山東省城鄉(xiāng)差異的空間格局及影響因素

單寶艷，劉洋洋，王俊凝

(山東建筑大學(xué) 測(cè)繪地理信息學(xué)院，濟(jì)南 250101)

提要：城鄉(xiāng)差異研究對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)融合和區(qū)域可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。通過構(gòu)建城鄉(xiāng)差異指數(shù)，采用空間自相關(guān)和GIS空間分析方法研究了山東省城鄉(xiāng)差異的空間格局，并運(yùn)用地理探測(cè)器研究了影響城鄉(xiāng)差異空間格局的主要因素。結(jié)果表明：山東省城鄉(xiāng)差異的全局空間自相關(guān)指數(shù)為正值，且達(dá)到了0.001的顯著性水平，具有顯著空間集聚特征；山東省城鄉(xiāng)差異具有明顯的空間異質(zhì)性，山東半島和魯南部分地區(qū)城鄉(xiāng)差異較大，魯西地區(qū)差異較小；城鎮(zhèn)化率、第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、地方財(cái)政投資比重、進(jìn)出口總額比重和高等教育規(guī)模是決定山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民可支配收入空間格局的最主要因素；第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重是決定山東省城鄉(xiāng)差異空間格局的最關(guān)鍵因素。

一、引言

城鄉(xiāng)關(guān)系具有最基本的社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性，是一個(gè)命運(yùn)共同體，兩者相互依存、相互影響、相互支撐，推動(dòng)城鄉(xiāng)可持續(xù)發(fā)展[1]。城鄉(xiāng)收入差異是地理學(xué)一直關(guān)注的重要研究問題。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)增長與社會(huì)發(fā)展取得了巨大成就，在區(qū)位條件、區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略和經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)等因素的綜合作用下，積累了諸多收入差異問題。適當(dāng)?shù)某青l(xiāng)差距可以調(diào)動(dòng)勞動(dòng)生產(chǎn)積極性，但城鄉(xiāng)差距過大則會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展產(chǎn)生消極影響[2]。經(jīng)濟(jì)增長的不平衡性拉大城鄉(xiāng)發(fā)展差距。研究表明鼓勵(lì)資本密集型的重化工業(yè)優(yōu)先發(fā)展，造成了城市部門就業(yè)需求相對(duì)下降，農(nóng)村居民難以向城市有效轉(zhuǎn)移，城市化進(jìn)程減緩，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大[3]。中國長期以來“重城輕鄉(xiāng)”的發(fā)展導(dǎo)向，造成了城鄉(xiāng)在基礎(chǔ)設(shè)施、人居環(huán)境條件及教育、衛(wèi)生、文化等公共服務(wù)配套方面的巨大差距，引發(fā)和加劇了農(nóng)村的諸多負(fù)面問題，嚴(yán)重?fù)p害了“農(nóng)民、農(nóng)村、農(nóng)業(yè)”的權(quán)益[4]。當(dāng)前中國鄉(xiāng)村地區(qū)發(fā)展受到人口、土地、空間、糧食生產(chǎn)和文化傳承等多種因素影響，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化率虛高、城鎮(zhèn)化質(zhì)量偏低，鄉(xiāng)村空間功能雖受總體影響日益萎靡，但綜合價(jià)值以及各項(xiàng)功能價(jià)值仍呈增長態(tài)勢(shì)[5]。旨在破解“三農(nóng)”問題、縮小城鄉(xiāng)差距，中國相繼實(shí)施了統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、新農(nóng)村建設(shè)、城鄉(xiāng)一體化、新型城鎮(zhèn)化以及鄉(xiāng)村振興等宏觀戰(zhàn)略，其根本出發(fā)點(diǎn)就是使農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化跟上國家現(xiàn)代化步伐。其中，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展是面對(duì)人地分離、城鄉(xiāng)分離以及“鄉(xiāng)村病”等嚴(yán)峻問題，必須要堅(jiān)持的戰(zhàn)略抉擇，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是繼新農(nóng)村建設(shè)戰(zhàn)略之后著力于優(yōu)先農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的又一重大戰(zhàn)略，是解決中國“三農(nóng)”問題的總方針，也是解決城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡不充分問題的重大舉措。

工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、信息化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是促進(jìn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌和區(qū)域發(fā)展的牽引力與驅(qū)動(dòng)力[6]，自然條件、歷史因素、區(qū)域政策偏向、經(jīng)濟(jì)全球化等都會(huì)對(duì)區(qū)域發(fā)展產(chǎn)生重要影響，是縮小城鄉(xiāng)差距和實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興應(yīng)考慮的重要因素。鄉(xiāng)村振興與農(nóng)民工返鄉(xiāng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)、新型城鎮(zhèn)化建設(shè)、農(nóng)村居民聚落整治等工作的銜接配套，將來可能出現(xiàn)的城鄉(xiāng)收入差距適度擴(kuò)大的反常態(tài)勢(shì)得到了有關(guān)學(xué)者的密切關(guān)注[7]。鄉(xiāng)村振興涉及因素較多，實(shí)現(xiàn)路徑上不應(yīng)只靠農(nóng)民，而應(yīng)注重多元主體共建共治共享[8]。同時(shí)，鄉(xiāng)村振興需要強(qiáng)調(diào)全球視角，將鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)構(gòu)建為城市經(jīng)濟(jì)平等伙伴的“城鄉(xiāng)融合經(jīng)濟(jì)”發(fā)展模式[9]。

山東作為中國東部沿海發(fā)達(dá)省份，綜合自然條件和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，可作為中國城鄉(xiāng)發(fā)展的縮影。城鄉(xiāng)差異的重要表現(xiàn)為城鎮(zhèn)居民的收入差異，縮小城鄉(xiāng)差異，尤其是城鄉(xiāng)居民收入差異，是實(shí)施鄉(xiāng)村鎮(zhèn)振興戰(zhàn)略的重要方面，以山東省為例研究城鄉(xiāng)居民收入和城鄉(xiāng)收入差異的空間格局及其影響因素對(duì)全國的相關(guān)研究具有積極借鑒意義。

二、數(shù)據(jù)來源與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文以山東省2018年年底的行政區(qū)劃為基準(zhǔn)，共99個(gè)研究單元。山東省行政邊界矢量數(shù)據(jù)來源于山東天地圖(www.sdmap.gov.cn)，路網(wǎng)密度利用天地圖山東省路網(wǎng)數(shù)據(jù)采用ArcGIS軟件計(jì)算得到。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中反映高等教育規(guī)模的指標(biāo)(普通高等學(xué)校本?？粕谛Ｈ藬?shù))來源于山東各市統(tǒng)計(jì)公報(bào)及統(tǒng)計(jì)年鑒，其他統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均來源于2018年《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)研究方法

1.空間自相關(guān)

為探索自然或社會(huì)現(xiàn)象的空間分布特征，往往會(huì)采用空間自相關(guān)指數(shù)來測(cè)定某一屬性在空間上的關(guān)聯(lián)度，通常采用Moran’s I指數(shù)，其計(jì)算如公式(1)[10]。

(1)

采用Z值檢驗(yàn)Moran’s I指數(shù)的顯著性，判斷變量的空間自相關(guān)性。Z值計(jì)算如公式(2)。

(2)

式(2)中，E(I)和VAR(I)分別為I值的期望值和方差。若 Z = 0，則變量值在空間區(qū)域相互獨(dú)立；若 Z >0，則變量值在空間區(qū)域正自相關(guān)，值越大正自相關(guān)性越高；若 Z <0，則相反。Z值對(duì)應(yīng)的p值表示所觀測(cè)到的空間模式是由某一隨機(jī)過程創(chuàng)建而成的概率。

局部空間自相關(guān)所采用的是Local Moran’s I指數(shù)，可以檢驗(yàn)局部是否存在變量集聚現(xiàn)象，以及與其周邊單元的空間差異程度與顯著性，具體計(jì)算如公式(3)和(4)。

(3)

(4)

2.城鄉(xiāng)差異指數(shù)

文章采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和鄉(xiāng)村居民人均可支配收入構(gòu)建城鄉(xiāng)差異指數(shù)，其計(jì)算公式(5)。

(5)

式(5)中，Uj表示研究單元j的城鄉(xiāng)差異指數(shù)，Mj表示研究單元j的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，Nj表示研究單元j的農(nóng)村居民人均可支配收入。城鄉(xiāng)差異指數(shù)越大表示城鄉(xiāng)收入差異越大。

3.地理探測(cè)器

地理探測(cè)器是探測(cè)和利用空間分異性的工具，包括4個(gè)探測(cè)器，分異及因子探測(cè)、交互作用探測(cè)、風(fēng)險(xiǎn)區(qū)探測(cè)和生態(tài)探測(cè)[11]。文章分別對(duì)山東省城鄉(xiāng)收入、城鄉(xiāng)差異進(jìn)行分異及因子探測(cè)和交互作用探測(cè)。

分異及因子探測(cè)主要探測(cè)因變量Y的空間分異性及某自變量X多大程度上解釋了因變量Y，用q 值度量，q值越大說明Y的空間分異性越明顯；若分層是由自變量X生成的，則q 值越大表示自變量X對(duì)因變量Y的解釋力越強(qiáng)，反之則越弱。q值計(jì)算如公式(6)。

(6)

式(6)中，h=1，…，L為因變量Y或自變量X的分層；Nh和N分別為層h和全區(qū)的單元數(shù)；?h2和?2分別是層h和全區(qū)的Y值的方差。q值的值域?yàn)閇0，1]，值越大表示Y的空間差異性越明顯；如果分層是由自變量X生成的，則q值越大表示自變量X對(duì)因變量Y的解釋力越強(qiáng)，反之越弱，q值表示X解釋了100×q%的Y。

交互作用探測(cè)主要識(shí)別不同自變量Xs之間的交互作用，即評(píng)估兩個(gè)自變量(如X1和X2)共同作用時(shí)是否會(huì)增加或減弱對(duì)因變量Y 的解釋力，或這兩個(gè)自變量對(duì)Y 的影響是否相互獨(dú)立。兩個(gè)因子之間的關(guān)系分為非線性減弱、單因子非線性減弱、雙因子增強(qiáng)、獨(dú)立及非線性增強(qiáng)等4類。

三、山東省城鄉(xiāng)差異的空間格局

(一)山東省城鄉(xiāng)差異及空間分布

運(yùn)用公式(5)計(jì)算的山東省各市(縣)2017年的城鄉(xiāng)差異指數(shù)如表1。利用ArcGIS10.3做山東城鄉(xiāng)差異的空間分布分析，采用自然間斷點(diǎn)法分為5類，結(jié)果如圖1。

表1 山東省各市縣城鄉(xiāng)差異指數(shù)

圖1 2017年山東省城鄉(xiāng)差異指數(shù)空間分布圖

由表1和圖1可見，山東省城鄉(xiāng)差異指數(shù)空間分布特征較為明顯，城鄉(xiāng)差異指數(shù)較小的市縣主要分布在山東西部地區(qū)。其中，德州市的各縣市、聊城市的莘縣和東阿縣城鄉(xiāng)差異指數(shù)最小。城鄉(xiāng)差異較大的地區(qū)分布在東部半島地區(qū)和魯中地區(qū)。其中，威海市的城鄉(xiāng)差異指數(shù)最高。

(二)山東省城鄉(xiāng)差異的空間特征

采用公式(1)，利用ArcGIS空間統(tǒng)計(jì)工具箱對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、鄉(xiāng)村居民人均可支配收入和城鄉(xiāng)差異指數(shù)進(jìn)行全局自相關(guān)分析，結(jié)果如表2。

表2 山東省各縣市指標(biāo)全局空間自相關(guān)分析結(jié)果

由表2可見，山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、鄉(xiāng)村居民人均可支配收入和城鄉(xiāng)差異指數(shù)的Moran’s I指數(shù)的Z值均大于2.58，其對(duì)應(yīng)的P值均小于0.01，表明山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、鄉(xiāng)村居民人均可支配收入及城鄉(xiāng)差異指數(shù)的空間自相關(guān)性極為顯著，具有明顯的集聚特征。

全局空間自相關(guān)指數(shù)僅能反映研究要素在空間上的整體分布特征，為進(jìn)一步分析其局部空間特征，采用公式3，利用ArcGIS空間統(tǒng)計(jì)工具箱對(duì)其進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析，結(jié)果如圖2、3、4所示。

由圖2可見，山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入高高集聚(high-high cluster)區(qū)域主要位于山東半島和魯中一線，包括濰坊市的東部市縣、煙臺(tái)市、威海市的大部分市縣和青島的部分市縣，以及魯中的萊蕪市、淄博市、東營市的廣饒縣和濱州的博興縣。表明這些市縣及其周邊市縣的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入均較高，且空間集聚特征顯著。低高集聚(low-high outlier)的是煙臺(tái)的棲霞市，表明棲霞市的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入明顯低于其周邊市縣。低低集聚(low-low cluster)區(qū)域主要位于魯西地區(qū)，包括德州市、聊城市和菏澤市的大部分市縣，以及泰安的東平縣和濟(jì)寧的金鄉(xiāng)縣。表明這些市縣及其周邊市縣的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入均較低，低收入的空間集聚特征顯著。其他地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的空間自相關(guān)性均不顯著，在空間上呈隨機(jī)分布。

圖2 2017年山東省城鎮(zhèn)人均可支配收入局部空間自相關(guān)分析圖

由圖3可見，山東省農(nóng)村居民人均可支配收入高高集聚區(qū)域主要位于山東半島和魯中地區(qū)，包括青島市全部市縣、濰坊市、煙臺(tái)市大部分市縣、東營市的廣饒縣，以及淄博市、濱州的博興縣。表明這些市縣及其周邊市縣的農(nóng)村居民人均可支配收入均較高，且空間集聚特征顯著。高低集聚區(qū)域是威海的榮成市。表明榮成市的農(nóng)村居民人均可支配收入明顯高于其周邊市縣。低高集聚區(qū)域主要位于煙臺(tái)的棲霞市及威海市。表明棲霞市和威海市的農(nóng)村居民人均可支配收入明顯低于其周邊市縣。低低集聚區(qū)域主要魯西和魯南地區(qū)，包括聊城市、菏澤市大部分市縣，以及臨沂市部分市縣。表明這些市縣及其周邊市縣的農(nóng)村居民人均可支配收入均較低，低收入的空間集聚特征顯著。其他地區(qū)的農(nóng)村居民人均可支配收入的空間自相關(guān)性均不顯著，在空間上呈隨機(jī)分布。

圖3 2017年山東省農(nóng)村人均可支配收入局部空間自相關(guān)分析圖

由圖4可見，山東省城鄉(xiāng)差異指數(shù)高高集聚區(qū)域主要位于山東半島和魯南地區(qū)，包括煙臺(tái)市、威海的乳山市，以及臨沂的大部分市縣。表明這些市縣及其周邊市縣的城鄉(xiāng)差異均較大。低高集聚區(qū)域是榮成市。表明榮成市的城鄉(xiāng)差異明顯小于其周邊市縣。低低集聚區(qū)域主要位于魯西地區(qū)，包括德州市、聊城市大部分市縣及泰安的東平縣。表明這些市縣及其周邊市縣的城鄉(xiāng)差異均較小，且空間集聚特征顯著。其他地區(qū)的城鄉(xiāng)差異指數(shù)的空間自相關(guān)性均不顯著，在空間上呈隨機(jī)分布。

圖4 2017年山東省城鄉(xiāng)差異指數(shù)局部空間自相關(guān)分析圖

四、城鄉(xiāng)差異影響因素的地理探測(cè)

(一)城鄉(xiāng)差異影響因素解析

隨著我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，城鄉(xiāng)居民收入差異不斷擴(kuò)大。經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有多變性與復(fù)雜性，影響城鄉(xiāng)收入差異的因素也復(fù)雜多樣。城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟(jì)增長能有效促進(jìn)城鄉(xiāng)居民收入水平提高[12]，政府的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)對(duì)地區(qū)收入分配收入有一定影響，進(jìn)而影響城鄉(xiāng)居民收入差異[13]。交通設(shè)施水平也是影響城鄉(xiāng)居民收入差異的重要因素，交通設(shè)施健全可加快勞動(dòng)力流動(dòng)，降低交易成本，增加獲得報(bào)酬的機(jī)會(huì)。除此之外，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)村居民收入有重大影響，也影響著城鄉(xiāng)居民收入差異?；谙嚓P(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)果，結(jié)合山東實(shí)際，本文基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，投資、消費(fèi)、出口等經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)措施，教育水平，基礎(chǔ)設(shè)施，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平等5個(gè)方面構(gòu)建城鄉(xiāng)差異影響因素指標(biāo)體系，具體指標(biāo)如表3。

表3 城鄉(xiāng)差異影響因素指標(biāo)體系

(二)山東省城鄉(xiāng)差異空間格局的影響因素探測(cè)

分別以山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入及城鄉(xiāng)收入差異為因變量(Y)，以影響城鄉(xiāng)差異的19個(gè)二級(jí)指標(biāo)為自變量(X1，X2，…，X19)，利用地理探測(cè)器軟件(GeoDetector)進(jìn)行測(cè)算。因所有原始數(shù)據(jù)均為數(shù)據(jù)量，地理探測(cè)器所需的自變量數(shù)據(jù)為類型量，運(yùn)用MATLAB軟件使用K均值聚類法，將數(shù)據(jù)聚類為類型量。其中自變量X1～X8，X10，X12，X13分為5類，用1～5表示類別，其余變量分為10類，用1～10表示類別。

因自變量個(gè)數(shù)較多，該軟件計(jì)算得到的有關(guān)矩陣(如Interaction detector為1919矩陣)較大且數(shù)量較多，因此對(duì)計(jì)算結(jié)果進(jìn)行了匯總整理，因子探測(cè)結(jié)果如表4，交互作用探測(cè)結(jié)果如表5。表4中，qM值和pM值為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為因變量計(jì)算的因子探測(cè)結(jié)果；qN值和pN值為農(nóng)村居民人均可支配收入為因變量計(jì)算的因子探測(cè)結(jié)果；q值和p值為城鄉(xiāng)差異為因變量計(jì)算的因子探測(cè)結(jié)果。表5中是由GeoDetector 軟件計(jì)算得到3個(gè)探測(cè)結(jié)果的Interaction detector矩陣整理而得。其中，q(X1∩X2)表示q(X1)和q(X2)交互；Min(q(X1)，q(X2))、Max(q(X1)，q(X2))分別表示在q(X1)和q(X2)中取最小值和最大值；q(X1)+q(X2)表示q(X1)和q(X2)求和。因子交互作用探測(cè)結(jié)果共分為5類：當(dāng)q(X1∩X2)Max(q(X1)，q(X2))，為雙因子增強(qiáng)類型；當(dāng)q(X1∩X2)= q(X1)+q(X2)，為獨(dú)立類型；當(dāng)q(X1∩X2)> q(X1)+q(X2)，為非線性增強(qiáng)類型。

表4 因子探測(cè)結(jié)果

表5 雙因子交互作用探測(cè)結(jié)果

由表4可見，山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響因素中，城鎮(zhèn)化率(X3)、第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重(X2)、地方財(cái)政投資與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比值(X4)、貨運(yùn)量(X12)、進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重(X5)、普通高等學(xué)校本?？粕谛Ｈ藬?shù)(X10)的q值較大，表明這6個(gè)因素是決定山東省城鎮(zhèn)居民可支配收入空間格局的最主要影響因素。山東省農(nóng)村居民人均可支配收入的影響因素中，普通高等學(xué)校本?？粕谛Ｈ藬?shù)(X10)、地方財(cái)政投資與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比值(X4)、第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重(X2)、城鎮(zhèn)化率(X3)、進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重(X5)的q值較大，表明這5個(gè)因素是決定山東省農(nóng)村居民可支配收入空間格局的最主要影響因素。山東省城鄉(xiāng)差異的影響因素中，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重(X2)的q值最大，表明第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重是決定山東省城鄉(xiāng)差異空間格局的最關(guān)鍵因素。

由表5可見，在所有影響因素(自變量)中，任何兩個(gè)自變量對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)差異指數(shù)空間格局的交互作用均大于每一個(gè)自變量獨(dú)自作用的結(jié)果。其中，山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的所有因子交互結(jié)果中，X1∩X2、X1∩X3等共87對(duì)自變量的交互作用為雙因子增強(qiáng)，X1∩X9、X1∩X14等共84對(duì)自變量的交互作用為非線性增強(qiáng)；農(nóng)村居民人均可支配收入的所有因子交互結(jié)果中，X1∩X2、X1∩X3等共47對(duì)自變量的交互作用為雙因子增強(qiáng)，X1∩X6、X1∩X8等共124對(duì)自變量的交互作用為非線性增強(qiáng)；城鄉(xiāng)差異指數(shù)的因子交互結(jié)果中，X3∩X5、X7∩X8等共14對(duì)自變量的交互作用為雙因子增強(qiáng)；X1∩X2、X1∩X3等共157對(duì)自變量的交互作用為非線性增強(qiáng)；交互作用增強(qiáng)效果明顯，表明山東省的城鄉(xiāng)居民收入及城鄉(xiāng)差異水平是各影響因素正向綜合作用的結(jié)果。

五、結(jié)論與建議

根據(jù)以上研究結(jié)果可得出以下結(jié)論：(1)山東省城鄉(xiāng)差異空間分異特征顯著，城鄉(xiāng)差異指數(shù)較小的市縣主要分布在山東西部地區(qū)。山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入及城鄉(xiāng)差異指數(shù)的全局空間自相關(guān)指數(shù)為正值，且達(dá)到了極顯著水平，具有明顯的空間集聚特征。(2)山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入和城鄉(xiāng)差異指數(shù)的局部空間自相關(guān)性特征明顯。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入的高高集聚區(qū)域主要位于淄博市、東營市的廣饒縣、濱州的博興縣、濰坊市的東部、青島市和煙臺(tái)市的大部分地區(qū)；低高集聚區(qū)域主要位于煙臺(tái)的棲霞市；低低集聚區(qū)域主要位于聊城市、菏澤市部分地區(qū)；高低集聚區(qū)域不顯著。城鄉(xiāng)差異指數(shù)高高集聚區(qū)域主要位于山東半島和魯南地區(qū)；低高集聚區(qū)域?yàn)闃s成市；低低集聚區(qū)域主要位于魯西地區(qū)。(3)山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入和城鄉(xiāng)差異指數(shù)的影響因素中，城鎮(zhèn)化率，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重，地方財(cái)政投資與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比值、進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重，高等教育規(guī)模是決定山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民可支配收入空間格局的最主要因素；第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重是決定山東省城鄉(xiāng)差異空間格局的最關(guān)鍵因素；任何兩個(gè)影響因素的交互作用結(jié)果均大于每個(gè)影響因素獨(dú)自作用的結(jié)果，交互作用對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民可支配收入和城鄉(xiāng)差異指數(shù)均有正向增強(qiáng)作用。

鄉(xiāng)村振興是經(jīng)濟(jì)、政治、文化、生態(tài)和福祉建設(shè)，構(gòu)建人口、土地、產(chǎn)業(yè)等多種要素協(xié)調(diào)發(fā)展的耦合格局是其核心目的[14]，縮小城鄉(xiāng)差距是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要路徑。根據(jù)以上研究結(jié)果，提出以下建議。

一是充分發(fā)揮核心城市的輻射帶動(dòng)作用，促進(jìn)城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素，尤其是人才的合理流動(dòng)。核心城市濟(jì)南、青島及沿海地區(qū)的城鄉(xiāng)差異較大。城鎮(zhèn)化率、第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重是影響城鄉(xiāng)人居可支配收入的重要因素。提高城鎮(zhèn)化水平，放開農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶限制，推動(dòng)城鎮(zhèn)就業(yè)農(nóng)業(yè)人口落戶，同時(shí)，激勵(lì)引導(dǎo)城市人才入鄉(xiāng)，制定返鄉(xiāng)和入鄉(xiāng)人員的創(chuàng)業(yè)扶持政策，提升鄉(xiāng)村人才隊(duì)伍素質(zhì)，進(jìn)而改善農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，逐步奠定鄉(xiāng)村振興的人才基礎(chǔ)。

二是加大城鄉(xiāng)融合公益性項(xiàng)目的財(cái)政投入和金融支持。地方財(cái)政投資與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比值是影響城鄉(xiāng)居民可支配收入的重要因素。應(yīng)進(jìn)一步建立健全“三農(nóng)”財(cái)政投入穩(wěn)定增長機(jī)制，加大城鄉(xiāng)融合公益性項(xiàng)目的財(cái)政和金融支持力度，健全農(nóng)村教育、醫(yī)療、環(huán)衛(wèi)、防災(zāi)等公共服務(wù)系統(tǒng)，推進(jìn)城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施一體化管護(hù)，提升鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和管理水平。依托正在開展的“多規(guī)合一”國土空間規(guī)劃體系，規(guī)范新型鄉(xiāng)村規(guī)劃編制內(nèi)容，形成城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的規(guī)劃體系，有序推進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)。

三是實(shí)施鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興計(jì)劃，提升產(chǎn)業(yè)檔次和水平。第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比是決定山東省城鄉(xiāng)居民可支配收入和城鄉(xiāng)差異空間格局的最關(guān)鍵因素。繼續(xù)扶持鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展，大力推進(jìn)農(nóng)村第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高鄉(xiāng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重，是提升農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要途徑。要積極培育發(fā)展鄉(xiāng)村新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)充分利用互聯(lián)網(wǎng)，或與互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)合作建立產(chǎn)銷銜接服務(wù)平臺(tái)，推進(jìn)智慧農(nóng)業(yè)發(fā)展。繼續(xù)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展集群建設(shè)，健全農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚化、規(guī)?；⒅腔刍?、現(xiàn)代化發(fā)展。