中国县域经济发展差距的异质性与动力机制分析

方迎风

（武汉大学 经济与管理学院，湖北 武汉 430072）

一、前言

改革开放40多年来，中国经济一直保持着高速增长。但是，随着中国从应对2008年全球金融危机的政策轨道逐步退出，经济发展步入了新常态。由于新冠肺炎疫情的冲击，全球经济遭遇重挫，需求市场萎缩，加之逆全球化态势日趋明显，中国的经济发展面临着巨大挑战。习近平总书记多次强调，要逐步形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。形成强大国内市场的潜力之一是县域经济的发展。县域经济对于打破国际市场低迷状态、拓展国内农村市场具有不可替代的作用。县域经济是连接农村和城市的重要纽带，它一方面以农业和农村经济为发展基础，促进农民增收；另一方面又是地区城镇化的基础。县域经济的发展能够加快中国乡村振兴和城镇化的进程，推进共同富裕。

然而，随着城镇化和乡村振兴在中国经济发展进程中的地位日益突出，县域经济的发展却日益被忽略，县域经济也日渐式微，县域经济发展不平衡的问题变得较为严重，影响了国内市场的发展，不利于共同富裕的实现。由于地区间经济发展的不均衡，劳动力、人才以及资本等生产要素向经济发达地区流动，加剧了中国县域经济发展的不平衡，不利于乡村振兴和城镇化的推进，从而阻碍了国内市场的发展。因此，本文通过使用县级面板数据研究县域经济增长差距的异质性和形成机制，探讨中国县域经济发展不平衡的现状和县域经济平衡发展的动力机制有着重要的意义。

地区经济增长差距的分析一直是经济增长理论研究中的重要组成部分。自新古典增长理论以及其后的新增长理论提出以来，国内外对于地区间经济增长差距的研究就层出不穷。由于研究对象、研究方法、研究数据的时段和类型等各不相同，得出的结论也千差万别。在国内外前期主要研究中，国际研究以跨国数据为主，国内研究主要使用的是省市级面板数据和时间序列数据。但是，这些分析无法刻画中国县域经济发展及差距形成的动态机制，因而很难提出发展县域经济、推动共同富裕的政策建议。与以往研究不同的是，一方面，本文使用县级面板数据分析中国县域经济平衡发展和长期增长的地区差异和动力机制；另一方面，由于内生性、一阶自相关和地区固定效应等问题致使OLS回归结果有偏差，本文采用Higgins等[1]的3SLS方法进行县域经济的平衡性和增长动力分析，并研究贫困县等县域性政策改革对地区经济平衡发展的影响。

二、文献综述

（一）地区经济增长差距的研究现状

经济增长差距是经济增长理论中非常重要的研究主题。根据新古典增长理论，由于资本等生产要素存在边际收益递减，理论上，地区间经济增长应当趋于收敛。但是，目前世界各国的经济增长并没有出现绝对收敛，发达国家（地区）与落后国家（地区）间的发展差距反而不断扩大。Sala-i-Martin指出，全球收入不平等状况显著改善，世界贫困发生率大幅下降，但是各区域发展却不平衡，贫困减少的贡献主要来自东南亚，而非洲的贫困状况反而恶化[2]。Barro 则在条件收敛框架和国际比较视野下研究指出，中国近三十年的经济增长非常迅速，远超出国际视角下的条件收敛率，不会被中等收入陷阱所困扰[3]。

那么，中国地区之间的经济增长差距在如何变化呢？较早的研究基本都指出，中国地区间经济增长存在收敛趋势，经济增长差距不断缩小。其中，魏后凯指出，1978 年到1995 年，落后地区和高收入地区人均GDP 或人均国民收入差距大体每年约以2%的速度缩小，但是地区居民人均收入增长的不平衡格局反而进一步加剧[4]。王贤彬等基于中国的卫星灯光数据进行分析指出，中国地区经济增长存在绝对的Beta 收敛[5]。然而，其后的主要研究却认为中国经济发展不存在绝对收敛，但存在俱乐部收敛或条件收敛。蔡昉、都阳指出，中国地区经济发展中，不存在普遍的趋同现象，却存在东部、中部和西部地区三个趋同俱乐部，并且中国地区经济发展中存在着条件趋同[6]。但是，也有很多研究认为中国地区经济不存在收敛。刘夏明等指出，中国经济不存在俱乐部收敛，中国地区总体差距主要来自内陆和沿海之间的差距[7]。朱国忠等使用空间动态面板数据模型和1952—2008 年省级GDP 数据分析中国经济增长的收敛性，发现中国各省份人均GDP总体上不存在收敛性，落后省份的增长速度并不比富裕省份的增长速度高[8]。

综合现有国内研究，出现收敛和不收敛两种截然相反观点的原因主要源于数据类型、经济发展的阶段以及计量方法等方面的差异。现有的研究数据类型主要是国家层面的时间序列数据和省级面板数据，刘华军、杜广杰还尝试使用灯光数据[9]；但鲜有基于县级面板数据的地区发展差异研究，吴玉鸣利用县级数据分析地区经济增长的集聚和差异，但使用的是2000年的截面数据，发现经济发展的不同阶段也会有影响[10]。潘文卿发现中国经济增长差异存在阶段性特征，改革开放的30 年里存在着全域范围内的Beta 绝对收敛特征，但是1990 年前后呈现出两种不同的收敛特征[11]。因此，基于县级数据对中国区域经济发展差距进行研究仍然很有必要。

（二）地区经济发展差距的形成机制

当前鲜有针对县域层次的经济发展动力及差距形成机制的研究，因此，了解地区经济差距形成的背后机制对于制定县域平衡发展政策非常重要。根据现有研究，地区经济发展差距的影响机制可以归纳为以下几类。

首先，人口、资本等要素流动是地区经济发展差异的重要影响因素。在传统经济增长理论中，要素流动是推动地区平衡增长和缩小收入差距的主要影响因素。Rappaport指出，如果在一个相对较低的收入水平环境中，由于有负向激励效应，人口流动的增加会降低收入差距缩小的速度[12]。Enflo 等分析得出，不管是外部人口流动还是内部人口流动对于工资收敛有显著影响[13]。国内研究也有相似的结论。张车伟、蔡翼飞发现中国地区差距主要由经济聚集度变化所决定，人口聚集度变化往往处于从属地位，但是，随着人口流动壁垒的降低，其在缩小区域差距上的作用在不断加大[14]。除了人口流动，资本等其他要素在地区之间的流动也具有同等重要的作用。王小鲁、樊纲考察了中国20 世纪80 年代和90 年代地区经济差距的变动趋势，分析资本、劳动力、人力资本等生产要素在各地区间的配置与流动状况及其动因，并考察这些因素对地区差距的作用[15]。

其次，技术进步是促进经济增长与地区平衡增长的重要动力。技术进步是经济高质量增长的重要推动力。Martino 就认为劳动生产率的提高对欧盟的经济收敛非常重要[16]。赵伟、马瑞永分别从资本、技术以及劳动生产率等方面研究中国经济增长收敛的微观机制，他们指出，尽管中国经济局部阶段出现了发散性，但总体仍表现出一定的收敛性，收敛的主要原因是区际贸易和投资以及技术交流促使技术收敛机制充分发挥了作用[17]。不过，彭国华利用匹配模型研究发现，随着中国劳动力流动限制的放松，中西部技能型劳动力向东部地区流动进一步拉大了地区发展差距[18]。

再次，产业结构的调整在推动地区平衡增长中发挥着重要作用。推动地区平衡发展的产业结构调整，并不是仅仅强调产业结构的升级，还强调不同地区应当充分利用自己的比较优势进行产业的合理布局。戴觅、茅锐研究了产业结构对中国省际经济收敛的影响，他们发现，中国工业部门的劳动生产率在省际表现出稳健的绝对收敛特性，因此，他们认为产业结构在解释中国地区经济收敛问题中起到了重要作用[19]。刘明、王思文则指出，中国制造业存在收敛，但是在不同样本期和不同区域的收敛差异明显[20]。

最后，金融发展、国际贸易、地理位置及地理关联等其他因素对地区经济增长以及经济增长差距有显著影响。Aghion 等研究发现，金融发展水平在各国经济收敛中起到了非常重要的作用[21]。张莅黎等利用2000 年和2010 年两年的县级数据讨论中国城镇化所带来的县域经济增长的收敛效应[22]。林毅夫、刘培林则认为，地区的经济发展战略错误，是导致各省（区、市）发展差距的主要原因[23]。除了传统研究的因素，区域性的发展政策、地理特征、开放的程度和难易度、人口分布的特征等也都对地区经济增长以及经济增长差距有显著的影响。

三、数据、变量与实证策略

（一）数据与变量描述

本文使用中国县级层面的面板数据，数据主要来源于2000 年、2016 年、2019 年和2020 年的《中国县域统计年鉴》。其中，部分年份的GDP 等变量的缺失数据来源于《中国县市财政统计资料》以及《中国区域经济统计年鉴》。相对省级层面，县级层面拥有更大的样本量，在分析地区经济发展不平衡方面具有一定的优势。在分析中，北京、天津与上海以及西藏自治区被排除在外，西藏在一些关键变量上的数据2001 年前基本缺失，而北京、天津和上海可用于分析的县域数量较少。为了分析需要，本文将选取的所有样本整理成平衡面板数据。在整理过程中，不管这些县是否升级为县级市还是市辖区，也不管其更名与否，只要所有年份都有统计数据则予以保留。但是，还是有一部分县在20世纪90年代就已经升级为地级市的核心区或者地级市，相应的行政区划也有很大的调整，这些地区在后期没有被纳入县域统计年鉴，因而无法获取连贯性的数据，因此，这些县都予以删除。总删除的观察县数量相对总样本量占比非常小。最终样本量为1856个县（市、区）。

在实证分析中用到的主要变量有人均实际GDP、产业结构的变化、固定资产投资增长率、政府规模增长率、在校小学生人数增长率、在校中学生人数增长率、人口增长率、储蓄增长率以及县的行政区划特征变量。其中，人均实际GDP根据各省份每年的价格进行调整。政府规模变量选用各县的财政支出规模进行代替。县行政区划特征变量包括国家扶贫重点县、连片特困区的县、升级的县级市或地级市的区、民族县、山区县。国家扶贫重点县在2000 年至2019 年期间有两次调整，分别是在2001 年和2011 年，但由于选取的时间段以2000 年为起点，所以，以2001 年国家扶贫重点县的调整作为分析对象。

（二）实证模型与实证策略

实证模型来自传统的新增长理论，在Cobb-Douglas生产函数下，可以得到：

由式（1）可知，从2000 年到2019 年，平均每年的经济增长率为：

令gi=（yi，2019-yi，2000）/19，β=（1-e-bt）/19，α是a 的函数，则可构建实证方程如下：

其中，gi表示第i 县人均实际GDP 的平均增长率；yi0表示第i县2000年人均实际GDP对数；xi表示一组控制变量，用来控制县域的异质性；μi是误差项；α、β和γ为待估参数。如果β＜0，则表示经济发展处于条件收敛状态，即在控制相关因素后，相对经济发展富裕的县，落后县增长速度更快，县域发展差距缩小。这些县会向相应的平衡增长路径收敛，平衡增长路径的高度决定于x，参数γ决定了xi如何影响第i县平衡增长路径的高度。

在早期文献中，主要使用OLS 方法估计方程（3）中的β和γ。但是，由于各县的经济发展并不具有相同的一阶自相关过程，各县相互之间的影响也是非对称的，并且存在内生性问题，因此，传统的OLS估计结果是不一致的、有向下偏差[1，13]。为解决此问题，可以进行一阶差分并使用工具变量法，一阶差分可以消除不可观测的固定效应，因而可以消除部分潜在的内生性问题。因此，对于β和γ的估计，建议使用工具变量法按以下步骤估计：

首先，使用工具变量法对以下方程进行回归：

其中，根据样本数据特征，各变量定义如下：Δgi=（yi，2019-yi，2000）/19-（yi，2018-yi，1999）/19，Δyi0=yi，2000-yi，1999，ηi是误差项。工具变量则使用控制变量xi在1999年的值。

其次，在估计出收敛参数β后，利用（4）式中β的估计值β*估计γ，即估计相关的经济变量对经济增长的影响效应。具体步骤是，构建一个新的变量πi=gi-β*yi0。

然后再使用OLS估计以下模型：

其中，τ、γ为待估参数，εi为误差项。此时，OLS估计可以得到γ的一致估计量γ*。

再次，基于模型（5），构建交互项模型来分析地区经济增长差距的作用机制：

由于经济收敛是基于经济增长率负向决定于其初始经济水平，因此λi=β1+β2zi表示特定类型县或特定变量对收敛的影响效应，它决定于变量zi。如果λi＜0，则地区经济增长率与初始经济水平负相关，经济发展趋于收敛。此时，如果β2＜0，则表示收敛的可能性将随着zi增加而增加。

（三）工具变量的选择

初始经济变量存在着内生性问题，会导致传统的OLS估计产生偏差。根据工具变量的选取原则，以及经济增长差异性分析的已有相关研究[1，24]，选用初始年份前一年的解释变量作为工具变量，在本文中，即1999年可获得的县级经济变量。由于在新古典增长理论中，储蓄率的增加只有水平效应，没有长期的增长效应，即储蓄率的增加不会影响到稳态增长率，但确实能提高收入的稳态水平。因此，选用1999 年储蓄率作为2000 年的经济发展水平及其差分项的工具变量来分析经济增长差距具有较强的可靠性。并且，最终通过不同工具变量的各项统计指标的显著性比较，以及实证结果的比较分析，本文发现选用1999 年的解释变量作为2000 年经济发展水平的工具变量都比较合适，但是1999年的储蓄率对数在全文实证分析中更为稳健，其中，储蓄率是年末居民储蓄存款余额占县GDP 的比重。当然本文也选用了各县1999 年其他的一些解释变量作为辅助和后备工具变量进行分析。分析中也进行Durbin-Wu-Hausman检验，检查工具变量法的必要性。选择Cragg-Donald Wald F 统计量进行弱工具变量检验，以确定是否拒绝弱工具变量的原假设。使用Anderson canon.corr LM 统计量进行工具变量识别不足检验。

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四、中国县域经济发展的异质性及形成机制分析

（一）中国县域经济增长差距分析

回归结果如表1 所示。首先，可以看出OLS 的回归结果与预期一致，但低估了经济增长的收敛效应，传统经济增长模型的Beta 系数仅为-0.0153，差分模型则达到-0.0578，工具变量模型更是达到了-0.1500。其次，通过Hausman 检验发现，差分模型的Hausman检验的卡方值都非常大，在1%以下的显著性水平拒绝原假设，说明存在内生性问题，使用工具变量模型是非常必要的。再次，从工具变量的弱识别检验和识别不足检验中可以发现，在所有工具变量法的回归结果中，两个统计量都是显著的，因此，所选取的工具变量是合理有效的，不存在识别不足和弱工具变量问题。

从表1 中的回归结果可以看出，初始人均实际GDP 的系数均为负，说明从平均意义上来讲，相对发达县，贫困县的经济增长更快。从总体上看，中国县域经济增长有显著的收敛趋势，县域间经济增长的差距在缩小，县域经济增长趋向于平衡。对比表1 中回归结果（1）（2）和回归结果（3）至（5），可以发现，在考虑了内生性问题和自相关问题后，Beta收敛系数的绝对值变得更大并且依然显著，说明中国县域间经济增长差距缩小的趋势变得更强。表1中回归结果（4）和（5）也佐证了此结论，在差分模型的基础上控制省份虚拟变量，发现Beta 系数从-0.1500下降到了-0.0624和-0.0500，足以看出地区固定效应在县域经济增长中的显著影响，各地区的县域经济发展差距应该存在很强的异质性。回归结果（5）还控制了一系列的县级变量，如产业结构变化、人口变化、固定资产投资变化、政府规模变化以及中小学学生人数占比变化，但与回归结果（4）差别不大。

表1 中国县域经济增长的收敛分析

（二）县域经济增长差距的省域异质性

虽然县域经济发展总体呈现平衡态势，但各省份的县域经济增长收敛差异性较大，具有较强的异质性。从Beta 系数可将各地区县域经济发展差距变化归为两大类：收敛和不收敛。一是大部分省份内部的经济增长以显著收敛为主，但是收敛的强弱程度有很大的差异，收敛显著的Beta系数从山东省的-0.0814到陕西的-0.0222。这说明山东省的县级经济增长收敛性最强，山东省各县之间的经济增长差距呈现较快的缩小趋势。接下来依次是黑龙江省和江苏省，它们的Beta 系数分别为-0.0812和-0.0693，陕西省收敛速度最慢，Beta 系数仅为-0.0222。二是也有收敛强度不显著的省份，如吉林、重庆和广西，它们的Beta系数非常小，并且不能在5%，甚至10%的显著性水平上拒绝原假设，省份内的县域发展有不平衡的态势。（如表2）

表2 中国各省份县域经济增长的Beta系数表

图1 至图4 给出了全国以及山东、吉林、湖北三个代表省的2000 年、2015 年和2019年县级人均实际GDP 的核密度函数图。这几幅图与Beta 系数所反映出的经济发展差距变化情况基本一致。从图1 可以看出，全国县级人均GDP 分布的方差从2000年到2019年是逐年下降的，说明从全国整体来看，县级经济发展的差距不断缩小，尤其在2019年。三个代表性省的县域经济发展差距变化情况如下：

图1 全国人均实际GDP核密度图

首先，山东省内县域经济发展差距有较显著的下降趋势。如图2 所示，山东省的县级人均实际GDP分布在2000年有一个明显的双峰形态，县域经济向两个不同的均衡收敛，县级间的经济增长存在很大的差异。但是，在此期间，山东省经济快速发展，在2015年和2019年，县级人均GDP分布已演变成单峰，只存在一个收敛的高水平均衡，但还存在明显的厚尾，区域的均衡位置偏左，这从2000 年的双峰位置也可以看出，2000年的双峰都比较偏左。因此，山东省的县域经济分布演化还处在第二阶段，即双峰演化成厚尾单峰，下一步的工作重点则是如何扩大内循环，继续推动山东省经济的高质量发展，使得其县域经济分布整体向更高的水平演化。

图2 山东省人均实际GDP核密度图

其次，吉林省县域经济发展差距有扩大趋势。吉林省是东北地区的省份，从Beta系数来看，吉林省没有一个显著的收敛趋势。从图3 来看，吉林省县级人均GDP收敛的趋势不明显，从核密度图的形态来看，吉林省的县域人均GDP 差异还比较大。在2015年和2019年，吉林省人均GDP分布存在一个差异很大的双峰形态，其中高收入均衡的那个峰处在即将消失的阶段，2019年吉林省的经济水平整体还有所下降，并且人均GDP分布的双峰形态并没有完全消失，说明吉林省的经济发展既不充分也不平衡。

图3 吉林省人均实际GDP核密度图

再次，湖北省县域经济发展差距有扩大的风险。湖北省的Beta系数为负，并且显著，意味着湖北省经济增长在最近几年有收敛的趋势。从图4 来看，湖北省的县级人均实际GDP分布一直存在着厚尾，有从单峰即将演化成双峰的趋势，2015 年和2019年的双峰形态已基本上显现出来。因此，如果不进行区域经济发展的干预，则湖北省县域经济发展的不平衡程度会加剧，可能会呈现两极分化态势，最终形成高、低两个均衡，不利于推进共同富裕。

图4 湖北省人均实际GDP核密度图

（三）县域经济增长差距的形成机制

既然县域经济增长整体趋于平衡而在不同地区又具有很强的异质性，本文接下来将分别考虑贫困县战略、山区特征、固定投资增长、中小学学生人数增长等对县域发展差异的影响。所有分析都采用工具变量-差分模型，并控制省份虚拟变量和相关的县级变量（如表3所示）。

表3 县域经济增长差距的形成机制研究（被解释变量：ddprgdp，方法：3SLS-IV）

1.不同类别县的经济发展存在很大的异质性

对于贫困县来说，经济增长并没有呈现出收敛的趋势，如果是贫困县，则初始人均实际GDP 的系数为-0.1135+0.1814=0.0679，并且非常显著，说明贫困县内部发展是不平衡的。虽然贫困县的经济增长相对非贫困县较快，能有力地推动中国区域经济均衡增长，但是，贫困县间的经济增长差距较大，削弱或者甚至抵消了总体经济增长收敛的趋势。贫困地区也是如此，如果是贫困地区，则初始人均实际GDP 的系数为-0.1270+0.2068=0.0798。因此，在对贫困县和贫困地区进行政策扶持时，也应当关注贫困县以及贫困地区之间的发展差距。只有这样，才能更好地推进县级区域的平衡发展。进一步加入初始人均实际GDP 的平方项，从回归结果来看，经济增长速度与初始经济增长是一个U 形关系，即初始经济增长水平越低的县经济增长越快，不过当初始经济增长水平足够高时，其经济增长速度又会加快。这意味着中国县域经济增长存在多重均衡，中低收入地区内经济发展差异有缩小的趋势，但还是无法向富裕地区收敛，中低收入县与高收入县的经济发展差距越来越大。

2.现行的产业结构、固定资产投资与政府规模对经济增长有一定的作用，但不利于县域经济的平衡发展

第二产业的发展不是中国县域经济的长期增长因素。第二产业发展差距促使县域经济不均衡增长，而第一产业发展是县域均衡增长的重要力量。与此同时，虽然固定资产投资增长是提高经济增长水平的重要动力，但却不是长期经济增长的重要动力。固定资产投资的增长对经济增长率的变化存在负向影响，并且它与初始经济增长水平的交互项也是负向的，这说明盲目增加固定资产投资不一定能推动中国经济的高质量发展，它不利于县域经济的平衡增长，反而会加大县域经济增长的差距。用财政支出规模来代替的政府规模与经济增长的关系并不显著，政府规模的增长不利于地区经济的均衡增长，并且政府投资是地区经济增长差距扩大的一种很强的推动因素。这要求国家财政政策要从总量调节转向结构调节，进一步加大中央财政一般性转移支付和专项转移支付向贫困地区倾斜力度，并且要增加教育、健康、社会保障等方面的财政支出。

3.人口增长与教育对县域经济增长差距缩小有显著的推动作用

人口增长对县域经济的长期增长与均衡增长效应均不足。其原因可能源于分析对象为县域经济，县域人口要素主要流向其附近的市区、周边中心城市以及沿海发达城市。因此，人口增长不是县域经济的长期增长动力。但是，人口增长却有缩小县域经济增长差距的作用。基础教育在县域经济均衡增长中发挥重要作用。在校中学生占比对于长期经济增长有促进作用，并且也有利于县域经济增长差异的缩小，但是其作用效应不显著。而在校小学生在总人口中占比的增长对于经济增长与促进地区平衡发展都具有显著的作用。

五、县域经济均衡增长的动力分析

在县域经济增长分析中，回归结果（1）和（2）是分别基于模型（3）和模型（6）。早期研究都是基于模型（3）的OLS 回归分析，参数估计的结果是有偏的，而模型（6）下的参数估计结果才是一致的。从表4 可以发现，传统经济增长模型的回归结果与模型（6）的回归结果有很大的差异。因此，主要对表4的回归结果（2）进行阐述。

表4 县域经济增长的回归分析

首先，县域政策显著地影响县域经济增长。贫困县和山区县的经济增长相对非贫困县要低，并且差异非常显著。该结论与现有研究[25-26]指出的贫困县战略有显著的促进作用并不一致，可能是因为现有研究没有考虑到“收敛”效应，即初始人均GDP较低的贫困县将会增长较快，因此，在消除掉“收敛”效应后发现，贫困县的经济增长不如非贫困县快。另外一个重要原因是本文所研究的时间跨度较长，经历了两次贫困县的调整。

其次，经济增长方式转变与县域经济增长。与OLS 回归结果中储蓄的正向增长效应不同的是，储蓄增长对县域经济增长的影响显著为负，这与当前中国县域经济中资金供求矛盾是一致的，在城乡二元经济结构下，县域资金流出严重，加剧了县域资金供求矛盾，严重地影响了县域经济的增长，不利于县域需求市场的形成。在产业结构中，第一、二产业占比的增加并不利于县域地区的经济增长，尤其是第一产业占比增长的负效应更大，因而产业结构升级对地区经济增长至关重要。固定资产投资的增长对地区经济增长有显著的推动作用，但是，随着中国经济向高质量增长阶段迈进，县域经济的增长方式也将由依靠投资增长转向依靠消费推动服务业发展。不仅如此，政府规模的过快增长对于县域经济增长也是不利的，这与前期研究的结论基本一致，而与OLS回归结果不同。

再次，人口与基础教育是县域经济增长的重要动力。在推动区域经济增长中，基础教育依然起着至关重要的作用。但是，人口的增长速度与县域经济增长负相关，人口增长越快的地方经济增长反而越慢。这与人口规模对中国经济增长的贡献并不矛盾，中国庞大的人口规模所带来的劳动红利和国内需求显著地促进了中国地区经济增长。但是，人口增长较快的地区并不是县域经济增长较快的地区，这是由于农村劳动力大量向发达地区流动，从而使得人口增长的红利被一些发达地区所获取。不仅如此，县域的人才外流和人才缺失所带来的是县域经济社会发展的“空心化”“边缘化”，不利于激发国内需求活力。

六、结论与政策建议

本文利用1999 年至2019 年的县级面板数据分析中国县域经济增长平衡性问题。研究发现，中国县域经济增长差距总体上存在显著缩小趋势，有平衡发展的态势。但是，各地区的县域经济增长具有很强的异质性，因此，要推动县域经济均衡增长，必须注意以下方面。

其一，在制定推动县域经济均衡发展的政策时，需要关注落后地区内部发展的差异性。虽然国家对贫困地区的扶持能够推动其经济增长，但是贫困地区各县发展差距的扩大削弱了政策的平衡效应，而经济发展较快的县之间差异在不断缩小。因此，对于贫困地区的经济发展来说，需要根据不同县的社会和经济发展特征制定有针对性和差异性的政策，才能推动贫困地区平衡增长，加快共同富裕的进程。

其二，传统的物质资本投资和人力资本投资依然是推动县域经济增长的重要动力。但是，在推动县域经济均衡发展上，基础教育发挥着更为重要的作用，而传统的物质资本投资不利于地区的平衡发展，反而加大了地区之间发展的不平衡性。在新时代，要推动中国县域经济的高质量增长，就需要通过改善营商环境，吸引人才和资金回流，从依靠固定资产投资的传统增长模式，转向依靠创新、消费、新基建等需求引领的新方式推动县域经济增长。第一产业是县域均衡发展的重要力量，因此，还需要加快农业的转型升级，进一步促进第一产业发展在县域平衡发展中的作用。

其三，在经济转向高质量发展阶段，政府要合理利用财政政策，推动财政政策从总量调节转变到结构调节。一方面调整财政支出的结构，增加基础教育、医疗、社会保障和社会安全网方面的支出，提高县级财政资金的利用效率。另一方面，进一步加强中央财政一般性转移支付、专项转移支付向贫困地区倾斜，加快县域经济的振兴。

总之，高质量经济增长要求转变县域经济的传统粗放的增长模式，从推动农业的转型升级、促进创新和加快新基建的布局等角度，促进县域经济可持续发展，使之成为连接乡村振兴和城镇化的桥梁，加快城乡融合的进程，提升县域经济发展在推动共同富裕中的作用。