白彩全，張 蓉，宋偉軒，姚旭悅

（1.南昌大學(xué)，a.理學(xué)院，b.空間科學(xué)與技術(shù)研究院，c.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型應(yīng)用與統(tǒng)計(jì)軟件開發(fā)研究會(huì)，d.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江西，南昌330031；2.中國(guó)科學(xué)院南京地理與湖泊研究所，江蘇，南京210008）

農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異問題的研究意義重大。國(guó)外對(duì)農(nóng)村問題研究雖少，但其相關(guān)理論和方法對(duì)我國(guó)研究者有很大的借鑒參考價(jià)值；國(guó)內(nèi)眾多學(xué)者則已對(duì)我國(guó)省際間三大地帶間及省內(nèi)縣市間區(qū)域經(jīng)濟(jì)格局進(jìn)行了深入研究：孟德友等通過數(shù)理統(tǒng)計(jì)和空間統(tǒng)計(jì)分析法對(duì)江蘇省農(nóng)民收入?yún)^(qū)域格局的時(shí)空演變進(jìn)行了描述[1]；趙文亮等采用基尼系數(shù)和空間自相關(guān)指數(shù)分析了河南省農(nóng)民收入差異程度及變化趨勢(shì)[2]；曾光等對(duì)1978-2004年長(zhǎng)三角地區(qū)收入差異的演變過程及收斂性進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)[3]；張學(xué)良則通過運(yùn)用空間統(tǒng)計(jì)與空間計(jì)量的分析方法，證實(shí)了長(zhǎng)三角地區(qū)縣市間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著顯著的空間依賴性或空間自相關(guān)性特征[4]。

從區(qū)域方面看，對(duì)省際間農(nóng)民收入?yún)^(qū)域差異的研究分析較多，鮮有對(duì)集群區(qū)域模塊進(jìn)行農(nóng)民收入差異比較；從研究方法看，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)理統(tǒng)計(jì)的討論較多，少有從空間統(tǒng)計(jì)分析的角度對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。我國(guó)經(jīng)濟(jì)、科技、文化最發(fā)達(dá)地區(qū)之一的長(zhǎng)三角地區(qū)，農(nóng)村居民人均純收入較高，大部分地區(qū)都已經(jīng)或正在進(jìn)入全面小康階段，但是在收入不斷增長(zhǎng)的同時(shí)，農(nóng)村居民收入差異仍然較大。為此，本文擬以縣域?yàn)榉治鰡卧?，?duì)長(zhǎng)三角74個(gè)縣域的農(nóng)民人均純收入（1989-2011）進(jìn)行數(shù)理和空間統(tǒng)計(jì)分析，探討該地區(qū)農(nóng)民收入時(shí)空演變過程，揭示其差異演變的時(shí)空格局特征，以期對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域農(nóng)民收入差異的演變過程及空間格局的相關(guān)研究提供有益的參考借鑒。

1 研究區(qū)域概況

長(zhǎng)江三角洲，簡(jiǎn)稱“長(zhǎng)三角”，現(xiàn)在主要是指以上海為龍頭，由浙江的嘉興、杭州、紹興、寧波、舟山和江蘇的蘇州、無錫、鎮(zhèn)江、南京等16個(gè)城市所組成的城市帶。長(zhǎng)三角地區(qū)是我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度最快、經(jīng)濟(jì)總量規(guī)模最大、最具有發(fā)展?jié)摿Φ慕?jīng)濟(jì)板塊。據(jù)2012年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，長(zhǎng)三角地區(qū)以占全國(guó)1.1%的國(guó)土面積，容納了8.2%的人口，創(chuàng)造了17.3%的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值[5]。自上世紀(jì)改革開放以來，長(zhǎng)三角地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)水平得到很大提高，這使得該地區(qū)農(nóng)民人均純收入總體水平在全國(guó)居于領(lǐng)先地位，但是在整體收入取得巨大增長(zhǎng)的同時(shí)，地區(qū)內(nèi)部農(nóng)民收入差異依然存在。長(zhǎng)三角作為我國(guó)典型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)，對(duì)其農(nóng)村居民人均純收入進(jìn)行實(shí)證分析意義重大。縣域經(jīng)濟(jì)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基本單位及研究區(qū)域的最佳空間單位，因此，本文選取長(zhǎng)三角74個(gè)縣域作為研究對(duì)象。

2 研究方法

2.1 數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析法

2.1.1基尼系數(shù) 基尼系數(shù)是用于刻畫收入分配差異程度的指數(shù)，介于0-1之間，值越接近于0，表明收入分配越平均，區(qū)域差異越小，值越接近于1，表明收入分配越不平均，區(qū)域差異越大。通過對(duì)樣本單元排序使y1≤y2≤y3……yn，根據(jù)協(xié)方差可以將基尼系數(shù)表示為[6-8]：

式中：G為基尼系數(shù)；n是區(qū)域數(shù)量；yi是區(qū)域i農(nóng)民人均純收入；μy是各縣域單元人均純收入的平均；i為人均純收入從小到大排序的序號(hào)。

2.1.2沃爾夫森指數(shù) 沃爾夫森指數(shù)則是一個(gè)衡量區(qū)域總體經(jīng)濟(jì)極化程度的指數(shù)，公式為[9]：

式中：W為沃爾夫森指數(shù)，U*值越大表示區(qū)域極化程度越強(qiáng)；為修正了的縣域單元人均純收入，U*=縣域單元平均農(nóng)民人均純收入×（1-基尼系數(shù)）；U1為農(nóng)民人均純收入最少的一半縣域的平均值；M為農(nóng)民人均純收入的中位數(shù)。

2.2 空間統(tǒng)計(jì)分析法

本文分別采用Moran’s I指數(shù)和Getis-Ord指數(shù)來衡量長(zhǎng)三角縣域單元的全局空間關(guān)聯(lián)和局部關(guān)聯(lián)，借此說明該地區(qū)農(nóng)民人均純收入的總體相似程度和局部集聚程度。

Moran’s I指數(shù)的表達(dá)式為[10-14]：

式中：I為 Moran’s I指數(shù)，范圍在[-1，1]之間，當(dāng) I大于 0時(shí)表示空間正相關(guān)，當(dāng)I小于0時(shí)表示空間負(fù)相關(guān)；Xi和Xj分別表示第i和第j空間單元的觀測(cè)值；Wij表示空間權(quán)重矩陣，空間相鄰為1，空間不相鄰為0；S0是空間權(quán)重矩陣所有元素之和；Xˉ為區(qū)域單元平均值。

Getis-Ord G*指數(shù)的計(jì)算公式為[15-17]：

式中，d為距離，W(d)為以距離規(guī)則定義的權(quán)重，當(dāng)區(qū)域i和j的距離小于 d時(shí)，W(d)為1，否則為 0；Xi和Xj為區(qū)域 i和j的觀測(cè)值。

2.3 數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)來源有各類文獻(xiàn)資料、政府網(wǎng)站、各類統(tǒng)計(jì)年鑒，具體有中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、《上海市統(tǒng)計(jì)年鑒（1990-2012）》、《上海經(jīng)濟(jì)社會(huì)統(tǒng)計(jì)（1949-2000）》、《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒（1990-2012）》、《江蘇四十年》、《江蘇五十年》等。

需要說明的是，由于統(tǒng)計(jì)口徑差異，許多數(shù)據(jù)要進(jìn)行處理后才能保證研究的一致性和可靠性。因此，本文對(duì)絕大多數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選和驗(yàn)證，盡量選取可靠性和可比性較好的數(shù)據(jù)；圖形數(shù)據(jù)來源于全國(guó)1∶400萬(wàn)基礎(chǔ)地理信息數(shù)據(jù)庫(kù)。

3 縣域農(nóng)民人均純收入?yún)^(qū)域格局時(shí)空演變

3.1 縣域農(nóng)民人均純收入?yún)^(qū)域差異時(shí)序演變

3.1.1收入差異的統(tǒng)計(jì)描述分析 自20世紀(jì)90年代初期以來，長(zhǎng)三角農(nóng)村經(jīng)濟(jì)水平一直逐年穩(wěn)步增長(zhǎng)，縣域農(nóng)民人均純收入的平均值由1989年的1047元增長(zhǎng)至2011年的14255元，約為1989年的14倍。整體經(jīng)濟(jì)水平增加的同時(shí)，縣域經(jīng)濟(jì)單元間農(nóng)民收入的區(qū)域差距也在逐步拉大，1989年長(zhǎng)三角農(nóng)民人均純收入的最大值為1762元，最小值僅為597元，最小值遠(yuǎn)不足最大值的一半；2011年長(zhǎng)三角農(nóng)民人均純收入最大值為19527元，最小值為8291元。

由表1看出，從1989年開始一直到2011年，區(qū)域收入極差雖有跌宕起伏的波動(dòng)，但總體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，由1989年的1165元增長(zhǎng)至2011年的11236元，表明縣域農(nóng)民人均純收入的絕對(duì)差異持續(xù)增大；區(qū)域間的收入極商由1989年的2.951減小至2011年的2.355，表明相對(duì)差異無明顯變化，也說明絕對(duì)差異對(duì)人均年純收入增長(zhǎng)差異的考察具有一定的誤差。但是期間極商的波動(dòng)變化態(tài)勢(shì)較為顯著，在1995年達(dá)到最大，為3.873，說明1995年最大值約為最小值的3.873倍；標(biāo)準(zhǔn)差由1989年的309元增至2011年的2654元，期間除去1998-2000年間的波動(dòng)外，標(biāo)準(zhǔn)差隨時(shí)間呈遞增態(tài)勢(shì)，說明1989-2011年間，農(nóng)民人均純收入的絕對(duì)差異呈逐年增加態(tài)勢(shì)，且近幾年呈加快擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，但階段性特征不明顯。

表1 1989-2011年長(zhǎng)三角農(nóng)民人均純收入水平（單位：元）

3.1.2收入差異的演變過程 我們對(duì)23年該區(qū)域農(nóng)民人均純收入的變異指數(shù)、基尼系數(shù)和沃爾夫森指數(shù)進(jìn)行計(jì)算（表2）。從總體看，農(nóng)民人均純收入水平的相對(duì)差異趨于減小，變異指數(shù)和基尼系數(shù)分別由1989年的0.295和0.167減至2011年的0.186和0.106，但期間階段性波動(dòng)較為明顯。沃爾夫森指數(shù)由1989年的0.173降至2011年的0.105，呈現(xiàn)出與基尼系數(shù)相似的變化態(tài)勢(shì)，沒有比較明顯的階段性特征。總之，長(zhǎng)三角地區(qū)縣域農(nóng)民收入分配還是比較均衡，沒有出現(xiàn)比較明顯的兩極分化現(xiàn)象。在權(quán)衡相對(duì)變化差異的基礎(chǔ)上，擬選擇5個(gè)代表極值的年份，即1989、1992、1999、2008和2011年5個(gè)時(shí)間斷面對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)縣域農(nóng)民人均純收入及增長(zhǎng)的區(qū)域空間格局進(jìn)行分析。

表2 農(nóng)民人均純收入指數(shù)變化趨勢(shì)

3.2 縣域農(nóng)民人均純收入的空間格局演變

3.2.1空間格局總體特征 對(duì)1989-2011年間長(zhǎng)三角縣域農(nóng)民人均純收入全局Moran’s I指數(shù)進(jìn)行測(cè)度，各年份全局Moran’s I指數(shù)為正且均在0.63以上，表明長(zhǎng)三角縣域農(nóng)民人均純收入存在比較突出的全局空間正相關(guān)，收入水平相似的地區(qū)在空間上集聚分布。從時(shí)序態(tài)勢(shì)來看，Moran’s I指數(shù)有比較明顯的階段性特征(圖1)，除1989年外，1990-1996年間Moran’s I指數(shù)呈上升趨勢(shì)，表明長(zhǎng)三角縣域農(nóng)民收入在空間上集聚趨勢(shì)不斷加強(qiáng)，其中在1993-1994年間增加的最多，說明此時(shí)集聚趨勢(shì)達(dá)到最強(qiáng)勢(shì)；而在1996-2001年間這種集聚趨勢(shì)有所下降，Moran’s I指數(shù)由0.737減至0.686；在2001-2007年間，Moran’s I指數(shù)趨于上升，說明該階段農(nóng)民收入水平在空間上的集聚趨勢(shì)又逐步增強(qiáng)，但是顯然沒有1990-1996年間劇烈；此后的4年里，Moran’s I指數(shù)基本保持穩(wěn)定，說明農(nóng)民收入水平空間分布格局狀態(tài)基本保持穩(wěn)定?？傮w來說，考察期間，長(zhǎng)三角地區(qū)縣域農(nóng)民人均純收入的空間聚集趨勢(shì)整體變化幅度不是十分劇烈，總體格局沒有發(fā)生根本性的變化，但是局部變動(dòng)不可忽視。

3.2.2農(nóng)民人均純收入空間格局演變 采用ArcGIS軟件計(jì)算長(zhǎng)三角地區(qū) 1989、1992、1999、2008、2011年 5個(gè)年份縣域單元的Getis-Ord指數(shù)并進(jìn)行可視化表達(dá)，用自然斷裂法生成長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入空間格局演化圖（圖2），可得：

圖1 長(zhǎng)三角地區(qū)縣域農(nóng)村居民人均純收入（1989-2011）Moran’s I指數(shù)變化趨勢(shì)圖

（1）在1989和1999年，熱點(diǎn)區(qū)域主要分布在上海、平湖至張家港、無錫一帶，形成了以上海為核心的圈層式遞減的空間格局，并且有擴(kuò)大趨勢(shì)。這主要是基于城市的輻射帶動(dòng)作用，上海市憑借獨(dú)特的地理優(yōu)勢(shì)和浦東新區(qū)的開發(fā)建設(shè)，經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，特別是自1987年中國(guó)金融市場(chǎng)開始恢復(fù)，經(jīng)濟(jì)金融得到很大發(fā)展，隨后嘉興至寧波的沿海地帶也陸續(xù)加入該區(qū)域。但是期間也有不少的波動(dòng)現(xiàn)象，例如在2008年熱點(diǎn)區(qū)明顯減少，主要?dú)w于次貸危機(jī)，打擊了長(zhǎng)三角的產(chǎn)業(yè)鏈。

（2）次熱區(qū)主要圍繞熱點(diǎn)區(qū)呈圈層式分布，并有先向南擴(kuò)張后整體縮小的趨勢(shì)。在前4個(gè)年份次熱區(qū)圍繞熱點(diǎn)區(qū)擴(kuò)張并南移，但是在2011年，次熱區(qū)分布區(qū)域減少，并有向中部聚集態(tài)勢(shì)。不過就整體來看，部分熱點(diǎn)區(qū)轉(zhuǎn)變?yōu)榇螣釁^(qū)，次熱區(qū)變?yōu)闊狳c(diǎn)區(qū)，出現(xiàn)頻繁的交替現(xiàn)象。

（3）次冷區(qū)分布比較隨機(jī)，這主要是其他類型區(qū)域分割所致，但是這種隨機(jī)分布的態(tài)勢(shì)有逐漸減小的趨勢(shì)。在考察期后期，次冷區(qū)也逐漸集聚分布；次冷區(qū)主要聚集在以南京為核心的片區(qū)，期間波動(dòng)較大，例如在前期出現(xiàn)過以淳安和寧波為核心的次冷集聚區(qū)，而在后階段淳安經(jīng)歷了次熱區(qū)卻最終成為了冷點(diǎn)區(qū)，而寧波則通過次熱區(qū)演變成為熱點(diǎn)區(qū)，該區(qū)域常出現(xiàn)冷熱區(qū)交替的現(xiàn)象。

（4）冷點(diǎn)區(qū)主要分布在長(zhǎng)三角的大部分北翼地區(qū)和少數(shù)南翼地區(qū)。寶應(yīng)到如皋一帶在考察期內(nèi)始終是收入的冷點(diǎn)區(qū)域，并未發(fā)生強(qiáng)烈的變化，在1992年有所擴(kuò)張，期間也出現(xiàn)臨安、建德等冷點(diǎn)區(qū)，但在這些地區(qū)，冷熱交替比較快，區(qū)域?qū)傩圆环€(wěn)定。總的來說，冷點(diǎn)區(qū)的空間分布格局先是隨機(jī)分布比較明顯，出現(xiàn)兩個(gè)聚集地。自1999年后，隨機(jī)分布態(tài)勢(shì)明顯減弱，空間集聚分布明顯增強(qiáng)，主要在寶應(yīng)到如皋一帶。但是好景不長(zhǎng)，2011年后隨機(jī)分布態(tài)勢(shì)又開始增強(qiáng)，而且出現(xiàn)“三足鼎立”的局面。

（5）從各類型區(qū)的變遷看，農(nóng)民收入熱點(diǎn)區(qū)出現(xiàn)比較明顯的變遷，以上海為核心的片區(qū)基本上屬于收入熱點(diǎn)分布區(qū)，顯示了上海等地在長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的絕對(duì)統(tǒng)治地位。期間熱點(diǎn)區(qū)也有向南擴(kuò)張，表現(xiàn)為浙江省在后階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)農(nóng)村居民收入增加，帶動(dòng)農(nóng)村發(fā)展，但是金融危機(jī)重創(chuàng)浙江省的產(chǎn)業(yè)鏈，挫傷了該省的經(jīng)濟(jì)。從各類型的分布看，大致形成以熱點(diǎn)區(qū)為核心的層級(jí)式梯度遞減的空間分布格局，各地區(qū)圍繞核心分布；東、西地帶區(qū)間有明顯的區(qū)域差異，東部沿海主要表現(xiàn)為熱點(diǎn)區(qū)和次熱區(qū)，而西部?jī)?nèi)陸則 主要表現(xiàn)為冷點(diǎn)區(qū)和次冷區(qū)。

圖2 長(zhǎng)三角地區(qū)縣域農(nóng)民人均純收入水平空間格局演化

3.2.3農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)空間格局演變 為了在總體上把握長(zhǎng)三角地區(qū)縣域農(nóng)民人均純收入差異的整體演變過程及其變動(dòng)狀況，有必要探究縣域農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的空間格局動(dòng)態(tài)。為此，本文將考察期分為4個(gè)時(shí)段（1989-1992，1992-1999，1999-2008，2008-2011），通過計(jì)算各縣域農(nóng)民人均純收入平均增長(zhǎng)指數(shù)的值并進(jìn)行空間可視化表達(dá)，采用自然斷裂點(diǎn)法把長(zhǎng)三角縣域分為熱、次熱、次冷、冷點(diǎn)四區(qū)，生成空間格局演化圖（圖3）。分析圖3，可得以下三點(diǎn)認(rèn)識(shí)：

圖3 長(zhǎng)三角縣域農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)空間格局演變

（1）各類型區(qū)的轉(zhuǎn)換速度較快，在各時(shí)段的空間集聚格局沒有明顯變化趨勢(shì)，地理集中現(xiàn)象相對(duì)不明顯。1989-1992年間收入增長(zhǎng)冷點(diǎn)區(qū)和次冷區(qū)均呈現(xiàn)顯著的空間集聚分布；1992-1999年間除冷點(diǎn)區(qū)保持較高的空間集聚狀態(tài)外，其他類型區(qū)域均表現(xiàn)為隨機(jī)分布狀態(tài)；不過這種隨機(jī)分布變化態(tài)勢(shì)在后兩階段得到逆轉(zhuǎn)，收入增長(zhǎng)熱點(diǎn)區(qū)、冷點(diǎn)區(qū)、次熱區(qū)集聚態(tài)勢(shì)明顯增強(qiáng)，但是次冷區(qū)的空間集聚分布態(tài)勢(shì)有所減弱，逐漸呈現(xiàn)比較隨機(jī)分布的變化，這主要是因?yàn)楸黄渌愋蛥^(qū)分割，成切塊分布。

（2）長(zhǎng)三角縣域農(nóng)民收入增長(zhǎng)的熱點(diǎn)區(qū)與冷點(diǎn)區(qū)分布都存在一定躍遷現(xiàn)象，但冷點(diǎn)區(qū)較熱點(diǎn)區(qū)空間集聚狀態(tài)比較明顯。從數(shù)量上講，收入增長(zhǎng)的高值區(qū)域數(shù)量經(jīng)歷從少到多再減少的過程，1992年以后收入增長(zhǎng)的熱點(diǎn)區(qū)明顯增加，不過在后期有所減少，但整體上處于增加，區(qū)域位置變化比較隨機(jī)，但有由分散向集聚的趨勢(shì)，聚集中心遷移較快；收入增長(zhǎng)的低值區(qū)域總體有所增加，集聚現(xiàn)象比較明顯，但集聚中心變化較快；人均純收入增長(zhǎng)次熱區(qū)的數(shù)量一直遞增，但后期比前期增長(zhǎng)趨于緩慢，集聚趨勢(shì)有所增加；相對(duì)應(yīng)的次冷區(qū)數(shù)量則一直處于減少狀態(tài)，變化幅度在前期比較大，主要是江蘇省收入增長(zhǎng)變化較大，后期數(shù)量趨于穩(wěn)定，但自始至終次冷點(diǎn)區(qū)域分布無規(guī)律性變化。從范圍上講，次冷區(qū)則開始明顯減少后趨于保持不變，其余的覆蓋范圍都有所增加。

（3）比較長(zhǎng)三角農(nóng)村居民人均純收入差異格局演化圖和農(nóng)村居民人均純收入增長(zhǎng)演化圖，可以發(fā)現(xiàn)，兩類圖存在一定的相互關(guān)聯(lián)，某個(gè)時(shí)段的收入增長(zhǎng)熱點(diǎn)區(qū)(冷點(diǎn)區(qū))往往促使收入發(fā)展的熱點(diǎn)區(qū)(冷點(diǎn)區(qū))產(chǎn)生遷移現(xiàn)象，區(qū)域間冷熱點(diǎn)屬性具有相互潛移默化的影響作用。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

通過對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)縣域農(nóng)民人均年純收入差異的實(shí)證分析，本研究得出以下結(jié)論：

（1）長(zhǎng)三角縣域農(nóng)民人均年純收入的絕對(duì)差異逐年擴(kuò)大，且有加劇態(tài)勢(shì)，尤其是極差指標(biāo)快速增長(zhǎng)，且呈現(xiàn)出很明顯的階段特征，而相對(duì)差異則呈波動(dòng)減小趨勢(shì)，并且進(jìn)入21世紀(jì)后趨于穩(wěn)定。

（2）農(nóng)民人均純收入水平呈較強(qiáng)的空間正相關(guān)，收入水平相似的地區(qū)在空間上集聚，且集聚態(tài)勢(shì)總體不斷加強(qiáng)，但冷熱點(diǎn)區(qū)躍遷現(xiàn)象較頻繁，熱點(diǎn)區(qū)多分布在上海、平湖至張家港、無錫一帶，在2000年以后，南擴(kuò)至嘉興至寧波的沿海地帶；寶應(yīng)到如皋一帶始終是收入的冷點(diǎn)區(qū)域。

（3）農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)格局也表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間集聚，但是各增長(zhǎng)類型區(qū)切換較為頻繁，表現(xiàn)出收入增長(zhǎng)熱點(diǎn)區(qū)(冷點(diǎn)區(qū))促使收入水平的熱點(diǎn)區(qū)(冷點(diǎn)區(qū))產(chǎn)生遷移。

4.2 討論

本文采用ESDA—GIS方法，基于1989-2011年間23年的數(shù)據(jù)，對(duì)長(zhǎng)三角74縣的農(nóng)民人均年純收入進(jìn)行了時(shí)空演變研究，較好地揭示了長(zhǎng)三角在過去的23年里農(nóng)民經(jīng)濟(jì)空間格局演變過程?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性與代表性，本文僅分析了農(nóng)民人均純收入的時(shí)空演變，研究指標(biāo)略顯單一，可能造成對(duì)長(zhǎng)三角縣域農(nóng)民人均純收入研究的片面性。此外，本文還存在以下幾個(gè)方面需要進(jìn)一步研究：首先，不同的空間權(quán)重標(biāo)準(zhǔn)會(huì)造成Moran’s統(tǒng)計(jì)量的變化，從而可能會(huì)影響結(jié)果，在以后的研究中，還需用其他方法對(duì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)；其次，隨著社會(huì)發(fā)展尤其是交通變革（杭州灣大橋的建成、高鐵等）、相鄰區(qū)域戰(zhàn)略的實(shí)施（江蘇沿海發(fā)展戰(zhàn)略等），將會(huì)使得長(zhǎng)三角的經(jīng)濟(jì)格局有新發(fā)展和新變化，這是下一步亟需深入討論的重要方向。

4.3 建議

目前，長(zhǎng)三角縣域農(nóng)民收入相對(duì)差異在逐漸減小，空間區(qū)域差異雖沒有擴(kuò)大趨勢(shì)，卻仍然比較大。為了縮小區(qū)域差異，促進(jìn)區(qū)域整體協(xié)調(diào)發(fā)展，可以從以下幾點(diǎn)著手：

（1）進(jìn)一步發(fā)揮發(fā)達(dá)城市的輻射帶動(dòng)作用，特別要加快推進(jìn)上海自貿(mào)區(qū)的發(fā)展，擴(kuò)大以上海為核心、嘉興等沿海地帶為依托的城市輻射帶動(dòng)力，形成“先富帶動(dòng)后富”的良好機(jī)制，最終達(dá)到共同富裕。

（2）進(jìn)一步發(fā)揮長(zhǎng)三角金融經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從整體上提高長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)水平，發(fā)展農(nóng)村金融，帶動(dòng)農(nóng)民收入提高，并促進(jìn)城鎮(zhèn)化與城市化進(jìn)程。

（3）對(duì)于長(zhǎng)三角的大部分北翼地區(qū)和少數(shù)南翼地區(qū)，特別是寶應(yīng)到如皋一帶，政府部門應(yīng)該加大財(cái)政補(bǔ)貼力度，擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)和最低生活保障的覆蓋面，要組織農(nóng)民參加技能培訓(xùn)，提高他們自身科技文化素質(zhì)和就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力，并為農(nóng)民提供良好的外部環(huán)境，給予市場(chǎng)和技術(shù)、服務(wù)指導(dǎo)等，擴(kuò)大當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的收入來源，提高農(nóng)民收入水平。

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