農村區域經濟發展差異綜合評價研究

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摘要:通過構建自然資源稟賦、農業現代化水平、農業產出效益、農民生活水平、農村產業結構五個方面共10個指標作為湖南省農村區域經濟綜合發展水平指標體系，運用spss軟件中的主成分分析方法將湖南省14個地級市州的農村區域經濟建設水平進行綜合評分，定性定量結合分析，得出湖南省農村區域經濟發展差異情況。研究結果表明:湖南省農村區域經濟在發展水平方面差異顯著，其中長沙市得分最高，張家界、湘西州綜合得分較低，區域經濟發展差異在城市間非常突出，差距仍在擴大;系統探討差異產生的原因主要為區位條件、制度政策、勞動力條件三個方面。

關鍵詞:主成分分析；湖南?。晦r村經濟發展；差異

2021年2月21日中央一號文件《中共中央國務院關于全面推進鄉村振興加快農業農村現代化的意見》(簡稱《意見》)?！兑庖姟分赋?，全面建設社會主義現代化國家，實現中華民族偉大復興，最艱巨最繁重的任務依然在農村，最廣泛最深厚的基礎依然在農村。隨著我國農村經濟快速發展，“三農”問題依然是我國經濟發展的關鍵所在［1］。我國農村人口較多，農村經濟的發展深刻影響了農民生活水平的提高，同時制約了國民經濟的整體增長，影響著國民經濟的可持續發展［2］。農村經濟的地區差異在一定程度上推動了各個地區經濟主體的經濟發展，提高了它們的競爭意識［3］。省域是我國經濟和社會管理的高級行政地域單元，具有經濟行為的相當獨立性，同時又是組成我國經濟系統的一級經濟實體［4］。近年來學者在省域尺度下也進行了一系列研究，杜鵑［5］建立了湖北省農村經濟發展水平評價體系，計算出湖北省各農村經濟發展的綜合評價值，根據綜合評價值分析了湖北省農村經濟發展現狀，并對不同地區農村經濟發展水平進行了對比分析。袁芳［6］等人以寧夏19個縣市為研究對象，從居民生活水平、生產力水平、經濟實力水平三個方面構建農村經濟發展水平評價指標體系，運用熵值法計算2014年寧夏農村經濟各項指標的權重，利用GIS技術對寧夏農村經濟發展結構進行了空間分析。杜華章［7］分析了江蘇省各縣農村經濟的發展狀況，結合主要成分分析方法，對江蘇省50個縣(市)農村經濟的發展進行了量化分析，系統評價了江蘇省50個縣(市)農村經濟發展，并在此基礎上提出加快江蘇省各地區農村經濟發展的建議。湖南素有“魚米之鄉”的美譽，是我國主要的糧食大省和農業生產大省。尤其是在改革開放后，湖南農村經濟繼續發展，但湖南農村經濟發展存在明顯的區域不平衡，省內農村經濟的區域差異制約了農村經濟的整體發展，削弱了湖南省的整體競爭力［8］。只有客觀、準確地評價湖南省各地級市州的農村經濟發展實力，找出其農村經濟發展之間存在的差異，才能進一步推進湖南省農業農村現代化的發展進程。因而本文以湖南省農村區域經濟發展為主線，確定湖南省14個市州為研究單元，充分結合湖南省現有的數據和實際情況，構建農村區域經濟發展綜合水平的評價指標體系，采用主成分分析法對各指標進行數理模型建立，定性定量結合分析得出湖南省農村區域經濟發展差異情況，從而為鄉村振興發展規劃下的農村區域經濟建設提供科學的評價體系及合理建議。

一、研究區概況

湖南省位于中國中部地區，總面積21.18萬平方千米。處于云貴高原向江南丘陵和南嶺山脈向江漢平原過渡的地帶，地勢呈三面環山、朝北開口的馬蹄形地貌，由平原、盆地、丘陵地、山地、河湖構成，地跨長江、珠江兩大水系，屬亞熱帶季風氣候，氣候適宜。湖南是農業大省，農耕文化源遠流長，農業生產條件得天獨厚，物種資源豐富多樣，素有“九州糧倉”、“湖廣熟天下足”等美譽。改革開放四十年來，湖南農業農村經濟步入了高質量發展新階段。2019年，全省糧食總產量2974.8萬，全省糧食總播種面積6924.6萬畝，糧食播種面積排名居全國第10位。全省主要經濟作物生產繼續保持向好增長。初步統計，全省油料播種面積2048.30萬畝，同比增長1.6%初步統計，2019年，全省實現農林牧漁業增加值3850.19億元，同比增長3.5%，增速高于全國水平0.3個百分點。其中，農業增加值2123.97億元，增長3.6%。

二、主成分分析法

本文運用主成分分析法，利用SPSS軟件對評價指標數據進行分析，選取累計貢獻率達70%—95%的主成分因子，并計算得到特征值及特征向量，最后計算得到各地級市的綜合得分并進行排名，比較各區縣農村區域經濟發展的差異。主成分分析法把多個指標化為少數幾個綜合指標(即主成分)，在引進多個變量的同時將復雜的因素轉化為幾個主成分。主成分分析的計算步驟歸納如下:(一)計算相關系數矩陣:(二)計算特征值與特征向量:首先解特征方程|μI－，|=O，用，可比法求出特征值μi(1，2，…，p)，按大小順序排列，即μ1≥μ2≥…≥μp≥0;然后分別求出對應于特征值μ的特征向量αi(i=1，2，…，p)。(三)計算主成分貢獻率及累計貢獻率:主成分z的貢獻率計算公式為:一般選取累計貢獻率達70%—95%的原則特征值［9］，μ1，μ2…μm所對應的第一、第二、…、第m(m≤p)個主成分因子。(四)計算主成分載荷及各個主成分的得分。主成分載荷的計算公式為:

三、數據來源與指標體系的建立

本研究為了描述14個地級市州(長沙、株洲、湘潭、衡陽、邵陽、岳陽、常德、張家界、益陽、郴州、永州、懷化、婁底、湘西州)的農村區域經濟綜合水平，在結合相關文獻研究成果的基礎上，考慮資料收集的完整性和數據的可獲得性，結合湖南省農村經濟的發展實際，選取湖南省農村區域經濟發展評價指標體系。選取的一級指標有五個，二級指標有10個，其中二級指標主要來源于湖南省統計局官網中《湖南省2019年統計年鑒》和《2019年湖南省國民經濟和社會發展統計公報》的數據復合計算所得，具體計算方法見表1。在一級指標的選取中，自然資源稟賦主要體現出農業發展的條件，“農業現代化水平”與“農業產出效益”主要從投入與產出兩個角度表現出農業發展的水平;“農民生活水平”指標則反映了農民的生活質量;“農村產業結構”指標反映一個地區資源稟賦和比較優勢的過程，可以通過不斷地調整來適應市場發展規律。

四、主成分分析結果

用極差標準化法對選取的10個指標進行標準化處理，然后利用軟件SPSS25.0進行主成分分析［10］，結果表明其KMO檢驗值為0.649＞0.5，Bartlett球形檢驗的p值等于0.000，能夠進行主成分分析。由表2可知，第一主成分的特征值為6.475，貢獻率為64.75%，第二主成分的特征值為1.362，貢獻率為13.6231%，第一、第二成分特征值均大于1，累計貢獻率達到78.373%，基于一般選取累計貢獻率達70%—95%的特征值的原則［9］，本文取前2個主成分即兩個主成分基本上保留了原始指標的信息，此時將10個原始指標簡化到了2個新的綜合指標，起到了很好的降維作用。通過碎石圖(圖2)我們看到當成分數大于2的時候，特征根值趨于收斂，變化程度不再顯著。驗證了前面提到的用提出的2個新的綜合指標解釋所有變量是可行的.此時只需要求出前兩個主成分的載荷矩陣，見表2。載荷矩陣是主成分與變量之間的相關系數，顯示了變量在主成分中的相對重要性的大小。見表3旋轉成分矩陣值表示2個成分與原始指標間相關程度的高低。矩陣中代表因子載荷，該絕對值越高表示提出的主成分與原始變量相關性越高。從第一主成分來看，X2、X5、X6、X8、X9、X10的系數較大，因此，第一主成分主要反映的是鄉村人口占比、第一產業生產總值占比、人均用電量、單位播種面積農機總動力、農村居民人均可支配收入、農村居民人均消費支出等，這些指標有絕對指標，也有相對指標。這些指標客觀反映了農業生產能力，因此命名為“農業生產水平”;從第二主要成分來看，X1和X7的系數很大程度上反映了土地生產率，認為第二主要成分是農業區域競爭力的生產效率因子，因此被命名為“農業區域競爭力”。然而，從各個主成分所代表的社會意義來看，很難從某一個主成分來確定各地級市農業區域經濟發展水平的高低，因此可用前兩個主成分作為評價的綜合指標，以每個主成分所對應的方差貢獻率為權重構造綜合評價函數［11］:G=0.6475*G1+0.13623*G2根據上述函數式將數據錄入Excel表格中可以得到湖南省農業經濟發展水平的綜合評價排名，如下表4所示:根據湖南省14個地級市農業經濟實力綜合得分，地級市之間農業經濟實力存在顯著差異。結果表明，長沙市的農業經濟綜合實力得分第一，明顯高于其他各地級市州，顯然是湖南省農業經濟最發達的地區，處于第一層次;其次是湘潭、株洲、岳陽、郴州和衡陽，綜合得分都為正值，可見其農業經濟發展總體較為均衡，處于第二層次;婁底、常德、永州、益陽、懷化和邵陽的綜合得分小于0，但大于－0.5，是農業經濟欠發達地區，處于第三層次。張家界、湘西州綜合得分均小于－0.5，是農業經濟不發達地區，這兩個地區的農業經濟綜合實力相對較弱，未來農業還有很大的發展空間。總體而言，湖南省農業經濟的區域差異在城市間非常突出，差距仍在擴大。

五、差異原因討論

(一)區位條件

不同的區位優劣是導致農村區域經濟差異的關鍵因素之一。通常來說，距離大城市近具有更加便利的運輸條件，從而擁有廣大的消費群體，直接享受到大中城市的所帶來的經濟紅利。長沙是湖南省的省會，與株洲、湘潭構成長株潭城市群，其所產生的經濟效應毋庸置疑。岳陽與長沙相鄰，伴有洞庭湖得天獨厚的優勢，其農業條件十分優越。張家界、湘西州位于湖南省西北部，武陵山脈自西向東蜿蜒，東南以雪峰山為屏，多位于山區、丘陵地帶?？偟膩碚f，該地區農村經濟發展最落后，與其他城市的差距進一步擴大。同時，永州和郴州位于湖南南部，是中部對接粵港澳的前沿地區，也是珠三角產業向中西部地區產業轉移最方便直接的路徑之一。然而距離省域經濟核心地帶、省內發達地區以及沿海開發發達地區都有一定距離，其農村經濟發展受區位條件優劣和城鎮輻射作用的影響也十分明顯。

(二)制度政策

受我國二元經濟結構的影響，致使長期以來農村經濟發展滯后、城鄉居民收入差距加大，這也是農村經濟發展區域差異的又一重要原因［12］。主要表現為以現代工業生產為基礎的城市發展，而農村以典型的小規模農業經濟為主;醫療保健、衛生、道路等城市基礎設施在農村地區較為發達，人均消費遠遠高于農村地區［13］。這種發展狀況是湖南經濟結構存在的顯著矛盾，也是導致湘西地區農村相對貧困的重要導火索。在落后地區的現代化發展過程中，有必要進一步加快城鄉二元經濟結構向現代經濟結構轉變的步伐［14］。在目前的經濟大環境下，湖南經濟發展戰略、對外開放、資金注入、經濟體制改革等諸多方面傾向于相對發達地區。長株潭城市群城市化水平高，湘西州、邵陽、婁底、懷化、永州、張家界各市城市化水平低于以上三市，城市化水平高的地區創造了更多的就業條件，農村剩余人口的吸納帶動了勞動力從第一產業轉移到第二、三產業。在一定程度上，城市化進程可以促進農村地區的發展，進一步改善產業結構的發展。湘西、張家界、懷化等欠發達地區因湖南省長期的二元經濟結構而失去了許多挑戰和機遇。同時，財稅政策、產業發展和布局政策等改革政策未能及時在欠發達地區發揮作用，進一步削弱了欠發達地區在計劃經濟向市場經濟轉變過程中的競爭力。

(三)勞動力條件

教育水平高、學習資源豐富的城市，農村勞動效率普遍較高，邊遠山區是由于農村勞動知識和農業科技落后，農業現代化水平遠遠跟不上，促使了差異的形成［13］。農村勞動力是農村發展的主力軍，是不可缺少的因素，也是從事農村經濟生產活動的主體，占有重要位置。勞動力結構配置嚴重影響農村區域經濟發展水平。勞動力結構的不合理配置可能制約農村區域經濟發展水平。勞動力素質教育低不利于農村經濟活動的發展。因此，勞動條件是影響農村經濟發展的重要因素。六、結論第一，通過將湖南省14個地級市作為研究對象，選取自然資源稟賦、農業現代化水平、農業產出效益、農民生活水平、農村產業結構五個方面共10個指標構建湖南省農村區域經濟綜合發展水平指標體系，運用主成分分析法得出湖南省農村區域經濟在發展水平方面差異明顯。并對湖南省個地區的農村經濟綜合實力進行排名，從強到弱依次為:長沙市、湘潭市、株洲市、岳陽市、郴州市、衡陽市、婁底市、常德市、永州市、益陽市、懷化市、邵陽市、張家界市、湘西州。第二，通過對湖南省各地區農村經濟實力排名，進一步從區位條件、制度政策、勞動力條件三個方面對差異產生的原因進行了系統探討。因此，只有及時采取適當的措施來促進湖南省農村經濟不發達地區的農業發展，同時彌補農村經濟較發達省份發展中存在的缺陷，縮小各地級市州的差距。只有這樣，才能全面提高湖南省農村經濟發展的整體水平，維護社會穩定，實現共同富裕。

參考文獻:

［1］2021年中央一號文件［J］．中國農民合作社，2021(03):17.肖興笛，萬珊.改革開放以來“三農”問題演進與化解探索［J］．農村經濟與科技，2019，30(23):210—213.

［2］王海峰.鄉村振興背景下農村區域經濟的協調發展研究［J］.農業經濟，2018(10):8—10.

［3］周玉翠，廖榮華.湖南省區域經濟不平衡發展趨勢研究［J］．經濟地理，2004(03):343—346+350.

［4］杜娟.湖北省農村區域經濟發展水平的綜合評價研究［D］．重慶師范大學，2019.

［6］袁芳，朱志玲，吳強強，等.寧夏縣域農村經濟發展水平及區域差異分析［J］．寧夏工程技術，2017，16(03):268—273.

［7］杜華章.江蘇省縣域農村經濟發展水平綜合評價［J］．農業經濟與管理，2012(03):10—18.

［8］韓正午，肖萍.湖南省各地級市農業發展的綜合評價［J］．南方農機，2020，51(03):73—74+84.

［9］彭妍，周麗.主成分分析在評價我國農業經濟發展中的應用［J］．中國經貿導刊(中)，2018(20):47—48.

［10］張文霖.主成分分析在SPSS中的操作應用［J］．市場研究，2005(12):31—34．

［11］于秀林，任雪松．多元統計分析［M］．北京:中國統計出版社，1999．

［12］高耿子.從二元分割到城鄉融合發展新思路———中國農村經濟高質量發展研究［J］．現代經濟探討，2020(01):108—116.

［13］宋雅青.湖南農村經濟發展區域差異研究［D］．中南林業科技大學，2013.

［14］侯燕.農村區域經濟協調發展的制約因素與發展方略研究［J］．農業經濟，2017(8):34—36.

作者：陳珈琪 項廣鑫