孫毅恒

（中央財經大學，北京 100098）

一、引言

中國地域廣闊，地勢復雜，各地城市在自然環(huán)境下跨度巨大，在經濟條件上同樣差異巨大。中國進入21世紀后，城鎮(zhèn)化進程高速發(fā)展，根據全國人口普查數據，我國城鎮(zhèn)化率從2000年的36.22%增長到2010年的49.68%、再到2020年的63.89%，而在2011年中國城鎮(zhèn)化率達到51.3%，而1920年美國城鎮(zhèn)化率為51.2%，這兩個時空均為城鎮(zhèn)人口首次超過農村人口。隨之而來的則是城鎮(zhèn)經濟也進入高速發(fā)展階段。然而這種極其快速的城鎮(zhèn)化進程則必然會隨之產生各種值得關注的問題。我國在不同地區(qū)之間的城市發(fā)展水平不平衡（賀雪峰2022），還有不同時空下城市的發(fā)展階段可能在不斷改變，這些都要求對于當下以及未來的城市發(fā)展特點的認識要不斷更新并提高。

劉秉鐮、朱俊豐（2019）認為，在經歷了2002—2011年城鎮(zhèn)化協(xié)調發(fā)展階段后，自2012年開始中國城鎮(zhèn)化進入現(xiàn)代化經濟體系時代。隨著本世紀開始，中國城鎮(zhèn)化的正式復蘇，對于“大城市論”和“小城鎮(zhèn)論”的討論也開始火熱，一種觀點認為大城市的繁榮可以帶動小城市經濟發(fā)展，應當重點發(fā)展大城市，而另一種觀點則認為可能存在著抑制效應，將生產資源從小城市吸收過來，應當重點發(fā)展小城鎮(zhèn)（趙新平，周一星2002）。

因此，可以通過實證方法來探究當下中國大城市（地級市）與小城鎮(zhèn)（縣級單位）之間的經濟發(fā)展關系，描繪大城市對小城鎮(zhèn)的作用圖景，這對于認識當前中國城市經濟發(fā)展路徑的節(jié)點有著重要意義，并可以進一步指導我們更好地因地制宜、因時制宜的發(fā)展。

二、文獻綜述與研究假設

（一）溢出效應與虹吸效應的對應理論

在新經濟地理學中，中心—外圍模型根據對于壟斷經濟、規(guī)模報酬遞增、多樣化偏好解釋（Krugman，1991；KrugmanandElizondo，1996；Fujitaetal，2001），構建了以經濟發(fā)展要素為基礎的流動驅動的城市發(fā)展理論，認為存在由于規(guī)模效應帶來的外部經濟、市場規(guī)模效應、知識外溢等而產生的“向心力”；也存在由于不經濟現(xiàn)象，包括城市規(guī)模擴張引起的運輸成本上升、擁擠效應、污染效應以及競爭壓力等而產生的“離心力”。要素的向心力與離心力的共同作用導致了城市的產生，在城市的周圍形成了要素的相對真空區(qū)域。所以虹吸效應或集聚陰影現(xiàn)象就可以解釋為在一定的發(fā)展階段，一個地區(qū)內的大城市向心力很大，作用范圍很廣，導致小城鎮(zhèn)被覆蓋進入陰影，經濟要素開始向作為中心的大城市集聚，而抑制該小城市發(fā)展。

因此存在一部分學者關注于“向心力”，認為大城市的發(fā)展是以虹吸地區(qū)其他小城鎮(zhèn)的人力、物力和財力資源為代價實現(xiàn)的，應當限制大城市發(fā)展，促進中小城鎮(zhèn)的發(fā)展以帶動經濟?！笆沟觅Y源快速向省會城市集中，周邊城市原有要素大幅度減少，……最初表現(xiàn)為土地、人口、GDP、投資等硬要素不斷向省會城市轉移，隨著政策的推進，技術、信息、政策等軟要素也會向省會城市傾斜，……同時，資源不斷向省會城市集中，也會加強其集聚效應，促使周邊要素進一步自主地向大城市加速流動”（張航和丁任重，2020）。

然而，另一部分學者則更傾向于大城市對小城鎮(zhèn)的作用體現(xiàn)在“先富帶動后富”上，國內一些學者（王小魯，2010；陸銘，2009，2013，2016）從“在集聚中走向平衡”角度反對限制大城市的發(fā)展，主張通過發(fā)展大城市來帶動中小城市的發(fā)展，隨著貿易成本的下降，經濟要素更自由地流動，中心地區(qū)和外圍地區(qū)的人均收入水平會發(fā)生收斂。同時大城市發(fā)展可以造福周邊地區(qū)，其發(fā)展帶來的多樣化的中間品、先進的技術經驗溢出，可以促進周邊地區(qū)的發(fā)展（Baldwin＆Forslid，2000；Martin＆Ottaviano，1999，趙奎、后青松、李巍，2021）

同樣，有學者從個人生產和城際貿易角度提出了均衡模型，認為虹吸效應與溢出效應是城市作用的不同階段的表達形態(tài)，是可以發(fā)生轉換的。David Cuberes，Klaus Desmet，Jordan Rappaport（2021）構建了一個基于城際運輸和城內運輸成本的有地租雙城模型，生產不同質的產品，通過城市租金、遷移成本、通勤成本、個人生產約束和消費效用最大化來進行均衡態(tài)求解，以描繪大城市對小城鎮(zhèn)的作用圖景，并且通過對運輸能力提升的討論，來解釋虹吸效應向溢出效應的轉化過程：貿易成本的下降改善了兩地的價格指數，但對較小的城市來說，改善得更多，因為它獲得較便宜商品的機會更少；城內通勤成本的下降對兩地都有利，但對更大、更有生產力的城市來說更有利，因為它的內部存在更多的擁堵。隨著社會發(fā)展，這兩種運輸成本都在下降，而貿易成本的下降速度比通勤成本的下降速度快。因此，隨著貿易成本的下降，小城市的居民可以更好地獲得大城市生產的商品，與此同時大城市從降低通勤成本中獲得的收益較小，從而進一步減少了遷移的邊際收益，這導致了大城市虹吸效應的減弱，而城市溢出效應成為主導力量。同樣faber（2014）認為，區(qū)域經濟一體化必然要改善交通基礎設施，當貿易成本降低后，腹地經濟規(guī)模相對下降，周邊城市經濟份額上升，整體經濟效率將會提高，同時整體的經濟產出會上升。

因此，可以發(fā)現(xiàn)大城市對小城鎮(zhèn)的虹吸效應與溢出效應的分歧點在于理論中不同的假設和不同的作用機制，而除去復雜理論機制討論后，當下大城市對小城鎮(zhèn)作用效應無疑則是最重要的，因此通過實證來分時、分地識別這一效應在當下的具體表現(xiàn)顯得十分關鍵，這有利于為接下來中短期的中國大小城市發(fā)展形態(tài)做出規(guī)劃。

（二）溢出效應與虹吸效應的前人實證

孫斌棟、丁嵩（2016）利用加入了大城市的地理距離的傳統(tǒng)經濟增長模型：

選取了2000—2010年長三角地區(qū)108個小城市為樣本，估計大城市對小城鎮(zhèn)經濟增長的空間影響，未發(fā)現(xiàn)集聚陰影效應的直接證據，而恰恰相反臨近大城市促進了小城市的經濟增長。而陳玉、孫斌棟（2017）用了相同模型，選取了2000—2010年京津冀地區(qū)147個縣級地區(qū)進行研究發(fā)現(xiàn)，在京津冀地區(qū)內，核心城市抑制了周邊小城市的經濟增長，存在集聚陰影和“環(huán)京津貧困帶”，他們認為這是由于京津冀地區(qū)的貿易和市場沒有像長三角地區(qū)那樣完全、充分而造成的。

趙奎、后青松、李?。?021）對1998—2012年中國省會對各地級市的研究中，利用多重固定效應模型：

使用中國工業(yè)企業(yè)數據庫的面板數據來研究，發(fā)現(xiàn)省會城市的工業(yè)發(fā)展會顯著帶動地方城市的發(fā)展。

在國外的研究中，David Cuberes，Klaus Desmet，Jordan Rappaport（2021）則將研究對象設置為1840—2017年美國的縣級地區(qū)，設定了如下控制了諸多控制變量的截面ols模型：

發(fā)現(xiàn)大城市對小城鎮(zhèn)的作用在最開始體現(xiàn)為虹吸效應，在1920年以后則體現(xiàn)為溢出效應，且效應的強度隨著交通技術的發(fā)達而逐漸增強。并且這一轉變可以由運輸能力的提升（城際貨運提升比城內載人運輸發(fā)展快速）來解釋，這符合Glaeser和Kahn（2004）對于運輸成本的發(fā)現(xiàn)。

綜上，可以發(fā)現(xiàn)在現(xiàn)實中不同地區(qū)、不同時間，大城市對小城鎮(zhèn)的效應并非一成不變的，其表現(xiàn)形態(tài)隨著經濟發(fā)展、社會條件而演變。而在現(xiàn)代化飛速發(fā)展的中國，大城市對小城鎮(zhèn)的經濟效應也正在發(fā)生著微妙的轉變，種種現(xiàn)實都促使著我們使用新數據對“老話題”的“新面貌”進行描繪，并且在研究中關注容易引起這種效應發(fā)生變化的因素。

（三）研究假設

文中將小城鎮(zhèn)定義為中國的縣級地區(qū)中經濟活動相較于其他部分更為集中、發(fā)達的部分（即在夜晚可以通過燈光觀測到的柵格區(qū)域）；將大城市定義為中國地級市的市轄區(qū)區(qū)域中相較于其他部分經濟活動更為集中、發(fā)達的部分。

從全國城鎮(zhèn)化率看，1920年美國城鎮(zhèn)化率為51.2%，2011年中國城鎮(zhèn)化率達到51.3%，均為城鎮(zhèn)人口首次超過農村人口，而在2010年后我國交通運輸部門（如高鐵密集全線開通）也迎來了高速發(fā)展，而且根據2000-2010年間的實證研究，發(fā)現(xiàn)有些貿易程度高的區(qū)域中大城市已經體現(xiàn)出溢出效應，這似乎代表著中國在2010年后大城市溢出效應將會變得普遍。同時，根據David Cuberes等人（2021）運輸成本的理論，我國東部基礎設施建設程度相較于中西部地區(qū)更為發(fā)達，貿易成本更低，其大城市對小城鎮(zhèn)的回歸系數應當更大。

綜上所述，提出以下假設：

假設一：當下，中國大城市對小城鎮(zhèn)的經濟效應主要體現(xiàn)為溢出效應，其效果強度隨地理距離增加而減弱。

假設二：當下，中國大城市對小城鎮(zhèn)的促進效果受大城市本身經濟發(fā)展程度影響。

假設三：當下，中國大城市對小城鎮(zhèn)的促進效果在不同地區(qū)間存在異質性，且東部地區(qū)的溢出效應強于中西部地區(qū)。

三、數據與研究模型設定

（一）變量來源與描述性統(tǒng)計

文中樣本選擇，在時間上選取了2010年至2019年，空間上選取了除直轄市以及港澳臺以外的27個省級行政區(qū)的1855個縣級地區(qū)的面板數據作為研究樣本（部分縣級地區(qū)由于在此期間被撤縣設區(qū)或者城鎮(zhèn)情況發(fā)生了劇烈改變也被剔除）。

2010—2019年的中國縣級燈光強度：文中燈光數據來源于Harvard dataverse的縣級衛(wèi)星夜間燈光柵格數據，其中包含2000—2020年中國各區(qū)縣的夜間燈光強度相關數據。由于用GDP衡量實際經濟增長的準確性存在爭議，并且在某些年份縣級、地級GDP不可獲取或準確性堪憂，參考Henderson等人（2012），使用衛(wèi)星燈光強度圖像來比擬當地經濟活動。燈光柵格數據報告了當地時間20:00至21:30之間拍攝的地球夜間穩(wěn)定圖像。這些圖像將地球劃分為一個網格，每個網格的面積為30秒（約1平方公里），測量范圍從0（無光）到63（最大光）。在校正云層和自然光源（如森林火災）之后，將一年內拍攝的所有每日圖像疊加起來，就可以得到年度綜合指標，再將其和中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政區(qū)劃邊界進行結合，就可以得到中國縣級行政區(qū)劃相對應的亮度測度。而且由于一些縣的行政邊界隨著時間而變化，這就體現(xiàn)出光強數據的一個優(yōu)點，當我們按照單一確定年份的鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政邊界劃分亮度圖像時，對其經濟增長的衡量在時間上也是一致的。

具體操作方式為：在計算小城鎮(zhèn)、大城市的平均光強時，選取該行政區(qū)域內（按照文中定義：小城鎮(zhèn)選取其對應的縣級地區(qū)，大城市選取地級地區(qū)所轄的市轄區(qū)）光強不為零的柵格，計算這些柵格的光強平均值，作為當地經濟發(fā)展水平的指標。

在變量的具體使用上，仿照趙奎、后青松、李?。?021）的方法，對小城鎮(zhèn)的燈光平均強度和大城市的燈光平均強度取對數：

其中y為i小城鎮(zhèn)在t年的燈光平均強度自然對數，y_c為i小城鎮(zhèn)對應的大城市在t年的燈光平均強度自然對數，將其帶入模型，進行回歸，將其回歸系數看作彈性來衡量大城市對小城鎮(zhèn)的作用效果。

文中地理數據來源于國家地理信息公共服務平臺（天地圖），從中獲取地級、縣級坐標，并在R中計算球面距離。

表1為描述性統(tǒng)計結果，圖1為2010—2019年可視化后的小城鎮(zhèn)光強分布曲線，圖1為2010—2019年可視化后的大城市光強分布。

圖1 2010-2019年小城鎮(zhèn)光強分布曲線

表1 描述性統(tǒng)計結果

（二）實證模型設定

經過對上述前人理論和實證經驗的總結，仿照趙奎、后青松、李?。?021）通過工業(yè)發(fā)展程度衡量省會城市經濟發(fā)展程度對地級市經濟發(fā)展程度的影響模型，加入假設，設定了如下基準實證模型：

其中，i表示小城鎮(zhèn)，t表示年份，y表示小城鎮(zhèn)-年份層面上的經濟發(fā)展水平，yc表示相對應的大城市-年份層面上的經濟發(fā)展水平。本文控制了城市固定效應（γ）和年份固定效應（λ），ε為隨機擾動項，所有的回歸標準誤都在城市層面聚類。對于因變量y，用當地柵格亮度不為零區(qū)域的柵格平均光強的自然對數，作為縣級城鎮(zhèn)經濟發(fā)展水平的度量，并用對應的大城市的指標作為自變量y_c。

同時，文中將所選樣本按照縣級地區(qū)到對應大城市的距離作為分組指標，由遠及近，以30公里為間隔，將樣本分為五組，保證每組中都有充足的樣本（2000到3000個觀測）來確?；貧w結果的可靠性，進行基準回歸，通過比較不同組之間系數的差異進行分析。

在基準回歸中，為了回歸結果的穩(wěn)健性，在確定小城鎮(zhèn)對應的大城市時，使用了兩套標準分別回歸，一套以實際地理距離最近的大城市作為選擇對象，另一套則選取了該小城鎮(zhèn)行政所屬的地級地區(qū)的大城市作為相對應的大城市。

然而，基準回歸模型可能會面臨著一些容易導致內生性的潛在問題，這表現(xiàn)為兩個方面：一是可能存在的外部沖擊對小城鎮(zhèn)和對應大城市經濟造成影響，如同時影響省會行業(yè)發(fā)展和其他地級市行業(yè)發(fā)展的第三方因素（如地方性政策扶持、區(qū)域經濟波動等），這些因素可能會導致系數的高估（趙奎等，2021）；二是根據David Cuberes等人（2021）的理論框架，大城市與小城鎮(zhèn)存在于一個雙城系統(tǒng)之內，在互相作用過程中趨近均衡，當大城市對小城鎮(zhèn)產生經濟影響的同時，小城鎮(zhèn)也反過來對大城市產生影響，這就有可能造成反向因果的問題，導致回歸結果的不一致性。

圖2 2010-2019年大城市光強分布

因此，采用兩種方法解決基準回歸模型可能存在的內生性問題。第一種方法，在控制小城鎮(zhèn)固定效應和年份固定效應的基礎上，進一步控制小城鎮(zhèn)和年份的交乘項。這在一定程度上可以解決遺漏變量所導致的內生性問題，如上面提到的第一種問題。但是，第二種反向因果問題有待解決，所以在第二種方法中，引入了工具變量來進一步解決可能的內生性問題，其工具變量方法為份額移動法（shiftshare design）或稱之為Bartik工具變量（趙奎等，2021）。

文中Bartik工具變量用大城市經濟初始狀態(tài)全國的增長率來模擬出歷年的估計值，在控制了個體層面和年份層面的固定效應后，該工具變量與其他影響小城鎮(zhèn)發(fā)展的殘差項相關性會得到大大地降低。并且地級市的經濟發(fā)展進程和全國經濟發(fā)展進程得更為接近，因而該估計值和實際值高度相關，因此可以作為工具變量。

其中，y_iv為工具變量，y_cv表示2010年各大城市的燈光強度的自然對數，G用表示在t年全國燈光強度相對于初始年份的增長率。

在異質性分析中，將全國樣本分為東部和中西部，樣本分兩組進行回歸，同時也采用實際地理標準和行政歸屬標準分別回歸，以確保穩(wěn)健性，通過比較東部地區(qū)和中西部地區(qū)的回歸系數，確定是否存在差異。

四、實證回歸研究結果

（一）基準回歸結果

表2報告了基準回歸模型的估計結果，其中A、B兩部分分別使用了實際地理關系、行政隸屬關系作為對應依據進行回歸。

表2 基準回歸模型的估計結果

據表中（1）（3）列的回歸系數顯示，在2010年到2019年間，大城市經濟發(fā)展會提高小城鎮(zhèn)的經濟發(fā)展，該效應在1%水平上顯著，并且大城市的經濟每增長1個百分點，小城鎮(zhèn)的經濟增長約為0.5個百分點，溢出效應十分顯著。而（2）（4）列回歸加入了大城市經濟指標的二次項，發(fā)現(xiàn)回歸系數在1%水平顯著為負，當前階段即大城市經濟發(fā)展水平越高，其溢出效應會越強，但其溢出效應的增長將會隨著大城市經濟發(fā)展而放緩。

（二）地理分組回歸結果

表3報告了按照小城鎮(zhèn)到大城市的地理距離分組進行回歸的估計結果，其中C、D兩部分分別使用了實際地理關系和行政隸屬關系作為對應依據進行回歸。

圖3 地理分組回歸結果系數

通過對比表中（1）～（5）列的回歸系數發(fā)現(xiàn)，在2010年到2019年間，分組回歸結果均為顯著，隨著小城鎮(zhèn)到大城市距離增加，系數從0.621減小至0.343，這說明大城市經濟發(fā)展對小城鎮(zhèn)的溢出效應將會產生顯著差異，其強度將會隨距離變大而減弱。而且，無論是以實際地理距離還是行政歸屬來確定小城鎮(zhèn)對應的大城市，這種溢出效應隨距離減弱的現(xiàn)象都存在。隨著距離增加，運輸成本變大，這似乎變相佐證了David Cuberes等（2021）通過城際貿易運輸成本解釋溢出效應的理論。

（三）內生性檢驗

表4報告了使用工具變量進行基準回歸的結果，同時報告了2sls的這一階段回歸系數，其中y_iv為份額移動法構建了Bartik工具變量，E、F分別是按照實際地理標準和行政歸屬標準的回歸結果。

表4 使用工具變量進行基準回歸的結果

工具變量進行固定效應回歸，第一階段回歸系數顯著，為0.62，說明通過份額移動法構建的大城市經濟發(fā)展程度的估值和實際大城市經濟發(fā)展程度的確切值高度接近。第二階段回歸系數仍為顯著，但得到了較大的上升，說明大城市對小城鎮(zhèn)存在強烈的溢出效應。這在經濟發(fā)展上有著較大的意義，經過前文分析，回歸可能存在由于小城鎮(zhèn)對大城市的反向促進作用，而產生反向因果，而在加入了工具變量后系數的變化說明確實存在反向因果的現(xiàn)象，即小城鎮(zhèn)的經濟發(fā)展反方向也會積極促進大城市的經濟發(fā)展。

圖3 地理分組回歸結果系數

（四）異質性分析

表5報告了在實際地理標準和行政歸屬標準下，東部和中西部分別回歸的結果。

表5 實際地理標準和行政歸屬標準下東部和中西部分別回歸的結果

通過比較系數可以發(fā)現(xiàn)，東中西部回歸系數均為正顯著，且東部的回歸系數顯著大于中西部回歸系數，說明東部地區(qū)的大城市溢出效應要強于中西部的溢出效應，根據前文理論分析，這種溢出效應差異可能是東西部地區(qū)間基礎設施建設水平不同或中西部大城市和小城鎮(zhèn)地理距離更遠導致的。

綜上研究，所提出的假設一、假設二、假設三均得到證明。

五、政策建議

現(xiàn)代化是當今時代發(fā)展的重中之重，而城鎮(zhèn)化則是現(xiàn)代化的重要組分。面對2035年基本實現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化的挑戰(zhàn)，如何將城鎮(zhèn)化進程優(yōu)化，達到更合理、有效率的良性城鎮(zhèn)化發(fā)展將會成為一個重要話題。而在這種背景下，協(xié)調好大城市和小城鎮(zhèn)的發(fā)展進程，達到和諧發(fā)展顯得十分重要。

第一，應當堅定強化大城市經濟以帶動小城鎮(zhèn)經濟的城市發(fā)展思路，在重點發(fā)展大城市的過程中，讓小城鎮(zhèn)的經濟發(fā)展從中受益，達到協(xié)同發(fā)展的穩(wěn)定增長。過去十年間，中國各地大城市對小城鎮(zhèn)體現(xiàn)出了明顯的溢出效應，但許多大城市的經濟規(guī)模尚且不足，在這些城市，應當盡量避免對主城區(qū)經濟擴張進行限制，保障其合理發(fā)展，以更好地輻射周邊的縣級地區(qū)。

第二，應當重視地級區(qū)域中縣級地區(qū)到主城區(qū)的經濟距離，加強小城鎮(zhèn)與大城市之間的經濟聯(lián)系，以更多地享受到大城市的溢出效應，縮小城鎮(zhèn)到大城市的經濟距離，促進二者的互聯(lián)互通。根據前文實證結果，地理上距離大城市較近的小城鎮(zhèn)受到的溢出效應更強，然而地理距離無法改變，但是聯(lián)系前文相關學者的研究成果，發(fā)現(xiàn)實際作用于小城鎮(zhèn)經濟發(fā)展的變量應當是其經濟意義上的距離，如城際運輸成本、貿易便利程度，因而可以致力于減小大城市與小城鎮(zhèn)之間的經濟距離。

第三，應當重視中西部地區(qū)大城市的溢出效應，強化其經濟相關領域的基礎設施建設。雖然經濟發(fā)展程度越高的地區(qū)的溢出效應更強，但在經濟發(fā)展程度較低的地區(qū)，其溢出效應隨著經濟發(fā)展程度的增長速度而加快，因此，在集聚經濟的作用下，通過強化欠發(fā)達地區(qū)的大城市發(fā)展將更有效率地帶動周邊縣級地區(qū)經濟發(fā)展，并優(yōu)化當地經濟發(fā)展模式，將大城市作為地區(qū)產業(yè)的基石，避免產業(yè)趨同虹吸的產生。