环长株潭城市群县域经济差异的时空格局及其影响机制

胡 舜

(湖南财政经济学院，湖南 长沙 410205)

一、引言

区域经济差异是不同区域在一定时期内人均意义上的经济发展总体水平的非均等化现象[1]。国内外区域发展经验表明，区域间的不均衡超出合理范围会产生严重的经济社会问题，进而阻碍经济的健康成长和社会的和谐稳定[2-4]。因此，区域经济差异研究一直是国内外政府、学者及公众关注的焦点[5]，也是经济地理学研究的一个核心问题[6]。国外学者相继提出了新古典增长理论、倒U型理论、增长极理论、非均衡增长理论、核心边缘理论等来分析区域差异的演化[7][8]。进入20世纪90年代，受全球化影响，国外关于区域经济差异的研究表现出一些新的特征，研究重点逐渐转向全球化对区域差异的影响，研究视角趋于多学科融合，研究方法日益转为空间计量与空间统计相结合，并对主要经济体和发达国家做了大量实证研究[9-12]。改革开放后，随着非均衡发展战略的实施和社会主义市场经济的发展，我国区域发展差距持续增大，区域经济差异问题成为我国经济和地理学界关注的热点[13]。国内相关研究主要集中在区域经济差异测度[14][15]、时空演变[16]、经济增长收敛检验[17][18]、影响因素等方面[19]；研究方法上，传统上多采用标准差、变异系数、泰尔指数、基尼系数等方法[20-23]，近年来将传统方法与空间统计模型、GIS分析工具等相结合的尝试日益增多[24-26]；研究尺度上主要以国家、三大地带、省域层面为主[27-29]，但党的十八大以来，关于流域、城市群等层面的研究逐步增多[30-32]。

城市群是城市空间分布的主要形式之一，也是我国新型城镇化的主体[33][34]，已然成为我国经济社会发展的战略增长极和主阵地[35]。2021年3月30日，中共中央召开会议审议《关于新时代推动中部地区高质量发展的指导意见》，特别强调要促进长江中游城市群和中原城市群发展。其中，环长株潭城市群是长江中游城市群的重要组成部分，是“国家两型社会建设综合配套改革试验区”，也是中部地区高质量发展和全面崛起的重要增长极。自1984年长株潭经济区方案正式提出以来，长株潭一体化发展不断推进，取得了积极进展，并进一步拓展和深化，逐渐形成了环长株潭“3+5”城市群，加快了城市群一体化主体形态建设，但是目前城市群内部区域之间的经济发展差异仍较突出，2019年区内各县级单位人均GDP最高值(雨花区)是最低值(新化县)的9.09倍。习近平总书记赋予湖南“三高四新”的战略定位和中部地区高质量发展的指导意见对环长株潭城市群一体化发展提出了新的更高要求。因此，定量测定区域内部各县域经济差异，并找出其内在影响因素，是加快推进环长株潭城市群一体化发展、实现新时代湖南省和中部地区高质量发展的基础。

本文以环长株潭城市群为研究区域，以县域为基本研究单元，综合运用空间自相关和地理加权回归等方法，并结合ArcGIS等技术手段，探讨环长株潭城市群2010-2019年区域经济差异的时空演化及其影响因素，以期增加对环长株潭城市群区域发展规律和问题的认知，并为缩小城市群内部发展差距、促进一体化高质量发展提供决策依据。

二、数据来源和研究方法

1.研究区域概况

环长株潭城市群位于湖南省中北部，包括长沙、株洲、湘潭、衡阳、岳阳、常德、益阳、娄底8个地级市，共辖65个县(市、区)。截至2019年底，区内总人口为4262.24万人，GDP达31070亿元，总面积9.96万平方千米。本文以2019年湖南省行政区划为基础，选取环长株潭城市群全部65个县级单位，需要指出的是，2011年望城县撤县设区，2017年宁乡县撤县设立县级市，2018年株洲县撤县改区设立渌口区，由于数据关联关系，本文所涉及宁乡市、渌口区仍沿旧称，望城区名称不变。

2.数据来源

本文主要运用环长株潭城市群65个县(市、区)2010-2019年的经济社会统计数据，数据主要来自于《湖南省统计年鉴》以及相关年份各县、市、区的统计公报，少数数据缺失部分采用插值法进行补全。

3.研究方法

(1)标准差和变异系数

区域经济差异一般可分为绝对差异和相对差异，绝对差异常用标准差指数来表示，相对差异常用变异系数衡量，具体计算公式如下：

(1)

(2)

(2)空间自相关分析

空间自相关指要素属性在不同空间单元上的关联性，其模型可以用于度量空间单元属性值聚集程度[36]。为探析各县域经济发展水平的空间特征，本文采用全局Moran’s I指数和局部Moran’s I指数对各县域人均GDP进行空间自相关分析，其计算公式如下：

(3)

(4)

式中：Ii为局部莫兰指数；其余符号所指同上式。

(3)地理加权回归分析

为了揭示不同影响因子对区域经济差异的影响程度，探究回归分析中的局部特征，本文运用地理加权回归分析法(GWR)对区域差异成因做进一步分析。地理加权回归模型主要思想是：首先将数据的空间位置信息嵌入到回归参数中，然后建立空间权重矩阵，最后利用局部加权最小二乘法进行逐点参数估计[37]，其计算公式如下：

(5)

式中：yi为观测值；β0(ui，vi)为第i个县域单元的回归系数；(ui，vi)是第i个县域单元的地理位置；βk是第i个县域单元第k个变量的回归参数，是地理位置的函数；P为独立变量的个数；εi服从正态分布。若β1k=β2k=β3k=…=βik，则地理加权回归模型即退化为普通的线性回归模型。

三、结果分析

1.县域经济差异的时空演进分析

(1)经济差异的时间演变

从标准差和变异系数的变化情况(图1)可以看出，2010-2019年，县域经济差异的标准差不断上升，由2010年的24170.22上升至2019年的46771.62，说明环长株潭城市群县域经济发展间的绝对差距呈拉大趋势；县域经济差异的变异系数在研究期内不断缩小，由2010年的0.73下降至2019年的0.61，说明环长株潭城市群各县域经济发展间的相对差距趋于缩小。

图1 2010-2019年环长株潭城市群县域经济差异变化情况

(2)经济差异的空间特征

为进一步反映环长株潭城市群县域经济发展水平的空间差异及变化，以2010、2013、2016和2019年为时间节点，参照世界银行区域经济分类标准，将各县域单元按照人均GDP平均值的100%和150%划分为低值区(<平均值)、中值区(<1.5倍平均值)和高值区(>1.5倍平均值)。从图2可以看出，环长株潭城市群县域经济发展取得明显进步，低值区单元明显减少，由2010年的40个减少至2019年的36个；高值区单元有所增加，由2010年的11个增加至2019年的16个。高值区主要集中在长株潭三市市辖区，并以此为中心向外扩展，县域发展水平由内向外递减，低值区分布于研究区外围的广大地区，其县域经济发展差异呈现出显著的中心-外围空间结构。

图2 4个年份环长株潭城市群县域经济差异空间格局

2.县域经济差异的空间聚集特征分析

(1)总体差异分析

利用GeoDa软件计算人均GDP全局Moran’s I指数，得到2010-2019年全局Moran’s I值(图1)。由图3可知，2010-2019年县域人均GDP的全局Moran’s I指数全部为正，值域区间为 [0.5，0.6]，变化较为平稳，说明环长株潭城市群县域经济发展水平呈现出显著的空间正相关，即发展水平相近的县级单位之间存在明显的空间集聚性，而且区内经济发展高值集聚区相对稳定，具有较为稳固的核心增长极；另一方面，2010年以来全局Moran’s I值整体呈波动上升态势，由2010年的0.514上升到2019年的0.57，这说明区内县域经济发展的空间关联性增加，空间集聚性在加强。

图3 2010-2019年环长株潭城市群县域人均GDP全局Moran’s I指数变化

(2)局部差异分析

以2010、2013、2016、2019为时间节点，对城市群内不同年份县域经济发展水平的LISA值及其显著性进行分析，并运用GeoDa软件绘制4个年份的LISA集聚图(图4)。由图4可知，2010-2019年，“高-高”型县域主要围绕长沙、株洲、湘潭主城区呈片状集聚分布，期间其数量略有波动，但总的趋势为向外扩展，由2010年的芙蓉区、天心区、岳麓区、开福区、雨花区、长沙县、岳塘区和荷塘区8个县域增加至2019年的芙蓉区、天心区、岳麓区、开福区、雨花区、长沙县、岳塘区、雨湖区和荷塘区9个县域，说明长株潭一体化发展取得一定成效，经济关联程度相对较高。“低-低”型县域主要位于常德市和益阳市，此外部分年份在岳阳市、娄底市、衡阳市也有出现，分布特征总体上趋于分散，且数量呈波动下降趋势，由2010年的安乡县、南县、沅江市、资阳区、桃江县和衡山县6个县域减至2019年的南县、沅江市、资阳区、衡山县和涟源市5个县域，说明环长株潭城市群内部存在低水平发展县域的趋同现象。“高-低”型县域基本上位于长沙市西部和娄底市部分区域，但在一些年份也出现在常德市武陵区，这主要是由于这些县域经济发展水平相对其周围地区较高，但其对周边地区的带动作用有限，同时与高水平发展县域间的距离较远或联系较弱，其分布范围趋于集中，分布数量总体上呈减少之趋势，由2010年的宁乡县、娄星区和涟源市3个县域减至2019年的宁乡县和娄星区2个县域。“低-高”型县域数量在研究期内一直为0，说明在2010-2019年环长株潭城市群不存在自身发展水平较低同时又与高水平发展县域联系紧密的县级单位。

图4 4个年份环长株潭城市群县域人均GDP的LISA集聚图

3.县域经济差异的影响机制分析

(1)理论机制

区域发展差异理论认为资源禀赋、资源配置能力、区位条件、外部环境等在空间上的不同是引起区域经济差异的主要原因[1]。资源禀赋是区域经济增长的基础，资源配置能力则决定区域对其所拥有资源的利用水平和效能，区位条件和外部环境决定了在市场化的环境下，一个区域经济发展所存在的机遇和风险。这些要素在不同的区域空间上表现出数量和质量的异质性，并通过边际效益递减和规模报酬递增，引起要素在空间上的不均衡流动与配置，进而导致区域间经济发展的差距。本文在区域发展差异理论的基础上，参考前人研究成果[6][12]，并考虑具体数据的可得性和可比性，以人均GDP为因变量，选取第二产业占比、人均财政收入、人均固定资产投资、人均社会消费品零售总额和人均可支配收入5个指标为自变量，对县域经济差异背后的影响因素进行回归分析。第二产业占比在一定程度上可以反映区域资源禀赋情况，人均固定资产投资一定程度上可以反映区域资源配置能力，人均社会消费品零售额和人均收入可以反映市场区位条件，人均财政收入可以间接表现税收等政策环境。

(2)最小二乘回归分析

由表1可知，除人均固定资产投资外，其余各指标的回归系数均为正值，说明二产占比、人均财政收入、人均社会消费品零售总额、人均可支配收入4个因子与人均GDP呈正相关关系，而人均固定资产投资与人均GDP呈负相关关系，其中人均可支配收入对人均GDP的正向驱动作用最大，其次是人均社会消费品零售总额、二产占比和人均财政收入，而人均固定资产投资在一定程度上抑制了人均GDP的增长。居民收入可以反映购买能力和投资能力，区域收入水平的提升有利于促进消费和民间投资，从而带动经济的增长。社会消费品零售额是反映社会消费水平的直观指标，作为拉动经济增长的重要一极，区域消费的提升必然促进经济的增长。环长株潭城市群目前仍处于快速城市化和工业化阶段，第二产业在经济发展中仍居于重要地位，2019年区内各县域二产平均占比接近40%，二产的增长对经济的发展仍具有重要贡献。财政收入的增长能够反映税收增加的情况，这从侧面可以表明经济体量的扩大。对于固定资产投资对经济增长的负向抑制作用，究其原因，可能是由于地方政府以举债方式促进基础设施、公共服务等领域的固定资产投资。有关研究表明，近年来湖南省多个地市州政府债务一直处于较高风险状态[38][39]，这其中就包括环长株潭地区，但是随着地方政府负债率的提高，固定资产投资的效益会急剧下降，对经济增长的抑制性也会逐步增强[40]。

表1 OLS回归分析和检验结果

(3)地理加权回归分析

为进一步揭示环长株潭城市群县域经济差异各影响因子的空间特征和空间分异，本文在OLS回归分析的基础上，构建GWR回归分析模型，模型参数和检验结果如表2所示。与OLS回归分析结果相比较，GWR模型调整后的R2明显大于OLS模型调整后的R2，AICc值也要明显小于OLS模型，因此其拟合优度要高于OLS模型，整体效果更好。

表2 GWR模型估计和检验结果

以2019年为时点，利用ArcGIS软件绘制GWR模型各因子回归系数的空间分布图(见图5)。由图5可知，各县域第二产业占比的回归系数都为正，说明各二产占比与人均GDP皆呈正相关关系，第二产业产值的增加对经济增长均具有正向促进作用。其中，影响系数较大的县域主要分布在城市群北部岳阳、常德等市，如岳阳楼区、云溪区、君山区、华容县、澧县、石门县等，影响系数相对较低的县域主要分布于城市群中部和南部地区，在空间上呈现出显著的南北差异，这与区域经济发展的实际情况相吻合。岳阳、常德是湖南省传统的工业强市，工业基础较好，二产增加值对经济增长的贡献较高；娄底、衡阳及益阳西部等地区由于受到地形、工业基础等因素的影响，工业发展水平相对较低；长株潭三市虽然工业产值较高，工业基础雄厚，但是由于其城镇化发展较快，第三产业产值在GDP中占有很大比重，因此其工业对经济的带动作用相对不甚明显。

图5 GWR模型回归系数空间分布

从人均财政收入回归系数来看，北部岳阳、常德和益阳的诸多县域呈负值，如岳阳楼区、云溪区、临湘市、华容县、石门县、桃源县、津市市、南县、安化县等，此外娄底的新化县和冷水江市也呈负值，这些县域财政收入与人均GDP呈负相关关系，原因可能是这些地区对工业企业征税较高，企业税负压力较大，使得产业活力不足，进而对经济增长产生阻碍作用；长沙、株洲、湘潭、衡阳等大多县域的回归系数为正值，并呈集聚分布特征，其中茶陵县、炎陵县和耒阳市财政收入回归系数最高，其财政收入对其经济增长具有较大的正向影响。总体上来看，财政收入回归系数低值区主要集中在北部和西部地区，高值区集中在中部和南部地区，呈现出由西北向东南递增的态势。

对人均固定资产投资回归系数来说，区内所有县域均为负值，表明人均固定资产投资与人均GDP皆呈负相关关系，其一定程度上抑制了城市群的经济增长。人均固定资产投资回归系数在空间分布上也存在南北差异，影响较大的地区主要集中分布在南部，如炎陵县、耒阳市、常宁市、衡南县、珠晖区等；影响较小的地区主要分布在中部和北部，如长沙、岳阳、益阳、常德等所属县域，原因是这些地区用于产业配套领域固定资产投资相对多些，招商引资环境相对较好，使政府债务风险相对较低一些，因而对经济的抑制效应相对较小。

在人均社会消费品零售总额回归系数方面，各县域回归系数均为正值，表明社会消费品零售额对经济增长具有明显的带动作用。回归系数高值区主要分布在城市群西部和南部县域，如桃源县、安化县、新化县、常宁市、耒阳市等，这些县域二产占比相对较低，第三产业占有较大比重，特别是社会消费品零售额在GDP中的比重较高，对经济发展的影响较大，这可以从统计数据中得到印证；低值区主要分布在城市群东北部县域，如云溪区、君山区、临湘市、岳阳县、平江县、沅江市等，这些县域工业产业占比较高，二产拉动明显，导致社会消费品零售的影响相对不明显。总体上回归系数呈现出由西南向东北递减的空间分布特征，且集聚态势明显。

区内各县级单位人均可支配收入回归系数均为正值，说明人均收入与人均GDP之间具有显著的正相关关系。从空间分布上来看，影响系数南北差异明显，总体上由北向南递减，北部地区人均可支配收入对经济的影响要大于南部地区。其中安乡县、华容县、南县、君山区、岳阳楼区等系数较高，中部和西部的长沙、株洲、湘潭、娄底、常德等大多县域形成连片分布的中值区，石门县、祁东县、常宁市、耒阳市、炎陵县等系数较低，其居民收入有较大一部分未转化为消费和投资，因而未对经济增长产生较大拉动作用。

四、结论与讨论

1.结论

本文以环长株潭城市群县域为基本研究单元，以人均GDP为测度指标，以二产占比、人均财政收入、人均固定资产投资、人均社会消费品零售总额和人均可支配收入为驱动因子指标，采用空间自相关和地理加权回归等方法，并结合ArcGIS和GeoDa等软件，对2010-2019年环长株潭城市群县域经济发展差异及其影响因素进行了分析，主要结论如下：第一，2010-2019年期间，环长株潭城市群各县域经济发展的绝对差异不断拉大，相对差异逐渐缩小。经济水平高值区主要集中在长株潭三市市辖区，在空间上呈现出显著的中心-外围结构。第二，环长株潭城市群县域经济发展呈现出显著的空间正相关，且相关性呈波动上升态势，空间集聚性日益加强。同时，经济发展水平相近的县域(“高-高”和“低-低”)在空间上集聚分布，中部核心区与外围地区在经济发展上存在较大的空间差异。“高-高”型县域向周边缓慢扩展，“低-低”型县域在趋于减少和分散，验证了区内各县域经济发展水平的相对差异趋于缩小。第三，二产占比的提升、人均财政收入的增长、人均社会消费品零售总额的扩大和人均可支配收入的提高对县域经济的发展具有较为明显的促进作用，其中人均可支配收入的促进作用最为明显；而人均固定资产投资的增加在一定程度上则阻碍和制约了县域经济的发展。第四，从主导因子的空间分异上来看，各影响因子作用在不同地区存在差异。北部的岳阳楼区、云溪区、安乡县、石门县、南县等受二产占比和人均可支配收入的影响相对较大；东南部的茶陵县、炎陵县、耒阳市等受财政收入的影响相对较高；西部的石门县、桃源县、安化县、新化县等受社会消费品零售总额的影响相对更多；而西南部的常宁市、衡南县、珠晖区等则受固定资产投资的抑制作用相对更加明显。

2.讨论

基于以上研究结论，对推进环长株潭城市群一体化发展、缩小区域发展差距提出如下几点建议：第一，充分发挥城市群比较优势，加强区域合作，推动与武汉都市圈、环鄱阳湖城市群的协同联动发展，积极融入长江经济带发展战略[41]，促进产业升级和相互协作，进一步释放经济发展活力，全面提升综合经济实力。第二，加快推进新型城镇化建设，在壮大长株潭核心增长极发展的同时，加快岳阳市和衡阳市省域副中心城市建设，推动以县城为主体的中小城镇经济发展。此外，应着力加强长株潭主城区与周边县域的经济社会联系，发挥核心增长极的辐射效应，带动周边县域经济发展；强化市级中心与周边县级单位的联系，增强经济的空间溢出效应，形成经济社会协同联动发展格局。第三，加快淘汰落后产能，积极推进制造业创新发展，夯实实体经济基础，大力促进新产业、新业态发展。着力推动长株潭先进装备制造、轨道交通、新能源、电子信息等产业发展，大力推进岳阳、常德等地传统产业转型升级，依托先进制造业积极发展现代服务业，依托自贸区、物流枢纽建设等加快物流、金融、贸易等产业的发展，形成特色鲜明、实力强劲、协调有效的产业格局。第四，地方政府应摒弃“以债务促投资-以投资促增长”的发展理念和模式，可取的做法是着力优化营商环境，削减企业税费负担，增强招商引资吸引力，并实施以“项目带动投资”的固定资产投资战略，充分利用市场化手段，合理有效提升固定资产投资效益，同时缩减政府债务，降低债务风险，以加强经济社会发展的可持续性和高质量化。