“強省會”戰略與地區實體經濟發展

一、引言

早在2003年，四川省就提出了“強省會”的發展策略，明確將成都打造成為西部綜合實力最強的現代特大中心城市。隨后，湖北省在“中部地區崛起”國家戰略的背景下，積極推動省會城市武漢的發展。進入新發展階段后，中央密集出臺相關文件，強調加強中心城市和城市群的建設與發展。2018年，中共中央、國務院印發了《關于建立更加有效的區域協調發展新機制的意見》，明確提出建立以中心城市引領城市群發展、城市群帶動區域發展新模式，推動區域板塊之間融合互動發展?！笆濉睍r期前后，山東、廣西、福建、江蘇、貴州、江西等多個省份都明確提出做大做強省會城市的“強省會”戰略或強中心城市戰略，并迅速出臺了具體實施意見。例如，2019年廣西提出實施“強首府”戰略，深入推進北部灣城市群一體化建設，高標準建設南寧都市圈。2020年貴州發布“強省會”動員令，支持貴陽做大，推進貴陽、貴安融合發展，提升省會城市首位度?？v觀各省的“強省會”政策發現，其普遍支持地區先進制造業和實體經濟發展，涵蓋產業園區建設、產業轉型升級、技術創新、產業鏈優化等方面。例如，山東出臺了61項政策措施，培優育強實體經濟，其內容與綠色低碳高質量發展先行區三年行動計劃、先進制造業強省行動計劃等規劃方案相銜接。安徽也發布了一系列支持實體經濟發展的政策清單，涵蓋產業鏈、供應鏈、創新鏈、資本鏈、人才鏈、政策鏈等多個方面。

在區域經濟研究實踐中，城市首位度作為衡量區域發展格局的重要指標，常被學者用以評估“強省會”戰略的實施效果。該指標通過比較省會城市與全省的經濟規模（如GDP、人口占比）來評估其相對優勢，本質上反映了省會城市的資源集聚能力和區域經濟結構特征。本文研究的核心問題在于，“強省會”戰略在提升城市首位度的過程中，是否切實促進了省會城市實體經濟的發展？“強省會”戰略對省內其他城市實體經濟發展是否存在空間效應？若有，其表現為虹吸效應還是溢出效應？為了深人探究這些問題，本文基于2014—2022年我國26個省會城市和284個地級市的面板數據進行實證分析，檢驗“強省會”戰略對省域城市實體經濟發展的具體影響，并進一步探討該戰略對非省會城市實體經濟發展的空間溢出效應。

本文的邊際貢獻為：第一，現有文獻大多從區域整體經濟發展的角度探討“強省會”戰略對省會及其所在省份的影響，而鮮有學者從省域實體經濟發展這一視角進行實證分析。本文采用雙向固定效應模型與空間杜賓模型，將“強省會”戰略與省域實體經濟發展納入研究框架，從實證角度系統地評估了該戰略對省會城市和省域內實體經濟的具體影響，豐富了城市首位度的理論探討，并深化了對省域實體經濟發展機制的理解。第二，從空間經濟學的視角出發，并運用空間杜賓模型，探討了“強省會”戰略對非省會城市實體經濟發展的空間效應，為理解“強省會”戰略對省會周邊城市實體經濟發展的影響提供了新視角，也為政策制定者在實施下一步“強省會”戰略以及制定更具針對性的區域實體經濟發展政策時，提供了重要的參考依據。

二、理論分析與研究假設

（一）城市首位度與“強省會”戰略對區域經濟的影響

“強省會”戰略是指通過政策傾斜和資源集中強化省會城市的經濟集聚功能，來提升省會城市的功能及其首位度，進而通過輻射效應帶動區域協調發展的政策導向。徐琴（2020）指出，隨著中央明確要求省會城市發揮更大的中心城市功能，“強省會”戰略已成為多個省份謀求提升省會城市功能和中心城市首位度的區域發展戰略。具體而言，該戰略的實施直接體現為政府通過產業扶持、要素集聚和制度創新等手段，推動省會城市在經濟規模、人口規模、產業層級和服務能級上的快速擴張。張航和丁任重（2020）的研究表明，“強省會”戰略的實施能提升省會城市首位度，為省會城市高速發展提供更多要素儲備，從而拉動省會城市經濟的發展。此外，段巍等（2020）提到，部分省份通過實施提升省內中心城市首位度的政策，如給予省會城市及副省級城市更多的用地指標，不僅能夠提高這些城市的首位度，也有助于提升全省的總體GDP水平。

現有研究在探討城市首位度的作用時，核心邏輯基本集中在人口與經濟的集聚效應。關于城市首位度對區域經濟的影響，現有文獻基于不同研究樣本和區域實際差異，主要形成正向促進、負向抑制以及非線性影響三種結論（Henderson，2003）。正向促進論認為，城市首位度的提升能夠給地區經濟發展帶來正向促進效應，當城市資源要素聚集到一定程度后，能夠產生規模效應，促進地區人均GDP的增長和經濟發展（Brulhart和Sbergami，2009；Williamson，1965；盧錢紅等，2019）。我國大部分地級市城市規模尚未達到最優，因此推進本地區產業發展和人口集聚對于提升域內生產性服務業的集中度具有顯著的積極作用（柯善咨和趙曜，2014；陳建軍等，2009）。負向抑制論則聚焦過度集聚引發的結構性矛盾，指出首位城市規模膨脹會導致土地成本上升、交通擁堵等社會成本增加，進而引發中小城市生產要素外流與產業鏈空間斷裂，最終抑制區域經濟協調發展（Richardson，1987；王家庭，2012）。非線性影響論進一步提出動態演進框架，部分研究認為城市首位度對經濟發展的影響呈現倒U型曲線特征：在城市集聚初始階段，城市首位度的提升對本地經濟有正向影響，發展到一定程度后開始出現負向影響（Henderson，2003；吳傳清和孟曉倩，2022）。

我國各省份的“強省會”戰略以強化省會城市產業能級為核心導向，通過行政資源配置權引導創新要素集聚，重點支持新型工業化、現代先進制造業等實體經濟領域的發展。這一戰略依托政府主導的資源配置優勢（孫承平等，2023），一方面通過基礎設施互聯互通和區域協同機制構建，推動產業鏈跨區域整合與梯度轉移；另一方面聚焦構建現代化產業體系，著力培育先進制造業集群，形成區域經濟增長極。從政策實踐來看，“十三五”以來超過三分之二的省份相繼出臺專項政策，通過稅收優惠、用地指標傾斜、創新平臺建設等差異化支持措施，強化省會在區域經濟格局中的核心載體功能，為省會城市實體經濟的發展提供了有力的政策保障和資源支持?；诖?，本文提出如下假設：

H1：“強省會”戰略的實施能夠促進省會城市實體經濟的發展。

（二）“強省會”戰略對省內其他城市實體經濟發展的空間效應

各省份積極實施“強省會”戰略能帶動省會城市首位度的提升，但省會城市首位度的提升對省內其他城市產生的是溢出效應還是虹吸效應，學者們對此觀點不一。有研究指出，該效應呈現明顯的階段性特征和區域異質性。

在“強省會”戰略實施的初始階段，省會城市在政策支持下，各種資源快速集聚，往往會對周邊城市產生較強的吸附影響。具體表現為：第一，固定資產投資集中度持續上升。2023年27個省會城市固定資產投資占全省的比重達 34.6% ，較2010年提升了9.2個百分點。特別是制造業和高新技術產業的投資，大量向省會城市匯聚，如合肥都市圈近五年吸納了全省 62% 的科創投資和71% 的規模以上工業企業遷入。第二，人口流動呈現單向性特征。數據顯示，成都、武漢等8個中心城市人口占比超過 25% ，并且保持年均 1.5% 以上的凈流入增速，而省內其他城市的人口則面臨流出壓力。第三，建設用地指標向省會城市傾斜。2022年省會城市獲批建設用地占比達 41.3% ，遠高于省內其他城市。第四，稅收返還政策強化省會資源配置能力。各省份對省會城市的稅收返還比例平均達市級財政收入的 28% ，進一步鞏固了省會城市的經濟優勢。

現有研究表明，這種政策傾斜產生的聚集效應可能會導致區域發展失衡。周志鵬和徐長生（2014）通過面板數據分析發現，以龍頭或省會為核心的城市空間布局發展戰略短期內能促進本地經濟增長，卻會阻礙鄰近地區發展；長期來看，過高的首位度將抑制本地經濟增長。王俊杰等（2024）基于中部六省80個城市面板數據進行實證分析，證實了虹吸效應的存在，并指出當一省實施“強省會”戰略時，鄰省為了保持競爭力和防止資源流失，也會采取競爭性策略，從而出現“囚徒困境”現象。當省會城市首位度達到特定閾值時，由于生產要素等成本上升，此時可能產生空間溢出效應。Adams（2002）、Autant-Bernard和LeSage（2011）的實證研究表明，大約320公里內的城市可通過基礎設施共享、產業梯度轉移等路徑獲得溢出紅利，但該效應隨距離增加呈現指數衰減。

從空間效應演化規律看，我國大多數省份仍處于“強省會”戰略的要素集聚階段?！吨袊鞘薪ㄔO統計年鑒》顯示，19個中西部省份省會與省內第二大城市GDP比值超過2.8，且制造業固定資產投資差距持續擴大。這種極化發展格局導致要素流動呈現出較為顯著的單向性，即便在東部發達省份，廣州、杭州等中心城市仍通過總部經濟政策來強化對高端要素的吸附能力。2023年，廣州、杭州分別新增區域總部87家和53家，顯現其在吸引高層次資源方面的強勁勢頭。

這種空間效應也存在顯著的區域差異。丁任重和張航（2020）通過聚類分析將全國281個地級市按照首位度劃分為低、較低、中、較高、高五種類別，研究發現在較高首位度的地區，過高的城市首位度會對經濟發展產生負向空間溢出效應，適當降低省會城市的首位度將更有利于省域經濟增長。張振等（2021）對比發現，東部城市群因產業多樣性可獲得顯著的溢出效應，而中西部地區因單一產業結構則難以形成有效輻射。吳傳清和孟曉倩（2022）進一步強調，地方政府應考慮城市規模、城市間距離等因素，有效提升“強省會”戰略對地區經濟增長的正向空間效應?；诖?，本文提出如下假設：

H2：“強省會”戰略實施對省內其他城市實體經濟發展具有虹吸效應。

三、模型設計和變量說明

（一）模型設定

為檢驗“強省會”戰略對地區實體經濟發展的作用機制，本文構建以下基準模型進行中介檢驗：

其中，ln RE_it 表示地區實體經濟增加值， PRI_it 表示“強省會”戰略，Controli為控制變量，包括政府規模、外商直接投資水平、固定資產投資增長率、第二產業發展水平、城市化水平、教育水平以及總儲蓄率等，下標 i 和 t 分別表示 i 城市和第 t 年。 a 為常數項， β_i 和 λ_i 分別表示核心解釋變量和控制變量的系數， γ_i 代表各省會城市的個體固定效應， μ_t 代表時間固定效應， ε_it 為殘差項。模型中系數 β_i 的估計值反映“強省會”戰略對地區實體經濟發展的凈影響，如果“強省會”戰略確實推動了地區實體經濟發展，那么系數 β_i 應該顯著為正。

（二）變量設置及測度

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為實體經濟增加值（lnRE），代表地區實體經濟的發展情況，采用“城市生產總值－（金融業增加值 + 房地產業增加值）”取對數來衡量（黃群慧，2017）。之所以將金融業增加值和房地產業增加值排除在外，是因為金融業并不直接參與商品和服務的生產過程，只是作為支撐實體經濟發展的一種服務；而房地產業呈現出金融衍生品的特性，且房地產的建筑施工創造的價值已經被歸類于建筑業。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量“強省會”戰略使用省會首位度來衡量。1939年Jefferson最先提出人口首位度衡量指標，之后經過國內外學者的不斷拓展，逐漸形成人口首位度、經濟首位度、科技首位度等概念。本文使用人口首位度（PP）和經濟首位度（PRI）來測度城市首位度，分別為城市常住人口與全省常住人口的比值、城市GDP與全省GDP的比值（Ioannou和Wojcik，2021）。經濟首位度與人口首位度之間存在著較強的相關性。一般來說，經濟發達的城市或地區能夠吸引更多的勞動力和人口，而人口的增加反過來又會促進當地經濟的發展，形成正反饋循環。另外，城鎮化水平的提升并不總是伴隨著相應的人力資本積累，也就是說，一個地區的人口數量并不能完全反映其經濟發展水平或潛力。因此，本文在進行基準回歸時就經濟首位度和人口首位度分別進行檢驗。

3.控制變量

控制變量主要基于影響地區實體經濟發展的政府支出、外商投資、產業結構調整、教育水平等方面來設定，包括政府規模、外商直接投資水平、固定資產投資增長率、第二產業發展水平、城市化水平、教育水平以及總儲蓄率等。政府規模（GOV）用“城市政府一般公共支出/全省GDP”計算得出。在現行的市場經濟體制下，政府扮演著非常重要的角色，更好地發揮政府職能，對于地區實體經濟的發展具有一定的導向作用。外商直接投資水平（FDI），用“城市當年實際使用外資額/全省GDP”來衡量，其中，通過計算2014一2022年美元兌人民幣的中間匯率平均值得到換算的匯率值，從而得到地區年度實際使用外資的數據。外商直接投資不僅是地區經濟發展的重要資金來源之一，也會通過技術轉讓與創新促進區域實體經濟的發展。固定資產投資增長率（FAR）用“城市當年固定資產投資額／上年固定資產投資額-1”來衡量。城市固定資產投資往往涉及多個行業，如建筑、機械制造等，是區域實體經濟發展的驅動因素之一。各城市產業結構調整（Second）和城鎮化進程（Urban）會對本地區實體經濟發展產生影響，分別用“城市第二產業增加值/全省GDP”和“城市非農業人口/全省常住人口”來衡量。當前，高素質人才是區域實體經濟結構向智能化、高端化發展的要素之一，采用“城市普通高等學校在校人數/全省常住人口”來衡量教育水平（Edu）。此外，城市儲蓄率（Save）在一定程度上代表著實體產業能夠得到的社會投資以及該地區的居民消費水平，與實體經濟的發展具有較強的相關性，因此采用“城市城鄉居民儲蓄總額/全省GDP”來衡量。變量定義及計算方法如表1所示。

（三）數據來源與描述性統計結果

考慮到西藏自治區數據存在大量缺失，且本文主要考察城市首位度的變化對區域實體經濟發展的影響，而4個直轄市城市首位度均為1，缺乏變化性，本文將西藏和4個直轄市的數據予以剔除，選取2014—2022年26個省（自治區）城市的面板數據為數據樣本，原始數據來源于歷年《中國城市統計年鑒》、中國經濟統計數據庫以及中國研究數據服務平臺，并對原始數據進行相應的數據換算處理，最終得到234個數據樣本。表2為各變量描述性統計結果。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

為了估計“強省會”戰略對省會城市實體經濟發展的影響，基于模型（1）利用面板固定效應進行檢驗，結果如表3所示。表3中的列（1）、（3）為控制地區和年份固定效應后但未加入控制變量時的回歸結果，從中可以發現，省會城市的經濟首位度對省會地區實體經濟發展具有顯著的影響，而人口首位度的系數未通過顯著性檢驗。列（2）、（4）是在上述基礎上加入控制變量后的回歸結果，結果表明，省會城市經濟首位度、人□首位度對省會城市實體經濟發展的影響顯著為正。由此可以得出，“強省會”戰略通過提升經濟首位度促進了省會城市實體經濟的發展；且在考慮相關控制變量后，人口首位度的促進作用也得以顯現。假設H1得證。

（二）穩健性檢驗

為檢驗基準回歸結果的穩健性，本文對核心解釋變量和樣本進行一系列處理后，重新進行回歸檢驗。

第一，變量替換法。首先，本文借鑒張航（2021）的做法，采用建設用地面積構建土地首位度（LP）作為核心解釋變量的替代指標，用“省會城市土地建設用地/第二位城市土地建設用地”來衡量，進行穩健性檢驗。一般而言，一個城市的建設用地面積越大，城市的建設空間就越大，不僅體現了城市現有發展規模，也預示著未來的發展潛力。城市建設用地影響著城市空間布局、基礎設施建設和公共服務設施等，進而影響實體經濟發展的物理空間和發展平臺。良好的城市建設能夠為實體經濟提供必要的支撐和發展空間。其次，為了更全面地反映“強省會”戰略對一省資源的集中程度，綜合經濟首位度、人口首位度、土地首位度三個指標，采用“經濟首位度+ 人口首位度 + 土地首位度）/3”來構建綜合首位度（Swd），進行穩健性檢驗。回歸結果如表4列（1）、（2）所示。結果表明，替換核心解釋變量后，土地首位度和綜合首位度的系數為正且顯著，與基準回歸結果一致。

第二，為排除極端值對回歸結果的干擾，本文對經濟首位度（PRI）進行上下 1% 的縮尾處理，回歸結果如表4列（3）所示，核心解釋變量的回歸系數依然保持統計上的顯著性。

第三，為了克服潛在的內生性問題對實證結果的影響，本文采用系統廣義矩估計（GMM）進行估計。表4列（4）給出了系統GMM的回歸結果，從中可以看到經濟首位度（PRI）的系數在 5% 的統計水平下顯著為正。同時，自相關檢驗（AR檢驗）與過度識別檢驗（Hansen檢驗）結果均通過，即控制內生性后，本文得出的結論依然穩健。

（三）異質性檢驗

本文利用城市首位度層級進行分組回歸，探究不同層次省會城市首位度對實體經濟發展的影響?，F有研究表明，省會城市首位度對區域經濟的影響呈現顯著異質性特征：沿海地區低首位度城市依托經濟開放與市場整合優勢，往往能夠形成多中心協同發展格局，促進經濟高質量發展；而城市首位度過高，特別是位于中西部的高首位度城市，更易引發資源單向集聚，從而抑制區域經濟高質量發展（寧越敏和張凡，2021；陳彥君和郭根龍，2024）。這種差異緣于不同的發展路徑，沿海地區通過產業多元化和對外開放較早完成資源集聚，使得省會城市首位度較低且趨于穩定（魏守華和方聰波，2021）；而內陸地區因長期將資源過度集中于省會，形成“一城獨大”的高首位度格局。

本文借鑒張航和丁任重（2020）對省會城市首位度的劃分方法，選取2014—2022年經濟首位度（PRI）的平均值作為劃分依據，利用SPSS29.0軟件，并采用K-均值聚類分析方法，將樣本按照省會城市經濟首位度大小劃分成低首位度組、中首位度組、高首位度組三類，分別進行異質性分析。具體劃分結果如表5所示。

異質性分析檢驗結果如表6所示。結果表明，“強省會”戰略對低首位度、高首位度地區實體經濟的發展具有顯著的正向促進作用。在我國，低首位度組主要由經濟發展較為強勁的省份構成。這些省份各地級市之間的經濟差距較小，市場化程度較高，且擁有充足的人才儲備，但同時存在著一些問題，如各類生產要素未能實現最優配置，各城市的發展相對分散和獨立，等等。因此，在這些省份實施“強省會”戰略能夠有效引導資源向省會城市集聚，提高資源配置效率，從而進一步推動省會城市實體經濟的發展。

相比之下，高首位度組如成都、西安、蘭州等省會城市集聚了諸多資源，在區域經濟發展中具備絕對優勢。在這種背景下，“強省會”戰略的推行可能會進一步加強省會城市對周邊城市的資源虹吸效應，促進省會城市實體經濟的發展。然而，從回歸系數（高首位度組為0.754，而低首位度組為2.840）來看，該戰略的實施在高首位度組中的促進作用明顯減弱。這表明，“強省會”戰略對原本資源就較為集中的省份所產生的正向影響不如資源分布相對均衡的省份顯著。

“強省會”戰略對中首位度地區實體經濟發展的促進作用不顯著。原因在于，對于中首位度的省會城市來說，其規模和發展水平處于中間狀態，實施“強省會”戰略未能形成“強中心”或有效的聚集效應以帶動省會城市實體經濟的發展。

五、進一步分析

“強省會”戰略對非省會城市實體經濟發展的影響是建立在省會城市溢出效應的假設之上的。非省會城市的企業可以通過學習省會城市的發展經驗、先進技術來促進自身經濟的發展（趙奎等，2021）。首位度層級不同的城市對本城市與鄰近城市經濟發展具有不同的影響效果（吳傳清和孟曉倩，2022；丁任重和張航，2020）。為了進一步檢驗“強省會”戰略對省內非省會城市實體經濟發展的溢出效應，本文構建空間計量模型。

（一）空間權重矩陣設定

引入空間權重矩陣，矩陣中的元素值依據核心城市與其他城市之間的鄰接標準或者兩者間的距離標準來度量。對于空間權重矩陣的設定，本文參照Bavaud（1998）總結的二進制0-1空間權重矩陣來構建，如式（2）所示。具體做法：將位于同一省份內的各地級市的權重元素值設定為1，非同一省份地級市之間的權重元素值設定為0，且地級市與自身之間的權重元素值也設定為0。

1，i和j在同一省份10，i和j不在同一省份

（二）空間自相關檢驗

為了檢驗“強省會”戰略的空間溢出效應，需要判斷是否存在空間自相關性。本文選擇莫蘭指數（MoranT）中的全局聚類檢驗方法（Cliff和Ord，1973），對被解釋變量 lnRE 和核心解釋變量PRI進行空間自相關檢驗，計算公式如下：

其中， n 是樣本中地級市的數量； W_ij 是空間權重矩陣的元素，表示地區 i 與地區 j 是否相鄰;x_i 和 x_j 分別是地區 i 和地區 j 的觀測值; 是所有觀測值的平均值; 為觀測值的方差。

MoranT的取值范圍為-1到1之間，當MoranT大于0時，表明樣本存在空間自相關性。用Stata18.0計算出2014—2022年樣本的全局莫蘭指數，結果如表7所示。被解釋變量lnRE和核心解釋變量PRI的莫蘭指數在2014—2022年都顯著為正，說明樣本存在空間自相關性，在檢驗溢出效應時應該將空間因素納入模型。2021年實體經

注： σ_z 代表每個城市的標準化觀測值； Wz 為空間滯后z ，代表每個地點的標準化空間加權均值。

濟增加值的莫蘭指數散點圖如圖1所示。

（三）空間效應分解

最為常見的空間模型有空間自回歸模型（SAC）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），其中，前兩者的特點是分別考慮被解釋變量、誤差項的空間自相關性，空間杜賓模型則綜合了空間自回歸模型和空間誤差模型的優點，同時考慮了被解釋變量和解釋變量的空間自相關性。作為一種更全面的空間回歸模型，SDM能夠更好地捕捉空間依賴性和溢出效應，其公式如下：

其中， X_it 為解釋變量，包括核心解釋變量和控制變量，相關定義同式（1）； W₁ 和 W₂ 分別為被解釋變量和解釋變量的空間自相關關系； ρ 為被解釋變量空間效應系數， β₁ 為解釋變量系數， β₂ 為解釋變量空間自相關系數， a_i 表示城市個體固定效應， λ_t 表示時間固定效應， ζ_it 為隨機誤差項。

本文參照丁任重和張航（2020）的研究，通過偏微分方法將總效應分解為直接效應和間接效應。其中，直接效應反映的是城市首位度的變化對本地區實體經濟發展的平均影響，間接效應衡量的是城市首位度的提升對鄰近地區實體經濟發展的跨區域影響?？臻g權重矩陣下效應分解回歸結果如表8所示。

對于全樣本而言，城市經濟首位度對實體經濟的直接效應、總效應均顯著為正（系數分別為3.305和1.345），間接效應顯著為負（系數為-1.960）。這表明，對于全樣本而言，施行“強省會”戰略的城市能促進本省域內整體實體經濟的發展，但對于省內非省會城市實體經濟發展具有負向空間效應一虹吸效應。

對于低首位度樣本城市而言，城市首位度對省域內實體經濟發展的直接效應和總效應均顯著為正（系數分別為7.327和5.133），而間接效應則顯著為負（系數為-2.239）。這表明，在低首位度地區實施“強省會”戰略能有效促進本地區實體經濟發展，但因此產生的階段性虹吸效應會削弱周邊城市實體經濟發展的活力。以浙江、廣東和山東等經濟較為發達的省份為例，其城市規模分布相對均衡，省會城市與次級中心城市（如寧波、深圳、青島）形成互補性空間結構。此類省份普遍存在兩種發展范式：一是在行政規劃與市場選擇的協同下，引導經濟要素在核心城市間合理分布（如廣州一深圳、杭州一寧波）；二是依托市場主導的多中心產業網絡企業自發協作形成跨區域分工體系（如蘇錫常都市圈）。這種均衡格局導致省域內存在兩種差異化空間效應：當省會城市首位度提升時，一方面通過極化效應使省會城市得以快速吸納各種生產要素，從而促進全省實體經濟直接增長；另一方面打破原有要素分布的動態平衡，導致非省會城市要素資源外流。

對于中、高首位度城市而言，城市首位度對省域內實體經濟的直接效應顯著為正（系數分別為2.526和3.841），總效應亦顯著為正（系數分別為1.752和3.450），反映了省會城市通過資源集聚、規模經濟實現對自身及全省實體經濟的核心拉動作用。這類城市作為區域內的增長極，集中了省內優質產業、基礎設施和政策資源，其經濟規模擴張可直接帶動全省GDP、稅收等總量指標的提升。就間接效應而言，中、高首位度樣本的間接效應均不顯著，但其系數為負（系數分別為-0.774和-0.291），這表明這些省份在實施“強省會”戰略時，省內其他城市的實體經濟發展已開始顯示出一定程度的負面溢出效應，即出現了初步的虹吸現象。這部分省會城市作為區域內的增長極，已經聚集了相當的要素與資源，當再實施“強省會”戰略時，將會導致要素流動呈現“單向集聚”特征：省級財政分配、高端人才落戶政策及金融資源優先向省會城市傾斜，形成“政策性虹吸”。中、高首位度省份中，省會與周邊區域的協同發展機制尚未完善，且省會城市對周邊地區的輻射能力有限，其資源吸附能力可能已開始擠壓周邊中小城市的發展空間，導致“核心無力輻射、外圍難以承接”的雙重矛盾。

具體來看，對于中首位度樣本組來說，其省會城市雖具備要素、資源的吸附能力，卻未能有效將集聚優勢轉化為推動區域協調發展的動能。“強省會”戰略的進一步實施，會造成資源投入過度集中在省會城市，造成自身規模擴張，而非通過產業溢出、技術擴散帶動周邊城市實體經濟協調發展，從而導致省域內實體經濟的空間聯動效應弱化，并表現出負向溢出效應。對于高首位度樣本組來說，部分省會城市如銀川、西寧、蘭州、烏魯木齊等，在發展過程中其省內資源本身就已經高度集聚在省會城市，形成了深度固化的資源極化格局。并且這些省會城市與省內其他城市的經濟發展水平差距過大，進一步限制了省內城市之間的要素流動，難以形成互補性分工體系。因此，進一步推行“強省會”戰略，可能會削弱區域協同發展的內生動力，疊加自身存在的資源極化現象，最終導致負向溢出效應。

綜上所述，盡管強化省會城市的經濟地位可以促進全省以及省會城市自身實體經濟發展，但從長遠來看，對省內其他城市實體經濟發展存在虹吸效應，不利省內其他城市實體經濟的均衡發展。假設H2得到驗證。

六、結論及政策啟示

（一）研究結論

進入“十三五”時期后，多地紛紛推出“強省會”或“強中心城市”戰略，以提升省會城市的首位度和經濟發展水平，并著力發展高端、先進產業等實體經濟，完善地區產業鏈，增強實體經濟競爭力。

本文基于城市首位度理論和新經濟地理理論，利用2014—2022年我國26個省會城市和284個地級市的面板數據，實證檢驗了“強省會”戰略對省會城市實體經濟發展的影響，并進一步探討了該戰略對非省會地區實體經濟發展的空間溢出效應。研究發現：第一，“強省會”戰略對省會城市實體經濟的發展具有正向促進作用。第二，“強省會”戰略的實施對不同水平首位度組別的實體經濟的影響存在差異，在低、高首位度組中，“強省會”戰略均產生正向促進作用，但高首位度組的邊際效應明顯弱于低首位度組，而中首位度組的影響不顯著。第三，“強省會”戰略的實施對省內其他城市實體經濟的發展具有虹吸效應。具體而言，“強省會”戰略的實施對于省域內實體經濟發展的直接效應均顯著為正。然而，在低首位度樣本中，其間接效應顯著為負；在中、高首位度樣本中，雖然間接效應并不顯著，但其系數為負，顯示出初步的虹吸現象，即實施“強省會”戰略的省會城市對省內非省會城市實體經濟發展具有負向溢出效應。

（二）政策啟示

1.精準施策，促進區域協調發展

鑒于“強省會”戰略對省會城市實體經濟發展的總體效應顯著為正，政府應制定精準的政策措施，支持省會城市的發展，提升其經濟首位度。首先，針對不同首位度組別的城市制定差異化的扶持政策顯得尤為重要。例如，在低首位度地區，如浙江、江蘇和廣東等省份，可以通過設立專項基金支持省會與非省會城市的產業互補合作，鼓勵高端制造業或服務業向周邊城市轉移，實現資源共享和技術溢出。同時，建立區域產業鏈集群，推動廣州一深圳、杭州一寧波等雙核心城市發展策略下的科技研發與生產制造合作，形成優勢互補。對于高首位度省份，如四川、陜西等，加強省域內副中心城市建設，避免資源過度集中在省會城市。通過政策傾斜和支持，培育若干具有競爭力的城市或都市圈，分散中心城市的壓力，優化資源配置，提高整個區域的綜合競爭力。其次，建立和完善省域內各級城市的協同合作機制，通過定期召開聯席會議等形式，促進信息交流與項目對接，形成良性互動格局。統籌規劃區域內重大項目布局及資源分配，鼓勵西部高首位度省會城市推進綠色低碳高質量發展先行區建設，出臺相關政策支持先進制造業強省行動計劃，推動傳統產業轉型升級，減少環境污染，提升環境質量。重視生態環境保護工作，制定嚴格的環保標準，限制高污染、高能耗項目的建設，推廣清潔能源應用，構建人與自然和諧共生的現代化產業體系。

2.優化資源配置，增強非省會城市競爭力

針對“強省會”戰略可能對非省會城市實體經濟產生的間接負向溢出效應，政府應積極優化資源配置，增強非省會城市的競爭力。通過財政補貼和稅收優惠政策吸引企業在非省會城市設立分支機構或研發中心，帶動當地實體經濟發展。特別是在中西部省份，可以考慮對新設企業給予一定期限內的所得稅減免或土地使用費用優惠。此外，加大對非省會城市基礎設施和公共服務設施的投資力度，改善交通條件、提升教育醫療水平，提高城市吸引力。加快地區間道路、高鐵網絡覆蓋，縮短省內各城市間的時空距離，暢通人員流動和技術交流。實施職業教育和培訓計劃，提高當地勞動力的技術技能；同時推進人才引進計劃，為外來人才提供住房補貼、子女入學便利等，吸引高層次人才到非省會城市發展，為非省會城市的產業發展提供充足的人力資源支持。政府應當加大對本地區中小微實體企業的扶持力度，如簡化貸款審批流程，推動科技成果轉化，讓更多的創新成果能夠在中小企業中得到應用，并構建公共技術服務平臺，為企業提供技術支持。通過這些措施，不斷緩解“強省會”戰略帶來的負面影響，從而促進全省范圍內的良性發展和共同繁榮。

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（責任編輯：張艷妮）

The Strategy of \"Strong Provincial Capitals\" and Regional Real Economic Development： An Empirical Study Based on 26 Provinces in China

QIN Jianwen，HUANG Jinjie （School of Economics，Guangxi University）

Abstract： Since the 13thFive-Year Plan，anumber of provinces have implemented the strategy of \"strong provincialcapitals\"，and whether the strategyof\"strong provincialcapitals\"canpromote the developmentof thereal economy of provincial capitals and its impacton thereal economy of other cities in the province has yet to be verified.This paper uses the panel dataof26 provincial capital cities and 284 prefecture-level cities in China from 2014 to 2O22，constructsa fixed-efects model for benchmark regressionanalysis，and uses the spatial Durbin model for spatial econometric testing of the real economy correlation effect within the province.The study shows that，firstly，the strategyof\"strong provincial capitals\"hasa positiveroleinpromoting thedevelopment of real economy in provincial capital cities.Secondly， the impact of the \"strong provincial capital\" strategy on the real economy shows significant primacy heterogeneity，with both low and high primacy groups having positive promotion effects，but the marginal effect of the high primacy group is significantly weaker than that of the low primacy group，and the effect of the middle primacy group is not significant.Thirdly，the implementation of the strategy of \"strong provincial capital\"has a siphoning effect on thedevelopment of real economy inother cities in the province.Based on this，this paper proposes thatthe government should implement precise policies to promote coordinated regional development and optimise resource allocation to enhance the competitiveness of non-capital cities.

Keywords： \"Strong Provincial Capitals\" strategy; Real economy; Regional development; Urban primacy; Siphoning effect