Spatial Non-Equilibrium and Dynamic Identification of Drivers for the Coordinated Development of Urban and Rural Areas in China

城乡协调发展水平指标评价体系如表 1所示。在进行空间非均衡性及驱动因素动态识别之前，需要先行测度城乡协调发展水平。本文结合Wang等^[12]、魏广龙等^[13]的研究，构建以经济协调、非经济协调为系统层的指标评价体系^[14-15]。

在研究区域样本选择方面，为深入探讨中国城乡协调发展的空间非均衡性并精准识别驱动因素，依据孙尚清^[16]、张恒硕等^[17]的研究，将全国除香港、澳门、台湾以外的31个省份划分为东北、北部沿海、东部沿海、南部沿海、黄河中游、长江中游、大西南和大西北8大综合经济区。其中：东北包括黑龙江、吉林、辽宁; 北部沿海包括北京、天津、河北、山东; 黄河中游包括河南、山西、陕西、内蒙古; 大西南包括四川、重庆、贵州、云南、广西; 长江中游包括湖南、湖北、江西、安徽; 东部沿海包括上海、浙江、江苏; 南部沿海包括广东、海南、福建; 大西北包括宁夏、甘肃、青海、新疆、西藏(限于数据可得性，本研究不包括西藏，仅统计30个省份的数据)。在研究时间样本选择方面，以2011年为时间起点，将2011-2023年定为本次研究时间。其中，指标数据来源于历年《中国统计年鉴》 《中国能源统计年鉴》 《中国农村统计年鉴》，以及国家统计局、人力资源和社会保障部、农业农村部等官方部门。此外，部分指标数据来源于中国指数研究院、深圳中商产业研究院、艾瑞咨询等相关报告。针对部分省市偶有缺失数据，采用上、下两年均值法进行补齐。

基于上文构建的城乡协调发展指标评价体系，选取TOPSIS综合评价法测度中国城乡协调发展水平。参考张俊婕^[18]的对应指标评价步骤：①将数据进行标准化处理。为避免受到极值影响，采用极值法对所选指标数据实施标准化处理。②在进行指标数据标准化处理的基础上，计算指标信息熵值。③评定所选指标权重。④在评定指标权重后，基于所选指标构建加权矩阵。⑤基于构建的加权矩阵确定最优结果、最劣结果。⑥进一步依据最优、最劣评价结果测算指标欧氏距离。⑦测算最终评价指数。评价指数Y_i的取值介于[0, 1]之间，评价数值越接近于1，代表省份i的城乡协调发展水平愈好，反之越差。

本研究在传统变异系数^[19]的基础上，根据城乡协调发展的两种类型(经济协调与非经济协调)，构建城乡协调发展两权重配比变异系数，衡量中国八大区域城乡协调发展的空间差异性。在两项权重之中，一方面是区域城乡产值权重，以区域内城市与农村GDP比值进行衡量; 另一方面是区域城乡人口权重，以区域内城市与农村人口比值进行衡量。借鉴既有研究^[17]，构建新变异系数模型为：

式中：KI表示两权重配比变异系数; AD_i表示第i个省份的城市与农村GDP比值; RD_i表示第i个省份的城市与农村人口比值; c表示区域城乡协调水平的均值; P_iP_ADi表示第i个省份在城乡产值维度对KI指数的原始贡献度; P_iP_RDi表示第i个省份在城乡人口维度对KI指数的原始贡献度; AD_max-AD_min表示区域内城市与农村GDP比值的极差; RD_max-RD_min表示区域内城市与农村人口比值的极差(极差越大说明不同地区间城乡经济结构或人口结构的差异越大)。在此基础上，选择Dagum基尼系数测算城乡协调发展水平的空间非均衡性，并依托基尼系数分解方法对其空间差异及贡献来源进行深入探讨。

进一步地，应用核密度分析研究期内中国城乡协调水平的动态分布及演进趋势。核密度曲线分布位置能够充分反映中国城乡协调发展水平的高低程度; 波峰高度、宽度可合理表现中国城乡协调发展水平的聚集和分散程度; 波峰数量可集中表现中国城乡协调发展水平区域分布极化程度; 曲线延展性能够集中体现中国城乡协调发展水平最高与最低省份的区域差异水平。

为合理区分并全面探讨中国城乡协调发展类型的时空变化及城乡协调发展主要驱动因素，本研究以全国城乡协调发展水平指数均值作为衡量标准进行类型划分。在区域协调发展类型划分方面，若某区域城乡协调发展水平高于全国城乡协调发展水平均值，则定义为高度协调类型; 反之，将其定义为偏低协调类型^[20]。在此基础上，依据指标评价体系区分经济协调、非经济协调两类，将城乡协调发展水平划分为“双高协调型” “低经济协调+高非经济协调” “双低协调型” “高经济协调+低非经济协调”4类。

在一定程度上，影响城乡协调发展水平的驱动因素类型多元，具有复杂多样性。在建模过程中如何避免无关变量影响、遗漏相关变量，切实提升模型测算的准确度成为了研究重点。LASSO回归模型是一类压缩估计模型，通过融入惩罚函数强制系数处于固定区间。同时，该模型可使部分回归系数设置为0，避免了多重共线性的影响。因此，构建自适应LASSO回归模型筛选城乡协调发展水平的驱动因素。

经测算中国30个省份(西藏、香港、澳门、台湾除外)2011-2023年城乡协调发展水平，发现研究期内表现出稳定增长态势。究其原因，自2011年中央一号文件出台后，有关城乡协调、融合发展的政策持续颁布，为城乡协调发展提供了全面的顶层设计引导，有力推动了城乡协调发展进程。按照省份划分，浙江、上海、江苏及北京等省(市)城乡协调发展水平始终在全国范围内领先，而青海、甘肃、四川等省份城乡协调发展水平却始终相对偏低，存在显著的空间差异。分析产生这一现象的原因，可能在于浙江、上海、江苏及北京等省(市)整体经济发展水平相对较高，农村地区凭借城市经济溢出效应不断追赶城市，有力推动了城乡协调发展水平。值得注意的是，截至2023年全国城乡协调发展水平的均值仅为0.636 5，距离1的最优水平仍有显著差距，表明中国城乡协调发展水平仍有较大的提升空间。

中国城乡协调发展水平差异测度结果如图 1所示。为进一步明确中国城乡协调发展水平存在的空间非均衡性，使用式(1)测算空间差异性结果。就全国层面而言，研究期内8大综合经济区区域变异系数变化幅度较小，2011-2017年变异系数上浮明显，而后在2018-2023年增长速度有所放缓。究其原因，在于2009年城乡居民收入差距首次扩大至万元以来，城乡居民收入绝对差持续扩大，直至2016年差距突破至2万元。自2017年乡村振兴战略提出后，各地方政府持续推进乡村振兴走深走实，有效缓解了空间非均衡性，有力推动了城乡协调发展。

就区域层面而言，以两权重配比变异系数均值进行排序，从大到小依次为北部沿海(0.597)、大西北(0.569)、大西南(0.498)、南部沿海(0.360)、东北(0.326)、长江中游(0.315)、东部沿海(0.225)、黄河中游(0.200)。研究期内北部沿海内部变异系数呈现出波动徘徊趋势，且波动幅度相对显著; 大西北内部变异系数在2011-2016年波动剧烈，随后呈现出稳定增长趋势; 大西南变动趋势相对偏小，但变异系数却始终处于0.45~0.52范围; 南部沿海同大西南变化形势趋同，但其波动范围低于大西南; 长江中游变异系数在2011-2013年大幅下降，至2013年后出现拐点并持续增长; 东北内部变异系数在2011-2023年整体偏小，始终在0.30~0.35范围波动; 东部沿海内部变异系数相对较小，且波动幅度相对缓和; 黄河中游2011-2019年内部变异系数微幅增长，在2020年出现短暂波动。综上而言，区域内部变异系数存在显著差异，可能原因在于各区域内的省(自治区、直辖市)城乡发展体制有所区别。并且，受限于区域内部省(自治区、直辖市)经济发展水平不同，对应城乡公共服务供给也有差距，进一步导致了区域内部变异系数产生差异^[21]。此外，各区域内部变化趋势亦存在差异性特征，可能原因在于各综合经济区城乡协调政策落实进度有所区别，且城乡协调体制完善程度略有不同。

(1) 城乡协调发展水平区域差异的时空变化及差异贡献来源

2011-2023年中国城乡协调水平整体基尼系数差异结果如图 2所示。由图 2可知，2011-2023年全国城乡协调发展水平的总体基尼系数呈现出持续下降态势，表明中国城乡协调发展水平的空间差异正在不断收敛。分阶段来看，2011-2014年总体基尼系数降幅相对平缓，2015-2023年下降速度有所加快，表现出阶段性加速收敛特征。究其原因，2015年后脱贫攻坚战略全面推进及2017年乡村振兴战略正式提出，一系列政策有效助推了农村经济发展与公共服务均等化，成为了整体空间差异持续缩小的重要驱动因素。

从空间差异的来源结构看，2011-2023年城乡协调发展水平的空间差异以区域间差异为绝对主，其对总体基尼系数的贡献率长期维持在80%以上，是驱动整体空间差异的核心来源; 区域内差异与超变密度(即区域间与区域内差异的交互重叠贡献)的数值均处于较低水平，二者规模相近，合计贡献率不足20%。进一步观测差异贡献率的动态走势，可以发现：①区域间差异虽在数值上持续缩小，但仍占据绝对主导地位，表明区域间城乡发展失衡仍是当前城乡协调发展的主要矛盾; ②区域内差异始终处于较低水平且波动平稳，反映出同一区域内不同省份间的城乡协调发展水平相对均衡; ③超变密度在2013年后缓慢抬升，表明不同区域间发展水平的交叉重叠现象有所加剧，其对总体空间差异的影响正在逐步强化，意味着需要进一步统筹区域协调，才能更有力地推进城乡发展。

进一步按照8大综合经济区区域进行区域内差异值测算，2011-2023年中国城乡协调水平区域内差异值如图 3所示。观察图 3中曲线走势可知，在时间层面上大西北变化最为频繁，黄河中游波动幅度最小; 在空间层面上北部沿海区域内差异最大演变为大西北差异系数最大; 北部沿海、大西南及大西北内部各省份间差异相对显著。整体而言，中国城乡协调水平区域内差异变化相对显著。

(2) 区域间城乡协调发展水平差异对比

为探明区域间的城乡协调发展水平，本研究进行了区域间差异指数测算，2011-2023年中国8大综合经济区城乡协调水平区域间差异值如表 2所示。依据表 2中数据可知，2011-2023年全国城乡协调发展水平的区域间差异相当显著。区域间差异值大于0.1的包括南部沿海与东北、南部沿海与黄河中游、大西北与东北等，区域间差异显著。究其原因，可能是南部沿海多为沿海省份，利用先发经济优势带动城乡协调发展，而东北、大西北、黄河中游均为内陆省份，整体城乡协调发展进程相对缓慢。此外，区域间差异介于[0.05，0.1]之间的区域包括东北与北部沿海、东北与黄河中游、黄河中游与大西南等多数组; 但小于0.05的少数组也占据一定份额。据此可知，中国8大综合经济区区域的城乡协调发展水平区域间差异虽不断缩小，但低值区域集聚的特征仍然较为显著，是全面深化城乡协调发展的重要挑战。

(1) 中国城乡协调发展水平的分布动态

应用核密度分析方法，得到研究期内全国城乡协调发展水平核密度动态分布及演进趋势如图 4所示。其中，横轴代表城乡协调发展水平的数值区间，数值越大表示协调程度越高; 纵轴为对应数值区间的核密度估计值，反映样本(省份)在该区间的分布密集程度，直观刻画了其空间分布动态演进特征。

从图 4a来看，核密度曲线主峰位置渐次右移，主峰高度先升后降，在2015年出现明显双峰结构。表明中国城乡协调发展的空间非均衡性呈现出“先增强、后减弱”的阶段性特征：前期城乡协调水平整体提升但区域分化加剧，后期在区域协调发展战略、乡村振兴等政策推动下，整体分布向更均衡区间收敛，多极分化格局逐步弱化。

从图 4b来看，核密度曲线主峰表现出“先右移、后左移”的演进轨迹，且在2013年、2017年等年份呈现出明显的双峰形态，反映出城乡经济协调发展存在显著的梯度效应，早期区域间经济层面分化加剧，后期随着脱贫攻坚全面胜利与共同富裕政策推进，双峰特征逐步弱化，整体分布向中间收敛，经济维度的空间均衡性持续提升。

从图 4c来看，核密度曲线主峰位置持续向右偏移，同时主峰高度逐步降低、峰态渐趋平缓宽化，但对比图 4b，2023年的核密度曲线主峰明显更为陡峭，表明中国城乡在教育、医疗、公共服务等非经济领域的协调水平整体呈持续提升态势，但不同区域间的非经济协调水平差异仍然相对明显，非经济维度的区域分化问题仍需重点关注。

整体而言，城乡协调发展的空间分布动态在经济与非经济维度上呈现出差异化特征：经济维度的非均衡性逐步缓解，而非经济维度的分化趋势仍在延续，这为后续精准施策、推动城乡全面协调发展提供了重要依据。

(2) 区域城乡协调发展类型的时空变化

依据全国城乡协调发展水平指数均值为界，对8大综合经济区城乡协调发展类型进行分类，2011年仅有东部沿海为“双高协调型”，演变为2023年的东部沿海、北部沿海。2011-2023年大西北、东北、黄河中游由“双低协调型”类型发展成为“高经济协调+低非经济协调”类型; 南部沿海属于“高经济协调+低非经济协调”类型; 长江中游、大西南则在“高经济协调+低非经济协调”与“低经济协调+高非经济协调”之间波动。由此可知，近年来城乡经济协调取得重要进展。

应用自适应LASSO模型识别全国层面的城乡协调发展水平驱动因素，包括经济收入、消费水平、产业发展、公共服务、社会保障及生态环境^[22]。结合OLS回归、逐步回归验证自适应LASSO模型选取的驱动因素可靠性，得到全国自适应LASSO、OLS回归及逐步回归估计结果如表 3所示。依据表 3中数据显示，经济收入、公共服务、社会保障、生态环境对中国城乡协调发展的影响系数均在0.1以上且在p＜1%水平显著，表明上述因素对城乡协调发展具有显著的驱动作用。其中，经济收入驱动因素对城乡协调发展水平的作用最为显著，即经济收入每增加1%，将推动城乡协调发展水平增长0.429%。而公共服务、社会保障、生态环境均隶属非经济协调范畴，表明非经济协调成为了驱动城乡协调发展的重要因素。据此可知，中国已经在城乡经济协调方面取得了重要进展，未来需着重统筹城乡居民拥有平等发展机会、享受均等基本公共服务^[23]。

为精准识别区域视角下城乡协调发展的驱动因素，再次应用自适应LASSO模型按照区域划分进行测算。就经济收入层面来看，东北、大西北、黄河中游、大西南经济收入对城乡协调发展水平的驱动作用相对显著，且均在p＜1%水平显著，但其驱动效果并不一致。就消费水平来看，东北、黄河中游、大西南、北部沿海的消费水平对城乡协调发展具有正向驱动作用，均在p＜5%水平显著。就产业发展来看，黄河中游、大西南、南部沿海、大西北的产业发展水平对城乡协调发展产生了显著的驱动作用。就公共服务来看，东北、大西南、大西北的公共服务对城乡协调发展具有明显的促进作用。就社会保障来看，东北、黄河中游、大西南、大西北的社会保障对城乡协调发展产生了显著的驱动作用，且均在p＜1%水平显著。就生态环境来看，东北、黄河中游、东部沿海、大西北的生态环境对城乡协调发展具有明显的驱动作用。由此可知，区域间城乡协调发展水平的驱动因素及作用效果存在显著差异，协同推进城乡协调发展存在一定的难度。

参考狄乾斌等^[24]的方法，基于贝叶斯信息准则、赤池信息准则并结合本研究遴选的驱动因素，得到城乡协调发展驱动因素的时间演进趋势如图 5所示。由图 5可知，经济收入的影响水平表现出“降低—增长—降低”趋势，2023年影响系数相较2011年下降约0.095，表明随着我国经济发展与脱贫攻坚全面完成，城乡收入差距逐步缩小，经济因素对城乡协调发展的主导性影响有所弱化，人民生活已进入相对殷实富足阶段。公共服务、社会保障、生态环境的影响程度在2011-2023年间呈现出“平稳发展—持续增长”趋势：2016年以前三者均保持低位平稳运行，2016年后公共服务、社会保障、生态环境的影响系数分别由0.272、0.256、0.208持续上升至2023年的0.412、0.313、0.271，其中公共服务影响程度反超经济收入成为首要驱动因素。随着我国社会生产力提升与经济发展进入新阶段，广大人民物质需求得到有效满足，公共服务、社会保障、生态环境等非经济因素逐步成为影响城乡协调发展的核心力量，推动城乡发展向更全面、更均衡的方向演进。

30个省份城乡协调发展驱动因素空间差异如图 6所示。由图 6可知，经济收入对广西、海南、宁夏等省份的驱动作用最为显著，而对北京、上海、浙江等省(市)的驱动效果相对薄弱，表明经济欠发达地区的收入增长对城乡协调发展的助力更为关键。消费水平的空间异质性特征突出，对甘肃、青海、新疆等西部省份影响较强，而在北京、天津、浙江等省(市)未表现出显著驱动效应。产业发展的作用格局与经济收入类似，对广西、海南、宁夏等省(区)作用显著，对发达省(市)作用较弱。公共服务、社会保障、生态环境等非经济因素均表现为正向驱动效应，但区域差异明显：公共服务对新疆的驱动强度远高于北京，社会保障与生态环境也呈现出“西部高、东部低”的空间分异特征，反映出非经济因素在不同区域对城乡协调发展的支撑能力存在显著差距。

城乡协调发展可划分为经济协调、非经济协调两大类型。在2011-2023年全国8大综合经济区区域两大类型的数据基础上，依托自适应LASSO模型选择结果分析经济协调类型与非经济协调类型的驱动机制，结果如表 4和表 5所示。

表 4数据显示，在全国视角下经济收入对城乡经济协调的驱动作用最为显著，影响系数为2.039且在p＜1%水平显著; 消费水平、产业发展对城乡经济协调的影响作用次之; 生态环境对城乡经济协调的驱动作用相当微弱。在区域视角下大西北经济收入对城乡经济协调的驱动作用最为显著，影响系数为2.457且在p＜1%水平显著; 大西北、东北的消费水平对城乡经济协调的驱动作用也相当显著，影响系数均在1.8以上; 大西南、大西北产业发展对城乡经济协调的驱动作用相对显著，影响系数均在1.6以上，且在p＜1%水平显著。部分区域公共服务、社会保障也对城乡经济协调产生些许影响，主要表现为公共服务供给效率提升(如教育资源均衡配置、医疗设施覆盖)能够显著提高农村居民的人力资本与健康水平，进而提升其就业能力与收入水平，间接推动城乡经济协调; 而社会保障体系的完善(如养老保险、医疗保障)则通过降低农村居民的预防性储蓄，释放消费潜力，促进城乡经济良性互动。生态环境仅在大西北、东北等生态功能突出地区表现为显著正向驱动，在多数区域未形成显著效应。

表 5数据显示，在全国视角下城乡非经济协调驱动因素在公共服务、社会保障方面表现明显，生态环境表现次之。另外，经济收入、产业发展亦对城乡非经济协调产生一定影响，影响系数分别为0.931、0.829，且在p＜10%置信水平显著。究其原因，可能在于经济收入、产业发展取得一定进展后，将带动大量资源投入公共服务、社会保障等非经济领域，间接推动了城乡非经济协调发展。在区域视角下公共服务对8大综合经济区城乡非经济协调的影响系数均在2.3以上，且在p＜1%水平显著; 社会保障对8大综合经济区城乡非经济协调的影响系数均在2.1以上，亦在p＜1%水平上显著。经济收入对城乡非经济协调虽然可以发挥显著正向效应，但具体影响效果存在区域异质性。具体而言，对东部沿海、北部沿海、南部沿海影响显著，对东北、大西北影响相对薄弱，反映出在经济发达地区，经济收入增长更易转化为公共服务及社会保障的实际改善，而在经济相对滞后地区受制于财政能力与制度环境，其传导效应相对较弱。生态环境对所有区域均为显著正向驱动(系数均大于1.5)，且大西北驱动作用最强。

本研究在测算2011-2023全国城乡协调发展水平的基础上，结合两权重配比变异系数、Dagum基尼系数及核密度估计法，深入探讨城乡协调发展的区域差异及动态演进趋势。在此基础上，运用自适应LASSO模型选取城乡协调发展驱动因素，并基于全国、区域视角下识别驱动因素的时空差异。研究结论：① 2011-2023年，中国城乡协调发展水平呈现出持续增长态势，但仍有较大提升空间。②城乡协调发展水平的时空差异显著且非均衡程度不断深化。在研究期内，全国城乡协调发展水平的空间差异正在持续缩小，但8大综合经济区之间存在明显的空间非均衡特征，且区域空间差异以区域间差异贡献为主，区域内差异、超变密度贡献相对较小。③中国城乡协调发展驱动因素的作用效果具有显著的时空异质性。全国及8大综合经济区的作用效果存在明显的区域间差异，导致协同推进城乡协调发展面临一定难度。经济收入、公共服务、社会保障、生态环境渐次成为影响城乡协调发展的主要因素，且对应的驱动效果亦具有时间、空间差异性。④城乡经济协调、非经济协调驱动机制存在典型分化特征，且二者之间存在显著的内在传导路径：公共服务与社会保障的改善通过提升农村居民收入能力与消费水平，间接推动城乡经济协调; 而经济收入与产业发展则为公共服务、社会保障等非经济协调领域提供物质基础，形成双向互促的协调发展格局。在全国视角下城乡经济协调的驱动因素中经济收入对城乡经济协调的驱动作用最为显著; 在城乡非经济协调的驱动因素中公共服务、社会保障的驱动作用最为明显。在区域视角下经济协调、非经济协调驱动因素的作用效果及影响程度表现出显著差异。根据上述结论，提出如下建议：

1) 重构要素配置机制，全面深化城乡协调发展。研究结论表明，中国城乡协调发展仍有较大的提升空间。着力推动城乡协调发展，应将影响要素顺畅流动的问题作为主要矛盾进行攻坚破局，助力土地、资本、数据等要素在城乡之间双向流动与平等交换^[25]。一方面，健全数字要素流动基础。全面强化农村地区数字新基建建设，打造数据要素共享交换体系，推动城乡数字经济共同发展。另一方面，深化土地要素流动改革。有关部门应盘活存量城市建设用地与农村集体土地，建立健全城乡用地增减挂钩政策以及农村集体土地转化改革机制，着力驱动集体土地入市流转，建立城乡统一建设用地市场。此外，亦需针对资本要素层面着力拓展乡村建设资金来源渠道，通过数字普惠金融、中央公共财政等方式拓宽金融覆盖广度与金融服务使用深度。在此基础上，县级政府需完善农业农村投资指引目录方案，扎实推进城乡协调发展。

2) 构建区域联动机制，稳妥推进城乡协调发展。中国城乡协调发展存在显著差异，其中又以区域间差异贡献最高。因此，有必要构建区域联动机制，借助区域优势溢出效应带动城乡协调滞后地区共同发展。如北部沿海、南部沿海分别覆盖京津冀与珠三角城市群，可充分利用城市群自身城乡融合发展经验辅助周边省市共建产业平台，推动一二三产业深度融合，扎实推动城乡协调发展。另外，政府部门也可将建成的城市群作为主要载体，通过城市群的辐射效应带动城镇协同发展，并通过城市—县域的对点合作扎实推动城乡协调发展。同时，北部沿海、南部沿海也可积极同东北和大西北建立区域联动机制，传递政策经验、资源要素，形成区域互助格局，以推动城乡协调发展。

3) 驱动公共服务均等化，统筹推进城乡协调发展。依据驱动因素识别结果，公共服务是推动城乡非经济协调的重要因素。各地方政府需全面推进公共服务城乡均等化，统筹推进城乡协调发展。一方面，补齐农村公共服务短板。有关部门应采取针对性更强、覆盖面更广、作用更直接的措施联合向农村地区供给公共服务，补齐农村地区基本公共服务软硬件短板。另一方面，系统提升农村公共服务效能。政府部门需统筹规划公共服务在城乡之间的布局，面向边远地区农村构建公共服务多元供给格局，切实提升公共服务便利共享水平。同时，借力数字手段不断健全农村公共服务要素保障体系，持续提高农村公共服务效率。