一、引　言

近年来，全球市场萎缩与贸易保护主义抬头相互交织，叠加其他外生冲击，致使国际政治经济格局呈现“百年未有之大变局”。基于对我国发展阶段、发展环境以及发展条件的科学研判，习近平总书记明确指出，“要深刻把握我国经济潜力足、韧性强、回旋空间大、政策工具多的基本特征，必须充分发挥国内超大规模市场优势，通过繁荣国内经济、畅通国内大循环为我国经济发展增添动力，带动世界经济复苏” ¹。2021年3月，《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》正式将“加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”确立为国家战略方针。

构建新发展格局的核心要义在于畅通经济循环与实现高水平自立自强。国内大循环通过供给体系质量跃升与需求结构优化的协同机制，促进资源配置效率提升与产业转型升级，增强经济内生增长动能与风险抵御能力，为高质量发展提供战略支撑。高质量发展的最终目的在于满足人民日益增长的美好生活需要，促进人的全面发展，实现全体人民共同富裕（王一鸣，2020）。伴随我国社会主要矛盾的历史性转化，共同富裕成为破解发展不平衡不充分问题的重要抓手（刘培林等，2021）。在推进共同富裕的历史进程中，应着力消除生产、分配、流通、消费等关键环节的制度性阻滞，实现经济运行总量平衡与结构优化，而国内大循环在其中发挥了关键作用。因此，厘清国内大循环与共同富裕的内在联系，特别是如何依托超大规模市场优势扎实推进共同富裕，是当前亟需突破的现实命题。

当前关于畅通国内大循环的研究主要集中于内涵、测度与实践等维度。首先，学术界对国内大循环的理论逻辑与内涵尚未达成共识。广义层面，内循环既可从国民经济核算视角理解为“内需”概念，也可从产品市场与资源供给视角将其阐释为“向国内市场提供产品服务和使用国内要素”（江小涓和孟丽君，2021），概而言之，就是利用国内生产网络满足消费需求的经济循环系统（张建华等，2023）。一众学者认为，我国经济已呈现以国内循环为主的显著特征，这既体现在国内配套能力与市场空间优势上（黎峰，2021），也表现为以高水平自主创新驱动经济循环畅通、以扩大内需提升经济流量、以国内大循环促进“双循环”协同发展（黄群慧和倪红福，2021）。此外，刘志彪（2020）指出，进一步对内开放是深化对外开放的前提，其演进逻辑为：扩大内需—虹吸全球资源—发展创新经济—推动产业高级化与产业链现代化—以国内循环为主—形成“双循环”新发展格局。其次是有关国内循环测度与效应的研究。现有文献主要通过两种方法量化国内循环程度：一是基于世界投入产出模型，采用Grassman（1980）的贸易依存度指标衡量国内循环的相对程度，通过国家间对比来揭示我国经济增长动力（江小涓和孟丽君，2021；黄仁全和李村璞，2022）。二是黄群慧和倪红福（2021）构建了全球价值链视角下的“双循环”GDP分解框架，证明我国对国内经济循环的依赖较高。在此基础上，张帅等（2022）、张云和柏培文（2023）将“双循环”测度拓展至省级层面，量化各省对国内市场的依赖度及其增长效应。随着国内市场规模优势凸显，相关研究进一步聚焦畅通国内大循环的经济效应，典型结论包括驱动产业结构转型升级（张建华等，2023）、激励全要素生产率提升（王思文和孙亚辉，2023）和赋能制造业企业全球价值链地位跃升（洪俊杰和隋佳良，2023）。

关于共同富裕的研究集中于两大核心议题：内涵测度与实现路径。学术界对共同富裕的内涵基本达成两个共识。其一，共同富裕包含发展与共享双重维度（李实，2021；万海远和陈基平，2021）。既要通过高质量发展“做大蛋糕”，提升总体富裕水平（史新杰等，2022），又需要“分好蛋糕”，实现“物质富裕、精神自强、生态宜居、社会和谐、服务普惠的全面现代化目标” ²。其二，强调差异化共享原则，主张在普遍富裕基础上存在合理差距（陈丽君等，2021；李实，2021；刘培林等，2021）。立足发展与共享的二维框架，一众学者采用地区总体发展指标与区域差距指标来构建共同富裕评价体系（刘培林等，2021；万海远和陈基平，2021；韩亮亮等，2023）。陈丽君等（2021）新增可持续性维度，形成三维指数模型。此外，针对宏观测度忽略个体真实感知的缺陷，张金林等（2022）开创了微观家庭层面的共同富裕评价体系。在共同富裕的实现道路上，改革开放初期推行“先富带动后富”政策。之后，这一政策效果逐渐呈现出显著的区域差异（覃成林和杨霞，2017）。一些学者主张以分配改革为重点，通过壮大中低收入群体（尤其是农民）的增收潜力来实现共富（李实，2021；刘培林等，2021；史新杰等，2022）；还有学者主张区域协调战略，认为新型城镇化是驱动共建共享的有力支撑（孙学涛等，2022）。在数字时代，数字经济强渗透性、广覆盖性的特征与共同富裕目标高度契合，通过破除信息壁垒、优化资源配置能促进全国统一大市场建设，助推均衡性增长。实证研究表明，数字普惠金融对于提高共同富裕水平具有显著促进作用（张金林等，2022；韩亮亮等，2023）。

总而言之，既有文献为探究经济循环与共同富裕的关联机制提供了坚实的理论基础，但仍存在拓展空间。首先要明确的是，畅通国内大循环是我国经济发展的重要引擎，共同富裕则是核心战略目标。现有文献大多聚焦于定性分析，如内涵解读与实施现状分析，但对量化研究关注不足。由于二者涉及多领域复杂因素，导致相关测度研究的评估标准侧重不一，尚未形成共识性指标体系。其次，现有指标测度存在两点局限。其一，经济循环涵盖生产、分配、流通、消费全流程，若仅用贸易依存度等单一指标衡量，可能因忽略系统关联导致评估偏差。其二，共同富裕强调全民共享与个体发展，现有研究大多基于宏观层面构建指标，而忽视个体主观感知，因而难以体现其微观特质。

相较于现有文献，本文的边际贡献主要体现在以下几个方面：第一，本文构建了畅通国内大循环与共同富裕的统一分析框架，基于微观家庭数据探究两者之间的内在关联。研究发现，畅通国内大循环能够显著提高共同富裕水平。通过对主效应进行分解，本文揭示了畅通国内大循环对物质富裕和精神富裕的显著促进效果，但未能显著改善社会共享，这为依托超大规模市场优势、扎实推进共同富裕提供了政策依据。第二，聚焦于生产、分配、流通、消费四个维度，本文研究发现，作为供需动态平衡载体的生产端与消费端承担着核心枢纽功能。畅通国内大循环对共同富裕的促进效应通过创业活力的激发、劳动生产率提高以及消费结构升级三重路径得以实现。而分配与流通环节受限于市场机制的不确定性，需要通过强化宏观调控疏通梗阻。第三，为了更精准地衡量共同富裕的实际情况，本文构建了个体本位的共同富裕测度体系，通过微观多维耦合指标来系统刻画“发展成果普惠共享”与“促进人的全面发展”的要义，为深入理解共同富裕内涵、探索实现路径提供微观证据。

二、理论分析与研究假说

（一）畅通国内大循环对共同富裕的影响分析

从宏观视角来看，共同富裕包含经济增长（“做大蛋糕”）与分配公平（“分好蛋糕”）两个维度。更深层的社会发展逻辑表明，共同富裕的本质在于人的能力全面提升与拓展。 ³若单纯聚焦物质生产与分配，而忽视全体社会成员的全面发展，共同富裕便容易陷入分配政策局部调整的局限，虽能取得短期成效，却难以从根本上遏制贫富差距扩大的趋势。 ⁴因此，共同富裕的实现路径需突破单一经济维度，构建多系统协同发展框架，既要满足人民群众的多元化需求，又要实现经济、政治、文化、社会和生态的协调互促。

改革开放以来的实践表明，实现“做大蛋糕” 与“分好蛋糕”的双重目标，关键在于发挥人力资本作用。劳动力作为最活跃的生产要素，其跨区域流动配置有助于激活社会创造潜力。在中国特色社会主义市场经济体制下，畅通国内经济循环已成为驱动劳动力要素流动的强大动力（胡汉辉和申杰，2023），并通过供需两端协同发力形成规模巨大、韧性充足的内需市场，最终实现供给与需求更高水平的动态平衡。从经济运行视角来看，国内循环畅通不仅通过区域和产业间的要素优化配置增强了市场活力，创造出多元化就业机会，更借助生产要素重组持续改善就业结构与产业布局，推动经济发展的波浪式前行与螺旋式上升。随着内需规模扩张与产业结构升级，国内循环的价值创造能力显著增强，进而从宏观上提高劳动收入份额，促进共同富裕（田野等，2024）。从社会发展视角来看，畅通国内大循环促进了文化、教育、医疗等公共服务资源的优化整合，在全面提升劳动力素质的同时增进社会公平正义，构建起支撑人的全面发展的社会环境，进而在更深层次上促进共同富裕。基于上述分析，本文提出如下假说：

假说1 :畅通国内大循环能够促进劳动力要素优化配置，同时提升劳动力综合素质，构建人的全面发展的传导机制，最终促进共同富裕。

（二）畅通国内大循环促进共同富裕的实践路径

1. 创业效应。就业是民生之本、收入之源。增进民生福祉，增强人民群众的获得感、幸福感、安全感，应着力完善就业与收入分配体系。研究表明，资本流动可能加剧区域经济分化，而人口流动能实现效率与均衡并存的帕累托改进（陆铭和李鹏飞，2022）。一方面，国内循环的畅通破除了众多制度性壁垒，加速全国范围内的要素流动，显著提升了供求间的匹配效率。这为创业者营造了全要素优化配置场域，在很大程度上激发了大众创业热情。特别是依托统一大市场的规模优势，推动新产品、新服务实现空间价值跃迁，在供给创造需求、需求牵引供给的动态过程中提升经济循环质量，夯实共同富裕的物质基础（韩亮亮等，2023）。另一方面，数字化转型浪潮中，共享经济、电商直播等新业态、新模式持续重塑国内大循环形态。这些新兴产业的蓬勃发展不仅创造了大量就业岗位，拓宽劳动者的增收渠道，还通过产业链垂直整合形成产业集群竞争优势，推动社会财富持续积累。此外，畅通循环体系还助力创业者突破地域锁定，开辟致富新路径，为破解相对贫困提供有效渠道（胡汉辉和申杰，2023）。基于上述分析，本文提出如下假说：

假说2：畅通国内大循环对共同富裕的促进效应得益于创业活力的激发。

2. 劳动生产率效应。新古典经济增长模型强调，劳动生产率跃升是驱动经济增长与财富积累的关键因素。提高劳动生产率能够直接增加劳动产出与收入（刘鹏飞和李莹，2016），既满足居民消费需求，又形成价值创造乘数，实现社会福利的整体改善。因此，在我国劳动力规模趋稳甚至下降的长期趋势下，唯有持续提高劳动生产率，方能突破增长路径依赖，维系高质量发展与居民财富积累的良性互动（李实，2021）。在国内大循环框架下，劳动生产率提升具有双重战略价值：既通过技术革新与效率改进强化供给体系，又依托收入增长与消费升级激活需求潜力。这种供需协同机制不仅促进经济总量增长，而且通过优化分配结构推动发展成果共享。具体表现为：生产端释放物质资本积累红利，满足人民多元化的美好生活需要；分配端优化收入分配结构，缩小行业、地域间的收入差距（韩雷等，2023）；流通端加速商品周转效率，强化产品价格竞争力（郑小碧和方权，2023）；消费端满足高层次需求，提升边际消费倾向以刺激内需。基于上述分析，本文提出如下假说：

假说3：畅通国内大循环对共同富裕的促进效应得益于劳动生产率提高。

3. 消费结构效应。消费作为经济循环的终端环节，不仅是经济增长的重要动力，更是衡量人民生活水平和共同富裕实现程度的关键指标。畅通国内大循环通过刺激内需市场提升居民消费能力与意愿，促进消费规模扩张与结构升级。这种结构升级又能进一步畅通经济循环体系：首先，消费升级通过需求侧驱动供给侧改革，提升资源配置效率并降低区域错配程度，深化区域经济循环。其次，消费升级倒逼企业深耕技术创新与变革生产模式，加速国内价值链循环（Acemoglu和Linn，2004）。再次，消费升级深化产业分工协作与投入产出关联，推动形成产业融合的动态互补机制（刘斌等，2022）。畅通国内大循环与消费升级的协同效应，从两方面助推共同富裕：其一，驱动产业结构优化与经济高质量发展，夯实共同富裕的物质基础；其二，引导消费需求向发展型、享受型转变（孙早和许薛璐，2018），居民支出重心从物质消费转向教育医疗、休闲文化等领域。这种转变不仅提升生活品质，更丰富内心世界，实现物质与精神层面的双重提升。基于上述分析，本文提出如下假说：

假说4：畅通国内大循环对共同富裕的促进效应得益于消费结构升级。

三、研究设计

（一）计量模型设定

为了探究畅通国内大循环对共同富裕的影响，本文构建如下计量模型：

其中，Cmw_ipt表示p省份的i家庭在t年的共同富裕水平；Circulate_pt衡量p省份的国内大循环畅通度；Control_ipt是涵盖户主、家庭和地区特征的控制变量。λ_i、λ_p和λ_t分别为家庭、省份和时间固定效应，ε_ipt为随机扰动项。系数α₁反映国内大循环畅通度对共同富裕的边际效应，是本文的核心关注参数。

（二）变量选取与说明

1. 被解释变量：共同富裕指数（Cmw）。共同富裕具备三大核心特征：全体人民共同富裕，物质和精神双重富裕，以及存在一定差距的共同富裕。由于共同富裕强调发展成果的普惠共享，而宏观分析框架难以捕捉微观个体差异，因此本文基于李实和朱梦冰（2022）的共同富裕三要素——收入、财产和公共服务可及性，改进了张金林等（2022）的指标构建方法，建立了微观家庭层面的多维耦合测度体系。“仓廪实而知礼节”的需求升级规律表明，物质充裕将引致精神追求，精神满足又催生了对社会共享的更高诉求。据此，本文构建共同富裕的递进式评估体系：以发展维度夯实物质基础，以共享维度推进社会和谐，形成包含3个维度、9个子项及17个基础指标的三级量化体系。具体构成详见表1。

物质富裕测度体系包含三个子项，即收入（含人均可支配收入和家庭相对收入）、财富和消费，均采用二分法赋值。其中，人均收入的临界值为当年全国人均可支配收入； ⁵家庭相对收入的临界值为相对贫困线，即所在省份当年家庭年收入中位数的40%；财富水平的临界值为当年家庭总资产的中位数；消费水平的临界值为当年全国人均消费。 ⁶精神富裕涵盖健康、社会保障、教育和文化四个子项。其中，健康水平以问卷自评身体状况为“好”和“非常好”的家庭成员比重来衡量；社会保障（含养老保障和医疗保障）分别以拥有养老保险及医疗保险的家庭成员比重来衡量；教育水平以拥有高中及以上学历的家庭成员比重来衡量。文化水平含教育文娱支出和主观幸福感两方面：教育文娱支出以其占家庭总消费的比重来衡量；主观幸福感定义为哑变量，根据问卷自评幸福感是否为“幸福”或“非常幸福”来赋值。对于社会共享，本文认为其主要体现在群体差异和区域差异上，差距越小说明共享程度越高。其中，群体差异表现为城乡发展差距，从收入差距（城乡人均可支配收入之比）、消费差距（城乡人均消费之比）、基本生活差距（城乡恩格尔系数之差）以及文化差距（城乡人均教育文娱支出占总支出的比重之差）来度量；区域差异则从家庭所在省份的养老保险、医疗保险参保比例以及获得最低生活保障的人数比例进行测度，分别用来反映当地的养老保险、医疗保险和低保覆盖程度。

在对各指标进行量化后，本文采用熵值法计算得到共同富裕指数（Cmw）。 ⁷根据测算结果，该变量在样本期内呈波动上升态势。城乡维度中，城镇地区的共同富裕指数显著高于农村，但农村地区的指数标准差较小，说明离散程度更低；区域层面，东部地区的共同富裕指数居首位，西部次之，中部地区虽相对滞后，但离散系数却最小。

2. 核心解释变量：国内大循环指数（Circulate）。刘志彪（2020）将国内大循环界定为再生产各环节，即投资、生产、分配、流通、消费周而复始的动态过程。张帅等（2022）通过测算发现这一循环机制以省际循环为主。其中，生产作为经济运行的起点，关键在于创新链、产业链与供应链的畅通；分配关乎社会公平正义；流通决定经济运行效率；消费则是释放内需与强化增长动能的核心抓手（王一鸣，2020）。鉴于此，本文借鉴洪俊杰和隋佳良（2023）的指标体系，基于省级数据从生产、分配、流通、消费四维框架测算国内大循环指数。生产水平以省级全要素生产率表征，采用随机前沿分析法测算。投入要素为从业人数及永续盘存法估算的固定资本存量，产出对应实际GDP。全要素生产率提升可有效畅通国内循环，故该指标与大循环指数正相关。分配水平采用农村人均纯收入与城镇人均可支配收入的比值度量，比值扩大反映收入差距缩小与分配机制优化，同样与大循环指数正相关。流通水平采用交通运输业、仓储邮政业、批发零售业及住宿餐饮业总产值占GDP的比重测算。 ⁸流通业规模扩张有助于提升循环效率，该指标也与大循环指数呈正相关。由于2019年起各省不再统计最终消费率，因此改用社会消费品零售总额占GDP比重来衡量消费水平。该比值反映内需强度，也与大循环指数正相关。在对各维度指标进行标准化处理后，运用熵值法合成省级国内大循环指数Circulate。

图1呈现了2011—2019年我国东、中、西部国内大循环水平演变轨迹。三大区域均呈震荡上行态势，说明区域联系持续深化。分区域看，东部地区长期居于领先地位，得益于自贸试验区等制度型开放载体的快速推进，通过“双循环”协同机制为畅通国内循环提供持续动能。中西部地区的大循环水平显著低于东部地区，虽显现追赶态势，但受地理区位与政策约束，叠加资源配置与产业结构瓶颈，发展势能相对不足。

3. 控制变量。基于微观层面共同富裕的多维影响因素，本文参考已有文献，从户主、家庭和地区特征选取一系列控制变量。户主特征涵盖户主性别（gender）、年龄（lnage）、学历（edu）及婚姻状态（marry）；家庭特征包含风险偏好（risk）、劳动力数量（labour）、孩童占比（p16）和老人占比（p65）；地区特征选取省级城镇化率（urbanrate）、经济发展水平（lnpgdp）、产业结构高级化（structure）、金融发展水平（finance）以及文教发展水平（culture）。表2 汇报了变量设定方法与描述性统计结果。

（三）数据来源

鉴于微观富裕更能体现发展成果共享性，本文采用家庭层面数据测度共同富裕指标。数据源自西南财经大学“中国家庭金融调查”项目（CHFS）的五期追踪数据（2011年、2013年、2015年、2017年和2019年），覆盖除西藏、新疆和港澳台以外的29个省份。数据库涵盖了家庭资产与负债、收入与支出、社会保障及人口特征等详细信息，其个体层面的抽样代表性与数据质量为本研究奠定了微观基础。省级数据来源于《中国统计年鉴》、地方统计年鉴及国民经济和社会发展统计公报。

四、实证结果分析

（一）基准回归

本文依据Hausman检验，采用固定效应模型检验畅通国内大循环对共同富裕的影响效应，回归结果如表3所示。列（1）和列（2）仅考虑畅通国内大循环对共同富裕的单一影响，列（3）至列（5）逐步加入户主、家庭及地区特征控制变量。全样本估计显示，核心变量系数至少在5%的统计水平上显著为正，国内大循环指数每提高1单位，可推动共同富裕水平增长0.0375单位。该结论支持了畅通国内大循环对共同富裕的显著促进效应，假说1得证。

（二）稳健性检验 ⁹

首先，本文参考既有文献（刘培林等，2021；韩亮亮等，2023）的做法，构建地市级共同富裕指标替代被解释变量， ¹⁰并扩展样本至2011—2019年连续期，重新估计式（1）。其次，本文采用两种方法替代核心解释变量， ¹¹从而削弱指标构建主观性引致的偏误（张帅等，2022；张云和柏培文，2023）：一是运用主成分分析法重新测度国内大循环指数；二是基于投入产出表计算各省国内价值链参与度。具体而言，本文采用Koopman等（2014）的全球价值链增加值分解法，测算各省在大循环中的前向与后向参与度，取两者均值表征国内循环程度。 ¹²再次，剔除直辖市样本以控制政策异质性。最后，考虑到扶贫政策的实施可能影响共同富裕进程，本文参考尹志超和郭沛瑶（2021）的方法，在式（1）中引入精准扶贫政策实施的双重差分变量（TPAit），将2015年及后续年份的建档立卡家庭界定为处理组。 ¹³上述检验结果与基准回归结果基本一致，验证了核心结论的稳健性。

鉴于共同富裕可能进一步促进国内循环畅通，引发内生性问题，因此本文选取其他省份大循环指数的均值作为工具变量，采用两阶段最小二乘法（2SLS）估计。根据全国统一大市场的空间关联特征，他省的循环程度会通过要素流动与市场外溢影响本省循环进程（相关性），但与本省个体共同富裕的实现路径并无直接关联（外生性），符合工具变量选取条件。同时，本文参考Lewbel（2012）的异方差法构建辅助工具变量：选取所有控制变量为外生变量Z，将Circulate对Z回归的残差与去中心化后的Z相乘，即$ Z I V=(Z-\bar{Z}) \times \hat{\mu} $。根据回归结果，Wald F和LM统计量均在1%的水平上显著，验证了工具变量的合理性。核心变量系数显著为正，与基准结果一致，再次证明畅通国内大循环对共同富裕促进作用的稳健性。

此外，本文还采用分位数回归以缓解OLS因非正态误差引致的偏误。回归结果中列示了10%、25%、50%、75%和90%分位点的估计值，核心变量的系数均显著为正。值得注意的是，估计系数值随分位点提升呈单调递增趋势，这表明畅通国内大循环对共同富裕的促进作用具有边际效应递增的特征。

（三）畅通国内大循环与共同富裕：子回归分析

立足基准回归模型，本文进一步分析畅通国内大循环对共同富裕三个维度（物质富裕、精神富裕和社会共享）的影响， ¹⁴考察大循环对共同富裕不同层面的差异化作用，并评估其是否存在跨阶段推进效应。估计结果表明， ¹⁵畅通国内大循环显著推动了物质富裕和精神富裕的共同提升，但未能显著改善社会共享。部分偏远地区受基础设施薄弱、产业滞后与就业不足等因素的制约，难以充分获取循环发展红利，进而从整体上削弱了其对社会共享的积极效应，导致无法观察到社会共享效应的显著影响。值得注意的是，国内大循环对物质富裕的促进效应显著高于精神富裕。原因可能在于：其一，发展中国家的阶段性特征决定了物质需求仍居主导地位。尽管我国已实现全面小康，由物质富裕转向精神富裕，但区域和城乡差距仍制约了共享机制的完善。其二，市场供需以物质为基础，物质富裕更易形成正向循环，精神富裕需要更高投入和制度保障，而最高层次的社会共享效应的显现可能存在滞后。

（四）影响机制检验

基于理论分析，从供需两端出发，畅通国内大循环对共同富裕的促进效应得益于创业活力的激发、劳动生产率提高和消费结构升级。本节将检验上述机制，设定机制检验模型如下：

在式（2）和式（3）中，i、p和t分别表示家庭、省份和年份。Circulate_pt表征国内大循环指数，M_ipt为机制变量，Cir_pt×M_ipt为两者交互项， ¹⁶Cmw_ipt表示个体共同富裕水平。

1. 创业效应的检验。首先，本文检验畅通国内循环对区域创业积极性的影响，借鉴白俊红等（2022）的思路，以每百人新创企业数衡量省级创业活跃度。表4列（2）的结果显示，核心变量系数显著为正，表明畅通国内大循环激发了区域创业活力。表4列（3）的估计结果显示，交互项系数在1%的水平显著为正，且系数值大于基准结果，这说明创业活力在国内大循环促进共同富裕过程中具有正向调节效应。其次，本文还从微观层面深入探讨大循环对个体（家庭）创业的影响，根据问卷中家庭是否从事工商业经营构建家庭创业哑变量（尹志超等，2019）。Probit模型估计结果如表4列（4）所示，畅通国内大循环显著激发了个体创业活力。表4列（5）结果进一步表明，个体创业活力的增强能够放大国内循环对共同富裕的助推效果。作为生产端的重要主体，创业者通过产品服务迭代驱动消费升级，形成物质再生产良性循环（韩亮亮等，2023）；同时，依托国内大循环的市场规模优势，创业活动催生新兴业态发展，促进了规模性就业与持续性财富积累。由此，假说2得证。

2. 劳动生产率效应的检验。劳动生产率即单位时间劳动产出，本文采用人均受教育年限与就业人数乘积的对数衡量省级劳动生产率（汪伟等，2015）。表4列（6）的结果显示，畅通国内大循环显著提升了区域劳动生产率。表4列（7）的结果进一步显示，交互项系数在1%的水平显著为正，且系数值大于基准结果，这表明劳动生产率在国内大循环促进共同富裕的过程中发挥了正向调节效应。劳动生产率的提升促进供给端提质增效，通过国内市场循环满足多元化产品与服务需求，从而夯实共同富裕的物质基础。由此，假说3得证。

3. 消费结构效应的检验。理论分析指出，畅通国内大循环对共同富裕的推动作用可能受居民消费结构影响，消费结构升级主要表现为发展型与享受型消费份额增长（孙早和许薛璐，2018）。据此，本文以各省及个体（家庭）的发展与享受型消费占比衡量地区和个体消费结构升级。 ¹⁷表5列（2）和列（4）的结果均显示核心变量系数显著为正，这表明畅通国内大循环显著提升了居民发展享受型消费占比，驱动消费结构升级。表5列（3）和列（5）的估计结果进一步显示，交互项系数分别在5%和1%的水平显著为正，且系数值大于基准结果，这说明无论是地区整体还是个体的消费升级，均显著增强了国内大循环对共同富裕的促进作用。消费结构升级刺激了居民对高品质、个性化商品和服务的需求，推动产业结构优化和新兴产业崛起，极大地增强了供给端活力，进而提升经济循环效率，加速共同富裕进程。由此，假说4得证。

五、拓展分析

（一）异质性分析 ¹⁸

1. 区位差异和城乡差异。我国地域辽阔，不同地区家庭在收入、就业和公共服务获取等方面存在显著差异，会对推动共同富裕产生重要影响。本文针对区位差异和城乡差异进行异质性分析，构建区位与城乡哑变量， ¹⁹并将国内大循环指数与上述哑变量的交互项Cir×西部和Cir×农村纳入式（1）。回归结果显示，交互项系数均在1%的水平上显著为负，这表明畅通国内大循环对中东部及城镇家庭共同富裕的促进效应更显著。这可能是因为欠发达地区在国内循环中的参与度不足，导致区域和城乡差距成为推进共同富裕的主要障碍。为此，需要采取更加精准有力的政策措施，进一步缩小区域和城乡发展差距。

2. 群体差异。首先，投资偏好反映了家庭的风险承担和财务目标差异，可能影响国内大循环推进共同富裕的进程。部分家庭倾向于投资股票、房地产等高收益资产，另一些家庭则更关注资产安全性与流动性。鉴于此，本文参考尹志超等（2019）的研究，构建国内大循环指数与风险偏好哑变量的交互项Cir×风险偏好纳入式（1）， ²⁰以分析不同风险偏好下畅通国内大循环对共同富裕的差异化影响。实证结果表明，畅通国内大循环对风险偏好型家庭共同富裕的促进效应更显著。原因可能在于，风险偏好者通常具备较强的风险承受能力和市场参与意识，且具有较强的消费能力，随着国内市场深化，此类家庭可依托多元化投资渠道实现资产保值与财富积累；反观持有非风险资产的家庭，受限于风险规避倾向、投资知识匮乏等因素，他们可能难以获取国内大循环所带来的市场红利。

其次，受教育水平差异会通过居民的职业选择、收入获取和财富管理能力，影响家庭共同富裕进程。鉴于此，本文统计各家庭劳动力的平均受教育年限， ²¹取其中位数作为阈值设定受教育哑变量，随后构建国内大循环指数与该哑变量的交互项Cir×受教育水平纳入式（1）。实证结果表明，劳动力受教育程度越高，畅通国内大循环对其家庭共同富裕的促进效应越显著。这一发现凸显了人力资本在共同富裕进程中的重要作用：既通过劳动生产率提升夯实物质基础，又借由教育发展培育精神文明。

（二）进一步分析 ²²

1. 生产、分配、流通、消费对共同富裕的影响。本文的被解释变量与核心解释变量均由多维度指标体系构成。基于前文对畅通国内大循环影响共同富裕三个维度的分析，本节重点考察大循环四个环节（生产、分配、流通、消费）对共同富裕的促进或阻碍作用。 ²³实证发现，生产和消费环节是推进共同富裕的关键环节，分配（系数为负）和流通（系数为正）环节均未通过显著性检验。这表明国内大循环主要通过提高生产率、增加产出以及优化消费水平与结构来促进共同富裕，而分配和流通环节可能存在梗阻，致使其对共同富裕的促进效应未能充分体现。市场经济体制下，生产和消费作为供需两端是经济增长的核心引擎，特别是新质生产力的迅猛发展显著提升了社会全要素生产率。然而，市场失灵诱发的分配失衡等问题成为阻碍共同富裕的因素。究其原因，市场流通的非均衡配置倾向会强化优势区域和群体的资源虹吸效应，忽视弱势群体和欠发达地区的发展诉求；同时，由市场分割引致的垄断壁垒和规则不一致现象会降低资源配置效率，影响供需有效对接（唐任伍和张景森，2022）。因此，推进共同富裕仍需政府宏观引导，确保经济增益的普惠共享。

2. 国际贸易的调节效应。坚持以国内大循环为主体，并非自我封闭或自给自足，而是通过内需驱动实现国内外市场深度融合。既需要国内循环吸引全球优质资源，又需要国际循环赋能国内循环，进而统筹利用两个市场增强全球资源配置能力，构筑经济高质量发展新格局（黎峰，2021）。为深入探究国际市场循环在推进共同富裕中的调节效应，本文参考Grassman（1980）、江小涓和孟丽君（2021）的做法，采用省级外贸依存度作为国际市场循环的代理变量， ²⁴这一变量既表征经济体对外部市场的依赖程度，又反映了内外市场的联动关系。随后构造国内大循环指数与该指标的交互项Cir×国际循环纳入式（1），并进一步分析其对共同富裕三个维度的影响。

实证发现，国际循环显著增强了国内大循环对共同富裕的促进作用，尤其体现在物质富裕水平的提升上，对精神富裕的调节效应不显著。国际循环通过扩大贸易和投资规模将优质资源引入国内，提升了劳动生产率并加速产业升级，进而驱动经济增长与财富积累。 ²⁵然而，国际循环在社会共享维度却呈现显著的负向调节效应。原因可能是：国际要素的非对称获取加深了区域间马太效应（屠年松和张月明，2022），优势群体通过国际循环强化收益，而弱势群体则面临发展机会挤出困境；此外，贸易摩擦、汇率波动等外部冲击会加剧弱势群体的利益受损度，不利于社会共享。尽管如此，参与国际循环对经济增长和物质财富积累的积极效应显著，因而在总体上仍有助于推进共同富裕。这一结果深刻揭示了新发展格局中内循环与外循环的辩证关系：内循环为主，内外循环互促。面对复杂多变的国际环境，应充分发挥国内大市场的战略优势，以制度型开放深化国内外市场规则对接与协同发展，在动态平衡中持续释放内需势能。

六、研究结论与政策启示

共同富裕是社会主义的本质要求。在推进共同富裕的历史进程中，应着力消除生产、分配、流通、消费等关键环节的制度性阻滞，实现经济运行总量平衡与结构优化，而国内大循环在其中发挥了关键作用。本文基于中国家庭微观调查数据和省级面板数据，构建国内大循环四维指数（生产、分配、流通和消费），并测度微观共同富裕水平，进而系统揭示了畅通国内大循环与共同富裕之间的理论关联及作用机制。研究发现：（1）畅通国内大循环能够显著提高共同富裕水平，该结论经稳健性检验后仍成立。这一循环机制推动了居民物质富裕和精神富裕的共同提升，但未能显著改善社会共享。（2）从传导机制看，作为供需动态平衡载体的生产端与消费端承担着核心枢纽功能，其促进效应通过创业活力的激发、劳动生产率提高以及消费结构升级三重路径得以实现。而分配与流通环节受限于市场机制的不确定性，还需通过强化宏观调控来疏通梗阻。（3）对于区位优势显著、具有一定风险偏好且劳动力受教育程度较高的家庭，其从国内大循环畅通中获得的边际效益尤为突出。（4）国际市场循环对国内循环体系具有显著的正向溢出效应，构成共同富裕实现的加速器。

据此，本文提出如下政策建议。第一，促进城乡融合与区域协调发展。研究表明，畅通国内大循环推动了物质富裕和精神富裕共同提升，但未能显著改善社会共享。欠发达地区在国内循环中参与度不足，导致区域和城乡差距成为推进共同富裕的主要障碍。因此，畅通国内大循环应兼顾效率与公平，重点强化薄弱环节。具体而言：（1）深化户籍制度改革，通过降低迁移门槛和简化手续逐步破除城乡二元结构，保障城乡居民在择业、基本公共服务和社会福利等领域的平等权益。（2）推动区域协调发展战略、区域重大战略与主体功能区战略有机衔接，优化生产力布局，促进要素跨区域高效配置。结合资源禀赋培育特色产业，构建优势互补、协同发展的区域经济新格局。（3）全面推进乡村振兴，引导社会资本参与欠发达地区民生设施建设运营，完善医保、社保体系以增强低收入群体抗风险能力；同时，加大对公共文化服务场所的投资力度，推动公共文化资源向农村和边远地区覆盖。第二，消除分配与流通梗阻，助推国内统一大市场建设。研究表明，国内大循环的分配与流通环节可能存在梗阻，制约了共同富裕水平的提升。在分配领域，需健全税收调节机制，强化高收入群体税收监管并减轻低收入群体税负；同时，加快建立企业工资协商机制，保障劳动者薪酬合理增长。在流通领域，需完善城乡物流基础设施，运用数字技术优化供应链管理，促进商品和要素流通一体化。此外，应着力破除地方保护和市场分割，加强反垄断监管，遏制资本无序扩张，从而构建公平竞争的市场环境。第三，优化金融服务，鼓励创新创业。完善的金融市场体系有助于降低融资成本、提高效率，激发市场主体的创业活力，促进财富积累。为此，需促进金融体系与创新创业政策协同配合，出台专项贷款等定向支持政策，为创新创业者提供更优惠的融资支持。同时，针对企业成长的差异化阶段，精准匹配市场信息与融资需求，提升创新创业成功率。第四，推动教育公平，提升人力资本质量。首先，应优先保障教育投入，依托国内大循环推动城乡教育均衡发展，筑牢共同富裕的公平起点。其次，建立教育质量动态监测体系，推进素质教育改革，重点培养学生的创新精神和实践能力，强化人力资本与社会需求的适配性。最后，应推进终身教育事业，对接市场需求开展专业培训，提升劳动者技能与素质，进而促进家庭收入增长和人力资本竞争力提升。

1习近平：《在企业家座谈会上的讲话》，《 人民日报 》，2020年07月22日 02 版。

2《中共中央 国务院关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区的意见》，中国政府网，2021-05-20。

3刘尚希：《共同富裕不是均贫富，而是人的全面发展》，环球时报，2022-08-04。

4裴韬武、李春顶：《构建“双循环”新发展格局，扎实推进共同富裕》,光明网，2023-11-22。

52011年全国人均可支配收入为14 551元，2013年为18 311元，2015年为21 966元，2017年为25 974元，2019年为30 733元。数据来源：https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。

62011年的全国人均消费为10 820元，2013年为13 220元，2015年为15 712元，2017年为18 322元，2019年为21 559元。数据来源：https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。

7因篇幅所限，未汇报共同富裕指数的测算公式及描述性统计结果，备索。

8现有文献普遍认为流通业包括交通运输、仓储和邮政业、批发和零售业、住宿和餐饮业。

9因篇幅所限，未汇报稳健性检验结果，备索。

10该指标涵盖富裕度与共享度双重维度。因篇幅所限，没有给出指标体系构建方法，备索。

11由于在本文样本区间内，只有2012年、2015年和2017年发布了区域投入产出表，因此此处采用2015年和2017年的投入产出数据与CHFS数据相匹配。

12因篇幅所限，未给出公式推导过程，备索。

13建档立卡家庭根据问卷中“目前，您家是否为贫困户”的回答情况来界定。此外，我国为巩固脱贫成果，坚持“脱贫不脱政策”，对于脱贫家庭不撤档。对此，本文将脱贫家庭的后续年份也视为处理组，即家庭一旦被评为“贫困户”，当年及后续年份都赋值为1。

14为了消除量纲影响，便于数据比较，此处对共同富裕三个细分变量进行了标准化处理。

15因篇幅所限，未汇报子分析结果，备索。

16为提升估计稳健性及系数解释力，此处对Circulate_pt和M_ipt进行去中心化处理。

17省级发展与享受型消费比例=1－(食品烟酒消费+衣着消费+居住消费)/人均总消费，家庭发展与享受型消费比例=1－(食品消费+衣着消费+居住消费)/家庭总消费。

18因篇幅所限，未汇报异质性分析结果，备索。

19若家庭所在省份位于西部或农村，则区位哑变量和城乡哑变量分别为1；否则为0。

20若家庭持有风险金融资产，则赋值为1；否则为0。风险金融资产涵盖股票、基金、债券（不含国债和政府债券）、金融理财产品、金融衍生品、非人民币资产、黄金和借出款等。

21受教育年限统计标准：没上过学=0；小学=6；初中=9；高中、中专和职高=12；大专、高职=15；大学本科=16；硕士研究生=19；博士研究生=22。

22因篇幅所限，未汇报进一步分析结果，备索。

23为了消除量纲影响，此处对四个细分变量进行了标准化处理。

24省级外贸依存度＝本省进出口总额/本省国内生产总值。

25王镭：《用好两个市场两种资源促进国内国际双循环》，《红旗文稿》2024年第6期。