城市群發展規劃對區域經濟增長的帶動效應
——基于19個城市群的實證檢驗

張青睿 陳明寶

（澳門科技大學可持續發展研究所，澳門 999078）

引 言

自2006年 “十一五”規劃首次提出城市群發展概念以來，國務院相繼批復11個城市群發展規劃，持續推動城市群一體化發展。城市群一體化建設成為區域經濟發展的主體形態，逐漸形成以城市群為主體構建大中小城市和小城鎮協調發展的新格局。“十四五”規劃綱要也明確指出：“優化行政區劃設置，發揮中心城市和城市群帶動作用，建設現代化都市圈”[1]，其目的是在區域發展差距拉大的背景下，如何將中央政府的頂層設計與地方的自身優勢相結合，發揮好城市群發展規劃經濟增長效應，對于穩住經濟基本盤、防范區域經濟風險具有重要意義[2]。

當前我國大多數城市仍處于城鎮化快速發展階段，未來陸續會有更多的人口涌進城市[3]。單個城市規模擴張的結果是形成連片發展的城市群，因此新時代下城市群在我國區域經濟發展中的地位愈發重要。如何有效推動城市群的建設發展，并以中心城市為核心的城市群為主要空間形式帶動區域經濟增長成為學界關注的熱點。那么，城市群政策能否有效帶動區域內城市經濟的持續增長？地方政府在推動城市群經濟增長中起到了什么作用？空間結構對城市群經濟發展是否存在影響？基于上述問題，本文嘗試從地級市層面對政府主導下的城市群政策對地區經濟的帶動效應予以分析。相較于以往研究，主要有以下幾點邊際貢獻：在研究對象上，涵蓋了中國19個城市群204個地級及以上城市，使得研究結果具有普適性；在研究方法上，將城市群發展規劃的實施視為準自然實驗，運用多期雙重差分法進行實證研究，為準確理解城市群政策與經濟增長的內在關系提供經驗證據；在研究視角上，鑒于地方政府對城市群發展規劃的響應有所不同，從而不同程度地干預地方經濟發展，進一步探討了城市群發展規劃的作用機制，豐富了研究成果。

1 文獻回顧

城市群是城市在地理空間上集聚而形成的更大范圍的空間組織形態，其本質是多產業在空間上的集聚。然而傳統的主流經濟學忽略了 “空間”因素，直到新經濟地理學家Krugman[4]將 “空間”因素納入一般均衡分析，才逐漸闡明了空間集聚與區域經濟增長的關系[5]。在此基礎上，MacKin-non 等[6]、 Kogler和 Dieter[7]等學者將演化經濟學、政治經濟學與經濟地理學相結合，提出城市的發展變化會引起區域空間水平化、多樣化、復合式變換。

隨著新經濟地理學的興起，更多的學者開始關注城市集聚發展與區域經濟增長之間的關系。宋冬林和姚常成[8]驗證了經濟區發展規劃有利于促進城市群一體化發展。Randolph[9]的分析表明區域政策規劃的核心目的均在于縮小兩極分化與促進經濟增長，通過政策規劃可以強化政府治理效率。李洪濤和王麗麗[10]基于演化經濟地理理論探討了分割效應、市場規模一體化對城市間均衡發展的內在機制。丁任重等[11]使用7個國家級城市群的面板數據驗證表明城市群能夠有效帶動區域經濟增長，且核心城市經濟水平越高、城市競爭力越強，城市群對區域經濟增長的促進作用越大。

在評估政策沖擊作用的方法中，雙重差分法（DID）在現有文獻中被廣泛使用。雙重差分法方法的基本思想是將總體樣本分為對照組和實驗組，通過差分法比較某一政策前后兩組數據的差異來評估政策沖擊的凈效果[12]。通常情況下政策沖擊被假定為外生變量，因此雙重差分法在一定程度上可以避免內生性問題[13]。一些研究已將雙重差分法應用于分析各種經濟政策的實施效果。如關于國家重點開發開放試驗區的經濟增長作用，秦海波等[14]采用雙重差分法分析和檢驗了政策試點對沿邊縣域經濟的影響，并進一步探討了政策效果的異質性，并發現政策尚未對鄰近地區產生正向溢出效應或虹吸效應。此外，一些學者也將雙重差分法運用在評估高鐵開通效應[15]、環境保護效應[16]的研究上。

綜上所述，囿于國家級城市群規劃于2015年陸續頒發，鮮有學者對城市群發展規劃的經濟帶動效應進行研究；另外，現有研究對城市群政策經濟帶動效應的影響機制并不明晰。鑒于我國城市群發展仍處于摸索階段，探究城市群政策影響城市經濟的基本規律具有重要意義。

2 假設提出

新經濟地理學認為，城市群連片發展相比單個城市更具有發展優勢。由于城市規模的擴張和城市之間產業的鏈式發展，城市間要素流動、產業上下游聯系更加密切和頻繁，進而跨越了傳統行政邊界形成了經濟體量更大、產業集聚水平更高的城市集群。根據區域一體化理論，城市群政策的實施正是通過中間投入品、基礎設施、勞動力等生產要素的互相嵌合與共享，使得原有的單一城市市場轉變為統一完整的城市群市場，在中心城市形成帶有顯著溢出特質的集聚經濟效應[17]；另外，眾多周邊城市的存在也為新興企業與衰退企業提供更為靈活、自由的區位選擇機遇[10]，進而促進城市群內中心城市和邊緣城市經濟的共同發展。綜合上述分析，本文提出假說1。

H1：城市群發展規劃會促進城市經濟增長。

已有研究認為，在一系列影響城市群發展進程和發展水平的因素中，發揮系統性作用的是政府的行政力量和行政壁壘。地方政府在自身經濟增長目標和城市群一體化發展目標的雙重約束下，其財政支出結構、財政補貼等政策會產生明確的傾向性，地方政府對中央政府政策的不同解讀會形成不同的經濟增長結構[18]。事實上，地方政府對科技和教育各方面的大力投入已經成為當前中國一個非常突出的現象[19]。加大地區科技資源投入和教育資源投入會對創新主體、高素質人才產生引導作用，優化當地資源配置效率；另外，在區域間分工合作日益深化的背景下，政府部門針對科技企業、科研機構和學校等制定的財政補貼和優惠政策，促進高素質勞動力從大城市向中小城市跨區域流動，在一定程度上能夠緩解科技基礎、教育水平較落后地區的發展困境，激發當地活力和積極性。基于上述分析，本文提出假說2。

H2：城市群發展規劃通過政府支持促進區域經濟增長。

學界關于城市群空間結構的爭論持續已久，部分學者認為單中心城市群是更具經濟績效的一種城市群空間結構，城市群借助于合作機制、共享機制與擴散機制促進城市群的發展，持相反觀點的學者認為多中心城市群會在 “借用規模”作用下使得小規模城市獲得更高的收入，促進區域經濟協調發展[20]。在城市群發展過程中，我國不同城市群也存在著空間結構的差異[21]。當前，我國城市群建設仍處于城市群一體化發展摸索的初級階段，多中心空間結構僅是簡單的地理空間層面的形態中心嵌合體，各中心城市在功能分布和經濟聯系上實現有效分工協作，其所產生的集聚經濟效應要遜色于同等規模的單中心空間結構[22]。基于上述分析，本文提出假說3。

H3：城市群發展規劃對單中心城市群經濟促進效應更大。

3 模型構建

3.1 研究范圍與數據來源

截至2021年，國務院正式批復的國家級城市群共有11個（見表1）。考慮到數據的可獲得性，對部分縣、縣級市進行了剔除，得到19個城市群中的204個城市作為研究對象。囿于2006年十九大城市群概念首次出現，將時間跨度選擇為2007～2019年。研究數據來源于 《中國城市統計年鑒》、各地級及以上城市政府國民經濟和社會發展統計公報等，個別城市個別年份的缺失值采用插值法補齊。

表1 全國19個城市群規劃國務院批復情況

3.2 模型設計和變量說明

本文將經國務院審批通過的城市群發展規劃作為準自然實驗，將規劃內的城市視為處理組，將其他城市視為對照組，采用雙重差分法考察城市群政策的經濟帶動效應。由于城市群政策為多次批復的過程，故采用多節點雙重差分法模型，基準模型設定如下：

其中，rit表示第i個城市在第t年的實際經濟增長率；policyit表示因個體政策時點差異的虛擬變量，若城市i在第t年加入了城市群成為了處理組，那么該城市在之后的所有年份都取值為1，否則取值為0，其系數θ是本模型估計的重點；μi、λt和εit分別表示個體固定效應、時間固定效應和誤差項；Xit為控制變量，參考前人的研究[11，14]，選取城鎮化水平urb（城鎮化率）、產業結構struc（二三產業產值的比值）、教育水平edu（高等學校在校生人數占城市總人口的比重）、交通水平road（人均城市道路面積）和信息化水平mobile（移動電話用戶數占總人口的比重）作為主要控制變量，并對教育水平、交通水平和信息化水平進行對數化處理。變量描述性統計如表2所示。

表2 變量描述性統計

4 實證結果分析

4.1 基準回歸分析

表3報告了多期DID模型的估計結果，其中模型 （1）為僅控制個體固定效應與時間固定效應的情況下，對被解釋變量GDP實際增長率r和解釋變量policyit進行回歸，此時的系數θ為0.00586并通過了1%的顯著性水平，模型 （2）在模型（1）的基礎上，引入其他對經濟增長有影響的控制變量進一步進行回歸，這時policyit的系數θ通過了5%的顯著性水平，結果表明無論加入控制變量與否，城市群規劃均能夠有效帶動城市經濟增長，對規劃內城市經濟增長率提高約0.55%。此外，城鎮化水平、產業結構、信息化水平3個控制變量均不同程度促進城市的經濟增長，而教育水平和城市交通水平沒有通過10%顯著性。

表3 基準回歸結果

4.2 穩健性檢驗分析

（1）平行趨勢檢驗。多期DID模型的一個基礎假設條件是控制組和處理組需要滿足平行趨勢檢驗，使用縮尾處理將政策節點前后各分為5期，并對時間虛擬變量與實驗組進行交乘得到平行趨勢檢驗結果（圖1）。結果表明政策實施前5年至政策實施前1年回歸結果持續不顯著，而政策實施后均在10%水平上顯著，且剔除前5期均值后的平行趨勢-5期至-1期系數接近于0，0期至4期顯著大于0，表明該政策對經濟有著一個明顯的沖擊效應，通過平行趨勢檢驗，多期DID模型的使用是合理的。

圖1 剔除前5期均值后的平行趨勢

（2）反事實檢驗。基準模型估計結果表明，城市群發展規劃能顯著帶動城市群內城市的經濟增長，但這一估計結果也會受到其他區域性政策的影響。由于國家級城市群發展規劃是一項歷時長久的政策，將政策頒發的時間分別提前2年（policyit-2）、 3年（policyit-3）和 4年（policyit-4），對城市群發展政策的凈效應進行反事實檢驗（如表4所示）。在控制了其他控制變量的情況下，模型 （3）～（5）的結果顯示政策變量的系數均不顯著為正，表明政策未獲批復時對區域經濟并未帶來顯著影響，即通過反事實檢驗，排除其他政策或隨機因素導致的系統性偏誤。

表4 反事實檢驗結果

（3）替換被解釋變量。選用城市GDP和城市人均GDP作為原被解釋變量的替代指標，經過平減處理和對數化處理后進一步回歸。結果如表4所示，除系數的大小存在差異外，模型 （6）和模型 （7）中policyit項的方向和顯著性與基準回歸均保持一致，證明本文模型具有穩健性。

（4）排除其他政策的干擾。2015年，我國提出 “一帶一路”倡議下的 《愿景與行動》，這與城市群發展規劃的實施存在重合。為了準確判斷基準回歸中的促進作用究竟是來自哪一個政策，剔除 “一帶一路”倡議中提到的26個節點城市后進行回歸分析。模型 （8）的結果顯示，policyit的系數仍在1%水平上顯著且與基準模型相近，表明在排除了 “一帶一路”政策干擾之后，城市群發展規劃仍具有顯著的經濟效應。

4.3 異質性分析

（1）區域異質性。近年來，由于我國區域經濟差異的拉大，東西分化的問題愈發受人關注。在基準回歸的基礎上，將觀測值分為東、中、西部依次進行回歸分析。表6的回歸結果顯示，我國東部的policyit項系數為0.0104，中部的policyit項系數為0.00566，西部policyit項系數未通過顯著性檢驗。這一結果充分表明城市群政策對我國東部城市經濟產生了更為明顯的促進作用，對中、西部城市的影響效果并不明顯。我國東部城市普遍經濟發達、工業基礎良好，城市群政策能夠產生明顯的一體化效應，加速城市群內部的產業集聚和提高各個城市的資源配置效率，而中、西部由于城市間經濟基礎、資源稟賦差異較大，無法形成有效的互動效應，使得城市群政策難以起效。

表5 替換被解釋變量和排除其他政策干擾回歸結果

（2）城市等級異質性。中國幅員遼闊，城市間資源分布、經濟實力等存在顯著差異，為驗證城市群發展規劃對不同規模城市帶來的影響，將樣本城市劃分為一線、二線和其他城市3個等級，回歸結果如模型 （12）～（14） 所示。由policyit項回歸系數和顯著性可知，城市群政策對各類城市的經濟發展均具有顯著的推動作用，但對三線及以下城市的影響效應弱于一二線城市。因為一二線城市普遍具有較完備的基礎設施體系，能夠與城市群內其他城市充分交流與融合；另外，一二線城市通常作為試點城市對一項新政策的響應更為迅速，進而能充分享受城市群發展規劃帶來的政策紅利。

表6 區域異質性回歸結果

4.4 中介機制分析

由理論分析可知，在城市發展過程中，由于地方政府統御當地經濟發展，并在資源配置、要素供給等領域扮演重要角色，地方政府行為能夠對地區經濟發展產生決定性影響。為探索城市群發展規劃影響區域經濟發展的作用機制，將干預地區經濟的政府行為變量嵌入到基準模型構建中介效應模型來檢驗這一政策沖擊的間接傳導機制，模型設定為：

其中，gov_st和gov_edu為本文選定的兩個中介變量，分別表示政府科技支持和政府教育支持。本文使用政府科學技術支出占GDP的比重來衡量政府科技支持，使用政府教育支出占GDP的比重來衡量政府教育支持。

回歸結果如表7所示，其中模型 （15）和模型 （16）中policyit項、gov_st項系數均為正且通過顯著性檢驗，中介效應模型成立，表明城市群政策能夠通過提高政府科技支持力度間接地促進當地經濟的發展。參考溫忠麟等[23]的研究，計算得出直接效應和間接效應分別為0.00388和0.00085，其中間接效應占總效應的比重為17.97%。模型（17）、 模型 （18） 中，模型 （17） 的policyit項系數為負但僅在10%的水平上顯著，模型 （18）policyit項系數為正、gov_st項系數為負并通過顯著性檢驗，同樣中介效應模型成立，此過程中直接效應和間接效應分別為0.00472和0.00001，間接效應占比為0.22%。因此，雖然政府科技支持和政府教育支持均作為中介變量對地區經濟產生了間接促進效應，但由間接效應占比可以看出，政府科技支持是城市群發展規劃經濟帶動效應的主要媒介。這可能是因為，科技投入是提升區域創新能力、協同發展的重要途徑，科技水平的提高更意味著在新技術、新產業中尋求發展機遇與獲取主動權，有助于突破區域經濟增長瓶頸，釋放經濟發展潛能。

表7 中介效應回歸結果

5 進一步分析：城市群空間結構與經濟績效

合理的城市群空間結構是區域經濟發展和資源空間配置優化的平臺和載體，學術界關于單中心與多中心孰優孰劣的爭論已久，而各項城市群發展規劃中也明確界定了城市群中核心城市與非核心城市，基于此可將城市群按照空間結構劃分為單中心城市群和多中心城市群。策略上構建調節效應模型，將樣本分為多中心結構（multicenter_city）與單中心結構（singlecenter_city）兩組，具體模型設置如下：

由模型 （19）的結果可以看出，交互項的系數為負并在1%水平上顯著，表明城市群的多中心性弱化了城市群發展規劃的經濟帶動效應。多中心城市群相對于單中心城市群擁有更多的核心城市，城市間的行政壁壘導致城市群內協調發展機制難以形成，無法有效地將城市群政策貫徹實施；另外，城市群中各個核心城市之間由于地理鄰近性存在產業間過度競爭、雙向虹吸的效應，不利于城市地域功能的整合提升和經濟共同發展。

我國城市群發展過程中遵循了非均衡理論的發展路徑，不同規模的城市群內部形成了非均衡的經濟發展局面，中心城市是每個城市群內部的增長極，部分重點城市為城市群次要發展區域，其他城市則屬于邊緣地區。將觀測值分為中心城市與非中心城市兩組再次回歸。模型 （20）中交互項系數不顯著，模型 （21）中交互項系數為負并通過1%的顯著性檢驗，表明多中心結構并不影響城市群政策對核心城市的經濟效應，這種調節作用主要是作用于非核心城市。新經濟地理學認為，中心城市和邊緣地區經濟發展的差異是極化效應和涓滴效應綜合作用的結果，兩種具有相反作用力的效應共同決定了區域經濟的發展。核心城市作為帶動城市群發展的引擎和動力，其經濟的發展主要依靠自身對政策的直接響應，而非核心城市通常是通過核心城市的涓滴效應和帶動效應促進經濟發展，因而新技術、資本等要素將向邊緣區擴散的同時，城市群多中心性產生的行政壁壘、產業競爭也會對邊緣城市造成更大的影響。

表8 城市群空間結構與經濟績效

6 結論與政策啟示

本文基于2007～2019年19個城市群204個地級及以上城市的面板數據，構建雙重差分模型檢驗城市群政策對城市經濟增長的帶動效應及作用機制，主要結論為：（1）城市群發展規劃能夠有效帶動城市經濟增長，對規劃內城市經濟增長率提高約0.55%。經過一系列穩健性檢驗后，結論依然成立。區域異質性檢驗發現，城市群政策對我國東部城市經濟產生了更為明顯的促進作用，對中、西部城市的影響效果并不明顯。城市等級異質性檢驗發現，城市群政策對各類城市的經濟發展均具有顯著的推動作用，但對三線及以下城市的影響效應弱于一、二線城市；（2）以地方政府支持視角對影響機制分析發現，雖然政府科技支持和政府教育支持均作為中介變量對地區經濟產生了間接促進效應，但由間接效應占比可以看出，政府科技支持是城市群發展規劃經濟帶動效應的主要媒介；（3）進一步研究還發現，城市群的多中心性弱化了城市群發展規劃的經濟帶動效應，但這種調節作用主要是作用于非核心城市，并不影響城市群政策對核心城市的經濟帶動效應。

基于上述結論，提出如下政策啟示：（1）加快區域共同體建設，形成區域聯動機制。城市群發展規劃圈定了城市群的覆蓋范圍，對城市間互聯體系、區域合作機制的建設起到引導與推動作用；也使得中心城市、核心圈層在政策規劃的推動下集聚水平進一步提升。在此基礎上加速區域一體化建設，有利于促進區域經濟可持續發展；（2）加強地方政府支持與引導。地方政府支持能夠對城市群政策的經濟帶動效應產生促進作用，進而加速城市群的經濟增長。地方政府在制定城市發展政策措施時，要從科技發展、教育投入、產業培育等多角度推動原有城市經濟和產業發展；也要激勵地方政府做好平臺搭建、土地供應等服務保障；（3）因地施策，優化城市群區域內產業分工與合作。由于城市群內各城市之間經濟發展狀況、規模區位以及資源稟賦等存在差異，相關政策也應更多地向三線及以下城市傾斜，有序引導要素流向城市群邊緣城市，逐步形成高效的區域產業分工與合作機制。