中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異的空間計量分析

曹志文吳志遠(yuǎn)（江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西南昌330045；中共江西省委黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，江西南昌330003）

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中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異的空間計量分析

1曹志文2吳志遠(yuǎn)
（1江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西南昌330045；2中共江西省委黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，江西南昌330003）

文章利用1981-2010年中國農(nóng)村地區(qū)人均GDP數(shù)據(jù)，采用空間計量分析方法對中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異的空間格局演化進(jìn)行研究，通過空間自相關(guān)分析獲取了反映空間集聚現(xiàn)象的觀測值。分析結(jié)果顯示，中國各省區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的空間自相關(guān)，且空間上的集聚現(xiàn)象并未顯示出整體上升態(tài)勢，而是呈現(xiàn)一種周期性波動的現(xiàn)象。根據(jù)空間集聚類型的特點可以看出，HH型和LL型空間集聚現(xiàn)象是農(nóng)村地區(qū)空間自相關(guān)的主要特點，且HH型空間集聚地區(qū)主要集中在東部沿海省份，LL型空間集聚地區(qū)則大多數(shù)為西部內(nèi)陸省份。從局部地區(qū)空間自相關(guān)分析可以看出，雖然農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對滯后，但仍然有部分區(qū)域表現(xiàn)突出。

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)；區(qū)域差異；Moran′s I指數(shù)；空間集聚

經(jīng)過改革開放30多年的高速發(fā)展，中國社會經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就。但是發(fā)展過程中不可避免地遇到了一些制約因素，地區(qū)發(fā)展不平衡已經(jīng)成為最為重要的因素之一，特別是相對落后的農(nóng)村地區(qū)，區(qū)域差異更為明顯。以往學(xué)者關(guān)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異的研究側(cè)重于以下幾點：有從農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)變化、公共產(chǎn)品供給等角度對區(qū)域差異進(jìn)行剖析［1］［2］。也有以某一地區(qū)為例，通過設(shè)置各類經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，研究地區(qū)差異形成機(jī)制［3］。有些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對地區(qū)差異有著明顯的影響［4］。

近些年來，國外學(xué)者開始利用空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題，并且形成了一些成果［5］［6］。國內(nèi)學(xué)者也逐步涉及到這一領(lǐng)域，有些學(xué)者利用全國區(qū)域數(shù)據(jù)進(jìn)行空間計量分析［7-9］，也有針對某一地區(qū)進(jìn)行分析［10-13］，還有針對城鄉(xiāng)差距進(jìn)行分析［14］，考察農(nóng)村居民收入的詳細(xì)剖析［15］。

已有文獻(xiàn)對于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異問題都有所涉及，但是對農(nóng)村地區(qū)差異問題的研究相對較少［16-18］。鑒于此，本文將利用空間計量分析方法，對1981-2010年中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異的空間格局演化進(jìn)行研究，在揭示中國農(nóng)村地區(qū)區(qū)域差異的同時，試圖找出其內(nèi)在原因。

一、研究方法與數(shù)據(jù)來源

（一）空間權(quán)重矩陣

進(jìn)行空間分析以及建立空間模型的第一步就是要確定空間權(quán)重關(guān)系。其通常定義是構(gòu)建一個二元對稱矩陣Wn*n來表示所分析的區(qū)域空間關(guān)系。

建立權(quán)重矩陣思路有距離限定、鄰接關(guān)系等不同方法［19］。本文采用基于鄰接關(guān)系的ROOK空間權(quán)重矩陣，其定義為：

需要指出的是，由于空間權(quán)重矩陣的主觀性較強(qiáng)，它是基于對空間關(guān)系的模擬，通常情況無法完全反映出空間關(guān)系的真實情況。因此，本文基于鄰接關(guān)系的ROOK空間權(quán)重矩陣只是相對合理的選擇。

（二）全局空間自相關(guān)

全局空間自相關(guān)在于描述某一屬性值在整個區(qū)域的空間特征分布狀況，并且判斷其在此空間是否具有集聚性，但是這種描述是全局性的，無法了解到空間內(nèi)部集聚現(xiàn)象。描述全局空間自相關(guān)的指標(biāo)和方法有全局Moran′s I指數(shù)、全局Geary′s C指數(shù)和全局G系數(shù)等［20］。

本文采用全局Moran′s I指數(shù)進(jìn)行分析，反映的是空間鄰接的區(qū)域觀測值的相似程度，計算公式為：

其中n為樣本量，及空間區(qū)域劃分的數(shù)量，xi、xj分別是空間區(qū)域i和j的觀測值，wij即為之前確定的空間權(quán)重矩陣，表示其空間鄰接關(guān)系。全局Moran′s I指數(shù)的取值區(qū)間為［-1，1］。

計算出全局Moran′s I指數(shù)之后，還需要進(jìn)行顯著性檢驗，一般采用Z檢驗，其計算公式為：

原假設(shè)為空間區(qū)域觀測值之間不存在空間自相關(guān)，備選假設(shè)為存在空間自相關(guān)。進(jìn)行顯著性檢驗，其顯著性水平即由Z檢驗的P值來決定：如果P值小于給定的顯著性水平（0.1水平、0.05水平、0.01水平），則拒絕原假設(shè)，說明存在正向空間自相關(guān)；否則，接受原假設(shè)，說明存在負(fù)向空間自相關(guān)。本文中，P值通過隨機(jī)分布的方法獲得。

（三）局部空間自相關(guān)

鑒于全局空間自相關(guān)指數(shù)僅是對一般意義上的空間差異進(jìn)行說明，并沒有全面反映區(qū)域內(nèi)的空間差異問題，如果需要進(jìn)一步考察區(qū)域內(nèi)部或局部空間集聚現(xiàn)象，局部空間自相關(guān)分析必不可少。一方面，當(dāng)全局空間自相關(guān)結(jié)果不顯著時，可以通過局部空間自相關(guān)分析尋找可能存在的部分觀測值的顯著性；另一方面，當(dāng)全局空間自相關(guān)結(jié)果顯著時，可以尋找觀測值之間是否存在空間異質(zhì)性、不同觀測值之間的關(guān)系以及對全局空間自相關(guān)的影響程度大小等。局部空間自相關(guān)分析可以顯示出每個觀測值的統(tǒng)計量，包括顯著性水平和聚集點分布，對于分析具體區(qū)域之間的關(guān)系有著重要意義。

本文采用局部Moran′s I指數(shù)，計算出每個空間觀測值的具體數(shù)據(jù)。其計算公式為：

計算出局部Moran′s I指數(shù)之后，同樣需要進(jìn)行Z檢驗，其計算公式同（4）。在得出局部Moran′s I指數(shù)的同時，還可以通過空間格局的圖形得到局部空間區(qū)域不同的模式，有以下四種情況：（1）高高型（HH）：高值區(qū)域集聚明顯。（2）低低型（LL）：低值區(qū)域集聚明顯。（3）低高型（LH）：低值區(qū)域被高值區(qū)域包圍。（4）高低型（HL）：高值區(qū)域被低值區(qū)域包圍。

（四）數(shù)據(jù)來源及處理

為了更為準(zhǔn)確地描述我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異的變化，選取以省級行政區(qū)劃為代表的人均農(nóng)村GDP作為分析數(shù)據(jù)。鑒于農(nóng)村GDP目前尚未有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，本文采取目前較為普遍的處理方法，通過第一產(chǎn)業(yè)增加值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值加總形成農(nóng)村GDP的最終數(shù)據(jù)。省級行政區(qū)劃的處理上，鑒于重慶直轄市成立時間較短，將重慶與四川合并處理，海南省因其與廣東省陸上不相鄰，所以在空間模型構(gòu)建時作單獨處理，不考慮港澳臺地區(qū)。數(shù)據(jù)時間1981-2010年，結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)改革開放的大潮流和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特殊性，本文試圖做出較為細(xì)致的空間分析。

本文通過ArcGIS軟件進(jìn)行空間模型構(gòu)建，然后利用GeoDa軟件進(jìn)行空間分析。各省區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)增加值、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值和農(nóng)村人口來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)年鑒》、《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》以及各省區(qū)統(tǒng)計年鑒。因2010年之后鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值等數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑調(diào)整，取消了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值這一統(tǒng)計指標(biāo)，為保持?jǐn)?shù)據(jù)的前后一致性，故未采用2010年之后的數(shù)據(jù)指標(biāo)。

二、中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)區(qū)域差異的空間分析

（一）全局Moran's I指數(shù)分析

通過計算全局Moran′s I指數(shù)，對1981-2010年考察期內(nèi)中國省區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體空間集聚情況進(jìn)行分析，結(jié)果見圖1、表1。

圖1　 1981-2010年人均農(nóng)村GDP的全局Moran′s I指數(shù)

通過表1可以看出，歷年人均農(nóng)村GDP的全局Moran′s I指數(shù)的區(qū)間范圍都處于［0，1］，且P值均小于0.05，在P=0.05的水平上通過了顯著性檢驗。因此其結(jié)果可以拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為各省區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較為顯著的空間自相關(guān)。人均農(nóng)村GDP數(shù)值較高的省區(qū)趨向于在空間上相鄰接，人均農(nóng)村GDP數(shù)值較低的省區(qū)趨向于在空間上相鄰接。從圖1全局Moran′s I指數(shù)曲線圖可以看出，其指數(shù)雖然一直處于［0，1］范圍內(nèi)，且顯著性水平有所提升，但是波動性較為明顯，基本上呈現(xiàn)出以5年左右的時間為周期上下波動。中國各省區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間上的集聚現(xiàn)象并未顯示出整體上升態(tài)勢，而是呈現(xiàn)一種周期性波動的現(xiàn)象。

（二）局部Moran's I指數(shù)

鑒于全局Moran′s I指數(shù)無法全面反映中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異的情況，及其呈現(xiàn)出的周期性波動現(xiàn)象。本文以5年為一周期，選取了1981、1986、1991、1996、2001、2006、2010年局部Moran′s I指數(shù)進(jìn)行詳細(xì)分析。表2顯示了1981、1986、1991、1996、2001、2006、2010年局部Moran' s I指數(shù)情況，包括了空間類型以及Z檢驗P值（P0.05）。表2顯示中國過半省區(qū)顯示出正向的空間自相關(guān)，同時也有不少省區(qū)顯示出負(fù)向的空間自相關(guān)。

由表2可以看出：

1.在1981、1986、1991、1996、2001、2006、2010年的時間點上，存在顯著的空間自相關(guān)的省區(qū)主要是東部沿海和西部內(nèi)陸省區(qū)。呈現(xiàn)出高高型空間集聚的全部都是東部沿海省區(qū)，低低型空間集聚的基本上是西部內(nèi)陸省區(qū)（1986年陜西、河南，1991年河南、湖北、內(nèi)蒙古，1996年和2001年湖北除外）。說明中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異整體上呈現(xiàn)出不均衡化發(fā)展。當(dāng)然，相關(guān)時間點的具體省區(qū)也存在變化。高高型空間集聚的省區(qū)1981年是上海、浙江，1986年為上海、江蘇，1991年僅有天津一地，1996年也只有江蘇，進(jìn)入21世紀(jì)，2001年、2006年和2010年都是江蘇、浙江、上海三地。這些沿海省區(qū)主要是由于政策、歷史以及工業(yè)化進(jìn)程等因素一直處于中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的領(lǐng)先地位。特別是進(jìn)入20世紀(jì)90年代之后，沿海省區(qū)江蘇、浙江、上海的發(fā)展一直表現(xiàn)突出。低低型空間集聚則主要分布在西部內(nèi)陸省份，其中四川在所有的時間點中都一直處于低低型，既有其農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后因素影響，也因其農(nóng)村人口不斷增長。新疆、西藏、青海、甘肅則自1996年起就一直處于低低型，其農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，但是受限于其經(jīng)濟(jì)總量規(guī)模，一直也是處于中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后區(qū)域。

表1　1981-2010年人均農(nóng)村GDP的全局Moran′s I指數(shù)

2.從中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域空間演化歷程來看，高高型集聚顯著的省區(qū)變化并不明顯，1981、1986年有2個省區(qū)，1991、1996年只出現(xiàn)1個省區(qū)，2001、2006、2010年出現(xiàn)了3個省區(qū)（江蘇、浙江、上海）。說明中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在改革開放的大背景下雖然增速明顯，但是人均GDP數(shù)值顯示出空間集聚現(xiàn)象并未出現(xiàn)較為明顯的改善，其空間集聚程度上下波動較為明顯。低低型空間集聚顯著的區(qū)域在1981年只有3個省區(qū)，主要是由于改革開放初期，相對落后地區(qū)的空間滯后現(xiàn)象并不明顯。1986年省區(qū)數(shù)量達(dá)到了6個，1996年為7個，2001年增加到了8個，2006 和2010年則回落至6個。低低型空間集聚顯著的省區(qū)數(shù)量保持在一個較高的水平，且其中省區(qū)變化并不大，說明這些年以來，西部內(nèi)陸地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間自相關(guān)處于一種難以突破的瓶頸狀態(tài)，農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平很難獲得外部力量的支持。低高型和高低型的省區(qū)數(shù)量較少。

表2　典型年份不同地區(qū)空間聚集模式和局部Moran′s I指數(shù)

表2　續(xù)典型年份不同地區(qū)空間聚集模式和局部Moran′s I指數(shù)

3.根據(jù)各個時間點的局部Moran′s I指數(shù)可以看出不同類型省區(qū)空間集聚輻射能力大小。高高型空間集聚明顯的省區(qū)會對周邊地區(qū)產(chǎn)生正向的輻射效應(yīng)，其輻射效應(yīng)的大小可以通過指數(shù)值顯示出來。1981年浙江和上海兩省區(qū)為高高型空間集聚，但是浙江局部Moran′s I指數(shù)僅為0.0391，其輻射帶動作用有限，而上海局部Moran′s I指數(shù)達(dá)到了2.0180，其輻射周邊地區(qū)能力更為顯著。1986年江蘇和上海為高高型空間集聚，局部Moran′s I指數(shù)分別達(dá)到了1.0770和3.2412，對周邊地區(qū)正向影響作用十分明顯。但是1991年高高型局部Moran′s I指數(shù)達(dá)到顯著水平的省區(qū)僅有天津，其他東部沿海省區(qū)高高型指數(shù)顯著性水平無法通過Z檢驗，顯示其對周邊地區(qū)的輻射作用有限，難以帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。1996年也僅有江蘇一地達(dá)到了高高型空間集聚的顯著水平，而且其局部Moran′s I指數(shù)也只有0.5560，輻射帶動能力仍顯不足。2001年、2006年和2010年呈現(xiàn)高高型空間集聚的省區(qū)維持不變，為江蘇、浙江、上海三地。顯示出長三角地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅體現(xiàn)了自身的進(jìn)步（上海2006年局部Moran′s I指數(shù)高達(dá)5.1400），而且對周邊地區(qū)的輻射帶動作用十分明顯。

（三）中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)區(qū)域差異的原因分析

1.經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的變動。根據(jù)上述分析，中國農(nóng)村區(qū)域經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)是決定其空間差異的主要原因。一般來說，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好的地區(qū)或者擁有較強(qiáng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿Φ牡貐^(qū)，其農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展也會更加突出。1981年呈現(xiàn)高高型和低低型空間集聚顯著的地區(qū)并不多，說明當(dāng)時中國農(nóng)村地區(qū)空間差異并不明顯，但是隨著改革開放不斷深入，不同區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)有了較大的改變，東部沿海地區(qū)開始成為中國農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的排頭兵，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)好，擁有良好的自然條件和區(qū)位優(yōu)勢，其高高型空間集聚地區(qū)也不斷增加。而西部內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較差，雖然擁有諸多自然資源優(yōu)勢，但是因農(nóng)村人口發(fā)展和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的相對滯后，其低低型空間集聚地區(qū)反而不斷增加，直到2006年之后有所回落，但仍然保持著7個省區(qū)的數(shù)量。

2.國家宏觀戰(zhàn)略的調(diào)整。上述分析提到了中國各省區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間上的集聚現(xiàn)象并未顯示出整體上升態(tài)勢，而是呈現(xiàn)一種周期性波動的現(xiàn)象。這主要是受國家宏觀戰(zhàn)略調(diào)整的影響，特別是改革開放過程中實施的非均衡發(fā)展戰(zhàn)略。側(cè)重于支持工業(yè)化發(fā)展的戰(zhàn)略導(dǎo)致了農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對滯后，各類資源要素的分配都傾向于工業(yè)發(fā)展，農(nóng)村區(qū)域整體經(jīng)濟(jì)水平難以提升，其空間集聚能力總體較弱。通過前文分析也可以看出，中國農(nóng)村地區(qū)全局Moran′s I指數(shù)每經(jīng)歷一段時間的上升后都會出現(xiàn)下跌，1985年經(jīng)歷了第一次下跌，伴隨著幾年的發(fā)展1990年再次下跌，之后1995年和1997年存在兩個低值時期，2004年再次出現(xiàn)下降趨勢，并且在2008年達(dá)到最低值。歷年來局部Moran′s I指數(shù)除上海外，其他地區(qū)空間集聚現(xiàn)象都較不顯著，僅有的幾個高高型空間集聚顯著省區(qū)，其輻射帶動能力也較為有限。雖然20世紀(jì)90年代末，國家開始關(guān)注三農(nóng)問題，提出社會主義新農(nóng)村建設(shè)等舉措，2006年之后低低型空間集聚顯著的省區(qū)數(shù)量有所減少（見表2），但是農(nóng)村區(qū)域空間集聚現(xiàn)象的波動性仍然明顯。

3.市場化程度的不同。改革開放初期，東部沿海地區(qū)利用對外開放的區(qū)位優(yōu)勢，不斷擴(kuò)大自身市場規(guī)模，引導(dǎo)國內(nèi)外各類要素向東部沿海地區(qū)集聚，不僅推動了東部沿海地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，也帶動了東部沿海地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。特別是從20世紀(jì)80年代開始的東部沿海地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，帶動了農(nóng)村地區(qū)市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，為其農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的崛起提供了重要條件。長三角地區(qū)就是典型的代表，1996年僅有江蘇一地是高高型空間集聚顯著省區(qū)，2001年之后江蘇、浙江、上海都成為高高型空間集聚顯著省區(qū)。而中西部地區(qū)由于市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后，市場化進(jìn)程中各類要素獲取困難，市場資源配置效率較低，因此，中西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展從市場經(jīng)濟(jì)受益有限，與東部沿海地區(qū)存在差距且呈逐漸擴(kuò)大趨勢，2001年低低型空間集聚顯著的中西部省區(qū)擴(kuò)大到了9個。

三、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文利用空間計量分析方法對1981-2010年中國各省區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異的空間格局演化進(jìn)行了詳細(xì)分析，探討了各省區(qū)農(nóng)村區(qū)域空間集聚現(xiàn)象及其時空演變，并從經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、國家宏觀戰(zhàn)略和市場化程度等方面對造成農(nóng)村區(qū)域空間差異的原因進(jìn)行了考察，得到以下主要結(jié)論：

1.1981-2010年各省區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較為顯著的空間自相關(guān)，且空間上的集聚現(xiàn)象并未顯示出整體上升態(tài)勢，而是呈現(xiàn)一種周期性波動的現(xiàn)象。

2.根據(jù)空間集聚類型的特點可以看出，高高型和低低型空間集聚現(xiàn)象是農(nóng)村地區(qū)空間自相關(guān)的主要特點，且高高型空間集聚地區(qū)主要集中在東部沿海省份，低低型空間集聚地區(qū)則大多數(shù)為西部內(nèi)陸省份。工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的傾向性導(dǎo)致了農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對滯后，空間自相關(guān)呈現(xiàn)周期性波動，難以實現(xiàn)較長時期的空間集聚現(xiàn)象，當(dāng)然，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)也是農(nóng)村地區(qū)空間集聚較不顯著的重要原因。

3.從局部地區(qū)典型時間點的空間自相關(guān)分析可以看出，雖然一直以來，農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平滯后，但仍然有部分區(qū)域表現(xiàn)突出，自2001年開始，以江蘇、浙江、上海為代表的長三角區(qū)域空間集聚顯著，對周邊地區(qū)的輻射帶動能力十分突出。此外，中西部農(nóng)村區(qū)域空間低低型集聚顯著，且受限于經(jīng)濟(jì)總量規(guī)模，2010年仍有高達(dá)7個省區(qū)存在顯著的低低型空間集聚。

（二）啟示

通過上述分析可知，要改變中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域差異，推動農(nóng)村地區(qū)高水平的空間集聚現(xiàn)象更加顯著，需要采取以下措施：一是進(jìn)一步推動農(nóng)村地區(qū)改革開放，工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)政策實施更應(yīng)該體現(xiàn)持續(xù)性，努力提高農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，做大經(jīng)濟(jì)總量，避免在低水平空間集聚中周期性波動。二是進(jìn)一步強(qiáng)化高高型空間集聚顯著區(qū)域的輻射帶動作用，長三角地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展對周邊地區(qū)的影響應(yīng)該更加明顯地體現(xiàn)出全面性、多層次，利用“一帶一路”等國家新興戰(zhàn)略，擴(kuò)大輻射范圍；京津冀地區(qū)以及廣東福建等沿海地區(qū)，其空間集聚現(xiàn)象目前并不顯著，因此需要繼續(xù)加強(qiáng)與周邊地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)等各方面的聯(lián)系，推動市場化進(jìn)程的共同提升。三是大力推動低低型空間集聚區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，由于發(fā)展落后的農(nóng)村地區(qū)空間集聚周期性波動更加明顯，需要在中西部農(nóng)村地區(qū)引入外部經(jīng)濟(jì)力量的支持，打造新的經(jīng)濟(jì)增長點，努力推動空間集聚水平的提升，實現(xiàn)落后地區(qū)的跨越發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：管仲）

曹志文（1990-），男，江西九江人，碩士研究生，研究方向：轉(zhuǎn)型期金融發(fā)展；吳志遠(yuǎn)（1972-），男，江西九江人，教授，金融學(xué)博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向：貨幣銀行學(xué)、政府經(jīng)濟(jì)學(xué)等。