基于因子分析的江蘇城鄉一體化發展研究

蔡瑞林 陳萬明 岳丹丹

摘要：黨的“十六大”到“十八大”均提出了城鄉統籌發展的目標，城鄉一體化由此成為近年的熱點問題。梳理現有相關文獻，選擇了固定資產投資額、人口比例、恩格爾系數、在崗職工平均工資、消費水平、家庭人均收入、居民消費支出7組“城鄉配對”的經濟指標，通過年鑒收集數據，采用因子分析法對江蘇省2000—2012年城鄉一體化水平進行了評價。研究發現：江蘇近13年城鄉一體化呈現相對平坦的“U”形演化趨勢，即從2000—2004年，城鄉一體化水平緩慢下降;而從2004—2012年又持續上升，且城鄉一體化水平相對較高，呈現出良好的發展趨勢。結合黨的十八屆三中全會“新型工農城鄉關系”構建需要提出了縮小城鄉居民社會消費水平差距、縮小城鄉居民收入差距、促進城鎮化和新農村建設協調發展這3點對策。

關鍵詞：城鄉一體化;城鎮化;因子分析法;城鄉關系

中圖分類號： F291 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2015）04-0414-04

收稿日期：2014-05-18

基金項目：江蘇省高校哲學社會科學重大項目（編號：2013ZDAXM002）;江蘇省普通高校學術學位研究生科研創新計劃（編號：KYZZ_01012014101）。

作者簡介：蔡瑞林（1970—），男，江蘇常州人，博士研究生，副教授，主要研究方向為人力資源與農村經濟。E-mail：cairuilin@163.com。

黨的十八屆三中全會提出“健全城鄉發展一體化體制機制，構建新型工農城鄉關系”的目標，延承了“十六大”堅持的“城鄉統籌、協調發展”和“十七大”強調的“統籌城鄉發展、統籌區域發展”的改革目標，也更突顯出城鄉協調發展的重要性。但是，我國長期實行的城鄉分治政策成為現今制約經濟、社會全面、協調發展的主要矛盾，必須盡快消除城鄉二元結構，實現城鄉一體化和諧發展[1]。本研究從城鄉一體化的內涵及相關理論入手，探討以往相似主題研究中存在的問題，提出新型城鎮化進程背景下江蘇新型工農城鄉關系的構建對策。

1 基本概念和文獻回顧

1.1 城鄉一體化的內涵

“十八大”報告提出的城鄉一體化發展方針，為新型城鎮化過程中的城鄉關系協調發展指明了方向，也直接關系到全面建成小康社會的戰略目標。關于城鄉一體化的內涵，張建華等認為城鄉一體化的根本目的是改變農村貧窮落后的面貌，消除城鄉差距，由城鄉二元結構轉向現代化的城鄉一元結構，最終實現城鄉居民政治、經濟和社會地位的平等，城鄉生活方式的趨同，公共物品的享受基本一致[2]。陸學藝認為城鄉一體化應該包括4個方面：一是城鄉是相互依存的;二是城鄉需要統籌發展;三是城鄉一體化是一個進程;四是城鄉一體必須對束縛城鄉一體化進程的二元結構進行改革[3]。十八屆三中全會則強調需要從加快構建新型農業經營體系、賦予農民更多財產權利、推進城鄉要素平等交換和公共資源均衡配置、完善城鎮化健康發展體制機制、推進農業轉移人口市民化等方面健全城鄉一體化體制機制。需要補充的是，與城鄉一體化相近的是城鄉協調發展，但2者都不是完全要求消除城鄉之間的差異，而是強調城市和農村發揮各自優勢，促進人力、土地、資本等資源在城鄉之間高效、公平地自由流動，實現城鄉在經濟、社會與文化等方面的高度融合和協調發展。

1.2 城鄉一體化評價的文獻回顧

關于城鄉一體化水平的測評，不同的學者提出了不同的方法。顧益康等較早提出了以城鄉一體化發展度、差異度和協調度為主要內容的城鄉一體化評估指標體系，用來準確評估和全面反映城鄉一體化的進程[4]，但沒有進行相關的實證研究。王德文等則用城鄉收入水平差距、消費支出差距、消費水平差距、城鄉勞動力平均受教育年限、15歲以上人口文盲率、農產品收購價格指數、農村工業品零售價格指數7個指標測算了城鄉之間的差距[5]。段娟等選擇了42個指標，圍繞城鄉自然稟賦條件、城市化與城鎮化體系、區位與基礎設施、經濟技術聯系、社會文化關聯和互動6個方面構建了我國區域城鄉互動發展的指標體系[6]。岳利萍等選擇了人均 GDP、第三產業占GDP比重、非農業人口占總人口的比重以及工農業勞動生產率比值等 4 個指標，就陜西省11個地級市城鄉一體化進行了測評[7]。吳殿廷等則構建了效益與公平模型，選擇了城鎮人均可支配收入、農村人均純收入和城鎮化率3個指標就我國各地區城鄉協調水平進行了測評[8]。鐘春艷等選擇了城鄉居民家庭人均收入、城鄉居民家庭人均收入增長率、城鄉居民家庭人均生活費3個指標進行了城鄉差距的測算，指出了統籌城鄉發展的途徑[9]。陳鴻彬設計了經濟統籌、社會統籌、人民生活統籌及設施環境統籌發展4個子系統、42個指標的城鄉統籌發展評價指標體系[10]。張德亮等選擇了第二（三）產業產值與第一產業產值比、城鄉居民人均純收入比、城鄉居民恩格爾系數比、城鄉居民消費水平比、城鄉就業人數比、城鄉百戶擁有的耐用消費品比、城鄉人均娛樂教育文化服務費用比、城鄉人均醫療保健費用比8項指標對云南省城鄉統籌進行了實證研究[11]。曾福生等則從城鄉二元勞動生產率、城鄉居民恩格爾系數、支農支出占預算總支出的比重、城鄉居民人均收入、城鄉居民人均居住面積等5個指標測算了湖南省的城鄉協調發展水平[12]。

綜合現有相關研究，隨著城鎮化進程的推進，城鄉一體化的內涵更加具體，并且富有時代意義。關于城鄉一體化的測評，不同學者選擇的經濟指標存在很大的差異，即使對同一等級的區域，評價體系也存在顯著差異。本研究以江蘇城鄉一體化發展作為研究對象，一是因為江蘇蘇南、蘇中、蘇北之間存在顯著的發展差異，對研究省域城鄉一體化而言具有代表意義;二是結合十八屆三中全會關于“健全城鄉發展一體化體制機制”改革的目標，研究東部沿海發達省份的城鄉一體化問題，對構建新型工農城鄉關系具有借鑒意義。

2 江蘇城鄉一體化評價的實證研究

2.1 指標選擇

在查閱大量文獻的基礎上，綜合考慮以下幾個因素選擇城鄉一體化的評價指標：一是充分吸收現有相關研究的成果，特別是結合較新的權威期刊刊登的城鄉協調發展或城鄉一體化的評價指標;二是采用客觀反映城鄉協調發展程度的統計指標，為便于對比，選擇“城鄉配對”的指標，在具體建構時采用比值的計算辦法，即把農村指標和城鎮指標中較大的作為分母、較小的作為分子，使比值介于0～1之間;三是遵循指標的全面性和可操作性原則，在反復研究指標集的基礎上，選擇較新的或可獲得的指標進行分析。參考鐘春艷等[9]、張德亮等[11]、曾福生等[12]和“十八大”政府工作報告，選擇了農村與城鎮固定資產投資額之比（X1）、非農與農業人口數之比（X2）、城鎮與農村居民家庭恩格爾系數之比（X3）、農業與城鎮在崗職工平均工資之比（X4）、城鄉消費水平對比（X5，以城鎮居民為1）、農村與城鎮居民家庭人均收入之比（X6）和最終消費支出中城鄉居民消費支出之比（X7，以城鎮居民為1）7組城鄉配對指標進行分析?？紤]到統計數據的可獲得性并結合“十六大”以后關于城鄉協調發展和城鄉一體化相關論述，借助中國經濟與社會發展統計數據庫、江蘇省統計年鑒等采集2000—2012年的統計原始數值，并在統一單位的基礎上進行了配對比值計算，具體如表1所示。

表1 江蘇城鄉一體化主要指標原始值

年份 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7

2000 0.473 0.474 0.945 0.568 0.400 0.537 0.522

2001 0.412 0.507 0.932 0.503 0.400 0.522 0.556

2002 0.365 0.535 1.010 0.458 0.400 0.491 0.567

2003 0.304 0.650 0.925 0.428 0.400 0.469 0.632

2004 0.297 0.723 0.905 0.387 0.385 0.462 0.701

2005 0.403 0.765 0.845 0.361 0.417 0.453 0.703

2006 0.346 0.800 0.861 0.383 0.435 0.429 0.711

2007 0.339 0.843 0.882 0.388 0.435 0.417 0.716

2008 0.325 0.896 0.918 0.416 0.435 0.411 0.729

2009 0.328 0.998 0.926 0.472 0.455 0.401 0.732

2010 0.331 1.031 0.958 0.483 0.455 0.407 0.755

2011 0.454 1.178 0.938 0.472 0.471 0.451 0.771

2012 0.420 1.703 1.060 0.489 0.476 0.447 0.774

2.2 因子分析

2.2.1 KMO和球形Bartlett檢驗 因子分析主要是采用降維的思想，根據相關性大小把原始變量分組（組內變量之間的相關性較高，而組間變量之間相關性較低），由此萃取出能夠代表每組變量的公共因子。由于采用的是“城鄉配對”的比值，因此直接將表2數據進行相關性分析，求解初始公共因子及因子載荷矩陣。在因子分析前，還進行了KMO和球形Bartlett檢驗。利用SPSS 16.0檢驗得出KMO檢測統計量為0.539（大于臨界值0.5），說明取樣數據符合充足度要求;而球形Bartlett檢驗的卡方統計量為86.227，自由度為21，伴隨概率的P值為0（小于顯著水平0.05），拒絕相關矩陣是單位矩陣的原假設，表明適合進行因子分析。

2.2.2 初始公共因子及因子旋轉 采用通常的主成分分析法提取公共因子，以特征值大于1并結合碎石圖確定公共因子數量為2個，結果顯著相關矩陣的前2個特征值大于1的因子的累計方差解釋率為83.027，說明2個公共因子保留了絕大部分原始信息。以方差極大化為準則進行因子正交旋轉，以便根據旋轉后的因子載荷矩陣得到明確經濟意義的主公共因子，旋轉后其總體因子的方差貢獻率仍是83.027，具體如表2所示。

2.2.3 公共因子得分 方差極大化旋轉使得每個因子載荷的平方按列向0和1兩極分化，結果所有指標只在單一因子的絕對值接近或大于0.6，說明所有指標能夠進行經濟意義上的結構簡化。第1公共因子F1在X2、X5、X6、X7共4個指標上載荷的絕對值均大于0.6，可以解釋為城鎮化進程中城鄉居民社會消費的變化;第2公共因子F2在X1、X3、X4共3個指標上載荷的絕對值均大于0.6，可以解釋由于城鄉固定資產投資差異造成的城鄉居民收入的影響。根據旋轉后的因子得分矩陣，將公共因子用回歸系數表示為7個評價指標的線性組合，利用表2原始變量的標數化后的Z值，可以計算出各個公共因子的得分，具體如下式所示：

F1=0.002X1′+0.085X2′+0.103X3′-0.006X4′+0292X5′-0.221X6′+0.271X7′;

F2=0.312X1′+0.126X2′+0.317X3′+0.358X4′+0121X5′+0.195X6′-0.096X7′。

然后以2個公共因子方差貢獻率為權數，對相應各公共因子的得分進行加權計算，得出江蘇2010—2012年城鄉一體化的因子綜合得分，具體公式如下：

Fi=∑nk=1Fik·Wk。

式中：Fi為第i年江蘇城鄉一體化的因子綜合得分，Fik為第i年第k個公共因子的得分，Wk為第k個公共因子的方差貢獻

表2 公共因子的方差貢獻率

序號

初始值 提取平方和 旋轉后提取平方和

特征根 貢獻率

（%） 累計貢獻率

（%） 特征根 貢獻率

（%） 累計貢獻率

（%） 特征根 貢獻率

（%） 累計貢獻率

（%）

1 3.402 48.594 48.594 3.402 48.594 48.594 3.310 47.290 47.290

2 2.410 34.433 83.027 2.410 34.433 83.027 2.502 35.737 83.027

3 0.737 10.522 93.549

4 0.328 4.686 98.234

5 0.085 1.210 99.444

6 0.025 0.362 99.806

7 0.014 0.194 100.000

比率。由此得到江蘇2010—2012年城鄉一體化的因子得分，具體如表3所示。

表3 江蘇2010—2012年城鄉一體化因子得分表

年份 公共因子

F1得分 公共因子

F2得分 綜合得分

2000 -1.534 1.675 -0.153

2001 -1.340 0.789 -0.424

2002 -0.974 0.546 -0.320

2003 -0.707 -0.563 -0.645

2004 -0.559 -1.102 -0.793

2005 -0.261 -0.917 -0.543

2006 0.117 -1.035 -0.379

2007 0.269 -0.972 -0.265

2008 0.452 -0.701 -0.044

2009 0.807 -0.229 0.361

2010 0.934 0.049 0.553

2011 1.017 0.833 0.938

2012 1.780 1.627 1.714

從公共因子F1得分看，13年間整個水平呈現持續上升的趨勢。由于公共因子F1主要包含了X2、X5、X6、X7 這4個指標的信息，從表3可以看出，2000—2012年F1得分單調遞增，說明在13年的城鎮化進程中，江蘇農業轉移人口市民化程度持續提升。究其原因，主要是13年間江蘇城鎮化的水平持續遞升，X2從2000年的0.474上升至2012年的1.703;X5也單調遞升，從2000年的0.4上升至2012年的0.476;但是，13年間城鄉居民人均收入的差距仍然在擴大，說明雖然一部分農業轉移人口實現了市民化，但由于工作技能、社會資本、就業歧視等原因，進城農民的就業質量與原有城鎮居民之間的差距仍然在擴大;但是，城鎮化同時帶來了城鄉居民消費觀念、生活方式、價值觀念的融合，農村居民的傳統的“節儉”消費觀念也發生了變化，直接導致了X7比例的單調遞增。

公共因子F2主要包含了X1、X3、X4這3個指標的信息。公共因子F2從13年間的折線圖看呈現明顯的“U”形，即2000—2004年呈下降趨勢，2004—2007年基本在谷底徘徊，從2007—2012年又呈上升趨勢，城鄉固定資產投資差異造成的城鄉居民生活水平的差異呈現出“U”形的變化。2005年是X4走勢的1個拐點，X4從2000年至2005年呈下降趨勢，而在2005—2012年又呈上升趨勢，整體走勢與公共因子F2相似。2005年10月，江蘇在全國率先開展新一輪鎮村布局規劃大調整，新農村建設開始全面鋪開，農村社會生產生活設施的固定投入得到加強，使得X1也呈現“U”形的變化趨勢。

江蘇2010—2012年城鄉一體化的因子綜合得分呈現平坦的“U”形變化，如圖1所示。

從圖1可以看出，因子綜合得分大于0的年份，意味著發

展水平處于13個年份的平均水平之上，反之是平均水平之下。從2000—2004年，城鄉一體化水平呈緩慢下降趨勢;而從2004—2012年又呈明顯的持續上升趨勢，說明城鄉之間的差距持續縮小，呈現城鄉協調發展的趨勢。13年間，江蘇城鎮化率持續提高，并在2010年實現了非農業人口首次超過農業人口，雖然城鄉居民的人均收入仍然擴大，但城鎮化更顯著地帶動了農村居民的消費，使得城鄉居民的消費水平持續縮小，加上2005年后新農村布局規模大調整的政策因素，使得2008年后城鄉一體化水平持續提升。

3 主要結論與政策建議

3.1 主要結論

省域城鄉一體化（或城鄉協調發展）是近年來國內研究的熱點，但結論因各省域實際情況不同而存在較大的差異。曾福生等在湖南城鄉協調發展中發現改革開放后湖南城鄉協調發展呈現振蕩的波動，但距離城鄉一體化相差甚遠[12];唐建等在研究重慶城市農村發展中發現無論是經濟績效、社會績效還是生態績效，重慶城市帶動農村協調發展的績效都較差[13]。城鄉失衡發展的結論同樣在江蘇城鄉一體化的實證研究中得到驗證，2000—2008年城鄉一體化綜合得分均為負值，說明我國城鄉二部門的城市偏向政策效應仍然在沿海發達省份存在，實現城鄉一體化仍是長期過程。更進一步，2009—2012年江蘇城鄉一體化相對水平得到持續提高，說明在工業化后期的江蘇，城鄉一體化的步伐得到了明顯提升，城鄉一體化水平與中部的省份呈現出不同的趨勢。事實上，結合表2單項指標的分析也驗證了這個結論，2000—2009年間，非農與農業人口數之比從0.474提升至0.998，而2010年則是一個拐點，此后江蘇非農業人口數大于農業人口數量。類似的結論在城鎮與農村居民家庭恩格爾系數之比單項指標上也得到了體現，2012年江蘇城鎮居民家庭的恩格爾系數大于農村居民家庭恩格爾系數，意味著城鄉整體的相對富裕程度也出現了拐點。結合相關研究可以發現，整體而言江蘇城鄉一體化水平處于較高的水平，而且呈現出良好的發展趨勢。

需要指出的是，由于評價指標選擇的不同，實證研究的結果也會出現偏差。本研究選擇了城鄉配對指標進行評價，一定程度上解決了指標選擇中的偏頗問題。但不足之處是未能更多地反映江蘇城鄉社會文化、生態環境的一體化程度，因此，研究結論更多地反映了江蘇城鄉經濟一體化程度。

3.2 政策建議

3.2.1 縮小城鄉居民社會消費水平差距 從表3可以看出，從2000年起到2012年止，F1城鄉居民社會消費的第1公共因子得分呈持續上升趨勢，說明就江蘇而言，城鄉居民消費支出的差距在不斷縮小。但是，城鄉居民消費水平差距的縮小并不意味著城鄉居民消費水平的等同，事實上，從表1可以看出，農村居民家庭人均收入只是接近城鎮居民家庭人均收入的一半。說明我國歷史遺留的城鄉二元結構制約著城鄉一體化的進程，城市偏向的城市-工業化發展模式，造成了城鄉關系扭曲、城鄉差距擴大的問題。就江蘇而言，2000—2012年間農村固定資產投資額始終不到城市的一半，這種城市偏向政策不僅嚴重損害了農業部門的利益，而且阻礙了整個國民經濟的健康發展[14]。對于江蘇這樣步入工業化中后期的沿海經濟發達省份，由于城鎮化水平滯后于工業化水平，因此，一方面需要繼續提高城鎮化水平，有序地推進農業轉移人口的市民化，另一方面要繼續縮小城鄉居民社會消費水平的差距，不能因為現在的差距縮小了就認為農民的生活已經富足了。在城鎮化的推進中，一方面要推進城鄉資源要素的平等交換和社會公共資源的城鄉均衡配置，保護農民宅基地用益物權，保障農民更多的財產權利;另一方面要利用城鎮化拉動農民的潛在消費需求，通過提高農村社會保障水平，消除農民因為醫療、教育、住房壓力顧慮而“捂住錢袋子”不敢消費，由于目前江蘇農村居民消費水平僅相當于城市居民水平的一半，把城鎮化作為拉動消費（特別是農村消費）的發動機仍有大潛力可挖。

3.2.2 縮小城鄉居民收入差距 胡鞍鋼等提出中國經濟社會正從城鄉二元結構向農業部門、鄉鎮企業部門、城鎮正規部門與城鎮非正規部門的四元結構轉型[15]。城鎮化推進雖然消除了原有的城鄉二元結構，但同時由于半城鎮化現象和城鄉社會階層的進一步分化，無論是城鎮還是農村又出現了新的社會結構轉型。但從表2可以看出，盡管江蘇城鄉一體化程度相對較高，城鄉居民在家庭人均收入、在崗職工平均工資、消費水平等指標上還存在明顯差距。以健全城鄉發展一體化體制機制為短期目標、推進新型城鎮化道路為長期目標，對于拉動農村消費、全面建設小康社會具有積極意義，但當前要務是縮小城鄉居民收入差距。對于江蘇而言，當前需要抓好4個方面工作：一是健全多層次資本市場體系，為眾多轉型升級中的鄉鎮制造企業（特別是科技型小微企業）提供必要的金融服務，促使傳統制造業高端化發展，促進江蘇鄉鎮企業部門的發展;二是構建新型農業經營體系，特別是要利用好農村宅基地、農民住房財產改革政策，一方面增加農民財產性收益，另一方面促進農田承包經營權向新型農業經營體系轉變，提高農業經濟活力;三是促進農業規?；?、專業化、現代化經營，鼓勵發展農村合作經濟，把傳統的小、散、弱的單一農戶經營向農業專業化、產業化方向轉變;四是提高進城農民的收入水平，確保農民真正實現在消費方式、生活方式、文化融合等方面達到城鎮居民的水平，實現“人的城鎮化”的內涵質量。

3.2.3 促進城鎮化和新農村建設協調發展 從農村與城鎮固定資產投資額之比（X1）看，江蘇農村的公共資源投入越來越得到重視，這一方面是對原有城市偏向政策的糾正，另一方面是江蘇協調發展的體現。目前，以上海為龍頭、南京為副中心的滬寧線城市群格局已經形成，江蘇受益于長三角核心都市圈區位優勢，一方面可以充分利用好南京等13個地級市的聚集效應，推進農業轉移人口市民化，逐步消除戶籍制度對人口流動的限制，讓符合條件的農業轉移人口轉變為城鎮居民，為農村土地、人力資源的集約利用奠定基礎;另一方面可以利用上海等增長極的輻射效應，形成增長極、中心城市、小城鎮和鄉村功能互補、相互促進的城鄉一體化都市圈，最終促進工業向集中發展區集中、農民向城鎮和新型社區集中、土地向適度規模經營集中。需要強調的是，城鄉一體化是城鄉在經濟、社會與文化等方面的相互融合和協調發展，不等于城鄉完全一致。江蘇的城鄉一體化必然是圍繞上海這個巨型城市群的增長極和南京等13個中心城市，積極培育沿江城市群、沿海城鎮軸、沿東隴海城鎮軸和沿運河城鎮軸，圍繞南京、蘇錫常、徐州三大都市圈，進一步抓好中小城鎮的建設，從而最終形成城鎮與新農村縱橫交錯的空間格局。

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