长三角地区农村居民增收能力综合评价研究

田 野

（中共嘉兴市秀洲区委党校 浙江嘉兴 314000）

一、引言

（一） 研究背景与意义

农村居民收入直接决定了农村居民生活水平高低，是衡量农村经济发展好坏的关键性因素，也是判断“三农”问题是否得到有效解决的决定性指标。长期以来，如何推动农村居民收入稳定增长一直是政学两界研究的重点、难点问题。2004 年至今，中央一号文件连续聚焦“三农”问题，密集推出农村税费改革、增加农业各项直接补贴、扩大农村居民就业等多项惠农增收政策，着力促进农村居民增收收[1]。在这十多年间全国农村居民收入整体得到快速增加，但农村居民收入分配的非均衡性和区域差异问题也日益凸显。聂荣等[2]认为全国农村居民收入总体差距在不断扩大，东部、中部、西部的区域内和区域间差距均呈现日益扩大趋势。长三角地区包括沪浙苏皖三省一市，是中国乡村经济发展最具活力的地区。早在改革开放初期就探索出以包产到户、乡镇企业、家庭作坊为特色的“小岗模式”“苏南模式”“温州模式”，在农村居民增收方面成绩突出并长期保持全国领先地位。近年来，长三角地区农村经济快速发展，农村居民收入大幅增长，但地区差异和收入不均衡现象也日益凸显。2020 年，沪浙苏皖分别实现农村居民人均可支配收入34911 元、31930 元、24198 元和16620 元，分别居于全国31 省区市（不包括港澳台地区）农村居民可支配收入排行第一、第二、第五和第十三名。长三角地区各省市间，在经济发展、资源禀赋、政策环境等方面均存在极大差异，其促进农村居民增收的能力也不相同。上海市是长三角地区的核心城市和唯一的直辖市，在资源集中和政策落实等方面均具有天然优势，农村居民收入长期保持全国第一；浙江省以其省直管县和县域经济发达的鲜明发展特色，保障了资源的基层倾斜，农村居民收入连续数十年位居我国前列；江苏省经济社会发展程度整体较高，但存在明显的南北区域差异，农村居民收入由南至北递减；安徽省经济发展与江浙沪相比相对落后，农村居民收入水平同长三角其他地区存在较大差距。综上所述，长三角地区农村居民收入增长水平整体领先于全国，但同样存在区域差异和收入不均衡化现象，极具典型意义和研究价值。对长三角地区农村居民增收能力进行测评和时空演变分析，可以有效测度区域不均衡和农村居民收入变动趋势，鉴别不同经济发展阶段农村居民增收工作的优劣得失，为相关部门提供决策参阅与理论依据，进而推动解决农村居民收入的区域差异和两极分化问题，促进长三角地区高质量一体化协调发展。

（二） 理论与文献综述

农村居民增收能力是一个地区促进农村居民增收的禀赋性指标，用以衡量一个地区农村居民可支配收入增加的上限空间和难易度。农村居民增收能力高表明该地区农村居民可以用相对较低的付出获得相对较高的收入，反之亦然。农村居民增收能力与农村居民可支配收入高度正相关。一般来说，农村居民增收能力较高的地区农村居民可支配收入同样较高，但农村居民增收能力并不等同于农村居民可支配收入。劳动者意愿、风俗习惯、心理因素等各种非理性因素均可能导致农村居民增收能力和农村居民可支配收入出现偏差。农村居民增收能力受经济发展状况、物价和工资水平、劳动力市场供求、农业补贴力度等多重因素共同影响，需要建立综合评价指标体系进行量化测评。通过农村居民增收能力分析可以较为精准地反映和预测农村居民收入变动情况，对农村居民增收能力的区域差异分析和时空演变分布研究有助于促进区域协调发展，推动解决农村居民收入区域不平衡问题。

针对农村居民增收和收入分配问题，国内学者主要从政策、技术对农村居民增收的影响及收入区域差异角度展开研究。骆永民、樊丽明[3]认为土地对农村居民增收具有保障作用，应设法增强土地规模化经营，以强化这个保障。郭军等[4]认为可以从推动农村三产融合与改变农业发展方式角度推动农村居民增收。崔会芳等[5]认为中国农村居民收入存在地区差异，中部、西南部存在热点持久的贫困风险态势。国外学者侧重通过研究改善分配方法促进收入增加。Bandourian 等[6]研究了影响收入分配的作用参数，并对传导路径进行了分析。Dastrup 等[7]认为转移支付和税收可以显著影响收入，并对增加收入的最优选择进行了探讨。现有研究对农村居民增收和收入分配问题进行大量探索并取得了丰富的研究成果[2-14]，对农村居民收入区域差异和两极分化现象也进行了定量分析。但关于农村居民增收能力方面的研究较少，研究方法尚未从定性分析发展到定量分析，研究对象尚未从单一指标发展到综合指标体系，基本只是简单的对比分析，在构建农村居民增收能力评价体系方面尚未形成广泛认可的方法或统一标准，特别是针对农村居民增收能力区域差异方面的研究尤为缺乏，这些都为本文提供了探索空间。

本文以长三角地区41 个地级市的农村居民增收能力作为研究对象，以城市为切入点分析长三角地区农村居民增收能力的区域差异及时空演变特征。根据收入来源综合选取16 个指标，建立能够客观、高效评价长三角地区农村居民增收能力的综合指标体系，运用主成分—灰色关联度综合分析法对2017—2019 年长三角地区41 个城市的指标面板数据进行整体度量，测算长三角地区农村居民增收能力综合得分和排序。通过箱线图、Dagum 基尼系数等方法探究长三角地区农村居民增收能力的时空演变态势，对长三角地区农村居民增收能力的区域差异进行测算分解，根据分析得出结论与启示。

二、研究方法与数据来源

（一） 评价指标体系的构建

农村居民增收能力是指农村居民可支配收入提高的空间和难易度。根据收入来源，居民收入由工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入4 部分组成，农村居民增收能力也由此可以细分为上述4 部分收入的增收能力。为客观高效地测度长三角地区农村居民增收能力，本文以工资性增收因素、经营性增收因素、财产性增收因素和转移性增收因素为一级指标，根据数据可获得性、通用可对比性、指标可量化性原则，从4 个一级指标中再分别选取4 个二级指标，组成共16 个指标的长三角地区农村居民增收能力综合评价指标体系（见表1），以此评测长三角地区农村居民增收能力。其中农村劳动力占比、第一产业占比、经济首位度、村庄密集度4 个指标为负向指标，其指标数值越大农村居民增收能力越弱，其余指标为正向指标，指标数值越大农村居民增收能力越强。

表 1 长三角地区农村居民增收能力评价指标体系

1. 工资性增收因素

工资性收入是指农村居民以接受雇佣参加劳动获取报酬的方式取得的收入。农村居民工资性收入由劳动力市场供给和劳动力市场需求决定。选取农村劳动力占比和非农经营占比作为劳动力市场供给衡量指标。选取规上企业密度和社会就业率作为劳动力市场需求衡量指标。2. 经营性增收因素

经营性收入是指农村居民通过从事生产经营性活动所取得的收入。按从事生产经营所属行业划分，农村居民经营性收入可以分为农业经营性收入和非农经营性收入。选取人均粮食播种面积和第一产业占比作为农业经营性收入衡量指标。选取人均消费能力和人均国内生产总值作为非经营性收入衡量指标。

3. 财产性增收因素

财产性收入是指农村居民通过自有资本、技术等非劳动因素参与生产活动所产生的收入。农村居民财产性收入受区域经济质量和资产增值能力影响。选取经济密度和财政密度作为区级经济质量衡量指标。选取房价收入比和农村汽车保有率作为资产增值能力衡量指标。4. 转移性增收因素

转移性收入是指农村居民接受政府补贴和社会捐赠等各种转移支付取得的收入。农村居民转移性收入受社会发展程度和社会资源禀赋影响。选取年人均用电量和经济首位度作为社会发展程度衡量指标。选取人口密集度和村中密集度作为社会资源禀赋衡量指标。

（二） 概念与数据来源

根据2019 年12 月中共中央、国务院印发的《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》，长三角地区规划范围包括上海市、浙江省、江苏省、安徽省全域（面积35.8 万平方公里）。因此，文中长三角地区指的是包括上海市、浙江省、江苏省、安徽省全域内的41 个地级市。指标体系中第一产业包含种植业、林业、牧业、渔业，农村汽车为非农用小型家庭汽车。舟山市因其独特的海岛区位条件，渔业经济比重和农村出行方式显著异于其他城市。因此，指标体系中X6 第一产业占比中的舟山市数据采用剔除了渔业的第一产业占比，X12 农村汽车保有率的舟山数据采用汽车和舟船的总和保有率。

本文使用的样本数据主要源自国家统计局，沪、浙、苏、皖及其辖内41 个地级市的官方统计网站，内容包括2018—2020 年长三角地区各省市及辖内地级市的 《统计年鉴》，2017—2019 年长三角地区各省市及辖内地级市的《国民经济与社会发展统计公报》等。商品房购买力指标中商品房价格数据取自安居客城市年度数据（https://mobile.anjuke.com/fangjia）。指标体系中若干指标数据无法直接获取，通过指标含义计算得出。指标中少数缺失数据通过多重插补法处理。

（三） 研究方法

1. 主成分—灰色关联度综合分析法

主成分分析可以有效处理信息重叠并进行指标降维，但在特征向量符号取得负数时，无法有效评价函数意义。灰色关联度分析可以弥补样本数列不足和样本信息缺失问题，但可能存在指标信息重叠。因此，本文采用主成分—灰色关联度综合分析法构建长三角地区农村居民增收能力综合指标评价体系，可以有效避免上述问题。具体计算步骤如下：

（1）数据标准化与适用性检验。运用统计软件对原始数据进行标准化处理和适用性检验，以消除量纲影响，检验变量相关性。

（2）计算比较数列。使用统计软件进行分析，得到特征值和方差贡献率表，主成分载荷统计表。筛选公因子并命名。以各指标的主成分载荷为系数得到农村居民增收能力主成分得分公式，以主成分方差贡献率为权重得到农村居民增收能力主成分得分函数，根据得分函数计算得分，即为比较数列。

（3）计算参考数列。选择初始矩阵中每个指标数据最优值形成最优样本，为后期灰色关联度分析提供理想数据列。若指标属性为正值则该指标样本最大值为最优值，若指标属性为负值则该指标样本最小值为最优值。计算最优样本的主成分得分形成参考数据列。

（4）计算关联系数，（i=1,...m,k=1,...n,）。其中，ζi（k）为第k个主成分上比较数列Yi与参考数列Y0的关联系数，m为变量个数，n为主成分个数，分辨系数 ρ取常数0.5。

（5）计算综合得分。计算比较样本数据Yi与理想样本数据Y0的关联度。其中， εk为第k个主成分的方差贡献率，ri即 为基于主成分—灰色关联度综合分析的长三角地区农村居民增收能力综合得分。2. Dagum 基尼系数及其子群分解法

Dagum 基尼系数及其子群分解方法可以有效测算区域内部与区域之间的差异情况，是进行时空演变分析、区域差异分析和效率研究的常用方法。Dagum 基尼系数由区域内差异贡献、区域间差异贡献和超变密度贡献三部分组成，用来分别测度子群内部差异、子群间差异及由交叉项产生的总体差异。本文采用Dagum 基尼系数及其子群分解法对长三角地区农村居民增收能力进行地区差异性分析，不但弥补了传统基尼系数方法不能按区域分解，无法处理空间非均衡问题的缺陷，而且解决了样本间重叠交叉问题，提高了测算精确性。具体计算公式如下：

以上公式中，G为总体基尼系数，Gw为区域内差异贡献，Gnb为区域间差异贡献，Gt为超变密度贡献。yji、yhr分别代表j区域的第i个城市与h区域的第r个城市的农村居民增收能力。代表长三角地区农村居民增收能力的均值，Gjj为各区域区域内基尼系数，Gjh为j与h区域间基尼系数，Djh代表区域间农村居民增收能力的相对影响，pjph代表第j和第h区域内城市在所有城市中的占比，ShSj代表第h第j区域农村居民增收能力之和与总的农村居民增收能力之比，n代表城市数量，k代表划分区域数量，K（x）≥0，h＞0 为平滑参数。

三、长三角地区农村居民增收能力综合评价

（一） 长三角地区农村居民增收能力测算与检验

根据上文主成分—灰色关联度综合分析法的计算步骤，运用SPSS19.0 对长三角地区41 个城市农村居民增收能力评价指标体系中2017—2019 年的样本数据进行计算，得到长三角地区农村居民增收能力综合得分与排序（见表2）。检验结果显示KMO 测度值为0.781，样本Bartlett 检验显著性概率为0，表明各变量间相关性较强，原始变量间相关性特征明显。检验结果显示变量通过了主成分分析适用性检验。

表 2 长三角地区农村居民增收能力综合得分与排序

表2 (续)

以2019 年为例，选取长三角地区41 个城市的农村居民可支配收入实证数据进行排序，将结果与表2 中2019 年长三角地区农村居民增收能力综合得分排序进行比对，可以得到2019 年长三角地区农村居民增收能力排序与可支配收入排序对比图（见图1），

从图1 可以直观地看到，2019 年长三角地区农村居民增收能力排序与当年农村居民可支配收入实证排序大体吻合。经检验2017、2018 年的模型分析结果与实证排序比对情况与2019 年大体相当。本文构建的长三角地区农村居民增收能力综合指标体系基本上可以反映现实情况，模型分析结果得到了实证数据的有力支撑。

（二） 农村居民增收能力结果分析

根据表2 数据计算沪、浙、苏、皖农村居民增收能力平均值，并绘制2017—2019 年长三角地区农村居民增收能力平均得分趋势图，如图2 所示。分析表2、图2 可以得出以下结论：（1）在时间维度上，长三角地区农村居民增收能力逐年显著提升。从表2 数据可知，除安徽省淮北市外，2017—2019 年长三角地区绝大多数城市的农村居民增收能力综合得分均有不同提高。其中，上海市农村居民增收能力综合得分由2017 年的0.658 上升至2019 年的0.709，实现了7.75% 的涨幅；浙江省农村居民增收能力平均得分由2017 年的0.539 上升至2019 年的0.549，实现了1.86%的涨幅；江苏省农村居民增收能力平均得分由2017 年的0.51 上升至2019 年的0.518，实现了1.57%的涨幅；安徽省农村居民增收能力平均得分由2017 年的0.469 上升至2019 年的0.472，实现了0.64%的涨幅；上海市农村居民增收能力提升幅度显著高于浙苏皖三省。（2）在空间维度上，长三角地区农村居民增收能力存在明显空间分布特征，上海市农村居民增收能力显著高于其他三省，浙江省农村居民增收能力高于江苏省和安徽省，江苏省农村居民增收能力又高于安徽省，这表明长三角地区农村居民增收能力空间差异性非常显著。图2 中2017—2019 年曲线斜率显著增加，这表明长三角地区农村居民增收能力区域间差异在逐年扩大。

根据表2 数据计算长三角地区农村居民增收能力平均值、最值和四分位值，绘制2017 年与2019 年长三角地区农村居民增收能力得分箱线图（见图3、图4）。从图3、图4 可以看出：（1）在空间维度上，上海市农村居民增收能力显著强于其他三省；浙江省农村居民增收能力较为均衡，整体能力高于苏皖两省；江苏省最大值和整体差距较大表明存在显著的内部差异，中位数位于箱底表明存在较多农村居民增收能力弱的城市；安徽省箱子短表明城市间差异较小，与其他省市相比农村居民增收能力整体水平较低。（2）在时间维度上，长三角地区农村居民增收能力整体水平存在明显提升。各省市箱线形态和位置没有明显变化，表明长三角地区农村居民增收能力整体格局稳定。综上，长三角地区农村居民增收能力区域差异显著，需要进行区域差异测算分解进行分析。

（三） 农村居民增收能力区域差异性分析

根据上文所述Dagum 基尼系数及其子群分解法计算方法，运用Python 计算2017—2019 年长三角地区农村居民增收能力总体基尼系数。按照上海市、浙江省、江苏省、安徽省四个子群进行分解，并测算区域内差异和区域间差异，可以得到长三角地区2017—2019 年农村居民增收能力区域内差异（见表3）、长三角地区2017—2019 农村居民增收能力区域间差异（见表4）、长三角地区2017—2019 年农村居民增收能力区域差异来源分解情况（见表5）。上海市单独作为一个子群不再进行区域内差异分析。

表 3 长三角地区农村居民增收能力区域内差异

表 4 长三角地区农村居民增收能力区域间差异

表 5 长三角地域农村居民增收能力区域差异来源分解

1. 长三角地区农村居民增收能力区域内差异

由表3 可知，长三角地区总体基尼系数分别高于浙江、江苏、安徽三个省的省内基尼系数，这表明长三角地区作为一个整体，其内部差异要大于每个省的省内差异。浙江省和安徽省区域内差异明显低于长三角地区总体水平，表明浙江省和安徽省省内相对均衡。江苏省区域内差异显著高于浙江省和安徽省，表明江苏省省内农村居民增收能力差异较浙皖两省更为显著。除安徽省外，2017—2019 年长三角地区总体差异、浙江省区域内差异、江苏省区域内差异均呈上升趋势，分别上升了11.05%、7.48%、12.5%，表明近年来浙江省、江苏省和长三角地区整体农村居民增收能力差异在不断扩大。

2. 长三角地区农村居民增收能力区域间差异

由表4 可知，2017—2019 年，长三角地区内部各省市间区域间差异均呈现逐步上升态势。其中上海市与浙江省区间差异上升了28.17%，上海市与江苏省区间差异上升了22.45%，上海市与安徽省区间差异上升了19.43%，浙江省与江苏省区间差异上升了11.3%，浙江省与安徽省区间差异上升了7.85%，江苏省与安徽省区间差异上升了9.21%。2017—2019 年上海市农村居民增收能力与其他三省的差距持续拉大。2017—2019 年上海市与浙江省区间差异扩大了28.17%，上海市与江苏省区间差异扩大了22.45%，上海市与安徽省区间差异扩大了19.43%。同期安徽省农村居民增收能力增长幅度相对较缓，省内区域差距有所缩小2017—2019 年，浙江省和江苏省的农村居民增收能力省内差异性同样在扩大，特别是江苏省南北差距表现出加速扩大趋势。由表4 可知，2017—2019 年，浙苏两省区域内基尼系数从2017 年的0.0254 和0.0424 分别增加到2019 年的0.0273 和0.0477，增幅分别达到了7.48%和12.5%。

3. 长三角地区农村居民增收能力区域差异来源分解

由表5 可知，2017—2019 年，长三角地区农村居民增收能力的地区间贡献率分别为56.79%、56.26%、55.67%，均远超当年地区内贡献率和超变密度贡献率。这表明三省一市间的差异是造成长三角地区农村居民增收能力区域差异的主要原因。由表3、表4、表5 可知，长三角地区总体基尼系数分别高于各省市内部区域内基尼系数，这表明长三角地区农村居民增收能力差异主要源自区域间差异，三省一市之间的差异比每个省的省内差异都要显著，其中以上海市同浙苏皖三省的区域间差异，安徽、苏北同其他地区的差异最为突出。此外，江苏省内部农村居民增收能力的南北差异和两极分化现象同样显著，苏南地区农村居民增收能力明显强于苏北地区。浙皖两省的农村居民增收能力省内差异性相对较低。

四、结论与建议

（一） 结论

本文以收入来源为切入点，综合选取16 个指标构建了农村居民增收能力评价指标体系，对2017—2019年长三角地区农村居民增收能力进行了测度，通过主成分—灰色关联度综合分析法计算出长三角地区农村居民增收综合得分与排序。经与农村居民可支配收入实证数据比较检验，发现模型分析结果与实际数据大体吻合，可以较为精准地反映长三角地区农村居民增收能力。运用箱线图，Dagum 基尼系数及其子群分解方法对长三角地区农村居民增收能力的时空演变分布特征进行分析，得出以下结论。

1. 长三角地区农村居民增收能力呈逐年上升趋势，部分地区能力变现效率偏低

长三角地区农村居民增收能力整体逐年上升，表明近年来长三角地区更加关注农村居民增收问题，政策更加合理，落实更加到位，农村居民收入有望进一步提高，生活水平有望得到改善。实证数据显示长三角地区农村居民可支配收入连续多年保持增加，2017—2019 年沪浙苏皖的农村居民可支配收入增长幅度分别为16.18%、16.46%、15.57%、17.21%。长三角地区农村居民增收能力和农村居民可支配收入水平整体逐年上升。研究发现，上海市农村居民增收能力变现效率偏低，增收能力水平及增速显著高于浙苏皖三省，可支配收入水平与增速并未与其他三省拉开显著距离，甚至连续多年低于嘉兴市、杭州市、宁波市、苏州市等周边城市。由图1 可知，徐州和安徽省部分城市同样存在上述情况。

2. 长三角地区农村居民增收能力区域性差异显著，空间上呈东南向西北递减分布

长三角地区农村居民增收能力表现出显著的区域性差异，在地理上呈现出由东南向西北递减的空间分布特征。上海市农村居民增收能力显著高于浙苏皖三省，浙江省农村居民增收能力高于苏皖两省，江苏省农村居民增收能力又高于安徽省。受农村居民增收能力影响，长三角地区农村居民可支配收入同样呈沪浙苏皖递减的空间分布特征，其中安徽省和苏北地区农村居民收入水平显著低于长三角其他地区。在各省内部，浙江省和安徽省的省内区域差异相对较小，但江苏省的省内区域不均衡现象则十分显著，苏南各市如南京、苏州、无锡等地农村居民增收能力仅次于上海，而苏北各市如徐州、宿迁、盐城等地农民增收能力则仅略高于安徽省，省内南北差异悬殊。

3. 长三角地区农村居民增收能力区域性差异持续扩大，安徽省掉队现象日趋严重

长三角地区农村居民增收能力区域差异整体呈逐年扩大趋势。农村居民增收能力强的城市在加速变强，而农村居民增收能力弱的城市则能力提升缓慢。沪浙苏皖三省一市中，上海市农村居民增收能力提升速度显著高于其他三省，安徽省农村居民增收能力增长幅度又显著落后于江浙沪地区。分析认为，上海市农村居民增收能力的快速提高和安徽、苏北地区农村居民增收能力增长乏力，是造成长三角地区农村居民增收能力地区差异性的主要原因。与长三角地区其他省市相比，安徽省经济和社会发展程度相对落后，农村居民增收能力水平和增长速度均低于江浙沪地区，是造成长三角地区农村居民增收能力地区不平衡的主要原因，也是长三角地区一体化需要重点解决的问题。

（二） 建议

1. 提高行政效率优化体制机制，促进农村居民增收能力变现

上海等地在发展中遇到了农村居民增收能力较高而可支配收入较低的情况，即增收能力无法及时有效的转化为可支配收入，与同期浙江省形成了鲜明对比。近年来，浙江省坚持推进“最多跑一次改革”“放管服改革”和“数字化改革”，持续提高行政效率，优化营商环境，营建惠民政府，以其活跃的私营经济和省管县制度推动资源的基层倾斜和乡村经济的蓬勃发展，在农村居民增收能力不如上海市的情况下实现了农村居民可支配收入的反超。由浙江省经验可知，地方行政效率提升和体制机制优化可以在很大程度上保障农村居民增收能力变现。因此，在今后的发展中，上海等地应更加关注农村居民收入增长的实现路径，努力提高行政效率，优化体制机制建设，积极探索农村居民增收能力的高效转化，推动本地农村居民收入的进一步增长。

2. 健全长三角地区内部帮扶机制，遏制省域间差异的持续扩大

长三角地区农村居民增收能力存在较大的区域差异和不均衡现象，且这种差异和不均衡性在逐年扩大。长三角地区农村居民增收能力的区域差异以安徽省与上海市、浙江省、江苏省之间的省域差距最为显著。分析认为，三省一市间的省域区域差异是造成2017—2019 年长三角地区农村居民增收能力和农村居民可支配收入地区差异显著的主要原因。为有效缩小长三角地区各城市间发展差距，遏制安徽省同江浙沪地区差距的持续扩大，建立健全长三角地区内部帮扶机制尤为重要。2021 年12 月国家发展改革委印发《沪苏浙城市结对合作帮扶皖北城市实施方案》，推动江浙沪五市三区与安徽省皖北八市开展结对合作帮扶，可以充分调动要素资源的区间流动，快速提升被帮扶城市的能力水平，遏制长三角地区省域间差异的持续扩大。

3. 加强省域统筹制定针对政策，减小省内城市间区域不均衡

长三角地区各省内部的农村居民增收能力存在不同程度的区域不均衡，其中以江苏省苏南苏北的区域差异最为显著。研究发现，除安徽外，2017—2019 年上海、浙江、江苏省内农村居民收入不均衡现象都在扩大。为缩小省内区域差异实现均衡发展，江苏省委牵头推动苏南苏北城市结对，实现苏南苏北联动发展。2021 年浙江省推出《浙江省山区26 县跨越式高质量发展实施方案》，探索解决省内落后地区经济社会发展问题。各省加强省域统筹，因地制宜实施差别化区域政策，推动全省公共服务一体化，基层设施和交通一体化，可以实现资源要素的全省域自由流动和高效配置，促进经济发达地区与落后地区的长期高效协作，从而有效缩小省内城市间区域差异。