中國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的時空差異及影響因素

2022-07-25 06:39:44姬志恒

中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報 2022年7期

姬志恒張彥

(山東財經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，濟南 250014)

城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)是指城鄉(xiāng)間變二元分割為關(guān)聯(lián)互動進而實現(xiàn)資源要素合理配置的發(fā)展?fàn)顟B(tài)和模式，是城鄉(xiāng)由分離對立轉(zhuǎn)向融合一體化的必然途徑。改革開放特別是進入新世紀(jì)以來，我國城市和鄉(xiāng)村各項事業(yè)取得了長足進步，城鄉(xiāng)民生福祉均顯著提升，但長期以來基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、產(chǎn)業(yè)布局和要素使用等方面的“城市偏向”所導(dǎo)致的城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡和農(nóng)村發(fā)展不充分問題仍較為突出。立足新發(fā)展時代，著力推動城鄉(xiāng)互促、互惠、互補、協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)城鄉(xiāng)間要素合理配置、基本公共服務(wù)普惠共享、基礎(chǔ)設(shè)施一體化和鄉(xiāng)村經(jīng)濟多元化發(fā)展，是貫徹新發(fā)展理念的重要體現(xiàn)，對加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體的雙循環(huán)體系和實現(xiàn)全域高質(zhì)量發(fā)展具有深遠(yuǎn)意義。同時需要看到，中國幅員遼闊，不可避免會出現(xiàn)不同程度的城鄉(xiāng)發(fā)展水平和發(fā)展落差，推動全域范圍內(nèi)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展必須將這種差異納入考察。換言之，科學(xué)測度城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)，明確城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的時序特征、空間差異和影響因素，成為縮小中國城鄉(xiāng)發(fā)展差距和推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要依據(jù)。

學(xué)者們對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)融合發(fā)展相關(guān)問題的關(guān)注由來已久，既有研究多圍繞城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的理論探討、特定區(qū)域城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)測度、不同尺度下城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間差異、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展影響因素和對策等展開。理論探討包括城鄉(xiāng)關(guān)系理論和城鄉(xiāng)互動理論等，如劉易斯的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型、佩魯?shù)脑鲩L極理論、赫希曼的中心—外圍理論等，旨在闡釋城鄉(xiāng)發(fā)展落差成因和彌補路徑。城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)測度則從城鄉(xiāng)居民收入和公共服務(wù)等核心指標(biāo)向綜合指標(biāo)演進，后者從民生福祉出發(fā)涵蓋城鄉(xiāng)生產(chǎn)和生活諸多方面，包括產(chǎn)業(yè)效率、居民收入/支出、公共服務(wù)等，具體測度方法包括變異系數(shù)法、主成分分析法、層次分析法、隸屬度方法和耦合協(xié)調(diào)度模型等。城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展空間差異研究則運用泰爾指數(shù)和空間自相關(guān)模型等考察特定區(qū)域內(nèi)部城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間格局。既有研究普遍顯示，區(qū)域城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)在空間維度上具有異質(zhì)性特征，這種特征隨著城市和鄉(xiāng)村的發(fā)展位勢差異變化而持續(xù)演化。呂丹等研究顯示2005—2014年間除個別省域偶有波動外，我國大部分省域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度均呈穩(wěn)步提升態(tài)勢，全域范圍內(nèi)“東高西低”格局明顯。孫群力等基于省域尺度研究顯示2007—2017年間我國城鄉(xiāng)融合水平提升明顯但隨時間推移增速有所放緩，全國和地區(qū)層面都存在

收斂趨勢。此外，基于居民收入和公共服務(wù)等核心指標(biāo)的研究顯示，除西南地區(qū)外的我國其他地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有發(fā)散特征，全域范圍內(nèi)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的空間非均衡性存在

收斂趨勢。城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)與區(qū)域自然稟賦和發(fā)展環(huán)境等密切相關(guān)，城市化進程、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、市場環(huán)境、交通基礎(chǔ)設(shè)施、區(qū)域和產(chǎn)業(yè)傾斜性政策等能夠?qū)Τ青l(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生復(fù)雜而深刻的影響；縮小中國城鄉(xiāng)發(fā)展差距和推動城鄉(xiāng)一體化發(fā)展需要從搭建城鄉(xiāng)要素自由流通和平等交換的制度框架、釋放城市產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施的輻射效應(yīng)、構(gòu)建城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展機制、因地制宜優(yōu)化鄉(xiāng)村人地系統(tǒng)要素、構(gòu)建城鄉(xiāng)統(tǒng)一建設(shè)用地市場和就業(yè)市場、完善普惠“三農(nóng)”的農(nóng)村金融市場體系和優(yōu)化農(nóng)村基本公共服務(wù)體系等方面加以推進。

既有研究為明確城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展格局及成因提供了較好啟示，但從準(zhǔn)確評價城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)、厘清我國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的時空特征及影響因素等方面仍存在可突破之處。第一，就評價城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)而言，一方面有必要從高質(zhì)量發(fā)展要求出發(fā)多維度刻畫城鄉(xiāng)發(fā)展?fàn)顟B(tài)并測算二者協(xié)調(diào)度；另一方面，傳統(tǒng)比值法和變異系數(shù)等方法測度城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度存在若地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展均處于較低水平時亦可能出現(xiàn)高度協(xié)調(diào)的“反事實”現(xiàn)象，需要通過協(xié)調(diào)度模型加以改進。第二，既有研究多通過特征描述和空間分異分析等探究區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的時空差異，對這種差異的精確測度有待提升，尤其是準(zhǔn)確刻畫其空間差異的來源、演變和分布動態(tài)。第三，城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展影響因素多元且作用機制具有復(fù)雜性，有必要引入地理探測器方法識別影響因素及其交互效應(yīng)，厘清城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展影響因素的作用。為此，本研究在對城鄉(xiāng)發(fā)展進行系統(tǒng)評價基礎(chǔ)上測度其協(xié)調(diào)度，進而通過Dagum基尼系數(shù)和核密度方法刻畫城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的地區(qū)差異及其分布動態(tài)演進，并通過地理探測器方法分析相關(guān)影響因素及其交互作用，以期準(zhǔn)確刻畫中國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的時空狀態(tài)并明確其成因。鑒于省域(省、自治區(qū)、直轄市)在政策制定和資源分配中具有重要地位，本研究以省域為空間尺度展開。

1 中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度測度：2006—2020年

1.1 城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度測度方法

依據(jù)協(xié)同學(xué)的相關(guān)研究，特定系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度可視為系統(tǒng)在發(fā)展過程中內(nèi)部各要素和子系統(tǒng)間統(tǒng)籌兼顧、和諧一致的程度。城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展旨在充分發(fā)揮城市和鄉(xiāng)村的各自優(yōu)勢，合理配置城鄉(xiāng)要素，暢通城鄉(xiāng)循環(huán)，縮小城鄉(xiāng)居民在收入、基本權(quán)益和公共服務(wù)等方面的落差，實現(xiàn)城鄉(xiāng)間共生共贏，和諧并進。設(shè)定城市和鄉(xiāng)村發(fā)展水平分別為UD和RD，城鄉(xiāng)發(fā)展耦合度(

)計算方式如式(1)所示。耦合度指標(biāo)在部分條件下無法區(qū)分系統(tǒng)間差異表現(xiàn)，如特定地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展均處于較低水平時亦可能出現(xiàn)高度耦合狀態(tài)，因而需要進一步進行協(xié)調(diào)度分析以反映二者整體協(xié)同效應(yīng)。納入次序類型后的協(xié)調(diào)度(

)計算方式如式(2)所示。其中區(qū)域城鄉(xiāng)綜合發(fā)展水平(

)由

αUD

βRD

計算得出，考慮到城市和鄉(xiāng)村發(fā)展?fàn)顟B(tài)及對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要性及貢獻度，待定系數(shù)

和

取值均為0.5。協(xié)調(diào)度取值范圍為0～1，該值越大(小)意味著城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度越高(低)。

(1)

(2)

1.2 指標(biāo)體系和權(quán)重設(shè)置

《中共中央國務(wù)院關(guān)于建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制和政策體系的意見(2019)》提出構(gòu)建促進城鄉(xiāng)規(guī)劃布局、要素配置、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)、生態(tài)保護等相互融合和協(xié)同發(fā)展的體制機制。基于《意見》要求和高質(zhì)量發(fā)展訴求，本研究結(jié)合城鄉(xiāng)地域系統(tǒng)理論從生產(chǎn)發(fā)展、人民生活、生態(tài)環(huán)境3個維度對城鄉(xiāng)系統(tǒng)發(fā)展進行綜合評價。生產(chǎn)—生活—生態(tài)三維度既能夠較好的覆蓋城市化發(fā)展在人口、經(jīng)濟、社會和環(huán)境等方面的表征，也能夠體現(xiàn)鄉(xiāng)村振興在產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、生活富裕和治理有效等方面要求。參照既有研究，結(jié)合指標(biāo)的科學(xué)性、有效性和數(shù)據(jù)的可得性，本研究構(gòu)建如表1所示的指標(biāo)體系。指標(biāo)權(quán)重通過AHP(層次分析法)—熵值法確定，該方法為組合方法，綜合吸收了主觀和客觀賦權(quán)的優(yōu)點。本部分的原始數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒(2007—2021)》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒(2007—2021)》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒(2007—2021)》和各省域統(tǒng)計年鑒，個別缺失值通過插值法或類推法補齊，經(jīng)濟數(shù)據(jù)均進行了消脹處理。因數(shù)據(jù)缺失，本研究未含港澳臺地區(qū)和西藏自治區(qū)。需要說明的是，《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》給出各省域城市、城鎮(zhèn)和農(nóng)村不同受教育程度人口比重，本研究將小學(xué)、初中、高中、大專及以上學(xué)歷依次賦值6、9、12和16年，并將城鎮(zhèn)并入城市口徑，城市居民人均受教育年限依據(jù)城市和城鎮(zhèn)被調(diào)查人口數(shù)量加權(quán)計算得出。農(nóng)業(yè)面源污染為農(nóng)業(yè)化學(xué)需氧量、總氮和總磷污染物產(chǎn)生量總和，具體計算方式參照賴斯蕓等。

表1 城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展指標(biāo)及權(quán)重
Table 1 Indicators and weights of urban-rural coordination development

區(qū)域 Region 維度Dimension基礎(chǔ)指標(biāo)Index方向Direction城市人均二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(0.421)正向生產(chǎn)發(fā)展Production(0.332)建成區(qū)地均二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(0.402)正向高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占城市GDP比重(0.177)正向城市(鎮(zhèn))居民人均受教育年限(0.110)正向城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(0.319)正向人民生活Livelihood(0.391)城鎮(zhèn)居民人均固定資產(chǎn)投資(0.226)正向城市Urbanarea城市人均道路面積平方米(0.113)正向城市每萬人擁有公共交通車輛(0.128)正向城市萬人擁有衛(wèi)生人員數(shù)(0.103)正向人均城市公園綠地面積(0.312)正向生態(tài)環(huán)境Ecology(0.278)城市生活垃圾無害化處理率(0.101)正向人均城市生活垃圾清運量(0.087)負(fù)向工業(yè)污染治理完成投資額/工業(yè)增加值(0.500)正向農(nóng)林牧漁增加值/農(nóng)村人口(0.253)正向糧食產(chǎn)量/耕地面積(0.132)正向生產(chǎn)發(fā)展Production(0.381)機械總動力/耕地面積(0.175)正向耕地有效灌溉面積/耕地面積(0.187)正向農(nóng)林牧漁業(yè)中間消耗/農(nóng)林牧漁業(yè)增加值(0.121)負(fù)向農(nóng)村人均地方財政農(nóng)林水支出(0.133)正向農(nóng)村居民人均純收入(0.301)正向農(nóng)村居民人均受教育年限(0.088)正向食品衣著支出費用/農(nóng)村居民消費總支出(0.113)負(fù)向農(nóng)村Rural area人民生活Livelihood(0.419)農(nóng)村住戶固定資產(chǎn)投資億元(0.153)正向鄉(xiāng)村消費品零售額占全社會消費品零售額的比重(0.128)正向每千農(nóng)村人口村衛(wèi)生室人員(0.116)正向65歲及以上人口占比(0.102)負(fù)向農(nóng)業(yè)面源污染(0.248)負(fù)向農(nóng)膜使用量/播種面積(0.171)負(fù)向生態(tài)環(huán)境Ecology(0.200)化肥施用量/播種面積(0.187)負(fù)向農(nóng)藥施用量/播種面積(0.211)負(fù)向成災(zāi)面積/受災(zāi)面積(0.184)負(fù)向

注：括號內(nèi)數(shù)字為權(quán)重。
Note: Figures in brackets are weights.

1.3 中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度典型特征

表2報告了2006—2020年全域、各省域以及按照國家統(tǒng)計局口徑劃分的東部、中部、西部和東北四區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的年度值、均值以及城市和鄉(xiāng)村子系統(tǒng)發(fā)展水平均值(缺失年度值備索，城鄉(xiāng)子系統(tǒng)發(fā)展評價值進行了歸一化處理)，其中全域值和區(qū)域值為省域值乘以對應(yīng)人口權(quán)重得出?；诰档母魇∮虺鞘凶酉到y(tǒng)、鄉(xiāng)村子系統(tǒng)和城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的變異系數(shù)(CV)依次為0.174、0.338和0.119，省域間鄉(xiāng)村子系統(tǒng)發(fā)展落差最為明顯。西北和西南板塊鄉(xiāng)村子系統(tǒng)評價值和城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度評價值存在連片低值區(qū)域，推動鄉(xiāng)村振興和城鄉(xiāng)融合發(fā)展需要予以整體突破?？臻g特征直觀顯示我國城市和鄉(xiāng)村子系統(tǒng)發(fā)展以及城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度評價值均呈現(xiàn)“東高西低”和“相似集聚”的基本格局，考察期內(nèi)城市子系統(tǒng)評價值領(lǐng)先省域為上海、北京和天津，鄉(xiāng)村子系統(tǒng)評價值領(lǐng)先省域為山東、浙江和江蘇，四大區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度均值從高到低依次為東部、中部、東北和西部。若以0.4、0.6和0.8為斷點將協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)分為失調(diào)(0～0.4)、低度協(xié)調(diào)(0.4～0.6)、中度協(xié)調(diào)(0.6～0.8)和高度協(xié)調(diào)(0.8～1)，考察期內(nèi)各省域均值除山東達(dá)到高度協(xié)調(diào)狀態(tài)外，其余省域均為低度或中度協(xié)調(diào)狀態(tài)，占比分別為26.67%和70%。考察初期2006年尚無省域達(dá)到中度或高度協(xié)調(diào)，其中西部省域和除河南外的中部省域均為失調(diào)狀態(tài)，全域范圍內(nèi)失調(diào)省域占比達(dá)到63.33%；“十一五”末期華北、長三角和黃河中下游板塊達(dá)到中度協(xié)調(diào)狀態(tài)，全域尚無省域?qū)崿F(xiàn)高度協(xié)調(diào)，亦無省域為失調(diào)狀態(tài)；“十二五”末期全部省域均達(dá)到中度或高度協(xié)調(diào)狀態(tài)，其中“十一五”末期達(dá)到中度協(xié)調(diào)狀態(tài)的板塊向高度協(xié)調(diào)邁進，全域范圍內(nèi)高度協(xié)調(diào)省域占比為23.33%；“十三五”末期全部省域均為中度或高度協(xié)調(diào)狀態(tài)，其中高度協(xié)調(diào)狀態(tài)省域占比提升至66.67%。時序特征則顯示考察期內(nèi)各省域城市和鄉(xiāng)村子系統(tǒng)評價值以及城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度評價值均保持穩(wěn)步提升態(tài)勢，全域尺度下三者年均增幅依次為13.06%、8.66%和6.13%。就城市子系統(tǒng)而言，受發(fā)展基礎(chǔ)和區(qū)域性傾斜政策等的影響，中部地區(qū)增幅較高，西部和東北次之。受惠于脫貧攻堅等政策推動，西部地區(qū)農(nóng)村子系統(tǒng)增幅快于其他地區(qū)。值得注意的是，各地區(qū)城市和鄉(xiāng)村子系統(tǒng)評價值的增速隨時間推移均有所回落，這與我國經(jīng)濟進入增速換檔期密切相關(guān)。就城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度而言，“十一五”以來統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展和推進新型城鎮(zhèn)化等戰(zhàn)略實施持續(xù)有效的優(yōu)化了城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)，其中西部地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度增幅領(lǐng)先于中東部地區(qū)，這也在一定程度上意味著我國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度空間差異存在縮小趨勢。

表2 中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度評價值
Table 2 Evaluation of urban-rural coordination development in China

區(qū)域 Region 省份Province2006年2008年2010年2012年2014年2016年2018年2019年2020年城市發(fā)展UD鄉(xiāng)村發(fā)展RD協(xié)調(diào)度D北京 Beijing0.5790.6250.6930.7500.7710.7810.8260.8720.8810.6150.5160.738天津 Tianjin0.5620.5960.6570.7580.8190.8220.8720.9090.9390.6120.5500.750河北 Hebei0.4400.5210.6300.7340.8090.8430.8460.8630.8750.4630.6900.715上海 Shanghai0.4970.5750.6190.6890.7480.8160.9060.9330.9320.6150.5210.745江蘇 Jiangsu0.5100.6170.6950.7710.8530.8880.9450.9490.9790.5900.6980.780東部East浙江 Zhejiang0.5270.6140.6910.7640.8470.8830.9360.9370.9700.5700.7330.780福建 Fujian0.4500.5020.6110.6910.7900.8280.8710.9030.9280.5240.5550.710山東 Shandong0.5050.6320.7280.8190.8880.9210.9410.9560.9670.6090.7720.805廣東 Guangdong0.4260.4960.5900.6770.7390.7630.8080.8220.8560.4660.4880.669海南 Hainan0.2660.2910.4040.5720.6590.6970.7620.7900.8040.4180.2920.564均值 Average0.4780.5650.6540.7400.8120.8440.8830.8980.9210.5410.6340.772山西 Shanxi0.2660.4720.5460.5880.7010.7050.7300.7440.7440.4490.3220.602安徽Anhui0.2530.4350.5640.6490.7580.7770.8370.8400.8620.4020.5590.644江西 Jiangxi0.3400.4470.5680.6560.7120.7350.7870.8020.8300.3760.5670.638中部Central河南 Henan0.4030.5080.6040.6750.7590.7860.8310.8500.8650.4140.6520.680湖北 Hubei0.3340.4450.5680.6160.7200.7520.8060.8180.8470.4160.4690.635湖南 Hunan0.3800.4610.5740.6500.7400.7680.8300.8470.8760.3800.6500.661均值 Average0.3410.4660.5760.6450.7370.7610.8120.8270.8480.4050.5630.687內(nèi)蒙古 Inner Mongolia0.2840.4780.6040.7160.8090.8380.8730.8940.9200.5150.4590.686廣西 Guangxi0.3260.4520.5380.6180.7020.7220.7760.7970.8100.4160.4070.617重慶 Chongqin0.2290.3960.5150.6090.6810.6940.7560.7890.7990.4560.3020.586四川 Sichuan0.3340.4430.5510.6200.6970.7200.7600.7830.8170.3860.4510.616貴州 Guizhou0.1930.2820.4490.5080.6110.6390.6980.7060.7220.3650.2320.516西部West云南 Yunnan0.2740.3830.4880.5560.6380.6770.7110.7180.7420.3890.2850.558陜西 Shaanxi0.2690.4000.5550.6340.6890.7050.7360.7540.7660.4640.3140.599甘肅 Gansu0.2470.3580.4640.5030.6150.6360.6650.6680.6800.4120.1890.526青海 Qinghai0.2600.3550.4930.5970.6650.7090.7110.7440.7510.4140.2900.563寧夏 Ningxia0.2610.4580.5480.6130.7370.7790.7900.7740.7920.5110.2850.622新疆 Xinjiang0.3770.4650.5950.6500.7720.7990.8100.8100.8330.4670.4790.661均值 Average0.2860.4090.5280.6010.6860.7110.7510.7670.7870.4180.3550.621遼寧 Liaoning0.4300.4860.5770.6690.7560.7500.7430.7560.7710.4790.4010.651東北Northeast吉林 Jilin0.2660.3800.5180.6180.7100.7270.7850.7540.8120.4170.3880.602黑龍江 Heilongjiang0.1550.3100.4560.5630.6700.6770.7290.7490.7660.3430.3500.545均值 Average0.2920.3970.5200.6190.7150.7190.7490.7530.7790.4160.3800.636全域Global均值 Average0.3720.4820.5880.6680.7510.7760.8180.8340.8560.4640.5190.700

2 中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的時空差異研究方法

2.1 Dagum基尼系數(shù)及其分解

本研究采用Dagum基尼系數(shù)及其分解分析中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度空間相對差異。Dagum基尼系數(shù)的計算方法如式(3)所示：

(3)

式中：

(

)為第

(

)組內(nèi)省域

(

)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度評價值；

為所有省域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度均值；

表示考察省域個數(shù)；

代表考察組總數(shù)(本研究為東部、中部、西部和東北四區(qū)域)；

(

)為第

(

)組內(nèi)部省域數(shù)量。Dagum基尼系數(shù)可分解為組內(nèi)差異貢獻(

)、組間差異凈值貢獻和(

)和組間超變密度(

)，解決了樣本數(shù)據(jù)間交叉重疊等問題，各部分對應(yīng)計算方式如下：

(4)

(5)

(6)

其中：

(7)

(8)

上述式中：且為組

和

間城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度評價值的相對影響，計算方式見式(9)；

可視為組

和

中所有

>0樣本值的加權(quán)平均，計算方式見式(10)；

表示超變一階矩，計算方式見式(11)；

(

)表示區(qū)域/組

(

)累積密度分布函數(shù)。

)

(

)

(9)

(

)(

(

)

(10)

(

)(

(

)

(11)

2.2 Kernel密度估計

Kernel密度估計屬于分布動態(tài)學(xué)模型，作為非參數(shù)估計方法被廣泛應(yīng)用于對經(jīng)濟變量非均衡分布的分析中。通過Kernel密度估計揭示的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展分布演進特征和地區(qū)間差異能夠?qū)νㄟ^Dugum基尼系數(shù)刻畫的相對差異形成補充。設(shè)定隨機變量X的密度函數(shù)為

(

)，點

密度函數(shù)由式(12)估計，其中

、

和

(

)分別為觀測值個數(shù)、獨立同分布觀測值、帶寬和核函數(shù)。核函數(shù)

(

)是一種加權(quán)函數(shù)或平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)，本研究采用常見的高斯核函數(shù)，計算方式見式(13)。此外，Kernel密度估計對帶寬

較為敏感，一般多選擇較小帶寬以提高估計精度。

(12)

(13)

3 中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度時空差異及來源

表3報告了2006—2020年中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度Dagum基尼系數(shù)及其分解結(jié)果?？傮wDagum基尼系數(shù)位于0.050～0.159，中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的空間差異較為明顯。變動特征顯示，考察期內(nèi)省域尺度下中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的空間相對差異呈現(xiàn)穩(wěn)步縮小趨勢，這與城市發(fā)展的反哺作用、國家強農(nóng)惠農(nóng)和傾斜性區(qū)域發(fā)展政策、脫貧攻堅戰(zhàn)略實施及其東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等有關(guān)：盡管高速城市化發(fā)展推動了資源空間集聚并產(chǎn)生了具有空間異質(zhì)特征的城鄉(xiāng)發(fā)展落差，但國家針對“三農(nóng)”領(lǐng)域的傾斜政策和脫貧攻堅戰(zhàn)略實施有效彌補了農(nóng)村地區(qū)特別是中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展短板；東部發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移亦能夠通過勞動力回流和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等方式優(yōu)化中西部地區(qū)城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村發(fā)展動能，縮小城鄉(xiāng)發(fā)展落差，提升城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間均衡性。分階段測算顯示，“十一五”、“十二五”和“十三五”期間Dagum基尼系數(shù)降幅分別為56.65%、21.85%和8.84%，中國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間非均衡程度降幅有所趨緩。

表3 中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度空間差異及來源
Table 3 Spatial differences and sources of urban-rural coordination development in China

年份Year區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)Gini coefficient in the region區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)Gini coefficient in the region東部East中部Central西部West東北Northeast東-中East-Central東-西East-West東-東北East-Northeast中-西Central-West中-東北Central-Northeast西-東北West-Northeast20060.0560.0910.0980.2210.1700.2520.2460.1220.1910.19820070.0640.0540.0810.1900.1230.2030.2120.0980.1720.17320080.0610.0320.0720.1040.1040.1650.1780.0720.1030.10020090.0530.0220.0610.0760.1020.1480.1470.0590.0670.07420100.0490.0170.0470.0540.0700.1110.1180.0500.0570.05520110.0440.0210.0530.0380.0700.1150.1020.0540.0410.04920120.0410.0220.0490.0400.0700.1060.0900.0490.0380.04920130.0410.0170.0380.0270.0560.0940.0780.0460.0300.03820140.0390.0160.0410.0280.0530.0870.0670.0460.0270.04220150.0390.0170.0400.0260.0540.0880.0730.0460.0290.03820160.0400.0180.0390.0230.0560.0880.0810.0460.0330.03520170.0360.0170.0380.0160.0520.0890.0830.0470.0370.03120180.0360.0190.0350.0150.0470.0830.0830.0470.0430.02820190.0330.0190.0360.0020.0460.0810.0880.0460.0480.02920200.0310.0190.0380.0110.0440.0800.0830.0470.0460.030均值 Mean0.0440.0270.0510.0580.0740.1190.1150.0580.0640.065年份Year全域基尼系數(shù)GGini coefficient inthe overall area區(qū)域內(nèi)差異GwDifferencesin the region區(qū)域間差異GcbDifferences amongthe regions超變密度GtTransvariation貢獻率% Contribution rateGwGcbGt20060.1590.0230.1190.01714.4674.8910.6520070.1290.0210.0950.01415.8873.5810.5420080.1030.0170.0770.00817.0175.307.6820090.0900.0140.0680.00716.1176.307.6020100.0690.0130.0510.00518.1574.187.6720110.0680.0120.0520.00417.8176.076.1220120.0640.0120.0480.00518.0574.637.3220130.0560.0100.0420.00318.7575.975.2820140.0530.0100.0380.00519.5371.918.5620150.0530.0100.0390.00419.3272.478.2120160.0540.0100.0400.00519.0572.758.2020170.0530.0100.0400.00418.1475.336.5320180.0510.0100.0380.00418.6774.027.3220190.0500.0090.0380.00318.6074.896.5220200.0500.0090.0370.00318.6574.506.84均值 Mean0.0730.0130.0550.00617.8874.457.67

考察期內(nèi)中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度區(qū)域內(nèi)部差異(

)均值為0.013，整體呈現(xiàn)穩(wěn)步縮小趨勢。東部、中部、西部和東北地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度Dagum基尼系數(shù)均值分別為0.044、0.027、0.051和0.058。從空間結(jié)構(gòu)看，東部和東北地區(qū)較大的內(nèi)部差距源自魯蘇浙遼的相對領(lǐng)先地位，西部地區(qū)則與貴州和甘肅等省域相對滯后有關(guān)。進一步透視表明，東部地區(qū)省域內(nèi)部差異是城鄉(xiāng)子系統(tǒng)“雙高”基礎(chǔ)上的差異，東部地區(qū)城市群和中小城鎮(zhèn)發(fā)展更為成熟，客觀上推動了資源由鄉(xiāng)向城的流動，實現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展需要充分釋放城市向鄉(xiāng)村的溢出效應(yīng)；西部地區(qū)省域內(nèi)部具有城鄉(xiāng)子系統(tǒng)“雙滯后”特征，特別是城市化的發(fā)展滯后削弱了地方財政能力，進而抑制了農(nóng)村生產(chǎn)條件和基本公共服務(wù)的有效供給。因此推動西部地區(qū)特別是低值省域的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展需要在國家區(qū)域傾斜政策基礎(chǔ)上進行整體優(yōu)化，協(xié)同推進鄉(xiāng)村振興和新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，著力強化對農(nóng)村相對貧困的治理，推動城鄉(xiāng)間和區(qū)域間形成循環(huán)提升。考察期內(nèi)東部、中部、西部和東北地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度Dagum基尼系數(shù)均呈波動下降趨勢，期末較期初降幅分別為44.76%、78.95%、61.41%和94.98%，中部和東北地區(qū)降幅較高。階段性特征顯示，“十一五”降幅最為明顯的是中部地區(qū)，“十二五”和“十三五”期間則為東北地區(qū)，中部和西部地區(qū)“十三五”期間變化幅度并不明顯，但中部地區(qū)內(nèi)部差異在2017年之后出現(xiàn)“翹尾”現(xiàn)象，其未來趨勢需要進一步關(guān)注。

Dagum基尼系數(shù)分解結(jié)果顯示，考察期內(nèi)四地區(qū)間差異始終是全域內(nèi)部差異的最主要來源。時序特征顯示，考察期內(nèi)區(qū)域內(nèi)部Dagum基尼系數(shù)呈現(xiàn)逐年下降趨勢，期末較期初降幅達(dá)到60%；區(qū)域內(nèi)部差異貢獻率位于14.46%～19.53%，整體呈現(xiàn)先增后減的倒“U”曲線特征，期末較期初有所增長。區(qū)域間Dagum基尼系數(shù)以2014和2017年為拐點呈現(xiàn)“減—增—減”趨勢，期末較期初降幅為68.97%，其貢獻率位于72.47%～76.30%，呈現(xiàn)減增交替的波動趨勢；超變密度值除個別年份外表現(xiàn)出穩(wěn)步下降趨勢，期末較期初降幅為79.88%；貢獻率位于5.28%～10.65%。超變密度貢獻率揭示的是區(qū)域間交叉項統(tǒng)計對總體差異的影響程度，說明我國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展存在一定程度的區(qū)域重疊效應(yīng)，即存在城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度相對滯后地區(qū)的部分省域評價值高于領(lǐng)先地區(qū)的情況，因此推動城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展不僅需要重視區(qū)域內(nèi)部特殊性，也要重視區(qū)域間的整體協(xié)調(diào)性。

圖1顯示了全域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度在考察期內(nèi)的分布動態(tài)演進趨勢。從分布位置看，考察期內(nèi)全域總體分布曲線中心和變化區(qū)間存在隨時間推移的右移趨勢，說明全域范圍內(nèi)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度不斷提升，后期左拖尾現(xiàn)象這說明仍存在明顯滯后省域，這也與我國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展典型事實的描述相一致；主峰高度表現(xiàn)為波動上升趨勢，主峰寬度則趨于縮小，說明全域內(nèi)部城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的離散程度有所下降，絕對差異總體存在縮小趨勢；從分布延展性看，全域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度分布曲線存在的延展收斂趨勢，這意味著全國范圍內(nèi)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度高的省域與平均水平的差異有所縮小。從波峰演變過程看，全域總體分布曲線存在由“主峰+側(cè)峰”向“單峰”演變的趨勢，考察前期出現(xiàn)的峰值較低的側(cè)峰意味著出現(xiàn)微弱的梯度效應(yīng)和分化態(tài)勢，后期的單峰說明全域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度并未出現(xiàn)明顯極化現(xiàn)象。盡管不同省份間基礎(chǔ)稟賦存在的異質(zhì)性使得城鄉(xiāng)發(fā)展及其協(xié)調(diào)度相對較低的省域短期內(nèi)難以快速追趕上領(lǐng)先省域，但國家傾斜性區(qū)域發(fā)展政策和優(yōu)先發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村戰(zhàn)略的實施很大程度上既縮小了城鄉(xiāng)發(fā)展差距，也推動了城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的區(qū)域間均衡。

圖1 全樣本城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度分布動態(tài)Fig.1 The distribution dynamic of urban-rural development coordination of the whole sample

圖2進一步顯示了2006—2020年間四區(qū)域城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的分布動態(tài)演進趨勢。分布位置表明，各區(qū)域分布曲線中心和變化區(qū)間均存在右移趨勢，各區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度均呈上升趨勢，中國城鄉(xiāng)間協(xié)調(diào)發(fā)展績效明顯提升。從分布形態(tài)看，東部地區(qū)分布曲線表現(xiàn)出主峰高度先平穩(wěn)變化后波動上升的整體趨勢，曲線寬度則大小交替，這意味著東部地區(qū)內(nèi)部城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的離散程度總體趨于下降趨勢；中部地區(qū)曲線主峰高度呈現(xiàn)前期波動變化后期波動上升趨勢，寬度則先小后大，區(qū)域內(nèi)部城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度絕對差異有所縮?。晃鞑康貐^(qū)曲線主峰高度降升交替，末期寬度變大，區(qū)域內(nèi)部城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度總體離散程度呈下降趨勢；東部、中部和西部地區(qū)曲線在考察后期均出現(xiàn)左拖尾現(xiàn)象，各地區(qū)內(nèi)部均存在城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度相對滯后省域。隨時間推移東北地區(qū)曲線主峰高度上升寬度變小，考察期內(nèi)東北省域內(nèi)部城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度離散程度顯著下降。各區(qū)域分布曲線均存在延展收斂趨勢，區(qū)域范圍內(nèi)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度高的省域與平均水平的差異有所縮小。波峰演變過程顯示，東部地區(qū)分布曲線在2011年之前存在較低左側(cè)峰，考察初期東部地區(qū)內(nèi)部城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度存在一定分化態(tài)勢，2012年之后則以單峰為主，分化特征較為緩和；中部地區(qū)2016年之后出現(xiàn)左側(cè)峰，其余時間為單峰，中部地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度在考察后期出現(xiàn)梯度效應(yīng)；西部和東北地區(qū)分布曲線在考察期內(nèi)均表現(xiàn)為單峰特征，內(nèi)部分化并不明顯。

圖2 東部(a)、中部(b)、西部(c)和東北(d)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度分布動態(tài)Fig.2 The distribution dynamic of urban-rural development coordination of East (a), Central (b), West (c) and Northeast (d)

4 中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度時空差異的影響因素

本部分利用地理探測器模型探究中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的影響因素。作為一種探測研究對象空間差異性并解釋其影響因素的方法，地理探測器模型認(rèn)為若某解釋變量對被解釋變量具有重要影響，則二者空間分布應(yīng)趨于一致或具有顯著空間相似性。其中影響因素作用強度可通過

值得出，如式(14)所示。

(14)

式中：SSW為各分類區(qū)域方差和;SST為全區(qū)總方差;為第

個區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度方差;

為城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度整體方差。

值介于0～1，值越大說明該影響因素對城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度時空差異影響越大。影響因素的交互效應(yīng)可通過地理探測器中的交互探測器加以識別和評估，用以分析影響因素間的作用是否相互獨立抑或會通過協(xié)同作用強化/弱化其對城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度時空差異的作用強度。具體過程為：首先在單一影響因素

值基礎(chǔ)上計算二者交互作用的

值，記作

(

∩

)；隨后在比較

(

)、

(

)和

(

∩

)大小基礎(chǔ)上將交互作用分為五類，具體地，

(

∩

(

))，二因素交互后非線性減弱；min(

(

))<

(

∩

(

))，單因素非線性減弱；max(

(

))<

(

∩

)，二因素交互后雙線性增強；

(

∩

(

)，二因素相互獨立；

(

∩

)，二因素交互后非線性增強。使用地理探測器模型需要將影響因素進行分區(qū)，本部分采用等間距法將影響因素進行了五分法的離散化處理。

參考既有關(guān)于城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展影響因素研究，本研究選取的解釋變量包括：1)城市化進程(urb)，測度方式為非農(nóng)人口數(shù)占總?cè)丝诒戎?。人口向城市流動和匯聚對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展有著復(fù)雜深刻的影響，既會通過鄉(xiāng)村的資源虹吸擴大城鄉(xiāng)發(fā)展落差，也會通過城市的示范和溢出效應(yīng)帶動農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展。2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(ind)，測度方式為二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重。區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有助于提高投入資源的附加價值，提升區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展效率，產(chǎn)業(yè)生態(tài)的演進和產(chǎn)業(yè)間的收益差距則會對資源在城鄉(xiāng)間的流動產(chǎn)生重要作用。3)市場化程度(mar)，測度方式為個體和私營從業(yè)人員數(shù)占總?cè)丝诒戎?。市場化程度提升和營商環(huán)境的優(yōu)化有助于厚植區(qū)域創(chuàng)新潛能，并通過降低主體間交易成本方式暢通城鄉(xiāng)循環(huán)。4)交通基礎(chǔ)設(shè)施(tra)，測度方式為公路和鐵路里程之和除以區(qū)域面積。交通網(wǎng)密度和輸送效率的提升有助于在更大的空間范圍內(nèi)實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，提高城市發(fā)展向城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村的輻射強度。5)科技創(chuàng)新能力(tec)，測度方式為區(qū)域人均3種專利授權(quán)量?？萍紕?chuàng)新是現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的關(guān)鍵推力，科技創(chuàng)新能力的提升能夠優(yōu)化區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展動能，助力區(qū)域包容性增長。6)環(huán)境規(guī)制強度(reg)，測度方式為區(qū)域工業(yè)污染治理完成投資額除以工業(yè)增加值。環(huán)境規(guī)制強度提升能夠通過倒逼效應(yīng)推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)生態(tài)化進程，推動實現(xiàn)城鄉(xiāng)間“環(huán)境正義”。本部分原始數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》。

圖3報告了地理探測器對中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度差異的考察期全時段和分時段因子探測結(jié)果。全時段內(nèi)各因素均通過1%顯著水平檢驗，研究選取的影響因素可以較好解釋中國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展度時空格局，即中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度受到城市化進程、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、市場化程度、交通基礎(chǔ)設(shè)施、科技創(chuàng)新和環(huán)境規(guī)制的綜合影響?？萍紕?chuàng)新和市場化程度是中國城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度時空差異的主要影響因素，作用強度分別為0.558和0.513。具體原因在于，科技創(chuàng)新是區(qū)域生產(chǎn)—生活—生態(tài)系統(tǒng)持續(xù)優(yōu)化的關(guān)鍵動能，能夠顯著降低區(qū)域發(fā)展對于資源環(huán)境的干擾和破壞，提高經(jīng)濟增長效率，改善民生福祉。對農(nóng)村區(qū)域而言，以機械化和數(shù)字化為代表的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠?qū)鹘y(tǒng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)進行升級改造，有效縮小農(nóng)業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)之間的比較生產(chǎn)率落差，助力農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革；此外，科技力量向三農(nóng)領(lǐng)域的延伸和現(xiàn)代信息技術(shù)的推廣應(yīng)用也有利于催生農(nóng)村新業(yè)態(tài)和新模式，從而實現(xiàn)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展和農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展。市場化程度的提升有助于降低創(chuàng)新主體間的交易成本，提高創(chuàng)新資源配置效率，激發(fā)創(chuàng)新主體活力；特別是在統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展政策體系的引導(dǎo)下，還能夠有效暢通城鄉(xiāng)循環(huán)渠道，釋放城市創(chuàng)新發(fā)展的溢出效應(yīng)，增強農(nóng)產(chǎn)品供需適配性和拓展鄉(xiāng)村生產(chǎn)要素面向城市發(fā)展的價值增值空間，進而促進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。此外，城市化進程、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、交通基礎(chǔ)設(shè)施和環(huán)境規(guī)制等因素的作用強度依次降低，考察時段內(nèi)作用強度分別為0.360、0.253、0.227和0.074。城市化進程以及城市偏向的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和交通網(wǎng)絡(luò)建設(shè)會對鄉(xiāng)村發(fā)展形成資源虹吸，其集聚效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)還會擴大資源在城鄉(xiāng)間產(chǎn)出效率差異，但城市化發(fā)展的外溢會對農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展形成示范作用，優(yōu)化農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展動能，助力城鄉(xiāng)融合發(fā)展，這種作用會隨著城鄉(xiāng)融合發(fā)展戰(zhàn)略的深入實施而得以放大；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠推進區(qū)域新舊動能轉(zhuǎn)換，城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級形成的轉(zhuǎn)移效應(yīng)和傳統(tǒng)第一產(chǎn)業(yè)“接二連三”有助于優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)生態(tài)和農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈建設(shè)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的產(chǎn)出績效和城鄉(xiāng)耦合質(zhì)量；交通基礎(chǔ)設(shè)施改善則有助于直接降低創(chuàng)新要素流動成本，在更大的城鄉(xiāng)空間范圍內(nèi)形成統(tǒng)一市場，充分發(fā)揮以工補農(nóng)和以城帶鄉(xiāng)的作用。環(huán)境規(guī)制強度提升有助于降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對傳統(tǒng)自然資源的消耗和化學(xué)化程度，拓展農(nóng)業(yè)農(nóng)村生態(tài)資源的價值空間，但環(huán)境規(guī)制強度提升一定程度上會導(dǎo)致高能耗生產(chǎn)環(huán)節(jié)和污染物由城向鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移，因此從提高規(guī)制效率出發(fā)，應(yīng)建立城市向農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和生態(tài)功能區(qū)的橫向補償機制，彰顯農(nóng)村生態(tài)環(huán)境權(quán)益，推動生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)和城鄉(xiāng)一體化綠色發(fā)展。

從“十一五”、“十二五”和“十三五”不同時段看，科技創(chuàng)新和交通基礎(chǔ)設(shè)施的作用強度隨時間推移表現(xiàn)先降后升的“U”型趨勢。高速城市化發(fā)展形成了城市空間下的科技創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)且具有自組織和自強化特征，這種創(chuàng)新生態(tài)的空間嵌入擴大了城鄉(xiāng)間的創(chuàng)新鴻溝，但隨著新型城鎮(zhèn)化的推進、城市城鎮(zhèn)空間格局的優(yōu)化和創(chuàng)新農(nóng)業(yè)訴求的增長，源于城市的科技創(chuàng)新面向農(nóng)村的輻射作用和對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的作用不斷彰顯；“十一五”以來以高速鐵路為代表的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)快速推進，強化了城市群之間和內(nèi)部的經(jīng)濟社會聯(lián)系，隨著更多的中小城市被接入現(xiàn)代交通網(wǎng)絡(luò)，小城鎮(zhèn)和農(nóng)村亦將顯著得到交通基礎(chǔ)設(shè)施紅利。市場化程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用強度隨時間推移表現(xiàn)先升后降的倒“U”型趨勢。城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級將不具備比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)和企業(yè)向外轉(zhuǎn)移，市場化程度的提升則降低了資源由城向鄉(xiāng)的轉(zhuǎn)移成本，但數(shù)字經(jīng)濟時代城鄉(xiāng)間數(shù)字落差以及鄉(xiāng)村要素市場建設(shè)的相對滯后會抑制城鄉(xiāng)資源融合，這使市場化程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的作用在“十二五”之后有所趨緩，從推動城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展出發(fā)，持續(xù)完善農(nóng)業(yè)農(nóng)村要素市場和夯實農(nóng)業(yè)農(nóng)村內(nèi)生動能迫在眉睫。城市化進程的作用強度隨時間推移不斷上升，“十一五”以來新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的深入實施在推動城市和鄉(xiāng)村發(fā)展同時也提升了城鄉(xiāng)間要素流動和創(chuàng)新擴散程度，特別是中小城市和城鎮(zhèn)空間格局的優(yōu)化形成了以工促農(nóng)和以城帶鄉(xiāng)發(fā)展的支點，脫貧攻堅戰(zhàn)略則有效彌補了部分地區(qū)農(nóng)村發(fā)展短板，有力提升了城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度。

圖4報告了各影響因素交互作用的測度結(jié)果。結(jié)果表明，考察全時段及不同時段內(nèi)所有影響因素交互后的影響力均強于自身，因素間存在顯著的正向交互作用，換言之，任意兩個影響因素的共同作用都會增強其中單因素對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展空間差異的作用強度。其中除市場化程度和交通基礎(chǔ)設(shè)施在“十二五”期間以及環(huán)境規(guī)制與其他部分因素在特定時段內(nèi)表現(xiàn)為交互后非線性增強外，其余均為交互后雙線性增強。全樣本下，市場化程度和科技創(chuàng)新、城市化進程和科技創(chuàng)新、城市化進程和市場化程度的交互作用最為明顯，影響強度均達(dá)到0.62以上。從推動城市和鄉(xiāng)村子系統(tǒng)以及城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展出發(fā)，在新型城鎮(zhèn)化進程中尤為需要強化科技創(chuàng)新驅(qū)動和優(yōu)化營商環(huán)境。通過科技創(chuàng)新降低市場主體交易成本和風(fēng)險，通過改善營商環(huán)境促進創(chuàng)新涌現(xiàn)，發(fā)揮二者有機融合對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的放大效應(yīng)；以城市化發(fā)展優(yōu)化創(chuàng)新資源配置和改善創(chuàng)新環(huán)境，通過完善科技投入和創(chuàng)新生態(tài)體系建設(shè)增進城鄉(xiāng)生產(chǎn)效率、生活質(zhì)量和生態(tài)保護并實現(xiàn)二者高質(zhì)量融合發(fā)展；以營商環(huán)境優(yōu)化改善城市化發(fā)展內(nèi)生動能并提高城鄉(xiāng)循環(huán)的深度和廣度。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和環(huán)境規(guī)制、交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和環(huán)境規(guī)制交互作用對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展空間差異亦有影響，需要強化“綠水青山就是金山銀山”的發(fā)展理念，沿資源節(jié)約和環(huán)境友好路徑優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展綠色交通，實現(xiàn)經(jīng)濟和環(huán)境效益雙贏。動態(tài)的看，城市化進程和市場化程度、城市化進程和交通基礎(chǔ)設(shè)施的交互作用隨著時間推移有所增強，市場環(huán)境和交通硬件對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響隨著城市化的發(fā)展會持續(xù)強化。城市化進程和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和環(huán)境規(guī)制、市場化程度和交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、市場化程度和科技創(chuàng)新、市場化程度和環(huán)境規(guī)制、科技創(chuàng)新和環(huán)境規(guī)制的交互作用在“十二五”之后則有所趨緩。

圖4 驅(qū)動因素的交互作用強度Fig.4 The interaction intensity of drivers

5 結(jié)論與啟示

本研究在測度省域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度基礎(chǔ)上，利用Dagum基尼系數(shù)和核密度方法考察城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的時空差異及其分布動態(tài)演進，通過地理探測器方法分析相關(guān)影響因素及其交互作用。研究表明：1)2006—2020年間中國各省域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度持續(xù)增長但城鄉(xiāng)間發(fā)展落差仍較為明顯。在國家傾斜性區(qū)域發(fā)展政策等因素推動下，西部地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度增幅更高。Dagum基尼系數(shù)測算和分解結(jié)果表明，考察期內(nèi)全域城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度內(nèi)部總體差異呈縮小趨勢；區(qū)域間差異構(gòu)成全域內(nèi)部差異最主要來源，其次為區(qū)域內(nèi)差異；東部和西部差異在區(qū)域間差異中最為明顯，東北地區(qū)內(nèi)部差異在區(qū)域內(nèi)差異中明顯；動態(tài)特征顯示，區(qū)域間差異和區(qū)域內(nèi)部差異隨時間推移均具有縮小趨勢，但中部地區(qū)內(nèi)部差異在考察末期出現(xiàn)反彈現(xiàn)象。2)全域和各區(qū)域分布曲線均呈存在右移特征，各地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度均有所提升。全域和東北地區(qū)分布曲線主峰高度上升且寬度變小，東部地區(qū)分布曲線表現(xiàn)出主峰高度先平穩(wěn)變化后波動上升，中部和西部地區(qū)分布曲線主峰高度總體波動變化，全域和各區(qū)域內(nèi)部城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度的離散程度總體均趨于下降，東部和中部地區(qū)在特定時段內(nèi)存在內(nèi)部分化。3)城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度與城市化進程、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、市場化程度、交通基礎(chǔ)設(shè)施、科技創(chuàng)新能力和環(huán)境規(guī)制強度等因素相關(guān)。影響因素獨立作用顯示，2006—2020年間全域范圍內(nèi)科技創(chuàng)新和市場化程度驅(qū)動作用最強，其次為城市化進程和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，交通基礎(chǔ)設(shè)施和環(huán)境規(guī)制的作用相對較弱，動態(tài)看科技創(chuàng)新和交通基礎(chǔ)的作用強度呈現(xiàn)“U”型趨勢，市場化程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用強度呈現(xiàn)倒“U”型趨勢，城市化進程的作用強度隨時間推移不斷上升?？疾炱趦?nèi)各因素交互作用均為雙因子增強型或非線性增強型，不同因素交互作用的影響力大于單個因素的影響力，因素間交互作用的影響力隨時間推移有所差異。

本研究結(jié)論有助于審視中國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的時空特征及影響因素，進而為提高城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)性和推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展提供啟示。提高城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)性是社會系統(tǒng)工程，既需要從城市和鄉(xiāng)村兩方面著力，也需要健全相關(guān)協(xié)調(diào)機制并因地制宜加以推進。首先，有序推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展。新型城鎮(zhèn)化需要充分考慮增強城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展要求，使城市和城鎮(zhèn)成為高品質(zhì)生活生產(chǎn)空間的同時充分發(fā)揮其溢出效應(yīng)。按照資源環(huán)境承載力合理確定城市規(guī)模和空間結(jié)構(gòu)，因地制宜優(yōu)化城市空間布局，促進大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展；建設(shè)一批產(chǎn)城融合、職住平衡和生態(tài)宜居的郊區(qū)新城，促進流動就業(yè)人口高質(zhì)量融入常住地，統(tǒng)籌城市建設(shè)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、生態(tài)涵養(yǎng)和公共服務(wù)，提升城市發(fā)展的包容性和創(chuàng)新潛能。

其次，堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展質(zhì)量。全面實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，補齊農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展短板是推動城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的基本要求。為此須加快培育多元新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體，健全農(nóng)業(yè)專業(yè)化社會化服務(wù)體系，提升涉農(nóng)科技研發(fā)和應(yīng)用水平，推動農(nóng)業(yè)補鏈、強鏈和延鏈；大力探索農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展新模式，推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多樣化，開發(fā)農(nóng)業(yè)多種功能，提高農(nóng)業(yè)附加價值；進一步改革完善農(nóng)村承包地三權(quán)分置制度，推動農(nóng)民財富變現(xiàn)增值；深入實施鄉(xiāng)村建設(shè)行動，提升縣城面向農(nóng)村的綜合服務(wù)能力，加快農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施提檔升級，強化農(nóng)村環(huán)境保護和城鄉(xiāng)環(huán)境協(xié)同治理，筑牢農(nóng)村生態(tài)安全底線，持續(xù)優(yōu)化農(nóng)村人居環(huán)境。

再次，健全有利于城鄉(xiāng)要素合理配置的體制機制，破除城鄉(xiāng)二分思維，推動工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持鄉(xiāng)村，構(gòu)建城鄉(xiāng)發(fā)展共同體。有序優(yōu)化農(nóng)村人地資源配置，支持工商資本引流入鄉(xiāng)，培育農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)、專業(yè)合作社和鄉(xiāng)村創(chuàng)客等農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)主體和新發(fā)展業(yè)態(tài)，拓寬農(nóng)民增收渠道；推進城鄉(xiāng)土地、戶籍及其附屬制度的統(tǒng)一，通過政策引導(dǎo)和產(chǎn)業(yè)融合等多種方式促進各類要素更多向農(nóng)村流動，實現(xiàn)城市創(chuàng)新要素與農(nóng)村閑置低效資源的有效對接；著力推動公共服務(wù)向農(nóng)村延伸、社會事業(yè)向農(nóng)村覆蓋，高質(zhì)量實現(xiàn)農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化和城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)的普惠、可及、均等；加快縣域和地級市范圍內(nèi)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，強化縣域經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展能力，充分發(fā)揮縣城與重點鎮(zhèn)等載體的帶動作用，推動小城鎮(zhèn)加快連接城市、服務(wù)鄉(xiāng)村，實現(xiàn)縣鄉(xiāng)村功能銜接互補。

最后，因地制宜、因業(yè)制宜優(yōu)化區(qū)域城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的動力系統(tǒng)。對城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)度較高區(qū)域而言，需要在深化農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革基礎(chǔ)上持續(xù)暢通城鄉(xiāng)循環(huán)，推進高效生態(tài)農(nóng)業(yè)和科技創(chuàng)新，系統(tǒng)建設(shè)數(shù)字鄉(xiāng)村，不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力布局，著力推進農(nóng)村消費提質(zhì)升級和城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)同質(zhì)同標(biāo)。鄉(xiāng)村發(fā)展相對滯后和城鄉(xiāng)發(fā)展落差較大的區(qū)域則需要在鞏固義務(wù)教育成果基礎(chǔ)上大力發(fā)展農(nóng)村后義務(wù)教育，特別是匹配地方發(fā)展需求的職業(yè)教育和特色教育，優(yōu)化鄉(xiāng)村發(fā)展內(nèi)生動能；深入完善相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施和區(qū)域營商環(huán)境建設(shè)，降低創(chuàng)新要素由城市向農(nóng)村的流動成本；強化財政資金向農(nóng)村公共服務(wù)的傾斜，健全農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先的資金投入機制，依據(jù)地區(qū)實際完善農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)；培育具有地方特色和比較優(yōu)勢的農(nóng)產(chǎn)品品牌，推動分散低效的農(nóng)業(yè)向集約化、特色化和現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，鼓勵社會力量利用“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展親農(nóng)惠農(nóng)的新業(yè)態(tài)新模式，著力優(yōu)化鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)體系，強化農(nóng)業(yè)農(nóng)村內(nèi)生發(fā)展動力。

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