方迎風(fēng)

（武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072）

一、前言

改革開放40多年來，中國經(jīng)濟一直保持著高速增長。但是，隨著中國從應(yīng)對2008年全球金融危機的政策軌道逐步退出，經(jīng)濟發(fā)展步入了新常態(tài)。由于新冠肺炎疫情的沖擊，全球經(jīng)濟遭遇重挫，需求市場萎縮，加之逆全球化態(tài)勢日趨明顯，中國的經(jīng)濟發(fā)展面臨著巨大挑戰(zhàn)。習(xí)近平總書記多次強調(diào)，要逐步形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。形成強大國內(nèi)市場的潛力之一是縣域經(jīng)濟的發(fā)展?？h域經(jīng)濟對于打破國際市場低迷狀態(tài)、拓展國內(nèi)農(nóng)村市場具有不可替代的作用。縣域經(jīng)濟是連接農(nóng)村和城市的重要紐帶，它一方面以農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟為發(fā)展基礎(chǔ)，促進農(nóng)民增收；另一方面又是地區(qū)城鎮(zhèn)化的基礎(chǔ)?？h域經(jīng)濟的發(fā)展能夠加快中國鄉(xiāng)村振興和城鎮(zhèn)化的進程，推進共同富裕。

然而，隨著城鎮(zhèn)化和鄉(xiāng)村振興在中國經(jīng)濟發(fā)展進程中的地位日益突出，縣域經(jīng)濟的發(fā)展卻日益被忽略，縣域經(jīng)濟也日漸式微，縣域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的問題變得較為嚴(yán)重，影響了國內(nèi)市場的發(fā)展，不利于共同富裕的實現(xiàn)。由于地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展的不均衡，勞動力、人才以及資本等生產(chǎn)要素向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)流動，加劇了中國縣域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，不利于鄉(xiāng)村振興和城鎮(zhèn)化的推進，從而阻礙了國內(nèi)市場的發(fā)展。因此，本文通過使用縣級面板數(shù)據(jù)研究縣域經(jīng)濟增長差距的異質(zhì)性和形成機制，探討中國縣域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀和縣域經(jīng)濟平衡發(fā)展的動力機制有著重要的意義。

地區(qū)經(jīng)濟增長差距的分析一直是經(jīng)濟增長理論研究中的重要組成部分。自新古典增長理論以及其后的新增長理論提出以來，國內(nèi)外對于地區(qū)間經(jīng)濟增長差距的研究就層出不窮。由于研究對象、研究方法、研究數(shù)據(jù)的時段和類型等各不相同，得出的結(jié)論也千差萬別。在國內(nèi)外前期主要研究中，國際研究以跨國數(shù)據(jù)為主，國內(nèi)研究主要使用的是省市級面板數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)。但是，這些分析無法刻畫中國縣域經(jīng)濟發(fā)展及差距形成的動態(tài)機制，因而很難提出發(fā)展縣域經(jīng)濟、推動共同富裕的政策建議。與以往研究不同的是，一方面，本文使用縣級面板數(shù)據(jù)分析中國縣域經(jīng)濟平衡發(fā)展和長期增長的地區(qū)差異和動力機制；另一方面，由于內(nèi)生性、一階自相關(guān)和地區(qū)固定效應(yīng)等問題致使OLS回歸結(jié)果有偏差，本文采用Higgins等[1]的3SLS方法進行縣域經(jīng)濟的平衡性和增長動力分析，并研究貧困縣等縣域性政策改革對地區(qū)經(jīng)濟平衡發(fā)展的影響。

二、文獻綜述

（一）地區(qū)經(jīng)濟增長差距的研究現(xiàn)狀

經(jīng)濟增長差距是經(jīng)濟增長理論中非常重要的研究主題。根據(jù)新古典增長理論，由于資本等生產(chǎn)要素存在邊際收益遞減，理論上，地區(qū)間經(jīng)濟增長應(yīng)當(dāng)趨于收斂。但是，目前世界各國的經(jīng)濟增長并沒有出現(xiàn)絕對收斂，發(fā)達國家（地區(qū)）與落后國家（地區(qū)）間的發(fā)展差距反而不斷擴大。Sala-i-Martin指出，全球收入不平等狀況顯著改善，世界貧困發(fā)生率大幅下降，但是各區(qū)域發(fā)展卻不平衡，貧困減少的貢獻主要來自東南亞，而非洲的貧困狀況反而惡化[2]。Barro 則在條件收斂框架和國際比較視野下研究指出，中國近三十年的經(jīng)濟增長非常迅速，遠(yuǎn)超出國際視角下的條件收斂率，不會被中等收入陷阱所困擾[3]。

那么，中國地區(qū)之間的經(jīng)濟增長差距在如何變化呢？較早的研究基本都指出，中國地區(qū)間經(jīng)濟增長存在收斂趨勢，經(jīng)濟增長差距不斷縮小。其中，魏后凱指出，1978 年到1995 年，落后地區(qū)和高收入地區(qū)人均GDP 或人均國民收入差距大體每年約以2%的速度縮小，但是地區(qū)居民人均收入增長的不平衡格局反而進一步加劇[4]。王賢彬等基于中國的衛(wèi)星燈光數(shù)據(jù)進行分析指出，中國地區(qū)經(jīng)濟增長存在絕對的Beta 收斂[5]。然而，其后的主要研究卻認(rèn)為中國經(jīng)濟發(fā)展不存在絕對收斂，但存在俱樂部收斂或條件收斂。蔡昉、都陽指出，中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中，不存在普遍的趨同現(xiàn)象，卻存在東部、中部和西部地區(qū)三個趨同俱樂部，并且中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中存在著條件趨同[6]。但是，也有很多研究認(rèn)為中國地區(qū)經(jīng)濟不存在收斂。劉夏明等指出，中國經(jīng)濟不存在俱樂部收斂，中國地區(qū)總體差距主要來自內(nèi)陸和沿海之間的差距[7]。朱國忠等使用空間動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和1952—2008 年省級GDP 數(shù)據(jù)分析中國經(jīng)濟增長的收斂性，發(fā)現(xiàn)中國各省份人均GDP總體上不存在收斂性，落后省份的增長速度并不比富裕省份的增長速度高[8]。

綜合現(xiàn)有國內(nèi)研究，出現(xiàn)收斂和不收斂兩種截然相反觀點的原因主要源于數(shù)據(jù)類型、經(jīng)濟發(fā)展的階段以及計量方法等方面的差異。現(xiàn)有的研究數(shù)據(jù)類型主要是國家層面的時間序列數(shù)據(jù)和省級面板數(shù)據(jù)，劉華軍、杜廣杰還嘗試使用燈光數(shù)據(jù)[9]；但鮮有基于縣級面板數(shù)據(jù)的地區(qū)發(fā)展差異研究，吳玉鳴利用縣級數(shù)據(jù)分析地區(qū)經(jīng)濟增長的集聚和差異，但使用的是2000年的截面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的不同階段也會有影響[10]。潘文卿發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟增長差異存在階段性特征，改革開放的30 年里存在著全域范圍內(nèi)的Beta 絕對收斂特征，但是1990 年前后呈現(xiàn)出兩種不同的收斂特征[11]。因此，基于縣級數(shù)據(jù)對中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距進行研究仍然很有必要。

（二）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的形成機制

當(dāng)前鮮有針對縣域?qū)哟蔚慕?jīng)濟發(fā)展動力及差距形成機制的研究，因此，了解地區(qū)經(jīng)濟差距形成的背后機制對于制定縣域平衡發(fā)展政策非常重要。根據(jù)現(xiàn)有研究，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的影響機制可以歸納為以下幾類。

首先，人口、資本等要素流動是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異的重要影響因素。在傳統(tǒng)經(jīng)濟增長理論中，要素流動是推動地區(qū)平衡增長和縮小收入差距的主要影響因素。Rappaport指出，如果在一個相對較低的收入水平環(huán)境中，由于有負(fù)向激勵效應(yīng)，人口流動的增加會降低收入差距縮小的速度[12]。Enflo 等分析得出，不管是外部人口流動還是內(nèi)部人口流動對于工資收斂有顯著影響[13]。國內(nèi)研究也有相似的結(jié)論。張車偉、蔡翼飛發(fā)現(xiàn)中國地區(qū)差距主要由經(jīng)濟聚集度變化所決定，人口聚集度變化往往處于從屬地位，但是，隨著人口流動壁壘的降低，其在縮小區(qū)域差距上的作用在不斷加大[14]。除了人口流動，資本等其他要素在地區(qū)之間的流動也具有同等重要的作用。王小魯、樊綱考察了中國20 世紀(jì)80 年代和90 年代地區(qū)經(jīng)濟差距的變動趨勢，分析資本、勞動力、人力資本等生產(chǎn)要素在各地區(qū)間的配置與流動狀況及其動因，并考察這些因素對地區(qū)差距的作用[15]。

其次，技術(shù)進步是促進經(jīng)濟增長與地區(qū)平衡增長的重要動力。技術(shù)進步是經(jīng)濟高質(zhì)量增長的重要推動力。Martino 就認(rèn)為勞動生產(chǎn)率的提高對歐盟的經(jīng)濟收斂非常重要[16]。趙偉、馬瑞永分別從資本、技術(shù)以及勞動生產(chǎn)率等方面研究中國經(jīng)濟增長收斂的微觀機制，他們指出，盡管中國經(jīng)濟局部階段出現(xiàn)了發(fā)散性，但總體仍表現(xiàn)出一定的收斂性，收斂的主要原因是區(qū)際貿(mào)易和投資以及技術(shù)交流促使技術(shù)收斂機制充分發(fā)揮了作用[17]。不過，彭國華利用匹配模型研究發(fā)現(xiàn)，隨著中國勞動力流動限制的放松，中西部技能型勞動力向東部地區(qū)流動進一步拉大了地區(qū)發(fā)展差距[18]。

再次，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整在推動地區(qū)平衡增長中發(fā)揮著重要作用。推動地區(qū)平衡發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，并不是僅僅強調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，還強調(diào)不同地區(qū)應(yīng)當(dāng)充分利用自己的比較優(yōu)勢進行產(chǎn)業(yè)的合理布局。戴覓、茅銳研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對中國省際經(jīng)濟收斂的影響，他們發(fā)現(xiàn)，中國工業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率在省際表現(xiàn)出穩(wěn)健的絕對收斂特性，因此，他們認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在解釋中國地區(qū)經(jīng)濟收斂問題中起到了重要作用[19]。劉明、王思文則指出，中國制造業(yè)存在收斂，但是在不同樣本期和不同區(qū)域的收斂差異明顯[20]。

最后，金融發(fā)展、國際貿(mào)易、地理位置及地理關(guān)聯(lián)等其他因素對地區(qū)經(jīng)濟增長以及經(jīng)濟增長差距有顯著影響。Aghion 等研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平在各國經(jīng)濟收斂中起到了非常重要的作用[21]。張蒞黎等利用2000 年和2010 年兩年的縣級數(shù)據(jù)討論中國城鎮(zhèn)化所帶來的縣域經(jīng)濟增長的收斂效應(yīng)[22]。林毅夫、劉培林則認(rèn)為，地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略錯誤，是導(dǎo)致各?。▍^(qū)、市）發(fā)展差距的主要原因[23]。除了傳統(tǒng)研究的因素，區(qū)域性的發(fā)展政策、地理特征、開放的程度和難易度、人口分布的特征等也都對地區(qū)經(jīng)濟增長以及經(jīng)濟增長差距有顯著的影響。

三、數(shù)據(jù)、變量與實證策略

（一）數(shù)據(jù)與變量描述

本文使用中國縣級層面的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于2000 年、2016 年、2019 年和2020 年的《中國縣域統(tǒng)計年鑒》。其中，部分年份的GDP 等變量的缺失數(shù)據(jù)來源于《中國縣市財政統(tǒng)計資料》以及《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。相對省級層面，縣級層面擁有更大的樣本量，在分析地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡方面具有一定的優(yōu)勢。在分析中，北京、天津與上海以及西藏自治區(qū)被排除在外，西藏在一些關(guān)鍵變量上的數(shù)據(jù)2001 年前基本缺失，而北京、天津和上?？捎糜诜治龅目h域數(shù)量較少。為了分析需要，本文將選取的所有樣本整理成平衡面板數(shù)據(jù)。在整理過程中，不管這些縣是否升級為縣級市還是市轄區(qū)，也不管其更名與否，只要所有年份都有統(tǒng)計數(shù)據(jù)則予以保留。但是，還是有一部分縣在20世紀(jì)90年代就已經(jīng)升級為地級市的核心區(qū)或者地級市，相應(yīng)的行政區(qū)劃也有很大的調(diào)整，這些地區(qū)在后期沒有被納入縣域統(tǒng)計年鑒，因而無法獲取連貫性的數(shù)據(jù)，因此，這些縣都予以刪除?？倓h除的觀察縣數(shù)量相對總樣本量占比非常小。最終樣本量為1856個縣（市、區(qū)）。

在實證分析中用到的主要變量有人均實際GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化、固定資產(chǎn)投資增長率、政府規(guī)模增長率、在校小學(xué)生人數(shù)增長率、在校中學(xué)生人數(shù)增長率、人口增長率、儲蓄增長率以及縣的行政區(qū)劃特征變量。其中，人均實際GDP根據(jù)各省份每年的價格進行調(diào)整。政府規(guī)模變量選用各縣的財政支出規(guī)模進行代替?？h行政區(qū)劃特征變量包括國家扶貧重點縣、連片特困區(qū)的縣、升級的縣級市或地級市的區(qū)、民族縣、山區(qū)縣。國家扶貧重點縣在2000 年至2019 年期間有兩次調(diào)整，分別是在2001 年和2011 年，但由于選取的時間段以2000 年為起點，所以，以2001 年國家扶貧重點縣的調(diào)整作為分析對象。

（二）實證模型與實證策略

實證模型來自傳統(tǒng)的新增長理論，在Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)下，可以得到：

由式（1）可知，從2000 年到2019 年，平均每年的經(jīng)濟增長率為：

令gi=（yi，2019-yi，2000）/19，β=（1-e-bt）/19，α是a 的函數(shù)，則可構(gòu)建實證方程如下：

其中，gi表示第i 縣人均實際GDP 的平均增長率；yi0表示第i縣2000年人均實際GDP對數(shù)；xi表示一組控制變量，用來控制縣域的異質(zhì)性；μi是誤差項；α、β和γ為待估參數(shù)。如果β＜0，則表示經(jīng)濟發(fā)展處于條件收斂狀態(tài)，即在控制相關(guān)因素后，相對經(jīng)濟發(fā)展富裕的縣，落后縣增長速度更快，縣域發(fā)展差距縮小。這些縣會向相應(yīng)的平衡增長路徑收斂，平衡增長路徑的高度決定于x，參數(shù)γ決定了xi如何影響第i縣平衡增長路徑的高度。

在早期文獻中，主要使用OLS 方法估計方程（3）中的β和γ。但是，由于各縣的經(jīng)濟發(fā)展并不具有相同的一階自相關(guān)過程，各縣相互之間的影響也是非對稱的，并且存在內(nèi)生性問題，因此，傳統(tǒng)的OLS估計結(jié)果是不一致的、有向下偏差[1，13]。為解決此問題，可以進行一階差分并使用工具變量法，一階差分可以消除不可觀測的固定效應(yīng)，因而可以消除部分潛在的內(nèi)生性問題。因此，對于β和γ的估計，建議使用工具變量法按以下步驟估計：

首先，使用工具變量法對以下方程進行回歸：

其中，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)特征，各變量定義如下：Δgi=（yi，2019-yi，2000）/19-（yi，2018-yi，1999）/19，Δyi0=yi，2000-yi，1999，ηi是誤差項。工具變量則使用控制變量xi在1999年的值。

其次，在估計出收斂參數(shù)β后，利用（4）式中β的估計值β*估計γ，即估計相關(guān)的經(jīng)濟變量對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)。具體步驟是，構(gòu)建一個新的變量πi=gi-β*yi0。

然后再使用OLS估計以下模型：

其中，τ、γ為待估參數(shù)，εi為誤差項。此時，OLS估計可以得到γ的一致估計量γ*。

再次，基于模型（5），構(gòu)建交互項模型來分析地區(qū)經(jīng)濟增長差距的作用機制：

由于經(jīng)濟收斂是基于經(jīng)濟增長率負(fù)向決定于其初始經(jīng)濟水平，因此λi=β1+β2zi表示特定類型縣或特定變量對收斂的影響效應(yīng)，它決定于變量zi。如果λi＜0，則地區(qū)經(jīng)濟增長率與初始經(jīng)濟水平負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟發(fā)展趨于收斂。此時，如果β2＜0，則表示收斂的可能性將隨著zi增加而增加。

（三）工具變量的選擇

初始經(jīng)濟變量存在著內(nèi)生性問題，會導(dǎo)致傳統(tǒng)的OLS估計產(chǎn)生偏差。根據(jù)工具變量的選取原則，以及經(jīng)濟增長差異性分析的已有相關(guān)研究[1，24]，選用初始年份前一年的解釋變量作為工具變量，在本文中，即1999年可獲得的縣級經(jīng)濟變量。由于在新古典增長理論中，儲蓄率的增加只有水平效應(yīng)，沒有長期的增長效應(yīng)，即儲蓄率的增加不會影響到穩(wěn)態(tài)增長率，但確實能提高收入的穩(wěn)態(tài)水平。因此，選用1999 年儲蓄率作為2000 年的經(jīng)濟發(fā)展水平及其差分項的工具變量來分析經(jīng)濟增長差距具有較強的可靠性。并且，最終通過不同工具變量的各項統(tǒng)計指標(biāo)的顯著性比較，以及實證結(jié)果的比較分析，本文發(fā)現(xiàn)選用1999 年的解釋變量作為2000 年經(jīng)濟發(fā)展水平的工具變量都比較合適，但是1999年的儲蓄率對數(shù)在全文實證分析中更為穩(wěn)健，其中，儲蓄率是年末居民儲蓄存款余額占縣GDP 的比重。當(dāng)然本文也選用了各縣1999 年其他的一些解釋變量作為輔助和后備工具變量進行分析。分析中也進行Durbin-Wu-Hausman檢驗，檢查工具變量法的必要性。選擇Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量進行弱工具變量檢驗，以確定是否拒絕弱工具變量的原假設(shè)。使用Anderson canon.corr LM 統(tǒng)計量進行工具變量識別不足檢驗。

（1）對企業(yè)而言，續(xù)航技術(shù)研發(fā)合作時的企業(yè)總利潤總是高于競爭時，并且汽車產(chǎn)品續(xù)航能力也得到提升。因此，雙寡頭新能源車企具有內(nèi)在動力驅(qū)動雙方開展研發(fā)合作，這也符合當(dāng)前的聯(lián)盟趨勢。

四、中國縣域經(jīng)濟發(fā)展的異質(zhì)性及形成機制分析

（一）中國縣域經(jīng)濟增長差距分析

回歸結(jié)果如表1 所示。首先，可以看出OLS 的回歸結(jié)果與預(yù)期一致，但低估了經(jīng)濟增長的收斂效應(yīng)，傳統(tǒng)經(jīng)濟增長模型的Beta 系數(shù)僅為-0.0153，差分模型則達到-0.0578，工具變量模型更是達到了-0.1500。其次，通過Hausman 檢驗發(fā)現(xiàn)，差分模型的Hausman檢驗的卡方值都非常大，在1%以下的顯著性水平拒絕原假設(shè)，說明存在內(nèi)生性問題，使用工具變量模型是非常必要的。再次，從工具變量的弱識別檢驗和識別不足檢驗中可以發(fā)現(xiàn)，在所有工具變量法的回歸結(jié)果中，兩個統(tǒng)計量都是顯著的，因此，所選取的工具變量是合理有效的，不存在識別不足和弱工具變量問題。

從表1 中的回歸結(jié)果可以看出，初始人均實際GDP 的系數(shù)均為負(fù)，說明從平均意義上來講，相對發(fā)達縣，貧困縣的經(jīng)濟增長更快。從總體上看，中國縣域經(jīng)濟增長有顯著的收斂趨勢，縣域間經(jīng)濟增長的差距在縮小，縣域經(jīng)濟增長趨向于平衡。對比表1 中回歸結(jié)果（1）（2）和回歸結(jié)果（3）至（5），可以發(fā)現(xiàn)，在考慮了內(nèi)生性問題和自相關(guān)問題后，Beta收斂系數(shù)的絕對值變得更大并且依然顯著，說明中國縣域間經(jīng)濟增長差距縮小的趨勢變得更強。表1中回歸結(jié)果（4）和（5）也佐證了此結(jié)論，在差分模型的基礎(chǔ)上控制省份虛擬變量，發(fā)現(xiàn)Beta 系數(shù)從-0.1500下降到了-0.0624和-0.0500，足以看出地區(qū)固定效應(yīng)在縣域經(jīng)濟增長中的顯著影響，各地區(qū)的縣域經(jīng)濟發(fā)展差距應(yīng)該存在很強的異質(zhì)性?；貧w結(jié)果（5）還控制了一系列的縣級變量，如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、人口變化、固定資產(chǎn)投資變化、政府規(guī)模變化以及中小學(xué)學(xué)生人數(shù)占比變化，但與回歸結(jié)果（4）差別不大。

表1 中國縣域經(jīng)濟增長的收斂分析

（二）縣域經(jīng)濟增長差距的省域異質(zhì)性

雖然縣域經(jīng)濟發(fā)展總體呈現(xiàn)平衡態(tài)勢，但各省份的縣域經(jīng)濟增長收斂差異性較大，具有較強的異質(zhì)性。從Beta 系數(shù)可將各地區(qū)縣域經(jīng)濟發(fā)展差距變化歸為兩大類：收斂和不收斂。一是大部分省份內(nèi)部的經(jīng)濟增長以顯著收斂為主，但是收斂的強弱程度有很大的差異，收斂顯著的Beta系數(shù)從山東省的-0.0814到陜西的-0.0222。這說明山東省的縣級經(jīng)濟增長收斂性最強，山東省各縣之間的經(jīng)濟增長差距呈現(xiàn)較快的縮小趨勢。接下來依次是黑龍江省和江蘇省，它們的Beta 系數(shù)分別為-0.0812和-0.0693，陜西省收斂速度最慢，Beta 系數(shù)僅為-0.0222。二是也有收斂強度不顯著的省份，如吉林、重慶和廣西，它們的Beta系數(shù)非常小，并且不能在5%，甚至10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，省份內(nèi)的縣域發(fā)展有不平衡的態(tài)勢。（如表2）

表2 中國各省份縣域經(jīng)濟增長的Beta系數(shù)表

圖1 至圖4 給出了全國以及山東、吉林、湖北三個代表省的2000 年、2015 年和2019年縣級人均實際GDP 的核密度函數(shù)圖。這幾幅圖與Beta 系數(shù)所反映出的經(jīng)濟發(fā)展差距變化情況基本一致。從圖1 可以看出，全國縣級人均GDP 分布的方差從2000年到2019年是逐年下降的，說明從全國整體來看，縣級經(jīng)濟發(fā)展的差距不斷縮小，尤其在2019年。三個代表性省的縣域經(jīng)濟發(fā)展差距變化情況如下：

圖1 全國人均實際GDP核密度圖

首先，山東省內(nèi)縣域經(jīng)濟發(fā)展差距有較顯著的下降趨勢。如圖2 所示，山東省的縣級人均實際GDP分布在2000年有一個明顯的雙峰形態(tài)，縣域經(jīng)濟向兩個不同的均衡收斂，縣級間的經(jīng)濟增長存在很大的差異。但是，在此期間，山東省經(jīng)濟快速發(fā)展，在2015年和2019年，縣級人均GDP分布已演變成單峰，只存在一個收斂的高水平均衡，但還存在明顯的厚尾，區(qū)域的均衡位置偏左，這從2000 年的雙峰位置也可以看出，2000年的雙峰都比較偏左。因此，山東省的縣域經(jīng)濟分布演化還處在第二階段，即雙峰演化成厚尾單峰，下一步的工作重點則是如何擴大內(nèi)循環(huán)，繼續(xù)推動山東省經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，使得其縣域經(jīng)濟分布整體向更高的水平演化。

圖2 山東省人均實際GDP核密度圖

其次，吉林省縣域經(jīng)濟發(fā)展差距有擴大趨勢。吉林省是東北地區(qū)的省份，從Beta系數(shù)來看，吉林省沒有一個顯著的收斂趨勢。從圖3 來看，吉林省縣級人均GDP收斂的趨勢不明顯，從核密度圖的形態(tài)來看，吉林省的縣域人均GDP 差異還比較大。在2015年和2019年，吉林省人均GDP分布存在一個差異很大的雙峰形態(tài)，其中高收入均衡的那個峰處在即將消失的階段，2019年吉林省的經(jīng)濟水平整體還有所下降，并且人均GDP分布的雙峰形態(tài)并沒有完全消失，說明吉林省的經(jīng)濟發(fā)展既不充分也不平衡。

圖3 吉林省人均實際GDP核密度圖

再次，湖北省縣域經(jīng)濟發(fā)展差距有擴大的風(fēng)險。湖北省的Beta系數(shù)為負(fù)，并且顯著，意味著湖北省經(jīng)濟增長在最近幾年有收斂的趨勢。從圖4 來看，湖北省的縣級人均實際GDP分布一直存在著厚尾，有從單峰即將演化成雙峰的趨勢，2015 年和2019年的雙峰形態(tài)已基本上顯現(xiàn)出來。因此，如果不進行區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的干預(yù)，則湖北省縣域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡程度會加劇，可能會呈現(xiàn)兩極分化態(tài)勢，最終形成高、低兩個均衡，不利于推進共同富裕。

圖4 湖北省人均實際GDP核密度圖

（三）縣域經(jīng)濟增長差距的形成機制

既然縣域經(jīng)濟增長整體趨于平衡而在不同地區(qū)又具有很強的異質(zhì)性，本文接下來將分別考慮貧困縣戰(zhàn)略、山區(qū)特征、固定投資增長、中小學(xué)學(xué)生人數(shù)增長等對縣域發(fā)展差異的影響。所有分析都采用工具變量-差分模型，并控制省份虛擬變量和相關(guān)的縣級變量（如表3所示）。

表3 縣域經(jīng)濟增長差距的形成機制研究（被解釋變量：ddprgdp，方法：3SLS-IV）

1.不同類別縣的經(jīng)濟發(fā)展存在很大的異質(zhì)性

對于貧困縣來說，經(jīng)濟增長并沒有呈現(xiàn)出收斂的趨勢，如果是貧困縣，則初始人均實際GDP 的系數(shù)為-0.1135+0.1814=0.0679，并且非常顯著，說明貧困縣內(nèi)部發(fā)展是不平衡的。雖然貧困縣的經(jīng)濟增長相對非貧困縣較快，能有力地推動中國區(qū)域經(jīng)濟均衡增長，但是，貧困縣間的經(jīng)濟增長差距較大，削弱或者甚至抵消了總體經(jīng)濟增長收斂的趨勢。貧困地區(qū)也是如此，如果是貧困地區(qū)，則初始人均實際GDP 的系數(shù)為-0.1270+0.2068=0.0798。因此，在對貧困縣和貧困地區(qū)進行政策扶持時，也應(yīng)當(dāng)關(guān)注貧困縣以及貧困地區(qū)之間的發(fā)展差距。只有這樣，才能更好地推進縣級區(qū)域的平衡發(fā)展。進一步加入初始人均實際GDP 的平方項，從回歸結(jié)果來看，經(jīng)濟增長速度與初始經(jīng)濟增長是一個U 形關(guān)系，即初始經(jīng)濟增長水平越低的縣經(jīng)濟增長越快，不過當(dāng)初始經(jīng)濟增長水平足夠高時，其經(jīng)濟增長速度又會加快。這意味著中國縣域經(jīng)濟增長存在多重均衡，中低收入地區(qū)內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展差異有縮小的趨勢，但還是無法向富裕地區(qū)收斂，中低收入縣與高收入縣的經(jīng)濟發(fā)展差距越來越大。

2.現(xiàn)行的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資與政府規(guī)模對經(jīng)濟增長有一定的作用，但不利于縣域經(jīng)濟的平衡發(fā)展

第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不是中國縣域經(jīng)濟的長期增長因素。第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距促使縣域經(jīng)濟不均衡增長，而第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展是縣域均衡增長的重要力量。與此同時，雖然固定資產(chǎn)投資增長是提高經(jīng)濟增長水平的重要動力，但卻不是長期經(jīng)濟增長的重要動力。固定資產(chǎn)投資的增長對經(jīng)濟增長率的變化存在負(fù)向影響，并且它與初始經(jīng)濟增長水平的交互項也是負(fù)向的，這說明盲目增加固定資產(chǎn)投資不一定能推動中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，它不利于縣域經(jīng)濟的平衡增長，反而會加大縣域經(jīng)濟增長的差距。用財政支出規(guī)模來代替的政府規(guī)模與經(jīng)濟增長的關(guān)系并不顯著，政府規(guī)模的增長不利于地區(qū)經(jīng)濟的均衡增長，并且政府投資是地區(qū)經(jīng)濟增長差距擴大的一種很強的推動因素。這要求國家財政政策要從總量調(diào)節(jié)轉(zhuǎn)向結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)，進一步加大中央財政一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付向貧困地區(qū)傾斜力度，并且要增加教育、健康、社會保障等方面的財政支出。

3.人口增長與教育對縣域經(jīng)濟增長差距縮小有顯著的推動作用

人口增長對縣域經(jīng)濟的長期增長與均衡增長效應(yīng)均不足。其原因可能源于分析對象為縣域經(jīng)濟，縣域人口要素主要流向其附近的市區(qū)、周邊中心城市以及沿海發(fā)達城市。因此，人口增長不是縣域經(jīng)濟的長期增長動力。但是，人口增長卻有縮小縣域經(jīng)濟增長差距的作用?；A(chǔ)教育在縣域經(jīng)濟均衡增長中發(fā)揮重要作用。在校中學(xué)生占比對于長期經(jīng)濟增長有促進作用，并且也有利于縣域經(jīng)濟增長差異的縮小，但是其作用效應(yīng)不顯著。而在校小學(xué)生在總?cè)丝谥姓急鹊脑鲩L對于經(jīng)濟增長與促進地區(qū)平衡發(fā)展都具有顯著的作用。

五、縣域經(jīng)濟均衡增長的動力分析

在縣域經(jīng)濟增長分析中，回歸結(jié)果（1）和（2）是分別基于模型（3）和模型（6）。早期研究都是基于模型（3）的OLS 回歸分析，參數(shù)估計的結(jié)果是有偏的，而模型（6）下的參數(shù)估計結(jié)果才是一致的。從表4 可以發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)經(jīng)濟增長模型的回歸結(jié)果與模型（6）的回歸結(jié)果有很大的差異。因此，主要對表4的回歸結(jié)果（2）進行闡述。

表4 縣域經(jīng)濟增長的回歸分析

首先，縣域政策顯著地影響縣域經(jīng)濟增長。貧困縣和山區(qū)縣的經(jīng)濟增長相對非貧困縣要低，并且差異非常顯著。該結(jié)論與現(xiàn)有研究[25-26]指出的貧困縣戰(zhàn)略有顯著的促進作用并不一致，可能是因為現(xiàn)有研究沒有考慮到“收斂”效應(yīng)，即初始人均GDP較低的貧困縣將會增長較快，因此，在消除掉“收斂”效應(yīng)后發(fā)現(xiàn)，貧困縣的經(jīng)濟增長不如非貧困縣快。另外一個重要原因是本文所研究的時間跨度較長，經(jīng)歷了兩次貧困縣的調(diào)整。

其次，經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變與縣域經(jīng)濟增長。與OLS 回歸結(jié)果中儲蓄的正向增長效應(yīng)不同的是，儲蓄增長對縣域經(jīng)濟增長的影響顯著為負(fù)，這與當(dāng)前中國縣域經(jīng)濟中資金供求矛盾是一致的，在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下，縣域資金流出嚴(yán)重，加劇了縣域資金供求矛盾，嚴(yán)重地影響了縣域經(jīng)濟的增長，不利于縣域需求市場的形成。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，第一、二產(chǎn)業(yè)占比的增加并不利于縣域地區(qū)的經(jīng)濟增長，尤其是第一產(chǎn)業(yè)占比增長的負(fù)效應(yīng)更大，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對地區(qū)經(jīng)濟增長至關(guān)重要。固定資產(chǎn)投資的增長對地區(qū)經(jīng)濟增長有顯著的推動作用，但是，隨著中國經(jīng)濟向高質(zhì)量增長階段邁進，縣域經(jīng)濟的增長方式也將由依靠投資增長轉(zhuǎn)向依靠消費推動服務(wù)業(yè)發(fā)展。不僅如此，政府規(guī)模的過快增長對于縣域經(jīng)濟增長也是不利的，這與前期研究的結(jié)論基本一致，而與OLS回歸結(jié)果不同。

再次，人口與基礎(chǔ)教育是縣域經(jīng)濟增長的重要動力。在推動區(qū)域經(jīng)濟增長中，基礎(chǔ)教育依然起著至關(guān)重要的作用。但是，人口的增長速度與縣域經(jīng)濟增長負(fù)相關(guān)，人口增長越快的地方經(jīng)濟增長反而越慢。這與人口規(guī)模對中國經(jīng)濟增長的貢獻并不矛盾，中國龐大的人口規(guī)模所帶來的勞動紅利和國內(nèi)需求顯著地促進了中國地區(qū)經(jīng)濟增長。但是，人口增長較快的地區(qū)并不是縣域經(jīng)濟增長較快的地區(qū)，這是由于農(nóng)村勞動力大量向發(fā)達地區(qū)流動，從而使得人口增長的紅利被一些發(fā)達地區(qū)所獲取。不僅如此，縣域的人才外流和人才缺失所帶來的是縣域經(jīng)濟社會發(fā)展的“空心化”“邊緣化”，不利于激發(fā)國內(nèi)需求活力。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用1999 年至2019 年的縣級面板數(shù)據(jù)分析中國縣域經(jīng)濟增長平衡性問題。研究發(fā)現(xiàn)，中國縣域經(jīng)濟增長差距總體上存在顯著縮小趨勢，有平衡發(fā)展的態(tài)勢。但是，各地區(qū)的縣域經(jīng)濟增長具有很強的異質(zhì)性，因此，要推動縣域經(jīng)濟均衡增長，必須注意以下方面。

其一，在制定推動縣域經(jīng)濟均衡發(fā)展的政策時，需要關(guān)注落后地區(qū)內(nèi)部發(fā)展的差異性。雖然國家對貧困地區(qū)的扶持能夠推動其經(jīng)濟增長，但是貧困地區(qū)各縣發(fā)展差距的擴大削弱了政策的平衡效應(yīng)，而經(jīng)濟發(fā)展較快的縣之間差異在不斷縮小。因此，對于貧困地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展來說，需要根據(jù)不同縣的社會和經(jīng)濟發(fā)展特征制定有針對性和差異性的政策，才能推動貧困地區(qū)平衡增長，加快共同富裕的進程。

其二，傳統(tǒng)的物質(zhì)資本投資和人力資本投資依然是推動縣域經(jīng)濟增長的重要動力。但是，在推動縣域經(jīng)濟均衡發(fā)展上，基礎(chǔ)教育發(fā)揮著更為重要的作用，而傳統(tǒng)的物質(zhì)資本投資不利于地區(qū)的平衡發(fā)展，反而加大了地區(qū)之間發(fā)展的不平衡性。在新時代，要推動中國縣域經(jīng)濟的高質(zhì)量增長，就需要通過改善營商環(huán)境，吸引人才和資金回流，從依靠固定資產(chǎn)投資的傳統(tǒng)增長模式，轉(zhuǎn)向依靠創(chuàng)新、消費、新基建等需求引領(lǐng)的新方式推動縣域經(jīng)濟增長。第一產(chǎn)業(yè)是縣域均衡發(fā)展的重要力量，因此，還需要加快農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，進一步促進第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展在縣域平衡發(fā)展中的作用。

其三，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，政府要合理利用財政政策，推動財政政策從總量調(diào)節(jié)轉(zhuǎn)變到結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)。一方面調(diào)整財政支出的結(jié)構(gòu)，增加基礎(chǔ)教育、醫(yī)療、社會保障和社會安全網(wǎng)方面的支出，提高縣級財政資金的利用效率。另一方面，進一步加強中央財政一般性轉(zhuǎn)移支付、專項轉(zhuǎn)移支付向貧困地區(qū)傾斜，加快縣域經(jīng)濟的振興。

總之，高質(zhì)量經(jīng)濟增長要求轉(zhuǎn)變縣域經(jīng)濟的傳統(tǒng)粗放的增長模式，從推動農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級、促進創(chuàng)新和加快新基建的布局等角度，促進縣域經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，使之成為連接鄉(xiāng)村振興和城鎮(zhèn)化的橋梁，加快城鄉(xiāng)融合的進程，提升縣域經(jīng)濟發(fā)展在推動共同富裕中的作用。