府也向恩平区内有需要的老

人发放了侦测设备。如果这些老人不小心离开了恩平区或者触动到了家里的报警铃,系

统会给相关监护人传送老人所在的地理位置提醒,尽快解决老人的问题。

在建设智慧城市、开展智慧治理的过程中,首尔市政府主要使用两套技术工具:第一

套是市民平常能够接触到的移动首尔(m.Seoul)。这是一个基于内容管理系统的、可在移

动端直接使用的政府网站 App,整合了政府相关服务提供市民使用,并且为市民提供更

贴心的个人化服务,接受市民投诉及综合建议服务。第二套技术工具是首尔市政府自建

的首尔网络系统(u-Seoulnet)。这套系统把光纤电缆嵌入到首尔的地铁隧道中,用以连

接城市的主要公共建筑、其附属的办公室以及其他机构。之后,在数据收集上,首尔市利

用了城市的公交系统,通过公交站台摄像头以及感应器收集相关信息并连接到首尔网络

系统上。此外,这套网络系统还连接了另外三个子系统,一个是用于行政功能的内部管理

网络,一个是连接首尔3万个闭路电视装置产生的视频数据网络,还有一个是连接首尔市

政府下属所有公共办公室网站的服务网络。首尔政府基于这一系统,实现了对智慧城市

的整体把控,推动了智慧治理的实施。

(二)亚洲实践案例之二:新加坡

新加坡的智慧国家计划开始于2014年。当地政府期望通过数字经济、数字政府以及

数字社会三个方面的建设,打造一个匹配智慧城市发展建设的协作型政府,促进政府、公

民和私营部门之间更多的共同创造和互动,为新加坡创造更大的价值。该计划旨在以提

供在线服务的方式,将城市治理从 “政府对你”转变为“政府与你”,鼓励企业、市民等社会

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主体与政府发生更多的互动。同时,新加坡政府积极推动政府部门和私营部门在城市治

理中的协同合作[16]。

新加坡的智慧治理集中体现在六个方面:第一,数字化整合政府服务,以更好满足市

民及企业的使用需求;第二,加强政策与科技之间的结合,强化政策的技术能力;第三,建

立城市公共数据平台;第四,强化行政系统对新技术新环境的适应能力;第五,提升公务

员本身的科技使用能力;第六,通过政府与市民、企业合作,强化整个社会对数据的有效

应用[17]。

在技术工具层面,新加坡主要应用手机 App给市民提供智慧治理服务,其中包括:虚

拟助力手机应用程序“AskJamie”,这个 App能够利用自然语言处理引擎,理解公众问题

并提供相应的答案;政务事项办理手机应用程序“MyInfo”,市民在做相关事务申请的时

候,可以通过这个应用程序在手机上直接提取相关资料并自动填写表格;政务信息公开手

机应用程序“MomentsofLife”,这是一个方便市民提取相关政府资讯的手机应用程序;

国家电子身份计划(NationalDigitalIdentityInitiative)。通过该计划对市民数据的整合,

市民只需要向政府提供自己的电子身份,就能获取自己所需信息和数据。

为更好地实现智慧治理,新加坡政府建设了一个综合的数据共享平台,让所有的政府

机构都可以访问政府数据资源。为支撑这一平台,新加坡也建立了统一的数据服务标准

(digitalservicestandards)提供给参与城市治理的各个部门使用[18]。在这个基础上,各个

行政部门分别设立自己的运营中心以实施城市治理工作。比如,新加坡的道路交通管控

局下设有两个运营中心,用于监测交通状况和收集实时交通信息[19]。因此,在应对城市

治理中的紧急事件时,新加坡政府的处理方式依然是机构高层被召集起来召开紧急会议。

这也是新加坡城市智慧治理的突出特色:保留人的最终决策权。

(三)智慧治理在中国的发展建设历程

智慧城市与智慧治理在中国的发展建设历程,总体呈现出一种“由点到面”的创新发

生与扩散过程。2009年,广州市启动智慧城市建设,并与提出“智慧地球赢在中国”方案

的IBM 公司签订了合作方案。这也是IBM 公司在中国签订的第一个智慧城市合作项

目[20]。随后,又有昆山、武汉等地方政府与IBM 公司签订了合作协议[21]。这些合作建设

项目可以说是中国智慧城市建设与智慧治理发展的起点。

紧接着,智慧城市建设进入中央政府的政策视域,这成为助力于我国智慧城市建设与

智慧治理发展的里程碑。2011年,中共中央、国务院发布的《中华人民共和国国民经济和

社会发展第十二个五年规划纲要》提出了“推动数字城市建设,提高信息化和精细化管理

服务水平”的目标。在这一政策的引导下,2012年,国务院发布了《国务院关于大力推进

信息化发展和切实保障信息安全的若干意见》,其中明确指出要“推动城市管理信息共享,

推广网格化管理模式,加快实施智能电网、智能交通等试点示范,引导智慧城市建设健康

发展”,“智慧城市”一词更加频繁地见诸顶层设计政策文件之中。同年11月份,住建部发

布《关于开展国家智慧城市试点工作的通知》,确定上海市浦东新区和北京市东城区等90

个城市(区、镇)为创建国家智慧城市第一批试点;后又增加了两批次国家智慧城市试点,

最终智慧城市试点达290个。2014年,中共中央办公厅和国务院办公厅联合发布《国家

新型城镇化规划(2014—2020年)》,将智慧城市作为城市发展的全新模式,提出到2020

年建成一批特色鲜明的智慧城市。在中央政策的引导下,中国的智慧城市由探索建设阶

段全面迈入了大规模建设阶段。根据光明网的报道,截至2020年4月,我国智慧城市试

点数量累计近800个,成为全球最大的智慧城市建设实施国。其中,一批智慧城市建设与

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智慧治理发展的典型案例不断涌现。

例如,北京市2012年正式投入运营了“城管通”手机智能程序。城市管理监督员可以

通过使用该应用程序,采取拍照上传图片并填写表单的方式,随时随地向北京市的信息化

管理系统中心报告城市运行的实际情况,实现从下而上的城市治理问题实时反应。普通

的北京市民也可以通过这一手机应用随时举报投诉和反映城市问题。

广州市的智慧城市建设再造了城市治理流程,推进了智慧治理。从2015年开始,广

州市政府推动应用“五个一”概念的社会治理方式,即“一卡通行、一号接通、一格管理、一

网通办、一窗服务”,其中“一卡”即推进电子证照建设,“一号”即12345统一服务号,“一

格”即社区网格化服务管理,“一网”即建设网上办事大厅,“一窗”即做好政务服务大厅,打

造15分钟线下政务服务网络,按照“前台综合受理、后台分类审批、统一窗口出件”的要

求,再造审批业务流程链条。广州市的移动政务服务充分考虑了城市居民的需求,集成了

包含747项服务以及62种电子证照,实现了654项的“零跑动”,公安部门、人力资源与社

会保障部门、教育部门的许多高频服务事项都能在移动 App上完成办理。

(四)城市智慧治理的中国样本:以上海为例

在我国智慧城市建设与智慧治理发展的时代大潮中,上海是中国智慧城市建设起步

较早的城市之一,也是中国城市智慧治理的一个典型样本。最早在2010年,上海提出“创

建面向未来的智慧城市”战略,并于2011年、2014年先后制定智慧城市的三年行动计划。

经过十余年的发展,智慧城市已成为上海城市核心竞争力的重要组成部分,是上海建设具

有全球影响力的科创中心和卓越全球城市的重要载体。

近年来,上海进一步确立了超大城市的智慧城市与智慧治理建设新核心,即“一网统

管”。这一概念的面世,不仅是对前期工作的有效承接,也标志着上海智慧城市建设与智

慧治理发展迈入了新阶段。2017年,上海市印发了《关于加强本市城市管理精细化工作

的实施意见》的通知文件,为“一网统管”概念的出现提供了新的支撑。2018年1月,上海

城市管理部门发布了《贯彻落实<中共上海市委、上海市人民政府关于加强本市城市管理

精细化工作的实施意见>三年行动计划(2018—2020年)》,其中提到,在2020年要做到

“智能化,是城市管理的重要手段”,“深化智慧治理,以城市网格化综合管理信息平台为基

础,构建城市综合管理信息平台,推进‘城市大脑’建设”。2018年4月上海市大数据中心

成立,各区也相继组建城市运行中心、大数据中心等。无论是城市精细化管理、城市大脑

建设还是城运中心与大数据中心的建成,都为“一网统管”创造了底层支撑性条件,“一网

统管”呼之欲出。2019年初,上海提出“一屏观全域、一网管全城”的建设愿景,“一网统

管”概念正式成型。随后,上海市陆续发布《关于进一步加快智慧城市建设的若干意见》

《关于加强数据治理促进城市运行“一网统管”的指导意见》《上海市城市运行“一网统管”

建设三年行动计划》等指导意见和规划,“一网统管”工作全面铺开。

总的来看,作为上海市智慧城市与智慧治理建设核心的“一网统管”平台具有灵敏感

知、部门协同和事项闭环等特点。首先,“一网统管”强化数据收集,灵敏感知城市的“一吸

一呼”,着力实现智慧治理。其次,“一网统管”注重提升行政部门的协同水平,在发生社会

事件时,各部门基于“一网统管”平台协作开展工作。第三,“一网统管”平台力求实现公共

事项的多层级闭环处理,在每个层级的循环中,系统会将事件派给指定部门,部门在解决

后会同时向系统和当事人反馈,在每个事件具体处理过程和处理层级两个方面都实现了

闭环,保证每个事项得到有效解决。

综上,“一网统管”是上海智慧城市建设与智慧治理发展闯出的一条特色之路。这套

54

系统将“技术铁三角”(算力、算法、数据)转化为“管理铁三角”(思路、算法、方法),从整体

视角出发,合理调配资源,满足群众时刻变化的需求。同时,“一网统管”在面对超大城市

风险来临时,能够及时捕捉风险要素,实现“关口”前移,减少风险损失。这也充分体现了

中国智慧城市建设在智慧治理过程中解决超大城市问题的核心思路与主要关切。

五、彰显治理之智:智慧治理的微观达成路径

中国北京、广州、上海等城市以及亚洲其他国家的智慧治理实践,为寻找智慧治理的

微观达成路径提供了可能。综合上述分析可见,各国城市的智慧治理实践存在突出共性,

这些共性最终汇聚形成了智慧治理的三条微观达成路径,即“彰显敏捷与精准治理的智

慧”“提升多主体包容性的智慧”以及“响应城市人本需求的智慧”(详见表3)。

表3 智慧治理的微观达成路径及其实践范例

微观达成路径 典型治理实践 智慧治理实践范例

彰显敏捷与精准治理的智慧

技术赋能社会问题的识别

平台互通与数据开放共享

智慧治理工具的大众普及

敏捷精准导向下的业务再造

家居智能设备连接城市治理系统

实时动态感知的城市治理“神经元”系统

统一的政府数据开放共享平台

数字公共服务跨平台“一站通”

大众采集城市问题的“城管通”

敏捷便携的移动政务服务小程序

标准化流程、多部门协同下的城市治理“一网统管”

提升多主体包容性的智慧

政府与企业合作 高科技企业提供智慧治理技术方案

政府与市民合作 “随手拍”“线上议政”等智慧化政民互动渠道

政府与社会合作 线上线下一体化政社共治平台

响应城市人本需求的智慧

人本主义的技术治理过程 “一切服务于人”导向的技术应用

大众需求导向的治理工具运用 “最多跑一次”与“零跑动”的智慧政务服务

智慧治理的第一重微观达成路径,是“彰显敏捷与精准治理的智慧”。相比于传统的

城市治理模式,智慧城市中的智慧治理对前沿治理技术有着更好的应用,力求实现对城市

治理问题更高效、更精准、更敏捷的应对与处理。这首先是运用智慧技术在社会问题的识

别中发挥关键作用,利用人工智能、大数据分析等工具,快速而准确地识别出社会问题的

发生、趋势和影响因素,从而及时采取相应的治理措施。其次,通过建设统一的数据共享

与开放平台,不同部门和社会主体实现数据互通和共享,从而更好地协同工作、整合资源,

提高治理效率和水平。进一步地,通过面向大众推广智能化、数字化的治理工具,提升公

众参与度,提高治理的透明度和效能,最后结合智慧城市系统中的监测、评估和调整,优化

资源配置,实现更加精准和有效的治理。我国各地出现的数字公共服务跨平台“一站通”、

大众采集城市问题的“城管通”、城市治理“一网统管”,就是“彰显敏捷与精准治理的智慧”

这一路径的典型实践案例。

智慧治理的第二重微观达成路径,是“提升多主体包容性的智慧”。智慧城市中的智

慧治理着力提升智慧城市治理活动中的多主体包容性,超越政府部门的组织边界,营造政

府、企业、社会组织以及市民的合作治理氛围,并基于数字技术实现更优的多方协同,注重

通过智慧治理更好地弥补城市发展缝隙,关照城市中的弱势群体。政府和企业可在技术

55

支撑下实现资源共享、数据流通和协同决策,合作建设城市中的智慧公交系统、交通导航

系统、智能监测平台、智能污水处理系统等,达成交通顺畅、环境优良等多种城市治理目

标。同时,政府通过开放式的智慧社区与元宇宙空间,积极倾听市民以及其他各类社会主

体的声音和需求,鼓励市民线上线下都参与到治理过程中,将城市居民以及各类社会主体

的专业性与智慧转化为城市治理的助力。近年来在我国出现的“随手拍”“线上议政”等智

慧化政民互动渠道,以及公共数据开放激发社会创新的系列案例,就是提升城市治理中多

主体包容性的显著体现。

智慧治理的第三重微观达成路径,是“响应城市人本需求的智慧”。这种对人本需求

的响应,体现为智慧城市利用智慧技术整合信息资源,使城市政府精准了解公众需求,同

时提高公众对治理的知情度,强化治理的公众支持度。智慧治理始终瞄准民情民意,关注

大众最真实的价值诉求,以此开展决策、执行以及适应性调整。总之,智慧治理在进行治

理规划与技术工具选择时,始终将人置于治理过程的核心地位,将“人”作为最终落脚点,

这实际也是智慧治理之中的“最大智慧”所在。

六、结语

智慧城市是在功能与行动多个面向之上的城市整体智慧化,智慧治理则承担着为智

慧城市赋能的重要任务。智慧治理不是简单地在城市治理中引入新兴技术,而是通过智

慧技术来“彰显智慧”,推动现代城市治理与发展的全方位变革,真正实现以智慧治理为智

慧城市赋能。

结合中国和亚洲各国城市推动智慧治理的实践,本文提出了智慧治理赋能智慧城市

的宏观赋能机制,以及智慧城市达成智慧治理的微观路径(图1)。智慧治理赋能智慧城

市的作用机制即所谓“双重智慧”,包括“技术智慧在城市治理中的释放”以及“技术对城市

治理中人的智慧的激发与放大”。而智慧治理的三重微观达成路径则是对上述宏观赋能

机制的支撑,包括“彰显敏捷与精准治理的智慧”“提升多主体包容性的智慧”以及“响应城

市人本需求的智慧”。这三重微观路径既是“双重智慧”机制在现实层面的转化,也是智慧

治理赋能智慧城市的底层支撑。

图1 智慧城市中的智慧治理框架:宏观赋能机制与微观达成路径

56

从更高的层面而言,智慧治理生发、生长于智慧城市系统之中,又通过其对智慧城市

的赋能,推动培育出一个真正意义上具有公众导向、服务导向、科学导向、需求导向、智慧

导向的现代城市。智慧治理对城市特别是智慧城市的赋能作用,可能是传统城市治理范

式无法实现的。因此,智慧治理不仅为现代城市的复杂问题提供敏捷、精准、智慧的解决

方案,更为城市的高质量提供“养分”。这正是智慧治理对人类文明生发与生长底层功能

的模拟与彰显。

[参 考 文 献]

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SmartGovernanceinSmartCityConstruction:Empowerment

MechanismandAchievementPaths

HUYe-fei1,ZHANGYi-meng

2

(1.SchoolofInternationalRelationsandPublicAffairs,FudanUniversity,Shanghai200433;2.BusinessSchool,

UniversityofShanghaiforScienceandTechnology,Shanghai200093,China)

Abstract:Smartgovernanceisaessentialcomponentofsmartcitiesandakeypointforimprovingthe

levelofsmartcityconstruction.Smartcitiesfocusontheoverallintelligenceofcitiesbasedon

multipleaspectsoffunctionandaction,andthesocialproblemsthatariseintheoperationand

developmentofsmartcitiesrequiretheempowermentofsmartgovernance.Inthepracticeofsmart

governancebycitiesinChinaandvariousAsiancountries,themacroempowermentmechanismand

microachievementpath ofsmart governance empowerment have emerged.Specifically,smart

governanceempowerssmartcitiesthrough a “dualintelligence”mechanism of “thereleaseof

technologicalintelligenceinurbangovernance”and “thestimulationandamplificationofhuman

intelligenceinurbangovernancebytechnology”.Themicropathincludesthefollowingthreeaspects:

“demonstratingthewisdomofagileandprecisegovernance”,“enhancingthewisdomofmulti-agent

inclusivity”,and“respondingtothehumanneedsofcities”.Itisnotonlythetransformationofthe

“dualwisdom”mechanismatthepracticallevel,butalsotheunderlyingsupportforempowering

smartcitieswithsmartgovernance.

Keywords:smartgovernance;smartcity;China’spractices

[责任编辑 阳 欣]

58

第60卷 第3期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) Vol.60 No.3

2024年5月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) May,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.03.006

[收稿日期]2023-04-26

[基金项目]国家社会科学基金重点项目“完善直接税制度并提高其比重研究”(20AJY021)

[作者简介]蒋震(1982—),男,山东泗水人,中国社会科学院大学副研究员,经济学博士,研究方向:税收理论与

政策。

关于优化税制结构及相关问题的分析与思考

蒋 震1,杨一帆2

(1.中国社会科学院大学 应用经济学院,北京 102488;2.北京工商大学 数学与统计学院,北京 100048)

[摘 要]构建高水平社会主义市场经济体制,经济发展阶段不断跨越,数字经济、人工智能等新产

业、新业态、新模式快速发展,税制结构随之发生变化,优化税制结构、适当提高直接税比重,成为我国深化

税制改革的必然要求。我国经济管理部门应根据经济增长的动力结构变化适时调整、优化税源结构,正确

处理投资和消费在税源结构中的关系,以确保税收收入的可持续、稳定性;在稳定宏观税负前提下应更加

强化税制调控功能(特别是在社会公平领域的调控功能),不断强化直接税在调节收入分配方面的功能作

用,促进社会适度流动,有效调节数据要素相关收入分配问题,更加有效调控区域税收分配、维护全国统一

大市场。

[关键词]高水平社会主义市场经济体制;数字经济;税制结构;税源结构;税制功能结构

[中图分类号]F812.42 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)03-0059-09

党的二十大报告明确指出:“健全现代预算制度,优化税制结构,完善财政转移支付体

系。”税收在国家治理中发挥基础性、支柱性、保障性作用,税制结构及功能发挥始终服务

于不同经济发展阶段的实际需要。我们应积极贯彻落实党的二十大精神,加快构建新发

展格局,以全局站位、更宽视野推进国家治理体系和治理能力现代化,综合考虑更加丰富

多元的经济因素,探索推动优化税制结构的前瞻布局、顶层设计,更好满足人民日益增长

的美好生活需要,构建高水平社会主义市场经济体制,营造一流的营商环境,圆满实现高

质量发展目标。为此,我们必须要从更加广义的角度思考优化税制结构的理论逻辑和丰

富内涵,不仅要研究不同税种之间的比例关系,还要将税源结构、税制功能结构等与之相

关的重大理论问题纳入分析视野。

一、构建高水平社会主义市场经济体制要求优化税制结构

人类发展的历史经验表明,经济发展的每一次重大飞跃,往往源于人民群众劳动活力

被显著激发,市场经济体制为此奠定根本体制保障。改革开放后,我国社会主义市场经济

体制改革不断深化,极大解放和发展了社会生产力,深刻践行人类历史发展的一般规律。

加快构建新发展格局,着力推动高质量发展,要求充分发挥市场在资源配置中的决定性作

用,更好发挥政府作用。税制结构的核心理论问题之一在于阐释不同税种的比例关系,与

59

社会主义市场经济体制之间有着紧密逻辑关系。随着社会主义市场经济体制从建立到完

善,再走向高水平阶段,税制结构随之发生变化,适当提高直接税比重可能成为必然结果。

(一)市场分工更加复杂,税收中性的难度大大提高

税收制度的演化是具有内在逻辑的,我们必须坚持历史唯物主义的基本理念,从税制

结构与经济发展的良性互动关系来认识税制结构演变的基本规律。改革开放后,我国开

始向现代化转型,工业化和城镇化水平不断提升,流转税等间接税在税制结构中始终占据

非常重要的位置,在筹集收入方面发挥了出色的功能作用。同时,流转税制本身也经历了

持续的深化改革,更好适应于不同水平的经济发展阶段以及市场分工特征。

改革开放初期,我国凭借规模巨大的剩余劳动力优势和较为优良的区位优势,开始发

展以劳动密集型产业为特色的外向型经济,逐步融入全球分工体系,在全球产业链中占据

着相对较低的位置。这种产业发展状况及所处全球分工地位决定了我国国内产业链的分

工环节较为单一、链条总体较短。上世纪80年代,我国流转税体系中的主体税种是产品

税,它主要以应税产品的销售收入为计税依据,上游环节购进投入品已缴纳税款没有在下

游生产过程予以扣除,从而带来重复征税问题。然而,由于这个时期的市场分工和专业化

生产水平较低,产品税重复征税问题并不十分突出,并没有成为制约市场分工的主要因

素。随着经济发展阶段不断跨越,市场分工进一步深化,分工链条不断延伸、拉长,专业化

生产水平持续提升,产品税重复征税问题逐渐成为市场分工的重要约束因素,为此,我国

流转税制领域引入增值税制度①,在上世纪80年代试点基础上,在分税制改革中建立了

规范的增值税制度,大大缓解了工业领域市场分工的重复征税问题。随着专业化生产水

平的提升,后续不断深化增值税改革,比较大的改革有:自2004年7月1日起,我国先后

在东北地区、中部地区实施增值税转型试点,并于2009年1月1日起在全国范围内全面

实施改革;2012年1月,我国率先在上海开展营业税改征增值税试点,到了2016年5月1

日,营改增试点全面推开,营业税完全被增值税替代。从实践来看,增值税等流转税改革

的核心导向之一是增强税制中性,更好提高市场分工效率及专业化生产水平,实践结果也

证明了这一点。

随着创新驱动战略的全面深入实施,产业结构升级正在加速,服务业发展(特别是生

产性服务业)正在衍生出更多专业化分工环节,服务业市场主体参与到市场分工的广度和

深度不断拓展。工业生产具有物质要素投入占比高、劳动增值率相对较低的特征,增值税

能够基本适应这种生产特征。然而,服务业生产与工业生产有着较大差异,生产率更大程

度上取决于人力资本,物质要素投入占比相对降低、劳动增值率相对提高。这意味着,服

务业难以适用与工业一样的增值税率,否则会由于增值税率过高导致税负较重,从而一定

程度上抑制服务业生产效率。与此同时,服务业和工业适用税率也不能差异太大,这是因

为,越来越多的服务业企业和工业企业形成分工关系,如果两者差异太大,可能会影响上

下游分工效率。随着服务业占比不断提升,为了更加强化税制中性,必然要求适度降低服

务业增值税税率,同时工业适用增值税税率也要随之适度降低,这显然会一定程度上影响

增值税等流转税在税制结构中的比重。

60

① 随着市场分工不断深化,专业化生产水平日趋提高,大规模分工必然带来要素和产品的大规模流转,甚至超越

国家边界而形成全球化,成为社会资源配置和劳动价值创造的核心特征。这种情况下,要素和产品流转过程中的价值

增值便成为筹集税收收入的绝佳手段和衡量尺度,由此流转税制度不断成熟,日益成为工业社会下税制结构的主体税

种之一。特别是二战之后,全球很多国家纷纷采取增值税制度,这与工业社会下的市场分工和专业化生产方式有着非

常紧密的逻辑关系。

(二)社会主义市场经济体制更加完善成熟,直接税比重必然逐渐提高

直接税比重既取决于社会主义市场经济体制的完善成熟程度,又受到经济发展阶段

(特别是产业结构水平)的影响。从改革历程来看,直接税是规范国家和社会成员分配关

系的核心制度,同时也体现着国家对合法产权的依法有效保护。从改革历史来看,我国直

接税制的不断完善、成熟始终与社会主义市场经济体制改革进程相适应。随着社会主义

市场经济体制不断完善、成熟,直接税经历了从无到有、从弱到强的过程。蒋震认为,所得

税等直接税高度依赖于市场经济体制而存在,随着市场经济体制不断完善、成熟,所得税

等直接税比重会日趋上升[1]。高培勇明确指出,近两年的减税降费是以市场主体为中心、

奔着为市场主体降成本而非扩需求而去的[2]。

构建高水平社会主义市场经济体制,将更加有利于充分发挥市场在资源配置中的决

定性作用,特别是随着加快构建全国统一大市场、建设高标准市场体系,产权制度、市场准

入等关键环节关键领域将更加完善,市场分工不断拓展、延伸,越来越多的市场主体将获

得更加公平的市场竞争机会,广大人民群众融入全国统一大市场的能力和活力将不断增

强,各类要素和产品(服务)在其中更加充分流动、迸发活力,从根本上提升宏观经济的包

容性发展能力,更加有利于实现高质量发展目标。与此同时,经济发展阶段持续跃迁,产

业结构升级趋势非常明显,第三产业增速明显快于第一、二产业,根据《中华人民共和国

2021年国民经济和社会发展统计公报》,2021年,第一、二、三产业增加值占国内生产总值

的比重分别为7.3%、39.4%、53.3%。产业结构不断走向高度化,更多依赖于人的创新能

力和劳动活力,劳动要素在价值创造中的相对地位可能会发生重要变化,劳动在价值分配

中的份额趋于上升,社会生产的附加值水平、利润率可能趋于提高。此外,随着我国人口

结构的快速转变,曾经巨大的剩余劳动力优势和人口红利在逐渐消失,劳动市场的供求状

况显然会发生变化,劳动力成本趋于上升。这些因素共同作用的结果是,居民收入将呈现

快速增长的势头,居民财产形态将更加多元多样化,将为提高直接税比重奠定基础。

(三)数字经济发展不断拓展市场空间,显著影响税制结构变化

随着数字技术领域的巨大进步,数字经济快速发展正在衍生着新产业、新业态、新模

式,市场资源配置空间正在从现实物理空间不断拓展到虚拟网络空间。概括来看,数字经

济发展对税制结构有着两个方面的影响:

一方面,对工业社会以来以企业为专业化生产主要载体的资源配置模式带来重大冲

击和影响。工业化不断发展,企业成为市场分工、专业化生产的主要组织形态及载体,大

量的生产要素在企业内开展分工,同时企业与企业之间也发生非常复杂的分工合作。直

到今天为止,这个趋势仍然没有发生根本性变化,大大小小的企业仍然在市场资源配置中

发挥重要作用。随着数字技术的快速发展,部分领域的资源配置模式和市场分工方式在

悄然发生变化,愈来愈多的个人通过数字平台就能够参与到市场分工、对外提供产品或服

务,个人甚至不需要固定在企业内部就能够参与到市场分工,在这些领域,个人和企业的

关系从原来的劳动合同关系转化成为劳务合作关系,在现实中的直接表现就是在某些领

域形成了大量所谓的“新就业形态”,这表明劳动关系发生了显著变化。这种市场分工方

式进一步改进资源配置效率,直接结果是生产过程能够满足个性化、非标准化的需求,消

费者甚至生产者可以通过数字平台即能够下单甚至寻找到合作伙伴。不同个人通过临时

性、柔性化生产组织便可以完成生产过程,而不需要像以前一样为企业组织形态负担大量

的平均成本;而且,数字平台正在让劳动要素及相应市场体系变得更加具有包容性、更加

分化,思想创造、技术创意、技能服务等不同层次的劳动要素都能通过数字平台开展分工、

61

创造社会价值。上述转变显然会对税制结构带来重要影响:个人在社会价值创造中的功

能作用更加重要,甚至有些产品或服务生产领域不再需要维持企业组织形态,更多转变为

个人和个人间的合作生产。现行增值税等流转税往往以企业和企业之间的分工生产交易

增值额作为主要计税依据,而企业和企业之间的市场交易往往具有频率低、大批量、单位

交易价值高的特征,因此,“以票控税”为特色的征管模式能够对此开展征管、保障交易顺

利完成。而个人和个人之间通过数字平台开展的市场交易往往具有频率高、规模小、单位

交易价值低等特征,如果按照现行增值税征管,可能会带来征管成本上升,甚至由于个人

向税务机关申请开票会对交易效率带来抑制等。同时,个人通过数字平台对外提供产品

或服务时,获得收入和价值增值往往成为同一个过程同步实现。这种情况下,为了更好保

障市场分工交易效率并更好遵循量能负担原则,可以尝试研究对数字平台上个人和个人

交易的所得税和增值税合二为一适用统一的个人所得税制。如果这种税制设计具有现实

可行性,那么个人所得税对税收收入的贡献度将不断提高,税制结构必然发生重要变化。

另一方面,更为重要的是,数字经济创造的新产业、新业态、新模式,正在改变着价值

创造方式,现有税制难以适应这些新特征、新变化,这提出了税制创新的巨大需求,可能会

引发税制结构的重要变化。数字技术等仍然向前快速发展,元宇宙、区块链技术正在催化

着更高水平的数字经济类型,正在改变着服务生产方式。传统的服务生产属于“面对面”

生产,生产者和消费者必须要共同局限在相对有限范围内开展价值创造。数字技术发展

正在让服务过程发生变化,疫情期间,我们可以通过在线开展服务价值创造,生产者和消

费者出现分离趋势,试想一下一旦元宇宙技术能够营造一个用户体验更加逼真的服务生

产环境,生产者和消费者即使不是身处一地,也能够体验到如同原来“面对面”的服务生产

过程。这些未来场景的实现主要依赖于数据算法和数据快速传输实现。此外,产权制度

的变革往往会成为激发市场活力的重要推动力,对此,区块链等技术发展为人们的思想或

创意确权提供了技术手段,必然带动数字资产的快速增长,等等。一旦这种生产方式在社

会价值生产中的比重不断提高,现行税制恐怕难以与之相适应,数据流量、数字资产是否

成为价值创造的新的衡量尺度,甚至成为新的税源类型,是我们需要在现实实践中深刻研

究总结的重大问题,也成为税制结构变化的重要依据。

二、经济增长动力结构变化要求适度提升消费在我国税源结构中的地位

广义来看,与税制结构高度相关的重要理论问题之一是税源结构问题,税源结构还对

税制结构有着重要影响。经济决定税收,从字面意义上说,税源结构是指税收收入的经济

来源结构,主体税源的选择与不同时期的经济增长动力结构有着密切关系。从理论视角

来看,无论是经济增长还是税源结构,其中需要正确处理的重大问题是投资和消费的关

系。加快构建新发展格局,要求着力扩大内需,增强消费对经济发展的基础性作用和投资

对优化供给结构的关键作用。为此,我们要根据经济增长动力结构变化适时调整、优化税

源结构,正确处理投资和消费在税源结构中的关系,以确保税收收入的可持续、稳定性。

(一)税源结构和税制结构之间有着互相影响的作用

税源结构和税制结构之间具有紧密相关关系,两者之间有着互相影响的作用。无论

税收制度如何变化,税收总是参与社会产品价值分配的一种手段,不同时期的税制所面临

的重要问题是选择特定税源以筹集符合经济社会需要且较为稳定的收入规模。在发展市

场经济的初期,市场分工水平、专业化生产水平较低,经济增长主要由物质要素等有形资

本要素拉动,产业结构处于相对较低的水平,无论是劳动报酬,还是社会产品生产的增加

62

值或利润均停留在相对较低的平均水平,所得税收入增长受到不同程度限制,财产积累也

无法担当足额、稳定的税源,这决定了这个时期税制结构难以将直接税作为主体税种,也

决定了我们不得不更多从投资过程(主要是初次分配环节、中间产品生产)取得税收收入。

显然,这种税制结构可能会影响经济效率的提升,但这种选择是受制于经济发展阶段的最

优选择。

随着经济发展阶段不断升级,经济增长的动力结构及税源结构必然会发生变化,市场

分工水平不断深化细化,专业化生产水平不断提升,产业结构走向高度化,服务业占比持

续提高,社会产品生产的增加值或利润率不断上升,显然无论是消费规模的扩大还是消费

升级趋势都在加速,消费在经济增长中的功能作用更加强化。正如王小广强调应着力疏

通需求端的“堵点”,深化相关重点领域改革,形成需求集合力[3]。这种情况下,我们必须

优化税制结构,要求税收更多参与到再分配环节,适度减少对初次分配环节的干预作用,

在提升经济效率的同时,强化对再分配环节的调控作用。综上所述,不同时期的经济增长

动力结构影响税源结构,从而对税制结构带来显著影响。

(二)过去相当长时期内中间产品(投资)在税源结构中占据主要地位

改革开放后,我国开启了社会主义市场经济体制改革的序幕,我们总是可以根据自身

禀赋优势,制定适应于不同时期的经济增长战略。过去相当长时期内,中间产品(投资)成

为我国实现经济高速增长的重要动力源泉,特别是连续多年重大基础设施投资的快速增

长,成为财政政策有效调节经济波动的核心手段。许宪春、王宝滨、徐雄飞指出,改革开放

以来,随着我国工业化和城镇化进程的加快,以及中国逐步成为全球制造业中心,固定资

本形成总额总体上呈现增长速度较快、在 GDP 中的比重上升、GDP 增长贡献较大的特

征[4]。与之相应的是,投资也成为拉动税收收入快速增长的重要税源之一。过去相当长

时期内,我国税制结构的主要特点是以增值税等流转税为主体,已经是理论界共识。理想

意义上的增值税应该属于消费课税,中间产品生产者是纳税人但并非实际承担税负的主

体,产业链上不同环节的增值税负可以通过价外税机制转移至最终消费环节。然而,由于

现实中存在的各种因素的制约,税负往往不一定会完全转移至最终消费环节,导致中间产

品生产者实际承担税负,其中一定比例体现在投资领域。从理论角度来看,针对中间产品

(投资)的课税能够在当时经济发展阶段下为充分筹集收入发挥强有力的支持保障作用,

但也会给市场分工和专业化生产带来经济效率损失。

总体来看,这种税源结构并没有显著影响到我国高速增长成就的取得,主要原因有以

下三点:第一,与我国改革开放后经济发展的基础建设期有着紧密关系。在向社会主义市

场经济转型初期,由于居民收入总体处于较低水平,我们无法通过消费课税获取足额税收

收入,中间产品(投资)成为必然选择。这个时期,我国经济社会领域的短缺特征非常明

显,大规模基础设施建设成为破除供需瓶颈、提升社会总产出能力的关键手段,也成为拉

动经济增长的重要手段。某种意义上说,对中间产品(投资)的大规模需求一定程度上对

冲了中间产品(投资)课税对经济效率的抑制效应。第二,与当时的社会主义市场经济体

制构建进程有着内在逻辑关系。这个时期,社会主义市场经济体制仍然处于从建立到完

善的阶段,市场分工的广度和深度仍然有限,产业链较短、分工环节单一,对中间产品(投

资)课税对市场分工效率的影响不太显著。第三,与当时我国在全球分工格局中的地位紧

密相关。改革开放后,我国工业化体系逐渐健全、成熟,很长时期内充当生产地、“世界工

厂”的功能地位,但按照全球关于增值税制的国际税收多边共识规则,由消费目的地课税,

63

在产品或服务出口时生产地通过出口退税以不含税价进入国际市场①。简言之,这个时

期,我国在全球分工格局中主要充当生产地的功能地位,决定了我国难以将最终消费作为

主要税源。

(三)我国在全球分工的地位变化要求适度提升消费在税源结构中的地位

随着我国大力实施创新驱动战略,整体产业结构不断升级,国内产品的附加值水平和

创新含量持续提升,我国在全球分工格局中的地位悄然上升,居民收入水平快速增长、消

费升级趋势日益明显,我国不仅仅是“世界工厂”,而且逐渐成为全球重要的消费地、“世界

商场”,消费在经济增长动力结构变化中发挥着更加重要的功能作用。与之相适应,税源

结构也发生变化,最终消费在税源结构中的地位和作用必须有所提升。第一,增值税等流

转税领域,不断降低中间产品(投资)环节比重、适度提高消费课税比重,也许是更加适应

于构建新发展格局的税制改革方向。与中间产品(投资)环节课税有所不同,最终消费环

节的课税将大大降低增值税对资源配置的扭曲作用,从而更加强化税制中性效应。第二,

随着我国人口老龄化程度不断提高,最终消费课税将更加有利于保持税收收入稳定增长。

早已进入老龄化社会的部分国家(比如日本)的税制改革已经证实了这一点。刘佐曾指

出:在出生率不断下降、社会老龄化日趋严重的日本,消费税将发挥更加重要的作用[5]。

第三,通过消费课税更好引导各级地方政府发挥积极性。消费增长背后代表着居民收入

增长及市场活力增强的状况,通过消费课税会更好地激励各级政府改善营商环境、激发市

场活力,不仅要引得来企业,还能够充分保障市场主体发展壮大,圆满实现高质量发展目

标。第四,消费课税往往能够表征人口聚集程度,让区域税收分配更加公平。随着工业化

进程的加快,区域发展格局和城镇化水平发生了巨大变化,优化国土空间发展格局要求更

好地协调不同主体功能区的空间资源配置结构,更好地协调人口流入地和人口流出地的

区域税收分配关系,而消费课税将为此提供一个较为理想的依据,更加符合区域公平原

则,只要有人口聚集,就必然会有消费增长,相应带来消费课税增长。此外,随着数字经济

快速发展,平台所在地和消费地之间的区域税收分配问题日益突出,数字经济的资源配置

模式一定程度上依赖于平台用户及其相关网络效应,适度增加消费地的税收分配份额也

是解决数字经济区域税收分配不平衡的一个可行途径。

三、税制功能结构更加优化,在稳定宏观税负的同时更加强化调控功能

税制的功能结构是与税制结构高度相关的重要理论问题,也是推动有效市场和有为

政府更好结合的核心抓手之一。正如马珺指出,我国经济由高速增长阶段转向高质量发

展阶段,对市场制度建设也提出了更新、更高的要求[6]。工业社会以来,分工和专业化生

产的环节日益增加,对税制的功能发挥不断提出更高要求。任何时代不同国家在建构税

收制度时,充分筹集税收收入始终是税制的首要基本功能,只有在确保发挥基本功能前提

下,才能为税制更好发挥调控功能提供足够空间。

(一)充分筹集税收收入仍是税制的首要基本功能

过去三年,我国经济发展受到新冠疫情的巨大冲击,“十四五”期间乃至更长时期,我

国面对的经济发展任务及相关财政支出需求是非常艰巨而繁重的,国内外形势出现新变

化、新特征,要求税制更好发挥在国家治理中的基础性、支柱性、保障性作用,确保宏观税

64

① 出口退税制度是世界贸易规则框架下各国的通行做法,我国的出口退税制度从1985年开始建立。1985年3

月,《国务院批转财政部关于对进出口产品征、退产品税或增值税报告的通知》(国发〔1985〕43号)决定自1985年4月1

日起施行出口退税制度。此后,随着我国增值税、消费税等流转税制的不断完善,出口退税制度相应得到不断改进。

负基本稳定,成为税制功能结构更加优化的基础和前提条件。要做到这一点,要求我们顺

应经济社会运行格局的趋势方向,不断推动税制创新。

从人类社会税制演变的历史经验来看,不同时代税收收入的稳定增长总是与社会价

值创造方式紧密相关。在传统农业社会,农耕生产是社会价值创造的主要来源,决定了这

个时期的税收收入总是与土地、劳动要素及农产品有着极大关联;工业社会以来,与工业

生产有关的要素和产品流转课税以及市场主体的所得、财产课税,成为税收制度的主要内

容,也显著改变了传统农业社会的税制格局。时至今日,人类劳动仍在创造着更多社会价

值,数字经济发展对工业社会税制带来了全面冲击和影响,数字产业化和产业数字化的发

展趋势十分明显,整个人类社会站在工业社会向数字社会转型迭代的重大节点。社会价

值创造又一次发生巨大变化:一是数据正在成为生产要素的新类型,数据算法正在成为凝

结人类劳动价值的新领域、新空间,围绕数据要素的市场分工正在成为新产业、新业态、新

模式不断涌现的源泉,产业链供应链也得益于数据要素而不断延伸、丰富;二是越来越多

的资源配置通过数字平台来完成,资源配置范围从物理实体空间转移到虚拟网络空间。

三是劳动要素进一步分化,思想制造要素在创造着更多社会价值。从人类发展历史来看,

产权制度的重大变革,将助推市场资源配置广度和深度不断拓展。区块链、人工智能等技

术的不断完善成熟,将为思想创造及相关知识产权确权提供得天独厚的技术手段,社会价

值创造将从有形物质财富形态更多转向无形知识财富形态。某种意义上说,人类社会开

始又一次大分工,这次分工主要体现在有形物质财富生产和无形知识财富生产的大分工。

由此,无形知识财富可能也会成为未来税收收入快速增长的重要源泉。

更加深入研究数字经济的资源配置特征和运行规律,建立并完善与之相适应的税收

制度和税制结构,不断推动税制创新,是确保宏观税负稳定的重要基础和前提。与数字经

济发展相关的数据资产、数据流转、数据资源等具有成为潜在税源的可能性。同时,个人

所得税将变得更加重要,数字经济的快速发展能够得以彰显每个人的思想创造价值,为个

人所得税的快速增长奠定基础,数字技术的大规模运用也使得精准衡量每个人的“量能课

税”成为现实可能,每个人可以根据自身的纳税能力精确承担税负,不同群体承担的税负

分布也许完全是差异化的。[7]

(二)更加强化税制在社会公平领域的调控功能

共同富裕是社会主义的本质要求,是中国式现代化的重要特征,全面深刻体现着“以

人民为中心”的发展思想。加快构建新发展格局,着力推动高质量发展,要求我们既要强

调包容性发展,让不同群体各用其才、各尽所能,“做大蛋糕”仍然是当前的经济发展重点,

将为广大人民群众提供更加宽广的生存和发展空间,又要更好发挥在社会公平领域的调

控功能作用,让整个社会保持适度的流动性。从这个角度来看,直接税体系具有重大

意义。

第一,全面精准把握直接税与经济发展的良性互动关系,循序渐进扩大直接税税基范

围,不断强化直接税在调节收入分配方面的功能作用。在共同富裕目标实现过程中,我们

并不是要追求绝对平均化、无差异化,而是要秉持适度收入差距的理念,包容性发展能力

的提升可能会引致一定的收入差距,我们需要通过直接税将其控制在适度范围内。从各

国经验来看,充分发挥直接税在调节收入分配的功能作用,必须以较宽的税基甚至普遍征

收为基础。从我国当前的直接税来看,无论是纳税人数量,还是税基范围,都处于相对不

大的水平。健全直接税体系,需要不断扩大税基范围、逐步增加纳税人数量,根据经济发

展形势的变化提高直接税对税收收入的贡献度,不可一蹴而就,随着广大人民群众的收入

水平和发展能力不断提升,应相机抉择推进直接税改革。

65

第二,更好发挥直接税体系在促进适度社会流动方面的功能作用。从历史经验来看,

保持适度的社会流动性,形成适度有序、公平正义的社会流动格局,不仅能够确保社会和

谐稳定,而且能够有效激发广大人民群众的奋斗活力,运用自身的主观能动性和劳动价值

创造社会财富,有助于实现高质量发展目标。充分、有效激发劳动活力,避免陷入不劳而

获的境地,应成为直接税改革的核心理念之一。为此,应在充分保护合理、适度的财产性

收入前提下,强化直接税的调控作用。比如,在部分大城市,房产出租成为部分群体获取

财产性收入的重要渠道,这充分体现了市场在资源配置中发挥决定性作用。但是,一旦超

过适度范围,就蕴含着潜在的社会风险,少数群体甚至不参与劳动就能够获得大量社会财

富,而劳动群体租房不得不承受巨大的成本负担。长此以往,这种局面显然会对社会流动

有着一定影响,这种情况下就需要充分运用税收手段加以调节,针对这类收入完善税制、

强化征管,可以考虑将劳动积极性作为税制设计的重要因素之一。此外,加大适度社会流

动性还要更加适应经济发展格局的变化,在职业替代和就业机会均等化方面有所作为。

当前,随着数字经济的快速发展,职业替代度不断增加,就业结构受到重大影响,直接税要

更好鼓励、引导市场资源配置,加大对教育领域特别是职业教育的投入,有效提升经济发

展的韧性。

第三,更好利用直接税有效调节数据要素相关收入分配。数字经济的快速发展正在

不断凸显出数据要素的使用价值和交换价值,资源的内涵和外延在不断拓展,人们在经济

社会活动中产生的各种类型数据,在精准对接供给需求、提升资源配置效率等方面发挥着

越来越大的作用。这种情况下,数据要素的权属及相关收益应该如何界定,成为重要的基

础理论问题。本文认为要结合两个方面进行分析:一方面,大数据在社会价值创造中具有

天然的公共性和不可分性,即单一的、孤立的数据是可分的,但是几乎不存在使用价值,只

有将无数个单一数据集合起来,才具有使用价值。从这一点来看,对大数据的汇总、分析、

应用是需要劳动者付出大量劳动的,数据算法中凝结了劳动价值,数据算法开发过程中的

相关权属应该得到确认。另一方面,数据源于人类在认识世界、改造世界中的各项活动,

其客观性决定了数据的客观性,从这个意义上来说,数据本身是人们参与经济社会活动的

客观产物,全体人民也应该拥有大数据的部分权属。综上,大数据的确权应该在数据算法

开发者和全体人民之间有效共享。因此,在部分社会成员利用大数据创造社会价值时,我

们应该通过直接税等制度更好地体现全体人民的数据权益,取之于民、用之于民。

第四,以构建全国统一大市场为核心导向更加有效调控区域税收分配。随着国土空

间发展格局不断优化,产业链供应链更加复杂、环节更多,跨区域经营的市场主体越来越

多,有效调节不同生产地之间、生产地和消费地之间的区域税收分配成为事关全国统一大

市场建设的重要理论话题。比如,如果创新成果发明地和转化地的区域税收分配得不到

有效理顺,一定程度上会影响创新产业链上不同环节的积极性发挥,导致创新成果转化效

率受到影响,等等。因此,科学合理处理区域税收分配关系,按照价值创造与税收分配相

一致的原则,推动税制改革,并结合转移支付等相关制度有效解决区域税收分配方面存在

的问题,对于利用直接税保障产业链供应链韧性和安全水平具有重大现实意义,更加激发

市场主体在扩展分工中的能力和活力。

四、简要结论与启示

时代在变,税制及税制结构由此而变,全面系统深入分析税制结构变化的规律,还要

回到经济发展的本质规律上来。本文对优化税制结构及相关问题做了初步思考。加快构

建新发展格局,着力推动高质量发展,对优化税制结构及相关问题提出了新要求、新任务。

构建高水平社会主义市场经济体制,税制结构必然随之发生变化,适应于经济发展阶段变

66

化以及数字经济等新产业、新业态、新模式的发展趋势,仍要稳妥扎实地不断深化增值税

等流转税改革,适度降低其比重,与之相适应,同步渐进推进个人所得税等直接税改革,提

高其对税收收入的贡献度,适当提高直接税比重。与此同时,随着我国产业结构升级趋势

更加明显,在全球分工格局中的地位不断上升,增强消费对经济发展的基础性作用和投资

对优化供给结构的关键作用,要求我们适度调整、优化税源结构,适度提升消费在税源结

构中的地位和作用。应立足于直接税与经济发展的良性互动关系,更加优化税制功能结

构,在确保宏观税负基本稳定前提下,不断强化直接税在调节收入分配方面的功能作用,

促进适度社会流动,有效调节数据要素相关收入分配,以构建全国统一大市场为核心导向

有效调控区域税收分配。

[参 考 文 献]

[1] 蒋震.经济体制转型、税制改革与税制结构演变[J].公共财政研究,2021(2):4-17.

[2] 高培勇.进入新发展阶段的市场主体[J].财经智库,2021(6):5-15.

[3] 王小广.构建新发展格局的依据与进路[J].贵州省党校学报,2021(1):5-14.

[4] 许宪春,王宝滨,徐雄飞.中国的投资增长及其与财政政策的关系[J].管理世界,2013(6):1-11.

[5] 刘佐.近期日本税制改革的主要设计及评论[J].国际经济评论,2003(5):56-60.

[6] 马珺.推动有效市场和有为政府更好结合:中国的探索与理论创新[J].学术研究,2022(11):109-115.

[7] 席卫群,杨青瑜.数字经济发展对我国税收收入的影响机制研究[J].广西师范大学学报(哲学社会科学版),2023

(5):87-101.

AnalysisandThoughtsonOptimizingtheTaxStructureandRelatedIssues

JIANGZhen1,YANGYi-fan2

(1.FacultyofAppliedEconomics,UniversityofChineseAcademyofSocialSciences,Beijing102488;2.Schoolof

MathematicsandStatistics,BeijingTechnologyandBusinessUniversity,Beijing100048,China)

Abstract:Inbuildingahigh-standardsocialistmarketeconomy,withcontinuousleapsinthestageof

economicdevelopment,therobustgrowthofnewindustries,formats,andmodelssuchasthedigital

economyandartificialintelligence,hasledtochangesinChina’staxstructure.Optimizingthetax

structureand appropriatelyincreasingthe proportion ofdirecttaxes,therefore,have become

inevitablerequirementsfordeepeningChina’staxsystemreform.Chinaneedstoadjustandoptimize

thetaxsourcestructureinatimelymannerbasedonchangesinthedrivingforceofeconomicgrowth,

andproperly handlethe relationship betweeninvestmentand consumptionin thetax source

structure,thusensuringthesustainabilityandstabilityoftaxrevenue.Chinashould,underthe

premiseofstabilizing macrotax burden,furtherstrengthentheregulatoryfunction ofthetax

system,enhancetheregulatoryfunctionofthetaxsysteminthefieldofsocialequity,continuously

promotethefunctionalroleofdirecttaxationinregulatingincomedistribution,promotemoderate

socialmobility,effectivelyregulateincomedistributionissuesrelatedtodataelements,and more

effectivelyregulateregionaltaxdistributionandmaintainaunifiednationalmarket.

Keywords:high-standardsocialist marketeconomy;digitaleconomy;taxstructure;taxsource

structure;taxfunctionalstructure

[责任编辑 刘文俊]

67

第60卷 第3期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) Vol.60 No.3

2024年5月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) May,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.03.007

[收稿日期]2023-05-15

[基金项目]国家社会科学基金重大项目“实现巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接研究”(21ZDA062);国

家社会科学基金一般项目“金融科技增强金融普惠性的理论逻辑与路径优化研究”(21BJL086);国家社会科学基金一般

项目“数字普惠金融背景下我国农村金融消费者保护测度、影响及其提升研究”(21BJY042)

[作者简介]王小华(1986—),男,重庆人,西南大学经济管理学院教授,西南大学普惠金融与农业农村发展研究中

心研究员,研究领域:农村金融与普惠金融、数字金融与金融科技。

农村普惠金融发展的空间关联网络及驱动因素研究

———兼论农村普惠金融高质量发展的推进路径

王小华1,杨玉琪2

(1.西南大学 普惠金融与农业农村发展研究中心,重庆 400715;2.山东大学 经济学院,山东济南 250100)

[摘 要]推动农村普惠金融高质量发展,为“中小微弱”提供有效的金融服务,创造良好环境促使农

村金融高质量服务实体经济,是解决我国经济发展不平衡不充分问题的关键环节,更是实现包容性增长、

促进社会和谐稳定的应有之义。通过构建农村普惠金融评价指标体系,并基于2008—2018年中国30个省

(自治区、直辖市)的数据测算农村普惠金融指数,同时利用社会网络分析(SNA)、空间杜宾模型(SDM)分

析农村普惠金融发展的空间关联网络特征及其驱动因素,研究发现:(1)农村普惠金融空间关联网络的关

联关系数及网络密度均呈现先递增后下降的趋势,并于2011年达到峰值,整体关联网络通达性好,同时又

存在“等级森严”的网络结构,所有网络特征指标均较为稳定。(2)上海、江苏、北京、浙江、山东、广东6个

省份的度数中心度、接近中心度、中间中心度均最高,一直处于空间关联网络的核心区,掌控和支配能力更

强,且对其他省份金融资源具有极强的虹吸作用,导致农村普惠金融的发展仍然处于集聚阶段。(3)经济

发展水平、人口密度、政府干预程度、产业结构、银行业竞争是影响农村普惠金融发展的五个重要变量。从

直接效应看,经济发展、高人口密度、银行业竞争均促进本地农村普惠金融的发展;从间接效应看,某地人

口密集、第一产业占比过高、激烈的银行竞争均会抑制周边地区农村普惠金融的发展,而政府加大对某地

的财政支出也可以对周边地区产生正向的溢出效应。

[关键词]农村金融;普惠金融高质量发展;空间关联网络;社会网络分析

[中图分类号]F832.35 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)03-0068-18

一、引言

在2020年全面建成小康社会和脱贫攻坚目标同步实现的背景下,中国开启了实现第

二个百年目标的新征程,迈进了从小康社会向富裕社会转型的“后小康”时代。但是发展

不平衡不充分问题仍然存在,其中,城乡间金融发展的不平衡、金融服务“三农”的不充分,

严重制约着农村普惠金融高质量发展以及区域协调发展战略的有效实施[1],可以说“区域

发展不平衡和中西部地区发展不充分”既是理解转型中国结构形态的一个重要范式,也是

68

中国未来一个时期的基本结构特征,推动农村普惠金融高质量发展和区域协调发展也因

此成为了中国未来一段时间的战略核心。继党的十九大提出乡村振兴战略之后,党的十

九届五中全会对协调区域发展做出了进一步的部署。2021年8月17日,中央财经委员

会第十次会议明确提出,在高质量发展中促进共同富裕是中国共产党践行以人民为中心

的发展思想,着力解决发展不平衡不充分问题,更好满足人民日益增长的美好生活需要的

重大战略安排。

金融作为提高储蓄投资转换率的利器,可以通过缓解企业外部融资约束[2]、优化资源

配置并尽可能降低风险[3],进而促进经济增长[4]和减轻贫困与降低不平等[5]。但是传统

金融只注重金融体系的整体发展和金融总量的整体扩张,由于门槛效应和金融抑制的存

在,一些“中小微弱”群体和贫困地区的金融需求并不能得到有效满足[6],这些金融低效率

现象既不利于金融发展质量的提升,也不利于共同富裕目标的实现。相较于传统金融的

“嫌贫爱富”,普惠金融旨在让那些被排斥在金融体系之外的弱势群体享受到应有的金融

服务,主要关注金融服务的广度和外延[7],不仅能够解决金融服务供给与需求严重失衡的

问题,还有助于实现社会公平。所以自联合国在2005年提出“普惠金融”这一概念以来,

越来越多的国家对普惠金融实践作出了顶层设计。因为构建普惠金融体系、推动农村普

惠金融高质量发展,不仅能够解决金融服务供给与需求严重失衡的问题,还能提升金融服

务实体经济的能力,解决我国经济发展不平衡不充分[8]和循环不畅等难题,进而缩小地区

差距和促进高质量发展,最终有助于实现社会公平,不断增强人民群众获得感、幸福感、安

全感。

如果说共同富裕体现了对社会公平的追求,农村普惠金融则是实现金融公平的有效

途径,而农村普惠金融高质量发展可以为共同富裕提供强大的内在动力。所以,共同富裕

是社会主义的本质要求,而农村普惠金融高质量发展则与共同富裕在目标上天然契合。

早在2015年,中国银监会(如今的银保监会)就设立普惠金融部,该年年底,国务院印发了

《推进普惠金融发展规划(2016—2020年)》,作为我国首个发展普惠金融的国家级战略规

划,确立了推进普惠金融发展的指导思想、基本原则和发展目标;同时,2018—2021年的

中央“一号文件”均强调要推进农村普惠金融发展。现阶段我国已经完成了普惠金融发展

规划第一个五年的任务,金融业综合实力大幅提升,金融总量也位居世界前列,但是金融

资源的分配状况以及发展质量仍然不容乐观[9]。据中国人民银行发布的《中国区域金融

运行报告(2020)》显示,农村普惠金融服务地区和机构发展不均衡问题依旧较为突出。农

村普惠金融高质量发展已经成为解决“不平衡不充分发展”矛盾的关键突破口以及促进经

济发展方式转型升级和推动经济高质量发展的重要关注点。

本文研究的核心问题有:中国农村普惠金融发展的地区差异现状如何? 各省份农村

地区在普惠金融联动发展中的地位及获益情况是怎样的? 农村普惠金融发展的驱动因素

有哪些? 本文通过回答以上问题,利用社会网络分析、空间杜宾模型探究中国普惠金融发

展的空间关联网络和驱动因素,以期有利于实现包容性增长、促进社会和谐稳定,对解决

我国经济发展不平衡不充分问题具有重要意义。

二、文献综述

普惠金融是指立足机会平等要求和商业可持续原则,以可负担的成本为有金融服务

69

需求的社会各阶层和群体提供适当、有效的金融服务。相对于传统金融,普惠金融具有广

泛的包容性、特定化配比程度与商业可持续性等特点[7]。综观现有文献,关于普惠金融地

区差异的研究主要面临以下两方面挑战:第一,普惠金融的测度问题;第二,普惠金融的时

空异质性问题。首先,在普惠金融发展水平测度方面。自普惠金融概念提出之后,世界银

行、二十国集团、全球普惠金融合作伙伴组织、国际货币基金组织等国际组织便分别发布

了全球普惠金融数据库、《G20普惠金融指标体系》、GPFI普惠金融评价指标体系、IMF

普惠金融指标体系等对各地区普惠金融水平进行衡量。之后便有学者在此基础上对普惠

金融评价体系进行创新和完善,从不同金融服务群体[10]和不同地域层面衡量了普惠金融

水平,如国际层面[11-12]、省域层面[13]、县域层面[14]。其中萨马和佩伊斯(SarmaandPais)

较早地从地理渗透性、金融服务可得性和实用性三个维度测算普惠金融发展水平[11][15];

李建军等从中国语境下的普惠金融定义出发,选取了广泛的包容性、特定化配比程度和商

业可持续性三个维度[7]。可见,大部分评价体系着重从金融密度和金融可得性角度衡

量[7],但由于各学者的研究目的不同,其构建的具体评价指标体系和所得结论往往也有所

不同,科学评价体系的构建任重道远。

其次,在普惠金融的时空异质性方面。众学者主要基于构建的普惠金融指数以分析

普惠金融的空间分布动态[16]、收敛性[14]或探讨地区间普惠金融发展差异及其来源[17]。

研究发现,中国普惠金融发展存在明显的地区差异且呈现出“东高西低,南高北低”的格

局,东部地区相较中西部地区分化现象更明显,且西部地区发展速度相对更快。此外,还

有学者将空间因素引入到普惠金融的地区差异分析中,使用空间计量模型[18]研究了中国

普惠金融的空间分异特征,仅有极少数学者探究了普惠金融的空间关联与空间溢出效

应[19]。例如,顾宁、张甜在阐明农村普惠金融减贫机制的基础上证实了普惠金融发展对

减缓农村贫困表现出显著的空间溢出效应[20]。

基于此,本文可能的边际贡献主要有以下几个方面:第一,基于农村金融服务使用效

率、金融服务可得性和金融服务质量三方面,选取了13个基础指标并使用主客观综合赋

权法赋予各指标权重,得到2008—2018年各省份的农村普惠金融发展指数。第二,基于

修正后的引力模型,构建中国农村普惠金融发展的空间关联网络,使用社会网络分析方法

探究关联网络的基本特征及演化趋势,进一步分析了农村普惠金融发展的空间异质性和

各省份在关联网络中的作用。第三,使用空间杜宾模型从直接效应和间接效应分析产生

农村普惠金融地区差异的驱动因素,对进一步完善关联网络、增加空间溢出、强化金融普

惠性、促进农村普惠金融高质量发展具有重要的意义。

三、农村普惠金融发展水平测度与研究方法选择

(一)农村普惠金融发展水平的测度

1.农村普惠金融指标体系的构建

基于前文对农村普惠金融内涵的理解及对《中国普惠金融指标分析报告(2019年)》

的分析,同时考虑到数据的层次性和可获得性,参考张林和张雯卿、张林等的做法[21-22],

本文选取农村金融服务使用效率、金融服务可获得性、金融服务质量三个一级维度指标及

每十万人拥有银行类金融机构网点数等13个二级指标,构建农村普惠金融评价指标体

系,如表1所示。

70

表1 农村普惠金融评价指标体系

一级指标 二级指标 代码 性质

农村金融服务使用效率

人均存款余额/人均 GDP(%) X1 正向

人均贷款余额/人均 GDP(%) X2 正向

农村人均农林牧渔业贷款余额(万元/人) X3 正向

农村人口人均农业保险保费收入 X4 正向

农村人口人均农业保险赔付支出 X5 正向

金融服务可得性

每十万人拥有银行类金融机构网点数 X6 正向

每十万人拥有银行类金融机构从业人员数 X7 正向

每千平方公里拥有银行类金融机构网点数 X8 正向

每千平方公里拥有银行类金融机构从业人员数 X9 正向

每千人拥有 A 股账户数 X10 正向

金融服务质量

商业银行不良贷款率 X11 负向

贷存比 X12 正向

保险赔付占保费收入之比 X13 负向

2.指标权重的确定

(1)标准化处理

为消除各指标量纲不同的影响,首先采用最大值最小值法对原始数据进行标准化处

理。设Sij 表示i省份第j个指标的标准化数据,取值范围为[1,2];Xij 表示i省份第j

个指标的原始数据(i=1,2,...,m ;j=1,2,...,n ),其中m =30,n=13;max(Xj)表示

样本期内某一年第j个原始指标数据中的最大值;min(Xj)表示某一年第j个原始指标

数据中的最小值,则高质量指标计算公式为:

Sij=

Xij-min(Xj)

max(Xj)-min(Xj)+1(正向指标),

max(Xj)-Xij

max(Xj)-min(Xj)+1(负向指标)。

?

?

?

???

???

(1)

(2)赋权

采用主客观综合赋权法确定各指标的权重:综合权重=0.5×客观赋权+0.5×主观

赋权,其中客观权重采用熵值赋权法确定,主观权重采用层次分析法确定。具体如下:

1)熵值赋权法

首先,确定在第j项指标下第i个省份所占比重,见式(2);其次,按照式(3)计算第j

项指标的熵值;然后,计算信息熵冗余度,见式(4);最后,按照式(5)计算各项指标权重。

Pij =Sij/∑

m

i=1

Sij; (2)

Ej =-k∑

m

i=1

PijlnPij,k=(lnm)-1; (3)

Ij=1-Ej; (4)

uj1 =Ij/∑

n

j=1

Ij。 (5)

71

2)层次分析法

层次分析法是将与决策有关的元素分解成目标、准则和方案等层次,在此基础上进行

定性和定量分析的决策方法,具有系统、灵活和简洁等优点。主要有以下步骤:第一,确定

判断矩阵P。由专家比较评价体系中各基础变量的相对重要性,并赋予相对重要性数值,

由此构建判断矩阵P。第二,求解特征向量W。根据几何平均法计算得出该判断矩阵的

特征向量,该特征向量的各元素就是相应基础指标的权重。第三,一致性检验。该部分主

要判断以上特征向量是否为合理的权重分配,首先计算判断矩阵的最大特征值λmax,如式

(6)所示,其中(PW )i 表示PW 的第i 个元素,且n=13,此处代入已知数据得λmax=

14.25;其次,查找一致性指标RI,可知当n=13时,RI=1.57,计算一致性指标CI[见式

(7)],在此基础上计算一致性比例CR[见式(8)],代入数据可得CR=0.066<0.1,则可认

为以上权重分配是合理的。由此使用层次分析法得出各指标权重uj2,即为特征向量 W

中对应元素。

λmax =∑

n

i=1

(PW)i

nWi

=

1

n∑

n

i=1

(PW)i

Wi

; (6)

CI=

λmax-n

n-1

; (7)

CR=

CI

RI

。 (8)

至此,得到综合权重uj=0.5uj1+0.5uj2。

最后,使用线性加权求和法计算各省份农村普惠金融水平(FI):FIi= ∑

n

j=1

ujSij -1。

(二)中国农村普惠金融发展的空间关联网络

1.关系矩阵的构建

由各省份农村普惠金融发展水平可知各地区农村普惠金融发展水平存在着较大差

异,同时经济引力论也认为一定范围内的区域间存在相互作用的关系[1],这便为城市间的

物质、资本、信息等各种资源流动提供了现实和理论基础,进一步肯定了各地区间农村普

惠金融的关联性发展,使得下文中国农村普惠金融空间关联网络的研究具有重要意义。

20世纪40年代济普夫(Zipf)研究得出原始引力模型[23],之后便被引入社会学、经济学和

城市体系等研究,自此引力模型便广泛应用于距离衰减效应和空间相互作用的分析[24],

本文通过修正后的引力模型[见式(9)]反映中国各省份间农村普惠金融发展的相互关系

和内在联系。其中Rij表示省份i和省份j的农村普惠金融联系强度,Gi、Gj 分别为省份

i和省份j的实际 GDP,Pi、Pj 分别为省份i和省份j 的年末常住人口,FIi、FIj 分别为

省份i和省份j的农村普惠金融指数,gi、gj 分别为省份i 和省份j 的实际人均 GDP,

Dij、Tij分别表示两省份的地理距离和经济距离,Lij表示省份i对Rij的贡献率。由修正

后的引力模型确定省份间农村普惠金融发展的空间关联矩阵,并将各行的均值作为阈值

进行二值化处理,若空间关联矩阵对应元素 Mij大于第i行的均值,则记 Mij=1,说明第i

行省份对第j列省份有农村普惠金融发展的空间溢出;反之,则记 Mij=0,说明第i行省

份对第j列省份没有农村普惠金融发展的空间溢出。

72

Rij=Lij

3GiPiFIi

3GjPjFIj

T2

ij

,Lij=

FIi

FIi+FIj

,Tij=

Dij

gi-gj

。 (9)

2.空间关联网络特征分析指标

(1)整体结构特征

本文使用网络密度和关联性两个指标来衡量空间关联整体网络的结构特征。其中网

络密度衡量某网络中关联关系的多少;关联性衡量某网络的稳健性和脆弱性,关联网络是

由众多的“点”和节点间关联关系构成的“边”组成,节点间的关联方式决定该网络的稳健

性,若节点间通过错综复杂的方式进行连接而不是仅仅通过某一核心点使所有节点聚集

起来,那么该网络就具有较高的稳健性。本文通过关联度、网络等级度、网络效率和最近

上限四个指标衡量农村普惠金融空间关联网络的关联性。首先,关联度是衡量两节点间

路径多少的指标,关联度越高说明该网络关联性越强,网络越稳健。其次,网络等级度是

衡量各节点在多大程度上非对称地可达,和最近上限一样都是衡量网络等级性的指标,二

者越大说明网络越具有等级结构。最后,网络效率是衡量该网络在多大程度上存在多余

的线,网络效率越低,说明存在空间关联关系的多重叠加,网络越稳健。

(2)个体结构特征

中心度刻画单个行动者在网络中所处的核心位置,本文使用度数中心度、中间中心

度、接近中心度三个指标来衡量空间关联网络中各省份的结构特征。其中度数中心度是

一种局部中心度指数,刻画网络个体自身的交易能力[25],包括点出度和点入度两个分指

标,分别指某省份对其他省份的净溢出效应和虹吸集聚作用。接近中心度衡量网络中某

个体在多大程度上不受其他个体的控制,若某个体在关联网络中与其他个体接近,则越不

受其他个体的控制,则称该个体具有较高的接近中心度。中间中心度衡量某个体在多大

程度上处于其他两个个体的中间,是一种“控制能力”指数。

3.核心边缘分析

核心—边缘结构可以根据网络中节点之间联系的密切程度,划分中国农村普惠金融

发展空间关联网络的核心区域和边缘区域,同时测量核心区内、边缘区内以及核心和边缘

区间的经济强度,以此判断哪些省份处于关联网络的核心区域,以及各区块间的关联

强度。

(三)农村普惠金融的驱动因素

为了从空间角度考虑农村普惠金融发展的驱动因素,并从直接效应和间接效应分解

省份间的影响程度,本文将使用空间杜宾模型(SDM)分析农村普惠金融发展的驱动

因素。

1.空间自相关分析

在确 定 使 用 空 间 计 量 方 法 之 前,首 先 需 要 分 析 数 据 的 空 间 自 相 关 性,本 文 选 用

Moran’sI 考察农村普惠金融发展的空间依赖性。设n 为省份数量,wij为空间权重(此

处使用空间邻接权重矩阵,当省份相邻时,wij=1;当省份不相邻时,wij=0),xi、xj 分别

为省份i和省份j的农村普惠金融水平,x?为均值,S2 为方差,计算公式如下:

I=

∑

n

i=1 ∑

n

j=1

wij(xi -x?)(xj -x?)

S2∑

n

i=1 ∑

n

j=1

wij

。 (10)

73

2.空间面板杜宾模型

各省份间农村普惠金融发展具有较强的空间依赖性,若忽略此空间关联性直接进行

普通面板回归,可能会导致较大的估计误差。在进行一系列 LM 检验、Hausman检验、

LR检验、Wald检验之后,本文 选 用 随 机 效 应 下 的 空 间 杜 宾 模 型 进 行 回 归 分 析,公 式

如下:

Yit=ait+ρWijYit+βXit+δWijXit+εit。 (11)

其中,i和j均表示省份,t表示年份,W 为空间权重矩阵(同 Moran’sI 中的权重矩阵),ρ

表示因变量空间滞后项WY 的系数,X 为所有解释变量,β 为自变量对因变量的影响,δ

表示自变量空间滞后项WX 的系数,ε为具有正态分布的随机误差项。

3.变量选择

结合以往文献,本文选择7个农村普惠金融发展的驱动变量,具体选取情况及选择理

由如下(具体数据选取及描述性分析见表2):第一,经济发展水平(GDP)。地区经济发展

水平不同,人们对金融产品的需求也有所不同,使用人均 GDP的对数来衡量各省份的经

济发展水平[26]。第二,人口密度(PD)。人口密度越高的地区,对金融服务需求越大,农

村普惠金融发展速度更快,使用各省份常住人口占该省份面积的比例衡量各省份的人口

密度[26]。第三,政府干预(GOV)。政府的金融调控可以促进金融机构展开良性竞争,协

调商业性金融、政策性金融和普惠性金融加大支农覆盖面,从而提高金融的普惠性[27]。

本文采用政府财政支出占 GDP比重作为代理变量[28]。第四,产业结构(IS)。地区产业

结构是农村普惠金融发展的重要基础,不同产业发展对农村普惠金融需求存在差异,用第

一产业生产总值与当地生产总值之比作为产业结构的代理变量[28]。第五,城乡收入差距

(GAP)。城乡居民收入差距可能会影响金融机构在城市和农村之间的偏向,从而影响农

村普惠金融的发展水平,使用城乡收入比来表示城乡收入差距,即城镇居民家庭人均消费

性支出与农村居民家庭人均消费性支出的比值。第六,投资环境(FAI)。固定资产投资

情况反映了各地的金融投资环境,金融基础设施的完善程度对基础性金融服务的便利性

和渗透度有重要影响[28-29],使用固定资产投资总额与当地生产总值之比作为投资环境的

代理变量。第七,银行竞争(HHI)。本文借鉴其他学者的做法[30],使用赫芬达尔指数衡

量银行业的竞争程度,HHI越大,说明银行集中度越高,银行业竞争性越小;反之,银行业

竞争性越大。参考孟娜娜等的做法[31]及考虑数据的可获得性,本文将银行业机构分为五

大国有控股商业银行、邮储银行、12家全国性股份制商业银行、城市商业银行和农村金融

机构五大类①。设n 为银行业机构的类型(本文中n=5),banki 表示各省份某一类银行

的营业网点就业人数,bank_total表示各省份全部银行的营业网点就业人数,则具体计算

公式如下:

HHI=∑

n

i=1

banki bank-total

2

。 (12)

74

① 五大国有控股商业银行为中国工商银行、中国农业银行、中国银行、中国建设银行、交通银行;12家全国性股份

制商业银行包括中信银行股份有限公司、中国光大银行股份有限公司、华夏银行股份有限公司、广发银行股份有限公

司、平安银行股份有限公司、招商银行股份有限公司、上海浦东发展银行股份有限公司、兴业银行股份有限公司、中国民

生银行股份有限公司、恒丰银行股份有限公司、浙商银行股份有限公司、渤海银行股份有限公司;农村金融机构包括村

镇银行、贷款公司、资金互助社三类新型农村金融机构以及农村商业银行、农村合作银行、农村信用社三个小型农村金

融机构。

表2 各变量选取情况及描述性分析

变量 变量代码 代理变量 均值 标准误 最小值 最大值

被解释变量 农村普惠金融水平 FI 农村普惠金融指数 0.292 0.139 0.114 0.831

解释变量

经济发展水平 GDP 人均 GDP的对数 2.767 1.416 0.975 7.540

人口密度 PD

年末常住人口占该省份

面积的比例

4.575 6.776 0.077 38.262

政府干预 GOV

政府财政一般预算支出

占 GDP比重

0.252 0.112 2.804 61.856

产业结构 IS

第一产业生产总值占该

省份生产总值之比

0.104 0.055 0.003 0.287

城乡收入差距 GAP

城乡居民家庭人均消费

性支出的比值

2.436 0.445 1.688 3.865

投资环境 FAI

固定资产投资总额与该

省份生产总值之比

0.764 0.252 0.146 1.588

银行业竞争 HHI 赫芬达尔指数 0.347 0.049 0.264 0.565

四、中国农村普惠金融发展的空间关联网络

(一)农村普惠金融发展水平可视化分析

表3为研究样本期始末年份及“十二五”计划初始年份即2008年、2011年和2018年

的农村普惠金融发展水平。

表3 2008年、2011年、2018年农村普惠金融发展水平

序号 省份 2008 2011 2018 序号 省份 2008 2011 2018

1 北京 0.8196 0.8184 0.6246 16 河南 0.1857 0.1838 0.2728

2 天津 0.3705 0.4205 0.3792 17 湖北 0.2198 0.1879 0.2374

3 河北 0.2399 0.2303 0.2554 18 湖南 0.2316 0.1978 0.2360

4 山西 0.2805 0.3212 0.2749 19 广东 0.2735 0.2611 0.2867

5 内蒙古 0.3646 0.4361 0.4681 20 广西 0.1257 0.1594 0.2164

6 辽宁 0.3097 0.3679 0.3264 21 海南 0.2462 0.2764 0.3416

7 吉林 0.2760 0.2966 0.2888 22 重庆 0.2452 0.2606 0.2858

8 黑龙江 0.3435 0.3147 0.3403 23 四川 0.2135 0.2672 0.2553

9 上海 0.7084 0.7655 0.5982 24 贵州 0.1144 0.1555 0.1606

10 江苏 0.2452 0.2943 0.3245 25 云南 0.1435 0.1717 0.1612

11 浙江 0.3417 0.4126 0.3460 26 陕西 0.2593 0.2674 0.2790

12 安徽 0.1775 0.2062 0.2202 27 甘肃 0.2111 0.2710 0.2609

13 福建 0.2264 0.2589 0.2709 28 青海 0.1844 0.2301 0.2498

14 江西 0.1769 0.1845 0.2452 29 宁夏 0.2837 0.3062 0.3568

15 山东 0.1998 0.2142 0.2215 30 新疆 0.3771 0.3682 0.2942

注:由于数据可得性原因,西藏和香港、澳门、台湾地区未纳入考察范围。

75

由表3可见,各省份农村普惠金融发展水平差异较大,其中北京、上海农村普惠金融

发展水平遥遥领先于其他地区,北京农村普惠金融指数最高(为0.6246),上海紧随其后

(为0.5982),内蒙古农村普惠金融水平位居第三(为0.4681);天津(0.3792)、宁夏(0.3568)、

浙江(0.3460)、海南(0.3416)、黑龙江(0.3403)、辽宁(0.3264)、江苏(0.3245)等七个省

份的农村普惠金融指数均大于0.3小于0.4,在全国处于中上游水平;其他省份的农村普

惠金融指数均小于0.3,云南和贵州农村普惠金融指数最低(小于0.2)。

(二)农村普惠金融发展空间关联网络的构建

按照修正后的引力模型识别各省份间的空间溢出关系,发现在研究样本期内,网络关

联数呈现先上升后下降的趋势(见表4),整体网络关联数在205~231个之间,峰值为

2011年和2012年的231个,之后年份便呈现下降趋势(2015年除外),2018年网络关联

数为204个,达到最小。可能原因是:自2005年联合国提出普惠金融以来,中国各地区普

惠金融水平迅猛提高,各地普惠金融联系也越来越复杂化,2013年之前年份的网络关联

数整体上升且保持较高水平;自2013年十八届三中全会提出“发展普惠金融,鼓励金融创

新,丰富金融市场层次和产品”以来,各地农村普惠金融发展在注重发展速度的同时更加

注重发展质量,将农村普惠金融高质量发展作为首要目标,更加注意省(市、自治区)内地

区的协调运作,从而减少了省份间农村普惠金融发展的关联数量。

表4 农村普惠金融空间关联网络的整体结构特征

年份 网络关联数 网络密度

关联性分析

关联度 网络等级度 网络效率 最近上限

2008 214 0.2115 1 0.4320 0.7143 0.9433

2009 224 0.2230 1 0.4361 0.6921 0.9507

2010 229 0.2290 1 0.4361 0.6847 0.9507

2011 231 0.2310 1 0.4337 0.6823 0.9507

2012 231 0.2310 1 0.4337 0.6823 0.9507

2013 230 0.2299 1 0.4361 0.6847 0.9507

2014 226 0.2253 1 0.4361 0.6921 0.9507

2015 229 0.2218 1 0.4361 0.6970 0.9507

2016 221 0.2195 1 0.4410 0.6946 0.9507

2017 215 0.2126 1 0.4410 0.7069 0.9507

2018 205 0.2011 1 0.4742 0.7315 0.9310

利用 Gephi对样本期所有年份的关联网络进行可视化,发现由于空间关联网络比较

稳定,各年份网络图也较为相似,故在此仅选取研究样本期最后一年即2018年加以展示,

如图1所示。结合统计数据可以发现,上海、江苏、北京的关联关系最多,大于25个;其次

为浙江、广东、山东,关联关系数大于20个;江西、福建的关联关系数大于10个,其余省份

关联关系数均小于10个。可见东部省份的关联关系数相较来说最多,说明这些省份农村

普惠金融发展质量最高且在空间关联网络中处于中心地位,具有较强的支配和掌控作用;

内蒙古、新疆、海南、广西的关联关系数最小,说明在农村普惠金融空间关联网络中处于边

缘位置,“权力”和“地位”较低。

76

图1 2018年省际农村普惠金融发展的空间关联网络

(三)网络特征分析

1.整体结构特征

同样由于上述国家政策等原因,农村普惠金融空间关联网络的网络密度与网络关联

数的演变趋势相同(见表4),在研究样本期内,网络密度从2008年的0.2115上升到2011

年和2012年的0.2310,然后整体逐年下降到2018年的0.2011。在研究样本期间,农村

普惠金融空间关联网络的关联度一直为1,说明整体网络的连通性较好,没有孤立发展的

地区。整体网络等级度稳定在0.432~0.475之间,最近上限较为稳定,大部分年份在0.95

左右,说明农村普惠金融空间关联网络的等级性较强,具有“等级森严”的空间网络结构。

各年份网络效率平均值为0.697,该网络存在较多冗余的线,整体网络较为稳定。

2.个体结构特征

(1)度数中心度

如果某点具有较高的度数,则称该点居于中心,很可能拥有最大的权力[25]。样本期

内平均度数中心度排名前六的省份依次为上海、江苏、北京、浙江、山东、广东,且遥遥领先

于其他省份,说明这六个省份的农村普惠金融发展质量较高,且在空间关联网络中的支配

与掌控能力更强;辽宁、广西、海南的度数中心度在全国排名靠后,在空间关联网络中处于

相对边缘位置,农村普惠金融发展质量不高,全国农村普惠金融发展具有非常明显的非均

衡性。点出度和点入度是度数中心度的两个分指标,分别指某省份对其他省份的净溢出

效应和虹吸集聚作用。表5为2008—2018年各省份出度和入度情况。

由表5可见东部沿海省份的入度明显大于出度,西部和东北省份的出度明显大于入

度,说明农村普惠金融的发展现在还处于集聚阶段,东部省份对其他地区金融发展资源具

有较强的虹吸作用,同时由于西部省份基础设施落后、自然环境较差、信息化水平相对较

低、城乡差距相对更大等原因,对农村普惠金融发展必需资源的引力不足,由此形成强者

愈强、弱者愈弱的马太效应。此外各省份的入度与出度均大于0,说明在全国农村普惠金

融关联网络中,每个省份均参与生产资源的输出与输入。

77

表5 2008—2018年各省份平均中心度情况

省份

度数中心度 接近中心度 中间中心度

出度 入度 中心度 排序 中心度 排序 中心度 排序

北京 6.273 22.545 80.564 3 83.743 3 13.936 2

天津 4.273 11.727 43.574 7 62.879 7 2.511 7

河北 5.364 3.545 20.376 27 55.673 26 0.184 22

山西 6.091 2.364 22.884 20 56.469 21 0.290 16

内蒙古 5.364 2.364 22.884 21 56.522 20 0.192 20

辽宁 5.727 1.818 19.749 28 55.486 27 0.092 30

吉林 7.000 1.182 23.825 17 56.764 17 0.294 14

黑龙江 6.909 0.818 23.825 17 56.764 17 0.294 14

上海 7.000 24.727 93.103 1 93.548 1 16.004 1

江苏 5.182 24.818 84.953 2 86.952 2 13.166 3

浙江 4.909 20.455 72.727 4 78.587 4 8.967 4

安徽 3.364 5.545 20.690 24 55.386 28 0.174 24

福建 7.273 3.364 31.348 9 58.543 10 0.669 8

江西 6.182 4.636 21.003 23 55.868 23 0.166 25

山东 6.909 14.545 60.502 5 71.696 5 4.436 6

河南 6.091 5.273 21.944 22 56.174 22 0.191 21

湖北 5.091 4.727 20.690 26 55.773 24 0.162 27

湖南 5.909 2.364 20.690 24 55.769 25 0.166 25

广东 10.182 15.091 57.053 6 69.821 6 4.898 5

广西 5.364 1.273 18.182 29 55.004 29 0.116 28

海南 5.091 1.364 17.241 30 54.717 30 0.095 29

重庆 7.455 2.909 26.959 13 57.793 14 0.175 23

四川 7.636 2.091 26.959 13 57.806 13 0.327 11

贵州 7.455 2.545 27.586 11 58.013 11 0.326 12

云南 7.364 3.818 26.332 16 57.590 16 0.309 13

陕西 6.909 0.909 26.646 15 57.690 15 0.240 19

甘肃 8.182 2.182 36.364 8 61.127 8 0.583 9

青海 7.545 2.000 27.273 12 57.897 12 0.263 17

宁夏 8.182 0.545 30.094 10 58.865 9 0.444 10

新疆 6.364 1.091 23.511 19 56.664 19 0.259 18

注:由于数据可得性原因,西藏和香港、澳门、台湾地区未纳入考察范围。

(2)接近中心度

和度数中心度相同,接近中心度排名前六的省份依次是上海、江苏、北京、浙江、山东、

广东,说明这些省市处于网络中相对中心位置,对其他省份具有较强的辐射带动作用。同

时海南、广西、安徽的接近中心度在全国排名靠后,在关联网络中处于相对边缘的位置。

(3)中间中心度

中间中心度排名前三的省市依次为上海、北京、江苏,且较大幅度领先于其他省份,浙

江、广东、山东、天津的中间中心度大于2且小于10,其他省份的度数中心度均小于1。这

说明上海、江苏、北京在农村普惠金融关联网络中处于核心地位,对整体网络的控制能力

较强,在其他省份间传输农村普惠金融发展必需要素的过程中起到重要的“桥梁”和“联接”

78

作用。辽宁、海南、广西的中间中心度最低,说明在关联网络中处于相对边缘弱势的地位。

(四)核心—边缘分析

首先,划分农村普惠金融空间关联网络的核心区域和边缘区域,2008、2011、2018年

的划分结果如表6所示。从核心边缘形态演变趋势来看,农村普惠金融发展关联网络核

心区呈集聚形态分布,北京、天津、河北、山西、上海、江苏、浙江、安徽、江西、山东、广东在

2008、2011、2018年一直处于核心区,说明在农村普惠金融关联网络中这几个省份一直都

处于较为核心的地位,具有重要作用。除此之外,吉林、内 蒙 古、福 建 分 别 只 在 2008、

2011、2018年处于核心区,说明福建在关联网络中地位有所上升,吉林、内蒙古退出核心

区,集聚功能有所弱化。其次,从核心省份数量来看,2008、2011年核心区省份是13个,

2018年核心区省份是12个,数量并没有发生大的变化,核心—边缘结构较为稳定。最

后,测量核心区内、边缘区内以及核心和边缘区间的经济强度,各区域间的空间关联网络

密度如表7所示。密度矩阵显示,核心区内部、边缘区内部以及边缘区对核心区的网络密

度先增大后减小,这可能与2008—2011年网络关联数明显增加、2012—2018年网络关联

数整体明显减少有关;同时核心区对边缘区的网络密度先减小后增大,说明现阶段边缘区

获益相较之前有所增加。除此之外,核心区内部以及边缘区对核心区的密度明显更大,说

明这两部分的关联关系最为紧密,表明了核心区对农村普惠金融发展资源具有较大的虹

吸作用。

表6 农村普惠金融发展关联网络核心区与边缘区省份分布

年份 区域 省份

2008

核心区 北京、天津、河北、山西、吉林、上海、江苏、浙江、安徽、江西、山东、河南、广东

边缘区

内蒙古、辽宁、黑龙江、福建、湖北、湖南、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘

肃、青海、宁夏、新疆

2011

核心区 北京、天津、河北、山西、内蒙古、上海、江苏、浙江、安徽、江西、山东、河南、广东

边缘区

辽宁、吉林、黑龙江、福建、湖北、湖南、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘

肃、青海、宁夏、新疆

2018

核心区 北京、天津、河北、山西、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、广东

边缘区

内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、河南、湖北、湖南、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、陕

西、甘肃、青海、宁夏、新疆

注:因数据可得性原因,西藏和香港、澳门、台湾地区未纳入考察范围。

表7 农村普惠金融空间关联网络核心—边缘密度矩阵

网络密度

2008年 2011年 2018年

核心区 边缘区 核心区 边缘区 核心区 边缘区

核心区 0.410 0.059 0.429 0.054 0.386 0.069

边缘区 0.439 0.037 0.462 0.074 0.449 0.039

五、农村普惠金融发展地区差异的驱动因素

(一)空间相关性检验与模型选择

Moran’sI 反映的是空间邻接或空间临近的省域属性值的相似程度,取值范围一般

为[-1,1],大于0表示正相关,且越接近于1,表示省域间的关系越密切;小于0表示负

79

相关,且越接近于-1,表示省域间差距越大或分布越不集中。在使用空间计量方法前,首

先使用 Moran’sI 测度农村普惠金融发展的空间依存性,结果如表8所示。由表8可以

发现农村普惠金融及主要解释变量的 Moran’sI 均为正(HHI的个别年份除外),且在绝

大多数年份通过了10%的显著性水平检验。这说明地理位置上的相近也拉近了相邻省

份间农村普惠金融、经济发展、政府干预、产业结构等其他经济特征的发展水平,经济特征

值高(低)的省份其周边省份的经济特征值也较高(低),即各经济发展指标都呈现出高—

高(低—低)集聚的空间关联特征。这与上文农村普惠金融发展的核心区与边缘区分别呈

块状集聚的布局相同,可能由于地理位置或其他自然条件的相似,导致了人口密度、经济

发展政策、基础设施建设等初始经济发展指标的相似,进一步引致经济发展水平、城乡收

入差距、银行业竞争和农村普惠金融等发展程度的相近。

表8 2008—2018年农村普惠金融水平的全局 Moran’sI 指数

年份 FI GDP PD GOV IS GAP FAI HHI

2008

0.053***

(0.032)

0.118***

(0.034)

0.035***

(0.023)

0.155***

(0.035)

0.084***

(0.035)

0.144***

(0.035)

0.011

(0.035)

0.035**

(0.035)

2009

0.068***

(0.031)

0.121***

(0.034)

0.034***

(0.023)

0.155***

(0.035)

0.079***

(0.035)

0.120***

(0.036)

0.038**

(0.036)

0.019

(0.033)

2010

0.074***

(0.032)

0.121***

(0.034)

0.033***

(0.023)

0.140***

(0.032)

0.074***

(0.035)

0.158***

(0.036)

0.053**

(0.036)

0.004

(0.033)

2011

0.068***

(0.032)

0.123***

(0.034)

0.033***

(0.023)

0.123***

(0.032)

0.080***

(0.035)

0.178***

(0.036)

0.061***

(0.035)

0.019

(0.032)

2012

0.051***

(0.032)

0.125***

(0.035)

0.033***

(0.023)

0.119***

(0.031)

0.081***

(0.035)

0.152***

(0.036)

0.076***

(0.035)

-0.020

(0.034)

2013

0.043**

(0.033)

0.121***

(0.034)

0.033***

(0.023)

0.122***

(0.032)

0.076***

(0.036)

0.022

(0.036)

0.089***

(0.035)

0.023

(0.035)

2014

0.029*

(0.033)

0.118***

(0.034)

0.033***

(0.023)

0.120***

(0.031)

0.077***

(0.035)

0.023

(0.036)

0.097***

(0.035)

-0.004

(0.035)

2015

0.059***

(0.034)

0.115***

(0.034)

0.035***

(0.024)

0.132***

(0.032)

0.082***

(0.035)

0.046*

(0.036)

0.098***

(0.036)

-0.031

(0.036)

2016

0.059***

(0.034)

0.115***

(0.034)

0.035***

(0.024)

0.140***

(0.034)

0.081***

(0.035)

0.034*

(0.036)

0.099***

(0.036)

-0.084

(0.036)

2017

0.043**

(0.034)

0.112***

(0.034)

0.035***

(0.024)

0.150***

(0.034)

0.074***

(0.035)

0.006

(0.036)

0.052**

(0.036)

-0.053

(0.036)

2018

0.060***

(0.034)

0.108***

(0.034)

0.036***

(0.024)

0.155***

(0.035)

0.080***

(0.035)

0.034*

(0.036)

0.000

(0.036)

-0.003

(0.036)

注:* 、** 、*** 分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著;括号内数据为标准误。

Moran’sI 指数结果显示,各变量均存在较强的空间依赖性,说明需要使用空间计量

方法探讨农村普惠金融发展的驱动因素。在空间计量估计之前,首先开展如表9所示检

验进行模型选择。其中传统 LM 检验和稳健 LM 检验显示,该空间模型均通过了1%的

显著性水平检验,即表明空间误差模型和空间滞后模型同时成立。其次,Hausman检验

显示可以接受随机效应的原假设。最后,使用 LR 检验和 Wald检验确定空间杜宾模型、

空间误差模型和空间滞后模型的关系,LR和 Wald检验结果表明拒绝空间杜宾模型可以

80

简化为空间误差模型和空间滞后模型的原假设,说明本文可以使用随机效应下的空间杜

宾模型进行空间计量回归。

表9 面板数据模型检验

检验项目 LMspatiallag

RobustLMspatial

lag

LMspatialerror

RobustLMspatial

error

Hausmantest

检验值 97.712*** 9.593*** 131.682*** 43.562*** 1.42

检验项目

Waldtestspatial

lag

Waldtestspatial

error

LRtestspatiallag LRtestspatialerror

检验值 20.81*** 14.19** 18.16** 17.61**

注:* 、** 、*** 分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著。

(二)回归结果分析

表10中列(1)为空间杜宾模型回归结果,列(2)为空间滞后项的回归结果,考虑到当

空间面板存在滞后项时,可以使用微积分方法将总效应分解为直接效应和间接效应,从而

避免利用点估计方法检验空间溢出效应所导致的偏误[32],故表10也将分解结果加以展

示,其中间接效应为其他地区自变量对本地区因变量的影响,直接效应包括两个路径:本

地区自变量对因变量的影响;本地区自变量影响其他地区因变量,其他地区因变量进而影

响本地区因变量。经济发展水平、人口密度、政府干预程度、产业结构、银行业竞争是影响

农村普惠金融发展的五个重要变量:(1)经济发展对农村金融的发展存在显著的正向直接

效应和总效应。可能一方面因为经济发达地区人民资金充足,创造了大量的信贷、理财等

金融服务需求;另一方面,经济发展水平高的地区初始禀赋和经济活跃度相对来说更高,

一系列经济创新活动及良好的金融基础设施为互联网科技的引入提供了便利,进一步提

高了数字支付及互联网理财等金融业务的便利性,方便了金融服务供给;更重要的是缓解

金融服务供需双方的信息不对称程度、减小金融交易摩擦,促进金融供求的有效匹配。

(2)高人口密度对农村普惠金融的发展存在显著的正向直接效应和负向间接效应。高人

口密度意味着强劲的金融服务需求,人口密集地保险、信贷、理财、征信等金融业务开展更

频繁,基础设施及金融服务机构更密集,即高人口密度提高了金融密度和金融机构提供金

融产品与服务的能力,具有更大的规模经济优势,推动了本地农村普惠金融的发展。但是

高人口密度地区往往具有更适宜的自然条件与社会条件,对周边省份产生了一定程度的

虹吸作用,对周边地区农村普惠金融的发展产生了负向的溢出效应。(3)政府干预无论是

在直接、间接还是总效应下,对农村普惠金融发展都存在正向的影响,其中在间接效应和

总效应下显著为正。近年来政府迫切地寻求经济的包容性增长,这也成为其推动农村普

惠金融发展的内生性动力,同时推动了其弥补市场缺陷、促进市场功能发挥[31]。在金融

排斥的难题下,政府增设金融机构物理网点、推动金融供给侧结构改革等外部干预,使得

金融资源进一步向“长尾”群体倾斜,推动了金融服务的深化和农村普惠金融的发展。(4)

第一产业占比衡量的产业结构,在三种效应下系数均为负,说明第一产业占比过大阻碍了

农村普惠金融的发展。第一产业发展水平过高抑制了产业结构升级,错失第二、第三产业

大规模发展带来的资金优势,影响金融规模发展,一定程度上抑制了区域资源配置效率和

农村普惠金融的发展。(5)银行业集中度直接效应系数为负,间接效应系数为正,说明银

行业竞争促进了本地农村普惠金融的发展却对周边地区产生了负向的溢出效应。在银行

业竞争下,各类银行为防陷入价格竞争的“囚徒困境”,竞相推进差异化发展,提供个性化、

差异化、多样性的金融服务,同时下移自身市场定位,提高了“长尾”群体的 信 贷 可 得

性[33],缓解了中小微弱群体的融资困境,促进了本地农村普惠金融的发展。但是银行业

81

竞争度高的地区对周边地区的资金引力更强,加速了周边地区存贷款等业务的流失,对周

边地区产生了负向溢出作用。

表10 2008—2018年中国省域农村普惠金融发展的驱动因素分析

解释变量

空间杜宾模型

(1) (2) 直接效应 间接效应 总效应

GDP(空间滞后项)

0.067***

(0.010)

-0.067***

(0.025)

.067***

(0.011)

-0.067**

(0.028)

0.000

(0.027)

PD(空间滞后项)

0.003

(0.002)

0.039*

(0.023)

0.003

(0.003)

0.047

(0.030)

0.050

(0.031)

GOV(空间滞后项)

0.234***

(0.067)

0.058

(0.360)

0.241***

(0.064)

0.058

(0.405)

0.299

(0.417)

IS(空间滞后项)

-0.180

(0.148)

-1.127

(1.226)

-0.189

(0.143)

-1.187

(1.477)

-1.375

(1.507)

GAP(空间滞后项)

-0.005

(0.009)

0.025

(0.026)

-0.005

(0.009)

0.026

(0.029)

0.021

(0.029)

FAI(空间滞后项)

0.014

(0.013)

-0.132***

(0.049)

0.014

(0.013)

-0.144***

(0.050)

-0.130**

(0.051)

HHI(空间滞后项)

-0.361***

(0.107)

0.576

(0.587)

-0.356***

(0.112)

0.575

(0.680)

0.219

(0.701)

C

0.079

(0.195)

—

样本量 330

拟合优度 0.6807

注:* 、** 、*** 分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著;括号内数据为标准误。

六、研究结论和政策建议

本文在构建2008—2018年各省份农村普惠金融指数的基础上,基于修正后的引力模

型构建中国农村普惠金融的空间关联网络,利用社会网络分析探究关联网络的基本特征,

同时使用空间杜宾模型探究农村普惠金融地区差异的驱动因素。研究发现:(1)从网络整

体特征来看,中国农村普惠金融空间关联网络的关联关系数及网络密度均显示在2008—

2011年呈现递增趋势,2011年达到峰值,在之后整体呈递减趋势;整体关联网络通达性好

且较为稳定,同时存在“等级森严”的空间网络结构。(2)从网络个体特征来看,上海、江

苏、北京、浙江、山东、广东等省份的度数中心度、接近中心度和中间中心度的排名靠前,说

明这些省份在中国农村普惠金融空间关联网络中的掌控和支配能力更强;辽宁、海南、广

西的三种中心度均较低,说明在空间关联网络中处于相对边缘和弱势的地位。同时东部

沿海省份的入度明显大于出度,西部和东北省份的出度大于入度,说明农村普惠金融的发

展现在还处于集聚阶段,东部省份对其他地区金融发展资源具有较强的虹吸作用。(3)北

京、天津、河北、山西、上海、江苏、浙江、安徽、江西、山东、广东等省份一直处于关联网络的

核心区,且这些核心区对农村普惠金融发展资源具有较大的虹吸作用。(4)经济发展水

平、人口密度、政府干预程度、产业结构、银行业竞争是影响农村普惠金融发展的五个重要

变量。从直接效应看,经济发展、高人口密度、银行业竞争均促进本地农村普惠金融的发

82

展;从间接效应看,某地高人口密度、第一产业占比过高、激烈的银行竞争均会抑制周边地

区农村普惠金融的发展,而政府加大对某地的财政支出也可以对周边地区产生正向的溢

出效应。

党的十八大以来,习近平总书记站在党和国家事业发展全局的高度,对金融工作作出

一系列重要论述,明确了金融的地位、作用、任务,为做好金融工作指明了前进方向、提供

了根本遵循。但是,农村普惠金融的有效供给不足、供求失衡、区域发展不协调一直是制

约我国农村普惠金融高质量发展的“瓶颈”。据此,本文提出如下政策建议:

(1)统筹区域金融高质量发展体制改革,促进区域协调发展。由于各区域在自然环境

和经济基础等方面存在较大的差异,一定程度上拉大了地区间农村普惠金融发展交流的

成本。因此,需要构建地区间交流合作平台,完善区域间交通、通讯设施,提升地区间资源

流动的便利性,促进交流合作和信息共享,增加跨层级、跨区域的农村普惠金融合作项目,

创造更多的空间溢出路径,加强普惠金融高质量发展空间关联网络的稳健性,加快农村普

惠金融高质量一体化发展。主要通过政策倾斜促进资金流动和人才互助,将区位优势明

显、产业基础雄厚的金融发达地区作为全国关联发展的增长极,发挥辐射带动作用,向周

边地区提供有效的金融服务,引导资金和人才向周边落后地区流动,拓宽普惠金融覆盖

面,优化中心城市和周边城市的产业分工及合理布局,构建以金融中心城市为依托的上游

大客户、下游普惠金融客户的供应链金融。

(2)要从实际出发,因地制宜实行高质量发展多元化战略措施。空间关联网络基本特

征分析和核心边缘分析均显示,各省份和地区在农村普惠金融空间关联网络中所起的地

位和作用不同,东部地区基本处于网络的核心区,且在农村普惠金融发展过程中所起的极

化作用远远大于涓滴作用,金融资源向经济发达地区集中的特征明显,可预料到长此以往

中国农村普惠金融发展质量的地区差异将会加大。要因地制宜实行多元化战略,注重经

济发达地区普惠金融高质量发展的可持续性和多元性,保障经济欠发达地区普惠金融发

展质量,提高小微企业、“三农”、社会低收入群体等弱势群体获得金融服务的可能性。经

济管理部门应注重整合城乡金融服务资源,提高金融机构覆盖率,促进自助取款机、农村

信用社等基础金融设施建设;普及基础金融知识,组织开展“送金融知识下乡”活动,定期

收集村民疑难问题并加以解答;提高农村金融服务有效性,对农户等弱势群体提供特色有

效的保险金融服务。要加强相关金融政策向中西部地区的倾斜,解决农村等落后地区的

金融抑制问题;加强落后地区农村普惠金融知识的普及和权益保护教育;完善金融机构对

金融科技的应用,提升农村普惠金融的效率和服务下沉的能力。

(3)加强信息共享,促进金融科技赋能金融高质量发展。将互联网发展与信用体系优

化相结合,加强金融科技服务信息共享,基于智能手机和网上支付构建涵盖普惠金融服务

对象、包括民间借贷记录和违规记录等全口径的征信记录数据库,同时利用政府部门拥有

数据的状况,形成全新征信体系。另外,还应构建跨金融、税务、海关、司法等部门大数据

的服务平台,实现信息跨部门、跨层级互联互通,以金融科技扩大小微企业信用信息来源,

健全守信激励和失信惩戒机制。这需要坚持数字驱动、智慧为民、绿色低碳、公平普惠的

原则,健全金融科技治理体系,全面塑造数字化能力;充分释放数据要素潜能,推动数据有

序共享;打造新型数字基础,布局先进高效的算力体系;深化关键核心技术应用,加快金融

服务智慧再造和高质量发展。

(4)加强政府对普惠金融高质量发展的外部干预,促进银行业有效竞争。由空间杜宾

模型的分析结果可知,经济发展水平、人口密度、政府干预程度、产业结构、银行业竞争是

影响农村普惠金融发展的五个重要变量。除人口密度和经济发展水平等难以优化的初始

83

禀赋外,需在完善银行和金融服务市场化的基础上,加强政府的外部干预,促进产业结构

合理化、高级化,推动中小型银行间“抱团取暖”,缓解不同类型银行间的“马太效应”;深化

相对落后地区中小银行业金融体系的改革,增加金融供给主体,加快建设多层次、差异化

的金融服务组织体系;着力发展农村金融,构建真正意义上的、自下而上组织的、有较大积

极作用的合作金融机构,解决小微企业和弱势群体“融资难、融资贵”的问题。

[参 考 文 献]

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AStudyontheSpatialCorrelationNetworkandDrivingFactorsofRural

InclusiveFinanceDevelopment

—OnthePromotionPathofHighQualityDevelopmentofRuralInclusiveFinance

WANGXiao-hua1,YANGYu-qi2

(1.ResearchCenterforInclusiveFinanceandAgriculturalandRuralDevelopment,SouthwestUniversity,

Chongqing400715;2.Schoolofeconomics,ShandongUniversity,Jinan250100,China)

Abstract:Promotingthehigh-qualitydevelopmentofinclusivefinanceinruralareassoastoprovide

effectivefinancialservicesforsmalland medium-sizedenterprisesandenhancethehigh-quality

serviceofruralfinancetotherealeconomyisakeylinkinsolvingtheproblemofimbalancedand

insufficienteconomicdevelopmentin China.Itisalsonecessarytoachieveinclusivegrowthand

promotesocialharmonyandstability.Byconstructinganevaluationindexsystemforruralinclusive

financeandcalculatingtheruralinclusivefinanceindexbasedondatafrom30provinces(autonomous

regions,municipalitiesdirectlyunderthecentralgovernment)in Chinafrom 2008to2018,and

employingsocialnetworkanalysis (SNA)andspatialDurbin model(SDM)toanalyzethespatial

correlationnetworkcharacteristicsanddrivingfactorsofruralinclusivefinancedevelopment,the

studyfindsthat:(1)Thenumberofcorrelationrelationshipsandnetworkdensityinthespatial

correlationnetworkofruralinclusivefinanceshowashiftfromrisingtodeclining,andthepeakis

availablein2011.Theoverallconnectivityofthecorrelationnetworkisgoodwitha “hierarchical”

networkstructure,andallnetworkcharacteristicindicatorsarerelativelystable.(2)Thedegree

centrality,proximitycentrality,andintermediatecentralityinsixregionsinShanghai,Jiangsu,

Beijing,Zhejiang,Shandong,andGuangdongstayatthetopandcontinuouslyinthecoreareaofthe

spatialcorrelationnetwork withstrongercontrolanddominanceabilities,thusbearingastrong

siphoneffectonfinancialresourcesinotherregions,resultingintheagglomerationofruralinclusive

finance.(3) Thelevelofeconomic development,population density,degree of government

intervention,industrialstructure,andbankingcompetitionarefiveimportantvariablesthataffect

thedevelopment ofruralinclusivefinance.From the perspective of direct effects,economic

development,high population density,and moderate banking competition all promote the

developmentof ruralinclusive finance;from the perspective ofindirect effects,population

agglomeration,ahighproportionoftheprimaryindustry,andintensebankingcompetitionallinhibit

thedevelopment.Inaddition,increasinggovernmentfiscalexpenditureonacertainareaalsobearsa

positivespillovereffectonitssurroundingareas.

Keywords:ruralfinance;highqualitydevelopmentofinclusivefinance;spatialcorrelationnetwork;

socialnetworkanalysis

[责任编辑 刘文俊]

85

第60卷 第3期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) Vol.60 No.3

2024年5月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) May,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.03.008

[收稿日期]2024-01-29

[基金项目]国家社会科学基金一般项目“国内国际双循环下内需诱致中间品创新的机制与路径研究”(22BJL122)

[作者简介]戴枫(1979—),女,江苏淮安人,南京林业大学经济管理学院教授、博士生导师,经济学博士,南京大学

博士后,研究方向:产业经济学、国际经济学;吕笠瞻(2000—),男,江苏扬州人,南京林业大学经济管理学院博士研究

生,研究方向:产业经济学、发展经济学,本文通信作者。

全国统一大市场能否促进绿色技术创新的量质齐升?

戴 枫,吕笠瞻

(南京林业大学 经济管理学院,江苏 南京 210037)

[摘 要]构建高效规范、竞争开放的全国统一大市场是提升绿色技术创新水平的制度优势。以我

国2007—2019年地市级数据和省级数据为样本,在采用因子分析法测算全国统一大市场程度的基础上,

实证研究发现全国统一大市场对绿色技术创新“量”和“质”的提升都有显著促进作用。机制检验结果表

明,全国统一大市场可通过数字化效应和研发投入效应带动绿色技术创新水平提升。进一步考察发现,这

一提升作用东部地区比中西部地区更为明显,在不同产业高级化程度下呈现“节节攀升”的非线性特征,且

存在显著的空间溢出效应。未来在探索地区绿色技术创新升级路径的过程中,应制定规则统一的市场基

础制度和着力打造高质量数据要素市场,畅通东中西部绿色创新合作渠道,推动产业高端化转型和二三产

业融合发展,以期为城市绿色发展做出更大贡献。

[关键词]全国统一大市场;因子分析;绿色技术创新;新质生产力;空间溢出

[中图分类号]F207 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)03-0086-20

一、问题的提出

习近平总书记多次强调,要依靠更多更好的科技创新建设天蓝、地绿、水清的美丽中

国。2022年12月国家发改委和科技部印发的《关于进一步完善市场导向的绿色技术创

新体系实施方案(2023—2025年)》(以下简称《方案》)明确指出,“要形成一批基础性、原

创性、颠覆性绿色技术创新成果”并且“发挥市场在绿色技术创新中的主导作用”。党的二

十大报告也要求加快发展方式绿色转型。这都反映出党中央对如何更好践行绿色发展理

念和如何继续提升绿色创新水平给予高度关注。而企业创新能力的提升和技术创新体系

的建立不仅需要企业自身的努力,也离不开良好的创新体制机制和外在环境[1]。2022年

3月《中共中央 国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》(以下简称《意见》)提到“支

撑科技创新和新兴产业发展、培育发展全国统一的生态环境市场”,并且明确指出让市场

在资源配置中的决定性作用得到充分发挥,而《方案》将这种决定性作用看作是市场导向

绿色技术创新体系建设的最关键着力点。可见全国统一大市场与绿色技术创新有着较高

86

的政策关联性。那么全国统一大市场能作为绿色技术创新的助推器吗? 又会通过何种路

径实现这一功能? 解答这些问题对于提升我国绿色技术创新水平、深挖区域绿色技术创

新潜力以及走好可持续的绿色发展路径具有重要研究价值和现实意义。

目前理论界关于绿色技术创新的实现路径研究主要集中于制度环境和创新要素两个

方面,其他因素对绿色技术创新影响的研究较为分散。环境规制对绿色技术创新的影响

一直是关注的热点,一批学者认为环境规制强度与绿色技术创新显著正相关[2-3],且环境

规制的类型、环境规制工具的选择和环境规制强度都会不同程度影响绿色技术创新效

果[4-6]。创新要素也会在驱动绿色技术创新过程中发挥重要作用。地区经济发展规模与

研发投入、绿色创新制度与战略、资源禀赋、数字金融以及外商直接投资都会对绿色技术

创新起到显著提升作用[7-11]。此外,实施低碳城市政策、环保意识提升带来的绿色需求

增长也有助于进一步提升企业绿色创新绩效[12-13],并驱动更多企业推进绿色创新进程。

就统一大市场与技术创新的关系而言,现有文献大多基于市场化、市场分割的视角展开讨

论,得到的结论却不完全相同。例如范欣和吕越等人使用相对价格法测度市场分割程

度[14-15],前者认为市场分割不会对地方的创新能力产生显著影响,后者研究发现市场分

割显著降低企业创新水平。俞立平等人进一步将创新程度细化为创新数量和质量,发现

市场分割与创新数量和质量都没有明显关联[16]。目前只有少量文献直接讨论市场整合

与企业绿色创新的关系,李思慧等人使用相对价格法测度市场整合程度并得出市场整合

能够提升企业绿色创新水平这一结论,其挖掘的影响机制是缓解融资约束、扩张需求和增

加研发投入[17]。

总的来看,以全国统一大市场推进绿色技术创新的研究仍有较大拓展空间。对于市

场分割或市场整合的测度指标目前都仅局限于相对价格法,这一做法只考虑商品价格却

忽略了其他非价格因素对市场整合的影响。而全国统一大市场又是市场整合的“升级

版”,其功能定位远不止于达到市场整合,因此对统一大市场的特征因素归类并设计测度

指标意义重大。刘志彪和刘俊哲认为区域一体化是全国统一大市场的重要推进器[18],但

目前测度区域一体化程度的指标集中于“一体化”概念的挖掘,大多分为政策一体化和市

场一体化展开讨论[19-20]。这样的指标缺陷在于:全国统一大市场建设的体制性、机制性

堵点未能从源头挖掘并拆解成多个维度加以考察。此外,现有研究鲜有讨论全国统一大

市场对绿色技术创新影响的空间溢出效应,也缺少将中国“去工业化”趋势纳入研究框架

进行分析。

本文的边际贡献总结如下:第一,在总结梳理全国统一大市场影响因素基础上构建因

子分析指标体系,拆解为多个维度观测全国统一大市场特征,以期丰富其测度方法;同时

根据全国统一大市场的政策内涵,挖掘其推动绿色技术创新的内在机制。第二,进一步研

究全国统一大市场对绿色技术创新的促进作用是否具有显著的空间溢出特性,从空间视

角审视全国统一大市场的功能。第三,进一步研究不同产业高级化程度下全国统一大市

场的绿色技术创新水平提升效应是否存在非线性特征,这有益于厘清二三产业发展、“去

工业化”趋势与城市绿色技术创新间的关联,为探索符合新质生产力发展要求的政策设计

提供经验参考。

二、理论分析与研究假说

企业的创新意愿与政府之间的关系本质是一场博弈,博弈的结果是政府的扶持与监

87

管造就一部分企业的策略性创新行为,即只看数量不顾质量[21-22]。这一现象是由于政府

信息不对称和企业道德风险而使市场无法预先甄别高质量创新企业和策略性创新企业,

进而无法淘汰缺乏创新潜力的企业。而对于市场分割而言,市场分割对企业高质量创新

会产生抑制作用[15],并降低企业开展技术创新活动的积极性和能力[23],而其中要素市场

分割尤其值得关注。一方面,要素市场分割源于没有形成一个规则统一、制度统一的制度

环境,进而产生了要素流动不畅、要素市场化水平不高以及要素配置效率低下等一系列问

题。另一方面,市场分割扮演了隐性补贴国有企业的角色[24],而国有企业在创新投入、创

新效率和生产效率上均缺乏竞争力[25]。这就会人为地扰乱市场对于企业创新质量的挑

选功能,高质量的非国有企业就可能因此无法脱颖而出。那么全国统一大市场中上述难

题能得到解决吗? 全国统一大市场中“行政区经济”下的政府不当干预问题会得到有效缓

解,信息高度联通也会让市场功能得到发挥,要素资源市场发展也会在统一的市场制度与

规则下和商品服务市场发展同步推进,市场分割问题得以解决,一个高整合度和高效率的

统一大市场就会逐步显现。这样的市场环境更有利于企业提高技术创新质量,全国统一

大市场也因此可以看作是创新驱动的“核动力”[26]。而绿色技术创新实则为创新驱动与

生态文明发展战略的一大交叉内容,全国统一大市场也很有可能对各地区绿色技术创新

能力攀升存在正向推动作用。基于以上分析,本文提出假说1:

假说1:全国统一大市场能够促进绿色技术创新的数量和质量同步提升。

进入21世纪以来,数字化在经济高质量发展中扮演着愈发重要的角色。虽然数据市

场发展态势良好且政府加大了对其培育的力度,但依旧存在数据权界定不清、数据壁垒存

在和数据要素流动不畅的情况[27]。当全国统一大市场逐步形成时,由于培育高质量数据

要素市场得到足够的重视,并且有完善的制度规则予以保障,一批有全球影响力的数字化

平台企业拔地而起,优化升级后的交易平台也会将众多市场主体紧密连接,统一的技术和

数据市场陆续出现。在这一情形下,不同主体之间信息不对称的情况将得到逐步缓解,

“数据孤岛”现象会进一步减少,数字化水平赋能实体经济发展的水平也会提升,数字经济

将更易成功衔接市场体系,全国范围内统一的数据安全保护与跨区域共享机制会使推动

数据要素的共享开放和无阻碍流动变为可能。与此同时,数字化水平提升又会带动新一

轮的绿色技术创新。数字化水平提升的同时不仅会让企业技术整合能力得到增强,资源

依赖型企业更有可能实现绿色技术创新[28],还有助于通过缓解企业融资约束和缓和代理

冲突来推进绿色创新[29]。因此,全国统一大市场不仅给予数字化高质量发展一个崭新舞

台,还能间接为绿色技术创新注入新能量。鉴于此,本文提出假说2:

假说2:全国统一大市场能够通过数字化效应推动绿色技术创新。

中国企业绿色创新活动和绿色创新意愿很大程度上受限于融资约束,创新资金不足

就使企业研发出现“巧妇难为无米之炊”的情况。究其原因,除了企业自身治理结构会影

响绿色技术创新外,中国企业的融资约束困难也很可能与政府干预市场的不当行为有高

度关联,进而导致融资渠道整体脱离市场机制,产生了流动性约束[30];也有可能是由于我

国银行业竞争性的市场结构尚未形成,从而加强了企业创新活动的融资约束[31],这种融

资约束不足会对增加企业研发投入有明显的负向效果[32]。在全国统一大市场的崭新环

境下,有效市场和有为政府将更好配合,统一的资本市场也会因基础性制度的统一、监管

体系的健全以及政府对市场失灵的及时矫正而最终出现,政府也会逐渐减小对企业日常

经营活动和投融资活动的干预力度,并加大对创新项目的支持[33]。这一情形下,资本市

88

场功能会更好地发挥,绿色创新环境得到优化,企业融资约束问题得到解决,企业研发投

入也相应得到保障。此外,企业研发投入增加又会进一步助推其绿色技术创新能力攀升。

本土研发投入增加和国外研发资本溢出都会显著促进绿色技术创新[34-35]。鉴于此,本文

提出假说3:

假说3:全国统一大市场能够通过研发投入效应推动绿色技术创新。

三、全国统一大市场的内涵及测度

当前中国市场化改革和供给侧改革已经取得了丰硕成果,但是仍存在现实市场与潜

在市场差距过大、商品市场与要素市场建设不同步、有为政府与有效市场的良性互动没有

形成等一系列问题[18]。正因如此,《意见》提出要建设全国统一大市场。而全国统一大市

场的形成离不开高效规范、公平竞争、充分开放的市场环境,这也是畅通经济循环并实现

经济高质量发展所需具备的先决条件。因此,全国统一大市场是一个逐步由大到强的市

场,也会不断服务于高水平社会主义市场经济体制建设,尤其是将“统一的要素资源市场”

“高水平统一的商品服务市场”“公平高效的市场竞争”“恰当的市场干预”“完善激励约束

机制”“区域协作”“公平统一的市场监管体系”以及“高标准的市场设施联通”作为其主要

构成部分。以全国一盘棋式思维打造高标准市场体系对于全国统一大市场来说尤为重

要,观测全国统一大市场程度也不应脱离上述方面。鉴于此,本文从市场基础设施建设、

要素市场建设、产品市场建设、有为政府、区域协调发展以及市场监管六大方面选取17个

指标尝试测算全国统一大市场程度。表1为因子分析指标体系内容。

(1)市场基础设施建设。市场基础设施是市场联通的前提条件,市场的有效运转无一

例外都会依赖于基础设施建设的高度完善,但是当前中国基础设施建设仍有不足[36]。交

通基础设施不完善是其中的一个重要方面,虽然我国交通运输能力日渐提升,但是仍然存

在因政府间协调不足导致交界地带交通基础设施建设情况不佳的情形[37],而完善交通基

础设施建设是降低运输成本进而推动市场整合的重要发力点,因此本文选取基础设施通

畅程度这一指标表征市场基础设施建设状况。

(2)要素市场建设。当前我国存在要素市场建设滞后于商品市场的情况,这是导致我

国高度整合的市场体系难以短期形成的一个重要原因。例如,中小企业的融资难问题和

信贷资源的不均衡配置都体现了资本市场存在分割问题,产学研体系运转效率不尽如人

意是技术市场分割的表现,区域之间、城乡之间劳动力因户籍、房价、社会保障、跨省人才

交流渠道存在问题而无法高效流动,这是劳动力市场分割的表现,数据赋能实体经济效果

不佳也与数据要素市场分割紧密关联。因此,提升劳动力流动性、减小金融抑制、帮助技

术市场、基础设施互联互通是解决要素市场、商品市场发展不同步这一问题的发力点[33]。

此外,要素市场发育程度是衡量一个地区市场化改革进程的重要指标。市场化改革旨在

建立一个公平、竞争、有序的市场环境,促进资源的有效配置。要素市场发育程度的高低

直接关系到市场机制在资源配置中的作用发挥得如何。本文基于此从劳动力、数据、资

本、技术这些要素的流动与市场建设两方面进行测算,其中要素市场建设情况选取樊纲指

数中的要素市场发育程度,这一指数从金融市场化、人力资源供应以及技术成果市场化三

方面综合打分得到,弥补了劳动力、数据、资本、技术流动程度四个指标对于要素市场化测

度的不足。

89

表1 因子分析指标体系

一级指标 二级指标 三级指标 指标定义

全国统一大

市场程度

市场基础

设施建设

要素市场

建设

产品市场

建设

有为政府

区域协调

发展

市场监管

基础设施通畅程度(+) 公路里程/年末人口数

资本市场整合程度(+) 金融机构本外币存贷款余额/GDP

劳动力流动程度(+)

t期地区三大产业就业数

t期地区总人口数

-

(t-1)期地区三大产业就业数

(t-1)期地区总人口数

(t-1)期地区三大产业就业数

(t-1)期地区总人口数

数据市场流动程度(+) 移动电话交换机容量/年末人口数

技术市场流动程度(+)

t期申请专利授权数量-(t-1)期申请专利授权数量

(t-1)期申请专利授权数量

要素市场发育程度(+)

樊纲市场化指数(由金融业的市场化、人力资源供应条件、技

术成果市场化综合得出)

产品市场发育程度(+)

樊纲市场化指数(由价格由市场决定的程度、商品市场的地

方保护两项综合得出)

对外投资程度(+) 对外直接投资金额/外商直接投资金额

财政分权程度(-) 省本级预算内财政收入/省本级预算内财政总支出

政府与市场关系(+)

樊纲市场化指数(由市场分配经济资源的比重、政府对企业

的干预、政府规模三项综合得出)

政府债务负担(-) 政府债务余额/GDP

民生性财政支出比重(+)

住房保障支出、医疗卫生支出、地方财政教育支出、社会保障

和就业支出占地方财政预算支出的比重

城乡结构(+) 城镇化率

区域经济发展差距(-) 全国最高人均GDP/各省人均GDP

居民内需潜力(+) 居民人均可支配收入增长率/地区GDP 增长率

城乡消费差距(-) 城镇居民人均消费支出/农村居民人均消费支出

市场中介组织的发育和

法律制度环境(+)

采用樊纲指数(市场中介组织的发育、市场法治环境、

知识产权保护三项综合得出)

注:(+)代表与全国统一大市场正相关的指标,(-)代表与全国统一大市场负相关的指标。

(3)产品市场建设。当前中国商品市场整合程度整体处于不断上升阶段,但中西部地

区市场分割现象较为严重,商品服务质量也尚有欠缺[18]。一方面,人为设置隐性市场进

入退出壁垒、商品市场地方保护、政府制定歧视性规则等依旧是造成商品市场分割问题的

重要原因[36];另一方面,我国商品市场的高水平对外开放仍有亟待完善之处[33]。全国统

一大市场则会着重提升商品与服务质量,打造统一的商品服务标准和有世界影响力的品

牌,并会营造良好的消费环境。政府在全国统一大市场中的功能会从简单的行政管理转

为监管市场和与市场携手共进。鉴于此,本文先使用樊纲指数中的产品市场发育程度考

察产品市场是否存在严重市场分割问题,这一指标是根据企业抽样数据测算出价格由市

场决定的程度和商品市场的地方保护程度,然后使用对外直接投资金额与外商直接投资

金额的比值考察中国产品市场对外开放的活跃度。

(4)有为政府。有效市场与有为政府的“双拼组合”在我国经济发展和转型过程中是

缺一不可的,有效市场与有为政府关系是否和谐很大程度上决定了我国是否可以成功跨

90

越中等收入陷阱[38]。地方财政收支比越高就表明一个地区支出端改革与收入端改革不

同步的现象越严重,政府越有激励采用手段干预市场经济,因此,本文使用财政分权程度

这一指标直接观测,而民生性财政支出、政府债务负担则是对这一现象的间接观测。为了

更好体现《意见》所涉及的政府辅助市场有效运行的职能定位,文本将樊纲指数中的政府

与市场关系纳入指标体系,这一指标从市场分配资源的比重、政府对企业的干预和政府规

模三方面测算了政府与市场良性互动的情况。

(5)区域协调发展。区域协调发展是全国统一大市场的重要特征之一,全国统一大市

场的形成不仅需要优先开展区域市场一体化工作并健全区域合作机制,还要以立足内需

为落脚点畅通循环。事实上,区域一体化的发展要以地区间要素合理流动和高效集聚作

为一大突破口[39]。在其中,城乡要素资源调配机制是否完善对于能否成功破除要素流动

壁垒有重要影响[40]。区域协调发展提升整体收入的公平性,有利于加快共同富裕进程,

进而有助于发挥超大规模市场优势[33]。同时,居民内需潜力反映各地区经济增长的均衡

性和协调性,居民内需潜力的释放意味着居民对商品和服务的需求增加,这将促进各地区

的产业发展和经济增长。当各地区的居民需求相互补充、市场规模扩大,将有利于区域一

体化边界的模糊并优化资源配置,助力全国统一大市场更快形成。鉴于此,本文将城乡结

构、区域经济发展差距、居民内需潜力以及城乡消费差距纳入指标体系,以期真实反映区

域协调发展水平。

(6)市场监管。市场机制的有效运行需要良好的法制环境加以配合,提升市场监管水

平对于全国统一大市场而言十分重要。鉴于此,本文选用樊纲指数中的市场中介组织的

发育和法律制度环境这一指标,从市场中介组织、市场法治环境以及知识产权保护三方面

评价市场监管完善程度。

本文在对因子分析数据进行标准化处理后使用 Bartlett球检验和 KMO 充分性检验

观测各个变量间是否存在足够相关性,以此判断是否适合因子分析。检验结果表明,P

值显著且 KMO 值为0.822,一般认为 KMO 值大于0.6比较适合使用因子分析法,这里

达到0.822说明变量之间相关程度较高,适合做因子分析。因子分析中一般采用凯泽检

验法来决定因子的取舍。基于此提取的前4项成分累计方差贡献达到72.2%。图1和表

2分别展示了碎石图和因子提取与旋转结果。

5 10 15 20

Number

Scree plot of eigenvalues after factor

6

4

2

0

Eigenvalues

图1 碎石检验图

91

表2 因子提取与旋转结果

初始特征值 提取部分的平方和 旋转平方载荷

成分 Total

% of

variance

Cumulative

%

Total

% of

variance

Cumulative

%

Total

% of

variance

Cumulative

%

1 5.652 0.333 0.333 5.652 0.333 0.333 4.749 0.279 0.279

2 3.963 0.233 0.566 3.963 0.233 0.566 4.539 0.267 0.546

3 1.364 0.080 0.646 1.364 0.080 0.646 1.631 0.096 0.642

4 1.301 0.076 0.722 1.301 0.076 0.722 1.361 0.080 0.722

5 0.900 0.053 0.775

6 0.847 0.050 0.825

7 0.634 0.037 0.862

8 0.557 0.033 0.895

9 0.402 0.024 0.919

10 0.340 0.020 0.939

11 0.264 0.015 0.954

12 0.255 0.015 0.969

13 0.191 0.011 0.981

14 0.110 0.006 0.987

15 0.105 0.006 0.993

16 0.087 0.005 0.998

17 0.028 0.002 1.000

考虑到因子1在资本市场整合程度、数据市场流动程度以及城乡结构这些指标上有

较大载荷量,因此将因子1命名为“资本数据流动与区域发展”;考虑到因子2在政府债务

负担、财政分权程度这些指标上有较大载荷量,所以将因子2命名为“有为政府”。类似

地,将因子3命名为“公共服务与居民内需”,将因子4命名为“劳动力与技术流动”。表3

是旋转成分及样本内预测因子得分。

表3 旋转成分及样本内预测因子得分

指标

资本数据流动与

区域发展

有为政府

公共服务与

居民内需

劳动力与

技术流动

基础设施通畅程度(+) 0.010 -0.191 0.029 0.043

资本市场整合程度(+) 0.243 -0.112 -0.289 0.027

劳动力流动程度(+) 0.027 -0.024 -0.120 0.570

数据市场流动程度(+) 0.195 -0.090 0.008 0.090

技术市场流动程度(+) -0.035 -0.005 -0.194 -0.479

要素市场发育程度(+) 0.135 0.073 -0.002 -0.129

产品市场发育程度(+) -0.124 0.173 0.129 0.211

对外投资程度(+) 0.119 -0.130 -0.232 0.097

财政分权程度(-) 0.005 0.198 0.041 0.072

政府与市场关系(+) -0.012 0.176 -0.142 -0.127

政府债务负担(-) -0.037 0.224 0.066 -0.018

92

续表

指标

资本数据流动与

区域发展

有为政府

公共服务与

居民内需

劳动力与

技术流动

民生性财政支出比重(+) -0.108 0.002 0.490 -0.091

城乡结构(+) 0.200 0.019 -0.112 0.036

区域经济发展差距(-) 0.136 0.060 0.063 0.177

居民内需潜力(+) 0.095 -0.033 0.307 0.145

城乡消费差距(-) 0.073 0.013 0.316 -0.039

市场中介组织的发育和法律制度环境(+) 0.112 0.085 0.050 -0.191

注:(+)代表与全国统一大市场正相关的指标,(-)代表与全国统一大市场负相关的指标。

本文以各个因子的信息贡献率作为加权依据计算得到全国统一大市场程度综合因子

得分,即Zi=0.39Y1i+0.37Y2i+0.13Y3i+0.11Y4i,其中Zi(i=1,2,3,…,30)为全国统一

大市场程度综合因子得分,Yji(j=1,2,3,4)表示第i省因子j 的得分,其系数是每个因

子用方差贡献率与累计贡献率相除所计算得到的信息贡献率,图2即为全国统一大市场

程度综合因子得分2007—2019年的变化趋势。总体上看,我国统一大市场程度发展态势

良好,处于上升趋势,尽管个别年份略有下降,但是2019年与2007年相比综合因子得分

上升了26.32%。由此看出,全国统一大市场程度攀升依旧是主流趋势。

0.38 0.39 0.38 0.40

0.42 0.43

0.46 0.48 0.46 0.48 0.48 0.47 0.48

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019



4







图2 综合因子得分逐年走势

由图3可看出在资本数据要素、区域协调发展与公共服务方面,2007—2019年整体

上处于不断攀升态势,且涨势迅猛,公共服务与居民内需因子得分没有一年处于下降趋

势,一个可能成因是我国近年来愈加重视资本、数据要素的功能发挥,也不断完善公共服

务配套和稳步发挥居民内需优势。图4和图5则展示了有为政府因子东中西部地区

2007—2019年得分均值大小和劳动力流动因子“十二五”前后得分对比。可以发现东部

地区有为政府因子得分最高,中部地区次之,西部地区最低,即东部地区政府管理最有效

率。对比“十二五”前后,我国劳动力与技术流动因子得分有了一定提升,说明从“十一五”

跨越至“十二五”,我国劳动力与技术流动的束缚和障碍逐渐减少,劳动力与技术流动的体

制机制日益健全。

93

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019

Bffi\"





ffi!L







图3 资本数据要素、区域协调发展与公共服务因子走势

0.68

0.57

0.42

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

0.8

F F >F







图4 有为政府因子走势

0.31

0.35

0.28

0.29

0.3

0.31

0.32

0.33

0.34

0.35

0.36












图5 劳动力与技术流动因子走势

四、模型设定与数据来源

(一)模型设定

为了探究全国统一大市场是否真的促成绿色技术创新“量质齐升”,本文将“量质齐

升”拆开分别从“量”与“质”两个角度进行实证,构建如下中介效应模型分析全国统一大市

场对绿色技术创新的影响并检验有关机制是否成立。式(1)为控制地区、时间固定效应并

加入控制变量后的双向固定效应模型,式(2)和式(3)为中介效应模型。

Greenkt =β0 +β1Unitedmarketkt + ∑

7

m=2

βmXkt +uk +yeart +δkt; (1)

MIDvaribalekt =Ψ0 +Ψ1Unitedmarketkt + ∑

7

m=2

ΨmXkt +uk +yeart +δkt; (2)

Greenkt =Q0 +Q1MIDvaribalekt +Q2Unitedmarketkt +

∑

8

m=3

QmXkt +uk +yeart +δkt。 (3)

其中:下 标 k 表 示 地 区;t 代 表 年 份;被 解 释 变 量 Greenkt 包 含 Greenqualitykt 和

Greenquantitykt两个变量,Greenqualitykt 表示地区k 第t 年的绿 色 技 术 创 新 质 量,而

Greenquantitykt表示地区k 第t年的绿色技术创新数量;Unitedmarketkt表示地区k 第t

年的统一大市场程度;Xkt代表控制变量组合;uk代表地区固定效应;yeart代表年份固定

效应;δkt代表时间误差项。中介效应模型中,MIDvaribalekt表示k 省t年的中介变量,本

文使用数字 化 水 平 (Digitallevel)和 研 发 投 入 强 度 (RDintensity)两 个 指 标 作 为 中 介

94

变量。

(二)变量选择

1.被解释变量:绿色技术创新的质量、绿色技术创新的数量

参考齐绍洲等和胡等(Hu,etal)的研究[41-42],发明专利的申请需要达到“新颖”“创

新”“实用”三者兼备,可以作为高质量创新的表征,而绿色专利的申请数则要求相对宽松,

因此本 文 将 地 级 市 绿 色 发 明 专 利 申 请 数 作 为 衡 量 绿 色 技 术 创 新 “质 量”的 指 标

(Greenquality),将 地 级 市 绿 色 专 利 申 请 总 数 作 为 衡 量 绿 色 技 术 创 新 “数 量”的 指 标

(Greenquantity)。考虑到数值较大,因而将二者取对数处理。

2.核心解释变量:全国统一大市场程度

使用前文测算得到的综合因子表征全国统一大市场程度(Unitedmarket)。因子分析

法可以将多个相关变量综合为一个公共因子,从而减少变量的数量,并揭示出这些变量之

间的潜在结构关系。而全国统一大市场是一个复杂的概念,包含多个方面的因素。使用

因子分析法可以将这些因素提取出来,并形成一个综合性的指数,用于衡量全国统一大市

场的程度。

3.中介变量

本文将数字化水平、研发投入强度作为中介变量。数字化水平采用调整后的互联网

宽带接入端口数表示。研发投入强度采用研发投入占总产出的比重表示。

4.控制变量

参考现有文献的做法,使用以下七个控制变量:(1)城市经济水平(Lngdp),采用地

级市人均 GDP 表示,控制城市经济实力差异对绿色创新的影响。(2)城 市 人 口 规 模

(Lninfors),使用地级市公路客运量的对数表示,控制城市规模差异对绿色创新的影响。

(3)金融发展程度(Fiance),使用地级市年末金融机构贷款余额占 GDP的比重代理金融

发展,控制城市企业资金约束差异对绿色创新的影响。(4)人力资本水平(Lnhuman),使

用地级市普通本专科在校学生数表示,控制地区人才多寡对绿色创新的影响。(5)技术交

易活跃程度(Tech),使用省级技术交易成交额与 GDP的比值表示,控制技术市场发育差

异对绿色创新的影响。(6)城市产业结构(Secondindustry),使用地市级第二产业增加值

占 GDP的百分比表示,控制城市工业化程度对绿色创新的影响。(7)环 境 规 制 强 度

(Regulation),使用单位 GDP排放的废气量表示,这一指标越小代表环境规制强度越大,

以此控制环境规制强弱对绿色技术创新的影响。

(三)数据说明

本文使用2007—2019年277个地级市的面板数据,匹配了除西藏外30省份(由于数

据可得性原因,香港、澳门、台湾也不纳入考察范围)的省级面板数据,原始数据来源于《中

国统计年鉴》《区域经济统计年鉴》、国泰安、中国分省份市场化指数、CNRDS中国研究数

据服务平台等统计年鉴或数据库。本文选择2007—2019年这一时间段讨论全国统一大

市场与绿色技术创新的关系有以下两点原因:一方面,2007—2019年间我国经济发展态

势良好且对经济高质量发展的重视度日益增强,加之新发展理念指引产业绿色转型,致使

选取这一时间段对政策评估而言极具典型性和代表性;另一方面,2020年开始出现了罕

见的不利经济冲击,疫情可能导致了一些地区的经济活动受到限制,区域流动不畅会影响

全国统一大市场的形成和发展,绿色技术创新更是不可避免地按下暂停键,因此选择这一

时间段具有一定科学性。表4对实证所用变量进行描述性统计分析。

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