長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)空分異及驅(qū)動(dòng)機(jī)制分析*

張榮天

(揚(yáng)州大學(xué)新農(nóng)村發(fā)展研究院，江蘇揚(yáng)州 225009)

0 引言

黨的十九大報(bào)告中提出“農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的根本性問題”“實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”，而關(guān)注農(nóng)民持續(xù)增收是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的題中之意。農(nóng)民收入水平是反映城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的重要指標(biāo)之一，提高農(nóng)民綜合收入是推進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)、城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重要途徑。農(nóng)民收入水平是自然環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口狀況、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及政策機(jī)制等多要素綜合作用結(jié)果，這些影響因素不同組合也就會(huì)造成了不同地域農(nóng)民收入差異性[1]，在當(dāng)前我國(guó)重大轉(zhuǎn)型新時(shí)代背景下，研究農(nóng)民收入水平變化及空間分異特征具有重要的理論意義及實(shí)踐指導(dǎo)價(jià)值。縱觀國(guó)內(nèi)外關(guān)于農(nóng)民收入相關(guān)研究進(jìn)展： (1)研究?jī)?nèi)容逐漸豐富，主要包括農(nóng)民收入水平測(cè)度及評(píng)價(jià)[2-3]、農(nóng)民收入地域差異及時(shí)空格局[4-5]、農(nóng)民收入分異影響因素[6-7]及促進(jìn)農(nóng)民增收對(duì)策建議[8-9]等方面； (2)研究尺度逐漸深化，不斷從省域[10-11]、區(qū)域[12-13]大尺度研究向市域[14]、縣域[15]等中微觀尺度研究轉(zhuǎn)向； (3)研究方法有所創(chuàng)新，從定性分析不斷向定量研究深化，主要涉及到GIS分析模型[16]、面板數(shù)據(jù)模型[17]、VAR模型[18]、泰爾指數(shù)[19]、空間自回歸模型(SAR)[20]等，表現(xiàn)出多學(xué)科研究方法交叉、融合態(tài)勢(shì)； (4)研究需強(qiáng)化方面，一方面，研究方法上側(cè)重在數(shù)理統(tǒng)計(jì)模型運(yùn)用，缺乏從空間自相關(guān)視角對(duì)農(nóng)民收入地區(qū)關(guān)聯(lián)空間類型及演變探討； 另一方面，研究?jī)?nèi)容偏重在農(nóng)民收入?yún)^(qū)域差異及對(duì)策建議分析，而對(duì)農(nóng)民收入時(shí)空分異驅(qū)動(dòng)機(jī)制定量研究相對(duì)較薄弱。

長(zhǎng)三角地處我國(guó)東部沿海與長(zhǎng)江流域結(jié)合部，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鎮(zhèn)化最快速的區(qū)域，農(nóng)民收入水平相比全國(guó)而言較高，但也存在一定的地域差異。文章以長(zhǎng)三角為案例地，空間范圍包括上海、南京、揚(yáng)州、鎮(zhèn)江、泰州、南通、蘇州、無(wú)錫、常州、杭州、紹興、湖州、嘉興、寧波、舟山、臺(tái)州等16市[21]。首先，基于2000—2015年間16個(gè)城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，計(jì)算出長(zhǎng)三角各城市的農(nóng)民收入水平值； 其次，運(yùn)用GIS-ESDA模型分析2000—2015年長(zhǎng)三角市域尺度上農(nóng)民收入時(shí)空分異特征； 最后，利用Tobit回歸模型，揭示出長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入時(shí)空分異的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，以期為長(zhǎng)三角地區(qū)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施及城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展等提供有益理論參考與實(shí)踐借鑒。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究方法

1.1.1 ESDA模型

通過Global Moran′s I、Local Moran′s I指數(shù)來(lái)分析2000—2015年間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)空格局分異規(guī)律，其中全局Moran′s I指數(shù)是描述長(zhǎng)三角農(nóng)民收入總體關(guān)聯(lián)格局特征，局部Gi*指數(shù)是描述長(zhǎng)三角農(nóng)民收入局部空間關(guān)聯(lián)類型分異[22-23]。

(1)Global Moran′s I指數(shù)

(1)

(2)

式(1)中，Xi為區(qū)域i的觀測(cè)值，Xj為區(qū)域j的觀測(cè)值，Wij為空間權(quán)重矩陣。Global Moran′s I值越接近于1，表示農(nóng)民收入空間上集聚分布越顯著； 反之亦然。

(2)Local Moran′s I 指數(shù)

它是Global Moran′s I的分解形式，可用來(lái)度量區(qū)域i與其周邊地區(qū)農(nóng)民收入時(shí)空分異特征，具體公式如下：

(3)

(3)空間變差函數(shù)

空間變差函數(shù)是一個(gè)關(guān)于數(shù)據(jù)點(diǎn)的半變異值與數(shù)據(jù)點(diǎn)間距離的函數(shù)，是描述區(qū)域化變量隨機(jī)性和結(jié)構(gòu)性特有手段[24]。假設(shè)Z(xi)和Z(xi+h)分別是Z(x)在空間位置xi和xi+h上的觀測(cè)值(i=1， 2，…，N(h))，計(jì)算公式如下：

(4)

理論上，空間變差函數(shù)是一定滯后變量h的變差函數(shù)值γ(h)與該h對(duì)應(yīng)圖； 當(dāng)γ(h)增大，其空間自相關(guān)則減弱。

1.1.2 Tobit回歸模型

Tobit回歸模型是因變量受到限制的一種回歸模型，最早由James Tobin在1958年提出的，它是針對(duì)部分連續(xù)或部分離散分布的因變量提出的，是一種因變量受限的回歸模型[25]。該研究采用Tobit回歸模型分析農(nóng)民收入時(shí)空分異的影響因素。具體公式如下：

(5)

式(5)中，Y*為截?cái)嘁蜃兞肯蛄?，Y為水平值向量；X為自變量向量；β為回歸參數(shù)向量；u為誤差項(xiàng)。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

文中數(shù)據(jù)取自《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒(2001—2016)》《浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒(2001—2016)》《上海市統(tǒng)計(jì)年鑒(2001—2016)》，研究尺度為長(zhǎng)三角16個(gè)市域，市域的空間邊界來(lái)自《江蘇省地圖集(2015)》《浙江省地圖集(2015)》《上海市地圖集(2015)》政區(qū)圖，掃描后在ArcGIS10.2軟件中高精度配準(zhǔn)并跟蹤矢量化而獲取。

2 長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)空分異格局

2.1 長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)序變化特征

依據(jù)2000—2015年長(zhǎng)三角16個(gè)城市農(nóng)民人均純收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(圖1)，通過圖1可知：總體上， 2000—2015年間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入呈現(xiàn)出持續(xù)“上升”態(tài)勢(shì)，均值從2000年的4 471元到2010年的1.138 9萬(wàn)元，這10年間長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入表現(xiàn)出翻一番增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)； 再到2015年，長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入達(dá)到了2.019 6萬(wàn)元，實(shí)現(xiàn)了再翻一番的目標(biāo)； 近16年間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入翻了兩番多，增幅達(dá)到了350%，年均增幅為22%左右。從2000—2015年長(zhǎng)三角各城市對(duì)比來(lái)看，農(nóng)民收入水平較高的城市有上海([5 565元， 2.320 5萬(wàn)元])、蘇州([5 796元， 2.558 0萬(wàn)元])、杭州([5 250元， 2.571 9萬(wàn)元])、紹興([5 250元， 2.564 8萬(wàn)元])、寧波([5 308元， 2.646 9萬(wàn)元])，而2000—2015年間農(nóng)民收入水平較低的城市有揚(yáng)州([3 690元， 1.661 9萬(wàn)元])、泰州([4 191元， 1.921 4萬(wàn)元])、南通([3 926元， 1.726 7萬(wàn)元])、臺(tái)州([3 700元， 2.122 5萬(wàn)元])，可見2000年以來(lái)長(zhǎng)三角農(nóng)民收入存在顯著“地域”分異。

圖1 2000—2015年長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入變化圖

前面重點(diǎn)分析了2000年以來(lái)長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入數(shù)量上變化特征，而農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)及變化如何？因此，需進(jìn)一步解析2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變化特征(表1)。通過表1可知： (1)2000—2015年，家庭經(jīng)營(yíng)性收入在長(zhǎng)三角農(nóng)民收入中占據(jù)重要位置，但近年來(lái)呈現(xiàn)出正在逐漸“下降”趨勢(shì)，從2000年34.46%持續(xù)下降到2015年19.59%； (2)工資性收入已成為長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入的主要來(lái)源，從2000年59.45%上升到2015年63.69%，總體上2000年以來(lái)工資性收入占據(jù)比重超過了50%，工資性收入是長(zhǎng)三角農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中最重要的組成部分； (3)財(cái)產(chǎn)和轉(zhuǎn)移性收入在長(zhǎng)三角農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中所占比重最小，但也呈現(xiàn)出一定提高趨勢(shì)，從2000年的6.09%增加到2015年的16.72%，上升達(dá)到了10個(gè)百分點(diǎn)。通過將農(nóng)民收入劃分為家庭經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入以及財(cái)產(chǎn)和轉(zhuǎn)移性收入三大部分，有效分析了2000年以來(lái)長(zhǎng)三角農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)演化規(guī)律。

表1 2000—2015年長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)

圖2 2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入Global Moran′s I指數(shù)

2.2 長(zhǎng)三角農(nóng)民收入空間分異格局

2.2.1 農(nóng)民收入總體關(guān)聯(lián)格局

農(nóng)民收入作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中重要“次生”表現(xiàn)，必然與周圍地區(qū)存在空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，如何科學(xué)揭示2000—2015年長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入空間上關(guān)聯(lián)格局總體特征？鑒于此，該研究主要通過ESDA模型空間自相關(guān)展開初步地探討。首先，計(jì)算出2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入Global Moran′s I指數(shù)， 2000—2015各年份Global Moran′s I值均大于0，表明研究期間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入呈現(xiàn)正的“集聚式”空間關(guān)聯(lián)格局； 同時(shí)，自2000年來(lái)，長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入Global Moran′s I指數(shù)表現(xiàn)持續(xù)提升態(tài)勢(shì)，具體數(shù)值上從2000年的0.354 3提升到2015年的0.428 5，近16年間提升了21%，Global Moran′s I數(shù)值上升表明了研究期間長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入空間集聚態(tài)勢(shì)增強(qiáng)(圖2)。

2.2.2 農(nóng)民收入集聚格局演化

Global Moran′s I值僅從全局上分析了長(zhǎng)三角農(nóng)民收入空間關(guān)聯(lián)特征，還需繼續(xù)揭示研究期間農(nóng)民收入局部集聚類型及演化態(tài)勢(shì)。該研究選用Local Moran′s I來(lái)分析2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入局部集聚規(guī)律?；贕eaDA095分析軟件，以農(nóng)民收入作為橫坐標(biāo)，農(nóng)民收入空間滯后值作為縱坐標(biāo)，繪制出長(zhǎng)三角農(nóng)民收入的象限分布圖，每一個(gè)象限分別對(duì)著不同的局部空間關(guān)聯(lián)類型： (1)“H-H”空間關(guān)聯(lián)類型，區(qū)域自身和周邊地農(nóng)民收入水平均較高； (2)“H-L”空間關(guān)聯(lián)類型，區(qū)域自身農(nóng)民收入水平高，而周邊區(qū)域低； (3)“L-L”空間關(guān)聯(lián)類型，區(qū)域自身和周邊區(qū)域農(nóng)民收入水平均低； (4)“L-H”空間關(guān)聯(lián)類型，區(qū)域自身農(nóng)民收入水平低，而周邊地區(qū)較高?；贏rcGIS10.2軟件，繪制LISA空間集聚圖來(lái)描述2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入局部空間關(guān)聯(lián)格局演化規(guī)律(圖3所示)。

圖3 2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入局部集聚類型演變

通過圖3可知： (1)“H-H”空間關(guān)聯(lián)類型： 2000—2015年間，長(zhǎng)三角農(nóng)民收入H-H關(guān)聯(lián)類型主要分布在蘇、錫、滬三市，且2010年以后開始杭州、嘉興等城市演化成為H-H型，形成一個(gè)類似“L”型分布格局； 蘇錫滬作為長(zhǎng)三角地區(qū)最大的“優(yōu)勢(shì)板塊”，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處在最高位，區(qū)域農(nóng)村城鎮(zhèn)化、工業(yè)化水平較高，農(nóng)民綜合收入也相對(duì)較高。(2)“H-L”空間關(guān)聯(lián)類型： 2000—2015年間，長(zhǎng)三角農(nóng)民收入H-L空間關(guān)聯(lián)區(qū)主要集中在江蘇的南京、常州及浙江的寧波、湖州等城市，其中2010年后鎮(zhèn)江也演化成為H-L類型； 這一類型城市數(shù)量最多，城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程不斷加快，農(nóng)民收入也呈現(xiàn)持續(xù)地提升態(tài)勢(shì)。(3)“L-H”空間關(guān)聯(lián)類型： 2000—2015年間，長(zhǎng)三角農(nóng)民收入L-H關(guān)聯(lián)區(qū)主要包括浙江的臺(tái)州、舟山等地，農(nóng)民收入L-H關(guān)聯(lián)類型集聚分布在空間上保持相對(duì)穩(wěn)定，僅鎮(zhèn)江市演化為H-L型； 這一區(qū)域相對(duì)前面兩種類型，城鎮(zhèn)化水平相對(duì)較低，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有待進(jìn)一步優(yōu)化，農(nóng)民收入增收存在一定制約。(4)“L-L”空間關(guān)聯(lián)類型： 2000—2015年間，長(zhǎng)三角農(nóng)民收入L-L關(guān)聯(lián)類型空間上主要集聚在蘇中地區(qū)的揚(yáng)州、泰州及南通，到2015年南通演化為L(zhǎng)-H型，與其地域相鄰的上海、蘇錫常地區(qū)農(nóng)民收入水平差距有“放大”態(tài)勢(shì)。通過局域Moran′s I指數(shù)分析， 2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入局部空間集聚格局未發(fā)生較大變動(dòng)，保持相對(duì)穩(wěn)定。

2.2.3 農(nóng)民收入異質(zhì)格局演化

前面對(duì)長(zhǎng)三角農(nóng)民收入全局和局部空間關(guān)聯(lián)及集聚態(tài)勢(shì)展開分析，但從微觀方向尺度上揭示長(zhǎng)三角農(nóng)民收入異質(zhì)性格局研究缺乏。鑒于此，該研究運(yùn)用空間變差函數(shù)對(duì)2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入空間異質(zhì)性展開研究，選取不同模型對(duì)半變異函數(shù)進(jìn)行模擬，形成變異函數(shù)的擬合結(jié)果圖(表2)?；?000—2015年4個(gè)時(shí)間斷面的長(zhǎng)三角地區(qū)16個(gè)城市農(nóng)民收入水平值，將其作為屬性數(shù)據(jù)賦予長(zhǎng)三角地區(qū)16個(gè)城市的幾何中心點(diǎn)，采樣步長(zhǎng)為50km，對(duì)樣點(diǎn)數(shù)據(jù)采用高斯、對(duì)數(shù)及指數(shù)不同模型進(jìn)行計(jì)算擬合，選擇擬合效果最好模型，然后對(duì)其進(jìn)行Kriging插值，從而生成2000—2015年長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入空間3D模擬圖(圖4所示)。

表2 2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入變差擬合模型參數(shù)

圖4 2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入空間變差函數(shù)演化

通過表2、圖4可知： (1)從擬合參數(shù)來(lái)看， 2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入的基臺(tái)值C0+C顯著增大，從2000年的0.0421上升到2015年的0.082 4，近16年間上升了0.040 3； 但研究期間，塊金系數(shù)C0/(C0+C)卻呈現(xiàn)出“下降”趨勢(shì)，從2000年的0.836 1下降到2015年的0.480 5； 另外， 2000—2015年間最佳擬合模型的R2數(shù)值不斷提升，從2000年的0.882 0到2015年的0.926 0，表明了研究期間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入關(guān)聯(lián)格局由空間自相關(guān)因子引起的時(shí)空分異在顯著。(2)從3D擬合圖來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入的南—北、東北—西南方向分布的均質(zhì)性較好，空間差異較??； 反之亦然。2000—2015年間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入東南—西北方向呈現(xiàn)出“峰型”分布結(jié)構(gòu)，峰頂為蘇錫滬農(nóng)民收入高值的空間集聚區(qū)，而其周邊則是農(nóng)民收入較低的蘇中、浙西南等地的城市。

3 長(zhǎng)三角農(nóng)民收入分異驅(qū)動(dòng)機(jī)制

理論上，農(nóng)民收入時(shí)空分異影響因素眾多，并且農(nóng)民收入分異是在多重影響因素綜合驅(qū)動(dòng)作用下的結(jié)果。其中，城鎮(zhèn)化、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步及農(nóng)業(yè)政策扶持等是影響研究期間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)空分異的重要驅(qū)動(dòng)因素。鑒于此，該研究采用Tobit回歸模型科學(xué)揭示各影響因素與長(zhǎng)三角農(nóng)民收入分異間的內(nèi)在關(guān)系，分析2002—2015年間長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入分異的驅(qū)動(dòng)機(jī)制。選取城鎮(zhèn)化率(X1)、每百個(gè)勞動(dòng)人員初中以上學(xué)歷(X2)、一產(chǎn)就業(yè)人員占鄉(xiāng)村就業(yè)人員比重(X3)、二三產(chǎn)值所占比重(X4)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額(X5)、農(nóng)業(yè)財(cái)政支出(X6)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(X7)等分析指標(biāo)作為Tobit線性回歸模型中的解釋變量，農(nóng)民收入水平(Y)作為Tobit線性回歸模型中的被解釋變量，基于Eviews 6.0軟件建立面板分析數(shù)據(jù)模型，選取極大似然法對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入時(shí)空分異影響因素進(jìn)行Tobit數(shù)學(xué)模型定量回歸分析(表3)。

表3 2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入分異影響因素Tobit回歸分析

通過表3可知：4個(gè)年份的Tobit模型的決定系數(shù)R2分別為0.855、0.878、0.895、0.902，表明了長(zhǎng)三角農(nóng)民收入各影響因子變量(X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7)與被解釋變量(Y)之間表現(xiàn)出十分顯著的正向相關(guān)關(guān)系； 另外，城鎮(zhèn)化率(X1)、二三產(chǎn)值所占比重(X4)、每百個(gè)勞動(dòng)人員初中以上學(xué)歷(X2)及一產(chǎn)就業(yè)人員占鄉(xiāng)村就業(yè)人員比重(X3)等分別在1%、5%上表現(xiàn)顯著，說明了城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及人力資本對(duì)農(nóng)民收入影響程度最凸顯； 農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額(X5)、農(nóng)業(yè)財(cái)政支出(X6)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(X7)在10%水平顯著，說明農(nóng)業(yè)政策、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步等對(duì)農(nóng)民收入也具有十分顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)。因此可以看出， 2000—2015年間長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入時(shí)空分異主要受到城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步及農(nóng)業(yè)政策等影響因素綜合驅(qū)動(dòng)。

(1)城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)。城鎮(zhèn)化發(fā)展一方面能夠創(chuàng)造更多非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)就業(yè)崗位，將大量農(nóng)村剩余青壯年勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移出來(lái)，可以增加轉(zhuǎn)移農(nóng)村外出務(wù)工人員工資性收入，目前大規(guī)模農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移非農(nóng)就業(yè)已成為農(nóng)民增收的主要渠道； 另一方面，大規(guī)模農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)就業(yè)，可有助于緩解了農(nóng)村“人—地”關(guān)系矛盾，促進(jìn)農(nóng)村土地資源的合理流轉(zhuǎn)，提升農(nóng)地經(jīng)營(yíng)的規(guī)模效應(yīng)，也有助于促進(jìn)農(nóng)民的持續(xù)增收。因此，研究期間長(zhǎng)三角各城市城鎮(zhèn)化發(fā)展速度及質(zhì)量差異導(dǎo)致了農(nóng)民收入分異格局產(chǎn)生。

(2)人力資本驅(qū)動(dòng)。西奧多.W.舒爾茨圍繞農(nóng)民增收問題最先提出了“人力資本”理論，認(rèn)為人力資本對(duì)農(nóng)民收入影響主要是通過人力資本素質(zhì)對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生影響。一般而言，農(nóng)村地區(qū)高生育率和低人力資本積累率是導(dǎo)致當(dāng)前農(nóng)民收入增長(zhǎng)困境的根本性原因，農(nóng)民受教育程度水平越高，其增加非農(nóng)收入能力也就越高，文化教育程度差異某種意義上決定著農(nóng)民的市場(chǎng)就業(yè)適應(yīng)及應(yīng)變等能力。因此， 2000—2015年間長(zhǎng)三角各城市間人力資本差別也是影響農(nóng)民收入分異的重要驅(qū)動(dòng)力。

(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)驅(qū)動(dòng)。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收具有促進(jìn)效應(yīng)，但隨著一產(chǎn)中剩余勞動(dòng)力逐漸轉(zhuǎn)向二、三產(chǎn)業(yè)中轉(zhuǎn)移，從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)已日益成為農(nóng)民增收最重要途徑。在城鎮(zhèn)化及工業(yè)化快速發(fā)展背景下，工業(yè)企業(yè)發(fā)展安置了大量從農(nóng)村轉(zhuǎn)移出來(lái)的青壯年剩余勞動(dòng)力； 同時(shí)，城市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展(尤其是服務(wù)業(yè))，也為農(nóng)村轉(zhuǎn)移出來(lái)的剰余勞動(dòng)力提供了大量非農(nóng)就業(yè)崗位，增加了農(nóng)民工資性收入。因此， 2000—2015年間長(zhǎng)三角各城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異也是影響農(nóng)民收入分異格局不斷置換的驅(qū)動(dòng)力。

(4)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步驅(qū)動(dòng)。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是影響農(nóng)民增收重要因素，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步可以提高農(nóng)業(yè)各種要素的生產(chǎn)率，增加農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，促使農(nóng)業(yè)與不同產(chǎn)業(yè)間融合，形成具有較高需求彈性的“新”業(yè)態(tài)； 另一方面，農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步可促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不斷向集約化方向轉(zhuǎn)型，使得一部分勞動(dòng)力從中釋放出來(lái)，轉(zhuǎn)移從事城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)工作，從而增加農(nóng)民綜合收入。因此， 2000—2015年長(zhǎng)三角各城市農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步水平差異影響著農(nóng)民收入時(shí)空分異。

(5)農(nóng)業(yè)政策驅(qū)動(dòng)。政府農(nóng)業(yè)政策反映當(dāng)?shù)卣畬?duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的基本導(dǎo)向，是地區(qū)農(nóng)民收入分異產(chǎn)生及演化的重要推手。政府農(nóng)業(yè)扶持政策主要通過兩方面來(lái)影響農(nóng)民增收：一是農(nóng)業(yè)政策中生產(chǎn)、建設(shè)等支農(nóng)部分可直接作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式改進(jìn)及農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力提升，從而來(lái)增加農(nóng)民收入； 二是農(nóng)業(yè)政策扶持可促使地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高，產(chǎn)生剩余勞動(dòng)力，轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)中就業(yè)，從而獲得更多工資性收入。因此，農(nóng)業(yè)政策扶持差別也是造成研究期長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)空格局分異主要驅(qū)動(dòng)。

2000年以來(lái)，長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)民收入時(shí)空分異及演化是在城鎮(zhèn)化、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步及農(nóng)業(yè)政策等多個(gè)驅(qū)動(dòng)力內(nèi)在綜合作用之下發(fā)生的； 其中，城鎮(zhèn)化發(fā)展有助于創(chuàng)造更多非農(nóng)就業(yè)崗位，以及促進(jìn)農(nóng)地資源規(guī)?；?jīng)營(yíng)； 人力資本主要是決定著轉(zhuǎn)移進(jìn)城農(nóng)民的市場(chǎng)就業(yè)適應(yīng)、應(yīng)變等能力，是農(nóng)民持續(xù)增收的重要內(nèi)生因素； 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，特別是城市二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，日益成為農(nóng)民增收的最為重要的途徑； 農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)新業(yè)態(tài)產(chǎn)生及發(fā)展，推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集約化； 政府政策是影響區(qū)域農(nóng)民收入的“有形”之手，特別是政府農(nóng)業(yè)扶持政策出臺(tái)對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民增收具有正面積極效應(yīng)。

4 結(jié)論與建議

該研究以我國(guó)長(zhǎng)三角為案例地，基于GIS-ESDA模型分析2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)空分異格局及演化特征； 并利用Tobit線性回歸模型，定量揭示長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)空分異的驅(qū)動(dòng)機(jī)制。得出了以下基本結(jié)論：(1)2000—2015年長(zhǎng)三角農(nóng)民收入水平表現(xiàn)出上升態(tài)勢(shì)，工資性收入是長(zhǎng)三角農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中最重要組成部分； (2)長(zhǎng)三角農(nóng)民收入全局上呈現(xiàn)出“集聚式”空間自相關(guān)格局，局部農(nóng)民收入H-H關(guān)聯(lián)區(qū)分布在蘇錫滬地區(qū)，L-L關(guān)聯(lián)區(qū)分布在蘇中地區(qū)揚(yáng)泰； 另外，研究期間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入空間關(guān)聯(lián)格局自組織性越來(lái)越強(qiáng)，東南—西北方向上農(nóng)民收入呈現(xiàn)“峰型”結(jié)構(gòu)。(3)2000—2015年間長(zhǎng)三角農(nóng)民收入分異主要受城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步及農(nóng)業(yè)政策綜合驅(qū)動(dòng)。

基于長(zhǎng)三角農(nóng)民收入時(shí)空分異及其影響因素分析，提出以下幾點(diǎn)政策建議：(1)加快農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。通過土地流轉(zhuǎn)置換，促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)； 通過提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化、產(chǎn)業(yè)化、規(guī)?；艾F(xiàn)代化，大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品的深加工和精加工； 大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)與旅游、教育、文化、健康養(yǎng)老等產(chǎn)業(yè)融合，大力發(fā)展鄉(xiāng)村旅游及休閑農(nóng)業(yè)等“新型”業(yè)態(tài)。(2)推進(jìn)區(qū)域特色小鎮(zhèn)建設(shè)。因地制宜地培育及發(fā)展具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的特色小鎮(zhèn)，大力培育特色小鎮(zhèn)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合、產(chǎn)業(yè)集聚及產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，通過培育鎮(zhèn)域經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力，改善鎮(zhèn)域生產(chǎn)、生活等環(huán)境，引導(dǎo)農(nóng)民就地就近城鎮(zhèn)化。(3)提高農(nóng)民職業(yè)技能。政府應(yīng)大力開展農(nóng)民職業(yè)技術(shù)教育，加大農(nóng)民職業(yè)技能培訓(xùn)的投入，整體提升農(nóng)民就業(yè)技能與綜合素質(zhì)，擴(kuò)大農(nóng)民轉(zhuǎn)移進(jìn)城就業(yè)面。(4)創(chuàng)新城鄉(xiāng)融合發(fā)展制度。建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)戶籍制度，放寬農(nóng)民工的落戶條件，有序推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，逐步取消戶籍制度的福利； 要建立農(nóng)村土地進(jìn)入市場(chǎng)的交易平臺(tái)，健全農(nóng)村土地、宅基地等不動(dòng)產(chǎn)的抵押貸款制度，使農(nóng)民的土地能夠自由進(jìn)入市場(chǎng)交易； 要加快建立統(tǒng)一、公平、公正的城鄉(xiāng)一體化社會(huì)保障體系，保障農(nóng)民的合法權(quán)益，提升農(nóng)民的獲得感和幸福感。