周佳寧　秦富倉　劉佳　朱高立　鄒偉

摘要：高質量發(fā)展階段的城鄉(xiāng)融合應是“人口-空間-經(jīng)濟-社會-環(huán)境”的多維融合，據(jù)此構建中國城鄉(xiāng)融合水平測度指標體系，重新審視并分析了1999—2016年中國各省份城鄉(xiāng)融合水平的時空演變特征，并通過設定面板數(shù)據(jù)空間計量經(jīng)濟學模型對城鄉(xiāng)融合的影響因素進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：①中國城鄉(xiāng)融合水平整體較低，但正經(jīng)歷從“量變”到“質變”的轉化過程，其整體趨勢向好。②城鄉(xiāng)融合空間集聚效應明顯，俱樂部趨同和內部分異同時存在。以“胡煥庸線”為界，城鄉(xiāng)融合水平相對高值區(qū)主要集中在東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，中西部以低值為主;HH區(qū)空間分布重心由東部向中部遷移，LH區(qū)和HL區(qū)空間分布重心由中部向東西部滲透，LL區(qū)始終位于西部。③新常態(tài)下，積極推動構建“善治型”政府，合理調節(jié)政府“扶持之手”與“掠奪之手”之間的博弈力量;優(yōu)化調整財政支出結構，提高資本配置效率，打好財政支出“組合拳”;并通過金融“開源”和“增效”以及發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構高度化對勞動就業(yè)的“吸納效應”，警惕產(chǎn)業(yè)結構偏離造成的“就業(yè)破壞”效應等，都是推進中國城鄉(xiāng)融合持續(xù)健康發(fā)展的有效舉措。

關鍵詞 多維視域;城鄉(xiāng)融合;時空演變;影響機制

中圖分類號 F292

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2019）09-0166-11DOI：10.12062/cpre.20190510

城鄉(xiāng)關系作為人類社會發(fā)展最基本的關系形態(tài)，是指城市和鄉(xiāng)村之間相互作用、相互影響、相互制約的互動共生關系，其內涵涵蓋城鄉(xiāng)經(jīng)濟、社會、生態(tài)、空間和人文等諸多方面，并一直是學界關注的焦點[1]。西方學者較早地開展城鄉(xiāng)關系的理論研究，并形成了“城市偏向論”“城鄉(xiāng)二元結構論”“城鄉(xiāng)共同發(fā)展論”“鄉(xiāng)村偏向論”及“次級城市發(fā)展戰(zhàn)略論”等理論學說[2]，其中尤以空想社會主義和馬克思主義城鄉(xiāng)融合思想為代表的城鄉(xiāng)關系理論最為經(jīng)典。該理論對資本主義環(huán)境中尖銳對立的城鄉(xiāng)關系進行審視后指出，消除城鄉(xiāng)對立是一個歷史過程，城鄉(xiāng)關系必然會由分離對立走向融合統(tǒng)一[3]。事實上，自21世紀以來中國政府就開始關注并著手解決長期存在的城市偏向發(fā)展戰(zhàn)略、市民偏向分配制度和重工業(yè)偏向產(chǎn)業(yè)結構引起的城鄉(xiāng)分割、土地分治、人地分離的“三分”矛盾[4]，并分別于2002年黨的十六大提出“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展”、2012年十八大提出“推動城鄉(xiāng)一體化”和 2017年黨的十九大明確提出“城鄉(xiāng)融合”等一系列政策。這種政策演進的脈絡反映了中國政府對城鄉(xiāng)關系認識的不斷深化，且學界針對城鄉(xiāng)關系的理論研究也逐漸從城鄉(xiāng)對立、城鄉(xiāng)分割、城鄉(xiāng)一體化轉向城鄉(xiāng)融合。目前已有文獻關于城鄉(xiāng)融合的研究主要集中在理論詮釋[5]、城鄉(xiāng)融合水平測度[6]及其實現(xiàn)路徑[7]等方面，并形成了相對豐富的理論成果。然而，隨著城鄉(xiāng)社會經(jīng)濟和空間聯(lián)系的增強，城鄉(xiāng)融合發(fā)展的內涵也發(fā)生著“質”的改變，主要體現(xiàn)在以下三個方面：①從發(fā)展經(jīng)濟學理論視角看，二元制度壁壘的消除強化了城鄉(xiāng)要素的流變性，趨使城鄉(xiāng)間要素流動從單向轉為雙向，異質性的二元結構轉化為同質性的一元結構，這成為城鄉(xiāng)融合的關鍵[8]。②系統(tǒng)論認為，城鄉(xiāng)系統(tǒng)的多元性和復雜性決定了城鄉(xiāng)融合不僅僅是經(jīng)濟[9]一元的融合，更包含人口[10]、區(qū)域（空間）[11]、社會[12]、環(huán)境[13]等多維度的“雙向互動”和“相互交融”，這是城鄉(xiāng)融合的具體表現(xiàn)。③經(jīng)濟地理學視域下的城鄉(xiāng)融合過程有別于傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論的認知，忽視地理空間承載而在時間維度上搭建的城鄉(xiāng)融合理論框架有可能是脫離實際的“空中樓閣”，故有必要考慮城鄉(xiāng)融合的空間關聯(lián)。綜上，以往二元結構下單一尺度（比如收入差距）的城鄉(xiāng)關系考量并不能完全表征要素“強流動”語境下的城鄉(xiāng)融合，且忽視社會經(jīng)濟要素之間的空間關聯(lián)并不能客觀地解釋與反映城鄉(xiāng)融合及其影響因素的真實面貌。因此，本文從多維視角出發(fā)，嘗試構建相對全面且系統(tǒng)的城鄉(xiāng)融合評價指標體系;對以往中國城鄉(xiāng)發(fā)展的時空演變特征和規(guī)律進行重新審視，并借助空間計量經(jīng)濟學方法探索城鄉(xiāng)融合的影響機制，以期為有效實施鄉(xiāng)村振興和區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略提供理論支撐。

1 指標選取與研究方法

1.1 內涵界定及指標選取

城鄉(xiāng)要素高度流變性打破了原有城鄉(xiāng)結構和邊界的塵封，傳統(tǒng)的“二元性秩序”萌生出“融合（共同）發(fā)展”的內生性訴求[14]，關于城鄉(xiāng)融合的理論認知也引起學界廣泛關注。其中社會學理論認為城鄉(xiāng)融合即是在打破區(qū)域分割壁壘的前提下實現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟與社會的緊密結合;經(jīng)濟學理論則認為城鄉(xiāng)融合應體現(xiàn)為城鄉(xiāng)生產(chǎn)力之協(xié)調分工和效益最優(yōu);生態(tài)學理論更強調“一種區(qū)域生態(tài)經(jīng)濟良性平衡系統(tǒng)的高境界”;而地理學從可持續(xù)發(fā)展和空間概念出發(fā)指出城鄉(xiāng)融合空間分區(qū)的合理連接;當然制度論與文化論始終堅持“以人為本”，旨在推動構建城鄉(xiāng)生命共同體。從理論實踐看，西方學者早已基于“流空間”和“新流動模式”對城鄉(xiāng)融合內涵作出界定，如Tacoli[15]認為城鄉(xiāng)融合應涵蓋人、商品、資本和其他社會交易等;Kenneth Lynch[16]則從食物流、資源流、人流、觀念流、資金流等方面詮釋城鄉(xiāng)融合。國內學者陸大道[17]指出城鄉(xiāng)融合正從經(jīng)濟一維向社會、經(jīng)濟、環(huán)境三維空間延伸;樊杰[18]同樣指出城鄉(xiāng)融合既是鄉(xiāng)村振興過程，亦是人口、資源、環(huán)境的均衡發(fā)展，其實質應包括社會、經(jīng)濟、生態(tài)協(xié)調統(tǒng)一;周江燕和白永秀[19]將城鄉(xiāng)融合內涵延伸到空間、社會、經(jīng)濟、生態(tài)四維;而有學者則根據(jù)流動要素類型將城鄉(xiāng)融合界定為“人”“地”和“資本”之融合[20]?？v觀現(xiàn)有理論和研究實踐，無論是西方要素流動視域下的“城鄉(xiāng)等值化”，還是中國特色區(qū)域發(fā)展過程中城鄉(xiāng)多維領域的交融和均衡，其最終都指向同一命題：即異質性的二元結構轉為同質性的一元結構，這是城鄉(xiāng)融合之關鍵。由此可以看出，城鄉(xiāng)融合既是一種目標，亦為一種狀態(tài)，更是一種過程，故在構建能夠相對全面反映城鄉(xiāng)融合的多維約束指標時，必須考慮有反映“城鄉(xiāng)差別”的對比類指標，也要有反映“城鄉(xiāng)生命共同體”的狀態(tài)類指標，更要有促進“城鄉(xiāng)互動”的動力類指標。

因此，本文結合現(xiàn)有理論研究，并基于高質量發(fā)展階段城鄉(xiāng)融合之內涵，從“人”“空間”“經(jīng)濟”“社會”及“生態(tài)環(huán)境”五個維度構建城鄉(xiāng)融合多維評價指標體系;同時綜合運用理論分析法、頻度統(tǒng)計法和專家論證法對各指標逐一確定，最終包括1個一級指標（城鄉(xiāng)融合水平）、5個二級指標（即城鄉(xiāng)融合內涵延伸的五個維度）和29個三級指標（見表1），各指標屬性業(yè)已明確。

此外，需要特別說明的是，高質量發(fā)展階段實施鄉(xiāng)村振興和區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略，最終實現(xiàn)以公共福利最大化均衡為導向的城鄉(xiāng)融合是中國各地區(qū)發(fā)展的基本方略。故本文在實證分析時，并未對城鄉(xiāng)融合的具體維度作單獨分析，也未考慮各地區(qū)具體情境對城鄉(xiāng)融合發(fā)展不同維度理解和需求的差異性。然而這些并不與中國政府“善治理論”語境下推動城鄉(xiāng)融合的總目標相悖，且易于在相同尺度下比較各地區(qū)城鄉(xiāng)融合水平之異同，因此采用這種共同的評價指標體系（見表1）具有一定合理性。

1.2 研究方法

1.2.1 城鄉(xiāng)融合水平測度

城鄉(xiāng)融合水平測度有客觀賦值法、主觀賦值法、主客觀相結合分析法等，但由于后兩種方法無法克服人為主觀判斷導致研究結果可信度降低，故本文選擇目前學界常用且較為成熟的全局主成分分析法（GPCA）[21]，該法優(yōu)點在于能夠對指標、時間、空間三維立體數(shù)據(jù)進行處理。具體過程是在收集時間跨度為1999—2016年中國30個省份（因數(shù)據(jù)可得性等原因，西藏及港澳臺地區(qū)除外）城鄉(xiāng)融合29個三級指標數(shù)據(jù)的基礎上構建時序立體數(shù)據(jù)表;同時為消除不同屬性指標量綱之差異，采用公式（1）進行標準化處理;并將數(shù)據(jù)導入SPSS22.0按KMO檢驗值大于0.7和Bartlett球形檢驗顯著性水平小于0.01（P=0.000）的要求衡量變量取樣的適當性;最終結果（KMO=0.74）表明所選指標適合采用主成分分析。

表2顯示，非農(nóng)與農(nóng)業(yè)從業(yè)比重比、教育反差系數(shù)、人口城鎮(zhèn)化水平、土地城鎮(zhèn)化水平、交通網(wǎng)密度、城鄉(xiāng)人均私人汽車擁有量、城鄉(xiāng)居民工資性收入比、城鄉(xiāng)居民家庭人均消費比、城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)比、城鄉(xiāng)交通通訊、城鄉(xiāng)文教娛樂對比系數(shù)、城鄉(xiāng)基礎教育對比系數(shù)、城鄉(xiāng)人均醫(yī)療保健對比系數(shù)、城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險覆蓋率、城鄉(xiāng)節(jié)能減排等15個指標在第一主成分上載荷較高;城市空間擴張、旅客周轉量、城鄉(xiāng)失業(yè)保險覆蓋率在第二主成分上載荷較高;就業(yè)反差系數(shù)、城鄉(xiāng)污染治理反映了第三主成分;城鄉(xiāng)人口密度比、二元對比系數(shù)、工業(yè)固體廢棄物排放量、工業(yè)廢氣排放量反映了第四主成分;城鄉(xiāng)居民人均收入比和城鄉(xiāng)人口互動分別在第五和第六主成分上載荷較高;而城鄉(xiāng)居民人均醫(yī)師數(shù)比、森林覆蓋率以及工業(yè)廢水排放量則反映了第七主成分。

在此基礎上，根據(jù)公式（2）計算第K個主成分得分值，并進一步由公式（3）加權匯總計算得到中國各省份不同時期城鄉(xiāng)融合水平（表3）。

Nij=Mij-min（Mij）max（Mij）-min（Mij），當指標屬性為正時

Nij=max（Mij）-Mijmax（Mij）-min（Mij），當指標屬性為負時（1）

FK=∑29i=1λkiNij（2）

URI=∑Ki=1aKFK∑Ki=1aK（3）

上述各式中，Mij為指標原始值，max（Mi）、min（Mi）為原始指標最大值和最小值，Nij為標準化指標值，λki為第i 個指標在第K個主成分上的因子載荷，F(xiàn)K為第K個主成分得分值，aK為各指標方差貢獻率，URI為城鄉(xiāng)融合水平。

1.2.2 空間自相關檢驗

地理學第一定律指出事物之間存在相互關聯(lián)，且距離較近事物比較遠事物關聯(lián)性更強。在社會經(jīng)濟要素“強聯(lián)系”和“強流動”背景下，區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展必然存在緊密關聯(lián)[22]，故有必要運用空間統(tǒng)計學方法對中國城鄉(xiāng)融合水平空間分布特征進行檢驗。Morans I指數(shù)及其散點圖可描述樣本空間依賴關系或分異規(guī)律，其中Morans I指數(shù)包括全局Morans I指數(shù)和局域Morans Ii指數(shù)，前者考察整個樣本空間集聚情況，后者為局域空間分布特征，公式如下：

I=n∑ni=1∑nj=1wij ∑ni=1∑nj=1wij（xi-x—）（xj-x—）∑ni=1（xi-x—）2（4）

Ii=（xi-x—）∑ni=1（xi-x—）2∑nj=1wij（xj-x—）（5）

式中，n為樣本數(shù)，xi、xj分別為樣本i和j空間序列，x—為全樣本均值，wij為空間鄰接權重權重，即若區(qū)域i和j相鄰，則wij=1，否則wij=0。

Morans I指數(shù)介于-1到1，大于0表示存在空間正相關，即高值與高值相鄰（HH）、低值與低值相鄰（LL）;等于0即為隨機分布;小于0則為空間負相關，即“高低”集聚（HL）或“低高”集聚（LH）。

1.2.3 模型設定及變量選取

（1）模型設定?？紤]中國各地區(qū)城鄉(xiāng)融合水平及其影響因素存在空間關聯(lián)而無法避免空間依賴性和異質性問題，本文借鑒Pace & Lesage[23]做法，通過設定面板數(shù)據(jù)空間計量模型進行實證檢驗，模型設定如下：

URIit=d′iXtδ+βX′it+μit+εitεit=λwiεt+υit（6）

式中，URIit為第i個省份t時期城鄉(xiāng)融合水平，作為被解釋變量;d′iXtδ為解釋變量的空間滯后;X′it為一組控制變量;d′i為空間鄰接權重矩陣wij的第i行;εit為隨機擾動項;λwiεt表示周邊區(qū)域擾動項對本地區(qū)擾動項的影響。

（2）變量選取及說明。快速城鎮(zhèn)化背景下，勞動力、土地、資本等經(jīng)濟性生產(chǎn)要素流動導致城鄉(xiāng)社會、經(jīng)濟和地域空間重構，而政府在資源配置過程中的主導作用以及社會經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)發(fā)展等外部因素變化均對要素流動產(chǎn)生影響[24]。促進城鄉(xiāng)均衡、推動城鄉(xiāng)融合的基本前提是實現(xiàn)資源要素的合理流動和優(yōu)化配置，故本文從以下幾個方面選取模型解釋變量：

核心解釋變量：①財政分權（DC1）。財政分權是衡量地方政府財政自主權的重要指標，財政分權下地方政府囿于傳統(tǒng)的政績錦標賽體制會本能地追求本地GDP高速增長，即傾向于將資源要素優(yōu)先投向區(qū)位優(yōu)勢明顯的城市以求利益最大化，這顯然不利于城鄉(xiāng)融合發(fā)展[25];然而也有研究認為對于經(jīng)濟水平相對發(fā)達的地區(qū)而言，擁有更大財政自主權的地方政府將有更強的動力去解決本轄區(qū)內城鄉(xiāng)發(fā)展不平等和不均衡問題，從而促進城鄉(xiāng)融合[26]。本文參考陳安平和杜金沛[27]的做法，采用地方政府收入占總收入比重衡量財政分權。②財政支出。分稅制改革以來，中央和地方政府的財政關系發(fā)生明顯改變，地方政府承辦著越來越多的中央財政轉移支付的具體公共事務，也就是說無論中央政府的財政投入，還是地方政府的財政支出，其最終分配和使用都與地方政府密切關聯(lián)，而這必然會影響城鄉(xiāng)資源要素流動。當然，政府財政支出有很多項，不同支出對城鄉(xiāng)發(fā)展作用不同，而從加快城鄉(xiāng)要素流動速度和程度的視角出發(fā)，本文分別選取地方政府財政支農(nóng)支出比重（Fina）和城鄉(xiāng)基本建設支出比重（Fai）加以衡量。③金融發(fā)展。金融規(guī)模的擴大能夠有效緩解資本稀缺性并拓寬金融服務類型，使得金融市場有了更多的資源配給者，而這種金融規(guī)模擴張下的資本溢出終將流向農(nóng)村，從而提高農(nóng)村物質資本和人力資本的累積水平，為其吸收和利用先進技術，提高創(chuàng)新能力創(chuàng)造條件，最終影響城鄉(xiāng)融合;而另一方面，由于城鄉(xiāng)間以及城鄉(xiāng)內部不同個體對金融資本獲取能力存在差異，從而不可避免地出現(xiàn)“個人尋租”和“精英俘獲”，這在一定程度上降低了金融發(fā)展效率，最終影響城鄉(xiāng)融合[28]。因此，本文以金融規(guī)模（Fds）和金融效率（Fde）兩項指標來刻畫區(qū)域金融發(fā)展狀況，其中前者以金融業(yè)增加值與地區(qū)GDP比重測度，后者以金融機構年末貸款余額與金融機構年末存款余額的比值衡量。④產(chǎn)業(yè)結構調整。社會主義市場經(jīng)濟體制下，以家庭作為要素供給方，并通過提供要素獲得報酬的方式使得家庭要素在不同部門和不同區(qū)域間的流動對產(chǎn)業(yè)結構調整會表現(xiàn)出一定的敏感性，進而影響城鄉(xiāng)融合。本文參考干春暉等[29]做法從產(chǎn)業(yè)高度化（InduA）和產(chǎn)業(yè)結構偏離（Theil）兩個維度來衡量產(chǎn)業(yè)結構調整，其中前者用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比計算;后者以產(chǎn)業(yè)結構變動的泰爾指數(shù)測算，計算公式如下：

Theil=∑ni〔Yi/Y〕ln〔YiLi/YL〕（7）

式中，Yi和Y分別為三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和三次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值;Li和L分別表示三次產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量和三次產(chǎn)業(yè)勞動力之和。⑤此外，考慮到財政分權背景下，地方政府財政支出對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的作用可能會受到地方政府財政自主權的影響，故本文在模型中同時引入財政支農(nóng)支出比重（Fina）和城鄉(xiāng)基本建設支出比重（Fai）與財政分權（DC1）的交互項。

控制變量：為使實證檢驗盡可能符合實際，須盡量控制其他影響因素。本文選取的控制變量主要包括：人均GDP（Pergdp）、對外開放程度（Open）及外商直接投資額（Fdi）。此外為消除異方差，對所有解釋變量取對數(shù)后引入模型。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于1999—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國金融統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》以及各?。ㄊ?、區(qū)）統(tǒng)計年鑒和中國社會經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)庫等。部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值或均值插補法予以填補;西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重，故省略;同時為消除價格變動對時序數(shù)據(jù)影響，以1999年為基期，采用GDP指數(shù)和商品零售價格對相關數(shù)據(jù)進行調整。此外，盡管文中部分數(shù)據(jù)來源不同，但這些數(shù)據(jù)之間以及和國家統(tǒng)計局提供的宏觀數(shù)據(jù)之間均具有良好的一致性。

2 結果與分析

2.1 城鄉(xiāng)融合發(fā)展時序演變特征

我國城鄉(xiāng)融合水平的描述性統(tǒng)計結果見表3，分析如下。

（1）1999—2016年，中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平整體呈先減后增的“正U形”變化。主要表現(xiàn)為以2002年為拐點：2002年之前，在國家以經(jīng)濟建設為中心、快速推進城鎮(zhèn)化發(fā)展的目標導向下，這一階段（1999—2002年）城鄉(xiāng)發(fā)展要素以單向流動為主，從而導致農(nóng)村發(fā)展嚴重滯后，城鄉(xiāng)融合平均水平有所降低，從0.28（1999年）下降到0.27（2002年），年均下降速度為1.59%;而2002年以后，在國家實施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌（2003—2005年）、新農(nóng)村建設（2005—2012年）、城鄉(xiāng)一體化（2012—2017年）以及實施鄉(xiāng)村振興和推動城鄉(xiāng)融合（2017年至今）等一系列戰(zhàn)略部署下，中國城鄉(xiāng)融合水平基本以0.04/年速度提升，但2015—2016年略有下降，這與現(xiàn)階段我國進入社會經(jīng)濟供給側結構性改革深水區(qū)和城鄉(xiāng)融合發(fā)展理念向高質量轉變存在一定關聯(lián)。

（2）中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平整體較低。研究時段，中國城鄉(xiāng)融合平均水平基本維持在0.35左右，其總體分布范圍為[0.10，0.56]，故可參考王穎等[30]的分類方法得出中國城鄉(xiāng)融合尚處在勉強協(xié)調甚至是失調狀態(tài)。其中1999年嚴重失調類5個，分別是青海、甘肅、貴州、重慶、云南;中度失調類和輕度失調類各占1/3和1/2。2002年新疆跌為嚴重失調類，且全國城鄉(xiāng)融合水平以中度失調為主，共14個省份;輕度失調占1/3。2016年瀕臨失調類成為主導類型，共18個省份;此外有7個省發(fā)展為勉強協(xié)調;此時全國整體水平提升至輕度等級及以上。由此可見，在中國城鄉(xiāng)融合時序演進中，隨著社會主義新農(nóng)村建設、新型城鎮(zhèn)化、美麗鄉(xiāng)村建設以及精準扶貧和鄉(xiāng)村振興等一系列政策引導下，城鄉(xiāng)融合發(fā)展的整體趨勢向好，且呈現(xiàn)由“量”變向“質”變轉化的過程。

（3）中國城鄉(xiāng)融合水平存在區(qū)際差異，且“趨同”和“分異”特征明顯。1999—2016年中國城鄉(xiāng)融合水平整體表現(xiàn)為“東高西低、中部居中”，其最大值基本出現(xiàn)在東部（如北京、浙江、河北、遼寧），最小值主要為西部（如青海、貴州等）。標準差變化顯示，中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展“趨同”趨勢明顯，即整體差異在縮小;但中、西部省份內部間呈“先趨同、后分異”，而東部內部“分異”趨勢不斷強化。

2.2 城鄉(xiāng)融合發(fā)展空間演變特征

以2002、2012、2016年為代表性年份，分析中國城鄉(xiāng)融合水平空間分布格局（見圖1和圖2）。

（1）圖1顯示中國城鄉(xiāng)融合水平空間集聚效應明顯。以“胡煥庸線”為界，城鄉(xiāng)融合水平相對高值區(qū)基本分布在東部沿海，而中西部相對水平較低;隨著時間變化中國城鄉(xiāng)融合水平的空間集聚效應趨于弱化，空間分布格局由“低水平、高差距”向“高水平、低差距”轉變。

（2）中國城鄉(xiāng)融合水平存在空間關聯(lián)。研究時段中國城鄉(xiāng)融合水平Morans I指數(shù)均顯著為正，在2002、2012和2016年分別為0.54、0.37和0.31，但該指數(shù)逐漸減小進一步說明其整體集聚效應在降低，在國家大力推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略下，城鄉(xiāng)發(fā)展差距也在趨于縮小。

（3）中國城鄉(xiāng)融合水平空間擴散效應逐步顯現(xiàn)。圖2顯示，中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展的局部空間集聚效應較為明顯;其中HH區(qū)（擴散互溢區(qū)）和LL區(qū)（低速增長區(qū)）始終為主導類型，但兩者數(shù)量均在減少;此外LH區(qū)（極化效應區(qū)）和HL區(qū)（落后過渡區(qū)）數(shù)量均稍有增加。從各省在Moran散點圖四個象限分布及其變化看，HH區(qū)主要以東部沿海地區(qū)及東北三?。ㄟ|寧、吉林和黑龍江）為主，LL區(qū)主要分布在西部，LH區(qū)和HL區(qū)主要集中在中部;從各類型區(qū)空間分布重心變化看，HH區(qū)由東部向中部遷移，LH區(qū)和HL區(qū)則由中部向東部和西部滲透，LL區(qū)分布重心依舊在西部。這種變化反映出我國城鄉(xiāng)融合發(fā)展“強者恒強、弱者恒弱”的“馬太效應”正在被逐漸打破，區(qū)域協(xié)調發(fā)展的潛力十分巨大。

2.3 回歸結果分析

2.3.1 影響因素分析

（1）通過Hausman檢驗選擇空間固定效應SEM，同時運用極大似然法進行估計，模型（1）～（4）分別為各變量在全國和各區(qū)域層面上估計結果（表4）。分析得出：中國式財政分權（DC1）對城鄉(xiāng)融合（URI）的影響因地區(qū)而異。在經(jīng)濟發(fā)達的東部，擁有更大財政自主權的地方政府在實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟快速增長的基礎上，將有更強的動力去解決本轄區(qū)內城鄉(xiāng)發(fā)展不平等和不均衡問題，以期實現(xiàn)社會經(jīng)濟發(fā)展之穩(wěn)定，故DC1對URI顯著為正（0.087）;而在尚未形成經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢的中西部，以“增長型激勵”為導向的傳統(tǒng)政績觀必然導致地方政府對轄區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生特殊偏好，其資源配置更會傾向于帶來政治明星效應的產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)，農(nóng)業(yè)和農(nóng)村則被推向發(fā)展的邊緣，故在經(jīng)濟欠發(fā)達的中部和經(jīng)濟不發(fā)達的西部，DC1對URI均顯著為負

（-0.073和-0.103）;然而正是由于地區(qū)之間這種截然相反的作用，最終使DC1對URI的影響在全國層面上并不顯著;這與已有研究基本保持一致[32]。

同理可解釋城鄉(xiāng)基本建設支出比（Fai）對URI影響，即在東部Fai對URI顯著為正（0.132），而在西部表現(xiàn)出顯著的負向影響（-0.081）;但總體而言，城鄉(xiāng)要素強流動背景下城鄉(xiāng)基本建設支出產(chǎn)生的正向“溢出效應”要大于其負向“集聚效應”，故全國層面上Fai對URI影響顯著為正（0.049）。然而，高度的財政自主權卻對Fai初始作用產(chǎn)生沖擊，即“增長型激勵”下的財政分權強化了地方政府對“價高利大”項目的投資偏好，但這種強化作用因地區(qū)而異，具體表現(xiàn)為抑制了東部地區(qū)基本建設投資釋放的制度紅利，而提升了中西部地區(qū)基本建設支出的投資效率，從而導致Ln（DC1）×Ln（Fai）對東部地區(qū)URI影響顯著為負（-0.050）;而對中西部URI影響顯著為正（0.020和0.038），但總體來看，“增長型激勵”下的財政分權會扭曲地方政府投資行為，并不利于城鄉(xiāng)融合。

（2）表4顯示財政支農(nóng)支出并不必然有利于城鄉(xiāng)融合，這種看似反常的結論實際上蘊藏著其合理的解釋，即本研究中Fina是以財政支農(nóng)支出總量占比衡量的，由于統(tǒng)計指標的可獲性，并未考慮財政支農(nóng)支出結構之影響。

圖1 中國城鄉(xiāng)融合水平空間分布圖（2002、2012、2016年）注：該圖基于國家測繪地理信息局標準地圖服務網(wǎng)站下載的審圖號為GS（2016）1579號[31]的標準地圖制作，底圖無修改。

事實上，財政支農(nóng)支出（Fina）作為一種轉移支付，其本質上屬于公共資源，而在地方政府尚未完全建立善治體系的語境下，來自城市或農(nóng)村精英的尋租行為很有可能使公共部門的資源轉移到處于政治弱勢的農(nóng)民不需要的地方，最終以犧牲中央政府既定計劃受益人——農(nóng)民的利益為代價。這必將導致政策實施悖離既定目標，從而不利于城鄉(xiāng)融合，也就是說單純地增加支農(nóng)支出總量并不必然有利于農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展，這也是目前學界爭論的焦點問題。然而政策結構扭曲下存在的“尋租行為”和“精英俘獲”會阻礙城鄉(xiāng)融合卻是一個不爭的事實，這在相關研究中也得到論證[33-34]。值得慶幸的是，財政分權下地方政府主導經(jīng)濟的行為能夠增加其有效使用財政資源的動力，從而在一定程度上糾偏單純地增加財政支出總量而產(chǎn)生的“扭曲效應”，進而利于城鄉(xiāng)融合，即ln（DC1）×ln（Fina）對URI的影響顯著為正。

（3）包融性金融和普惠制金融的“擴散效應”能夠拓寬信貸渠道和提升信貸支持面，并通過盤活市場經(jīng)濟促進人力資本投資和職業(yè)技能培訓，從而增加低層次農(nóng)民就業(yè)和創(chuàng)收機會，最終形成“金融開源”促“城鄉(xiāng)融合”之勢。因此無論是全國還是各區(qū)域層面，F(xiàn)ds對URI的影響均顯著為正，且表現(xiàn)為西部（0.061）>中部（0.060）>東部（0.048）。然而在混合型金融模式為主的中部地區(qū)，金融資本無法通過市場競爭和缺乏必要的行政干預進入農(nóng)村[35]，這不可避免地出現(xiàn)“個人尋租”和“精英俘獲”而降低金融效率（Fde），從而不利于城鄉(xiāng)融合。另一方面，產(chǎn)業(yè)結構高度化（InduA）能夠增加就業(yè)崗位和就業(yè)機會，促進勞動力要素從農(nóng)業(yè)部門轉向制造業(yè)和服務業(yè)部門，進而增加農(nóng)村居民收入，推動城鄉(xiāng)融合;然而產(chǎn)業(yè)結構偏離（Theil）卻降低不同產(chǎn)業(yè)部門間資源利用效率和協(xié)作程度，從而對勞動力市場產(chǎn)生負向沖擊而出現(xiàn)“就業(yè)破壞”效應，這種效應將以流動要素為載體抑制城鄉(xiāng)融合。

2.3.2 穩(wěn)健性分析

為進一步驗證研究結論的可靠性，本文分別從以下兩個方面對上述結果進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）以支出法測度財政分權（DC2）替代上述收入法測度的財政分權，同時將DC2與財政支農(nóng)支出比重（Fina）和城鄉(xiāng)基本建設支出比重（Fai）的交互項引入模型。

（2）空間計量模型對空間權重矩陣較為敏感，故本文分別采用地理空間距離權重矩陣（wd）和社會經(jīng)濟距離空間權重矩陣（we）進一步檢驗結果的穩(wěn)健性。兩種空間權重矩陣的計算公式分別如下：

wd=1/d2ij（8）

we=1/|PGDPi-PGDPj|（i≠j）（9）

表4中模型（5）～（7）分別為支出法測度的財政分權DC2、地理距離權重矩陣和社會經(jīng)濟距離權重矩陣引入模型后的估計結果?？梢钥闯?，替換變量和空間權重并不改變各變量顯著性水平或符號方向，這充分說明回歸結果較為穩(wěn)健，研究結論較為可信。

3 結論與啟示

以“五位一體”新型城鎮(zhèn)化和鄉(xiāng)村振興等高質量發(fā)展理念為導向，從“人”“空間”“經(jīng)濟”“社會”及“生態(tài)環(huán)境”5個維度構建相對全面且系統(tǒng)的城鄉(xiāng)融合評價體系，同時運用GPCA法測度1999—2016年中國城鄉(xiāng)融合水平，進而分析其時空演變特征，最后利用空間計量經(jīng)濟學模型對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響因素進行實證檢驗，研究結論如下。

（1）時序變化上，1999—2016年中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展趨勢良好，其主導類型由中度、輕度失調（1999年）轉為瀕臨失調（2016年）;考慮階段性變化，以2002年為拐點，研究期內中國城鄉(xiāng)融合水平經(jīng)歷了“先減后增”的“正U形”變化過程;但整體仍較低且區(qū)際差異明顯，表現(xiàn)為東部>中部>西部;城鄉(xiāng)融合發(fā)展“趨同”和“分異”并存，即全國整體差異不斷縮小，但具體到各地區(qū)則表現(xiàn)為東部“分異”趨于強化，中西部呈“先趨同、后分異”。

（2）空間關聯(lián)格局上，以“胡煥庸線”為界，城鄉(xiāng)融合水平高值區(qū)基本分布在東部沿海，而低值區(qū)主要集中在中西部;其空間格局正由“低水平、高差距”向“高水平、低差距”轉變且空間集聚效應整體趨于弱化;盡管HH區(qū)（東部）和LL區(qū)（西部）始終占據(jù)主導類型，但兩者數(shù)量的減少及HH區(qū)空間分布重心由東部向中部遷移、LH區(qū)和HL區(qū)空間分布重心由中部向東部和西部滲透則說明我國城鄉(xiāng)融合發(fā)展“強者恒強、弱者恒弱”的“馬太效應”正在逐步被打破，區(qū)域協(xié)調發(fā)展?jié)摿薮蟆?/p>

（3）財政分權、財政支出、金融發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結構調整均會通過影響城鄉(xiāng)要素流動的程度和方向，進而影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展進程。中國式財政分權下的地方政府具有“扶持之手”和“掠奪之手”雙重屬性，政府資源配置的方式及其對城鄉(xiāng)融合影響的內在邏輯均源于“扶持之手”和“掠奪之手”之間力量博弈，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)“扶持之手”強于“掠奪之手”，而在經(jīng)濟欠發(fā)達和不發(fā)達地區(qū)，“增長型激勵”下的“掠奪之手”卻強于“扶持之手”。地方政府的“扶持之手”能夠對龐大的財政支農(nóng)支出體系下出現(xiàn)的“尋租行為”和“精英俘獲”進行糾偏;然而政府伸出的“掠奪之手”并非完全有害，至少能夠提高經(jīng)濟相對落后地區(qū)基礎設施投資的效率水平，從而有利于推動城鄉(xiāng)融合。包融性金融和普惠制金融形成的“開源”之勢有利于推進城鄉(xiāng)融合，但同時也要警惕“個人尋租”和“精英俘獲”降低金融效率，從而產(chǎn)生負面影響。此外，也要充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構高度化對農(nóng)村勞動力的“吸納效應”和防止產(chǎn)業(yè)結構偏離產(chǎn)生的“就業(yè)破壞”效應。

根據(jù)以上結論，得到以下政策啟示：①規(guī)范政府行為，發(fā)揮區(qū)域協(xié)同效應。一方面，應充分發(fā)揮地方政府主導對城鄉(xiāng)融合的正向效應，同時也應對其過度干預造成資源配置扭曲的行為進行糾偏;另一方面，應轉變傳統(tǒng)“政績錦標賽”體制下地方政府或官員考核機制。為此需進一步規(guī)范地方政府行為，建立一套市場化、規(guī)范化的制度體系和約束機制;同時應以協(xié)同發(fā)展理念為導向，加強區(qū)域合作和交流，以構建合理有序的地方政府競爭和發(fā)展模式。②優(yōu)化財政支出結構，提高資本利用效率?？紤]到單純地增加財政支農(nóng)支出總量并不能有效促進城鄉(xiāng)融合，反而為精英群體的“尋租行為”提供沃土，故應該從調整和優(yōu)化財政支出結構入手，將更多的財政支農(nóng)支出落實到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民增收上，同時也要引導政府“扶持之手”和“掠奪之手”發(fā)揮利好作用，積極提升政府（尤其是地方政府）在基礎民生方面的善治能力，打好財政支出的“組合拳”，使財政支出朝著改善民生和城鄉(xiāng)融合的方向移動。③完善金融服務體系，提高金融配置效率。應打破區(qū)域壁壘和城鄉(xiāng)市場分割的“藩籬”，有序引導優(yōu)勢金融資本向中部滲透，由城市流向農(nóng)村;同時應完善農(nóng)村金融基礎設施建設，創(chuàng)新金融產(chǎn)品，推動農(nóng)村土地確權，增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入，降低農(nóng)村金融風險和農(nóng)民融資成本，助推一二三產(chǎn)業(yè)融合和城鄉(xiāng)融合;并通過建立健全地方金融監(jiān)管體制、普及金融知識和加快社會信用體系建設以提高金融配置效率。④優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，提升農(nóng)業(yè)內生發(fā)展力。通過深化戶籍制度改革、完善社會保障體系、積極開展農(nóng)村土地確權以及合理引導農(nóng)村土地流轉，推動農(nóng)村轉移勞動力與產(chǎn)業(yè)結構升級相匹配，并通過多元化渠道拓寬其收入來源;但同時要警惕產(chǎn)業(yè)結構偏離造成的“就業(yè)破壞”，故加強農(nóng)民職業(yè)技能培訓、提高人力資本水平才是緩解產(chǎn)業(yè)結構偏離負向效應的長效途徑。⑤轉變發(fā)展理念，加強資源共享。新常態(tài)下應樹立高質量發(fā)展和協(xié)同發(fā)展意識，轉變以往“唯經(jīng)濟”的區(qū)域保護式發(fā)展思維，從資源、人口、環(huán)境、空間等不同維度重新審視城鄉(xiāng)融合之內涵，強化區(qū)域協(xié)同發(fā)展理念、加強資源共享以助推鄉(xiāng)村振興和區(qū)域協(xié)調，最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合。

（編輯：劉照勝）

參考文獻

[1]龍花樓，屠爽爽.鄉(xiāng)村重構的理論認知[J].地理科學進展，2018，37（5）：581-590.

[2]FASS S M， RONDINELLi D A. Applied methods of regional analysis： the spatial dimensions of development policy[J].Economic geography，1985，61（4）：376.

[3]葉超，陳明星.國外城鄉(xiāng)關系理論演變及其啟示[J].中國人口·資源與環(huán)境，2008，18（1）：34-39.

[4]劉彥隨.中國新時代城鄉(xiāng)融合與鄉(xiāng)村振興[J].地理學報，2018，73（4）：637-650.

[5]何仁偉.城鄉(xiāng)融合與鄉(xiāng)村振興：理論探討、機理闡釋與實現(xiàn)路徑[J].地理研究，2018，37（11）：2127-2140.

[6]劉明輝，盧飛.城鄉(xiāng)要素錯配與城鄉(xiāng)融合發(fā)展——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2019（2）：33-46.

[7]許恒周，趙一航，田浩辰.京津冀城市圈公共服務資源配置與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調效率研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（3）：22-30.

[8]張英男，龍花樓，馬歷，等.城鄉(xiāng)關系研究進展及其對鄉(xiāng)村振興的啟示[J].地理研究，2019，38（3）：578-594.

[9]劉學敏，張生玲.中國企業(yè)綠色轉型：目標模式、面臨障礙與對策[J].中國人口·資源與環(huán)境，2015，25（6）：1-4.

[10]凌慧敏，徐曉林.重塑城鄉(xiāng)關系，合理引導人口遷移[J].學習與實踐，2018（10）：88-94.

[11]譚榮，曲福田.市場與政府的邊界：土地非農(nóng)化治理結構的選擇[J].管理世界，2009（12）：39-47，187.

[12]熊萬勝.城鄉(xiāng)社會：理解中國城鄉(xiāng)關系的新概念[J].文化縱橫，2019（1）：46-53，142.

[13]李仕冀，李秀彬，談明洪.鄉(xiāng)村人口遷出對生態(tài)脆弱地區(qū)植被覆被的影響——以內蒙古自治區(qū)為例[J].地理學報，2015，70（10）：1622-1631.

[14]LONG H L，TU S S，GE D Z， et al. The allocation and management of critical resources in rural China under restructuring： problems and prospects[J]. Journal of rural studies， 2016， 47： 392-412.

[15]TACOLI C. The links between urban and rural development[J].Environment & urbanization，2003，15（1）：3-12.

[16]KENNETH L. Rural-Urban interaction in the developing world[M]. London：Routledge，2005.

[17]陸大道.區(qū)域發(fā)展及其空間結構[M].北京：科學出版社，1995.

[18]樊杰.我國主體功能區(qū)劃的科學基礎[J].地理學報，2007（4）：339-350.

[19]周江燕，白永秀.中國城鄉(xiāng)發(fā)展一體化水平的時序變化與地區(qū)差異分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2014（2）：5-17.

[20]劉守英.鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是對鄉(xiāng)村定位的再認定[J].中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)，2017（6）：28-32.

[21]張旺，周躍云，胡光偉.超大城市“新三化”的時空耦合協(xié)調性分析——以中國十大城市為例[J].地理科學，2013，33（5）：562-569.

[22]李培祥.城市與區(qū)域相互作用機制研究[J].地理科學，2006（2）：2136-2143.

[23]PACE R K，LESAGE J P. A sampling approach to estimate the log determinant used in spatial likelihood problems[J].Journal of geographical systems，2009，11（3）：209-225.

[24]張蔚文，白粵，于晨煒.區(qū)域均衡發(fā)展視角下滇桂邊境城鎮(zhèn)發(fā)展的路徑選擇[J].城市發(fā)展研究，2018，25（4）：1-8.

[25]林毅夫，陳斌開.發(fā)展戰(zhàn)略、產(chǎn)業(yè)結構與收入分配[J].經(jīng)濟學（季刊），2013，12（4）：1109-1140.

[26]陶然，劉明興.中國城鄉(xiāng)收入差距，地方政府開支及財政自主[J].世界經(jīng)濟文匯，2007（2）：1-21.

[27]陳安平，杜金沛.中國的財政支出與城鄉(xiāng)收入差距[J].統(tǒng)計研究，2010，27（11）：34-39.

[28]張彤進，任碧云.包容性金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距——基于中國內地省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2017（5）：90-101.

[29]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究，2011，46（5）：4-16，31.

[30]王穎，孫平軍，李誠固，等.2003年以來東北地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展的時空演化[J].經(jīng)濟地理，2018，38（7）：59-66.

[31]黃賢金.自然資源統(tǒng)一管理：新時代、新特征、新趨向[J].資源科學，2019，41（1）：1-8.

[32]孫焱林，覃飛，陳亞會，等.基于空間計量的地級市政府間城鎮(zhèn)化競爭分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（5）：115-122.

[33]徐博，龐德良.從“善制”走向“善治”：現(xiàn)代財政體制構建的系統(tǒng)思維與價值取向[J].經(jīng)濟學家，2017（8）：80-88.

[34]武小龍，譚清美.城鄉(xiāng)生態(tài)融合發(fā)展：從“策略式治理”到“法治化治理”[J].經(jīng)濟體制改革，2018（5）：67-72.