强省会战略与区域内城乡收入差距——来自中国省级面板的证据

王 婷 王义文

(福州大学经济与管理学院， 福建福州 350108)

一、引言

十九大报告指出，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和发展不平衡不充分之间的矛盾，并且这种不平衡不充分的矛盾主要体现在城乡及地区之间不平衡等方面，城乡收入差距则是这种不平衡性的重要体现。当前，尽管城乡收入差距的扩大趋势已得到有效控制，但是仍然面临较大不确定性，这种不确定性既来自宏观经济的波动，也来自区域政策的冲击。区域经济政策的利益导向及实施时间的差异，都可能导致截然不同的政策效果并引发各种争议。如地方政府对“强省会”政策的推行是否会加剧区域内城乡收入差距、扩大区域内城乡发展不平衡等问题上，学者持不同看法。

在经济地理学中，核心城市规模的大小和实力强弱与其辐射的地域范围正相关。据此 我们认为“强省会战略”大致是指通过赋予省会城市各项政策扶持以提高省会城市首位度、扩大省会城市的辐射范围，集中力量率先打造省会城市核心竞争力的系列决策。作为中心城市的“强省会”不仅自身实力雄厚，并且在区域经济协调联动、创新发展模式等方面发挥着重要的支撑、示范、引领作用。近年来，不少省份都做出了做大做强省会城市的战略部署，如江西省南昌市提出要“在做大做强做优大南昌都市圈中展现省会的强烈担当和应有作为”，海南省委认为要继续“做大做优做强海口，坚决扛起建设美好新海南的省会担当”，吉林省也对长春市提出了强化“打先锋、站排头”意识，多行“表率”“领先”之举的定位与要求。上述部署都将强化省会城市的中心地位作为重要举措，大致都属于“强省会”战略范畴。部分学者认为实施“强省会战略”有助于在新一轮区域竞争中打造核心增长极，充分发挥省会城市的辐射带动作用, 并以此增强区域整体的全国竞争力；但也有不少学者认为省内资源过度向省会中心集中，容易造成城市层级失当，在资源配置的整体效率来看得不偿失。省域内这种单一城市中心程度提高是否会抑制省域经济长期增长，并不可避免地扩大区域内城乡收入差距，加剧区域内发展不平衡不充分间的矛盾？在新时代背景下，对强省会战略与区域内城乡收入差距的关系进行研究，既有助于破解区域内城乡发展不均衡不充分问题，推动区域协调发展；又有利于培育区域发展主导力量，形成新的区域经济增长极。因此，具有重要的理论与现实意义。

需要说明的是，衡量“强省会”的指标众多，以往研究大多建立在各种形式的省会首位度测度之上。例如有学者使用人口首位度(即省会人口占全省之比)来反映省会的强势指数，但此指标更偏向于对省会城市人口聚集程度的刻画。也有学者主张以省域内人口最多与次多省辖市的人口数量之比来衡量省会首位度，但考虑到省域内次中心的变动性，我们最终采用省会经济首位度(即省会城市的经济总量占全省的比重)来描述强省会战略的程度，并且若无特殊说明，本文中的省会首位度专指省会经济首位度。

二、文献回顾

关于省会城市首位度的研究可以扩展到省会城市的中心性、引领性等研究。俞勇军和陆玉麒指出省会城市中心性的发挥不仅与省会城市的综合实力相关,还与省区的形状、面积大小、省会城市位置、省内交通网结构、省内地级城市实力等诸多因素存在密切联系。[1]雷仲敏和康俊杰认为区域内城市首位度指数主要由城市要素规模、产业发展和城市功能等构成。[2]倪鹏飞等发现在人口重心还在不断向省会城市转移的过程中，经济重心调整的步调快于人口重心且不断偏离省会城市，这一过程导致省会城市在人口与经济首位度上并不完全吻合。[3]曾冰等认为省际间的地方保护主义致使各省的经济要素更加集中于省会城市，导致省会城市“一枝独秀”，客观造成省会首位度的非健康提升。[4]何利通过聚类分析发现我国东部地区的省会城市首位度相对不高, 同时受外向型经济影响，省会城市对区域经济的引领作用较弱；而中西部省份则加大省会城市的发展力度, 突出省会城市的引领作用，强化了省会城市首位度。而当省内存在其它副省级城市时，该省份的省会首位度表现较为特殊。[5]

对城乡收入差距的研究则更加细致。蔡昉和杨涛认为政府对生产要素市场的干预和实施有利于城市的各类政策是形成城乡收入差距的主要原因。[6]陆铭和陈钊则证实了城市化对缩小城乡收入差距的作用显著。[7]孙华臣与焦勇在“官员晋升锦标赛”视角下, 研究了地方政府竞争对城乡收入差距的作用机制，结果发现贸易开放能够弱化地方政府竞争对城乡收入差距扩大的激励作用, 说明贸易开放的调节作用有利于缓解地方政府竞争所带来的城乡收入差距。[8]郑小三和李小可通过实证研究发现固定资产投资可以改善收入差距恶化。[9]杨晶等发现加大财政支农力度有利于缩小城乡居民收入差距，同时产业结构升级整体对城乡居民收入差距扩大产起到了“抑制作用”。[10]但也有学者发现产业结构升级可能扩大城乡居民收入差距。如李政和杨思莹就认为受产业结构与就业结构偏离、 产业政策的城乡二元结构以及城乡居民收入结构差异等诸多因素影响, 产业结构升级反而加剧了城乡收入差距。[11]

提高省会首位度的强省会战略究竟会对区域内城乡收入差距产生怎样的影响呢？目前学界对这一块的研究仍然较为缺乏，比较相关的有：王家庭发现，城市首位度对区域经济增长的影响关系表现为正N型并存在较明显的区域异质性, 且目前绝大多数地区仍处于城市首位度对区域经济增长存在反向作用的阶段。[12]吴万运和赵雅琼通过构建地区经济发展均衡指数模型，发现中国省会城市首位度与该省份经济发展之间存在着倒U形的关系，核心城市的极化效应和扩散效应在其中发挥重要作用，因此处于不同发展阶段的地区在制定政策时要因时制宜。[13]金颖婷利用25个省区 2005—2013 年的面板数据分析发现城乡收入差距随着城市首位度的变化呈现“U”型的规律。城市首位度的提高表现为首位城市相对于第二城市的人口集聚程度，而当集聚程度过高时会抑制周边城乡的发展，局部资源、技术上的流通会影响整个区域的经济效率，从而带来不一样的发展绩效，扩大城乡收入差距。[14]

综上，我们发现大多数学者将研究重点放在宏观经济变量对城乡收入差距的影响，也有少数学者对城市首位度与区域经济增长的关系进行了研究，但关于省会城市首位度与区域内城乡收入差距之间的关系并未形成一致结论。因此我们认为继续开展这方面的研究具有一定的必要性。与前人的研究相比，本文主要存在以下几个创新点： 第一，将强省会战略与区域内城乡收入差距置于同一研究框架之内，在拓展了省会城市首位度对区域影响的研究范围的同时，也丰富了城乡协同发展与高质量城镇化的理论基础。第二，从省域异质性角度，探索了不同发展阶段的省会城市首位度对区域内城乡收入差距的不同影响。

三、机制分析

经济发展的库兹涅茨倒 U 型曲线理论认为，发展中国家在经济增长过程中,收入分配状况会经历从最初的不断恶化到逐渐改善的过程。[15]对该理论的一个合理解释是，在经济发展的初步阶段，资本要素总体上较为稀缺因而拥有更高的边际报酬，而城镇地区的资本相对充裕，导致生产要素向城市地区集聚，从而使得城镇地区的收入增长快于农村地区，城乡收入差距扩大；当经济发展步入成熟阶段，伴随着总体人均资本存量增加，劳动与资本的边际报酬趋同，农村剩余人口的边际生产力有所提高，城乡收入差距便呈现降低态势。倒 U 型曲线理论在众多发展中国家得到证实，实际验证了经济要素在城乡之间的集聚—扩散过程。

在给定其他条件不变的前提下，带有赶超意味的强省会战略与区域内城乡收入差距的关系大致也符合这一理论。省会首位度的提高本质上是经济活动空间集聚的表现之一：在经济发展过程中，各生产要素不仅呈现从农村部门向城市部门集聚的现象，并且在城市部门内部表现为核心城市对生产要素具有更强的聚集作用。这种带有“省会”偏向性的经济集聚度提升，符合经济集聚状况对城乡收入差距影响的一般规律，其具体影响过程见图1。

图1 强省会战略对区域内城乡收入差距的影响机制

在强省会战略实施的初期阶段，省会首位度的提高会增强城镇地区对农村地区各生产要素的“虹吸效应”，在要素能够自由流动的情况下，农村地区将面临着资金与劳动力流失，而城镇地区在基础设施、公共服务、就业机会等方面的优势却得以强化，这将提升城镇地区的集聚经济与规模经济水平，使得城镇地区收入增长快于农村地区；另一方面，这一阶段省会城市首位度仍然较低，不仅自身溢出效应有限，并且还通过对其他城市产生虹吸效应，削弱其他城市的相对实力，间接抑制了其他城市对农村地区的溢出效应，因此城镇地区对农村地区总体溢出效应相当有限，以上都将使城乡收入差距出现扩大趋势。

当省会城市首位度提高到一定程度(对应图1中的后期阶段)，伴随着土地与人力等成本的升高，城镇内部开始出现 “拥挤效应”，城镇集聚效应有所减弱并缓滞城镇地区的收入增长。[16]同时，根据产业梯度转移的原理，拥挤成本也给城镇部分产业带来向农村地区转移的压力，这种产业和生产要素的回流是“溢出效应”的重要组成部分。除此之外，省会城市通过对其它城市的扩散作用，还将增强其他城市对农村的溢出效应，再加之此时省会城市的虹吸效应已经较弱，农村地区容易受到正的净效应影响，城乡收入差距存在缩小的可能性。

基于以上分析，可以发现农村地区受到的净效应存在不确定性。因此我们初步推测不能一概认定“强省会”战略必然加剧城乡收入差距，并且两者之间极可能存在类似库兹涅茨倒 U 型曲线的关系，这种影响效果因省会首位度不同而存在差异性。具体而言，强省会战略开始会使得城市居民收入增长速度快于农村居民收入增长速度，扩大城乡收入差距，而这种差距会随着溢出效应占据主导地位后而逐渐缩小。为了验证这一设想，下面将进行具体分析。

四、实证分析

(一)数据来源与基准模型构建

1. 数据来源

因本文的研究对象要求，剔除直辖市、特别行政区等不含省会城市的省级行政单位；同时由于数据缺失，西藏自治区、台湾省不在本文研究范围内。此外由于人均可支配收入的统计口径变动，致使2014年后的城乡收入差距难以准确测出，故本文最后采用2001-2013年中国26个省的面板数据。所有原始数据均来自历年的《中国统计年鉴》以及《中经网统计数据库》。各指标选取如下:

城乡收入差距(RID)作为模型的被解释变量由泰尔指数来衡量。在现有文献中, 国内学者常用基尼系数与泰尔指数度量城乡收入差距，但考虑到基尼系数仅对中等收入阶层的变动较为敏感，且无法反映出城乡人口结构变动对指标的影响，而泰尔指数则能较好地弥补这些缺陷。参照王少平和欧阳志刚的做法[17]，模型的被解释变量城乡收入差距(RID)由定义泰尔指数来衡量。其测算公式如下:

(1)

其中:Y1与Y2分别为为城镇和农村居民的总收入，Y为城乡居民总收入，P1与P2分别为农村人口与城市人口，P为城乡总人口。泰尔指数越大反映城乡收入差距越大，反之说明城乡收入差距越小。

省会首位度(PRP)用省会城市GDP占本省经济总量的比重表示。一般而言，省会城市占本省的GDP份额越大，其首位度越高，越能体现其相对强势地位。

控制变量包括：城镇化水平(UR)，以城镇人口占总人口比重衡量，城镇化水平是影响城乡收入差距的主要原因之一，众多研究表明城镇化率与城乡居民收入差距呈负相关关系；城乡二元结构下贸易对城乡收入差距的影响已经被广泛注意到，因此我们将贸易开放度(FC)作为控制变量之一，该变量以当年进出口总额占GDP比重来衡量；产业结构(SZ)则用第三产业比重作为产业高级化的代理变量，从长期来看，产业结构升级能够减小城乡收入差距。固定投资率(FI)以固定资产完成投资额占当年GDP比重衡量，间接反映政府投资力度；财政支农力度(AG)以涉农支出(农林水事业支出)占当年财政支出比重衡量，该项指标越大，说明政府的财政支农力度越大，我们预期这将在促进农民增收、缩小城乡收入差距方面将起到积极作用。各项指标的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计

2. 基准模型构建

鉴于区域内城乡收入差距往往在时间上存在一定的自相关，具有很强的路径依赖性，并且同期的城乡收入差距可能会与城镇化率等变量互为因果关系，因此建立在静态面板数据基础模型上的简单回归极可能因为内生性问题而出现严重偏误。为克服这一问题，本文采用动态面板数据模型作为基准模型，并利用系统广义矩估计方法(System GMM Estimation)对计量模型进行估计，以此作为稳健性分析的重要依据。广义矩估计的优点在于可以利用前期的解释变量和滞后的因变量作为工具变量来消除模型的内生性，且使用工具变量控制住未观察到的个体效应，从而使估计结果更加一致且有效。[18]根据Blundell和Bond的研究结果，在有限样本下，系统广义矩估计比差分广义矩估计的估计结果更有效，据此系统广义矩估计还具有更强的适应性。[19]同时，本文的分析主要建立在系统GMM的估计结果之上，因此还需采用自回归( AR) 检验判断扰动序列的相关性，并以Hansen检验来判定工具变量的有效性。

在此，我们以城乡收入差距RID为被解释变量，省会城市经济首位度PRP为核心解释变量，并引入城乡收入差距的滞后一期，构造基准模型如下:

(2)

其中: ∑βkXit为各控制变量，μit是不可观测的区域差异，εit是残差项。

(二)经验分析与稳健性检验

1． 经验分析

为了考察省会城市首位度对居民收入差距的影响及其稳定性，本文先后加入各类控制变量进行回归(见表2)。其中，模型1只含因变量一阶滞后项和解释变量的一次项;模型2在模型1的基础上加入居民收入差距的二次项以及城镇化率；模型3考虑将贸易开放水平包含在内；模型4在进一步加入产业结构因素；模型5进一步将投资率水平与财政支农力度作为控制变量，对以上所有变量进行回归。

注:***、**和*分别表示模型在1%、5% 和10%水平上显著，括号内为各统计量的标准误差。

从表2的实证结果中，我们可以得到以下几点基本结论：

(1)以城乡收入差距滞后一期作为解释变量的系数显著为正，说明了城乡收入差距在时间上确实存在连续关系，即上一期的城乡收入差距对本期的城乡收入差距确有显著的滞后影响，也佐证了前文对于城乡收入差距形成的机制分析。

(2)前五个回归结果均符合AR(1)小于0.05,AR(2)均大于0.05的自相关检验要求，即在95%的置信水平上拒绝了不存在一阶自相关的假设，但不拒绝存在二阶自相关的假设，所以模型的设定可取。同时，Sargan检验的结果表明无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设，因此工具变量不存在过度识别问题。以上说明模型采用动态面板GMM估计是合理的。

(3)模型1仅考虑省会首位度与城乡收入差距之间存在线性关系，结果显示省会首位度对城乡收入差距有显著的负向作用;但在模型2中加入省会首位度的平方项以及重要控制变量城镇化率后，结果表明，省会首位度对城乡收入差距的影响是显著非线性的，并且二者呈现倒U型关系。为了进一步验证此关系，我们先后引入其他控制变量(即模型3-5)，研究结果表明二者倒U 型关系仍然成立。进一步对以上模型中的解释变量求偏导后发现，该U形曲线的拐点比较稳定，分别出现在省会首位度为0.3162(模型2)、0.3169(模型3)、0.3236(模型4)、以及0.2959处(模型5)。可见省会首位度在低于0.3左右时，强省会政策确实会造成城乡收入差距扩大，但当省会首位度超过0.3时，适当的做强省会反而有利于城乡收入差距的改善(见图2)。

图2 省会首位度与城乡收入差距的“倒U”形关系

(4)从各控制变量来看，模型5中城镇化水平UR的提高确实能显著减小城乡收入差距，主要原因是城镇化进程使得劳动力由农村向城镇转移,提高了农村剩余人口的边际生产力水平，对城乡居民的收入差距产生改善作用；贸易开放度FC对城乡收入差距具有显著的负向作用，可能的原因是,城乡参与国际贸易的要素禀赋差异和分工地位不同，造成了当前贸易收益仍然偏向城市的贸易结构；第三产业比重SZ也对收入城乡收入差距起到了扩大作用，佐证了李政等的研究结果[20]，即现阶段产业结构升级未能起到缩小城乡收入差距的作用；固定投资率FI的系数为负数，表明固定投资可能减小城乡收入差距，但遗憾的是模型在10%的显著性水平拒绝了这一假设，表明政府固定投资带来的收入分配结果在城乡间存在不确定性；最后，我们还发现财政支农力度AG的提高能有效缩小城乡居民收入差距,这充分说明了政府对三农问题的重视，确实能改善城乡收入差距现状。

2. 稳健性检验

系统GMM动态面板模型应当考虑到稳健性检验。为了考察模型的稳健性，大多数学者借鉴Bond提出的检验方法，即当系统GMM估计中因变量滞后一阶的系数大于固定效应估计值且小于混合效应估计值，则可以认为系统GMM估计是稳健的。限于篇幅，我们仅对模型5( 见表2) 的稳健性进行解释，模型5 中系统GMM估计的因变量的滞后一阶的系数为0.7462，介于固定效应的0.7407和混合效应的0.9152之间，因此模型稳健性良好。

此外，理论上的模型稳健性如果可靠的话，那么即使选取特定样本时期和剔除特殊个体的样本数据后也应当与总体样本的实证结果相差不大。基于这一思路，我们进行如下稳健性检验：首先，将2013年省会首位度最小和最大的省 (分别为江苏和宁夏) 的样本数据删除并重新进行实证分析。回归结果为模型6 。相较于模型5，模型6中各变量的系数的符号和显著性均变化不大，其一、二阶自相关检验的P值分别为0．0072和0.9889，Sargan检验的P值为0.9274。随后，我们又随机剔除了2010年的年度样本并再次进行回归，实证结果即为模型7，通过与模型5对照，我们发现核心解释变量的系数相差较小，也通过了自相关和过度识别检验。

以上检验说明模型的回归结果并未因为研究样本的局部变化而产生较大改变，进一步说明了模型稳健性良好，研究结论较可靠。

五、结论与建议

省会城市承担着省域内交通、行政、商业与金融中心等功能，在经济地域内扮演着组织、集散、传输和枢纽的重要角色，在我国城市体系中占据重要地位，也对区域均衡发展产生了重要影响。本文的研究结果表明，强省会并不是造成城乡收入差距的长期原因，单就区域均衡性发展而言，省会首位度的扩大可能会挤压其它城市的发展空间，但是对整个省域而言，适时的“强省会战略”在一定程度上反而有助于本省的城乡收入差距减小。其可能的内在机制是省会城市的“虹吸效应”和“溢出效应”在不同阶段呈现出不同的强弱关系，由此导致不同发展阶段的省会城市具有不同的总体效应，从而对区域内的收入分配结果产生截然不同的影响。具体可分为两种基本情况：

(1)对于“弱省会”而言，“强省会战略”作为一种非均衡发展战略，在实施初期确实会扩大城乡收入差距,加剧区域失衡。如何规避这种负面效应，应当从以下两方面着手：一是要加强对农村地区的财政支持力度，继续推进城乡基本公共服务均等化，做好社保、医疗、教育等兜底工作。同时，还要加快形成由城市反哺农村到城乡互动发展转变的良性局面，助力乡村振兴战略。二是要健全省会城市与非省会地区的各项资源对接机制，逐步清除制度性障碍，包括减少人口流动限制、完善基本产权保护、保障外来人口享受到无差别市民待遇等，妥善解决民众的后顾之忧，使得省会城市成为人民追求美好生活的新家园。

(2)当省会首位度达到一定水平时，由于“强省会”战略在一定程度上能开创省内经济新增长点，吸引省内外人才回流，加快要素集聚并产生规模经济，使得其 “虹吸效应”开始让位于“溢出效应”，进而能够带动省内周边城市的发展，平抑原先扩大的城乡收入差距。因此，对于“强省会”而言，继续巩固城市的首位度，对于发挥省会城市的辐射带动作用，缩小城乡收入差距具有重要意义。同时，这一阶段还要注意城市规模过大可能造成负的外部性等问题。各地可以通过优化城市发展内涵，包括打造更加舒适的宜居环境和建设服务型城市等等，以期将省会城市的溢出效应最大化，促进区域内均衡发展。

新时代社会主要矛盾的变化，要求我们逐步缩小城乡收入差距，在促进区域协调发展方面有更大作为。因此，各省在实施赶超战略时，必须更加考虑到增长与分配、发展与均衡、有所侧重与兼顾公平等问题。一个可行的方案就是，在更大的网络空间内对城市进行有效的功能重组，整合各项资源形成主次分明、城乡协同的新发展格局，使得省域内总体资源利用效率最大化。在此基础上，还应积极探索“强省会”非均衡战略向“多核心模式”乃至“强城市群”的均衡发展战略演进的升级路径，更好地发挥省会城市的核心引领作用。

注释：

[1] 俞勇军、陆玉麒：《省会城市中心性研究》，《经济地理》2005年第3期。

[2] 雷仲敏、康俊杰：《城市首位度评价:理论框架与实证分析》，《城市发展研究》2010年第4期。

[3] 倪鹏飞、杨华磊、周晓波：《经济重心与人口重心的时空演变——来自省会城市的证据》，《中国人口科学》2014年第1期。

[4] 曾 冰、郑建锋、邓 波：《地方保护主义与我国省会城市发展:理论与实证分析》，《江西财经大学学报》2016年第4期。

[5] 何 利：《中国省会城市首位度结构特征研究——基于经济分布的实证分析》，《技术经济与管理研究》2017年第6期。

[6] 蔡 昉、杨 涛：《城乡收入差距的政治经济学》，《中国社会科学》2000年第4期。

[7] 陆 铭、陈 钊：《城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距》，《经济研究》2004年第6期。

[8] 孙华臣、焦 勇：《贸易开放、地方政府竞争与中国城乡收入差距》，《宏观经济研究》2017年第12期。

[9] 郑小三、李小克：《产业结构、固定资产投资与城乡收入差距——基于中部地区省级面板数据的实证分析》，《经济与管理》2012年第7期。

[10] 杨 晶、邓大松、申 云：《产业结构升级、财政支农与城乡居民收入差距》，《经济问题探索》2018年第7期。

[11][20] 李 政、杨思莹：《创新强度、产业结构升级与城乡收入差距——基于2007-2013年省级面板数据的空间杜宾模型分析》，《社会科学研究》2016年第2期。

[12] 王家庭：《城市首位度与区域经济增长——基于24个省区面板数据的实证研究》，《经济问题探索》2012年第5期。

[13] 吴万运、赵雅琼：《省会城市首位度与地区经济发展均衡性的研究——基于17个省数据的实证分析》，《当代经济》2017年第24期。

[14] 金颖婷：《城市首位度对城乡收入差距的影响研究——基于中国省际面板数据的实证分析》，《当代经济》2017年第9期。

[15] Kuznets S.,“Economic Growth and Income Inequality”,AmericanEconomicReview, vol.45,no.1(1955),pp.1-28.

[16] 周圣强、朱卫平：《产业集聚一定能带来经济效率吗:规模效应与拥挤效应》，《产业经济研究》2013年第3期。

[17] 王少平、欧阳志刚：《我国城乡收入差距的度量及其对经济增长的效应》，《经济研究》2007年第10期。

[18] 瞿 华、刘荣荣：《中国城镇化对服务业影响的区域差异——基于系统GMM模型的实证研究》，《重庆大学学报》(社会科学版) 2018年第2期。

[19] Blundell R., Bond S.,“GMM Estimation with persistent panel data: an application to production functions”,EconometricReviews, vol.19,no.3(2000),pp.321-340.