呂 丹，汪文瑜

(東北財經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，遼寧 大連 116025)

中國城鄉(xiāng)一體化與經(jīng)濟發(fā)展水平的協(xié)調(diào)發(fā)展研究

呂 丹，汪文瑜

(東北財經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，遼寧 大連 116025)

摘 要：本文運用全局主成分分析，在對城鄉(xiāng)一體化程度測度的基礎(chǔ)上進行了東中西及東三省四大區(qū)域的城鄉(xiāng)一體化水平影響因素分析；運用VAR模型對全國城鄉(xiāng)一體化與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系進行了分析。研究表明：中國城鄉(xiāng)一體化水平在空間上具有較強的區(qū)域差異；城鄉(xiāng)經(jīng)濟、人口、社會生活和資源環(huán)境一體化對各區(qū)域城鄉(xiāng)一體化綜合水平的影響程度具有差異性；中國經(jīng)濟發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化之間存在著一種長期協(xié)整、互為因果的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)一體化；經(jīng)濟發(fā)展水平；區(qū)域時空差異；協(xié)調(diào)水平測定

一、引言

從歷史發(fā)展的角度來看，中國是一個比較典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)國家。新中國成立以來，隨著優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的實施以及戶籍分隔管理制度的建立，這種城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)被固化。改革開放后，一系列經(jīng)濟體制改革相繼推行并不斷深化，農(nóng)業(yè)市場化程度雖然大大提高，但是“三農(nóng)”問題仍然嚴(yán)峻，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征依舊明顯。在中國經(jīng)濟發(fā)展取得了巨大進展的同時，城鄉(xiāng)差異的問題得到了部分改善，農(nóng)村經(jīng)濟從不同維度對經(jīng)濟發(fā)展做出了貢獻，而經(jīng)濟的發(fā)展也在一定程度上推動了城鄉(xiāng)差異的弱化。但是，目前中國二元結(jié)構(gòu)問題依舊突出，對于城鄉(xiāng)發(fā)展中的區(qū)域性差異的成因，及其與經(jīng)濟發(fā)展之間的時空關(guān)系的探討，對于未來中國的城鄉(xiāng)全面統(tǒng)籌，以及在此過程中對于經(jīng)濟發(fā)展的不同時空秩序下的作用方向等的布局和規(guī)劃，都有極其重要的作用。黨的十九大報告在談到中國面臨的困難和挑戰(zhàn)時，提到“發(fā)展不平衡不充分的一些突出問題尚未解決，……城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距依然較大”，在“兩個百年”建設(shè)的第一個階段的發(fā)展規(guī)劃中，明確提出了實現(xiàn)“城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和居民生活水平差距顯著縮小”的發(fā)展目標(biāo)?？梢?，無論從問題還是目標(biāo)導(dǎo)向的角度來看，區(qū)域城鄉(xiāng)一體化的發(fā)展都將在一定時期內(nèi)持續(xù)成為我國社會主義現(xiàn)代化建設(shè)中的一個重要問題。本文從區(qū)域時空發(fā)展非均衡化的視角，對城鄉(xiāng)一體化和經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關(guān)系，進行較為深入的研究，旨在探索基于差異化發(fā)展戰(zhàn)略的城鄉(xiāng)一體化推進的機理并提出建議。

目前，國內(nèi)較多學(xué)者集中于對城鄉(xiāng)一體化內(nèi)涵及其實現(xiàn)程度進行研究，并各有側(cè)重。有學(xué)者對城鄉(xiāng)一體化的某個維度進行了測度，比如吳豐華等(2015)[1]從基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障、城鄉(xiāng)就業(yè)和住房保障、社會管理與文化共享五方面測度了城鄉(xiāng)社會一體化水平。而李明秋、郎學(xué)斌(2010)[2]將城鄉(xiāng)一體化水平納入城市化質(zhì)量體系，俞云峰(2010)[3]將城鄉(xiāng)統(tǒng)籌水平納入城市化發(fā)展水平綜合評價指標(biāo)體系。在城鄉(xiāng)一體化與經(jīng)濟發(fā)展的互動關(guān)系研究領(lǐng)域，部分集中于經(jīng)濟發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距方面。王少平和歐陽志剛(2007)[4]應(yīng)用面板協(xié)整模型，揭示了我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系。陳敏輝(2011)[5]基于我國省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)，運用系統(tǒng)GMM分析法進行了城鄉(xiāng)收入差距對中國經(jīng)濟增長的影響機制研究。程莉、劉志文(2013)[6]運用計量模型研究了地區(qū)經(jīng)濟差距對城鄉(xiāng)收入差距的影響。大部分相關(guān)研究表明，城鄉(xiāng)一體化與經(jīng)濟增長存在動態(tài)關(guān)系。在經(jīng)濟水平低的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長有正向影響，在經(jīng)濟水平高的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長有負(fù)面影響。而經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)倒U型。

趙玉等(2007)[7]定量研究了中國經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌之間的關(guān)聯(lián)性、因果性、互動性。現(xiàn)有實證研究多以某個省為研究對象，朱允衛(wèi)和黃祖輝(2006)[8]、蔡雪雄(2008)[9]分別就浙江省、福建省的數(shù)據(jù)，對經(jīng)濟發(fā)展和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌互動關(guān)系進行了實證分析，證實城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與經(jīng)濟發(fā)展之間存在因果關(guān)系，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌可以促進經(jīng)濟發(fā)展，但經(jīng)濟發(fā)展并不會自動縮小城鄉(xiāng)差距。王業(yè)斌(2012)[10]在黃祖輝的基礎(chǔ)上，運用VAR模型對廣西城鄉(xiāng)一體化與經(jīng)濟發(fā)展做了實證研究并提出對策建議。也有較多研究從區(qū)域角度出發(fā)，如，賈興梅、劉俊杰、賈偉(2015)[11]運用空間計量的方法，證明了城鄉(xiāng)一體化與區(qū)域經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性。李建國、李智慧(2017)[12]進行了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展與城鄉(xiāng)一體化的中國探索。

既有的研究大多集中在以某一區(qū)域為研究范圍的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系的測度上。一方面，這類研究容易忽視時間和空間因素對于二者之間關(guān)系的不同作用維度和結(jié)果，往往得出一個統(tǒng)一的結(jié)論，而不能分別從長期和短期、不同區(qū)域范圍內(nèi)的時空差異視角下的系統(tǒng)研究結(jié)論。另一方面，在對城鄉(xiāng)一體化的測度過程中，較多文獻選取的更偏向于工業(yè)化指標(biāo)，將工業(yè)化與城鄉(xiāng)一體化混為一談。也有偏向于城鎮(zhèn)化指標(biāo)，簡單將城鄉(xiāng)一體化理解為城鎮(zhèn)化，而城鎮(zhèn)化其實是城鄉(xiāng)一體化的核心內(nèi)容之一[13]。另外，在指標(biāo)選取的過程中，大多數(shù)指標(biāo)都為顯示性指標(biāo)，比如城鄉(xiāng)人均收入比，而忽略了城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的分析性指標(biāo)[14]，例如一些能夠解釋城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡原因的指標(biāo)，還有造成城鄉(xiāng)差距的引力因素與阻力因素。

基于對既有文獻的梳理和相關(guān)領(lǐng)域的研究過程的分析，本文在對城鄉(xiāng)一體化水平進行測度時，多維度選取指標(biāo)，選擇主成分分析法，盡可能多地保留原始變量的信息，且彼此不相關(guān)，將四個維度指標(biāo)綜合成一個總變量，既方便排序評估，也和下文中的回歸分析結(jié)合。前人研究多是將個體指標(biāo)作為自變量進行回歸，本文選擇將多維度指標(biāo)作為因變量，考察四個子系統(tǒng)對城鄉(xiāng)一體化水平的影響，并突出了不同地區(qū)對不同子系統(tǒng)一體化水平的敏感度差異，從而找到不同地區(qū)提高城鄉(xiāng)一體化水平的側(cè)重點。而在城鄉(xiāng)一體化水平和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系研究方面，國內(nèi)學(xué)者傳統(tǒng)上運用回歸分析的方法，較少考慮到兩個綜合指標(biāo)之間短期和長期關(guān)系的差異性。本文將VAR方法應(yīng)用在關(guān)系分析方面，綜合運用脈沖響應(yīng)法和方差分解法，考察了中國城鄉(xiāng)一體化與經(jīng)濟發(fā)展水平在時序維度上的雙向動態(tài)作用，以期通過這種研究方法的科學(xué)整合和創(chuàng)新，獲得更加可靠、系統(tǒng)的結(jié)論。

綜上，本文旨在對傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)一體化水平的測度方法進行科學(xué)系統(tǒng)的修訂，在測定區(qū)域的城鄉(xiāng)一體化水平的同時，探究這種區(qū)域差異產(chǎn)生的原因，即影響因素的相關(guān)分析。在此基礎(chǔ)上，將城鄉(xiāng)一體化和經(jīng)濟發(fā)展水平，共同放在區(qū)域時空差異化發(fā)展的視野下，分析在長期和短期時序下城鄉(xiāng)一體化水平與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系。

二、修正后的城鄉(xiāng)一體化水平測定

(一)城鄉(xiāng)一體化水平測定指標(biāo)選取與體系構(gòu)建

在閱讀了大量相關(guān)文獻，對既有的城鄉(xiāng)一體化水平測度的既有方法和指標(biāo)體系進行了認(rèn)真梳理之后，本文對城鄉(xiāng)一體化水平評價指標(biāo)體系進行了一定的補充和修訂，注意了以下幾個問題：一是指標(biāo)必須能夠全面展現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化水平；既能反映城鄉(xiāng)各個小系統(tǒng)的發(fā)展情況，又能反映城鄉(xiāng)整體統(tǒng)籌發(fā)展水平；既包含比率指標(biāo)以體現(xiàn)差異性，又包含總量指標(biāo)以體現(xiàn)發(fā)展性[15]。二是本文基于時間序列數(shù)據(jù)，能夠體現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展水平的動態(tài)變化。三是本文希望找到東部、中部、西部、東三省四大地區(qū)之間的城鄉(xiāng)一體化水平差距及其影響因素。

本文將指標(biāo)體系分為總目標(biāo)、維度指標(biāo)、個體指標(biāo)三個層次。本文共選取了23個具體指標(biāo)，指標(biāo)體系構(gòu)成及其含義與計算方法，如表1所示。

本文采用的所有基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于2005-2014年的《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》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及大陸31個省(自治區(qū)、直轄市)(下文簡稱省份)統(tǒng)計年鑒。

本文對數(shù)據(jù)進行了兩種預(yù)處理。根據(jù)指標(biāo)含義和計算方法，先正向處理所有逆指標(biāo)，通過倒數(shù)的方法將其變成正指標(biāo)，與城鄉(xiāng)一體化水平呈正相關(guān)。再將所有指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化處理，即去量綱化，目的是去除數(shù)據(jù)單位的影響。經(jīng)常使用的方法有極值化法、Z-score法、均值法。本文采用的是Z-score處理方法。

(二)城鄉(xiāng)一體化水平測定

如果分別對每年的全國31個省份的23個指標(biāo)數(shù)據(jù)進行主成分分析，不同年份的數(shù)據(jù)表就會有不同的簡化空間，這樣不同年份的分析結(jié)果就無法進行比較。本文采用了全局主成分分析方法(GPCA)以橫縱向比較各省份各年的城鄉(xiāng)一體化水平。GPCA是在主成分分析法的基礎(chǔ)上，加上了時間序列，構(gòu)成了時序立體數(shù)據(jù)表[16,17]。與此同時，本文還將運用兩步全局主成分分析[18]。先對四個維度的具體指標(biāo)各自進行全局主成分分析，再進行第二步全局主成分分析，以求得城鄉(xiāng)一體化綜合水平。

本文運用spss 18.0軟件對全國31個省份2005-2014年的城鄉(xiāng)一體化水平進行分析，具體步驟和結(jié)果如下：

(1)組建全局?jǐn)?shù)據(jù)表。我們對每個省份選取的是相同的23個城鄉(xiāng)一體化指標(biāo)，可以按維度劃分為四組。將2005-2014十年的分維度的單張數(shù)據(jù)表按時間順序縱向依次排列，則構(gòu)建了四張維度的平面的數(shù)據(jù)表數(shù)列。

(2)處理全局?jǐn)?shù)據(jù)表內(nèi)數(shù)據(jù)。第一步全局主成分分析：以城鄉(xiāng)社會生活一體化(F3)這一維度為例。先運用spss的z-sore法對數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化，對處理后的數(shù)據(jù)再進行KMO檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

在此基礎(chǔ)上，將各主成分由原變量表示出來。利用主成分矩陣中每列的系數(shù)除以其相應(yīng)的特征根的算術(shù)平方根后得到主成分系數(shù)向量，見表3。

表1 修訂后的城鄉(xiāng)一體化水平測度指標(biāo)體系構(gòu)成

表2 KMO和Bartlett 檢驗的結(jié)果

表3 主成分系數(shù)向量值

代入標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)，計算得到各主成分的值。然后，以主成分的貢獻率作為權(quán)數(shù)，可以得出城鄉(xiāng)社會生活一體化的得分(F3)，即F3=0.482F31+0.177F32+0.139F33。用同樣的方法處理城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化、城鄉(xiāng)人口一體化和城鄉(xiāng)資源環(huán)境一體化的全局?jǐn)?shù)據(jù)表，分別得到各自的綜合得分F1、F2、F4，完成全局主成分分析，數(shù)據(jù)結(jié)果在文中省略。將31個省份樣本數(shù)據(jù)按年份順序縱向依次排列，變量為F1、F2、F3、F4，進行主成分分析，步驟與前述相同，按F1、F2、F3、F4各自貢獻率作為權(quán)重，得到城鄉(xiāng)一體化綜合F，結(jié)果見表4。

(三)修正后的城鄉(xiāng)一體化水平測定結(jié)論

根據(jù)31個省份城鄉(xiāng)一體化綜合得分，可以很直觀地進行各省份及區(qū)域間的橫向和縱向比較。

(1)縱向：以上研究表明，隨著時間推移，除極個別省份偶有波動外，大部分省份的綜合得分每年都在提高，說明每個省的城鄉(xiāng)一體化水平在這十年間基本呈現(xiàn)穩(wěn)步提升的態(tài)勢。綜合得分為負(fù)說明其得分低于全局平均水平。在2005年，除北京、上海、浙江、天津、山東5個省份外，中西部、東三省地區(qū)以及部分東部省份的城鄉(xiāng)一體化得分都為負(fù)值，這說明我國城鄉(xiāng)一體化在2005年普遍偏低，城鄉(xiāng)差距大。到2014年，只有甘肅、青海、貴州、云南、內(nèi)蒙古的綜合得分仍為負(fù)值，大部分省份都較其自身實現(xiàn)了較大的提升。

(2)橫向：從省際層面來看，差異是非常明顯的。2005年，北京城鄉(xiāng)一體化綜合得分為1.184，上海為0.970，比十年后的一些省份的城鄉(xiāng)一體化水平還要高，但是同期西部的不少省份低于-1.5，差距巨大。再看2014年，雖然每個省份各自的城鄉(xiāng)一體化水平都有了較大發(fā)展，但是彼此間的差距也在拉大。分別對2005年和2014年各省份得分進行排名。2005年和2014年排名靠前的省份主要是東部省份，排名靠后的基本是西南西北地區(qū)的省份，東三省的排名也在中下游之列。

為了將城鄉(xiāng)一體化水平的空間分布結(jié)果可視化，本文運用GEODA軟件制作了2005年和2014年的城鄉(xiāng)一體化四分位圖，將31個省份劃為城鄉(xiāng)一體化水平由低到高4個等級，顏色越深表明屬性值越高?？梢钥闯?，西部的貴州、云南、甘肅、青海以及東部的內(nèi)蒙古這5省一直是第1類，即城鄉(xiāng)一體化水平低的一類。他們的經(jīng)濟基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施條件相對較差，且低值集聚，互相之間無法正向帶動促進，又由于地理位置偏遠，缺乏高水平地區(qū)的帶動。而東部的北京、天津、山東、河北、上海、浙江、江蘇這7個省份，分布在華北沿海及長江三角洲地區(qū)，具有良好的區(qū)位優(yōu)勢，交通便利，經(jīng)濟基礎(chǔ)良好，且具有高值集聚的特點，這十年基本都是第4類，即城鄉(xiāng)一體化水平高的一類。而地理位置上的中部地區(qū)，包括內(nèi)陸華北地區(qū)以及中部六省，基本在第2類和第3類行列。中部六省的城鄉(xiāng)一體化水平有所提高，這是中部崛起戰(zhàn)略起到了一定作用。而且現(xiàn)在國家提倡區(qū)域帶動，中部靠近東部城鄉(xiāng)一體化水平高的省份，會受到帶動作用。在2014年，東三省地區(qū)的城鄉(xiāng)一體化水平下降明顯。雖然國家提出并致力于振興東北老工業(yè)基地，但是近幾年經(jīng)濟步入新常態(tài)，去產(chǎn)能任務(wù)艱巨，東三省更是落后產(chǎn)能聚集之地，經(jīng)濟社會發(fā)展緩慢，這對其城鄉(xiāng)一體化發(fā)展產(chǎn)生了較大負(fù)面影響。與東三省地區(qū)相反，西藏、新疆地區(qū)的城鄉(xiāng)一體化水平在這十年間都有所提高，這得益于這十年來國家對西藏、新疆的政策傾斜力度極大。而其自身人口少、資源豐富、環(huán)境良好，是其獨特的城鄉(xiāng)一體化發(fā)展優(yōu)勢。

三、區(qū)域城鄉(xiāng)一體化水平的影響因素分析

本文運用EVIEWS 8.0軟件，采用回歸分析的方法來進行影響因素的分析。在建立指標(biāo)體系時，考慮到經(jīng)濟、人口、社會生活以及資源環(huán)境這四大維度，所以城鄉(xiāng)一體化這一總目標(biāo)得分的高低是受四大維度指標(biāo)得分影響的。很顯然每個區(qū)域四個維度指標(biāo)得分情況具有較大差異，四個因素對城鄉(xiāng)一體化總體水平的影響程度也是因地區(qū)而異。故將城鄉(xiāng)一體化綜合得分F作為因變量，將城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化得分F1、城鄉(xiāng)人口一體化得分F2、城鄉(xiāng)社會生活一體化得分F3、城鄉(xiāng)資源環(huán)境一體化得分F4作為自變量，建立回歸方程，考察自變量系數(shù)。

為了消除變量的異方差性，對變量進行對數(shù)變換。又由于得分有正有負(fù)，負(fù)數(shù)無法進行對數(shù)變化，所以對數(shù)據(jù)進行加一正值處理，再將處理后的數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換。運用EVIEWS構(gòu)建回歸方程：lnF=c+β1*lnF1+β2*lnF2+β3*lnF3+β4*lnF4(公式1)，分別代入四大區(qū)域處理后的得分?jǐn)?shù)據(jù)。

表5依次為東部、中部、西部以及東三省地區(qū)的回歸分析結(jié)果。

表5 東部地區(qū)回歸分析結(jié)果

說明：R2為0.999948；F統(tǒng)計量為24100.56；DW值為1.956900。

東部地區(qū)，考察四個自變量對應(yīng)的P值，說明城鄉(xiāng)經(jīng)濟、人口、社會生活以及資源環(huán)境對東部城鄉(xiāng)一體化水平的影響都是顯著的。從具體系數(shù)來看，城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平提高0.59%；城鄉(xiāng)人口一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平提高0.18%；城鄉(xiāng)社會生活一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平提高0.34%；城鄉(xiāng)資源環(huán)境一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平提高0.22%。

表6 中部地區(qū)回歸分析結(jié)果

說明：R2為0.999809；F統(tǒng)計量為6528.883；DW值為1.731241。

中部地區(qū)，如表6所示，從P值來看，除城鄉(xiāng)人口一體化水平外，其他三大維度因素對城鄉(xiāng)一體化水平的影響都是顯著的，相比較而言，經(jīng)濟影響最為顯著。城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平提高0.86%。

表7 西部地區(qū)回歸分析結(jié)果

說明：R2為0.995543；F統(tǒng)計量為279.1784；DW值為2.041890。

西部地區(qū)，如表7所示，城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化和城鄉(xiāng)人口一體化對城鄉(xiāng)一體化水平的影響都不顯著，而城鄉(xiāng)社會生活一體化和城鄉(xiāng)資源環(huán)境一體化影響顯著，尤其是社會生活方面，城鄉(xiāng)社會生活一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平就會提高0.7%。

表8 東北三省地區(qū)回歸分析結(jié)果

說明：R2為0.999008；F統(tǒng)計量為1259.081；DW值為1.789641。

東三省地區(qū)，除城鄉(xiāng)人口一體化影響不顯著外，其余三個都是顯著的影響因素。其中，城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平會提高0.7%；城鄉(xiāng)社會生活一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平提高0.29%；城鄉(xiāng)資源環(huán)境一體化水平每提高1%，城鄉(xiāng)一體化水平提高0.33%。

綜合來看，四大區(qū)域的城鄉(xiāng)人口一體化水平對其各自的城鄉(xiāng)一體化綜合水平的影響都是較小的，城鄉(xiāng)經(jīng)濟、社會生活以及資源環(huán)境一體化這三大維度的影響更為顯著。其中，四大因素對東部城鄉(xiāng)一體化水平的影響較為均衡，共同促進其發(fā)展。東部地區(qū)在我國一直是帶頭領(lǐng)先的區(qū)域，因為早期發(fā)展基礎(chǔ)雄厚，又有較好的區(qū)位優(yōu)勢，所以在兼顧各維度的同步發(fā)展方面做得較好，考慮到了均衡發(fā)展。城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對中部和東三省地區(qū)影響很大，這是因為這兩個區(qū)域有一定經(jīng)濟基礎(chǔ)，比如都是我國糧食的主要產(chǎn)地，但是近些年卻經(jīng)濟增長勢頭較弱，區(qū)位不如東部區(qū)域，資源又不如西部地區(qū)，雖然國家提出了振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略和中部崛起戰(zhàn)略，但是產(chǎn)能過剩、生產(chǎn)要素活力不夠等問題仍困擾著它們的發(fā)展，尤其是經(jīng)濟發(fā)展。西部地區(qū)主要是受城鄉(xiāng)社會生活一體化水平影響更為明顯。與其他三大區(qū)域相比，西部地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展進程較遲，又有較多少數(shù)民族聚集區(qū)，地形也不利，其農(nóng)村發(fā)展尤其落后，社會生活水平較低，制約著西部城鄉(xiāng)一體化水平的提高。再看城鄉(xiāng)資源環(huán)境一體化方面，因為東三省是老工業(yè)基地，主要依靠重工業(yè)發(fā)展，對煤炭資源以及電力消耗巨大，數(shù)據(jù)顯示城鄉(xiāng)資源環(huán)境一體化水平對其影響是最大的。目前看來，東三省經(jīng)濟水平和可持續(xù)發(fā)展思想還是較為滯后，其對環(huán)境污染治理投入也不夠，這將是其今后發(fā)展的一個重點。

通過回歸的方法考察四大維度對各區(qū)域的城鄉(xiāng)一體化綜合水平的影響程度，可以較為清楚地看出東中西及東三省四大區(qū)域城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的促進與制約因素，這樣才有利于國家因地制宜地制定政策，采取最有效的措施以發(fā)揮優(yōu)勢、彌補短板，來提升城鄉(xiāng)一體化綜合水平。

四、經(jīng)濟發(fā)展水平的測度

本文根據(jù)研究目的，參考了多名學(xué)者的研究成果[7,19-20]，從經(jīng)濟總量、結(jié)構(gòu)、動力、效益四個方面，選取了7個具體指標(biāo)，建立了經(jīng)濟發(fā)展指標(biāo)體系，如表9所示。

其中，人均地區(qū)生產(chǎn)總值指標(biāo)，沒有選取總量指標(biāo)，而是選用人均，體現(xiàn)了以人為本的宗旨。地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)指標(biāo)，反映經(jīng)濟增長速度，考慮了經(jīng)濟的動態(tài)變化。第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重指標(biāo)，反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展關(guān)系到一個地區(qū)未來經(jīng)濟增長的競爭力。居民消費占GDP比重這一指標(biāo)，反映了經(jīng)濟增長需求結(jié)構(gòu)，滿足有效消費是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的長足內(nèi)生動力。財政收入占GDP比重以及全社會勞動生產(chǎn)率這兩個指標(biāo)反映了經(jīng)濟發(fā)展綜合效益。城鎮(zhèn)化率這一指標(biāo)衡量了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的改善狀況，同時它也是經(jīng)濟發(fā)展的新動力[21]。

表9 經(jīng)濟發(fā)展水平測度指標(biāo)體系

經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源與處理方法，同城鄉(xiāng)一體化水平的測度相同。對于經(jīng)濟發(fā)展指標(biāo)，仍然選用全局主成分分析法，每年都有一張含31個樣本(省)和8個變量(經(jīng)濟發(fā)展指標(biāo))的數(shù)據(jù)表，將每年的數(shù)據(jù)表按時間順序排列，得到經(jīng)濟發(fā)展的全局?jǐn)?shù)據(jù)表。處理方法與城鄉(xiāng)一體化數(shù)據(jù)表的類似，不過一步全局主成分即可。先將數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，且通過了KMO檢驗，故進行主成分分析，得到三個主成分F1、F2、F3，用成分矩陣與特征根求得各主成分系數(shù)，再帶入標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)求得各主成分得分最后用各主成分貢獻率作為權(quán)重計算經(jīng)濟發(fā)展的綜合得分F。如表10所示。

(1)縱向來看，隨著時間推移，每個省份的經(jīng)濟發(fā)展綜合得分都在增大，說明各省經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r越來越好。在2005年，只有北京、上海、天津三個省份的經(jīng)濟發(fā)展綜合得分為正，到了2014年，只有河南、廣西兩省得分為負(fù)。但就各省自身而言，綜合得分基本都增長了1分左右，實現(xiàn)了較大經(jīng)濟發(fā)展。

(2)橫向來看，先對31個省進行四大區(qū)域劃分的比較，如表10，可以清楚看到東部區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平遠高于其他三大區(qū)域，東三省居中，西部、中部次之。而且四大區(qū)域的差距有略微加大。省際之間，各省的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r各異，有較大差距。北京、上海、天津、廣東、浙江、江蘇始終排名靠前，東三省中的黑龍江、遼寧兩省排名也較靠前。中下游排名，主要是中部和西部區(qū)域的部分省份。查看原始數(shù)據(jù)，可以看出這些省份的第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、全社會勞動生產(chǎn)率以及城鎮(zhèn)化率都較低，這說明這些省份的經(jīng)濟發(fā)展綜合效益落后，產(chǎn)業(yè)和人口的轉(zhuǎn)型都還未能良好實現(xiàn)。東部地區(qū)中的河北省較為特殊，它的排名一直靠后，而根據(jù)原始數(shù)據(jù)，其人均GDP還是較高的，但是其他幾個指標(biāo)得分都很低，主要是因為河北省承接了華北地區(qū)相當(dāng)大比重的第二產(chǎn)業(yè)，尤其是重工業(yè)。這類產(chǎn)業(yè)往往附加值較低，有產(chǎn)能過剩的問題，供給側(cè)結(jié)構(gòu)不合理；其次，在需求方面，其投資占比較大，擠占了消費需求，這使得需求側(cè)結(jié)構(gòu)扭曲，這些都嚴(yán)重影響了經(jīng)濟增長的質(zhì)量。河北省的這些特征，在不同省份的經(jīng)濟發(fā)展中都或多或少地出現(xiàn)，應(yīng)當(dāng)引起重視，正確處理好新型工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的關(guān)系。

表10 2005、2014年度全國31個省、直轄市經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r排名

五、城鄉(xiāng)一體化水平與經(jīng)濟發(fā)展之間的時空關(guān)系

(一)數(shù)據(jù)處理

參考已有動態(tài)關(guān)系研究方法[8,22-23]，本文運用向量自回歸模型(VAR)來分析我國經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)一體化的關(guān)系。具體使用Eviews8.0軟件，對2005-2014年全國整體的城鄉(xiāng)一體化水平綜合得分和經(jīng)濟發(fā)展綜合得分這兩個時間序列數(shù)據(jù)進行處理分析。因為主成分分析方法得出的綜合得分存在負(fù)值，為了之后軟件操作需要，故遵循3sigma原則，將得分統(tǒng)一處理成正值。以URI表示全國整體的城鄉(xiāng)一體化綜合得分，EG表示全國整體的經(jīng)濟發(fā)展綜合得分。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不會改變變量間的協(xié)整關(guān)系，還可以使變量趨勢線性化，避免異方差性，故對各個變量取自然對數(shù)形式，得到時間序列LNURI、LNEG。

平穩(wěn)性檢驗。本文采用ADF單位根檢驗法對相關(guān)變量進行平穩(wěn)性檢驗。下表可見，兩個變量的對數(shù)序列在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根，即兩個變量都具平穩(wěn)性。

表11數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗。數(shù)據(jù)通過平穩(wěn)性檢驗后，在建立VAR模型前，本文對相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗，以確定兩個變量間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，即一種長期穩(wěn)定的關(guān)系。本文只涉及城鄉(xiāng)一體化水平和經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r這兩個變量，故選用E-G兩步法來進行協(xié)整檢驗，如表12。

DW值說明不存在自相關(guān)現(xiàn)象，現(xiàn)對殘差et序列進行平穩(wěn)性檢驗，仍然使用ADF法，檢驗結(jié)果如表13?？梢娫?%的顯著水平上殘差e是平穩(wěn)的。因此中國整體的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r與城鄉(xiāng)一體化水平之間具有長期協(xié)整關(guān)系。

表12對LNEG和LNURI進行OLS回歸檢驗的結(jié)果

說明： LNEGt=-0.447+1.361LNURIt+et(-3.354) (12.069)R^2=0.948 AR^2=0.941 F=145.652DW=1.65 SE=0.303

表13ADF法對殘差序列平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果

Granger因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗只能說明變量間存在長期均衡關(guān)系，但是不能說明變量間存在因果關(guān)系。這里的Granger因果關(guān)系，并不是通常意義上的因果，其基本原理是，若變量X過去和現(xiàn)在的信息有助于變量Y的預(yù)測，則稱X是Y的Granger原因，否則成為非Granger原因。運用Eviews軟件進行操作，檢驗的功效往往取決于最優(yōu)滯后期的決定。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定滯后期時間長度為1，得到檢驗結(jié)果如表14。顯然，在5%的顯著水平上，兩個原假設(shè)都拒絕，接受URI是EG的Granger原因，EG也是URI的Granger原因。

表14數(shù)據(jù)Granger檢驗結(jié)果

(二)模型的建立、脈沖響應(yīng)分析與方差分解分析

在建立了VAR模型的基礎(chǔ)上，對VAR模型的穩(wěn)定性進行檢驗。如圖1，VAR的單位根全部落在了單位圓內(nèi)，說明VAR模型穩(wěn)定。

為了研究中國經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r和城鄉(xiāng)一體化水平之間的動態(tài)關(guān)系，本文進行了脈沖響應(yīng)分析，以觀察其中一個變量的擾動項上加上一個單位標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值的影響。在一張脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線圖中，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表對新息沖擊的響應(yīng)程度。實線部分表示脈沖響應(yīng)函數(shù)計算值，虛線部分表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。圖2表示中國城鄉(xiāng)一體化水平對于經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r一單位新息沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。URI在當(dāng)期就出現(xiàn)了一個正的反應(yīng)，隨后呈現(xiàn)下降狀態(tài)，2期-3期又有小幅回升，隨后一直緩慢下降，在5期之后反應(yīng)值就趨近于零。說明經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r對于城鄉(xiāng)一體化一開始具有一定影響，但是其影響期數(shù)是有限的。這與事實較為相符。經(jīng)濟發(fā)展會迅速拉動農(nóng)村經(jīng)濟增長，提高農(nóng)民的生活水平，也會帶動農(nóng)村建設(shè)，包括基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)、公共服務(wù)的提供。但是這種影響是短暫且有限的，因為城市經(jīng)濟的發(fā)展往往更為迅速持久，后期城鄉(xiāng)經(jīng)濟差距的拉大，對城鄉(xiāng)一體化水平的提高并無正向影響。

圖1 VAR模型穩(wěn)定性檢驗結(jié)果示意圖

圖2 脈沖影響分析結(jié)果示意圖

圖3表示中國城鄉(xiāng)一體化水平對于自身一單位沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。URI在當(dāng)期有一正的響應(yīng)，但是迅速下降，隨著時間推移，趨向于零。

圖3 城鄉(xiāng)一體化水平對于自身一單位沖擊的脈沖影響函數(shù)

圖4 經(jīng)濟發(fā)展水平對于自身一單位沖擊的脈沖影響函數(shù)

圖4表示中國經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r對于城鄉(xiāng)一體化水平一單位新息沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。

對于城鄉(xiāng)一體化水平的沖擊，經(jīng)濟發(fā)展水平在剛開始并沒有反應(yīng)，1-2期會有明顯提升，隨后出現(xiàn)下降，3期后就趨于穩(wěn)定狀態(tài)。說明城鄉(xiāng)一體化水平在一定程度上對經(jīng)濟發(fā)展起到促進作用，但是這個促進作用持續(xù)時間并不長，長期來看并不明顯。這與現(xiàn)實情況較為相符。城鄉(xiāng)一體化水平的提高，不是簡單地指城市和農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展，而是強調(diào)二者的協(xié)調(diào)性，二者差距越小，城鄉(xiāng)一體化水平越高。我們從西藏的城鄉(xiāng)一體化水平就可以得知，當(dāng)城鄉(xiāng)都很落后時，有可能會出現(xiàn)一種低水平的城鄉(xiāng)一體化，這種低水平的城鄉(xiāng)一體化的變動，對經(jīng)濟的發(fā)展影響是細微的。其次，城鄉(xiāng)一體化水平不僅強調(diào)城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化，更加強調(diào)各方面綜合一體化。所以城鄉(xiāng)一體化水平的提高有很大一部分是因為例如人口、生活質(zhì)量、資源優(yōu)化、環(huán)境改善等因素，這些因素對經(jīng)濟發(fā)展的影響并不會立竿見影。而在長期，城鄉(xiāng)一體化水平對于經(jīng)濟發(fā)展的作用并不明顯。城鄉(xiāng)一體化水平的提高，側(cè)重于城鄉(xiāng)居民差距的縮小，更關(guān)心人民幸福感的提升?，F(xiàn)在提倡經(jīng)濟包容性增長，建立以人為本的和諧社會。要提高城鄉(xiāng)一體化水平，在一定程度上會犧牲經(jīng)濟的持續(xù)高速發(fā)展。經(jīng)濟發(fā)展需要更多其他的內(nèi)生動力。

方差分解結(jié)果及分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了VAR模型中某個內(nèi)生變量一個單位的沖擊給自身及其他變量所帶來的影響，是一種絕對效果的描述。利用方差分解可分析影響內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻度，是一種相對描述，是判斷每個隨機擾動相對重要性的方法。方差分解圖的橫軸表示滯后期間數(shù)(年)，縱軸表示貢獻率(%)。

圖5 經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r方差分解圖

圖6 經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r方差分解數(shù)據(jù)圖

圖5和圖6是中國經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的方差分解圖與方差分解數(shù)據(jù)圖。在經(jīng)濟發(fā)展水平EG的波動中，不考慮EG自身的貢獻率，城鄉(xiāng)一體化水平URI在1-2期的貢獻率迅速上升，達到了約22%。2期之后，URI對EG方差的貢獻率一直保持穩(wěn)定，約為24%。這與脈沖響應(yīng)的結(jié)果是一致的。

圖7 城鄉(xiāng)一體化水平方差分解圖

圖8 城鄉(xiāng)一體化水平方差分解數(shù)據(jù)圖

圖7和圖8是中國城鄉(xiāng)一體化水平的方差分解圖與方差分解數(shù)據(jù)圖。在城鄉(xiāng)一體化水平URI的波動中，不考慮URI自身的貢獻率，經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩rEG在1期就有43%的貢獻率，該貢獻是非常明顯地。1-3期有輕微波動，3期后，EG對URI方差的貢獻率一直保持在22%左右。這與脈沖響應(yīng)的結(jié)果是一致的。

(三)結(jié)論

協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果顯示，我國城鄉(xiāng)一體化水平與經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期均衡關(guān)系，且互為因果關(guān)系，即城鄉(xiāng)一體化水平在一定程度上影響經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，反之亦然。通過VAR模型，得出：一方面，我國在經(jīng)濟社會發(fā)展的過程中，短期內(nèi)可以依靠經(jīng)濟發(fā)展來提高城鄉(xiāng)一體化水平，但是在中長期，經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)一體化水平提高的作用很有限。這就說明，我們不能只依賴于經(jīng)濟的自動調(diào)節(jié)，而是要注意各方統(tǒng)籌，我國五位一體的總布局以及政府“看得見的手”的協(xié)調(diào)，在長期將有利于城鄉(xiāng)一體化水平的提高。另一方面，城鄉(xiāng)一體化程度的降低，對經(jīng)濟發(fā)展將會產(chǎn)生負(fù)面影響。相反，城鄉(xiāng)一體化水平的提高，不僅有利于其自身縮小城鄉(xiāng)差距，在中短期對經(jīng)濟發(fā)展也是有較為顯著的積極作用，但是長期作用不顯著。這就說明，經(jīng)濟發(fā)展是一個綜合性的復(fù)雜的問題，要提高長期的經(jīng)濟發(fā)展水平，要綜合考慮多方面的改善與協(xié)調(diào)。而且，追求包容性協(xié)調(diào)發(fā)展，在一定程度上會阻礙經(jīng)濟高速增長，這就需要中央及地方政府的觀念改變。

六、對策建議

目前，我國處于“三期疊加”的特殊時期，新常態(tài)下的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革任重道遠。城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展仍是我國經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展的主要制約因素?；诒疚膶嵶C分析結(jié)果，在此提出幾點對于城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的對策與建議：

實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略。加大力度支持革命老區(qū)、民族地區(qū)、邊疆地區(qū)、貧困地區(qū)加快發(fā)展，強化舉措推進西部大開發(fā)形成新格局，深化改革加快東北等老工業(yè)基地振興，發(fā)揮優(yōu)勢推動中部地區(qū)崛起，創(chuàng)新引領(lǐng)率先實現(xiàn)東部地區(qū)優(yōu)化發(fā)展，建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制。以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)格局，加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化。以疏解北京非首都功能為“牛鼻子”推動京津冀協(xié)同發(fā)展，高起點規(guī)劃、高標(biāo)準(zhǔn)建設(shè)雄安新區(qū)。以共抓大保護、不搞大開發(fā)為導(dǎo)向推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展。支持資源型地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展。加快邊疆發(fā)展，確保邊疆鞏固、邊境安全。堅持陸海統(tǒng)籌，加快建設(shè)海洋強國。

(1)政府引導(dǎo)、統(tǒng)籌規(guī)劃。本文城鄉(xiāng)一體化水平與經(jīng)濟發(fā)展的互動關(guān)系的實證研究結(jié)果表明，雖然兩者之間存在長期均衡關(guān)系和因果關(guān)系，且在中短期相互促進，但是從長期來看，無法依靠經(jīng)濟發(fā)展來持續(xù)提高城鄉(xiāng)一體化水平，也不能依靠城鄉(xiāng)一體化水平的提高來維持經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展。這就證明，城鄉(xiāng)一體化與經(jīng)濟發(fā)展都是復(fù)雜問題，受多種因素綜合作用。如果單純依靠市場經(jīng)濟體制、城鄉(xiāng)自由發(fā)展，無法維持長期的發(fā)展。結(jié)合中國的國情，政府主導(dǎo)的統(tǒng)籌規(guī)劃是十分重要的。至少從當(dāng)前來看。仍然需要依靠政府政策的制定與實施，來彌補當(dāng)前城鄉(xiāng)差距大、資源配置不合理、經(jīng)濟社會結(jié)構(gòu)失調(diào)等問題。

(2)加大對農(nóng)村的政策傾斜與資金支持，促進資源合理配置。目前我國農(nóng)業(yè)仍存在產(chǎn)銷不對路、務(wù)農(nóng)效益低、農(nóng)民人均純收入低等問題。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)經(jīng)歷發(fā)展熱潮后，后勁不足，限制了其反哺農(nóng)村經(jīng)濟作用的發(fā)揮。而對于農(nóng)村的有效供給也是不足的，限制了農(nóng)村的消費增長。市場經(jīng)濟中，資源要素的流動是自由的，但是我國城鄉(xiāng)差距大的國情決定，僅僅依靠市場的力量是不夠的。需要政府給予大力度的資金支持和傾斜性政策來消除資源要素流動壁壘。首先，針對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境透支、生產(chǎn)成本高的現(xiàn)狀，應(yīng)推進農(nóng)村農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整走現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)道路，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)集約化、規(guī)?；?、專業(yè)化、市場化、優(yōu)質(zhì)化生產(chǎn)。其次，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)落后，可以將城市過剩產(chǎn)能引入農(nóng)村，充分發(fā)揮“一帶一路”對沿路農(nóng)村的帶動作用，加大對農(nóng)村的投資，提高農(nóng)村基建水平。農(nóng)村基建水平的提高，將有利于承接城市的產(chǎn)業(yè)鏈，使城市經(jīng)濟的擴散效應(yīng)得到發(fā)揮。再次，我國公共物品的供給長期偏向城市，農(nóng)村地區(qū)擁有的醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障、文教娛樂資源十分匱乏。這些資源的匱乏又進一步加劇了城鄉(xiāng)差距。實現(xiàn)公共服務(wù)的均等化必須要依靠政府主導(dǎo)。與此同時，要讓農(nóng)村的有效需求得到滿足，使農(nóng)村成為一個新的經(jīng)濟增長點。

(3)加強西部地區(qū)中心城市的建設(shè)。黨的十九大報告中關(guān)于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的規(guī)劃當(dāng)中，強調(diào)“以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)格局，加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化”。我國近年一直在推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，但是從指標(biāo)體系數(shù)據(jù)中可以看出，西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化率較低，增長緩慢，發(fā)展較好的城市少且集中，難以發(fā)揮中心城市的輻射作用。而因為自身人口少和國家的政策傾斜，其人均GDP增長較為迅速。這種不協(xié)調(diào)在長期將會成為西部發(fā)展的阻礙。2014年西藏、新疆的城鄉(xiāng)一體化水平提高，但這是一種低水平的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌。又比如川渝地區(qū)，只有成都、重慶發(fā)展較好，其他地區(qū)十分落后。對于西部落后地區(qū)，人口的城鎮(zhèn)化并不是當(dāng)務(wù)之急。因為西部地區(qū)特殊的地理區(qū)位，可以加強西部地區(qū)中心城市的建設(shè)，多建設(shè)中心城市，做強中心城市，在一定范圍內(nèi)，充分發(fā)揮輻射帶動作用，而不是虹吸作用。次級城市做好配角經(jīng)濟，小城鎮(zhèn)承接城市產(chǎn)業(yè)，農(nóng)村實現(xiàn)就近就地城鎮(zhèn)化，由此提高西部地區(qū)整體的城鄉(xiāng)一體化水平，實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)部的協(xié)調(diào)。

(4)加強小城鎮(zhèn)建設(shè)，發(fā)展縣域經(jīng)濟。城鎮(zhèn)是聯(lián)系城市與農(nóng)村的紐帶，是兼顧城市化與城鄉(xiāng)一體化、兼顧效率與公平的重要切入點，既可以承接都市經(jīng)濟，又可以輻射帶動新農(nóng)村建設(shè)，應(yīng)當(dāng)?shù)玫秸呱系闹攸c傾斜[24]。十年來，國家注重縣域經(jīng)濟的發(fā)展，縣域是中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的主戰(zhàn)場，縣域工業(yè)也已成為中國工業(yè)的重要載體[25]。當(dāng)前建設(shè)特色小鎮(zhèn)就是在為縣域經(jīng)濟增加了動能。一方面，產(chǎn)業(yè)建鎮(zhèn)，要加強對小城鎮(zhèn)的產(chǎn)業(yè)引領(lǐng)，根據(jù)區(qū)域要素稟賦和比較優(yōu)勢，選擇適合本地區(qū)的主導(dǎo)特色產(chǎn)業(yè)，防止千鎮(zhèn)一面。另一方面，要補齊小城鎮(zhèn)的基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)、生態(tài)環(huán)境短板。既可以增強其投資和勞動力吸引力，又提高了居民的獲得感與幸福感。只有提高小城鎮(zhèn)的質(zhì)量，才能發(fā)揮其城鄉(xiāng)橋梁的作用?？h域經(jīng)濟的發(fā)展，將成為國家經(jīng)濟發(fā)展的中流砥柱。而且，小城鎮(zhèn)的發(fā)展，可以有效解決剩余勞動力問題。農(nóng)民向小城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的經(jīng)濟成本較低，社會接納度也高，農(nóng)民進入城鎮(zhèn)是一個可行的市民化辦法。

(5)因地制宜，分類推進城鄉(xiāng)一體化。城鄉(xiāng)一體化不是各地區(qū)同質(zhì)發(fā)展，而應(yīng)該是因地制宜、分類施策[26]。根據(jù)本文的實證分析，可以看到我國東部、中部、西部、東三省四大地區(qū)之間以及地區(qū)省際之間都存在較大的城鄉(xiāng)一體化水平差異。這些差異是多重因素的，各區(qū)域地理區(qū)位、基礎(chǔ)條件、資源稟賦各不相同。對于東部地區(qū)中城鄉(xiāng)一體化水平較高的地區(qū)，應(yīng)當(dāng)更加注意產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，由要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)為創(chuàng)新驅(qū)動，加強環(huán)境保護與污染治理。對于中部、東三省地區(qū)，應(yīng)當(dāng)發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)，農(nóng)業(yè)市場化，以提高農(nóng)民收入。同時要化解過剩產(chǎn)能、淘汰落后產(chǎn)能、改造傳統(tǒng)產(chǎn)能，實現(xiàn)改革，以提高經(jīng)濟發(fā)展水平，改善人民生活。對于西部貧困落后地區(qū)，應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮資源優(yōu)勢，發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村旅游業(yè)，并將中心放在提高人民生活質(zhì)量上來，著力實現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)的普及，縮小西部省際差異。

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AStudyontheRelationshipbetweenUrban-RuralIntegrationandEconomicDevelopment

LV Dan，WANG Wen-yu

(SchoolofPublicAdministration,DongbeiUniversityofFinanceandEconomics,Dalian116025,China)

Abstract：Based on the measurement of urban-rural integration, this paper applies generalized principal component analysis (GPCA) method to study the factors affecting the urban-rural integration in the four major regions of China (eastern, central, western, and northwestern China). The relationship is also analyzed between urban-rural integration and economic development through VAR model. The results demonstrate that 1) the level of urban-rural integration varies among different regions of China; 2) factors including economic development, population, social activities, and natural resources and environment exert different impacts on the urban-rural integration of each studied region; 3) the development of Chinese economy and urban-rural integration are interdependent and intertwined with each other in a long term.

Key words：urban-rural integration; economic development; spatial and temporal difference; measurement of coordination level

中圖分類號：F323.22

A

1005-0566(2018)05-0179-14

收稿日期：2017-09-10

2018-04-04

基金項目：國家自然科學(xué)基金項目“新型城鎮(zhèn)化的空間效應(yīng)與區(qū)域政策工具組合創(chuàng)新”(41571121)；國家自然科學(xué)基金項目“中央企業(yè)可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)新的測度、模式與控制優(yōu)化研究”(71472029)

作者簡介：呂 丹(1978-)女，遼寧沈陽人，經(jīng)濟學(xué)博士，東北財經(jīng)大學(xué)副教授，研究方向：生態(tài)治理創(chuàng)新、區(qū)域經(jīng)濟、環(huán)境政策等相關(guān)領(lǐng)域研究 。

(本文責(zé)編：海洋)