欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)民人均純收入的空間非均衡與極化研究*——以甘肅省86 個縣為例

王錄倉，武榮偉，劉華軍，馬衛(wèi)，張欽

（1.西北師范大學地理與環(huán)境科學學院，甘肅 蘭州730070；2.山東財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，山東 濟南250014）

農(nóng)村經(jīng)濟始終是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要基石。2004-2014 年間，國務(wù)院連續(xù)11 a 發(fā)布了以農(nóng)業(yè)為主題的中央一號文件，促進農(nóng)民增收始終是當前我國經(jīng)濟發(fā)展的重要命題。改革開放以來，伴隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速推進，區(qū)域社會經(jīng)濟發(fā)展的不均衡性更加顯著，區(qū)域收入(尤其是農(nóng)民人均純收入）差距也成為學者和政策制定者高度關(guān)注的重大議題。

針對農(nóng)民人均純收入的區(qū)域差距，目前國內(nèi)的研究成果主要集中在三個方面：一是探究農(nóng)村居民收入差距整體變化趨勢，利用錫爾系數(shù)進行空間分解研究[1]。二是挖掘區(qū)域差距形成的因素，多采用指數(shù)分解或回歸方程等方法[2-5]。三是依靠探索性空間數(shù)據(jù)分析方法，解讀農(nóng)村居民收入差距的空間集聚現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民收入增長的熱點和冷點地區(qū)[6-7]。近年來，綜合采用數(shù)理統(tǒng)計和地統(tǒng)計分析方法成為研究區(qū)域差異的一種趨勢[8]。綜觀這些已有研究，我們發(fā)現(xiàn)：1）研究尺度以宏觀為主，微觀尺度相對不足。主要關(guān)注省際間農(nóng)民收入差異格局，對省內(nèi)縣市間農(nóng)民收入差異及影響因素的探討不足[3-5]；而針對縣域尺度時，研究多聚焦于發(fā)達地區(qū)[6-8]，欠發(fā)達地區(qū)相對欠缺。2）研究時間尺度相對較短。大量研究集中于較短的時間尺度[9]，或者使用節(jié)點年份的截面數(shù)據(jù)[10]進行分析，從而影響了分析結(jié)果的完整性、連續(xù)性和說服力[11]。3）研究方法需要改進。已有研究多采用錫爾指數(shù)衡量區(qū)域差距[12]，可錫爾指數(shù)的分解方法存在缺陷，它沒有將各子樣本的分布狀況納入分析[13-14]，因此難以準確衡量各地區(qū)差距的來源與構(gòu)成。使用地統(tǒng)計分析雖然可以測度空間集聚現(xiàn)象，但無法對各地區(qū)之間的差距進行量化呈現(xiàn)。

甘肅省地處中國西北區(qū)，位于90°13′-108°46′E和32°31′-42°57′N 之間，是中國三大自然地理單元的交匯處，地形狹長，地理跨度大，地貌、氣候類型復(fù)雜多樣，具有明顯的過渡性。各地發(fā)展水平差異大，不均衡性強。2013 年全省GDP 達6 268.01 億元，居全國第27 位，人均GDP 為24 297 元，位列全國第30 位，全年農(nóng)村居民人均純收入僅5 107.8 元，位居全國第31 位，屬典型的欠發(fā)達地區(qū)。

因此，本文以甘肅省為研究對象，以86 個縣域為分析單元，利用1988-2012 年間各縣域農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)，采用Dagum 基尼系數(shù)及其子群分解方法，測度縣域及五大區(qū)域（河西區(qū)、隴中區(qū)、隴東區(qū)、民族區(qū)、隴南區(qū)） 農(nóng)民人均純收入的空間非均衡程度，并揭示其來源與構(gòu)成。 其次，借鑒Esteban 和Ray[15]、Esteban 等[16]以及Lasso 和Urrutia[17]的方 法，構(gòu)建農(nóng)民人均純收入的ER、EGR 和LU 指數(shù)，反映其空間極化特征。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取1988-2012 年間86 個縣級行政單元的農(nóng)民人均純收入作為研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于1989-2013 年間《甘肅發(fā)展年鑒》。由于《甘肅發(fā)展年鑒》并不統(tǒng)計農(nóng)村居民純收入的價格指數(shù)，因此部分學者采用消費者價格指數(shù)進行處理[8]，而周紅利和和榮[1]認為這沒有必要，因為采用替代性的價格指數(shù)，參數(shù)越多可能造成的計算誤差越大。因此本文所采用的數(shù)據(jù)均為當期現(xiàn)價，沒有進行跨期調(diào)整。所有縣名均以2013 年的名稱為標準。

1.2 研究方法

1.2.1 Dagum基尼系數(shù) Dagum[13]提出了一種新的基尼系數(shù)及其分解方法，即將總體基尼系數(shù)分解為三個部分：Gw表示地區(qū)內(nèi)差距的貢獻，Gnb表示地區(qū)間凈值差距的貢獻，Gt表示超變密度的貢獻，并滿足G=Gw+Gnb+Gt。目前還沒有學者將此方法應(yīng)用于對農(nóng)民人均純收入的區(qū)域差距分析中?？傮w基尼系數(shù)計算方法為：

式中：yji（yhr）表示甘肅省內(nèi)j（h）地區(qū)任意一區(qū)域的農(nóng)民人均純收入，表示甘肅省各縣農(nóng)民人均純收入的平均值，n 表示縣域的個數(shù)，k 表示地區(qū)劃分的個數(shù)，nj（nh）表示j（h）地區(qū)內(nèi)縣域的個數(shù)。

其次，依據(jù)地區(qū)內(nèi)農(nóng)民人均純收入對地區(qū)進行排序，公式為：

地區(qū)內(nèi)基尼系數(shù)公式為：

式中:Gjj表示j 地區(qū)的地區(qū)內(nèi)基尼系數(shù)，表示j 地區(qū)農(nóng)民人均純收入的均值。

地區(qū)內(nèi)差距的貢獻計算公式為：

式中：Gw表示地區(qū)內(nèi)差距的貢獻j=1，2，…，k。

地區(qū)間基尼系數(shù)計算公式為：

式中：Gjh表示j，h 地區(qū)的地區(qū)間基尼系數(shù)。

地區(qū)間凈值差距的貢獻計算公式為：

式中：Gnb表示地區(qū)間凈值差距的貢獻。

超變密度的貢獻公式為：

式中：Gt表示超變密度的貢獻，Djh為j，h 地區(qū)間相對農(nóng)民人均純收入的影響，其定義如公式（8）所示。其中，我們將djh定義為地區(qū)間農(nóng)民人均純收入貢獻率差值，可以理解為是j，h 地區(qū)中所有yji-yhr＞0 的樣本值加總的數(shù)學期望；pjh定義為超變一階矩，可以理解為j，h 地區(qū)中所有yhr-yji＞0 的樣本值加總的數(shù)學期望[18]。

1.2.2 空間極化的測度 極化與區(qū)域差距二者并不相同，極化強調(diào)的是所有成員圍繞樣本局部平均值成聚類式分布，而基尼系數(shù)測度則只強調(diào)所有成員偏離全體平均值的分布情況[19]。區(qū)域要素空間極化的內(nèi)涵豐富，Esteban 和Ray[15]認為極化是中間階層消失或者向兩極周圍聚集的現(xiàn)象。修春亮等[20]認為各區(qū)域差別擴大，形成一個或者兩個極的過程為極化。目前，極化測度指數(shù)有W 型與ER 型。眾多學者采用了W 指數(shù)對發(fā)達地區(qū)縣域農(nóng)民人均純收入空間極化進行了測度[8-9，20]。出于穩(wěn)健性的考慮，本文采用ER 指數(shù)、EGR 指數(shù)和LU 指數(shù)測度甘肅省農(nóng)民人均純收入的空間極化程度，對縣域農(nóng)民人均純收入空間極化的研究做適當?shù)难a充。ER[15]指數(shù)公式為：

式中：n 為分組個數(shù)；p 為比重，即各組組內(nèi)樣本數(shù)與總體樣本數(shù)的比值，pi、pj分別表示第i、j 組的份額；xi、xj分別為第i、j 組樣本的農(nóng)民人均純收入的平均值；參數(shù)K＞0，是起標準化作用的常數(shù)。α 為（0,1.6）之間的任意值。

EGR[16]指數(shù)公式為：

式中：G 為基尼系數(shù)，G間為Dagum 基尼系數(shù)分解中組間基尼系數(shù)的貢獻。參數(shù)K＞0，是起標準化作用的常數(shù)；β＞0，是組內(nèi)聚合程度的敏感性參數(shù)。公式（12）右側(cè)第二項反映了組內(nèi)差距程度。

當各組成員的農(nóng)民人均純收入存在重疊時，EGR 指數(shù)中第二項不能反映出組內(nèi)不平等程度。Lasso 和Urrutia[17]對其做出了改進，即LU 指數(shù)，在該指數(shù)基礎(chǔ)上，我們構(gòu)造了農(nóng)民人均純收入空間分布的極化LU 指數(shù)，公式為：

式中：Gi為第i 組農(nóng)民人均純收入的基尼系數(shù)，其余字母含義與EGR 指數(shù)類似。從公式（13）可以發(fā)現(xiàn)，LU 指數(shù)將組內(nèi)聚合程度的影響直接體現(xiàn)在ER 指數(shù)的認同函數(shù)中，這在一定程度上克服了EGR 指數(shù)在各組成員農(nóng)民人均純收入存在重疊時的缺陷[21]。最后，三個指數(shù)越大，說明農(nóng)民人均純收入的極化程度越高；反之，其極化程度越低。

1.2.3 參數(shù)假定與區(qū)域劃分 為滿足三類極化指數(shù)在0 到1 之間，我們對相關(guān)參數(shù)進行調(diào)整，最終確定如下：在測度極化指數(shù)時，我們?nèi)=0.004，α=1.5，β=0.3。

由于經(jīng)濟地理區(qū)位、自然資源稟賦、社會發(fā)展政策等存在差異，導(dǎo)致區(qū)域差距映射在不同的空間尺度上時，表征出不一致的特征。錯誤的子區(qū)域劃分甚至可能導(dǎo)致區(qū)域間“異質(zhì)性”被人為“同質(zhì)化”[22]。本文借鑒相關(guān)研究[23]，將甘肅省劃分為五大區(qū)域（河西區(qū)、隴中區(qū)、隴東區(qū)、民族區(qū)、隴南區(qū)），其中河西區(qū)包括酒泉市、嘉峪關(guān)市、張掖市、武威市、金昌市；隴中區(qū)包括蘭州市、白銀市、定西市；隴東區(qū)包括平?jīng)鍪?、慶陽市；民族區(qū)包括甘南藏族自治州與臨夏回族自治州；隴南區(qū)包括天水市和隴南市。

2 農(nóng)民人均純收入的地區(qū)差異特征

2.1 農(nóng)民人均純收入的時空演變規(guī)律

根據(jù)甘肅省86 個縣區(qū)1988-2012 年間農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)，基于自然斷裂法，以1988 年和2012年為時間基點展示其空間格局（圖1）。由圖1 可以看出，甘肅省農(nóng)民人均純收入存在顯著的空間差異，且西北差異大、東南差異相對小，這體現(xiàn)了全省經(jīng)濟發(fā)展差異格局。1988-2012 年間，河西經(jīng)濟區(qū)農(nóng)民人均純收入始終處于較高水平，并表現(xiàn)出一定的路徑依賴，其中天?？h與古浪縣處于河西區(qū)與隴中區(qū)的交匯處，呈現(xiàn)出明顯的塌陷特征；隴中區(qū)農(nóng)民人均純收入高值由蘭州向白銀擴散，但與定西市差距逐漸擴大；隴東區(qū)農(nóng)民人均純收入高值擴散態(tài)勢顯著；民族區(qū)表現(xiàn)出了顯著的發(fā)展滯后，高值區(qū)退縮態(tài)勢顯著；隴南區(qū)農(nóng)民人均純收入的空間格局變化不大，關(guān)中天水經(jīng)濟區(qū)的發(fā)展并沒有表現(xiàn)出擴散效應(yīng)，當前仍以集聚效應(yīng)為主。河西經(jīng)濟區(qū)、蘭（州）白（銀）經(jīng)濟區(qū)、隴東經(jīng)濟區(qū)逐步形成，而隴南及民族地區(qū)發(fā)展較為滯后。河西經(jīng)濟區(qū)由于區(qū)域一體化水平相對較高，酒（泉）嘉（峪關(guān)）一體化、金（昌）武（威）一體化發(fā)展迅速，處于明顯的經(jīng)濟擴散過程；隴中地區(qū)圍繞蘭白都市圈，經(jīng)濟聯(lián)系較為密切，而對定西市并沒有形成顯著的擴散效應(yīng)；隴東經(jīng)濟區(qū)初步形成，區(qū)域一體化程度有所加深，但并沒有出現(xiàn)一個顯著的區(qū)域增長核心。

圖1 1988 和2012 年甘肅農(nóng)民人均純收入空間格局Fig.1 Spatial distribution of farmers’per capita net income in Gansu in 1988 and 2012

圖2 直觀地描述了全省及五大區(qū)域1988-2012年間農(nóng)民人均純收入的演變軌跡。整體上農(nóng)民人均純收入呈上升態(tài)勢，但各地區(qū)增速和水平存在著一定差異。河西、隴中地區(qū)收入水平高，增長速率快，二者均高于全省平均值；而民族地區(qū)、隴東及隴南地區(qū)低于全省平均值。從時序變化來看，表現(xiàn)出明顯的階段性：1988-1994 年間，各地區(qū)農(nóng)民人均純收入相對穩(wěn)定，1994-2012 年處于快速上升階段。若以1988 年為基期，2012 年河西、隴中、隴東、民族地區(qū)、隴南五大區(qū)域的農(nóng)民人均純收入分別年均增長11.01%、11.15%、11.52%、9.95%、11.25%、10.61%；若以2007年為基期，2012 年河西、隴中、隴東、民族地區(qū)、隴南五大區(qū)域內(nèi)農(nóng)民人均純收入分別年均增長13.14%、13.85%、14.04%、14.80%、15.58%、14.78%。

圖2 甘肅及五大區(qū)域農(nóng)民人均純收入的演變態(tài)勢Fig.2 Evolving trends of per capita net income of rural residents in Gansu and five regions

2.2 農(nóng)民人均純收入空間非均衡的測度與分解

根據(jù)Dagum[13]提出的基尼系數(shù)，對甘肅省內(nèi)部五大區(qū)域1988-2012 年間的農(nóng)民人均純收入進行測評。

2.2.1 總體地區(qū)差距 總體基尼系數(shù)變化趨勢并不平穩(wěn)，出現(xiàn)了反復(fù)波動，存在顯著的上升期與下降期。1989-1993 年間，基尼系數(shù)呈下降趨勢；1994-1997年間呈上升趨勢；1998-1999 年間又轉(zhuǎn)變?yōu)橄陆第厔荩?000 年短暫上揚后，又開始穩(wěn)步下降。從圖3 中可以發(fā)現(xiàn)幾個顯著的拐點，即1993 年、1998 年、2000年。1992 年后，隨著我國經(jīng)濟體制的全面轉(zhuǎn)型，農(nóng)民收入來源發(fā)生了變化。1994-1997 年間隴南地區(qū)發(fā)生了持續(xù)大旱，造成了大量的經(jīng)濟損失，影響了農(nóng)民人均純收入提高。2000 年以來，我國實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，縮小了甘肅各地區(qū)整體差距。這一現(xiàn)象與發(fā)達地區(qū)形成反差，1995-1999 年間，江蘇省的基尼系數(shù)相對差異在縮小[8]，而甘肅省則表現(xiàn)出擴大的態(tài)勢；2002-2006 年間，江蘇省相對差異呈擴大趨勢，而甘肅省呈現(xiàn)穩(wěn)定下降的變化態(tài)勢。

圖3 總體基尼系數(shù)的演變態(tài)勢Fig.3 Evolving trends of Gini coefficients

2.2.2 地區(qū)內(nèi)差距及其演變態(tài)勢 從區(qū)內(nèi)看，趨同性與差異性共存（圖4），河西、隴東、隴南、民族地區(qū)基尼系數(shù)表現(xiàn)出趨同性，而隴中地區(qū)表現(xiàn)出顯著的差異性。

圖4 地區(qū)內(nèi)差距的演變態(tài)勢Fig.4 Evolving trends of the internal disparities in different regions

從演變過程來看，民族地區(qū)的差距變動數(shù)值最大，1988-2012 年間呈波動下降的趨勢，可分為快速下降期（1988-1990 年間）、穩(wěn)步上升期（1990-1994年間）、緩慢下降時期（1994-2012 年間）。隴南地區(qū)可分為兩個主要時期：穩(wěn)步上升期（1989-1996 年間）和穩(wěn)步下降并趨于穩(wěn)定時期（1996-2012 年間）。隴中地區(qū)恰恰相反，1988-1994 年間呈下降趨勢，1994-2012年間呈緩慢上升并趨于穩(wěn)定。隴東地區(qū)內(nèi)差距一直在0.08 上下波動，由于其內(nèi)部差距較小，相對的其變動幅度較大，最高年份1997 年是最低年份1994 年數(shù)值的1.66 倍?？傮w而言，1988-1999 年間地區(qū)內(nèi)差距變化較為劇烈，而2000-2012 年間變化較為緩和。

2.2.3 地區(qū)間差距及其演變態(tài)勢 整體上，農(nóng)民人均純收入?yún)^(qū)際差距變化過程較為復(fù)雜， 然而單純以2012 年與1988 年比較，各地區(qū)間差距變化并不顯著（圖5）。

圖5 地區(qū)間差距演變態(tài)勢Fig.5 Evolving trends of the regional disparities between two regions

河西與隴南的區(qū)際差距最大，河西與民族地區(qū)的區(qū)際差距次之，隴東和隴南的區(qū)際差距雖有波動，但較長時期內(nèi)二者差距最小。從演變過程考察，隴東與民族地區(qū)、隴東與隴南、民族地區(qū)與隴南的區(qū)際差距演變過程較為特殊。隴東與民族地區(qū)、民族地區(qū)與隴南的區(qū)際差距演化趨勢十分相似，1988-1990 年間呈下降趨勢，1990-1994 年間緩慢上升，1994 年之后（除1997 年）呈穩(wěn)步下降趨勢并趨于穩(wěn)定；隴東和隴南的區(qū)際差距可以分為三個階段，1988-1996 年間呈穩(wěn)步上升，1996-2000 年間為劇烈波動期，2000-2012年間為穩(wěn)定期。其余各地區(qū)之間的區(qū)際差距波動具有很強的趨同性， 大致可以分為四個階段，1988-1989 年間為上升期，1989-1994 年間為緩慢下降期，1994-2000 年間為劇烈波動期，2000-2007 年間為基本穩(wěn)定期，2007-2012 年間為略有下降期。

以河西與隴東地區(qū)為例，若以1994 年為基期，則1994-1997 年間其區(qū)際差距年均上升13.4%；若以2000 年為基期，則2000-2007 年間兩者之間的區(qū)際差距年均下降0.29%。另外，可以明顯地發(fā)現(xiàn)，各地區(qū)與隴南之間的區(qū)際差距極值幾乎都出現(xiàn)在1997 年，這從另一個側(cè)面說明隴南地區(qū)自然災(zāi)害對農(nóng)民人均純收入的深刻影響。

2.2.4 地區(qū)差距的來源及其貢獻率 地區(qū)內(nèi)差距的貢獻率緩慢下降并趨于穩(wěn)定（圖6），超變密度及區(qū)際差距的貢獻率呈反向變動。區(qū)際差距貢獻率較大，表明區(qū)際差距是導(dǎo)致全省農(nóng)民人均純收入總體地區(qū)差距的重要來源；區(qū)內(nèi)差距的貢獻率最小，表明五大區(qū)域內(nèi)差距較小，具有一定的同質(zhì)性。從演變過程來看，地區(qū)內(nèi)差距的貢獻率變動較平穩(wěn)，整體上呈緩慢下降態(tài)勢，由1988 年的峰值（15.87%）逐年下降至2007年的最低值（12.58%）。區(qū)際差距的貢獻率與超變密度的貢獻率呈現(xiàn)出明顯的反向變化，二者的變化均以1994 年為轉(zhuǎn)折點，1989-1994 年間超變密度差距貢獻率逐年上升，并于1994 年達到最大值（31.95%）；1994-2012 年間，總體呈下降趨勢，到2012 年出現(xiàn)了最小值（34.81%）。而區(qū)際差距貢獻率的變化趨勢恰恰相反。1989-1994 年間，區(qū)際差距的貢獻率迅速下降，1994 年達到最小值（31.95%）；1994-1997 年迅速上升，1997 年達到最大值（54.42%）；1997-2012 年趨于穩(wěn)定狀態(tài)。

圖6 地區(qū)差距貢獻率的演變態(tài)勢Fig.6 Contribution rates of regional disparities

3 農(nóng)民人均純收入的極化研究

三種極化指數(shù)（ER 指數(shù)、EGR 指數(shù)、LU 指數(shù)）均呈上升趨勢（圖7），表明極化加劇，與縣域農(nóng)民人均純收入差距總體下降趨勢形成強烈反差。其中ER 極化指數(shù)最大，從時序變化來看，可分為三個階段：1988-1993 年間，ER 近乎維持穩(wěn)定；1993-1997 年間，ER 快速上升，1997-2012 年間，ER 加速上升，其增加數(shù)值越來越大。

1989-2012 年間，ER、EGR、LU 指數(shù)分別年均上升11.76%、11.81%、21.35%，而2012 年總體基尼系數(shù)為1988 年的1.007 倍。其原因在于區(qū)內(nèi)差距下降，而區(qū)際差距上升。同1988 年相比，2012 年區(qū)內(nèi)差距年均下降0.60%，區(qū)際差距年均上升1.26%，同時超變密度年均下降1.10%。均表明區(qū)內(nèi)同質(zhì)性增強，區(qū)際間對抗程度上升，中間階層的消失導(dǎo)致極化程度的上升。超變密度的下降說明在五大區(qū)域分組情況下，各地區(qū)農(nóng)民人均純收入表現(xiàn)出顯著的差距，區(qū)際收入水平重疊減少，地區(qū)內(nèi)同質(zhì)性加強，同樣導(dǎo)致了極化程度的上升。與發(fā)達的江蘇省相比較[8]，欠發(fā)達的甘肅省極化程度顯著不同， 發(fā)達地區(qū)經(jīng)歷了下降—波動上升—小幅降低的變化趨勢，然而甘肅省的極化程度仍然未表現(xiàn)出下降的態(tài)勢，區(qū)域間均衡發(fā)展面臨的形勢更為嚴峻。

圖7 甘肅農(nóng)民人均純收入的極化指數(shù)演變態(tài)勢Fig.7 Polarization index of per capita net income of rural residents in Gansu

4 結(jié)論

本文利用甘肅86 個縣市區(qū)1988-2012 年農(nóng)民人均純收入的數(shù)據(jù)，按照五大區(qū)域進行分組，對甘肅農(nóng)民人均純收入的空間非均衡與極化程度進行了實證研究。結(jié)果表明：1）農(nóng)民人均純收入存在著明顯的空間非均衡性，各區(qū)域內(nèi)部差距逐漸縮小，區(qū)際差距顯著。整體來看，2012 年五大區(qū)域中隴中地區(qū)內(nèi)差距最大，其次是河西地區(qū)、民族地區(qū)、隴南地區(qū)，隴東地區(qū)內(nèi)差距最小。區(qū)際差距均經(jīng)歷了較復(fù)雜的變化過程?；嵯禂?shù)貢獻率結(jié)果顯示，區(qū)際差距是影響農(nóng)民人均純收入差異的主要原因，且區(qū)際差距貢獻率呈先下降后上升趨勢，而超變密度貢獻率與其變化態(tài)勢相反，表明五大區(qū)域間農(nóng)民人均純收入差距較大。2） 農(nóng)民人均純收入空間分布的極化ER、EGR 和LU指數(shù)結(jié)果顯示，極化程度呈現(xiàn)出上升趨勢，主要是由于區(qū)內(nèi)差距的下降和區(qū)際差距的上升共同引起的。說明五大區(qū)域分組情況下，除隴中地區(qū)外，各區(qū)域內(nèi)部同質(zhì)性增強，各區(qū)域之間異質(zhì)性與對抗性進一步增加。

5 建議

甘肅省五大區(qū)域自然條件差異巨大，發(fā)展階段不盡相同，區(qū)際差距的上升與極化程度的增強都對甘肅省區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提出了新的挑戰(zhàn)。在加強五大區(qū)域相互合作的前提下，突出區(qū)域特色才是可行的發(fā)展方式。

1）隴中地區(qū)內(nèi)部差異長期維持在較高值，且有擴大的趨勢。因此定西市需要加快融入蘭白都市經(jīng)濟圈的步伐，主動承擔都市圈的部分功能，通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和接續(xù)提升自己的發(fā)展能力，帶動農(nóng)民收入水平提高。另一方面，加強特色農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化程度，發(fā)展城郊農(nóng)業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品深加工，提高農(nóng)民的收入水平。同時利用交通條件和資源優(yōu)勢，發(fā)展現(xiàn)代物流及文化旅游，拓寬農(nóng)民收入的來源。

2）其他地區(qū)區(qū)內(nèi)差距逐漸縮小，表明區(qū)內(nèi)經(jīng)濟聯(lián)系更加緊密，但區(qū)際差距上升和極化程度增加表明區(qū)際對抗性不斷加強。因此，應(yīng)切實加強區(qū)際分工協(xié)作，實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。河西地區(qū)在保證傳統(tǒng)“綠洲農(nóng)業(yè)”的基礎(chǔ)上，逐步轉(zhuǎn)變種植結(jié)構(gòu)，向高附加值農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化；同時圍繞特色優(yōu)勢農(nóng)業(yè)，發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品深加工業(yè)。充分利用“新絲綢之路經(jīng)濟帶”的發(fā)展契機和旅游資源優(yōu)勢，發(fā)展觀光農(nóng)業(yè)，提升農(nóng)民收入機會，擴大收入來源。隴東區(qū)域可嘗試新型農(nóng)業(yè)改革，使農(nóng)業(yè)實現(xiàn)規(guī)?；l(fā)展，發(fā)展現(xiàn)代旱作農(nóng)業(yè)。立足陜甘寧革命邊區(qū)振興規(guī)劃，以長慶油田開發(fā)、華亭礦區(qū)建設(shè)為契機，發(fā)展煤電化工，日用化工等日用工業(yè)品；民族地區(qū)應(yīng)重視畜牧業(yè)、林業(yè)與具有少數(shù)民族特色的對外貿(mào)易，加快小城鎮(zhèn)和基礎(chǔ)設(shè)施項目建設(shè)，提升中心城區(qū)的輻射作用；隴南地區(qū)抵御自然災(zāi)害能力較弱，因此應(yīng)進一步改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，受地形所限，其交通發(fā)展成本較高，可借助互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展電子商務(wù)，畜牧養(yǎng)殖業(yè)規(guī)模化，適當改善基礎(chǔ)設(shè)施條件。最后，我們應(yīng)當適度推進各區(qū)域人力資本的均衡發(fā)展，民族地區(qū)及隴南地區(qū)可引進專業(yè)人才。

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