湖北省城鄉統籌發展水平的實證研究

王媛

（中共夷陵區委黨校，湖北 宜昌 443100）

湖北省城鄉統籌發展水平的實證研究

王媛

（中共夷陵區委黨校，湖北 宜昌 443100）

本文通過建立評價城鄉統籌發展水平的指標體系，對湖北省2000—2012年城鄉統籌發展9項指標數據進行了主成分分析，初步測算出湖北省歷年城鄉統籌發展水平。結果顯示：在各項政策的支持下，湖北省城鄉統籌發展水平顯著提升，城鄉差距逐步縮小。

城鄉統籌；指標體系；主成分分析

2003年，黨的十六屆三中全會召開，首次提出城鄉統籌發展的新理念，這一理念的提出，為解決“三農”問題、消除城鄉二元結構提供了新思路與新途徑。通過歷時性實證研究，預估城鄉統籌發展水平，成為許多地方政府分析城鄉發展中存在的問題，從而研究制定發展戰略政策的重要前提。因此，本文以湖北省為研究范圍，立足省情實際，運用主成分分析方法，對該省2000－2012年間的城鄉統籌發展水平進行初步測算，并以此為基礎，對推進該省城鄉統籌發展提出一些政策建議。

1 國內關于城鄉統籌實證研究的回顧

城鄉統籌發展的內涵十分豐富，包含政治、經濟、文化、社會等多個層面，同時，城鄉統籌發展也是一個動態過程，體現著人口、資源、環境等各要素在城鄉之間互動融合。只有客觀、清晰的認識城鄉統籌發展現狀，才能制定合乎實際的政策措施。目前，國內學者在城鄉統籌方面形成了很多研究成果，本文主要從實證研究的角度進行梳理。

1.1 關于城鄉統籌發展程度的實證研究。目前，國內學者對城鄉統籌發展程度的研究，主要是以某一特定行政區域為研究范圍，在構建城鄉統籌發展評價指標體系的基礎上進行定量分析。如以省為研究對象，王陽等（2006）以四川省為例，截至2000-2008年間數據，從經濟發展、社會結構、人民生活質量等方面選取11項指標，采用主成分分析法衡量了四川省的城鄉統籌狀況。張璐等（2010）以河南省為例，截取2005-2009年間數據，采用因子分析法衡量了河南省的城鄉統籌狀況。以地級市為研究對象，吳永生等（2007）在構建統一的城鄉統籌評價指標體系的基礎上，從經濟統籌、社會統籌、空間統籌3個方面，全面客觀地分析了江蘇全省13個地級市自1990年以來城鄉統籌的空間演變動態。張華瑛（2008）結合成都市所轄的19個縣（區）經濟發展的客觀情況，從產業結構、人均收入等方面選取9項指標來構建評價指標體系。

1.2 關于城鄉統籌發展的相關實證研究。隨著研究的不斷深入，對城鄉統籌的實證研究不再局限于對發展水平的定量分析，開始出現以城鄉統籌為相關變量，考察城鄉統籌發展與經濟發展、就業等因素的相關關系。孫致陸（2009）通過構建關于城鄉統籌與經濟發展的綜合評價指標體系，以1981-2006年安徽省的數據為例，采用因子分析法對它們進行合理測算，再根據得到的綜合評價值對安徽省城鄉統籌與經濟發展的關系進行實證研究。研究結果表明：安徽省城鄉統籌與經濟發展之間存在著一種長期穩定、互為因果的雙向互動關系。陳正偉（2012）以全國城鄉統籌試驗區重慶和成都作為研究的切入點，借鑒國外衡量政策效應的主流計量研究方法-DID，使用2000-2009年全國七大分區代表城市的數據作為參照，對此予以實證分析。研究表明：可能由于政策滯后效應等原因，試驗區城鄉統籌后的就業效應與統籌前相比效果并不顯著。蘇發金（2010）運用協整分析等計量分析方法，對城鎮化發展和農業經濟增長的關系進行實證研究。研究發現，農業發展對城鎮化具有明顯的促進作用，而城鎮化對農業經濟發展的影響只有到城鎮化發展到一定水平后，才能充分顯現。

此外，關于城鄉統籌發展的實證研究還在不斷深入，實證分析工具更加科學、多樣，如曾子成等（2012）通過Logistic模型考察城鄉統籌意愿，劉賽紅等（2010）通過實地問卷調查，獲得一手資料，考察城鄉統籌發展與金融支持之間的互動關系等。在此不再一一贅述。

2 湖北省城鄉統籌發展評價指標體系構建

2.1 城鄉統籌評價指標體系構建的基本原則。本文認為，在構建評價指標體系時應盡量從經濟、社會等多個維度選取能夠反映城鄉統籌程度的衡量指標，以求全面、客觀、真實的對城鄉統籌進行評價。目前，還沒有建立標準化的城鄉統籌發展考評指標體系，盡量選取在實際分析中要易于提取和計算分析的指標，做到有代表性、可量化，提高數據獲取的可操作性。同時，選取的各項指標盡量保持相對穩定性，方便在歷年數據中可提取、易計算，便于進行長期比較和分析城鄉關系的動態發展過程。

2.2 城鄉統籌評價指標體系構建

X1：城鄉人均居民收入比=農村人均純收入/城鎮人均可支配收入；X2：城鄉居民消費水平比=農村居民消費水平/城鎮居民消費水平；X3：城鄉人均醫療保健費用比=農村家庭人均醫療保健費用/城鎮家庭人均醫療保健支出；X4：城鄉人均教育文化娛樂服務費用比=農村家庭人均文教娛樂用品及服務費用/城鎮居民人均文教娛樂及服務費用；X5：城鄉恩格爾系數比=城市恩格爾系數/農村恩格爾系數；X6：城鄉百戶家電擁有數比=農村百戶家電擁有數/城市百戶家電擁有數（以彩電、冰箱和洗衣機三大件數量來計算）；X7：第二、三產業產值與第一產業產值比=第二、三產業產值/第一產業產值；X8：第二、三產業從業人數與第一產業從業人數比=第二、三產業從業人數/第一產業從業人數；X9：城鄉消費品零售總額比=縣及縣以下社會消費品零售總額/城市社會消費品零售總額。

以上指標均為正指標，指標值越大，說明城鄉差距越小，城鄉統籌水平越高。

3 數據整理與分析

評價城鄉統籌發展水平選取的9項指標，分別從城鄉收入與消費差距、產業結構與就業人員、城鄉社會結構等不同角度反映了城鄉統籌的信息。但變量間可能存在多重共線性，這給數據處理帶來了很大不便。為了有效地評價各個年份的城鄉統籌發展水平，本文采用主成分分析方法，設計一個“城鄉統籌度”來涵蓋各方面信息的綜合評價值，消除多重共線性問題的影響。文中搜集計算了湖北省2000-2012年9項指標值，并使用SPSS17.0軟件，運用主成分分析法測算各年份的城鄉統籌度。

3.1 數據整理。對2000-2012年間的原始數據進行收集、整理和計算，得出評估湖北省城鄉統籌發展水平的9項指標數據（見表1）。

表 1 2000-2012年湖北省城鄉統籌發展水平9項指標數據

3.2 主成分分析。主成分分析法是利用降維的思想，將多個變量通過線性變換以選出少數重要變量的一種多元統計分析方法。本文主要利用SPSS17.0軟件中的主成分分析功能對湖北省城鄉統籌度進行量化分析。

3.2.1 指標數據標準化。根據表1中的數據，利用SPSS17.0軟件，對原始矩陣進行標準化處理，得到初始變量的Z得分。

3.2.2 基本原則是要確保“Total Variance Explained（總方差解釋）”表中的主成分方差累計貢獻率≥85%（見表2），同時表“Component Matrix（初始因子載荷陣）”中變量不出現丟失確定主成分個數m。從表2可以看出，前2個特征值的累計貢獻率已達到89.335%，表明前2個主成分包含了全部指標的大部分信息，因此，選取前2個主成分因子。

表2 解釋總方差

3.2.3 主成分Fi表達式。在SPSS軟件中，將第i列向量除以第i個特征根的開方后，得到第i個主成分的Fi變量系數向量（見表3）。

表 3 Fi的變量系數向量

3.2.4 主成分Fi命名及得分。將第i列系數絕對值大的對應變量為Fi命名。由初始因子載荷矩陣可以看出，X5、X6、X7、X8在F1上載荷較大，主成分因子F1反映出產業結構、就業結構、生活質量等方面的改善，顯著提高了城鄉統籌發展整體水平，兩者呈正相關，因此定義為正因子；指標X1、X3、X4在主成分因子F2上的載荷較大，反映了城鄉居民的收入狀況和社會保障水平的拉大，制約了城鄉統籌發展整體水平，兩者呈負相關，因此定義為負因子。

由此，寫出主成分的Fi表達式：

F1=-0.036ZX1+0.339ZX2+0.333ZX3-0.279ZX4+0.387ZX5+ 0.393ZX6+0.385ZX7+0.383ZX8+0.311ZX9

F2=0.697ZX1-0.288ZX2+0.352ZX3+0.346ZX4+0.007ZX5-0.094ZX6-0.097ZX7+0.14ZX8+0.386ZX9

兩個公因子分從兩個方面反映了湖北省城鄉統籌發展現狀，因此以各主成分的貢獻率（見表3）為權重，確定綜合評價函數F：F=0.6907F1+0.2027F2

將各年份指標值代入綜合評價函數，計算出各年份的主成分總得分F，即“城鄉統籌度”。

圖 1 湖北省城鄉統籌發展度變動趨勢

4 結論與政策建議

本文將“城鄉統籌度”作為衡量城鄉統籌發展水平的綜合評價指標，城鄉統籌度（F值）越大，城鄉統籌發展水平越高。從圖1中可以直觀地看出，2000－2012年間，影響城鄉統籌發展的兩個主成分的變動規律及湖北省城鄉統籌發展的總體趨勢。

4.1 總體上，湖北省城鄉統籌發展水平呈現逐年提升趨勢。本文主要考察2000年以來，湖北省城鄉統籌發展水平。從圖中可以看出，2000-2008年間，我省城鄉統籌增幅緩慢，呈曲折上升趨勢，整體城鄉統籌發展水平較低（負值），2008-2012年間，城鄉統籌增速大幅度提升，年均增速達到30%，城鄉統籌發展水平顯著提高。這說明，推進城鄉統籌的各項政策取得了良好成效。

但不容忽視的是，湖北省農村發展的整體水平仍然比較低，與城市之間的絕對差距還比較大。因此，在新的歷史時期，推進湖北省城鄉統籌發展，應立足省域資源稟賦、發展基礎，緊緊圍繞“引領和打造中部地區國家增長極，實現湖北跨越式發展，開創一條具有湖北特色的新型城鎮化路徑”這一主線展開，堅持以新型城鎮化引領城鄉統籌發展，在推進新型城鎮化發展的同時，進一步加大城鄉統籌發展的力度，促進農業轉移人口向城鎮過渡，鼓勵更多綠化、低碳、環保產業發展向“三農”傾斜；同時，在保證現有城鄉統籌發展政策的穩定性、連貫性的基礎上，立足湖北省情實際，創新工作方法，深化城鄉統籌發展的探索與實踐，形成以點帶面的示范效應，不斷完善城鄉發展一體化的長效機制。

4.2 城鄉間產業結構、就業結構、人民生活質量等因素的改善對城鄉統籌發展起正向作用。正因子F1是影響城鄉統籌發展的主要因素。2000～2012年間F1一直呈上升趨勢，這說明城鄉之間產業結構、就業結構、生活質量等方面的改善，對湖北省城鄉統籌發展總體水平產生正向促進作用。因此，政府應充分發揮統籌城鄉發展的主體作用，在推進省域城鄉統籌發展時，把促進城鄉產業結構、就業結構、人民生活質量的均衡發展放在優先發展的位置。著力推進三產結構優化，不斷提高第二、三產業比重；注重提高產業對就業的吸納能力，重點發展總部經濟、商貿物流、金融保險、信息服務、教育科研等現代生產性服務業，發揮服務業作為就業最大容器的作用；提高農村居民的購買力，改善農村中低收入群體的基本生活質量，逐步縮小城鄉發展差距。

4.3 城鄉間收入差距、社會保障水平等因素的擴大，對城鄉統籌發展起負向作用。負因子F2是影響城鄉統籌發展的重要因素。F2在2000～2012年波動較大，特別是在2001年、2006年兩個拐點上，呈現大幅下降，在2003年和2007年分別降至谷底，總體上拉低了湖北省城鄉統籌發展的總體水平。原因在于，負因子F2的大幅下降，即城鄉收入差距、城鄉社會保障水平差距的拉大，在一定程度上抵消了正因子F1對城鄉統籌度的正向帶動作用，從而抑制了湖北省城鄉統籌發展整體水平的提高。因此，在推進城鄉一體化發展的過程中，不可忽視負因子F2的影響。尤其在出臺城鄉統籌發展相關政策時，要統籌兼顧城鄉間收入分配與社會保障水平的均衡。采取多項支農措施，優化農民就業渠道，增加農民純收入，逐步縮小城鄉居民收入差距；同時，進一步加強對社會弱勢群體的幫扶力度，念好“衣食住行、業教保醫”八字經，不斷完善覆蓋城鄉一體的均等化社會保障體系。

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F122

A

1671-0037（2014）12-16-3

王媛（1987.1-），女，碩士研究生，研究方向：政府治理與城鄉統籌。