康珈瑜， 梁留科

(1.河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院， 河南開封 475004；2.洛陽師范學(xué)院中原經(jīng)濟(jì)區(qū)智慧旅游河南省協(xié)同創(chuàng)新中心， 河南洛陽 471934)

長(zhǎng)江流域中游城鄉(xiāng)收入差距時(shí)空演變及影響因素
——以湖南省為例

康珈瑜1,2， 梁留科1,2

(1.河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院， 河南開封 475004；2.洛陽師范學(xué)院中原經(jīng)濟(jì)區(qū)智慧旅游河南省協(xié)同創(chuàng)新中心， 河南洛陽 471934)

采用變異系數(shù)、泰爾指數(shù)、莫蘭指數(shù)、空間分類、空間回歸分析等方法，以市域和縣域級(jí)尺度分析了2000～2014年湖南省城鄉(xiāng)收入差距的時(shí)空分異格局以及影響因素．研究表明，2000～2014年，湖南市域城鄉(xiāng)收入比的變異系數(shù)、泰爾指數(shù)總體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，而湖南縣域的變異系數(shù)、泰爾指數(shù)總體呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)；城鄉(xiāng)收入比在市域和縣域不同尺度下演化趨勢(shì)和過程不同，但最終分布格局相似；市域和縣域城鄉(xiāng)收入比空間關(guān)聯(lián)特征類似，正相關(guān)關(guān)聯(lián)占絕大多數(shù)，分布上大致呈現(xiàn)出西部為HH區(qū)聚集，東部為L(zhǎng)L區(qū)聚集；人均社會(huì)消費(fèi)品零售額、人均郵電業(yè)務(wù)量、農(nóng)業(yè)人均機(jī)械動(dòng)力擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，人均農(nóng)業(yè)效益、城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率減小了城鄉(xiāng)收入差距，人均GDP、人均固定資產(chǎn)投資和人均財(cái)政收入在不同尺度下對(duì)當(dāng)?shù)爻青l(xiāng)收入差距的作用具有不確定性．

城鄉(xiāng)收入差距；不同尺度；時(shí)空格局；原因分析；湖南省

城鄉(xiāng)收入比是測(cè)度城鄉(xiāng)收入差距的一個(gè)關(guān)鍵指標(biāo). 2012年9月， 《社會(huì)管理藍(lán)皮書——中國(guó)社會(huì)管理創(chuàng)新報(bào)告No.1》發(fā)布， 我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入比達(dá)到3.3， 城鄉(xiāng)收入差距有進(jìn)一步擴(kuò)大的趨勢(shì)[1]. 近年來， 隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展， 人民生活水平逐步改善， 但城鄉(xiāng)收入差距越來越大已經(jīng)是不爭(zhēng)的現(xiàn)實(shí)， 甚至成為全球最大的城鄉(xiāng)收入差距國(guó)家之一[2-5]. 因此， 在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以及新型城鎮(zhèn)化的政策背景下， 遏制城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的趨勢(shì)， 統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展， 是我國(guó)當(dāng)前需要迫切解決的問題.

總體來說， 我國(guó)學(xué)者對(duì)城鄉(xiāng)收入差距研究的內(nèi)容主要是指標(biāo)測(cè)度、 特征分析、 原因分析以及政策建議等. 對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距的研究方法一般主要有泰爾指數(shù)[6-8]、 變異系數(shù)[9-10]、 基尼系數(shù)[11]、 回歸分析[12-13]、 庫(kù)茲涅茲曲線[14]等， 近些年也有綜合多樣研究方法[15-16]. 在指標(biāo)選取方面， 既有城鄉(xiāng)收入差別的絕對(duì)數(shù)[17]、 相對(duì)數(shù)[18]， 又有城鄉(xiāng)差別系數(shù)[19]. 在特征分析方面， 美國(guó)、 日本等發(fā)達(dá)國(guó)家， 他們的城鄉(xiāng)收入差距是先增大后縮小， 最后直至城鄉(xiāng)收入比小于1[20]， 我國(guó)自改革開放以來城鄉(xiāng)收入差距發(fā)展趨勢(shì)多變， 20世紀(jì)70年代末到80年代初先縮小， 而在 80年代中期到90年代中期這期間呈擴(kuò)大趨勢(shì)， 在90年代后期低位短暫徘徊之后至今城鄉(xiāng)收入差距就呈擴(kuò)大趨勢(shì)[21]； 在空間分異格局上， 我國(guó)城鄉(xiāng)收入比分布狀況呈現(xiàn)西高東低、 南高北低、 中部最大的特點(diǎn)， 具有較顯著的全局正相關(guān)關(guān)聯(lián)， 有顯著空間集聚特征[16].東部地區(qū)隨著人均GDP增長(zhǎng)將縮小東部區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距， 而從全國(guó)范圍和中西部地區(qū)角度看， 經(jīng)濟(jì)的發(fā)展將拉大當(dāng)?shù)爻青l(xiāng)收入差距[14]. 在影響因素方面， 一般認(rèn)為城鄉(xiāng)二元制結(jié)構(gòu)[22]、 城鄉(xiāng)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)度[23]、 政府財(cái)政與政策對(duì)城市的傾斜[24-27]、 社會(huì)財(cái)富分配等級(jí)[28]、 城鄉(xiāng)要素生產(chǎn)率和配置的不同[29-31]、 農(nóng)村勞動(dòng)力向城市流動(dòng)[32]、 城市化進(jìn)程[33-34]等擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距， 提高初次分配中勞動(dòng)報(bào)酬所占的比重[26]、 加大對(duì)農(nóng)村的財(cái)政與政策傾斜[35]、 加快城市化進(jìn)程[12,36]、 等縮小了城鄉(xiāng)收入差距.還有另外一部分學(xué)者認(rèn)為, 城市化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是有不確定性的[37]. 總的來說， 以特征分析和原因分析的論文居多， 著重于對(duì)現(xiàn)象的解釋和未來趨勢(shì)的預(yù)測(cè). 在空間尺度上， 普遍以市域?yàn)閱挝唬?較少有以縣域?yàn)閱挝坏难芯浚?市域和縣域兩種不同的空間尺度綜合對(duì)比研究也較為少見.

湖南省地處我國(guó)華中地區(qū)， 長(zhǎng)江中游， 人口眾多， 工農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)較為發(fā)達(dá)， 是長(zhǎng)江流域中游發(fā)展過程的縮影. 進(jìn)入21世紀(jì)， 湖南省經(jīng)濟(jì)在飛速發(fā)展的同時(shí)， 城鄉(xiāng)收入差距也在不斷地?cái)U(kuò)大， 農(nóng)村居民未能充分享受經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來的紅利[22,35,38]， 甚至出現(xiàn)有些地區(qū)部分農(nóng)村居民“逃離”農(nóng)村的情況. 基于此， 本文采用變異系數(shù)、 泰爾指數(shù)、 莫蘭指數(shù)、 空間自相關(guān)等研究方法， 對(duì)湖南省市域和縣域城鄉(xiāng)收入差距分布狀況進(jìn)行分析歸納， 分析其時(shí)空演變規(guī)律， 以期為調(diào)控湖南省以及長(zhǎng)江流域中游城鄉(xiāng)收入差距提供一定的理論支撐.

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文選用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比即城鄉(xiāng)收入比作為測(cè)度城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo). 數(shù)據(jù)來源主要是2001～2015年的《中國(guó)縣市社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、 2001～2015年湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒， 以及相應(yīng)年份湖南省的縣市統(tǒng)計(jì)公報(bào)和統(tǒng)計(jì)年鑒， 少量數(shù)據(jù)經(jīng)推算獲取.

1.2 主要研究方法

1.2.1 泰爾指數(shù)與變異系數(shù)

泰爾指數(shù)和變異系數(shù)可以對(duì)不同尺度下的城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行測(cè)度， 其數(shù)值越大， 則表明離散程度越大. 泰爾指數(shù)和變異系數(shù)的計(jì)算公式分別如下：

(1)

(2)

式中，T為泰爾指數(shù)；Cv為變異系數(shù)；n為研究單位數(shù)；yi是第i個(gè)單位的城鄉(xiāng)收入比.

1.2.2 莫蘭指數(shù)

全局空間自相關(guān)概括了在一個(gè)總的空間范圍內(nèi)空間依賴的程度， 其常用的關(guān)聯(lián)指標(biāo)為Moran'sI， 計(jì)算公式如下：

(3)

1.2.3 空間常系數(shù)回歸

根據(jù)要素的空間相關(guān)關(guān)系進(jìn)行空間常系數(shù)回歸分析， 以分析影響湖南省市域和縣域城鄉(xiāng)收入差距的主要影響因子. 常用的空間回歸模型為空間滯后模型(SLM)與空間誤差模型(SEM)， 并與普通的OLS模型相對(duì)比， 從各種參數(shù)的對(duì)比來選擇最適合的模型.

空間滯后模型(SLM). 這個(gè)模型主要為研究相鄰研究單元的變量對(duì)整個(gè)系統(tǒng)內(nèi)其他單元的同一變量存在影響的情況， 其模型表達(dá)式為

y=ρWy+Xβ+ε

(4)

式中，y為被解釋變量；X為n×k外生解釋變量矩陣；ρ為空間相關(guān)系數(shù)；W為n×n階的空間權(quán)重矩陣；Wy為內(nèi)生變量； 參數(shù)β反映了自變量對(duì)因變量的影響；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量.

空間誤差模型(SEM). 這個(gè)模型適用于殘差項(xiàng)之間有空間自相關(guān)的情形的， 模型表達(dá)式為：

y=βX+ε

(5)

式中，ε=λWε+μ.y為被解釋變量；X為n×k外生解釋變量矩陣；β為截面因變量向量的空間誤差系數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量；W為空間權(quán)重矩陣；λ為空間殘差回歸系數(shù)；μ為正態(tài)分布隨機(jī)誤差向量.

2 時(shí)空格局演變

2.1 時(shí)間格局演變

基于城鄉(xiāng)收入比指標(biāo)， 根據(jù)變異系數(shù)、 泰爾指數(shù)的計(jì)算公式， 分析湖南省市域、 縣域尺度下變異系數(shù)、 泰爾指數(shù)的時(shí)間變動(dòng)情況， 具體見圖1、 圖2. 由圖1、 圖2可知， 湖南省不同尺度的變異系數(shù)和泰爾指數(shù)變化情況均類似， 因此把變異系數(shù)和泰爾指數(shù)兩者一同分析. 從市域視角來看， 湖南省市域城鄉(xiāng)收入比的變異系數(shù)和泰爾指數(shù)由2000年的0.1026和0.021波動(dòng)上升至2014年的0.2040和0.081， 上升幅度較大， 其中均是2011年為相對(duì)頂點(diǎn)， 2012年后稍稍下降. 這表明15年來湖南省市域城鄉(xiāng)收入比地區(qū)間的差異呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì). 從縣域視角來看， 湖南省縣域城鄉(xiāng)收入比的變異系數(shù)和泰爾指數(shù)先由2000年的0.2453和0.0135波動(dòng)上升至2012年的0.3715和0.0284， 再下降至2014年的0.246和0.013， 呈現(xiàn)出先波動(dòng)上升后急劇下降的趨勢(shì)， 至2014年的數(shù)據(jù)情況幾乎與2000的持平. 通過對(duì)比市域和縣域的變異系數(shù)和泰爾指數(shù)情況， 湖南省縣域城鄉(xiāng)收入比的變異系數(shù)和泰爾指數(shù)要明顯比市域的高， 這表明湖南省縣域的城鄉(xiāng)收入比的地區(qū)間差異要比市域的大， 情況更復(fù)雜.

圖1 2000～2014年城鄉(xiāng)收入比變異系數(shù)折線圖

圖2 2000～2014年泰爾指數(shù)折線圖

2.2 空間格局演變

2.2.1 空間分異格局演變

我國(guó)自1998年以來， 城鄉(xiāng)居民收入比均大于2.5[16].基于此， 根據(jù)全國(guó)和國(guó)際經(jīng)驗(yàn)， 將湖南省市域和縣域城鄉(xiāng)收入比數(shù)據(jù)分為四類：<1.5的為低城鄉(xiāng)收入比； 1.5～2.5為中城鄉(xiāng)收入比； 2.5～3.5為高城鄉(xiāng)收入比； >3.5為極高城鄉(xiāng)收入比. 因此， 根據(jù)上述城鄉(xiāng)居民收入比的分類， 運(yùn)用ArcGIS10.2軟件， 繪制湖南省市域和縣域城鄉(xiāng)收入比分布圖， 將城鄉(xiāng)收入比分布情況分為4類.

由圖3可知， 湖南市域城鄉(xiāng)收入比分布情況如下：城鄉(xiāng)收入比大于2.5的地區(qū)個(gè)數(shù)先增加后減少， 先由湖南省北部擴(kuò)張至湖南省大部， 至2014年急劇收縮至湖南西部一隅； 而城鄉(xiāng)收入比小于2.5的地區(qū)則先由湖南南部轉(zhuǎn)移至湖南中部， 至2014年擴(kuò)張至湖南省東部和中部. 總的來說， 湖南省市域單元城鄉(xiāng)收入較高的個(gè)數(shù)少， 城鄉(xiāng)收入較低的個(gè)數(shù)多， 呈現(xiàn)出較好的空間分布格局.

圖3 2000、 2005、 2010、 2014年市域城鄉(xiāng)收入差距的分布格局

由圖4可知， 從湖南省縣域城鄉(xiāng)收入比分布現(xiàn)狀來看， 湖南省相對(duì)較高城鄉(xiāng)收入差距區(qū)的個(gè)數(shù)少， 相對(duì)較低城鄉(xiāng)收入差距區(qū)的個(gè)數(shù)多. 2014年末， 在湖南省縣域， 有30個(gè)地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比大于2.5， 占到研究單元總數(shù)的31%， 其中極高城鄉(xiāng)收入差距區(qū)極少， 為2個(gè)； 中城鄉(xiāng)收入差距區(qū)共有54個(gè)， 占到研究單元總數(shù)的61.3%， 是占研究單元最多的； 低城鄉(xiāng)收入差距區(qū)數(shù)量?jī)H為4個(gè)， 全部位于長(zhǎng)株潭城市群， 處于湖南省經(jīng)濟(jì)核心區(qū). 總的來說， 2014年湖南省縣域城鄉(xiāng)收入情況較好， 低和中城鄉(xiāng)收入差距區(qū)占62.5%， 成為中堅(jiān)力量， 這高和較高城鄉(xiāng)收入差距區(qū)僅占37.5%， 處于少數(shù).這與我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的趨勢(shì)相反.

圖4 2000、 2005、 2010、 2014年縣域城鄉(xiāng)收入差距的分布格局

從湖南省縣域城鄉(xiāng)收入比變化情況來看， 2000年， 城鄉(xiāng)居民收入比大于2.5的研究單元大多分布于湖南省西部、 中部以及東南部， 其中城鄉(xiāng)收入比大于3.5的主要分布于湖南省西部以及東南部. 至2014年， 在15年的變化過程中城鄉(xiāng)收入比大于2.5的研究單元先向東向北較小幅度擴(kuò)張， 再急劇向東收縮， 最終形成西部高城鄉(xiāng)收入差距聚集區(qū)， 數(shù)量上從2000年的45個(gè)先增加至2010年的53個(gè)， 再減少到2014年的30個(gè). 城鄉(xiāng)收入比大于3.5的研究單元先在湖南西部、 中部以及南部急速擴(kuò)張， 至2010年， 由2000年的12個(gè)增加至31個(gè)； 而在2014年極高城鄉(xiāng)收入差距區(qū)急劇減少為2個(gè)， 減少幅度非常大. 從上面分析可知， 湖南省縣域城鄉(xiāng)收入差距情況要比市域的復(fù)雜.15年來， 湖南省縣域城鄉(xiāng)居民收入差距有明顯縮小的趨勢(shì)， 至2014年， 甚至出現(xiàn)了低城鄉(xiāng)收入差距區(qū)， 這表明湖南省城鄉(xiāng)收入差距情況較為樂觀.

2.2.2 空間分異格局演變

根據(jù)ESDA分析方法， 將湖南市域和縣域城鄉(xiāng)收入比數(shù)據(jù)帶入Geo-Da軟件進(jìn)行分析， 得到2000～2014年的莫蘭指數(shù)數(shù)據(jù)， 見表1. 縣域和市域城鄉(xiāng)收入比Moran'I指數(shù)均大于0.1， 且其Z值均超過0.05置信水平的臨界值1.96. 因此, 無論縣域和市域城鄉(xiāng)收入比空間分布上都有一定的空間集聚性. 為進(jìn)一步研究各縣域和市域研究單元的空間關(guān)聯(lián)特性， 繪制Moran'I散點(diǎn)圖， 依據(jù)研究單元與其相鄰研究單元的空間關(guān)聯(lián)關(guān)系， 把各個(gè)研究單元?dú)w為以下4類：①HH區(qū)(懸殊型). 研究單元與臨近研究單元的城鄉(xiāng)收入比均表現(xiàn)為較高， 且呈正相關(guān)關(guān)聯(lián)特征. ②LL區(qū)(協(xié)調(diào)型). 研究單元自身與相鄰研究單元城鄉(xiāng)收入比均較低， 二者呈正相關(guān)關(guān)聯(lián)特征. ③LH區(qū)(空心型). 研究單元本身城鄉(xiāng)收入比較低， 而相鄰的研究單元城鄉(xiāng)收入比較高， 空間上呈現(xiàn)出四周高而中心低的負(fù)相關(guān)關(guān)聯(lián)特征. ④HL區(qū)(極化型). 與LH區(qū)空間特征相反， 市域或縣域研究單元本身收入差距大， 而相鄰研究單元收入差距小， 空間上表現(xiàn)為四周低而中心高的負(fù)相關(guān)關(guān)聯(lián)特征.

表1 2000～2014年湖南省城鄉(xiāng)收入比莫蘭指數(shù)折線圖

如圖5， 從湖南省市域城鄉(xiāng)收入比的空間關(guān)聯(lián)分布情況來看， 2000年懸殊型(6)>協(xié)調(diào)型(4) >極化型(3) >空心型(1)； 2005年協(xié)調(diào)型(6)>懸殊型(4)> 極化型(3) >空心型(1)； 2010年協(xié)調(diào)型(5)>懸殊型(4)=空心型(4)>極化型(1)； 2014年協(xié)調(diào)型(7)>懸殊型(4)>空心型(2)>極化型(1). 這說明湖南省市域城鄉(xiāng)收入空間關(guān)聯(lián)格局情況有了較大的改善， 至2014年LL區(qū)的個(gè)數(shù)大于HH區(qū)的個(gè)數(shù)， 扭轉(zhuǎn)了2000年的HH區(qū)數(shù)量大于LL區(qū)的情況， 各地區(qū)城鄉(xiāng)收入比的不均衡性有增大的趨勢(shì)， 向低城鄉(xiāng)收入比地區(qū)增多的情況轉(zhuǎn)變.

如圖6， 從湖南省縣域城鄉(xiāng)收入比的空間關(guān)聯(lián)分布情況來看， 2000年協(xié)調(diào)型(36)>懸殊型(25)>空心型(14)>極化型(13)； 2005年協(xié)調(diào)型(40)>懸殊型(30)>空心型(12)>極化型(6)； 2010年協(xié)調(diào)型(35)>懸殊型(26)>空心型(16)>極化型(11)； 2014年協(xié)調(diào)型(38)>懸殊型(24)>空心型(15)>極化型(11). 從整體來看， 湖南省縣域城鄉(xiāng)收入差距發(fā)展格局不均衡， 表現(xiàn)在城鄉(xiāng)收入比高的研究單元往往和城鄉(xiāng)收入比高的研究單元為鄰，

圖5 2000、 2005、 2010、 2014年市域城鄉(xiāng)收入比空間關(guān)聯(lián)格局

圖6 2000、 2005、 2010、 2014年縣域城鄉(xiāng)收入比空間關(guān)聯(lián)格局

而城鄉(xiāng)收入比低的研究單元?jiǎng)t往往與城鄉(xiāng)收入比低的研究單元為鄰. 從這四個(gè)節(jié)點(diǎn)的各個(gè)種類的數(shù)量分析上看， 城鄉(xiāng)收入比分布不均衡性有逐漸減弱趨勢(shì). 在空間分布上， HH區(qū)(懸殊型)主要分布于湖南省西部， LL區(qū)(協(xié)調(diào)性)主要分布于湖南省東部， LH區(qū)(空心型)和HL區(qū)(極化型)數(shù)量較少， 零星分布于LL區(qū)(協(xié)調(diào)性)和HH(懸殊型)區(qū)之間. 其中， 15年來顯著HH區(qū)遵循集聚-離散-集聚的演變模式， 顯著LL區(qū)則主要呈現(xiàn)出離散到集聚的演變特點(diǎn).

3 影響因素分析

城鄉(xiāng)收入比的空間分布受多方面因素共同影響， 如經(jīng)濟(jì)、 工業(yè)化、 農(nóng)業(yè)等因素. 結(jié)合前人的研究成果， 本文選擇以下指標(biāo)作為解釋變量. 城鄉(xiāng)收入比與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有密切關(guān)系， 因此選擇人均GDP(PCG)和人均社會(huì)消費(fèi)品零售額(PCSG)反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響； 政府的政策引導(dǎo)和經(jīng)濟(jì)投入對(duì)一個(gè)地區(qū)城鄉(xiāng)收入情況起到不可忽視的作用， 以人均固定資產(chǎn)投資(PCIA)和人均地方財(cái)政收入(PCFR)作為代表政府因素的變量； 由于區(qū)域城鄉(xiāng)收入比的情況受農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高影響， 因而， 選取人均農(nóng)業(yè)效益(PCAB)和農(nóng)業(yè)人均機(jī)械動(dòng)力(PCAP)來反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平提高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響； 城鎮(zhèn)化、 工業(yè)化進(jìn)程的不斷加快也深刻地影響著城鄉(xiāng)收入差距的變化， 因此選擇城鎮(zhèn)化率(UR)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(NAIR)兩個(gè)指標(biāo)來反映城鎮(zhèn)化、 工業(yè)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的變化； 信息化是拉開城鄉(xiāng)收入差距的重要推動(dòng)力， 因此人均郵電總量(PCPT)這個(gè)指標(biāo)反映信息化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的變動(dòng)影響.

3.1 影響因子空間系數(shù)回歸分析

考慮到回歸分析的綜合性， 將15年來湖南省各個(gè)研究單位城鄉(xiāng)收入比的數(shù)值以及9個(gè)影響因子的數(shù)值做平均值處理. 然后分別運(yùn)用OLS模型、 空間滯后模型和空間誤差模型， 采用經(jīng)過平均值計(jì)算的湖南省市域和縣域各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)， 結(jié)果如表2所示.

由表1的檢驗(yàn)結(jié)果來看， 經(jīng)過對(duì)R-squared值、 AIC值和SC值以及各種檢驗(yàn)值的對(duì)比， SEM回歸模型最適合對(duì)市域城鄉(xiāng)收入比這個(gè)因變量進(jìn)行解釋， SLM回歸模型最適合對(duì)縣域城鄉(xiāng)收入比這個(gè)因變量進(jìn)行解釋. 因此， 基于SEM回歸模型和SLM回歸模型， 可分別分析湖南省市域和縣域城鄉(xiāng)收入比空間分布格局的主要影響因子.

從市域尺度SEM模型回歸分析主要參數(shù)來看，

表2 城鄉(xiāng)收入比影響要素的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

人均GDP(PCG)和人均社會(huì)消費(fèi)品零售額(PCSG)參數(shù)值為正值， 其參數(shù)值均為非常顯著. 這說明在市域尺度上區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展拉大了的城鄉(xiāng)之間收入差距. 這是由于隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展， 城鎮(zhèn)化水平的提升， 農(nóng)村居民中最有經(jīng)濟(jì)能力最有文化素質(zhì)的一批人遷往城市成為城鎮(zhèn)居民， 這種趨勢(shì)擴(kuò)大了城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差距,進(jìn)而必然導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大； 人均固定資產(chǎn)投資(PCIA)和人均地方財(cái)政收入(PCFR)的參數(shù)值為負(fù)值， 且人均地方財(cái)政收入(PCFR)的參數(shù)值為非常顯著. 在市域?qū)用嫔希?政府的經(jīng)濟(jì)投入和財(cái)政支持是縮小城鄉(xiāng)收入差距的主要?jiǎng)恿Γ?人均農(nóng)業(yè)效益(PCAB)的參數(shù)值為負(fù)值， 且參數(shù)值為非常顯著， 在市域尺度下農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提升農(nóng)村居民收入并縮小地區(qū)城鄉(xiāng)收入之間的差距； 農(nóng)業(yè)人均機(jī)械動(dòng)力(PCAP)參數(shù)值為正值， 參數(shù)值非常顯著， 這顯示農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的推進(jìn)并未有效推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距的縮小. 按照一般理解， 隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快， 農(nóng)村富余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移城鎮(zhèn)以后， 人均擁有耕地增多， 更有利于實(shí)現(xiàn)規(guī)?；N， 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的推進(jìn)將提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率， 進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)提升， 最終必定促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距的降低. 然而我國(guó)現(xiàn)行的土地制度阻礙了土地自由流轉(zhuǎn)， 無法成規(guī)模集中， 進(jìn)行農(nóng)業(yè)規(guī)?；?產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)， 這也就導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化無法有效地提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)， 此消彼長(zhǎng)之下反而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距； 城鎮(zhèn)化率(UR)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(NAIR)的參數(shù)值為負(fù)， 且城鎮(zhèn)化率(UR)參數(shù)值為非常顯著. 從現(xiàn)實(shí)情況看， 2000年以來， 湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化， 城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷加快， 經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型有序進(jìn)行， 城鄉(xiāng)居民收入水平在穩(wěn)步提升的同時(shí)兩者之間的差距有所減?。?人均郵電總量(PCPT)的參數(shù)值為正， 參數(shù)值為非常顯著. 信息化水平的提升反而拉大了城鄉(xiāng)收入差距， 由此看出， 在當(dāng)今信息化技術(shù)不斷融入城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的各項(xiàng)事業(yè)中， 雖然有利于城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和提升， 但對(duì)城鎮(zhèn)的影響遠(yuǎn)大于農(nóng)村. 相對(duì)于農(nóng)村， 城市對(duì)信息具有天然的敏感和接受優(yōu)勢(shì)， 在信息社會(huì)下信息就意味著財(cái)富， 因此就不難理解隨著地區(qū)信息化水平的提高， 城鄉(xiāng)收入比會(huì)被拉大.

從縣域尺度SLM模型回歸分析主要參數(shù)來看， 除人均GDP(PCG)、 人均固定資產(chǎn)投資(PCIA)和人均地方財(cái)政收入(PCFR)參數(shù)值正負(fù)與市域的有差異之外， 其他指標(biāo)參數(shù)值正負(fù)均無差異. 相對(duì)于市域來說， 參數(shù)值為顯著或特別顯著的自變量較少， 這說明影響縣域城鄉(xiāng)收入差距的因素更為復(fù)雜. 在縣域尺度下， 人均GDP(PCG)參數(shù)值為負(fù)， 且為非常顯著. 經(jīng)濟(jì)的的持續(xù)發(fā)展縮小著縣域城鄉(xiāng)之間的收入差距， 隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展， 工業(yè)化進(jìn)程不斷加快， 出現(xiàn)大量勞動(dòng)崗位缺口， 農(nóng)村富余勞動(dòng)力在農(nóng)閑時(shí)進(jìn)城務(wù)工， 提高了農(nóng)村居民收入， 進(jìn)而縮小下城鄉(xiāng)收入差距. 人均固定資產(chǎn)投資(PCIA)和人均地方財(cái)政收入(PCFR)參數(shù)值為正， 且為非常顯著. 政府的宏觀引導(dǎo)加大了縣域城鄉(xiāng)收入差距， 從現(xiàn)實(shí)情況看， 縣級(jí)單元相對(duì)于市級(jí)單元產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱， 經(jīng)濟(jì)水平欠佳， 處于羅斯托理論中的起飛階段， 這一階段城鎮(zhèn)是縣域潛在的極化中心， 因此政府在政策上必定向城鎮(zhèn)傾斜， 這使得城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)較為迅速地發(fā)展， 城鎮(zhèn)居民收入提高， 而農(nóng)村居民收入則原地踏步， 最終導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的拉大.

3.2 綜合原因分析

基于上述回歸模型對(duì)湖南省市域和縣域城鄉(xiāng)收入比的影響因子分析， 結(jié)湖南省城鄉(xiāng)收入比的空間分布情況， 本文從區(qū)位條件、 經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與工業(yè)化、 信息化等方面進(jìn)行原因分析.

3.2.1 區(qū)位條件的影響

一般而言， 優(yōu)勢(shì)的交通區(qū)位條件有利于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距的縮小， 而劣勢(shì)的交通區(qū)位條件則不利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的改善與城鄉(xiāng)收入差距的縮小. 從湖南省城鄉(xiāng)收入比的空間分布格局看， 低、 較低城鄉(xiāng)收入差距區(qū)主要分布在湖南省的東部， 有較好的空間關(guān)聯(lián)效果， 如長(zhǎng)沙、 衡陽、 郴州、 湘潭等地處于湖南省經(jīng)濟(jì)精華區(qū)， 且是京廣、 滬昆鐵路交匯處， 承接?xùn)|西交通南北， 具有聯(lián)系全國(guó)各經(jīng)濟(jì)區(qū)、 城市群的作用， 因而低或較低城鄉(xiāng)收入差距區(qū)多集中在這一帶. 其他一些處于湖南中西部的城鄉(xiāng)收入差距較低的縣市， 基本上是區(qū)位優(yōu)勢(shì)較為明顯或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高的區(qū)域， 如洪江市. 湖南省城鄉(xiāng)收入比高或較高的研究單元， 大多處在湖南省中西部的山區(qū)偏遠(yuǎn)地帶以及交通閉塞的地區(qū)， 離省會(huì)城市、 經(jīng)濟(jì)強(qiáng)市較遠(yuǎn)的也較多， 這與地形上造成的區(qū)位劣勢(shì)以及經(jīng)濟(jì)互動(dòng)較弱的情況是分不開的.

3.2.2 經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的支撐

一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)支撐的強(qiáng)弱將較大影響著該地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的高低. 從湖南省城鄉(xiāng)收入比空間分異的格局與空間關(guān)聯(lián)格局看， 低或較低城鄉(xiāng)收入差距區(qū)主要分布于湖南省東部經(jīng)濟(jì)精華地區(qū)， 且產(chǎn)生了正向的空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)并較為集聚分布. 從現(xiàn)實(shí)情況看， 東部地區(qū)的研究單元經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好， 產(chǎn)業(yè)層級(jí)較高， 經(jīng)濟(jì)發(fā)展后勁十足， 在這些顯著優(yōu)勢(shì)的支撐下其城鄉(xiāng)收入差距較小. 相對(duì)應(yīng)的從城鄉(xiāng)收入比高或較高的區(qū)域分布情況來看， 在湖南省中西部除經(jīng)濟(jì)發(fā)展核心地區(qū)之外， 空間分布上基本上是高或較高城鄉(xiāng)收入差距區(qū)的集聚地. 湖南中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展普遍相對(duì)落后， 經(jīng)濟(jì)體量較小且經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的綜合實(shí)力不強(qiáng)， 仍處在羅斯托理論中的起飛階段， 當(dāng)?shù)卣^于關(guān)注城鎮(zhèn)的發(fā)展， 對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)情況重視度不夠， 因而造成了這些區(qū)域城鄉(xiāng)收入比偏高.

3.2.3 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的影響

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化對(duì)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)收入的影響至為關(guān)鍵， 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)業(yè)機(jī)械化的推廣配合土地較為自由流轉(zhuǎn)的政策， 能大幅度地提高農(nóng)民經(jīng)濟(jì)收入， 對(duì)本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小起到了促進(jìn)作用. 在湖南省東部地區(qū)和北部地區(qū)， 土地平整、 技術(shù)力量雄厚， 且政府支持農(nóng)業(yè)力度較大， 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程不斷加快， 生產(chǎn)效率不斷提高， 推動(dòng)了農(nóng)村居民收入的提升. 而在湖南省中西部的一些資源優(yōu)勢(shì)度不高、 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱、 土地流轉(zhuǎn)政策推進(jìn)不到位的地區(qū)， 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程緩慢， 城鄉(xiāng)要素流通不佳， 對(duì)外的經(jīng)貿(mào)聯(lián)系缺乏， 城鎮(zhèn)對(duì)農(nóng)村的反哺作用不強(qiáng)， 造成鄉(xiāng)村居民的致富手段不多， 一年四季“伺候”土地， 這導(dǎo)致該地區(qū)農(nóng)村居民收入提升緩慢.

3.2.4 城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的帶動(dòng)

城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快和工業(yè)化率的提升是區(qū)域現(xiàn)代化水平提升的重要標(biāo)志. 現(xiàn)今我國(guó)積極推新型城鎮(zhèn)化和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的戰(zhàn)略布局， 足見城鎮(zhèn)化與工業(yè)化對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動(dòng)作用. 低或較低城鄉(xiāng)收入差距區(qū)處在城鎮(zhèn)化和工業(yè)化發(fā)展的中級(jí)或者較高級(jí)的發(fā)展階段， 城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快， 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到較大的優(yōu)化， 經(jīng)濟(jì)發(fā)展的人口支撐和產(chǎn)業(yè)支撐力量雄厚， 如長(zhǎng)株潭地區(qū)以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)， 制造業(yè)和服務(wù)業(yè)為主體， 形成較為優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 這促成了該地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距偏低. 反之， 位于中西部城鎮(zhèn)化進(jìn)程和工業(yè)化提升緩慢的廣大地區(qū)則城鄉(xiāng)收入差距偏高.

3.2.5 信息化的負(fù)面影響

信息化是信息技術(shù)革命后促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量， 通過對(duì)海量信息的篩選， 大大提升城鄉(xiāng)發(fā)展和決策的效率， 為城鄉(xiāng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)各方面的優(yōu)化協(xié)調(diào)提供了重大支持. 一般而言， 城市密布各種工業(yè)門類以及復(fù)雜的產(chǎn)業(yè)鏈， 因而信息化技術(shù)可以較為容易地融入社會(huì)不同的發(fā)展領(lǐng)域， 產(chǎn)生更高的價(jià)值； 反觀農(nóng)村， 產(chǎn)業(yè)較少， 產(chǎn)業(yè)鏈單一， 且居民接觸信息技術(shù)較少， 信息技術(shù)無法有效在農(nóng)村創(chuàng)造可觀的價(jià)值. 因此， 在城鄉(xiāng)信息融入差異化的情況下， 信息技術(shù)客觀上促進(jìn)了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大.

4 結(jié)論

本文先對(duì)湖南省市域和縣域城鄉(xiāng)收入比的變異系數(shù)和泰爾指數(shù)分析， 得出縣域城鄉(xiāng)收入差距的地區(qū)間差異要比市域的大， 且變化趨勢(shì)也較大不同； 然后對(duì)湖南市域和縣域城鄉(xiāng)收入差距的分布情況進(jìn)行分析， 發(fā)現(xiàn)湖南省市域尺度和縣域尺度下的城鄉(xiāng)收入比的演變過程不同但分布情況大致類似. 市域的變化特征較為明顯， 而縣域的則內(nèi)部分布結(jié)構(gòu)更為復(fù)雜， 形成多個(gè)不同的圈層分布結(jié)構(gòu). 值得注意的是， 在2000年和2005年， 市域城鄉(xiāng)收入差距分布情況和縣域的分布情況有明顯差異. 在空間分布的基礎(chǔ)上再對(duì)其進(jìn)行空間關(guān)聯(lián)研究， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)市域各地區(qū)城鄉(xiāng)收入比的不均衡性有增大的趨勢(shì).縣域的則有減小的趨勢(shì)， 空間關(guān)聯(lián)類型上兩種尺度均以正相關(guān)為主， 具有明顯的集聚性， 顯著空間關(guān)聯(lián)類型區(qū)也以正相關(guān)類型為主； 最后對(duì)15年來湖南省市域和縣域城鄉(xiāng)收入比的分布情況進(jìn)行影響因素分析得出：人均社會(huì)消費(fèi)品零售額、 人均郵電業(yè)務(wù)量、 農(nóng)業(yè)人均機(jī)械總動(dòng)力擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距， 人均農(nóng)業(yè)效益、 城鎮(zhèn)化率、 工業(yè)化率減小了城鄉(xiāng)收入差距， 人均GDP在市域范圍內(nèi)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距， 在縣域范圍內(nèi)減小城鄉(xiāng)收入差距， 而人均固定資產(chǎn)投資和人均財(cái)政收入在市域范圍內(nèi)減小城鄉(xiāng)收入差距， 在縣域范圍內(nèi)則擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距.

目前， 對(duì)地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的研究較多， 然大多是局限于單一尺度的研究， 多尺度研究尚較為少見. 本文從不同尺度、 多個(gè)方面入手， 對(duì)湖南省城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行較為詳細(xì)地研究， 發(fā)現(xiàn)省內(nèi)城鄉(xiāng)收入比不同地區(qū)之間的差異， 并探索城鄉(xiāng)收入差異形成的機(jī)制， 為湖南省以及長(zhǎng)江流域類似地區(qū)的城鄉(xiāng)收入格局優(yōu)化提供了理論依據(jù). 在區(qū)域的選擇上雖然具有一定的代表性， 卻仍然有所選區(qū)域過小的局限性， 進(jìn)一步探索整個(gè)長(zhǎng)江流域城鄉(xiāng)收入差距的情況是今后研究的方向.

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[責(zé)任編輯 李繼峰]

Temporal and Spatial Patterns Evolution and Its Affecting Factors of Urban-rural Income Difference: the Case of Hunan Province

KANG Jia-yu1,2, LIANG LIU-ke1,2

(1. College of Environment and Planning, Henan University, Kaifeng 475004, China; 2. Collaborative Innovation Center of Smart Tourism of Central Plains Economic Region in Henan Province, Luoyang 471934, China)

In this paper, we use CV, Theil Index, Moran’s I, spatial classification and spatial regression analysis to examine the spatial and temporal variation characteristics and the influence factors of urban-rural income difference at city scale and county scale in Hunan province from 2000 to 2014. The results are summarized as follows. (1) From the calculation results of CV and Theil index, we find that the results are gradually rising at city scale, the results are rising first and falling next at county scale. (2) From the spatial distribution characteristics, the urban-rural income ratio spatial variation trend is different in different scales. (3) The spatial correlation pattern of urban-rural income ratio is similar in city scale and county scale, most research units have the characteristics of the positive correlation, LL regions and HH regions distributed stable and making themselves unit agglomerate together. HH regions mostly distributed in the west of Hunan province, and LL regions mostly distributed in the east of Hunan province. (4) Per capita social retail sales of consumer goods, per capita of posts and telecommunications business and agricultural mechanical power per head all have positive effects on urban-rural income rate; Per capita agricultural benefits, urbanization rate and rate of industrialization have negative effect on urban-rural income rate; Whereas, per Capita GDP, Per capita investment in fixed assets and average financial revenue have different effect on urban-rural income rate at different scale.

urban-rural income difference; different scales; temporal and spatial pattern; reason analysis; Hunan province

2017-04-05

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(15BJY130)

康珈瑜(1992—)， 男， 河南漯河人， 碩士研究生.

梁留科(1962—)， 男， 河南宜陽人， 教授, 博士生導(dǎo)師. 研究方向： 旅游地理、 智慧旅游.

F291

A

1009-4970(2017)08-0041-09