多維視域下中國城鄉(xiāng)融合水平測度、時空演變與影響機制

周佳寧　秦富倉　劉佳　朱高立　鄒偉

摘要：高質(zhì)量發(fā)展階段的城鄉(xiāng)融合應(yīng)是“人口-空間-經(jīng)濟-社會-環(huán)境”的多維融合，據(jù)此構(gòu)建中國城鄉(xiāng)融合水平測度指標(biāo)體系，重新審視并分析了1999—2016年中國各省份城鄉(xiāng)融合水平的時空演變特征，并通過設(shè)定面板數(shù)據(jù)空間計量經(jīng)濟學(xué)模型對城鄉(xiāng)融合的影響因素進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：①中國城鄉(xiāng)融合水平整體較低，但正經(jīng)歷從“量變”到“質(zhì)變”的轉(zhuǎn)化過程，其整體趨勢向好。②城鄉(xiāng)融合空間集聚效應(yīng)明顯，俱樂部趨同和內(nèi)部分異同時存在。以“胡煥庸線”為界，城鄉(xiāng)融合水平相對高值區(qū)主要集中在東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，中西部以低值為主;HH區(qū)空間分布重心由東部向中部遷移，LH區(qū)和HL區(qū)空間分布重心由中部向東西部滲透，LL區(qū)始終位于西部。③新常態(tài)下，積極推動構(gòu)建“善治型”政府，合理調(diào)節(jié)政府“扶持之手”與“掠奪之手”之間的博弈力量;優(yōu)化調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，提高資本配置效率，打好財政支出“組合拳”;并通過金融“開源”和“增效”以及發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化對勞動就業(yè)的“吸納效應(yīng)”，警惕產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離造成的“就業(yè)破壞”效應(yīng)等，都是推進中國城鄉(xiāng)融合持續(xù)健康發(fā)展的有效舉措。

關(guān)鍵詞 多維視域;城鄉(xiāng)融合;時空演變;影響機制

中圖分類號 F292

文獻標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104（2019）09-0166-11DOI：10.12062/cpre.20190510

城鄉(xiāng)關(guān)系作為人類社會發(fā)展最基本的關(guān)系形態(tài)，是指城市和鄉(xiāng)村之間相互作用、相互影響、相互制約的互動共生關(guān)系，其內(nèi)涵涵蓋城鄉(xiāng)經(jīng)濟、社會、生態(tài)、空間和人文等諸多方面，并一直是學(xué)界關(guān)注的焦點[1]。西方學(xué)者較早地開展城鄉(xiāng)關(guān)系的理論研究，并形成了“城市偏向論”“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)論”“城鄉(xiāng)共同發(fā)展論”“鄉(xiāng)村偏向論”及“次級城市發(fā)展戰(zhàn)略論”等理論學(xué)說[2]，其中尤以空想社會主義和馬克思主義城鄉(xiāng)融合思想為代表的城鄉(xiāng)關(guān)系理論最為經(jīng)典。該理論對資本主義環(huán)境中尖銳對立的城鄉(xiāng)關(guān)系進行審視后指出，消除城鄉(xiāng)對立是一個歷史過程，城鄉(xiāng)關(guān)系必然會由分離對立走向融合統(tǒng)一[3]。事實上，自21世紀(jì)以來中國政府就開始關(guān)注并著手解決長期存在的城市偏向發(fā)展戰(zhàn)略、市民偏向分配制度和重工業(yè)偏向產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)引起的城鄉(xiāng)分割、土地分治、人地分離的“三分”矛盾[4]，并分別于2002年黨的十六大提出“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展”、2012年十八大提出“推動城鄉(xiāng)一體化”和 2017年黨的十九大明確提出“城鄉(xiāng)融合”等一系列政策。這種政策演進的脈絡(luò)反映了中國政府對城鄉(xiāng)關(guān)系認識的不斷深化，且學(xué)界針對城鄉(xiāng)關(guān)系的理論研究也逐漸從城鄉(xiāng)對立、城鄉(xiāng)分割、城鄉(xiāng)一體化轉(zhuǎn)向城鄉(xiāng)融合。目前已有文獻關(guān)于城鄉(xiāng)融合的研究主要集中在理論詮釋[5]、城鄉(xiāng)融合水平測度[6]及其實現(xiàn)路徑[7]等方面，并形成了相對豐富的理論成果。然而，隨著城鄉(xiāng)社會經(jīng)濟和空間聯(lián)系的增強，城鄉(xiāng)融合發(fā)展的內(nèi)涵也發(fā)生著“質(zhì)”的改變，主要體現(xiàn)在以下三個方面：①從發(fā)展經(jīng)濟學(xué)理論視角看，二元制度壁壘的消除強化了城鄉(xiāng)要素的流變性，趨使城鄉(xiāng)間要素流動從單向轉(zhuǎn)為雙向，異質(zhì)性的二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化為同質(zhì)性的一元結(jié)構(gòu)，這成為城鄉(xiāng)融合的關(guān)鍵[8]。②系統(tǒng)論認為，城鄉(xiāng)系統(tǒng)的多元性和復(fù)雜性決定了城鄉(xiāng)融合不僅僅是經(jīng)濟[9]一元的融合，更包含人口[10]、區(qū)域（空間）[11]、社會[12]、環(huán)境[13]等多維度的“雙向互動”和“相互交融”，這是城鄉(xiāng)融合的具體表現(xiàn)。③經(jīng)濟地理學(xué)視域下的城鄉(xiāng)融合過程有別于傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論的認知，忽視地理空間承載而在時間維度上搭建的城鄉(xiāng)融合理論框架有可能是脫離實際的“空中樓閣”，故有必要考慮城鄉(xiāng)融合的空間關(guān)聯(lián)。綜上，以往二元結(jié)構(gòu)下單一尺度（比如收入差距）的城鄉(xiāng)關(guān)系考量并不能完全表征要素“強流動”語境下的城鄉(xiāng)融合，且忽視社會經(jīng)濟要素之間的空間關(guān)聯(lián)并不能客觀地解釋與反映城鄉(xiāng)融合及其影響因素的真實面貌。因此，本文從多維視角出發(fā)，嘗試構(gòu)建相對全面且系統(tǒng)的城鄉(xiāng)融合評價指標(biāo)體系;對以往中國城鄉(xiāng)發(fā)展的時空演變特征和規(guī)律進行重新審視，并借助空間計量經(jīng)濟學(xué)方法探索城鄉(xiāng)融合的影響機制，以期為有效實施鄉(xiāng)村振興和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略提供理論支撐。

1 指標(biāo)選取與研究方法

1.1 內(nèi)涵界定及指標(biāo)選取

城鄉(xiāng)要素高度流變性打破了原有城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)和邊界的塵封，傳統(tǒng)的“二元性秩序”萌生出“融合（共同）發(fā)展”的內(nèi)生性訴求[14]，關(guān)于城鄉(xiāng)融合的理論認知也引起學(xué)界廣泛關(guān)注。其中社會學(xué)理論認為城鄉(xiāng)融合即是在打破區(qū)域分割壁壘的前提下實現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟與社會的緊密結(jié)合;經(jīng)濟學(xué)理論則認為城鄉(xiāng)融合應(yīng)體現(xiàn)為城鄉(xiāng)生產(chǎn)力之協(xié)調(diào)分工和效益最優(yōu);生態(tài)學(xué)理論更強調(diào)“一種區(qū)域生態(tài)經(jīng)濟良性平衡系統(tǒng)的高境界”;而地理學(xué)從可持續(xù)發(fā)展和空間概念出發(fā)指出城鄉(xiāng)融合空間分區(qū)的合理連接;當(dāng)然制度論與文化論始終堅持“以人為本”，旨在推動構(gòu)建城鄉(xiāng)生命共同體。從理論實踐看，西方學(xué)者早已基于“流空間”和“新流動模式”對城鄉(xiāng)融合內(nèi)涵作出界定，如Tacoli[15]認為城鄉(xiāng)融合應(yīng)涵蓋人、商品、資本和其他社會交易等;Kenneth Lynch[16]則從食物流、資源流、人流、觀念流、資金流等方面詮釋城鄉(xiāng)融合。國內(nèi)學(xué)者陸大道[17]指出城鄉(xiāng)融合正從經(jīng)濟一維向社會、經(jīng)濟、環(huán)境三維空間延伸;樊杰[18]同樣指出城鄉(xiāng)融合既是鄉(xiāng)村振興過程，亦是人口、資源、環(huán)境的均衡發(fā)展，其實質(zhì)應(yīng)包括社會、經(jīng)濟、生態(tài)協(xié)調(diào)統(tǒng)一;周江燕和白永秀[19]將城鄉(xiāng)融合內(nèi)涵延伸到空間、社會、經(jīng)濟、生態(tài)四維;而有學(xué)者則根據(jù)流動要素類型將城鄉(xiāng)融合界定為“人”“地”和“資本”之融合[20]?？v觀現(xiàn)有理論和研究實踐，無論是西方要素流動視域下的“城鄉(xiāng)等值化”，還是中國特色區(qū)域發(fā)展過程中城鄉(xiāng)多維領(lǐng)域的交融和均衡，其最終都指向同一命題：即異質(zhì)性的二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)為同質(zhì)性的一元結(jié)構(gòu)，這是城鄉(xiāng)融合之關(guān)鍵。由此可以看出，城鄉(xiāng)融合既是一種目標(biāo)，亦為一種狀態(tài)，更是一種過程，故在構(gòu)建能夠相對全面反映城鄉(xiāng)融合的多維約束指標(biāo)時，必須考慮有反映“城鄉(xiāng)差別”的對比類指標(biāo)，也要有反映“城鄉(xiāng)生命共同體”的狀態(tài)類指標(biāo)，更要有促進“城鄉(xiāng)互動”的動力類指標(biāo)。

因此，本文結(jié)合現(xiàn)有理論研究，并基于高質(zhì)量發(fā)展階段城鄉(xiāng)融合之內(nèi)涵，從“人”“空間”“經(jīng)濟”“社會”及“生態(tài)環(huán)境”五個維度構(gòu)建城鄉(xiāng)融合多維評價指標(biāo)體系;同時綜合運用理論分析法、頻度統(tǒng)計法和專家論證法對各指標(biāo)逐一確定，最終包括1個一級指標(biāo)（城鄉(xiāng)融合水平）、5個二級指標(biāo)（即城鄉(xiāng)融合內(nèi)涵延伸的五個維度）和29個三級指標(biāo)（見表1），各指標(biāo)屬性業(yè)已明確。

此外，需要特別說明的是，高質(zhì)量發(fā)展階段實施鄉(xiāng)村振興和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，最終實現(xiàn)以公共福利最大化均衡為導(dǎo)向的城鄉(xiāng)融合是中國各地區(qū)發(fā)展的基本方略。故本文在實證分析時，并未對城鄉(xiāng)融合的具體維度作單獨分析，也未考慮各地區(qū)具體情境對城鄉(xiāng)融合發(fā)展不同維度理解和需求的差異性。然而這些并不與中國政府“善治理論”語境下推動城鄉(xiāng)融合的總目標(biāo)相悖，且易于在相同尺度下比較各地區(qū)城鄉(xiāng)融合水平之異同，因此采用這種共同的評價指標(biāo)體系（見表1）具有一定合理性。

1.2 研究方法

1.2.1 城鄉(xiāng)融合水平測度

城鄉(xiāng)融合水平測度有客觀賦值法、主觀賦值法、主客觀相結(jié)合分析法等，但由于后兩種方法無法克服人為主觀判斷導(dǎo)致研究結(jié)果可信度降低，故本文選擇目前學(xué)界常用且較為成熟的全局主成分分析法（GPCA）[21]，該法優(yōu)點在于能夠?qū)χ笜?biāo)、時間、空間三維立體數(shù)據(jù)進行處理。具體過程是在收集時間跨度為1999—2016年中國30個省份（因數(shù)據(jù)可得性等原因，西藏及港澳臺地區(qū)除外）城鄉(xiāng)融合29個三級指標(biāo)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上構(gòu)建時序立體數(shù)據(jù)表;同時為消除不同屬性指標(biāo)量綱之差異，采用公式（1）進行標(biāo)準(zhǔn)化處理;并將數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS22.0按KMO檢驗值大于0.7和Bartlett球形檢驗顯著性水平小于0.01（P=0.000）的要求衡量變量取樣的適當(dāng)性;最終結(jié)果（KMO=0.74）表明所選指標(biāo)適合采用主成分分析。

表2顯示，非農(nóng)與農(nóng)業(yè)從業(yè)比重比、教育反差系數(shù)、人口城鎮(zhèn)化水平、土地城鎮(zhèn)化水平、交通網(wǎng)密度、城鄉(xiāng)人均私人汽車擁有量、城鄉(xiāng)居民工資性收入比、城鄉(xiāng)居民家庭人均消費比、城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)比、城鄉(xiāng)交通通訊、城鄉(xiāng)文教娛樂對比系數(shù)、城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育對比系數(shù)、城鄉(xiāng)人均醫(yī)療保健對比系數(shù)、城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險覆蓋率、城鄉(xiāng)節(jié)能減排等15個指標(biāo)在第一主成分上載荷較高;城市空間擴張、旅客周轉(zhuǎn)量、城鄉(xiāng)失業(yè)保險覆蓋率在第二主成分上載荷較高;就業(yè)反差系數(shù)、城鄉(xiāng)污染治理反映了第三主成分;城鄉(xiāng)人口密度比、二元對比系數(shù)、工業(yè)固體廢棄物排放量、工業(yè)廢氣排放量反映了第四主成分;城鄉(xiāng)居民人均收入比和城鄉(xiāng)人口互動分別在第五和第六主成分上載荷較高;而城鄉(xiāng)居民人均醫(yī)師數(shù)比、森林覆蓋率以及工業(yè)廢水排放量則反映了第七主成分。

在此基礎(chǔ)上，根據(jù)公式（2）計算第K個主成分得分值，并進一步由公式（3）加權(quán)匯總計算得到中國各省份不同時期城鄉(xiāng)融合水平（表3）。

Nij=Mij-min（Mij）max（Mij）-min（Mij），當(dāng)指標(biāo)屬性為正時

Nij=max（Mij）-Mijmax（Mij）-min（Mij），當(dāng)指標(biāo)屬性為負時（1）

FK=∑29i=1λkiNij（2）

URI=∑Ki=1aKFK∑Ki=1aK（3）

上述各式中，Mij為指標(biāo)原始值，max（Mi）、min（Mi）為原始指標(biāo)最大值和最小值，Nij為標(biāo)準(zhǔn)化指標(biāo)值，λki為第i 個指標(biāo)在第K個主成分上的因子載荷，F(xiàn)K為第K個主成分得分值，aK為各指標(biāo)方差貢獻率，URI為城鄉(xiāng)融合水平。

1.2.2 空間自相關(guān)檢驗

地理學(xué)第一定律指出事物之間存在相互關(guān)聯(lián)，且距離較近事物比較遠事物關(guān)聯(lián)性更強。在社會經(jīng)濟要素“強聯(lián)系”和“強流動”背景下，區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展必然存在緊密關(guān)聯(lián)[22]，故有必要運用空間統(tǒng)計學(xué)方法對中國城鄉(xiāng)融合水平空間分布特征進行檢驗。Morans I指數(shù)及其散點圖可描述樣本空間依賴關(guān)系或分異規(guī)律，其中Morans I指數(shù)包括全局Morans I指數(shù)和局域Morans Ii指數(shù)，前者考察整個樣本空間集聚情況，后者為局域空間分布特征，公式如下：

I=n∑ni=1∑nj=1wij ∑ni=1∑nj=1wij（xi-x—）（xj-x—）∑ni=1（xi-x—）2（4）

Ii=（xi-x—）∑ni=1（xi-x—）2∑nj=1wij（xj-x—）（5）

式中，n為樣本數(shù)，xi、xj分別為樣本i和j空間序列，x—為全樣本均值，wij為空間鄰接權(quán)重權(quán)重，即若區(qū)域i和j相鄰，則wij=1，否則wij=0。

Morans I指數(shù)介于-1到1，大于0表示存在空間正相關(guān)，即高值與高值相鄰（HH）、低值與低值相鄰（LL）;等于0即為隨機分布;小于0則為空間負相關(guān)，即“高低”集聚（HL）或“低高”集聚（LH）。

1.2.3 模型設(shè)定及變量選取

（1）模型設(shè)定?？紤]中國各地區(qū)城鄉(xiāng)融合水平及其影響因素存在空間關(guān)聯(lián)而無法避免空間依賴性和異質(zhì)性問題，本文借鑒Pace & Lesage[23]做法，通過設(shè)定面板數(shù)據(jù)空間計量模型進行實證檢驗，模型設(shè)定如下：

URIit=d′iXtδ+βX′it+μit+εitεit=λwiεt+υit（6）

式中，URIit為第i個省份t時期城鄉(xiāng)融合水平，作為被解釋變量;d′iXtδ為解釋變量的空間滯后;X′it為一組控制變量;d′i為空間鄰接權(quán)重矩陣wij的第i行;εit為隨機擾動項;λwiεt表示周邊區(qū)域擾動項對本地區(qū)擾動項的影響。

（2）變量選取及說明?？焖俪擎?zhèn)化背景下，勞動力、土地、資本等經(jīng)濟性生產(chǎn)要素流動導(dǎo)致城鄉(xiāng)社會、經(jīng)濟和地域空間重構(gòu)，而政府在資源配置過程中的主導(dǎo)作用以及社會經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)發(fā)展等外部因素變化均對要素流動產(chǎn)生影響[24]。促進城鄉(xiāng)均衡、推動城鄉(xiāng)融合的基本前提是實現(xiàn)資源要素的合理流動和優(yōu)化配置，故本文從以下幾個方面選取模型解釋變量：

核心解釋變量：①財政分權(quán)（DC1）。財政分權(quán)是衡量地方政府財政自主權(quán)的重要指標(biāo)，財政分權(quán)下地方政府囿于傳統(tǒng)的政績錦標(biāo)賽體制會本能地追求本地GDP高速增長，即傾向于將資源要素優(yōu)先投向區(qū)位優(yōu)勢明顯的城市以求利益最大化，這顯然不利于城鄉(xiāng)融合發(fā)展[25];然而也有研究認為對于經(jīng)濟水平相對發(fā)達的地區(qū)而言，擁有更大財政自主權(quán)的地方政府將有更強的動力去解決本轄區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)發(fā)展不平等和不均衡問題，從而促進城鄉(xiāng)融合[26]。本文參考陳安平和杜金沛[27]的做法，采用地方政府收入占總收入比重衡量財政分權(quán)。②財政支出。分稅制改革以來，中央和地方政府的財政關(guān)系發(fā)生明顯改變，地方政府承辦著越來越多的中央財政轉(zhuǎn)移支付的具體公共事務(wù)，也就是說無論中央政府的財政投入，還是地方政府的財政支出，其最終分配和使用都與地方政府密切關(guān)聯(lián)，而這必然會影響城鄉(xiāng)資源要素流動。當(dāng)然，政府財政支出有很多項，不同支出對城鄉(xiāng)發(fā)展作用不同，而從加快城鄉(xiāng)要素流動速度和程度的視角出發(fā)，本文分別選取地方政府財政支農(nóng)支出比重（Fina）和城鄉(xiāng)基本建設(shè)支出比重（Fai）加以衡量。③金融發(fā)展。金融規(guī)模的擴大能夠有效緩解資本稀缺性并拓寬金融服務(wù)類型，使得金融市場有了更多的資源配給者，而這種金融規(guī)模擴張下的資本溢出終將流向農(nóng)村，從而提高農(nóng)村物質(zhì)資本和人力資本的累積水平，為其吸收和利用先進技術(shù)，提高創(chuàng)新能力創(chuàng)造條件，最終影響城鄉(xiāng)融合;而另一方面，由于城鄉(xiāng)間以及城鄉(xiāng)內(nèi)部不同個體對金融資本獲取能力存在差異，從而不可避免地出現(xiàn)“個人尋租”和“精英俘獲”，這在一定程度上降低了金融發(fā)展效率，最終影響城鄉(xiāng)融合[28]。因此，本文以金融規(guī)模（Fds）和金融效率（Fde）兩項指標(biāo)來刻畫區(qū)域金融發(fā)展?fàn)顩r，其中前者以金融業(yè)增加值與地區(qū)GDP比重測度，后者以金融機構(gòu)年末貸款余額與金融機構(gòu)年末存款余額的比值衡量。④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。社會主義市場經(jīng)濟體制下，以家庭作為要素供給方，并通過提供要素獲得報酬的方式使得家庭要素在不同部門和不同區(qū)域間的流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會表現(xiàn)出一定的敏感性，進而影響城鄉(xiāng)融合。本文參考干春暉等[29]做法從產(chǎn)業(yè)高度化（InduA）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離（Theil）兩個維度來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，其中前者用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比計算;后者以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的泰爾指數(shù)測算，計算公式如下：

Theil=∑ni〔Yi/Y〕ln〔YiLi/YL〕（7）

式中，Yi和Y分別為三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和三次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值;Li和L分別表示三次產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量和三次產(chǎn)業(yè)勞動力之和。⑤此外，考慮到財政分權(quán)背景下，地方政府財政支出對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的作用可能會受到地方政府財政自主權(quán)的影響，故本文在模型中同時引入財政支農(nóng)支出比重（Fina）和城鄉(xiāng)基本建設(shè)支出比重（Fai）與財政分權(quán)（DC1）的交互項。

控制變量：為使實證檢驗盡可能符合實際，須盡量控制其他影響因素。本文選取的控制變量主要包括：人均GDP（Pergdp）、對外開放程度（Open）及外商直接投資額（Fdi）。此外為消除異方差，對所有解釋變量取對數(shù)后引入模型。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于1999—2016年《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》《中國金融統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》以及各省（市、區(qū)）統(tǒng)計年鑒和中國社會經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)庫等。部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值或均值插補法予以填補;西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故省略;同時為消除價格變動對時序數(shù)據(jù)影響，以1999年為基期，采用GDP指數(shù)和商品零售價格對相關(guān)數(shù)據(jù)進行調(diào)整。此外，盡管文中部分數(shù)據(jù)來源不同，但這些數(shù)據(jù)之間以及和國家統(tǒng)計局提供的宏觀數(shù)據(jù)之間均具有良好的一致性。

2 結(jié)果與分析

2.1 城鄉(xiāng)融合發(fā)展時序演變特征

我國城鄉(xiāng)融合水平的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3，分析如下。

（1）1999—2016年，中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平整體呈先減后增的“正U形”變化。主要表現(xiàn)為以2002年為拐點：2002年之前，在國家以經(jīng)濟建設(shè)為中心、快速推進城鎮(zhèn)化發(fā)展的目標(biāo)導(dǎo)向下，這一階段（1999—2002年）城鄉(xiāng)發(fā)展要素以單向流動為主，從而導(dǎo)致農(nóng)村發(fā)展嚴(yán)重滯后，城鄉(xiāng)融合平均水平有所降低，從0.28（1999年）下降到0.27（2002年），年均下降速度為1.59%;而2002年以后，在國家實施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌（2003—2005年）、新農(nóng)村建設(shè)（2005—2012年）、城鄉(xiāng)一體化（2012—2017年）以及實施鄉(xiāng)村振興和推動城鄉(xiāng)融合（2017年至今）等一系列戰(zhàn)略部署下，中國城鄉(xiāng)融合水平基本以0.04/年速度提升，但2015—2016年略有下降，這與現(xiàn)階段我國進入社會經(jīng)濟供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革深水區(qū)和城鄉(xiāng)融合發(fā)展理念向高質(zhì)量轉(zhuǎn)變存在一定關(guān)聯(lián)。

（2）中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平整體較低。研究時段，中國城鄉(xiāng)融合平均水平基本維持在0.35左右，其總體分布范圍為[0.10，0.56]，故可參考王穎等[30]的分類方法得出中國城鄉(xiāng)融合尚處在勉強協(xié)調(diào)甚至是失調(diào)狀態(tài)。其中1999年嚴(yán)重失調(diào)類5個，分別是青海、甘肅、貴州、重慶、云南;中度失調(diào)類和輕度失調(diào)類各占1/3和1/2。2002年新疆跌為嚴(yán)重失調(diào)類，且全國城鄉(xiāng)融合水平以中度失調(diào)為主，共14個省份;輕度失調(diào)占1/3。2016年瀕臨失調(diào)類成為主導(dǎo)類型，共18個省份;此外有7個省發(fā)展為勉強協(xié)調(diào);此時全國整體水平提升至輕度等級及以上。由此可見，在中國城鄉(xiāng)融合時序演進中，隨著社會主義新農(nóng)村建設(shè)、新型城鎮(zhèn)化、美麗鄉(xiāng)村建設(shè)以及精準(zhǔn)扶貧和鄉(xiāng)村振興等一系列政策引導(dǎo)下，城鄉(xiāng)融合發(fā)展的整體趨勢向好，且呈現(xiàn)由“量”變向“質(zhì)”變轉(zhuǎn)化的過程。

（3）中國城鄉(xiāng)融合水平存在區(qū)際差異，且“趨同”和“分異”特征明顯。1999—2016年中國城鄉(xiāng)融合水平整體表現(xiàn)為“東高西低、中部居中”，其最大值基本出現(xiàn)在東部（如北京、浙江、河北、遼寧），最小值主要為西部（如青海、貴州等）。標(biāo)準(zhǔn)差變化顯示，中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展“趨同”趨勢明顯，即整體差異在縮小;但中、西部省份內(nèi)部間呈“先趨同、后分異”，而東部內(nèi)部“分異”趨勢不斷強化。

2.2 城鄉(xiāng)融合發(fā)展空間演變特征

以2002、2012、2016年為代表性年份，分析中國城鄉(xiāng)融合水平空間分布格局（見圖1和圖2）。

（1）圖1顯示中國城鄉(xiāng)融合水平空間集聚效應(yīng)明顯。以“胡煥庸線”為界，城鄉(xiāng)融合水平相對高值區(qū)基本分布在東部沿海，而中西部相對水平較低;隨著時間變化中國城鄉(xiāng)融合水平的空間集聚效應(yīng)趨于弱化，空間分布格局由“低水平、高差距”向“高水平、低差距”轉(zhuǎn)變。

（2）中國城鄉(xiāng)融合水平存在空間關(guān)聯(lián)。研究時段中國城鄉(xiāng)融合水平Morans I指數(shù)均顯著為正，在2002、2012和2016年分別為0.54、0.37和0.31，但該指數(shù)逐漸減小進一步說明其整體集聚效應(yīng)在降低，在國家大力推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略下，城鄉(xiāng)發(fā)展差距也在趨于縮小。

（3）中國城鄉(xiāng)融合水平空間擴散效應(yīng)逐步顯現(xiàn)。圖2顯示，中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展的局部空間集聚效應(yīng)較為明顯;其中HH區(qū)（擴散互溢區(qū)）和LL區(qū)（低速增長區(qū)）始終為主導(dǎo)類型，但兩者數(shù)量均在減少;此外LH區(qū)（極化效應(yīng)區(qū)）和HL區(qū)（落后過渡區(qū)）數(shù)量均稍有增加。從各省在Moran散點圖四個象限分布及其變化看，HH區(qū)主要以東部沿海地區(qū)及東北三?。ㄟ|寧、吉林和黑龍江）為主，LL區(qū)主要分布在西部，LH區(qū)和HL區(qū)主要集中在中部;從各類型區(qū)空間分布重心變化看，HH區(qū)由東部向中部遷移，LH區(qū)和HL區(qū)則由中部向東部和西部滲透，LL區(qū)分布重心依舊在西部。這種變化反映出我國城鄉(xiāng)融合發(fā)展“強者恒強、弱者恒弱”的“馬太效應(yīng)”正在被逐漸打破，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的潛力十分巨大。

2.3 回歸結(jié)果分析

2.3.1 影響因素分析

（1）通過Hausman檢驗選擇空間固定效應(yīng)SEM，同時運用極大似然法進行估計，模型（1）～（4）分別為各變量在全國和各區(qū)域?qū)用嫔瞎烙嫿Y(jié)果（表4）。分析得出：中國式財政分權(quán)（DC1）對城鄉(xiāng)融合（URI）的影響因地區(qū)而異。在經(jīng)濟發(fā)達的東部，擁有更大財政自主權(quán)的地方政府在實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟快速增長的基礎(chǔ)上，將有更強的動力去解決本轄區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)發(fā)展不平等和不均衡問題，以期實現(xiàn)社會經(jīng)濟發(fā)展之穩(wěn)定，故DC1對URI顯著為正（0.087）;而在尚未形成經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢的中西部，以“增長型激勵”為導(dǎo)向的傳統(tǒng)政績觀必然導(dǎo)致地方政府對轄區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生特殊偏好，其資源配置更會傾向于帶來政治明星效應(yīng)的產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)，農(nóng)業(yè)和農(nóng)村則被推向發(fā)展的邊緣，故在經(jīng)濟欠發(fā)達的中部和經(jīng)濟不發(fā)達的西部，DC1對URI均顯著為負

（-0.073和-0.103）;然而正是由于地區(qū)之間這種截然相反的作用，最終使DC1對URI的影響在全國層面上并不顯著;這與已有研究基本保持一致[32]。

同理可解釋城鄉(xiāng)基本建設(shè)支出比（Fai）對URI影響，即在東部Fai對URI顯著為正（0.132），而在西部表現(xiàn)出顯著的負向影響（-0.081）;但總體而言，城鄉(xiāng)要素強流動背景下城鄉(xiāng)基本建設(shè)支出產(chǎn)生的正向“溢出效應(yīng)”要大于其負向“集聚效應(yīng)”，故全國層面上Fai對URI影響顯著為正（0.049）。然而，高度的財政自主權(quán)卻對Fai初始作用產(chǎn)生沖擊，即“增長型激勵”下的財政分權(quán)強化了地方政府對“價高利大”項目的投資偏好，但這種強化作用因地區(qū)而異，具體表現(xiàn)為抑制了東部地區(qū)基本建設(shè)投資釋放的制度紅利，而提升了中西部地區(qū)基本建設(shè)支出的投資效率，從而導(dǎo)致Ln（DC1）×Ln（Fai）對東部地區(qū)URI影響顯著為負（-0.050）;而對中西部URI影響顯著為正（0.020和0.038），但總體來看，“增長型激勵”下的財政分權(quán)會扭曲地方政府投資行為，并不利于城鄉(xiāng)融合。

（2）表4顯示財政支農(nóng)支出并不必然有利于城鄉(xiāng)融合，這種看似反常的結(jié)論實際上蘊藏著其合理的解釋，即本研究中Fina是以財政支農(nóng)支出總量占比衡量的，由于統(tǒng)計指標(biāo)的可獲性，并未考慮財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)之影響。

圖1 中國城鄉(xiāng)融合水平空間分布圖（2002、2012、2016年）注：該圖基于國家測繪地理信息局標(biāo)準(zhǔn)地圖服務(wù)網(wǎng)站下載的審圖號為GS（2016）1579號[31]的標(biāo)準(zhǔn)地圖制作，底圖無修改。

事實上，財政支農(nóng)支出（Fina）作為一種轉(zhuǎn)移支付，其本質(zhì)上屬于公共資源，而在地方政府尚未完全建立善治體系的語境下，來自城市或農(nóng)村精英的尋租行為很有可能使公共部門的資源轉(zhuǎn)移到處于政治弱勢的農(nóng)民不需要的地方，最終以犧牲中央政府既定計劃受益人——農(nóng)民的利益為代價。這必將導(dǎo)致政策實施悖離既定目標(biāo)，從而不利于城鄉(xiāng)融合，也就是說單純地增加支農(nóng)支出總量并不必然有利于農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展，這也是目前學(xué)界爭論的焦點問題。然而政策結(jié)構(gòu)扭曲下存在的“尋租行為”和“精英俘獲”會阻礙城鄉(xiāng)融合卻是一個不爭的事實，這在相關(guān)研究中也得到論證[33-34]。值得慶幸的是，財政分權(quán)下地方政府主導(dǎo)經(jīng)濟的行為能夠增加其有效使用財政資源的動力，從而在一定程度上糾偏單純地增加財政支出總量而產(chǎn)生的“扭曲效應(yīng)”，進而利于城鄉(xiāng)融合，即ln（DC1）×ln（Fina）對URI的影響顯著為正。

（3）包融性金融和普惠制金融的“擴散效應(yīng)”能夠拓寬信貸渠道和提升信貸支持面，并通過盤活市場經(jīng)濟促進人力資本投資和職業(yè)技能培訓(xùn)，從而增加低層次農(nóng)民就業(yè)和創(chuàng)收機會，最終形成“金融開源”促“城鄉(xiāng)融合”之勢。因此無論是全國還是各區(qū)域?qū)用妫現(xiàn)ds對URI的影響均顯著為正，且表現(xiàn)為西部（0.061）>中部（0.060）>東部（0.048）。然而在混合型金融模式為主的中部地區(qū)，金融資本無法通過市場競爭和缺乏必要的行政干預(yù)進入農(nóng)村[35]，這不可避免地出現(xiàn)“個人尋租”和“精英俘獲”而降低金融效率（Fde），從而不利于城鄉(xiāng)融合。另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化（InduA）能夠增加就業(yè)崗位和就業(yè)機會，促進勞動力要素從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)向制造業(yè)和服務(wù)業(yè)部門，進而增加農(nóng)村居民收入，推動城鄉(xiāng)融合;然而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離（Theil）卻降低不同產(chǎn)業(yè)部門間資源利用效率和協(xié)作程度，從而對勞動力市場產(chǎn)生負向沖擊而出現(xiàn)“就業(yè)破壞”效應(yīng)，這種效應(yīng)將以流動要素為載體抑制城鄉(xiāng)融合。

2.3.2 穩(wěn)健性分析

為進一步驗證研究結(jié)論的可靠性，本文分別從以下兩個方面對上述結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）以支出法測度財政分權(quán)（DC2）替代上述收入法測度的財政分權(quán)，同時將DC2與財政支農(nóng)支出比重（Fina）和城鄉(xiāng)基本建設(shè)支出比重（Fai）的交互項引入模型。

（2）空間計量模型對空間權(quán)重矩陣較為敏感，故本文分別采用地理空間距離權(quán)重矩陣（wd）和社會經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣（we）進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。兩種空間權(quán)重矩陣的計算公式分別如下：

wd=1/d2ij（8）

we=1/|PGDPi-PGDPj|（i≠j）（9）

表4中模型（5）～（7）分別為支出法測度的財政分權(quán)DC2、地理距離權(quán)重矩陣和社會經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣引入模型后的估計結(jié)果?？梢钥闯觯鎿Q變量和空間權(quán)重并不改變各變量顯著性水平或符號方向，這充分說明回歸結(jié)果較為穩(wěn)健，研究結(jié)論較為可信。

3 結(jié)論與啟示

以“五位一體”新型城鎮(zhèn)化和鄉(xiāng)村振興等高質(zhì)量發(fā)展理念為導(dǎo)向，從“人”“空間”“經(jīng)濟”“社會”及“生態(tài)環(huán)境”5個維度構(gòu)建相對全面且系統(tǒng)的城鄉(xiāng)融合評價體系，同時運用GPCA法測度1999—2016年中國城鄉(xiāng)融合水平，進而分析其時空演變特征，最后利用空間計量經(jīng)濟學(xué)模型對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響因素進行實證檢驗，研究結(jié)論如下。

（1）時序變化上，1999—2016年中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展趨勢良好，其主導(dǎo)類型由中度、輕度失調(diào)（1999年）轉(zhuǎn)為瀕臨失調(diào)（2016年）;考慮階段性變化，以2002年為拐點，研究期內(nèi)中國城鄉(xiāng)融合水平經(jīng)歷了“先減后增”的“正U形”變化過程;但整體仍較低且區(qū)際差異明顯，表現(xiàn)為東部>中部>西部;城鄉(xiāng)融合發(fā)展“趨同”和“分異”并存，即全國整體差異不斷縮小，但具體到各地區(qū)則表現(xiàn)為東部“分異”趨于強化，中西部呈“先趨同、后分異”。

（2）空間關(guān)聯(lián)格局上，以“胡煥庸線”為界，城鄉(xiāng)融合水平高值區(qū)基本分布在東部沿海，而低值區(qū)主要集中在中西部;其空間格局正由“低水平、高差距”向“高水平、低差距”轉(zhuǎn)變且空間集聚效應(yīng)整體趨于弱化;盡管HH區(qū)（東部）和LL區(qū)（西部）始終占據(jù)主導(dǎo)類型，但兩者數(shù)量的減少及HH區(qū)空間分布重心由東部向中部遷移、LH區(qū)和HL區(qū)空間分布重心由中部向東部和西部滲透則說明我國城鄉(xiāng)融合發(fā)展“強者恒強、弱者恒弱”的“馬太效應(yīng)”正在逐步被打破，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展?jié)摿薮蟆?/p>

（3）財政分權(quán)、財政支出、金融發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整均會通過影響城鄉(xiāng)要素流動的程度和方向，進而影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展進程。中國式財政分權(quán)下的地方政府具有“扶持之手”和“掠奪之手”雙重屬性，政府資源配置的方式及其對城鄉(xiāng)融合影響的內(nèi)在邏輯均源于“扶持之手”和“掠奪之手”之間力量博弈，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)“扶持之手”強于“掠奪之手”，而在經(jīng)濟欠發(fā)達和不發(fā)達地區(qū)，“增長型激勵”下的“掠奪之手”卻強于“扶持之手”。地方政府的“扶持之手”能夠?qū)嫶蟮呢斦мr(nóng)支出體系下出現(xiàn)的“尋租行為”和“精英俘獲”進行糾偏;然而政府伸出的“掠奪之手”并非完全有害，至少能夠提高經(jīng)濟相對落后地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資的效率水平，從而有利于推動城鄉(xiāng)融合。包融性金融和普惠制金融形成的“開源”之勢有利于推進城鄉(xiāng)融合，但同時也要警惕“個人尋租”和“精英俘獲”降低金融效率，從而產(chǎn)生負面影響。此外，也要充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化對農(nóng)村勞動力的“吸納效應(yīng)”和防止產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離產(chǎn)生的“就業(yè)破壞”效應(yīng)。

根據(jù)以上結(jié)論，得到以下政策啟示：①規(guī)范政府行為，發(fā)揮區(qū)域協(xié)同效應(yīng)。一方面，應(yīng)充分發(fā)揮地方政府主導(dǎo)對城鄉(xiāng)融合的正向效應(yīng)，同時也應(yīng)對其過度干預(yù)造成資源配置扭曲的行為進行糾偏;另一方面，應(yīng)轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)“政績錦標(biāo)賽”體制下地方政府或官員考核機制。為此需進一步規(guī)范地方政府行為，建立一套市場化、規(guī)范化的制度體系和約束機制;同時應(yīng)以協(xié)同發(fā)展理念為導(dǎo)向，加強區(qū)域合作和交流，以構(gòu)建合理有序的地方政府競爭和發(fā)展模式。②優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，提高資本利用效率。考慮到單純地增加財政支農(nóng)支出總量并不能有效促進城鄉(xiāng)融合，反而為精英群體的“尋租行為”提供沃土，故應(yīng)該從調(diào)整和優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)入手，將更多的財政支農(nóng)支出落實到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民增收上，同時也要引導(dǎo)政府“扶持之手”和“掠奪之手”發(fā)揮利好作用，積極提升政府（尤其是地方政府）在基礎(chǔ)民生方面的善治能力，打好財政支出的“組合拳”，使財政支出朝著改善民生和城鄉(xiāng)融合的方向移動。③完善金融服務(wù)體系，提高金融配置效率。應(yīng)打破區(qū)域壁壘和城鄉(xiāng)市場分割的“藩籬”，有序引導(dǎo)優(yōu)勢金融資本向中部滲透，由城市流向農(nóng)村;同時應(yīng)完善農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，創(chuàng)新金融產(chǎn)品，推動農(nóng)村土地確權(quán)，增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入，降低農(nóng)村金融風(fēng)險和農(nóng)民融資成本，助推一二三產(chǎn)業(yè)融合和城鄉(xiāng)融合;并通過建立健全地方金融監(jiān)管體制、普及金融知識和加快社會信用體系建設(shè)以提高金融配置效率。④優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升農(nóng)業(yè)內(nèi)生發(fā)展力。通過深化戶籍制度改革、完善社會保障體系、積極開展農(nóng)村土地確權(quán)以及合理引導(dǎo)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，推動農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級相匹配，并通過多元化渠道拓寬其收入來源;但同時要警惕產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離造成的“就業(yè)破壞”，故加強農(nóng)民職業(yè)技能培訓(xùn)、提高人力資本水平才是緩解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離負向效應(yīng)的長效途徑。⑤轉(zhuǎn)變發(fā)展理念，加強資源共享。新常態(tài)下應(yīng)樹立高質(zhì)量發(fā)展和協(xié)同發(fā)展意識，轉(zhuǎn)變以往“唯經(jīng)濟”的區(qū)域保護式發(fā)展思維，從資源、人口、環(huán)境、空間等不同維度重新審視城鄉(xiāng)融合之內(nèi)涵，強化區(qū)域協(xié)同發(fā)展理念、加強資源共享以助推鄉(xiāng)村振興和區(qū)域協(xié)調(diào)，最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合。

（編輯：劉照勝）

參考文獻

[1]龍花樓，屠爽爽.鄉(xiāng)村重構(gòu)的理論認知[J].地理科學(xué)進展，2018，37（5）：581-590.

[2]FASS S M， RONDINELLi D A. Applied methods of regional analysis： the spatial dimensions of development policy[J].Economic geography，1985，61（4）：376.

[3]葉超，陳明星.國外城鄉(xiāng)關(guān)系理論演變及其啟示[J].中國人口·資源與環(huán)境，2008，18（1）：34-39.

[4]劉彥隨.中國新時代城鄉(xiāng)融合與鄉(xiāng)村振興[J].地理學(xué)報，2018，73（4）：637-650.

[5]何仁偉.城鄉(xiāng)融合與鄉(xiāng)村振興：理論探討、機理闡釋與實現(xiàn)路徑[J].地理研究，2018，37（11）：2127-2140.

[6]劉明輝，盧飛.城鄉(xiāng)要素錯配與城鄉(xiāng)融合發(fā)展——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2019（2）：33-46.

[7]許恒周，趙一航，田浩辰.京津冀城市圈公共服務(wù)資源配置與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)效率研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（3）：22-30.

[8]張英男，龍花樓，馬歷，等.城鄉(xiāng)關(guān)系研究進展及其對鄉(xiāng)村振興的啟示[J].地理研究，2019，38（3）：578-594.

[9]劉學(xué)敏，張生玲.中國企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型：目標(biāo)模式、面臨障礙與對策[J].中國人口·資源與環(huán)境，2015，25（6）：1-4.

[10]凌慧敏，徐曉林.重塑城鄉(xiāng)關(guān)系，合理引導(dǎo)人口遷移[J].學(xué)習(xí)與實踐，2018（10）：88-94.

[11]譚榮，曲福田.市場與政府的邊界：土地非農(nóng)化治理結(jié)構(gòu)的選擇[J].管理世界，2009（12）：39-47，187.

[12]熊萬勝.城鄉(xiāng)社會：理解中國城鄉(xiāng)關(guān)系的新概念[J].文化縱橫，2019（1）：46-53，142.

[13]李仕冀，李秀彬，談明洪.鄉(xiāng)村人口遷出對生態(tài)脆弱地區(qū)植被覆被的影響——以內(nèi)蒙古自治區(qū)為例[J].地理學(xué)報，2015，70（10）：1622-1631.

[14]LONG H L，TU S S，GE D Z， et al. The allocation and management of critical resources in rural China under restructuring： problems and prospects[J]. Journal of rural studies， 2016， 47： 392-412.

[15]TACOLI C. The links between urban and rural development[J].Environment & urbanization，2003，15（1）：3-12.

[16]KENNETH L. Rural-Urban interaction in the developing world[M]. London：Routledge，2005.

[17]陸大道.區(qū)域發(fā)展及其空間結(jié)構(gòu)[M].北京：科學(xué)出版社，1995.

[18]樊杰.我國主體功能區(qū)劃的科學(xué)基礎(chǔ)[J].地理學(xué)報，2007（4）：339-350.

[19]周江燕，白永秀.中國城鄉(xiāng)發(fā)展一體化水平的時序變化與地區(qū)差異分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2014（2）：5-17.

[20]劉守英.鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是對鄉(xiāng)村定位的再認定[J].中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)，2017（6）：28-32.

[21]張旺，周躍云，胡光偉.超大城市“新三化”的時空耦合協(xié)調(diào)性分析——以中國十大城市為例[J].地理科學(xué)，2013，33（5）：562-569.

[22]李培祥.城市與區(qū)域相互作用機制研究[J].地理科學(xué)，2006（2）：2136-2143.

[23]PACE R K，LESAGE J P. A sampling approach to estimate the log determinant used in spatial likelihood problems[J].Journal of geographical systems，2009，11（3）：209-225.

[24]張蔚文，白粵，于晨煒.區(qū)域均衡發(fā)展視角下滇桂邊境城鎮(zhèn)發(fā)展的路徑選擇[J].城市發(fā)展研究，2018，25（4）：1-8.

[25]林毅夫，陳斌開.發(fā)展戰(zhàn)略、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與收入分配[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2013，12（4）：1109-1140.

[26]陶然，劉明興.中國城鄉(xiāng)收入差距，地方政府開支及財政自主[J].世界經(jīng)濟文匯，2007（2）：1-21.

[27]陳安平，杜金沛.中國的財政支出與城鄉(xiāng)收入差距[J].統(tǒng)計研究，2010，27（11）：34-39.

[28]張彤進，任碧云.包容性金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距——基于中國內(nèi)地省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2017（5）：90-101.

[29]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究，2011，46（5）：4-16，31.

[30]王穎，孫平軍，李誠固，等.2003年以來東北地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的時空演化[J].經(jīng)濟地理，2018，38（7）：59-66.

[31]黃賢金.自然資源統(tǒng)一管理：新時代、新特征、新趨向[J].資源科學(xué)，2019，41（1）：1-8.

[32]孫焱林，覃飛，陳亞會，等.基于空間計量的地級市政府間城鎮(zhèn)化競爭分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（5）：115-122.

[33]徐博，龐德良.從“善制”走向“善治”：現(xiàn)代財政體制構(gòu)建的系統(tǒng)思維與價值取向[J].經(jīng)濟學(xué)家，2017（8）：80-88.

[34]武小龍，譚清美.城鄉(xiāng)生態(tài)融合發(fā)展：從“策略式治理”到“法治化治理”[J].經(jīng)濟體制改革，2018（5）：67-72.