中國城鄉協調發展的時空差異及影響因素

2022-07-25 06:39:44姬志恒

中國農業大學學報 2022年7期

姬志恒張彥

(山東財經大學工商管理學院，濟南 250014)

城鄉協調是指城鄉間變二元分割為關聯互動進而實現資源要素合理配置的發展狀態和模式，是城鄉由分離對立轉向融合一體化的必然途徑。改革開放特別是進入新世紀以來，我國城市和鄉村各項事業取得了長足進步，城鄉民生福祉均顯著提升，但長期以來基礎設施建設、產業布局和要素使用等方面的“城市偏向”所導致的城鄉發展不均衡和農村發展不充分問題仍較為突出。立足新發展時代，著力推動城鄉互促、互惠、互補、協調發展，實現城鄉間要素合理配置、基本公共服務普惠共享、基礎設施一體化和鄉村經濟多元化發展，是貫徹新發展理念的重要體現，對加快構建以國內大循環為主體的雙循環體系和實現全域高質量發展具有深遠意義。同時需要看到，中國幅員遼闊，不可避免會出現不同程度的城鄉發展水平和發展落差，推動全域范圍內城鄉協調發展必須將這種差異納入考察。換言之，科學測度城鄉協調發展狀態，明確城鄉協調發展的時序特征、空間差異和影響因素，成為縮小中國城鄉發展差距和推動區域協調發展的重要依據。

學者們對城鄉協調融合發展相關問題的關注由來已久，既有研究多圍繞城鄉協調發展的理論探討、特定區域城鄉協調發展狀態測度、不同尺度下城鄉協調發展的空間差異、城鄉協調發展影響因素和對策等展開。理論探討包括城鄉關系理論和城鄉互動理論等，如劉易斯的二元經濟結構模型、佩魯的增長極理論、赫希曼的中心—外圍理論等，旨在闡釋城鄉發展落差成因和彌補路徑。城鄉協調發展狀態測度則從城鄉居民收入和公共服務等核心指標向綜合指標演進，后者從民生福祉出發涵蓋城鄉生產和生活諸多方面，包括產業效率、居民收入/支出、公共服務等，具體測度方法包括變異系數法、主成分分析法、層次分析法、隸屬度方法和耦合協調度模型等。城鄉協調發展空間差異研究則運用泰爾指數和空間自相關模型等考察特定區域內部城鄉協調發展的空間格局。既有研究普遍顯示，區域城鄉協調發展狀態在空間維度上具有異質性特征，這種特征隨著城市和鄉村的發展位勢差異變化而持續演化。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發展協調度均呈穩步提升態勢，全域范圍內“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，全國和地區層面都存在

收斂趨勢。此外，基于居民收入和公共服務等核心指標的研究顯示，除西南地區外的我國其他地區城鄉收入差距具有發散特征，全域范圍內城鄉基本公共服務均等化的空間非均衡性存在

收斂趨勢。城鄉協調發展狀態與區域自然稟賦和發展環境等密切相關，城市化進程、產業結構升級、市場環境、交通基礎設施、區域和產業傾斜性政策等能夠對城鄉協調發展產生復雜而深刻的影響；縮小中國城鄉發展差距和推動城鄉一體化發展需要從搭建城鄉要素自由流通和平等交換的制度框架、釋放城市產業和基礎設施的輻射效應、構建城鄉產業融合發展機制、因地制宜優化鄉村人地系統要素、構建城鄉統一建設用地市場和就業市場、完善普惠“三農”的農村金融市場體系和優化農村基本公共服務體系等方面加以推進。

既有研究為明確城鄉協調發展格局及成因提供了較好啟示，但從準確評價城鄉協調發展狀態、厘清我國城鄉協調發展的時空特征及影響因素等方面仍存在可突破之處。第一，就評價城鄉協調發展狀態而言，一方面有必要從高質量發展要求出發多維度刻畫城鄉發展狀態并測算二者協調度；另一方面，傳統比值法和變異系數等方法測度城鄉發展協調度存在若地區城鄉發展均處于較低水平時亦可能出現高度協調的“反事實”現象，需要通過協調度模型加以改進。第二，既有研究多通過特征描述和空間分異分析等探究區域城鄉發展協調度的時空差異，對這種差異的精確測度有待提升，尤其是準確刻畫其空間差異的來源、演變和分布動態。第三，城鄉協調發展影響因素多元且作用機制具有復雜性，有必要引入地理探測器方法識別影響因素及其交互效應，厘清城鄉協調發展影響因素的作用。為此，本研究在對城鄉發展進行系統評價基礎上測度其協調度，進而通過Dagum基尼系數和核密度方法刻畫城鄉發展協調度的地區差異及其分布動態演進，并通過地理探測器方法分析相關影響因素及其交互作用，以期準確刻畫中國城鄉協調發展的時空狀態并明確其成因。鑒于省域(省、自治區、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 中國城鄉發展協調度測度：2006—2020年

1.1 城鄉發展協調度測度方法

依據協同學的相關研究，特定系統的協調度可視為系統在發展過程中內部各要素和子系統間統籌兼顧、和諧一致的程度。城鄉協調發展旨在充分發揮城市和鄉村的各自優勢，合理配置城鄉要素，暢通城鄉循環，縮小城鄉居民在收入、基本權益和公共服務等方面的落差，實現城鄉間共生共贏，和諧并進。設定城市和鄉村發展水平分別為UD和RD，城鄉發展耦合度(

)計算方式如式(1)所示。耦合度指標在部分條件下無法區分系統間差異表現，如特定地區城鄉發展均處于較低水平時亦可能出現高度耦合狀態，因而需要進一步進行協調度分析以反映二者整體協同效應。納入次序類型后的協調度(

)計算方式如式(2)所示。其中區域城鄉綜合發展水平(

)由

αUD

βRD

計算得出，考慮到城市和鄉村發展狀態及對城鄉協調發展的重要性及貢獻度，待定系數

和

取值均為0.5。協調度取值范圍為0～1，該值越大(小)意味著城鄉發展協調度越高(低)。

(1)

(2)

1.2 指標體系和權重設置

《中共中央國務院關于建立健全城鄉融合發展體制機制和政策體系的意見(2019)》提出構建促進城鄉規劃布局、要素配置、產業發展、基礎設施、公共服務、生態保護等相互融合和協同發展的體制機制。基于《意見》要求和高質量發展訴求，本研究結合城鄉地域系統理論從生產發展、人民生活、生態環境3個維度對城鄉系統發展進行綜合評價。生產—生活—生態三維度既能夠較好的覆蓋城市化發展在人口、經濟、社會和環境等方面的表征，也能夠體現鄉村振興在產業興旺、生態宜居、鄉風文明、生活富裕和治理有效等方面要求。參照既有研究，結合指標的科學性、有效性和數據的可得性，本研究構建如表1所示的指標體系。指標權重通過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的優點。本部分的原始數據取自《中國統計年鑒(2007—2021)》、《中國農村統計年鑒(2007—2021)》、《中國人口和就業統計年鑒(2007—2021)》和各省域統計年鑒，個別缺失值通過插值法或類推法補齊，經濟數據均進行了消脹處理。因數據缺失，本研究未含港澳臺地區和西藏自治區。需要說明的是，《中國人口和就業統計年鑒》給出各省域城市、城鎮和農村不同受教育程度人口比重，本研究將小學、初中、高中、大專及以上學歷依次賦值6、9、12和16年，并將城鎮并入城市口徑，城市居民人均受教育年限依據城市和城鎮被調查人口數量加權計算得出。農業面源污染為農業化學需氧量、總氮和總磷污染物產生量總和，具體計算方式參照賴斯蕓等。

表1 城鄉協調發展指標及權重
Table 1 Indicators and weights of urban-rural coordination development

區域 Region 維度Dimension基礎指標Index方向Direction城市人均二三產業產值(0.421)正向生產發展Production(0.332)建成區地均二三產業產值(0.402)正向高技術產業產值占城市GDP比重(0.177)正向城市(鎮)居民人均受教育年限(0.110)正向城鎮居民家庭人均可支配收入(0.319)正向人民生活Livelihood(0.391)城鎮居民人均固定資產投資(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生人員數(0.103)正向人均城市公園綠地面積(0.312)正向生態環境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)負向工業污染治理完成投資額/工業增加值(0.500)正向農林牧漁增加值/農村人口(0.253)正向糧食產量/耕地面積(0.132)正向生產發展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)正向農林牧漁業中間消耗/農林牧漁業增加值(0.121)負向農村人均地方財政農林水支出(0.133)正向農村居民人均純收入(0.301)正向農村居民人均受教育年限(0.088)正向食品衣著支出費用/農村居民消費總支出(0.113)負向農村Rural area人民生活Livelihood(0.419)農村住戶固定資產投資億元(0.153)正向鄉村消費品零售額占全社會消費品零售額的比重(0.128)正向每千農村人口村衛生室人員(0.116)正向65歲及以上人口占比(0.102)負向農業面源污染(0.248)負向農膜使用量/播種面積(0.171)負向生態環境Ecology(0.200)化肥施用量/播種面積(0.187)負向農藥施用量/播種面積(0.211)負向成災面積/受災面積(0.184)負向

注：括號內數字為權重。
Note: Figures in brackets are weights.

1.3 中國城鄉發展協調度典型特征

表2報告了2006—2020年全域、各省域以及按照國家統計局口徑劃分的東部、中部、西部和東北四區域城鄉發展協調度的年度值、均值以及城市和鄉村子系統發展水平均值(缺失年度值備索，城鄉子系統發展評價值進行了歸一化處理)，其中全域值和區域值為省域值乘以對應人口權重得出。基于均值的各省域城市子系統、鄉村子系統和城鄉發展協調度的變異系數(CV)依次為0.174、0.338和0.119，省域間鄉村子系統發展落差最為明顯。西北和西南板塊鄉村子系統評價值和城鄉發展協調度評價值存在連片低值區域，推動鄉村振興和城鄉融合發展需要予以整體突破。空間特征直觀顯示我國城市和鄉村子系統發展以及城鄉發展協調度評價值均呈現“東高西低”和“相似集聚”的基本格局，考察期內城市子系統評價值領先省域為上海、北京和天津，鄉村子系統評價值領先省域為山東、浙江和江蘇，四大區域城鄉發展協調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為斷點將協調發展狀態分為失調(0～0.4)、低度協調(0.4～0.6)、中度協調(0.6～0.8)和高度協調(0.8～1)，考察期內各省域均值除山東達到高度協調狀態外，其余省域均為低度或中度協調狀態，占比分別為26.67%和70%。考察初期2006年尚無省域達到中度或高度協調，其中西部省域和除河南外的中部省域均為失調狀態，全域范圍內失調省域占比達到63.33%；“十一五”末期華北、長三角和黃河中下游板塊達到中度協調狀態，全域尚無省域實現高度協調，亦無省域為失調狀態；“十二五”末期全部省域均達到中度或高度協調狀態，其中“十一五”末期達到中度協調狀態的板塊向高度協調邁進，全域范圍內高度協調省域占比為23.33%；“十三五”末期全部省域均為中度或高度協調狀態，其中高度協調狀態省域占比提升至66.67%。時序特征則顯示考察期內各省域城市和鄉村子系統評價值以及城鄉發展協調度評價值均保持穩步提升態勢，全域尺度下三者年均增幅依次為13.06%、8.66%和6.13%。就城市子系統而言，受發展基礎和區域性傾斜政策等的影響，中部地區增幅較高，西部和東北次之。受惠于脫貧攻堅等政策推動，西部地區農村子系統增幅快于其他地區。值得注意的是，各地區城市和鄉村子系統評價值的增速隨時間推移均有所回落，這與我國經濟進入增速換檔期密切相關。就城鄉發展協調度而言，“十一五”以來統籌城鄉發展和推進新型城鎮化等戰略實施持續有效的優化了城鄉協調發展狀態，其中西部地區城鄉發展協調度增幅領先于中東部地區，這也在一定程度上意味著我國城鄉發展協調度空間差異存在縮小趨勢。

表2 中國城鄉發展協調度評價值
Table 2 Evaluation of urban-rural coordination development in China

區域 Region 省份Province2006年2008年2010年2012年2014年2016年2018年2019年2020年城市發展UD鄉村發展RD協調度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 中國城鄉發展協調度的時空差異研究方法

2.1 Dagum基尼系數及其分解

本研究采用Dagum基尼系數及其分解分析中國城鄉發展協調度空間相對差異。Dagum基尼系數的計算方法如式(3)所示：

(3)

式中：

(

)為第

(

)組內省域

(

)城鄉發展協調度評價值；

為所有省域城鄉發展協調度均值；

表示考察省域個數；

代表考察組總數(本研究為東部、中部、西部和東北四區域)；

(

)為第

(

)組內部省域數量。Dagum基尼系數可分解為組內差異貢獻(

)、組間差異凈值貢獻和(

)和組間超變密度(

)，解決了樣本數據間交叉重疊等問題，各部分對應計算方式如下：

(4)

(5)

(6)

其中：

(7)

(8)

上述式中：且為組

和

間城鄉發展協調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)；

(

)表示區域/組

(

)累積密度分布函數。

)

(

)

(9)

(

)(

(

)

(10)

(

)(

(

)

(11)

2.2 Kernel密度估計

Kernel密度估計屬于分布動態學模型，作為非參數估計方法被廣泛應用于對經濟變量非均衡分布的分析中。通過Kernel密度估計揭示的城鄉協調發展分布演進特征和地區間差異能夠對通過Dugum基尼系數刻畫的相對差異形成補充。設定隨機變量X的密度函數為

(

)，點

密度函數由式(12)估計，其中

、

和

(

)分別為觀測值個數、獨立同分布觀測值、帶寬和核函數。核函數

(

)是一種加權函數或平滑轉換函數，本研究采用常見的高斯核函數，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 中國城鄉發展協調度時空差異及來源

表3報告了2006—2020年中國城鄉發展協調度Dagum基尼系數及其分解結果。總體Dagum基尼系數位于0.050～0.159，中國城鄉發展協調度的空間差異較為明顯。變動特征顯示，考察期內省域尺度下中國城鄉發展協調度的空間相對差異呈現穩步縮小趨勢，這與城市發展的反哺作用、國家強農惠農和傾斜性區域發展政策、脫貧攻堅戰略實施及其東部地區產業轉移等有關：盡管高速城市化發展推動了資源空間集聚并產生了具有空間異質特征的城鄉發展落差，但國家針對“三農”領域的傾斜政策和脫貧攻堅戰略實施有效彌補了農村地區特別是中西部地區農業農村發展短板；東部發達地區的產業轉移亦能夠通過勞動力回流和產業結構升級等方式優化中西部地區城鎮和鄉村發展動能，縮小城鄉發展落差，提升城鄉協調發展的空間均衡性。分階段測算顯示，“十一五”、“十二五”和“十三五”期間Dagum基尼系數降幅分別為56.65%、21.85%和8.84%，中國城鄉協調發展的空間非均衡程度降幅有所趨緩。

表3 中國城鄉發展協調度空間差異及來源
Table 3 Spatial differences and sources of urban-rural coordination development in China

年份Year區域內基尼系數Gini coefficient in the region區域內基尼系數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GGini coefficient inthe overall area區域內差異GwDifferencesin the region區域間差異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

考察期內中國城鄉發展協調度區域內部差異(

)均值為0.013，整體呈現穩步縮小趨勢。東部、中部、西部和東北地區城鄉發展協調度Dagum基尼系數均值分別為0.044、0.027、0.051和0.058。從空間結構看，東部和東北地區較大的內部差距源自魯蘇浙遼的相對領先地位，西部地區則與貴州和甘肅等省域相對滯后有關。進一步透視表明，東部地區省域內部差異是城鄉子系統“雙高”基礎上的差異，東部地區城市群和中小城鎮發展更為成熟，客觀上推動了資源由鄉向城的流動，實現城鄉協調發展需要充分釋放城市向鄉村的溢出效應；西部地區省域內部具有城鄉子系統“雙滯后”特征，特別是城市化的發展滯后削弱了地方財政能力，進而抑制了農村生產條件和基本公共服務的有效供給。因此推動西部地區特別是低值省域的城鄉協調發展需要在國家區域傾斜政策基礎上進行整體優化，協同推進鄉村振興和新型城鎮化戰略，著力強化對農村相對貧困的治理，推動城鄉間和區域間形成循環提升。考察期內東部、中部、西部和東北地區城鄉發展協調度Dagum基尼系數均呈波動下降趨勢，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，“十二五”和“十三五”期間則為東北地區，中部和西部地區“十三五”期間變化幅度并不明顯，但中部地區內部差異在2017年之后出現“翹尾”現象，其未來趨勢需要進一步關注。

Dagum基尼系數分解結果顯示，考察期內四地區間差異始終是全域內部差異的最主要來源。時序特征顯示，考察期內區域內部Dagum基尼系數呈現逐年下降趨勢，期末較期初降幅達到60%；區域內部差異貢獻率位于14.46%～19.53%，整體呈現先增后減的倒“U”曲線特征，期末較期初有所增長。區域間Dagum基尼系數以2014和2017年為拐點呈現“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%，呈現減增交替的波動趨勢；超變密度值除個別年份外表現出穩步下降趨勢，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域間交叉項統計對總體差異的影響程度，說明我國城鄉協調發展存在一定程度的區域重疊效應，即存在城鄉發展協調度相對滯后地區的部分省域評價值高于領先地區的情況，因此推動城鄉協調發展不僅需要重視區域內部特殊性，也要重視區域間的整體協調性。

圖1顯示了全域城鄉發展協調度在考察期內的分布動態演進趨勢。從分布位置看，考察期內全域總體分布曲線中心和變化區間存在隨時間推移的右移趨勢，說明全域范圍內城鄉發展協調度不斷提升，后期左拖尾現象這說明仍存在明顯滯后省域，這也與我國城鄉協調發展典型事實的描述相一致；主峰高度表現為波動上升趨勢，主峰寬度則趨于縮小，說明全域內部城鄉發展協調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，全域城鄉發展協調度分布曲線存在的延展收斂趨勢，這意味著全國范圍內城鄉發展協調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+側峰”向“單峰”演變的趨勢，考察前期出現的峰值較低的側峰意味著出現微弱的梯度效應和分化態勢，后期的單峰說明全域城鄉發展協調度并未出現明顯極化現象。盡管不同省份間基礎稟賦存在的異質性使得城鄉發展及其協調度相對較低的省域短期內難以快速追趕上領先省域，但國家傾斜性區域發展政策和優先發展農業農村戰略的實施很大程度上既縮小了城鄉發展差距，也推動了城鄉協調發展的區域間均衡。

圖1 全樣本城鄉發展協調度分布動態Fig.1 The distribution dynamic of urban-rural development coordination of the whole sample

圖2進一步顯示了2006—2020年間四區域城鄉協調發展的分布動態演進趨勢。分布位置表明，各區域分布曲線中心和變化區間均存在右移趨勢，各區域城鄉發展協調度均呈上升趨勢，中國城鄉間協調發展績效明顯提升。從分布形態看，東部地區分布曲線表現出主峰高度先平穩變化后波動上升的整體趨勢，曲線寬度則大小交替，這意味著東部地區內部城鄉發展協調度的離散程度總體趨于下降趨勢；中部地區曲線主峰高度呈現前期波動變化后期波動上升趨勢，寬度則先小后大，區域內部城鄉發展協調度絕對差異有所縮小；西部地區曲線主峰高度降升交替，末期寬度變大，區域內部城鄉發展協調度總體離散程度呈下降趨勢；東部、中部和西部地區曲線在考察后期均出現左拖尾現象，各地區內部均存在城鄉發展協調度相對滯后省域。隨時間推移東北地區曲線主峰高度上升寬度變小，考察期內東北省域內部城鄉發展協調度離散程度顯著下降。各區域分布曲線均存在延展收斂趨勢，區域范圍內城鄉發展協調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，東部地區分布曲線在2011年之前存在較低左側峰，考察初期東部地區內部城鄉發展協調度存在一定分化態勢，2012年之后則以單峰為主，分化特征較為緩和；中部地區2016年之后出現左側峰，其余時間為單峰，中部地區城鄉發展協調度在考察后期出現梯度效應；西部和東北地區分布曲線在考察期內均表現為單峰特征，內部分化并不明顯。

圖2 東部(a)、中部(b)、西部(c)和東北(d)城鄉發展協調度分布動態Fig.2 The distribution dynamic of urban-rural development coordination of East (a), Central (b), West (c) and Northeast (d)

4 中國城鄉發展協調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發展協調度的影響因素。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為各分類區域方差和;SST為全區總方差;為第

個區域城鄉發展協調度方差;

為城鄉發展協調度整體方差。

值介于0～1，值越大說明該影響因素對城鄉發展協調度時空差異影響越大。影響因素的交互效應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同作用強化/弱化其對城鄉發展協調度時空差異的作用強度。具體過程為：首先在單一影響因素

值基礎上計算二者交互作用的

值，記作

(

∩

)；隨后在比較

(

)、

(

)和

(

∩

)大小基礎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，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。

參考既有關于城鄉協調發展影響因素研究，本研究選取的解釋變量包括：1)城市化進程(urb)，測度方式為非農人口數占總人口比重。人口向城市流動和匯聚對城鄉協調發展有著復雜深刻的影響，既會通過鄉村的資源虹吸擴大城鄉發展落差，也會通過城市的示范和溢出效應帶動農業農村高質量發展。2)產業結構升級(ind)，測度方式為二三產業增加值占GDP比重。區域產業結構升級有助于提高投入資源的附加價值，提升區域經濟發展效率，產業生態的演進和產業間的收益差距則會對資源在城鄉間的流動產生重要作用。3)市場化程度(mar)，測度方式為個體和私營從業人員數占總人口比重。市場化程度提升和營商環境的優化有助于厚植區域創新潛能，并通過降低主體間交易成本方式暢通城鄉循環。4)交通基礎設施(tra)，測度方式為公路和鐵路里程之和除以區域面積。交通網密度和輸送效率的提升有助于在更大的空間范圍內實現資源優化配置，提高城市發展向城鎮和鄉村的輻射強度。5)科技創新能力(tec)，測度方式為區域人均3種專利授權量。科技創新是現代化經濟體系的關鍵推力，科技創新能力的提升能夠優化區域經濟社會發展動能，助力區域包容性增長。6)環境規制強度(reg)，測度方式為區域工業污染治理完成投資額除以工業增加值。環境規制強度提升能夠通過倒逼效應推動區域產業生態化進程，推動實現城鄉間“環境正義”。本部分原始數據取自《中國統計年鑒》。

圖3報告了地理探測器對中國城鄉發展協調度差異的考察期全時段和分時段因子探測結果。全時段內各因素均通過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協調發展度時空格局，即中國城鄉發展協調度受到城市化進程、產業結構升級、市場化程度、交通基礎設施、科技創新和環境規制的綜合影響。科技創新和市場化程度是中國城鄉發展協調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，科技創新是區域生產—生活—生態系統持續優化的關鍵動能，能夠顯著降低區域發展對于資源環境的干擾和破壞，提高經濟增長效率，改善民生福祉。對農村區域而言，以機械化和數字化為代表的農業科技創新能夠對傳統農業農村傳統產業進行升級改造，有效縮小農業和其他產業之間的比較生產率落差，助力農業供給側結構性改革；此外，科技力量向三農領域的延伸和現代信息技術的推廣應用也有利于催生農村新業態和新模式，從而實現城鄉產業協同發展和農業農村高質量發展。市場化程度的提升有助于降低創新主體間的交易成本，提高創新資源配置效率，激發創新主體活力；特別是在統籌城鄉發展政策體系的引導下，還能夠有效暢通城鄉循環渠道，釋放城市創新發展的溢出效應，增強農產品供需適配性和拓展鄉村生產要素面向城市發展的價值增值空間，進而促進城鄉協調發展。此外，城市化進程、產業結構升級、交通基礎設施和環境規制等因素的作用強度依次降低，考察時段內作用強度分別為0.360、0.253、0.227和0.074。城市化進程以及城市偏向的產業結構升級和交通網絡建設會對鄉村發展形成資源虹吸，其集聚效應和規模效應還會擴大資源在城鄉間產出效率差異，但城市化發展的外溢會對農業農村發展形成示范作用，優化農業農村發展動能，助力城鄉融合發展，這種作用會隨著城鄉融合發展戰略的深入實施而得以放大；產業結構升級能夠推進區域新舊動能轉換，城市產業結構升級形成的轉移效應和傳統第一產業“接二連三”有助于優化農村產業生態和農業全產業鏈建設，提高農業生產要素的產出績效和城鄉耦合質量；交通基礎設施改善則有助于直接降低創新要素流動成本，在更大的城鄉空間范圍內形成統一市場，充分發揮以工補農和以城帶鄉的作用。環境規制強度提升有助于降低農業生產對傳統自然資源的消耗和化學化程度，拓展農業農村生態資源的價值空間，但環境規制強度提升一定程度上會導致高能耗生產環節和污染物由城向鄉轉移，因此從提高規制效率出發，應建立城市向農產品生產和生態功能區的橫向補償機制，彰顯農村生態環境權益，推動生態循環農業和城鄉一體化綠色發展。

從“十一五”、“十二五”和“十三五”不同時段看，科技創新和交通基礎設施的作用強度隨時間推移表現先降后升的“U”型趨勢。高速城市化發展形成了城市空間下的科技創新生態系統且具有自組織和自強化特征，這種創新生態的空間嵌入擴大了城鄉間的創新鴻溝，但隨著新型城鎮化的推進、城市城鎮空間格局的優化和創新農業訴求的增長，源于城市的科技創新面向農村的輻射作用和對城鄉協調發展的作用不斷彰顯；“十一五”以來以高速鐵路為代表的交通基礎設施建設快速推進，強化了城市群之間和內部的經濟社會聯系，隨著更多的中小城市被接入現代交通網絡，小城鎮和農村亦將顯著得到交通基礎設施紅利。市場化程度和產業結構升級作用強度隨時間推移表現先升后降的倒“U”型趨勢。城市產業結構升級將不具備比較優勢的產業和企業向外轉移，市場化程度的提升則降低了資源由城向鄉的轉移成本，但數字經濟時代城鄉間數字落差以及鄉村要素市場建設的相對滯后會抑制城鄉資源融合，這使市場化程度和產業結構升級對城鄉協調發展的作用在“十二五”之后有所趨緩，從推動城鄉協調發展出發，持續完善農業農村要素市場和夯實農業農村內生動能迫在眉睫。城市化進程的作用強度隨時間推移不斷上升，“十一五”以來新型城鎮化戰略的深入實施在推動城市和鄉村發展同時也提升了城鄉間要素流動和創新擴散程度，特別是中小城市和城鎮空間格局的優化形成了以工促農和以城帶鄉發展的支點，脫貧攻堅戰略則有效彌補了部分地區農村發展短板，有力提升了城鄉發展協調度。

圖4報告了各影響因素交互作用的測度結果。結果表明，考察全時段及不同時段內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協調發展空間差異的作用強度。其中除市場化程度和交通基礎設施在“十二五”期間以及環境規制與其他部分因素在特定時段內表現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新、城市化進程和科技創新、城市化進程和市場化程度的交互作用最為明顯，影響強度均達到0.62以上。從推動城市和鄉村子系統以及城鄉協調發展出發，在新型城鎮化進程中尤為需要強化科技創新驅動和優化營商環境。通過科技創新降低市場主體交易成本和風險，通過改善營商環境促進創新涌現，發揮二者有機融合對城鄉協調發展的放大效應；以城市化發展優化創新資源配置和改善創新環境，通過完善科技投入和創新生態體系建設增進城鄉生產效率、生活質量和生態保護并實現二者高質量融合發展；以營商環境優化改善城市化發展內生動能并提高城鄉循環的深度和廣度。產業結構升級和環境規制、交通基礎設施建設和環境規制交互作用對城鄉協調發展空間差異亦有影響，需要強化“綠水青山就是金山銀山”的發展理念，沿資源節約和環境友好路徑優化產業結構，大力發展綠色交通，實現經濟和環境效益雙贏。動態的看，城市化進程和市場化程度、城市化進程和交通基礎設施的交互作用隨著時間推移有所增強，市場環境和交通硬件對城鄉協調發展的影響隨著城市化的發展會持續強化。城市化進程和產業結構升級、產業結構升級和環境規制、市場化程度和交通基礎設施建設、市場化程度和科技創新、市場化程度和環境規制、科技創新和環境規制的交互作用在“十二五”之后則有所趨緩。

圖4 驅動因素的交互作用強度Fig.4 The interaction intensity of drivers

5 結論與啟示

本研究在測度省域城鄉發展協調度基礎上，利用Dagum基尼系數和核密度方法考察城鄉發展協調度的時空差異及其分布動態演進，通過地理探測器方法分析相關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發展協調度持續增長但城鄉間發展落差仍較為明顯。在國家傾斜性區域發展政策等因素推動下，西部地區城鄉發展協調度增幅更高。Dagum基尼系數測算和分解結果表明，考察期內全域城鄉發展協調度內部總體差異呈縮小趨勢；區域間差異構成全域內部差異最主要來源，其次為區域內差異；東部和西部差異在區域間差異中最為明顯，東北地區內部差異在區域內差異中明顯；動態特征顯示，區域間差異和區域內部差異隨時間推移均具有縮小趨勢，但中部地區內部差異在考察末期出現反彈現象。2)全域和各區域分布曲線均呈存在右移特征，各地區城鄉發展協調度均有所提升。全域和東北地區分布曲線主峰高度上升且寬度變小，東部地區分布曲線表現出主峰高度先平穩變化后波動上升，中部和西部地區分布曲線主峰高度總體波動變化，全域和各區域內部城鄉發展協調度的離散程度總體均趨于下降，東部和中部地區在特定時段內存在內部分化。3)城鄉發展協調度與城市化進程、產業結構升級、市場化程度、交通基礎設施、科技創新能力和環境規制強度等因素相關。影響因素獨立作用顯示，2006—2020年間全域范圍內科技創新和市場化程度驅動作用最強，其次為城市化進程和產業結構升級，交通基礎設施和環境規制的作用相對較弱，動態看科技創新和交通基礎的作用強度呈現“U”型趨勢，市場化程度和產業結構升級作用強度呈現倒“U”型趨勢，城市化進程的作用強度隨時間推移不斷上升。考察期內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。

本研究結論有助于審視中國城鄉協調發展的時空特征及影響因素，進而為提高城鄉發展協調性和推動城鄉融合發展提供啟示。提高城鄉發展協調性是社會系統工程，既需要從城市和鄉村兩方面著力，也需要健全相關協調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化發展。新型城鎮化需要充分考慮增強城鄉協調發展要求，使城市和城鎮成為高品質生活生產空間的同時充分發揮其溢出效應。按照資源環境承載力合理確定城市規模和空間結構，因地制宜優化城市空間布局，促進大中小城市和小城鎮協調發展；建設一批產城融合、職住平衡和生態宜居的郊區新城，促進流動就業人口高質量融入常住地，統籌城市建設、產業發展、生態涵養和公共服務，提升城市發展的包容性和創新潛能。

其次，堅持農業農村優先發展，提高農業農村發展質量。全面實施鄉村振興戰略，補齊農業農村發展短板是推動城鄉協調發展的基本要求。為此須加快培育多元新型農業生產經營主體，健全農業專業化社會化服務體系，提升涉農科技研發和應用水平，推動農業補鏈、強鏈和延鏈；大力探索農村產業融合發展新模式，推動鄉村產業結構多樣化，開發農業多種功能，提高農業附加價值；進一步改革完善農村承包地三權分置制度，推動農民財富變現增值；深入實施鄉村建設行動，提升縣城面向農村的綜合服務能力，加快農村基礎設施提檔升級，強化農村環境保護和城鄉環境協同治理，筑牢農村生態安全底線，持續優化農村人居環境。

再次，健全有利于城鄉要素合理配置的體制機制，破除城鄉二分思維，推動工業反哺農業、城市支持鄉村，構建城鄉發展共同體。有序優化農村人地資源配置，支持工商資本引流入鄉，培育農業龍頭企業、專業合作社和鄉村創客等農村創新創業主體和新發展業態，拓寬農民增收渠道；推進城鄉土地、戶籍及其附屬制度的統一，通過政策引導和產業融合等多種方式促進各類要素更多向農村流動，實現城市創新要素與農村閑置低效資源的有效對接；著力推動公共服務向農村延伸、社會事業向農村覆蓋，高質量實現農村轉移人口市民化和城鄉基本公共服務的普惠、可及、均等；加快縣域和地級市范圍內城鄉融合發展，強化縣域經濟的持續發展能力，充分發揮縣城與重點鎮等載體的帶動作用，推動小城鎮加快連接城市、服務鄉村，實現縣鄉村功能銜接互補。

最后，因地制宜、因業制宜優化區域城鄉協調發展的動力系統。對城鄉發展協調度較高區域而言，需要在深化農業供給側結構性改革基礎上持續暢通城鄉循環，推進高效生態農業和科技創新，系統建設數字鄉村，不斷優化農業生產力布局，著力推進農村消費提質升級和城鄉基本公共服務同質同標。鄉村發展相對滯后和城鄉發展落差較大的區域則需要在鞏固義務教育成果基礎上大力發展農村后義務教育，特別是匹配地方發展需求的職業教育和特色教育，優化鄉村發展內生動能；深入完善相關基礎設施和區域營商環境建設，降低創新要素由城市向農村的流動成本；強化財政資金向農村公共服務的傾斜，健全農業農村優先的資金投入機制，依據地區實際完善農業社會化服務；培育具有地方特色和比較優勢的農產品品牌，推動分散低效的農業向集約化、特色化和現代化轉型，鼓勵社會力量利用“互聯網+”發展親農惠農的新業態新模式，著力優化鄉村產業體系，強化農業農村內生發展動力。