時間：2023-07-28 17:32:18
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇城市經濟發展水平，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
[關鍵詞] 區域經濟經濟差距
一、城市競相加快發展，綜合經濟實力明顯增強
2004年，上海、深圳和武漢三個城市地區國內生產總值（GDP）分別為7450.27億元、3422.80億元、1956億元。1979年上海、深圳與武漢GDP之比為6.20∶0.04∶1,1992年為5.92∶1.24∶1，到2004年為3.81∶1.75∶1,可見經過改革開放，深圳發展突飛猛進，已遠遠超過武漢，GDP與上海的差距逐步縮小，而領先于武漢。從經濟增長速度看，1978年到2003年，武漢人均GDP年均增速要超過上海和深圳許多，達到15%左右，分別比上海快5.74個百分點，比深圳快1.24個百分點。 從人均GDP來看，上海和深圳人均GDP相差不大，在40000元～50000元人民幣左右，而武漢只有約20000元人民幣左右。三個城市人均GDP之比為2.21∶2.38∶1,上海、深圳的人均GDP是武漢的2倍。2004年，深圳全社會勞動生產率遠遠高于其它兩個城市，達77934元，相當于上海的1.4倍，武漢的4.4倍。
二、三個城市產業結構不斷優化，產業發展重點突出
1.三城市第一產業比重均不到一成，第二產業超過一半，第三產業比重較高
從2004年三次產業結構看，武漢呈現“三、二、一”的產業結構，上海、深圳呈現“二、三、一”的產業結構。三個城市第一產業的比重均不超過6%，都市型農業特征明顯。其中深圳的只有0.4%，明顯偏低，武漢較高，為5.3%。上海和深圳作為區域中心城市，產業結構較為相似，第二產業較為發達，占GDP的比重均超過50%。但武漢第三產業發展較快，比重高于上海0.6個百分點，高于深圳10.5個百分點。
2.武漢工業發展勢頭相對較弱，工業化進程卻明顯加快，與上海、深圳差距正在縮小
上海工業總量與速度均居第一，深圳次之，武漢最后。2004年，上海、深圳與武漢的工業增加值（全口徑）之比為4.77∶2.61∶1,武漢工業增加值總量雖居最后，但增長速度與上海、深圳相差不大，且超過上海，可見武漢工業發展后勢強勁。上海、深圳和武漢工業增加值占GDP的比重之比為1.25∶1.49∶1，其中深圳高達50%以上。規模以上工業總產值均增長20%以上，武漢增速高居第一，達26%，比第二位的深圳快1.2個百分點，比上海快個5.6百分點。武漢規模以上工業總產值雖落后于其他兩個城市，尤其是上海，但增長速度卻最快，可見武漢國有工業企業及年產品銷售收入500萬元以上的非國有工業企業正迅速發展，
武漢重工業化凸顯，三資企業帶動力弱，高新技術產品產值比重偏低。2004年，重工業增長明顯快于輕工業增長，全年重工業總產值1217.44億元，增長29.2%；輕工業總產值460.90億元，增長18.3%。在三城市中，武漢工業重型化程度低于深圳、上海（以上兩個城市比重均在70%以上）。武漢三資企業產值的比重為50%左右，遠低于其它兩個城市；深圳、上海均在80%～90%之間;但上海高新技術產品產值所占比重在三城市中最低，僅有28.2%;武漢在30.5%以上，深圳則高達78%左右。
三城市支柱產業雷同，武漢產業集中度偏高。2004年，從規模以上工業總產值看，三城市產值排前6位的行業大體相同。三城市均有的行業為電子信息設備制造業；武漢和上海均有的行業為鋼鐵制造業、光電子信心制造業、汽車制造業以及石油化工業；但從行業集中度看，武漢行業集中度比較高，排前6位行業的產值占全市工業總產值的八成，上海有六成左右，深圳占不到五成。表明深圳支柱產業的集中程度偏低。
上海工業經濟效益在三城市中最好。一系列反映工業企業效益的指標表明，2004年上海工業經濟效益好于其他四市。2004年上海工業企業經濟效益綜合指數達202.79,比排第二的深圳高近20個點，比居后的武漢高近30個點。此外，上海的工業增加值率、成本費用利潤率、產值利潤率、總資產貢獻率在五城市中均居首位;而虧損企業虧損面最低，萬元工業產值能耗較低。但是，上海工業企業的全員勞動生產率低于深圳。
三、上海國際交往頻繁，武漢吸引外資能力顯著提高
深圳2004年接待境外旅游者人數在三城市中高居榜首，旅游外匯收入排第二;2004年上海旅游外匯收入在三城市中高居榜首，接待境外旅游者人數僅次于深圳;而武漢這兩項都很低。由此可看出，上海和深圳國際交往比武漢要頻繁的多。
2004年上海、深圳和武漢實際利用外資比值為3.92∶1.41∶1;外商直接投資比值為7.68∶2.38∶1;武漢外商直接投資總量雖最少，但增速明顯加快,比上海高出15個百分點，比深圳高出7個百分點。
四、人民生活穩步提高，社會事業蒸蒸日上
1.深圳職工、居民收入居先，武漢與之差距較大
2004年，上海、深圳和武漢的職工平均工資之比分別是1.89∶2.61∶1，城市居民人均可支配收入分別為1.74∶2.89∶1，深圳職工平均工資和城市居民人均可支配收入均居首位。農村居民人均純收入分別為1.85∶3.24∶1，上海低于深圳，居次;武漢最后。
2.北京、天津科技實力雄厚，廣州稍稍遜色
2004年，武漢普通高等學校數和公共圖書館數在三城市中僅次于上海，在校學生數、圖書總藏量以及每萬人擁有醫院、衛生院床位數位列第一。可見，武漢近年教育事業保持較快發展，文化和衛生事業蒸蒸日上。
參考文獻:
[1]趙青弋:長江三角洲、珠江三角洲地緣經濟發展對比研究[J].上海社會科學院學術季刊,1994(2):25～29
一、城市物流與城市經濟的關系
依據城市物流發展水平與城市經濟發展水平的一致程度，將其分類為超前、匹配和滯后三狀態。只有城市物流與城市經濟發展水平匹配，效用才會最大。他們的匹配是強調城市物流供給與城市經濟發展的需求相匹配。所謂匹配考察的包括單純的量上的匹配，更強調質上的匹配[3]。超前區：城市物流需求不足，小于城市物流服務供給。超前區里可能是城市經濟并沒有預期繁榮，物流需求量不足，導致物流供給量過剩，市場反映出來的現象是物流設施設備大量閑置。另一種情況是物流企業不顧城市整體經濟較落后的現實情況，引進各種先進物流技術，大量增加物流成本使物流需求方無法接受。
匹配區：城市物流需求與供給基本均衡，其表現為市場上基本無閑置物流資源，也不存在需求得不到及時滿足的現象。匹配區內城市物流技術可能不是最先進的，物流設施不是最新的，物流發展水平也不是最高的，但其職能效用得到最大化，對城市經濟的輔助協調作用體現得最明顯。滯后區：城市物流需求明顯大于物流服務供給，市場反映出來的表現為物流設施落后，誤時延時頻率高，物流管理水平低，進而導致物流成本高。造成上述現象的原因是物流發展水平遠比城市經濟發展水平落后。
二、城市物流對城市經濟的影響
城市物流支撐著城市日常經濟活動的正常運行。在第一第二利潤源相繼枯竭的二十一世紀，作為第三利潤源的物流對城市經濟的影響作用不言而喻。值得提出的是，城市物流對經濟發展有正負兩面影響。
1.負面影響無論城市物流發展水平是位于超前區或滯后區，對城市經濟和環境的消極作用遠大于積極作用。當城市物流水平滯后于城市經濟發展時，其典型表現是庫存倉儲量大、服務水平低、物流成本高、物不能通暢其流。低效率的物流運作水平，妨礙了商品流通與區域城市間職能分工與合作，嚴重損害區域城市經濟的“吸收”與“輻射”面積，更不利于生產效率的提高。另一種偽命題是認為城市物流發展水平越快越好。須知若城市經濟發展速度跟不上，導致物流有效需求不足，同樣會造成物流資源大量閑置，物流成本居高不下，最后物流產業只能成為當地產業的累贅。
2.正面影響在匹配狀態下，城市物流水平與城市經濟發展之間能產生良性互動，從而在節約交易成本、擴大就業、優化產業結構、促進城市產業布局等方面都有積極的作用[4]。（1）節約交易成本，提高經濟運作效率城市物流與經濟的匹配發展，對節約交易成本的促進作用尤其大。從交易過程和交易主體行為兩方面的考察，可見證現代物流對節約交易成本的積極作用。首先，在商品交易過程中，物流業越來越現代化、科技化，無疑減少了人工提高了服務水平，節約了時間，從而降低了相關交易費用。其次，從交易主體行為看，現代物流業發展導致供應鏈體系和供應網絡體系的興起，其中核心企業和各節點企業之間的關系不僅是相互協調互利互惠，更是一個相“組織學習”的過程，這減少了因交易主體的“有限理性”而產生的交易費用。供需雙方交易成本的降低，最終反映在產品價格上，使商品具有低價格優勢，從而使區域經濟核心競爭力得到提升。（2）擴大就業物流業作為第三產業，從服務行業的特點和發展史來看，它是一個有助于社會擴大就業的行業。隨著城市物流業的繁榮，其吸納高、中、低等人力勞動力的數量越多，擴大就業的能力也就越強。在我國，近十幾年來交通運輸業、倉儲業、郵電通信業等與物流相關的從業人數由1978年底的750萬人增長到2010年的5000多萬人，呈現快速上升趨勢。（3）成為新區域城市經濟增長點對于樞紐型城市，政府可以把物流業定位為主導產業。因為合理的物流產業規劃有利于當地扮演區域專業分工的交通樞紐角色，它能作為區域經濟的一個增長極。而物流業的高關聯性和高輔，使得它的高速發展帶動了相關產業的興旺，從而形成一個新的經濟增長點。（4）影響城市的產業布局城市各產業的分布情況會受到物流業發展狀況的影響。若物流產業在城市經濟中占有重要地位，其產業帶動性作用就能得以充分發揮。另外，它還能吸引機械制造業、會展業和信息服務業等服務性行業的聚集。物流園區、物流中心等的集聚效應對城市的產業布局形成顯著影響。
作者：呂律陳鑫董姍姍單位：廣西科技大學管理學院
[關鍵詞]城市經濟；因子分析；聚類分析 [中圖分類號]F121 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2014）8-0027-02
城市經濟是以市級行政區劃為地理空間，以市級政權為調控整體，以市場導向，優化配置資源，具有地域特色和功能完備的區域經濟。但是，由于傳統的生產力布局上的不同，以及在地域、資源、人文和政策上的差異，新疆是一個典型的地區發展不平衡的省份，各城市在經濟社會發展水平存在著相大的差異。如何客觀、準確地評價新疆各城市社會經濟發展現況，分析各城市的差異以及造成差異的主要原因，為各城市能針對性地制訂相應的政策和措施提供理論依據，進而促進新疆各城市社會經濟協調發展，具有重要的理論和實踐意義。
1 評價指標體系的建立
筆者選取指標時遵循指標數據的客觀性、可比性和可搜集性原則，力爭指標科學地、全面地反映城市社會經濟發展水平，從城市經濟發展總量、城市發展規模、社會發展水平、居民生活質量四個子系統出發，分析了十個原始數據和統計指標，構成了新疆城市發展差異的評價指標體系。本文所建立的指標體系共包括14個指標，分別從城市經濟發展規模、城市產業結構、農業生產規模、工業生產規模、消費品銷售、第三產業發展等方面來反映城市經濟發展特征（除特殊標記外單位均為萬元）。
X1：國內生產量總值X2：固定資產投資量
X3：社會消費品零售總量X4：地方財政收入
X5：工業增加值X6：第一產業生產值
X7：第二產業生產值X8：第三產業生產值
X9：城鎮化率X10：居民儲蓄存款余額
X11：城市用電量（萬千瓦小時）
X12：農作物播種面積（千公頃）
X13：教育事業費
X14：在崗職工平均工資
2 因子分析在經濟研究中的應用
2.1 因子分析模型及其步驟
因子分析（Factor Analysis）是從研究相關矩陣內部的依賴關系出發，把一些具有錯綜復雜關系的變量（指標）歸結為少數幾個綜合因子的一種多變量統計分析方法，并且這些少數幾個綜合因子能夠反映原來多個變量（指標）所反映的絕大部分信息變量（指標）的減少便于進行進一步的計算和分析評價。設X1，X2，… ，Xk為k個觀測變量，且都已經經過標準化，具有零均值、單位方差的標準化變量，則因子分析模型的一般表達式為：Xi=ai1f1+ai2f2+…+aimfm+ui（i=1，2，… ，k）在該模型中：f1，f2，…，fm叫做主因子，ui稱為特殊因子，aij稱為因子負載。
2.2 樣本選取及數據來源
本文采用分層抽樣方法隨機從新疆選取了10個城市作為樣本進行分析（烏魯木齊市、喀什市、昌吉市、阿克蘇市、克拉瑪依市、阿勒泰市、石河子市、塔城市、庫爾勒市、奎屯市），用于探討如何基于因子分析和聚類分析方法來研究城市的經濟發展狀況。本文中的所有數據均來源于2012年新疆統計年鑒及各市統計局的有關資料。
2.3 數據處理結果
確定主因子載荷矩陣及解釋主因子。對前述選取的14指標，采用SPSS for Window 11.20進行分析，可得到14個指標的相關矩陣R及相關矩陣R的特征值、方差貢獻率和累計方差貢獻率按照特征值大于1的原則，選出四個主因子，其累計方差貢獻率為88.6%，表明四個主因子已經包含了原始14個指標的大部分信息，同時信息損失僅為11.4%，所以取前4個特征值建立因子載荷矩陣。因此，可將指標分為四類，并對各個因子進行命名。綜合經濟實力因子：X1、X5、X7。農業發展實力因子：X6、X12、X13、X14。第三產業發展因子：X3、X8、X10。工業發展水平因子：X2、X5、X7，同時可以發現累計貢獻率分別為：0.448、0.549、0.746、0.905。
依據因子載荷矩陣，計算10個城市樣本主因子得分矩陣，結果見下表：
2.4 結果討論
基于上述因子分析結果，可以得出如下結論：
影響城市經濟發展的主要因子是經濟發展整體水平和工業生產規模，這兩項因子的方差貢獻率分別達到44.8%和20.1%。
在所有主因子中，綜合經濟實力因子是基礎，并決定著其他因子的發展。綜合經濟實力因子得分較高的市，相應的其他因子也較高，以烏魯木齊市為例，綜合經濟實力因子為0.952，遠遠高于其他城市，其第三產業發展因子，工業發展水平因子分別為0.325、0.469，大大超過其他城市的水平，這說明隨著經濟的發展，人民對生活水平質量也提出了新的要求。
局部看來，各城市工農業發展較為不平衡，差距較大，綜合經濟實力因子得分高的城市，但其農業發展實力因子得分并沒有得到相應的提高。相反，農業發展實力因子得分位居各市前列，而其綜合經濟實力因子得分卻遠遠落在后面。這說明在發展城市經濟的過程中，一方面各城市工業發展較為不平衡，差距較大，另一方面，工業發展卻是決定城市經濟的主要因素。
3 基于因子得分的鄉鎮經濟聚類分析
根據各個城市主因子得分數據，采用類平均法進行聚類分析，大致將新疆10市的城市經濟發展狀況分為三類。
第一類：烏魯木齊市。烏魯木齊市工業經濟實力強，農業和第三產業發展水平也較好，綜合發展實力較強，綜合經濟發展水平也尤為突出。烏魯木齊在構成要素的14個指標中，有5項排首位（接近占50%），包括國民生產總值、工業增加值、第二產業生產值，而第三產業比重、社會消費品零售總額、2個指標也均位列第二。故其4個主因子得分都均為正，綜合實力排列第一。可見具有相對雄厚的經濟實力，在10城市經濟發展水平最高。
第二類：昌吉市、克拉瑪依市、石河子市。這幾個城市綜合經濟實力相對也較好，但與經濟發達城市相比在各方面的差距較大。要趕上平均水平，只有靠國家的政策扶持與自身優勢特點結合起來，并加大基礎設施的投資，為經濟的發展打下較好的基礎，以提高其整體經濟水平。
第三類：喀什市、阿克蘇市、阿勒泰市、塔城市、庫爾勒市、奎屯市。這些城市以傳統農業經濟為主，農業經濟實力較強，但其工業和第三產業基礎薄弱，綜合經濟實力一般。
4 結論及建議
通過以上分析，我們可以知道，與地區生產總值關系最密切的是工業的發展，其次是第三產業的發展。了解了促使地區經濟發展的主要因素，我們便可以對癥下藥，即大力發展地區工業和第三產業。但是我們不能只追求眼前的經濟發展而犧牲未來的長遠發展，我們應該在尊重自然發展的客觀規律的基礎上，大力發展本地區工業和第三產業的同時，加強對周邊環境的保護，從而追求地區乃至整個國家長遠的可持續發展。
烏魯木齊作為新疆最發達的一個城市，在經濟社會發展過程中，應大力發展第三產業，特別是現代服務業的比重，如大力發展物流業和服務外包業。此外，應充分發揮資源優勢加大科技投入，進行技術創新，降低對電力和能源的需求，提高GDP產出效率，實現又好又快的發展目標。而對于喀什、奎屯等城市，由于其經濟社會發展基礎比較薄弱，差距是全方位的，要實現全面趕超，首要的任務是加快基礎設施建設、努力提高經濟發展水平和經濟實力。加強科技投入，大力調整產業結構，重視招商引資工作，增強企業實力，同時調整農業種植結構，發展各自的特色農業、生態農業。
世界經濟趨于全球化，經濟運行打破了國界，使城市與城市、企業與企業之間的競爭日益加劇。所以城市的發展不僅要面對國內其他城市的競爭，而且還將遇到世界強國和經濟實力強勁城市的挑戰。從目前看，我國城市在總體上是落后的，競爭力較低，這直接影響了國家的競爭力。我國加入WTO（世界貿易組織）后，我們的諸多產業將面臨直接與國際上同行業競爭的局面，而我們這些產業起步晚、水平低，且由于長期受國家計劃經濟的保護，與國際水平差距很大，在這樣的條件下融入到世界競爭的浪潮中，對我們的生產和發展無疑是一種嚴峻的考驗、城市經濟也將面臨巨大的挑戰。為了迎接這樣的挑戰，我國城市經濟發展的戰略思路須作出一系列調整：①加強基礎設施建設，落實投資積累政策。②加快工業化和城市化進程，推動產業結構升級。③順應潮流，結合國情，調整城市發展戰略。
參考文獻：
[1]王學民.應用多元統計分析[M].2版.上海：上海財經大學出版社，2004.
[2]趙瑩雪.縣際經濟差異與協調發展研究[J].經濟地理，2003，23（4）：467-471.
關鍵詞：混合市場；混合所有制經濟；城市經濟增長；所有制結構；國有經濟；私營經濟；港澳臺經濟；外商經濟；國有企業改革
中圖分類號：F030；F121文獻標志碼：A文章編號：16748131（2016）06009110
一、引言
十八屆三中全會指出，國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經濟，是基本經濟制度的重要實現形式。混合所有制經濟的內涵可從廣義和狹義兩個層面進行解讀：狹義的混合所有制經濟，指由不同出資者投資共建或由不同所有制經濟組織聯合組建而形成的一種企業形式；廣義的混合所有制經濟，指各種不同所有制的經濟相互聯系、有機結合而形成的一種宏觀經濟形式和體制結構。中國的市場經濟體制作為一種特殊的轉型經濟體，與一般市場經濟體的一大差異就是企業產權制度的多樣化。
學術界關于經濟體制和所有制結構的研究由來已久，對混合所有制經濟與經濟增長關系的研究也具有多樣化的視角。國外較早研究混合所有制經濟行為的學者是Merrill & Schneider（1966），他們主要研究了國有企業和私人企業如何通過互動行為實現政府對企業運營的影響。Miyazawa（2008）基于數量競爭的假定研究證明，在國有企業與私營企業共存的混合市場中，即使國有企業存在問題也會改進預期的社會福利；相反，完全私有化則會降低預期的社會福利。劉偉和李紹榮（2001）運用CD生產函數和線性對數模型分析認為，非國有經濟比重的提高提升了全社會勞動和資本的效率，尤其是資本效率。王文成（2011）探討了經濟周期不同階段國有經濟對經濟增長的作用機制，認為國有經濟對我國經濟健康發展起到了保駕護航的作用，并且混合所有制應該是國有企業改革的一個方向。賀燦飛和潘峰華（2006）研究發現，企業、產業以及區位特定因素決定了城市所有制結構多元化程度，一個城市所有制結構的多元化程度越高，越能發揮市場機制在資源配置中的決定作用，城市競爭力和經濟活力越強。Phillips & Shen（2007）基于中國省級面板數據的計量檢驗發現，國有企業規模和省域經濟增長率之間存在顯著的負向關系。劉瑞明（2011）對中國1985―2008年的數據分析發現，國有經濟比重的下降顯著促進了地區經濟增長，認為地區間的“經濟收斂”需要“所有制結構的收斂”。丁永健和劉培陽（2011）運用我國省級面板數據的實證分析表明，地區國有工業比重與地區經濟增長、金融發展水平、對外開放水平以及勞動力充裕程度呈負相關。
任毅，東童童：混合所有制經濟有效推動了城市經濟增長嗎？
綜上可知，以往研究所有制結構對經濟發展影響的文獻，多從單一所有制經濟角度入手，鮮有研究多種所有制經濟共存的混合市場武常歧和李稻葵（2005）指出，中國市場環境的一個顯著特點是不同所有制企業在同一市場競爭；企業大體可以分為國有企業、民營企業和跨國公司在中國的子公司三類，其擁有的資源和面臨的環境、目標等發展條件不同，產生的績效也不同，這種市場類型就是混合市場。本文對混合市場的定義沿用武常歧和李稻葵兩位學者的理論，在一個市場中若存在國有經濟、私營經濟、外商及港澳臺經濟等多種所有制形式的經濟類型，并且不同的經濟類型的目標函數和市場行為不同，則認為該市場為混合市場。 對經濟發展的影響。有鑒于此，本文立足宏觀，以多種所有制共存的混合所有制經濟為研究對象，分析在混合所有制市場中多種所有制經濟共同發展對城市經濟增長的作用。
三、實證檢驗
1.樣本、變量與方法
本文研究樣本為中國31個省、直轄市和自治區的地級以上城市（不包括港、澳、臺地區），時間區間為2003―2013年。由于一些城市存在數據的缺失以及統計口徑的不一致等問題，將這些城市樣本剔除，最終樣本為255個地級以上城市。本文所有數據均來自于2004―2014年的《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》和《中國區域經濟統計年鑒》以及各省、市的政府網站；對于確實無法獲取的個別數據，采用插值法進行補齊。
在統計年鑒中，規模以上工業企業的劃分有兩種方法：一是按登記注冊類型劃分為內資企業、港澳臺企業和外資企業三大類，其中內資企業又包括國有企業、集體企業、股份合作企業、私營企業、股份有限公司、有限責任公司、聯營企業和其他內資企業八種；二是按經濟類型劃分為國有經濟、集體經濟、私有經濟、港澳臺經濟、外商經濟和其他經濟六種。本文采用第二種劃分方法，由于一些城市集體經濟和其他經濟這兩種經濟類型的份額非常低，在統計年鑒中并沒有體現，因此樣本數據選取了國有經濟、私有經濟、港澳臺經濟和外商經濟這四種經濟類型。
本文構建所有制多樣化指標，即各類型所有制工業產出占比的平方和，以表示混合所有制經濟的發展程度：
diversityi=100×n[]i=1pgrossij2
其中，pgrossij=grossij[]n[]i=1grossij。i表示混合市場i或城市i，j表示經濟類型j，n代表混合市場i共有n種經濟類型的工業企業，grossij表示混合市場i的第j種經濟類型的規模以上工業企業總產出，pgrossij表示其在所有經濟類型規模以上工業企業總產出中的比重。對于n[]i=1pgrossij2，某地區（城市）各種所有制經濟類型產出所占比重越趨于平均化，該指標越小（最小值為1/n，此時定義為企業所有制多樣化程度最高）；反之，當所有制經濟類型越趨于單一化，該指標越大（最大值為1，此時定義為企業所有制多樣化程度最低）。由于本文的選取了四種經濟類型作為研究對象，因此diversityi的取值范圍是[25，100]。
本文選取非農業產出作為被解釋變量，解釋變量除了所有制多樣化指標外，還包括規模以上國有企業產值、私營企業產值、港澳臺企業產值和外商企業產值四個變量。同時，根據已有研究的成果，從要素和資本、區位和稟賦、行政和政策三個層面選取了若干控制變量。具體變量解釋見表1。
本文構建以下計量模型：
ln nonagrit=β0+iβiln Xit+
jβjln Controlit+εit
其中，Xit為五個解釋變量，Controlit為一系列控制變量，εit表示殘差項。絕大多數的回歸模型著重考察解釋變量對被解釋變量的條件期望的影響，即均值回歸。但如果條件分布不是對稱分布，則條件期望很難反映整個條件分布的全貌。為此，Koenker和Bassett于1978年提出了分位數回歸（Quantile Regression）的方法，相對于最小二乘估計，分位數回歸具有多方面的優勢，特別適合具有異方差的數據模型，不要求很強的分布假設，不易受到異常值的影響，估計結果更加穩健。因此，本文采用分位數回歸進行實證分析。
1984年，國務院批準14個東部沿海城市為全國首批對外開放城市。時至今日，我國的沿海開放城市已經從最初的14個發展為如今的37個。這些沿海開放城市享受的特殊投資和發展政策，極大地推動了當地的經濟發展，從而使得東部沿海地區率先獲得了改革開放的紅利，城市經濟發展水平處于領先地位。2013年，我國首次確定了資源型城市，其中地級市達100多個，這些城市依靠自身豐富的自
然資源推動了城市的發展。
在我國，直轄市和省會城市不僅具有重要的政治功能，在經濟、文化等各方面也享有重要地位。1994年，中央將16個城市確定為副省級市（1997年重慶直轄后變為15個城市）。在國民經濟和社會發展規劃上，副省級市政府擁有省級政府的權限，使這些城市成為改革開放政策紅利的受益地區，在經濟發展水平上領先于地級市，城市化發展進程和水平處于較高階段。
2.混合所有制經濟對城市經濟增長的長期及短期影響
為了更為清晰地考察企業所有制多樣化以及不同所有制經濟對城市經濟增長的影響，本文從長期和短期兩方面進行深入探討，表2中的數據是2003―2013年全國255個城市面板分位數估計結果，表3和表4分別是2003―2007年和2008―2013年的面板分位數估計結果。
從長期來看，混合所有制經濟對城市經濟增長具有較為顯著的推動作用，但作用程度在各分位點并不相同。所有制多樣化程度變量系數的絕對值在0.5分位點最大，并且整體呈現倒“U”型變化趨勢。在各種所有制經濟中，國有企業對城市經濟增長的推動作用最大，其他三種經濟類型對城市經濟增長的推動作用相對較小。其中，國有企業的系數呈現從低分位點到高分位點逐漸上升的趨勢，并且在0.9分位點達到最大系數0.06；私營企業在0.75分位點達到最大系數0.03；港澳臺企業和外商企業則分別在0.9分位點達到最大系數0.02和0.03。總體來看，近十年來，城市經濟發展水平位于前50%的城市，混合所有制經濟對城市經濟增長貢獻顯著；城市經濟發展水平位于前10%的城市，國有企業、港澳臺及外商企業的發展對城市經濟增長的貢獻顯著；城市經濟發展水平位于前25%的城市，私營企業的發展對城市經濟增長貢獻顯著。
從短期來看，混合所有制經濟對城市經濟增長的推動作用在兩個時間段中呈現“前期強后期弱”的趨勢。2003―2007年，所有制多樣化在0.75和09分位點達到最大系數絕對值，呈現隨分位點上升而上升的變化趨勢；2008―2012年中，該變量對經濟增長的影響明顯降低，在0.5分位點達到最大。國有企業和私營企業對城市經濟增長的影響基本呈現“前低后高”的趨勢，港澳臺企業和外商企業對城市經濟增長的影響則呈現“前高后低”的趨勢。2003―2007年，國有企業在0.9分位點達到最大系數0.04，私營企業在0.75分位點達到最大系數003，港澳臺企業和外商企業分別在0.9分位點達到最大系數0.03和004；2008―2012年，國有企業在0.9分位點達到最大系數0.08，而私營企業對城市經濟增長的影響則明顯降低，港澳臺企業和外商企業最大系數都在0.9分位點處達到0.02。總體來講，經濟水平處于前50%的城市，混合所有制經濟對經濟的推動作用顯著，并且這種影響力在2003―2007年最為明顯；經濟水平處于前10%的城市，國有企業對經濟的推動作用顯著，并且這種影響力隨時間推移而增大；經濟水平處于前25%的城市，私營企業對經濟的推動作用較為顯著，并且這種影響力在2003―2007年較為明顯；經濟水平處于前10%的城市，港澳臺企業和外商企業對經濟的推動作用顯著，并且這種影響力在2003―2007年較為明顯。
3.混合所有制經濟對城市經濟增長影響的區域差異
為了進一步剖析混合所有制經濟以及不同所有制經濟影響城市經濟增長的區域差異，劃分東、中、西部地區進行分析。表5是2003―2013年東、中、西部地區面板分位數估計結果。
東部地區：混合所有制經濟對城市經濟增長的作用顯著，在0.9分位點所有制多樣化的系數為正，其余分位點均為負，并且系數的絕對值隨著分位點的增大而增大。國有企業對城市經濟增長的作用均為正且十分顯著，同時隨著分位點的增大而增大；私營企業對城市經濟的增長作用在0.5分位點開始比較顯著，并且在0.75分位點達到最大；港澳臺企業和外商企業分別在0.75和0.9分位點達到最大系數。
中部地區：混合所有制經濟對城市經濟增長的作用十分顯著。所有制多樣化的系數均為負，說明混合所有制經濟對中部地區城市經濟增長起到了重要的推動作用；國有企業對城市經濟增長的推動明顯，并且在0.9分位點達到最大系數；私營企業和港澳臺企業對城市經濟增長的推動作用在0.5分位點開始顯著，外商企業則在0.75分位點開始為正，這三種所有制類型的企業均在0.9分位點達到最大系數。
西部地區：混合所有制對城市經濟增長的推動作用十分顯著，所有制多樣化在0.1分位點到達最大的系數絕對值。國有企業對城市經濟增長的推動顯著，并且隨著分位點的增大而增大，在0.9分位點達到最大系數；私營企業的系數在0.5分位點開始顯著為正，并且在0.9分位點達到最大系數；港澳臺企業和外商企業對城市經濟增長的作用基本都不顯著，只有在0.9分位點處港澳臺企業的系數顯著為正。
四、結論與啟示
本文通過理論模型和面板分位數回歸分析，考察了中國混合所有制市場中多樣化的所有制形式及不同所有制企業對城市經濟增長的影響。分析發現混合所有制經濟確實能夠有效推動中國城市經濟的增長，但不同所有制經濟對城市經濟增長的推動作用在長期和短期以及不同區域之間有所不同。從全國范圍來看，混合所有制對城市經濟增長具有顯著的推動作用，這種作用在2003―2007年尤為顯著。對經濟增長處于不同水平的城市，國有經濟的經濟增長推動作用均十分顯著；但私營經濟、港澳臺經濟和外商經濟的推動作用基本是在經濟發展水平處于前50%的城市才較為顯著。從區域差異來看，較東、西部地區而言，混合所有制經濟在中部地區表現出更為活躍的態勢。其中，國有經濟對城市經濟增長的推動作用在區域之間基本沒有太大差異，體現了大型國有企業對中國整個城市經濟發展的重要性；而私營經濟、港澳臺經濟以及外商經濟對城市經濟增長的推動作用在區域間的差異則十分明顯，尤其是港澳臺及外商經濟對西部地區城市經濟增長的推動作用不顯著，這很大程度上是由歷史原因和區位條件造成的。
混合所有制經濟對經濟增長的推動作用，并非隨城市經濟發展水平的提高而提高。國有經濟在不同區域對城市經濟增長均有較大的推動作用，且越是經濟發展程度高的城市，國有經濟對其經濟增長的推動力越大。其原因，一方面在于規模以上國有企業在全部規模以上企業中所占比重較大，并且這些企業絕大多數長期分布在我國的一線和二線城市；另一方面也由于這些國有企業大多屬于電力、煙草、航運、石油等壟斷產業，同類型的私營企業和外商及港澳臺企業基本不具備競爭能力，從而使得國有企業長期占有整個中國市場。私營經濟對城市經濟增長的推動作用并非十分顯著，其對經濟增長推動較大的城市基本為二、三線城市，對一線大城市經濟增長的推動作用并不大。相比國有經濟和私營經濟，港澳臺經濟和外商經濟對中國城市經濟增長的推動作用明顯較小，并且區域差異較大。這兩類企業大多分布在中國的東部沿海地區和中西部較為發達的城市，因此其對城市經濟增長的推動作用有限。
從政策方面來看，發展混合所有制經濟，對中國市場經濟的發展有著重大的意義。混合所有制經濟在我國出現和發展，源于國有企業改革，經過多年股份制改造，雖然很多國有企業早已變成混合所有制，國資占比已較低，但政府過度干預仍明顯存在，準入限制并未真正放開，行政化壟斷體制也未真正打破。從實際情況來看，國有企業具有多方面的優勢，比如資本雄厚、資源充足、人才豐富、技術先進等，但同時也存在包袱重、創新力不足等問題；而非國有企業具有創新力強、效率高、生命力強等優勢，但同時存在資源與資本欠缺、技術管理較落后等現實問題。因此，在合適的產業和行業積極發展混合所有制經濟，通過取長補短、優勢互補，充分發揮各種所有制經濟的自身優勢，無論對國有企業還是非國有企業，乃至整個混合市場的發展，都將具有重大的積極意義。
對于國有企業而言，走混合所有制道路，尋找國有經濟與市場經濟相結合的有效形式和途徑，有利于國有資本放大功能、保值增值、提高競爭力，有助于“走出去”，是國資和國企改革的重要支撐。對于非國有企業而言，走混合所有制道路，是其進入壟斷行業的有效途徑，通過參與國資改造、參股國資項目等途徑，非國有經濟將在資本金、投資領域、競爭力等方面獲得極大提升。對于整個國家的經濟發展而言，積極發展混合所有制經濟，對城市經濟的發展以及新型城鎮化的推進都有著重要的推動作用。從目前實際情況來看，混合市場的發展程度具有明顯的區域差異性，各種所有制經濟的發展也呈現較大的區域差異。發展混合所有制經濟的確能夠有效推動經濟增長，但并非要實現混合市場發展的區域均衡化和一致化，而是要在合適的地區選擇合適的產業發展混合所有制經濟，在典型的城市選擇典型的產業實現多樣化的所有制形式。這一方面取決于市場的自主選擇機制，另一方面也需要地方政府與企業的有效合作。
參考文獻：
丁永健，劉培陽.2011.中國地區工業所有制結構的變動研究――基于內地 31個省市面板數據的實證分析[J].經濟問題探索 （4）：16.
賀燦飛，潘峰華.2006.中國城市工業所有制結構多元化研究[J].經濟地理（5）：780785.
劉瑞明.2011.所有制結構、增長差異與地區差距：歷史因素影響了增長軌跡嗎？[J].經濟研究（S2）：627.
劉偉，李紹榮.2001.所有制變化與經濟增長和要素效率提升[J].經濟研究（1）：39.
王文成.2011.不同所有形式對經濟增長的影響[J].中國軟科學（6）：178185.
武常岐，李稻葵.2005.混合市場中的企業行為[J].東岳論叢（1）：3847.
MERRIL W C，SCHNEIDER N. 1966. Government firms in Oligopoly industries：a short run analysis[J]. Quarterly Journal of Economics，80（3）：400412.
MIYAZAWA S. 2008.Innovative interaction in mixed market：an effect of agency problem in Stateowned firm[J]. Economics Bulletin，12 （12）：18.
PHILLIPS K，SHEN K. 2007. What effect does the size of the stateowned sector have on regional growth in China？[J]. Journal of Asian Economics，15（ 6）：10791102.
Dose Mixed Ownership Economy Effectively Promote
Urban Economic Growth？
―From the Empirical Study of China’s Mixed Market
REN Yi1，DONG Tongtong2
（1.State Research Base of Intelligent Manufacturing Service， Chongqing Technology and Business
University，Chongqing400067， China； 2.Institute of Finance and Economics Research，
Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200433， China）
Abstract： The mixed oligopoly model analysis shows that the higher the diversification degree of ownership is， the higher the mixed market economic output is. By using the panel data of 255 cities above prefecture level of China during 20032013， by using diversification index of ownership and the square of the proportion of scaled industrial output of four economic types and by using quantile regression analysis， this paper empirically tests the longterm effect of ownership structure and different ownerships on urban economy and their regional difference， and the results show that mixed ownership economy can indeed effectively promote the urban economic growth， that in the different ownership economy， the driving effect from stateowned economy on economic growth is with universality throughout the whole nation， that the driving effects on economic growth from private economy， Hong Kong， Macao and Taiwan economy and foreign funded economy are of greater regional differences. The development of mixed ownership economy is of great significance to China’s market economy development， but currently the degree of mixed market development has significant regional difference， and China should choose suitable industries to develop mixed ownership economy in appropriate places.
關鍵詞：房價；地區生產總值；協整檢驗；因果關系檢驗；河南省
中圖分類號：F293.3 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）15-0063-03
一、房地產價格影響因素分析
房地產是土地、建筑物和地上附著物的綜合體，而房價是房地產市場各種關系的綜合反映。在2008年金融危機影響下，我國房地產市場經歷了高漲、繼而下降的時期。房地產市場是我國經濟的重要組成部分，由于金融危機造成我國經濟的下滑，因此以房地產市場帶動我國經濟復蘇成為發展經濟的首要選擇。我國為了帶動經濟的增長，促進了房地產市場的發展，其中金融政策出現了松動，且房地產價格持續上漲并連創新高。房地產開發程度出現了前所未有的高漲，造成了我國房地產價格的非理性上漲。
關于房價的影響因素，一直是關注的焦點。李玲等以北京市為例，闡述了房地產調控政策對房價的影響，指出了高強度的調控政策對房價有明顯的抑制作用[1]。車欣薇等的研究表明，各金融中心房地產價格和銀行貸款存在長期均衡的關系，房價的波動與銀行貸款之間互相影響[2]。謝太峰和路偉認為，貨幣供應量、貸款利率和國民收入對房地產價格存在不同的影響，貨幣供應量的增加會迅速推動房地產價格上漲，國民收入的增加對房價的上漲有輕微的推動作用，貸款利率的提高會降低房地產價格[3]。李黎認為，流入房地產市場的貨幣供應量與房屋銷售價格指數之間存在顯著地正相關關系[4]。文鳳華等從房地產價格與金融脆弱性相聯系得出兩者存在雙向的因果關系[5]。黃忠華、吳次芳、杜雪君從房價、利率的角度出發，分析房價與宏觀經濟的關系，他們得出房價與GDP之間存在相互因果關系，但房價與利率之間的因果關系不顯著；歷史的GDP和房價是影響GDP的主要因素[6]。王杰明從房價的角度對城市經濟發展水平的理論影響進行分析，最后從房價對城市經濟發展的有利影響和不利影響說明房價對城市發展水平的影響效果[7]。
對房地產價格的影響因素很多，每種因素對房價的影響都是不同的，不同的學者對房價影響因素的研究角度也不同。大部分學者都是從貨幣、宏觀金融政策、銀行信貸等角度分析了房地產價格的影響因素。已有文獻對經濟發展水平方面解釋房地產價格大都是從房價對經濟發展水平方面影響進行分析，但經濟發展水平對房價的影響因素分析較少，因此本文從經濟發展水平的綜合方面分析了河南省房地產價格波動的影響因素。
二、經濟發展對房價的實證分析
（一）研究區概況
河南位于中國中東部，是全國經濟活動的中心之一。1998―2012年河南省平均房價處于增長趨勢，從1998年的977.075元至2012年的3 831.237元，同時，河南省地區生產總值（GDP）也呈現上漲的趨勢，由1998年的4 308.24億元上升至2012年的29 599.31億元。另外，城市化水平不斷提高，從1998的20.8%上升至2012年的42.4%。
（二）變量的選取
房地產價格主要受國家宏觀金融政策、經濟發展水平、城市化水平、居民收入水平等因素影響，根據科學性、差異性、數據的可獲得性等原則，選取GDP（X1，單位：億元）、城鎮化率（X2，單位：%）、城鎮居民人均可支配收入（X3，單位：元）為解釋變量，商品房的平均價格（Y，單位：元）為解釋變量。
選取河南省1998―2012年的GDP、城鎮化率、城鎮居民人均可支配收入與商品房的平均價格數據，所需數據均來自2012年《河南省統計年鑒》。商品房的平均價格是由商品房銷售額比上商品房銷售面積，而后利用居民消費價格指數進行折算。為了消除價格的影響，GDP以1998年為基期，將地區人均生產總值指數（上年=100）轉化為定基指數，再將定基指數分別乘以1998年人均生產總值得到。
為了減少異方差性和增強線性，將變量取自然對數，分別表示為LnX1、LnX2、LnX3、LnY。計算各變量間的相關系數，結果（見表1）。
由表1結果可知，lnX1與lnX2、lnX3的相關系數分別為0.997和0.998，lnX2和 lnX3的相關系數為0.996，說明lnX1與lnX2、lnX3，lnX2與 lnX3之間有多重線性關系，為了消除變量間的多重線性關系，因此可只選擇一個綜合性解釋變量即lnX1。lnX1與lnY的相關系數為0.995。
lnX1與lnY具有較高的相關性，但并不能說明兩者之間有一定的因果關系，因此還需對它們進行協整、因果關系檢驗來檢驗兩者的因果關系。
（三）平穩性檢驗
為避免出現“偽回歸”現象，需對時間序列進行平穩性檢驗。根據Eviews6.0得出的單位根檢驗可以得到，lnX1、lnY時間序列是非平穩的。對lnX1、lnY進行一階差分檢驗，t值小于5%的顯著水平值，因此，地區人均生產總值和商品房平均價格是一階單整時間序列。然后在此基礎上進行協整性檢驗。
（四）協整性檢驗
兩個或者兩個以上的不平穩時間序列具有各自的波動規律，若它們之間有協整關系，則存在著長期的均衡關系，反之，則不存在長期均衡關系。lnX1和lnY為一階單整序列，所以滿足協整檢驗的條件：兩者為非平穩性變量，都是階數相同的單整變量。
假設lnX1和lnY之間存在協整關系，利用Johansen法對lnX1和lnY進行協整檢驗，由運行結果可知，跡檢驗和最大特征值檢驗在5%的顯著水平上，變量間都存在協整關系。這說明地區生產總值與房地產價格之間存在著協整關系。
協整回歸方程為：LnY=0.286488LnX1+7.618319 （1）
（0.00729） （0.09781）
此方程表示GDP每增長1%，商品房價格將上漲0.286488%。該協整方程只是說明了各變量間的長期穩定關系，不能說明相互間的關系，因此，還需進行因果關系檢驗。
（五） Granger 因果關系檢驗
進行因果檢驗是為了確定GDP和房價之間的因果關系。Granger因果檢驗的前提是變量間序列是否平穩，由ADF檢驗可知，滿足該條件，因此可進行Granger因果關系檢驗，結果（見表2）。
由表2結果可知，當滯后期為1時，GDP的增長影響房價的上漲，而房價的上漲不是GDP增加的原因。當滯后期為2時，GDP與房價互為因果關系，房價的上漲能拉動GDP的上升，GDP的增長同時也能帶動房價的上升。這與我國目前的實際情況大致相吻合。
Granger因果關系檢驗對滯后期的選擇非常敏感，以AIC的值最小為原則確定最佳的滯后期，因此選擇滯后期2為最佳結果。
三、結論與討論
本文通過選取經濟發展的綜合指標GDP、城鎮化率、城鎮居民人均可支配收入、商品房平均價格，對城市經濟發展水平與房價的關系進行研究。GDP的增長說明了我國經濟發展水平的提高和居民生活條件的改善，而經濟發展水平的提高和居民生活條件的改善又會拉動房地產需求量的上升。同時，短時間內由于房地產供給缺乏彈性，房地產需求的增加并不會帶動房地產供給的增加，結果必然導致房地產價格的上升。
通過SPSS19.0軟件對可選變量間進行了相關性分析，并利用EViews6.0統計軟件對1998―2012年間的GDP與平均房價進行了平穩性檢驗、協整性檢驗和Granger因果關系檢驗，可以得到以下結論與建議：
1.河南省的房價與GDP存在長期的均衡關系。固定資產投資是拉動經濟增長的主要因素，而房地產又是固定資產投資的重要因素之一，因此，房價的升高，促進了固定資產投資的快速增加，從而推動了經濟的發展。同時，經濟的發展提高了居民生活水平，加大了對房地產的需求。
2.通過Granger因果關系檢驗，河南省房價和GDP之間存在著雙向因果關系，房價的升高或降低會導致GDP的增加或減少。從協整關系可以看出，在其他因素不變的條件下，當GDP上升1%時，房價就會上漲0.286488%，即隨著經濟的發展，GDP的增加影響房價的高低。因此，經濟的持續增加帶動了房價的上升和房地產市場的繁榮，反之房地產市場的發展帶動了經濟的發展，促進了經濟的增長。
3.經濟快速發展中，研究促進房價與經濟發展相協調具有重要的現實意義。重視房價波動的研究，分析房價波動的原因，使房價保持在合理的范圍之內，如建立完善的房地產稅制，以遏制購房投機者行為的大量出現；房價的適度上漲能夠推動經濟的發展，應發揮房價對經濟發展的積極作用，使經濟保持持續的增長；注意房價的上漲速度，防止房價上漲過快，超過經濟發展的承受能力，導致經濟發展受阻，進而影響房價與經濟的協調發展。
參考文獻：
[1] 李玲，朱道林，胡克林.基于PSR模型的房地產調控政策對房價影響的研究――以北京市為例[J].資源科學，2012，（4）：787-793.
[2] 車欣薇，郭琨，李斌，王玨.中國金融中心城市房地產價格與銀行信貸的關系[J].系統工程理論與實踐，2011，（4）：663-671.
[3] 謝太峰，路偉.中國貨幣供應量、貸款利率、國民收入對房地產價格影響的實證分析[J].首都經濟貿易大學學報，2013，（5）：21-28.
[4] 李黎.金融政策對房地產市場影響的效應分析[D].南京：南京航空航天大學，2009.
[5] 文鳳華，張阿蘭，戴志鋒，楊曉光.房地產價格波動與金融脆弱性――基于中國的實證研究[J].中國管理科學，2012，（2）：1-10.
[6] 黃忠華，吳次芳，杜雪君.中國房價、利率與宏觀經濟互動實證研究[J].中國土地科學，2008，（7）：38-44.
[7] 王杰明.房價對城市經濟發展水平的理論影響分析[J].特區經濟，2011，（3）：281-283.
Analysis of the Effect on Prices of Economic Development in Henan Province
WANG Bin1，WANG Wei-bin1，CHEN Ning-li2
（1.Qinyan gland resources bureau，Jiaozuo 454000，China；
2.School of Surveying and Landing Information Engineering，Henan Polytechnic University，Jiaozuo 454000，China）
【關鍵詞】中心城市 發展水平 因子分析
與周邊城市相比，中心城市在所在地區往往具有雄厚的物質基礎和強大的生產能力，擁有優越的自然條件，交通便利，文化教育發達，科學技術力量雄厚，是信息交流中心和金融中心。鑒于獨特的優勢，中心城市的綜合發展在有效帶動周邊地區和周邊城市的經濟發展等方面發揮的作用可以說是無可取代的。因此，準確評判中心城市的綜合發展水平有很重要的作用。
因子分析的基本思想是根據相關性大小把原始變量分組，使得同組內的變量之間相關性較高，不同組的變量間的相關性較低。因子分析模型是利用降維的思想，由研究原始變量相關矩陣內部的依賴關系出發，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數幾個綜合因子的一種多變量統計分析方法。本文采用因子分析的方法分析比較全國各中心城市的綜合發展水平。
在參考《中國城市統計年鑒》的基礎上，選取能夠反映城市綜合發展水平的12個指標。其中包括8個社會經濟指標，分別為：X1-非農業人口數（萬人），X2-工業總產值（萬元）；X3-貨運總量（萬噸）；X4-批發零售住宿餐飲業從業人數（萬人）；X5-地方政府預算內收入（萬元）；X6-城鄉居民年底儲蓄余額（萬元）；X7-在崗職工人數（萬人）；X8-在崗職工工資總額（萬元）。還包括4個城市公共設施水平的指標，分別為：X9-人均居住面積（平方米）；X10-每萬人擁有公共汽車數（量）；X11-人均擁有鋪裝道路面積（平方米）；X12-人均公共綠地面積（平方米）。
對原始數據進行標準化之后導入到SPSS19.0軟件并利用因子分析得到得初步結果。根據特征根大于1的原則，選入3個公共因子，其累計方差貢獻率為87.1%。對公共因子進行方差最大化正交旋轉之后，得到旋轉成份矩陣和三個因子總方差貢獻率的比重，則可以將原變量用各個因子進行表示。為了便于得出結論，將輸出的載荷矩陣中各列按載荷系數大小排列，使得在同一個公因子上具有較高載荷的變量排在一起，得到按載荷系數大小排列得到的因子載荷矩陣。
由因子載荷矩陣可知，公共因子F1在城鄉居民年底儲蓄余額、在崗職工工資總額、在崗職工人數、地方政府預算內收入、非農業人口數、貨運總量、工業總產值、批發零售住宿餐飲業從業人數這八項上的載荷值都比較大。所以說， F1是一個反映城市規模和經濟發展水平的公共因子。一個城市在這個因子上的得分越高，城市規模就越大，經濟發展水平越高。在城市經濟規模因子F1上得分最高的五個城市是上海、北京、廣州、天津和重慶，且上海和北京的得分遠遠高于其他城市。這說明，在城市規模和經濟規模上，上海和北京是我國最大的城市，其規模遠遠大于其他城市。西寧、銀川和海口的城市規模較小，經濟發展較慢。公共因子F2在人均擁有鋪裝道路面積、每萬人擁有公共汽車數、人均公共綠地面積上的載荷較大，因此F2是反映城市基礎設施水平的公共因子，在該因子上的得分就是反映城市的基礎設施水平。深圳、廣州和南京在F2上的得分最高，重慶和武漢得分則較低，這說明深圳、廣州和南京三個城市的基礎設施較好，而重慶和武漢在這方面還要花大力氣改善。公共因子F3在人均居住面積上有較大的載荷，說明F3僅僅反映城市居民居住條件。在F3上得分較高的城市主要是上海、重慶和深圳，說明這幾個城市的居民在居住條件上比其他城市的居民好，北京和哈爾濱還有待改善。
以各因子的方差貢獻率占三個因子總方差貢獻率的比重作為權重進行加權匯總，得到各城市的綜合得分。綜合得分前五名的城市是上海、北京、深圳、廣州和天津，綜合得分最低的是西寧、銀川、蘭州、呼和浩特和海口。再結合各因子得分，北京在城市規模和經濟發展及基礎設施上均是位于前列的，但在人均居住面積上得分較低。上海在城市規模和經濟發展水平及人均居住面積上得分較高，但基礎設施的得分并不理想。而且，可以發現，綜合得分較低的城市在經濟發展水平上的得分也普遍較低，可見這些城市要想得到綜合發展，首要的還是發展經濟，這樣才能提高基礎設施水平和改善居民居住條件。
利用以上的信息各城市明確所處位置的同時可以詳細制定趕超目標，更有針對性地在某個方面加快發展。例如，對于在城市規模和經濟發展上表現搶眼的城市，如上海和北京，應該利用這一優勢，加快其他方面的發展。如北京可以在改善居民居住環境上下功夫，建立較為完善的公共住房制度，大力推行廉租住房、經濟適用住房、限價商品房建設，切實保障中低收入家庭的基本住房需求。對外來務工人員的居住環境也應加強關注。上海則應加強基礎設施建設，科學編制城市區域規劃，進一步完善城市功能，提高城市的承載能力，使基礎設施的發展和目前城市經濟巨大發展和居民居住條件遙遙領先的良好態勢同步。而那些城市和經濟規模比較靠后的城市，要注重把握宏觀經濟形勢，加強戰略思維，及時跟蹤和認真研究宏觀經濟形勢的變化發展以及變化帶來的新情況、新要求，做到審時度勢、科學應對。總之，各個中心城市都必須在各自比較弱勢的方面加強改進工作，這樣才能均衡發展、全面發展，從而達到提高綜合發展水平的目的。
參考文獻：
[1]范曉莉.基于因子分析的天津濱海新區與海西經濟區區域競爭力比較研究, 經濟研究,2011,01.
關鍵詞:經濟集聚;發展地理不平等;一體化發展
中圖分類號:F120文獻標識碼:A文章編號:1003-4161(2009)06-0027-03
1.引言
集聚、移民和專業化等市場力量以無可比擬的規模和速度改變了當今世界最成功發展中國家和區域的經濟走勢。Krugman(1991)指出當制造業的廠商選擇了某個地區,他們將會雇傭當地居民并在當地消費,從而創造出前向和后向聯系。這樣,更多的工人、更豐富的多樣化和實際收入的上升,會進一步吸引更多的工人來到這個地區。而為了減少運輸成本,更多的廠商也會選擇進入該地區,從而形成一個自我增強的循環。世界銀行(2009)研究表明,人類居住區的日益密集化、工人移民和企業的集中縮短了市場距離,減少了市場分割,從而對經濟的成功發展產生了決定性的影響。也就是說,不斷增長的城市、人口的遷移和專業化生產是發展不可或缺的部分。城市化之所以能夠促進經濟增長,在于城市化有利于人力資本積累、科學技術創新、勞動分工深化、信息知識外溢、投入設施共享等,并產生聚集和擴散效應。城市在城市體系和經濟區域中發揮的效應多種多樣、紛繁復雜,但基本形式只有兩種:集聚和擴散。(1)聚集效應。城市能夠以優勢的環境與條件吸引眾多個人、企業和機構在城市內集聚,使城市成為各種要素的集聚中心。城市的集聚主要源于其規模效益、市場效益、信息效益、人才效益、設施效益等,正是這些效益的吸引,使得區域中的資源、人才、資金、信息、交通和技術等向城市集聚。(2)擴散效應。除了產生聚集效應外,城市還不斷拓展自己的腹地空間,以其技術、資金、管理、觀念、生產體系等優勢提高和帶動腹地的經濟發展,產生擴散效應。從單純的經濟活動看,城市的集聚是為了獲取規模效益,然而過度集聚也會導致集聚不經濟,如資源短缺、環境惡化等問題。市場經濟條件下,城市經濟系統受利潤和價值規律的支配,與其他系統在工業內部各行業間、產業間、城鄉之間及城市與區域之間的相互滲透,共同形成城市的擴散效應。擴散也是進一步增強集聚能力的表現,城市的產品與服務最終必須在市場上才能實現其價值,而城市本身的市場有限,因此城市必須向農村、向其他城市擴散。城市的擴散功能主要源于中心城市自身結構的優化、科技進步的推動、規模效益的消失、土地價格的上漲、生活費用的攀升等等。通過擴散,城市的實力不斷增強,集聚力進一步強化。
跨國的研究表明,平均而言一個國家的城市化率與人均 GDP增長的簡單相關系數可高達 0.85(Henderson,2000)。Lucas(1988)首次較為明確地提出了城市與經濟增長的命題。此后城市化和經濟增長不僅為理論界所關注①,而且日益為各國政府及政策研究部門所關注,1996年的聯合國人居署報告《城市化的世界》和 1999―2000 年的世界發展報告通過對全世界大量國家經濟發展和城市化過程的考察,進一步指出“城市是經濟增長的發動機”,城市化和城市發展是促進經濟增長和消除貧窮的重要途徑和措施(UNCHS,1996,WDR,2000)。
在國內學者的研究中,周一星(1997)較早地利用 1977年世界上157個國家和地區的資料,發現了二者是一種十分明顯的對數關系:y=α+βlnx,其中y為城市化率,x為人均GDP;王金營(2003)利用OECD國家和其他主要國家的數據,對城市化和經濟增長進行了相關性分析;并使用Logistic模型對英國、日本、美國、韓國、德國、巴西和印度等國家的城市化率和人均GDP兩者的關系進行了較好的擬合;徐雪梅和王燕(2004)則利用中國2002年266個地級及以上城市的數據進一步驗證了上述模型,并發現在其他條件不變的情況下,若城市化水平每提高一個百分點,可以促進人均GDP提高4.17%。總體而言, 目前學術界對城市化發展研究主要立足于區域經濟發展與城市化水平的相關性研究與分析, 而就城市化對經濟地理變遷和增長的影響研究還很少, 本文將從這一角度對城市化與經濟發展關系進行探討。
2.中國改革開放以來以城市化為主導的集聚及外溢提升了經濟發展水平和產業多樣性,導致了不同區域生活水平先分化再趨同
2.1以城市化為主導的集聚及外溢提升了經濟發展水平和產業多樣性
從1978年到2007年,中國城市化水平已經增長了一倍以上,達到了45%,其中,東部地區城市化水平達到了55%,但中西部地區城市化水平僅為38%。總體來看,城市化和強勁的經濟增長相輔相成,城市是GDP增長的主要驅動因素。據麥肯錫全球研究院研究(2008),在過去十年內,中國總體GDP增長的50%來自于城市固定資產投資,2007年支出最高達到6.4萬億人民幣。個人消費的增長也主要出現在城市,因為中國快速增長的中產階層主要集中在城市。從1990年到2005年期間,中國城市消費市場崛起為一支獨立的增長引擎,占總體GDP增長的26%。
從各省區城市化和經濟發展水平看,見圖1,經濟發展水平隨著城市化水平的提高而提高。上海、北京、天津和廣東的城市化水平都超過了60%,已經進入從“極化效應”向“擴散效應”的轉化階段。在城市擴散效應基礎上形成的長三角、環渤海和珠三角三大都市圈的城市化水平均超過了51%,帶動了整個東部地區的城市化經濟發展。總體看,改革開放以來,經濟集聚的現象變得逐漸顯著,地區GDP占全國GDP的比重在省與省之間差異日益擴大。2007年,廣東省和黑龍江省GDP占全國的份額分別為10.1%和2.5%,分別是其1978年水平的1.86倍和0.5倍,其GDP份額增幅和降幅分別居各省區之首,見表1。各省區中,廣東、浙江、福建、江蘇、山東等東部沿海省份GDP占全國的份額從1978年的24.82%上升到2007年的40.1%,表明這些省區的集聚效應較大;同期其他省區GDP份額有不同程度的下降,其中,鄰近東部沿海的省區的GDP份額下降幅度較小;離東部沿海較遠的省區的GDP份額一般來說下降較大。
圖1各省區城市化和經濟發展水平
隨著經濟的集聚,生產和運輸中規模經濟趨于顯著。生產成本的降低為更大規模的專業化生產提供了契機。陳良文、楊開忠(2006)發現,1993―2003年間,我國各地區專業化指數呈明顯上升趨勢,表明各個地區之間的產業分工趨勢加強;利用基尼系數、CR指數和SP指數測算整個制造業的集聚水平也表明,我國整個制造業空間集聚的特征加強。林秀麗(2007)發現,我國西部地區專業化程度很高,產業結構單一,經濟發展滯后;而東部地區既有產業多樣性,又有幾個產業有一定的專業化程度,從而帶動了經濟的強勁發展。東部地區產業多樣性對產業發展的影響超過了資本、勞動力和產業內集聚的影響。但產業集聚對產業發展仍然是正向作用,東部省區最大,其次是西部省區。這表明,地理位置鄰近的產業多樣性引致的產業間的“溢出效應”(也稱Jacobs型外部性),比產業集聚更能促進經濟增長。
2.2集聚效應導致了不同區域生活水平先分化再趨同
隨著收入增加,不同區域城鄉人均消費水平先分化再趨同,見圖 2。在人均GDP達到3萬元(2007年價格)前(大多為中西部地區),城鄉人均消費差異較大,平均為3.2∶1,最高的貴州為5∶1;在人均GDP達到3萬元后,城鄉人均消費差異縮小,平均為2.8∶1,最低的浙江為2.1∶1。上述研究表明,以城市化為主導的集聚及外溢在提升經濟發展水平和產業多樣性的同時,導致了不同區域生活水平先分化再趨同。不平衡的經濟增長可以漸次達到和諧性發展。即當經濟從低收入水平向高收入水平增長時,生產也隨之集中(集聚到城市和沿海地區);與之同時,隨著收入增加,經濟密集區和非密集區的生活水平趨同,但趨同之前有個分化過程。
圖2各省區經濟發展水平和城鄉消費差距
資料來源:根據2008年《中國統計年鑒》整理,下同。
3.經濟集聚的啟示和政策討論
經濟增長是不平衡的。在過去兩個世紀里,經濟增長的重要特征之一,就是人口和生產在國內某些地區的集中。雖然發展活動并非給所有地區都帶來經濟繁榮。然而,使生產活動分散化并不一定促進繁榮。因此,阻止集中就是阻止增長本身。在空間上均衡分配經濟活動只會阻礙經濟增長。這樣,生產中的空間差異是不可避免的。由于集中能促進空間效率的提高,國家內部的空間差異甚至是一種有益的現象。隨著經濟增長至較高水平,收入和生產方面的差異會縮小,但這個過程是緩慢的,并且差異永遠不能完全消失。盡管如此,和諧性發展仍然可以實現。成功的發展表現為在政府政策的協助下,逆轉這種由集中所導致的基本生活水平差異擴大的趨勢,即對聚集、遷移、專業化等市場力量輔以經濟一體化政策,這樣,即使那些遠離經濟機會的人口也可以因財富不斷向少數地區集中而受益,國家也能實現空間效率和公平的兼顧,為市場青睞地區和機遇不佳地區之間生活水平差距趨于縮小。這表明通過經濟一體化可以同時享受不平衡增長與和諧性發展帶來的好處。
鑒于不平衡的經濟增長可以漸次達到和諧性發展,經濟上取得成功的國家就是一方面促進生產活動的集中化,另一方面通過實行各種政策來使各地區人民生活水平(包括營養、教育、健康、衛生)均等化。因此,要獲得經濟集中化和社會平等化這兩個方面的效益,就需要采取有利于實現經濟一體化的政策,并通過經濟集聚和增長解決不平衡問題。根據成功的城市化經驗,鄉城轉化得以成功進行的基礎是一套非空間政策。而如印度幾十年采取的主要依靠針對性措施促進工業的政策,無助于落后地區追趕先進地區生活水平。政策可以加速基本生活標準的趨同,這樣,不必等到國家跨入高收入國家行列,居住在最落后地區的人們就可以享受基本的公共服務和基本福利設施。這意味著,解決經濟在東部地區集聚導致的發展地理不平等問題的一個重要途徑,就是取代傳統的針對地理空間的干預措施,制定無空間區別的發展機制,推進落后地區和先進地區的一體化。也就是說,針對中西部地區經濟密度低、運輸距離遠和市場分割等問題,政策的首要選擇就是運用無空間區別的發展制度,并輔之以縮短距離的基礎設施和具有地理針對性的激勵措施等工具,在允許、甚至是鼓勵“不平衡”經濟增長的同時,通過拉近落后地區和先進地區的距離,也就是說通過實現經濟一體化,保證社會發展的和諧和生活福利的普惠。
就實現經濟一體化而言,最佳途徑是充分發揮聚集、移民和專業化等市場力量的作用,任何制約市場力量發揮作用的行為都只能適得其反。由于城市化在二元經濟中的集聚作用,城市化所伴隨的經濟密度增加與農業經濟向工業經濟再向后工業經濟的轉變密切相關,欠發達地區的城市化推進是大勢所趨。因此,應通過城市化發展促進二元經濟的集聚,從而把三農問題的解決納入到統籌城鄉發展的框架之中,把重點放在創造巨大財富的城市發展上。具體而言,區域政策應根據區域城市化水平和城市經濟密度的差異有所側重。(1)在城市化水平向中期階段過渡的地區,鑒于城市化水平低和城市經濟密度不高,政策的首要選擇就是提供基礎服務和優化環境,促進城市化和提高城市經濟密度。(2)在城市化處于中期階段的地區,隨著經濟活動的較快集中和城市的迅速擴張,工業化經濟了導致土地使用模式的變化,從而要求商品和服務的快速流通。對這類擁擠的地區,無空間差別的公共服務應當繼續發揮對城鄉一體化的促進作用。而且,即使這些服務到位,城市的日益擁擠仍然會導致運輸成本的攀升,從而影響到企業對地理位置的選擇。這就需要加大對交通基礎設施的投資力度,以緩解日益惡化的擁擠堵塞問題,擴大經濟密度利益的受惠范圍, 從而維持這些地區的一體化。(3)在面臨一體化挑戰的地區,應同時加大基礎設施投資和一體化制度建設,即通過基礎設施投資將先進地區和落后地區連接起來并促進市場準入,通過制度建設促進勞動力等要素和生產的聚集,以促進高效、普惠和諧的城市化發展。
注釋:
① Henderson(2004)已對這方面的研究工作做了一個非常好的綜述。
參考文獻:
[1]陳良文,楊開忠.地區專業化、產業集中與經濟集聚――對我國制造業的實證分析[J]. 經濟地理,2006.12.
[2]Henderson, J-F Thisse eds. Handbook of Urban and Regional Economics, 2004, Vol. 14, Geography and Cities J.V.().
[3] 林秀麗.地區專業化、產業集聚與省區工業產業發展[J]. 經濟評論,2007.6.
關鍵詞：區域發展；都市圈；關中地區；二級城市；衛星城鎮
Abstract:：In this paper, the interpretation of the geographical area location in Xi'an, the theoretical understanding of the domestic and international metropolitan area, analysis Xi'an largest metropolitan area in the background, structure and the existence of the problem, put forward views and outlook on the future development of the metropolitan area.
Keywords: regional development; metropolitan area; Guanzhong area; two cities; satellite towns.
中圖分類號：F124 文獻標識碼：A文章編號：2095-2104（2012）
1前言
1.1研究背景
當今，在科學技術推動下，經濟全球化速度加快，中國也隨著這股動力迅速崛起。國內各個地區都以迅猛的速度發展著，放眼全國，京津唐地區，長江三角洲，珠江三角洲，環渤海灣地區等都逐步顯示起其雄厚的經濟實力，帶動影響著周邊地區經濟共同發展，發展趨勢傾向于以點帶動面，形成了各大都市圈，改變了過去的單一的城市發展模式，加快了城市化的步伐。
2都市圈理論研究
2.1對都市圈的一般認識
目前都市圈并沒有統一的概念和界定標準。一般認為所謂的“都市圈”是指一個大的核心城鎮，以及與這個城鎮具有密切的社會、經濟聯系，具有一體化傾向的臨接城鎮與地區組成的圈層式結構。
有關學者對區域的有關地域概念進行辨析，得出在較發達地區，城市沿主要交通干線或沿江、沿海成軸線發展。我國都市圈的形成源于近現代區域發展戰略，早在1986年，國家就確定沿京廣、京滬、京哈、隴海線以及長江中下游發展主要城市帶，重點抓好長江三角洲、浙江三角洲、遼寧中部、京津唐、長株等主要大城市地區規劃、重點保護西安、杭州、蘇州等主要古城。發展至今，我國的主要城市帶都聚集在以上地區形成。
2.2都市圈形式空間結構
都市圈最重要的兩種形式是：
1、以單一中心城市為核心構成的“日常都市圈”，是以當日往返通勤范圍為主形成的日常生活、生產都市圈，“一小時距離法則”對其地域范圍有明顯的制約作用。
2、以一個或多個中心城市為核心構成的“都市圈”，其中一個中心城市極為突出的都市圈稱為“單中心都市圈”，其內圈往往是日常都市圈，其外全市首中心城市經濟輻射影響很大、同時具有便捷的交通聯系通道的市縣，一般對應著一個較為綜合的城市經濟區，也可以成為大都市圈。西安大都市圈就屬于此類。
目前我國都市圈空間發展結構可以歸納為核心—放射空間模式、核心—圈層空間模式、多中心網格化空間模式。
3西安大都市圈
西安大都市圈包括西安市、咸陽市轄區、興平市及三原縣、涇陽縣、禮泉縣、乾縣、武功縣局部、楊凌區、銅川市轄區及渭南市轄區。西安大都市圈是陜西省人口與城鎮最密集的區域，經濟發展水平處于陜西省前列。區域內有多條高速公路、國道及鐵路交匯，西安---咸陽國際航空港輻射西北地區，奠定了大都市圈的區域通樞紐地位，城鎮與社會經濟發展的交通條件十分優越。
西安大都市圈處于關中地區的一線兩帶城鎮群的內圈，該城鎮群是以西安為中心，以隴海鐵路西段和寶潼高速公路為軸線，以線串點、以點帶面，形成涵蓋整個關中地區的高新技術和先進技術為特點的產業經濟體系，使關中地區率先崛起，以關中帶動陜南、陜北，進而實現全省經濟跨越式發展。
3.1發展背景分析
西安自古以來就是中國經濟發展前沿的城市之一。起初秦漢時期，長安一直作為國都而處在全國經濟的至高點，到唐宋元時期，經濟優勢逐漸向南傾移，在明清時期，漢口、南京、杭州、上海等借其水運優勢紛紛趕超，處在國家經濟發展水平的前端。西安逐漸成為了二級城市，孤獨的在西部，與那些發達城市遙遙相望。
但西安的發展優勢也是極為明顯的，數千年文化的積淀，西部樞紐城市的地位，新興高科技產業園的建立，良好生態旅游景觀的依托，這些都是其余眾多城市都無法比擬的。當前，西安面臨著經濟全球化，城市化進程加快，西部大開發，歐亞經濟論壇的舉辦均為西安的發展帶來眾多機遇和挑戰。在這多重優勢下，深入研究大西安的都市圈的結構和其發展導向，明確發展目標，不僅可發展西安城市經濟，還可進而帶動西安周邊整個城市圈，搞活關中地區，使西安不再是一根獨苗，而可發展西安周邊地級市，以點為原點，沿軸線帶動面，影響整個陜西經濟發展水平。
3.2西安大都市圈空間結構
西安大都市圈發展的城市空間總體結構已基本確定，即形成以西安咸陽為核心，以主要交通線為放射軸的“放射狀多圈層”空間結構，它由一個主副核心，三條主軸，五條副軸組成。
西安大都市圈的構建將在三條主軸（倒“T”型結構） 的基礎上加強北部空間拓展，特別是緊密區“米”字形結構的西北和東北方向城市生長軸上發展。在緊密區的圍圈層加強五條副軸的空間聯系，由軸向發展演進到軸間填充，進而形成城市群再構筑都市圈。
一個主副核心：西安和咸陽。咸陽是西安大都市圈核心區城市化的主要地域，核心區將成為西安實現城市跨越發展、生產力布局調整、空間布局優化的主要空間。咸陽位于西安城西，相距30公里。 西咸一體化的架構為西安都市圈的核心區。
三條主軸：西寶、西潼、西延。從經濟發展水平、城鎮人口、工業總產值、高新技術企業數量、人均GDP、人均收入等指標看，這三條軸線發展的趨勢十分強勁，不僅是大都市圈內優勢較明顯的發展主軸線，也是西安大都市圈城市空間發展的主軸線。
五條副軸：西漢、西康、西商、西韓、西慶。為擴大核心城市對的輻射力，增強對周邊欠發達地區的帶動力，完善西安大都市圈的空間結構體系和城市規模等級體系，根據現狀發展基礎和規劃的培育和引導。
多圈層結構：核心區、緊密區、輻射區、影響區。根據核心城市功能的擴散程度，城市之間聯系的產業、交通、信息、物流以及整個經濟、社會、科技的發展水平、歷史文化的緊密程度以及城市分布的特點，將西安分為這四個圈層。核心區和緊密區是西安大都市圈的重要組成部分 ，這兩個圈層基本上覆蓋了整個關中城市群。
這一階段，充分發揮倒“T”型結構中的東、西、北三條城市發展長廊，積極推進西咸一體化進程和培育楊凌、渭南和銅川三個中心城市，利用已有的區位及交通優勢，優先發展具有優勢的產業和基礎較好的城市，逐漸帶動軸線上各點城市。
關鍵詞： 城市化 區域差異 因子分析
城市化水平是衡量城市化發展程度的一個重要指標，通常采用“一個國家或地區城市人口占總人口的比重”這個指標來衡量。這種方法簡單易行，但嚴格說來這并不能全面地反映城市化發展水平。城市化是一個含義更廣的反映現代城市發展過程和階段的綜合概念，不僅僅指城市規模的擴大、人口的增長，同時還反映城市發展的質量，包括經濟、社會、文化、生態環境的全面進步。
一、城市化水平評價指標體系
為此，本文選取反映經濟城市化水平、人口城市化水平、生活方式城市化水平和地域環境城市化水平的四大類共14個單項指標，構建了山東省的城市化水平綜合指標評價體系（表1）。所用數據來自《山東統計年鑒（2006）》。
1．經濟城市化水平。經濟的增長是城市化的直接推動力，城市化發展水平與經濟發展水平之間成正相關關系，其中工業化是直接推動因素，第三產業的興起與興旺則是城市化向縱深推進的表現。非農化生產所具有的高度聚集特性，提高了單位空間內經濟活動的強度和總量規模。因此，可以從經濟實力、產業結構、經濟效益、收入水平等方面設置指標：X1――人均GDP（元），X2――第三產業增加值占GDP比重（%），X3 ――工業增加值占GDP比重（%），X4――城鎮居民人均可支配收入（元）等反映經濟城市化水平。
2．人口城市化水平。人口城市化是經濟城市化的直接結果， 表現為人口向工業區聚集、農業人口轉化為非農業人口、鄉村人口轉變為城鎮人口，從而使非農業人口占總人口的比重上升。而隨著城市化進程的深入，城市規模擴大、等級提高，則會出現不同規模等級城鎮人口比例的變化。因此，我們選取X5――非農業人口比重（%）、X6――第三產業從業人員比重（%）和X7――市區人口密度（人/平方公里）三個指標反映人口城市化水平。
3．生活方式城市化水平。城市化過程是個深刻的、全方位式的變革過程。伴隨經濟、人口、空間的城市化過程，人們的生產方式、行為習慣、社會組織關系以及精神與價值觀念都會發生轉變，從而形成與鄉村不同的生活方式。生活方式的城市化是整個城市化過程的有機組成部分，也是城市化內涵豐富性的重要體現。雖然其中許多轉變（如精神與價值觀念的轉變）是無形的、難以度量的，但區域內交通、通信、醫療衛生、文化娛樂及社會服務等設施的發達程度能一定程度地反映生活方式的城市化水平，其中最能體現城市生活方式的是消費水平以及與外界聯絡的便捷與密切程度。因此，我們選取X8――人均社會消費品零售額（元），X9――人均住房使用面積（平方米），X10――每萬人擁有移動電話數，X11――每萬人擁有公共交通車輛，X12――人均擁有道路面積這五個指標來衡量生活方式的城市化水平。
4．地域環境城市化水平。隨著生活水平的提高，人們也越來越重視生活環境質量。城市化的過程必然伴隨著環境破壞的產生，環境狀況也從一個方面反映了城市化水平的高低，因此，可選取X13――建成區綠化覆蓋率（%）和X14――污水處理率（%）來描述地域環境的城市化水平。
二、城市化區域差異的因子分析與聚類分析
（一）因子分析
整個分析過程借助SPSS13.0軟件完成。首先對原始數據進行標準化（從略），求R的特征值以及貢獻率，并按特征值大于1的原則提取主因子F1，F2，F3。各主因子的特征值依次為6.430、2.115和1.664，貢獻率（%）依次為45.932、15.109和11.877，F1，F2，F3包含了原始數據信息量的72.928%；其次，對因子載荷矩陣進行方差最大正交旋轉（數據從略），并命名因子。由于主因子F1在上X1，X3，X4，X5，X6，X8，X10，X11上載荷較大，它們分別從人均GDP，工業增加值占GDP的比重，城鎮居民人均可支配收入，非農人口比重，第三產業從業人員比重，人均社會消費品零售額，每萬人擁有移動電話數和每萬人擁有公共交通車輛來反映經濟、人口城市化水平，故稱為經濟與人口因子；F2在X2，X7，X13，X14上載荷較大，它們分別從第三產業增加值占GDP的比重，市區人口密度，建成區綠化覆蓋率，污水處理率來反映地域環境的城市化水平，故稱為環境質量因子；F3在X9，X12上載荷較大，它們分別從人均居住面積和人均擁有道路面積來反映生活方式的城市化水平，故稱為生活質量因子。最后，計算各因子和綜合得分并排序（表2）。根據各因子的貢獻率及在各城市上的得分，可以計算出各城市綜合得分及排名狀況，其計算公式為：Zi=0.45932F1+0.15109F2+0.11877F3，其中：Zi為各城市綜合得分（i=1,2,3…,17）；F1，F2，F3為各城市在各個共因子上的得分。據此，可以計算出山東省各城市的綜合得分及排名狀況（如表2所示）。
由于因子分析是在標準化處理的基礎上進行的，因此，在表2中綜合得分項為正的表明該城市的城市化綜合水平在全省平均水平之上；反之，表明城市化水平在全省平均水平之下。
（二）聚類分析
從因子分析的各城市綜合得分，我們可以看出山東省17個地市的綜合城市化水平的高低。為了使因子分析的結果進一步明晰化，本文對綜合得分因子采用組間連接法進行聚類分析（過程從略）。根據聚類結果，山東省17個地市按城市化水平高低可以分為四類：第一類：東營；第二類：濟南、青島、淄博、煙臺、威海和萊蕪；第三類：棗莊、濰坊、濟寧、泰安、日照、臨沂、德州、聊城和濱州；第四類：荷澤。
三、評價結論
（一）山東省城市化進程快步推進，東西部城市化發展水平差異明顯
從各城市綜合得分中，我們可以看出，東部城市（濟南、青島、淄博、東營、煙臺、濰坊、威海和日照）中只有日照和濰坊的城市化水平在全省平均水平之下，但是日照的排名在全省為第八名，其余六城市的城市化水平均在全省平均水平之上，且占據了全省的前六名。與之形成鮮明對比的是，西部城市（德州、濱州、聊城、荷澤、泰安、萊蕪、棗莊、臨沂和濟寧）中，除萊蕪之外其余八城市的城市化水平均在全省平均水平之下，且作為全省城市化水平最低的荷澤與最高的東營的差距達到了2.0661分，所以東西部城市化水平差異明顯，東部城市化水平明顯高于西部城市。
（二）城市化水平的區域特色分析
根據聚類結果，可以將城市分為四類。
第一類為東營市。綜合得分排名第一位，遠遠高于其他各城市，這主要得益于經濟發展水平。東營市在經濟和人口因子F1和生活質量因子F2上的單項排名為第一和第二，主要原因在于東營是勝利油田所在地，豐富的石油資源使得東營人均GDP位列全省第一，而經濟的發展又帶動了其基礎設施的修建，使得生活方式城市化水平較高。但是，東營在環境質量因子的排名卻是全省倒數第二名，這和其產業結構主要偏于重工業有關，再加上其本省自然環境條件就比較差。雖然城市化綜合得分排名第一，但東營城市化發展還存在一個很嚴重的問題就是城市規模偏小，對周邊地區的輻射作用小，所以，今后東營城市化的重點應是擴大城市規模，要強化城市管理與服務，擴大城市人口的聚集效應，進一步提高綜合城市化水平。
第二類為濟南、青島、淄博、煙臺、威海和萊蕪，城市化水平較高。濟南作為省會城市，綜合城市化水平在全省排名第六，這是極為不相稱的。所以濟南今后要進一步強化城市功能，重點加強城市基礎設施建設，大力改善城市生態環境，強化城市管理與服務。青島、煙臺和威海三市地處膠東半島，地理位置得天獨厚，是國內距離日韓最近的地方，與日韓貿易往來頻繁，經濟發展水平較高，再加上自然環境優美，所以綜合城市化水平也較高。萊蕪市比較特殊，行政轄區只有兩個城區萊城區和鋼城區，因此其相關統計數據都歸入城市口徑里面，導致其城市化水平評價值偏高。但其行政轄區較小，經濟發展水平較低，工業主要以萊鋼為主，這成為其城市化發展的制約因素。淄博雖然城市化水平較高，但其經濟發展水平較低，工業主要以齊魯石化為主，今后要加快城市經濟發展，改善城市生態環境，強化城市的管理與服務功能。
第三類城市為日照、聊城、濟寧、濰坊、棗莊、臨沂、泰安、德州和濱州，城市化水平較低，處于全省平均水平之下。其中進步最快的應屬聊城，近些年，聊城加大了對城市基礎設施的投資，改善了生態環境，大力建設“江北水城”，提高了其城市化水平。日照屬于沿海城市，自然環境很好，適宜人們居住，但其經濟發展水平比較低，制約了城市化的發展，今后要逐步擴大城市聚集功能，逐步提高城市居民的生活水平，促進社會進步。臨沂、德州、棗莊、濱州等市都需加快經濟發展水平，以促進城市化的發展。
第四類城市是荷澤，城市化水平最低。荷澤地處山東省西南內陸地區，區位條件差，自然環境也比較差。經濟發展水平低是制約荷澤城市化發展的重要因素，2005年其人均GDP為5104元，僅相當于全省平均水平23899元的五分之一。城市基礎設施落后，居民生活質量差，荷澤城市化發展當務之急是要大力發展城市經濟，為加快城市化進程提供支撐。
四、推進城市化發展的對策和基本思路
（一）堅持以人為本的科學發展觀
在城市化進程中充分體現以人為本的科學發展觀，就是要通過推進城市化來轉移農村人口，增加農民收入，根本解決“三農”問題，縮小城鄉差別，擴大消費需求，促進城市與農村、經濟與社會的協調發展。最終實現滿足人的需要、促進人的全面發展，促進經濟、社會和環境可持續發展的科學發展目標。
（二）正確處理城市化和經濟發展的關系
城市化是工業化的結果，城市化水平與地區經濟發展水平成正相關關系。只有經濟發展了，才能創造更多的就業崗位，吸納更多的富余勞動力，提高城市化水平，城市化水平又反過來促進經濟的進一步發展。二者是相互促進、協調發展的，這也是目前各國普遍重視城市化，城市化進程得到快速發展的根本原因。從我國近年來的實踐看，一些地方城市化出現了急功近利和盲目無序的發展傾向。要汲取國內外城市化發展的經驗教訓，正確把握經濟發展與城市化的關系，健康有序地推進山東省城市化進程。
（三）加強規劃，合理布局
城市化是一個復雜的系統工程，而規劃是這個系統工程的龍頭。規劃的制定要以科學發展觀為指導，結合當前的實際情況和未來發展的需要，遵循五個統籌的方針，協調整合各類規劃。黨的十六大提出的“堅持大中小城市和小城鎮協調發展”是中國城市化戰略的核心。在城鎮結構上，要大、中、小并舉。山東應在大力推進“兩大中心、四個層次，五條城鎮發展軸線”的基礎上，加強縣城和中心鎮的規劃建設，加強城鎮規劃工作的組織與協調。
（四）創新制度，改革政策
城市化是經濟社會的大變革，推進城市化進程必須抓住制度創新這個關鍵環節，順應市場經濟的要求，充分發揮市場機制的調節作用，加快城市化進程。因此要對現行的一系列政策措施，包括戶籍、土地、就業、社保、財政、教育、衛生、公共服務等方面的政策措施進行改革，形成人口城市化的正常機制。同時要大力發展第三產業，加快產業結構調整，為人口的集聚創造機會，真正實現農村人口向城鎮的轉移，從而不斷提高山東省城市化的整體水平。
（五）實施區域協調發展戰略
如前所述，山東省東西部地區城市化水平差異明顯，西部地區城市化水平遠遠低于東部地區，這影響了山東省整體城市化水平的提高。實施區域協調發展戰略，既保持東部地區快速的城市化發展水平，同時要加快西部地區的城市化發展，縮小地區差距，保持東西部協調發展，實現山東省城市化水平的整體提高。
實施區域協調發展，還有另外一層含義，即在山東省17個地市的這種小區域中，要實現區域的整體發展。
[參考文獻]
[1]陳彭述.城市化與城市地理信息系統[M].北京:科學出版社,2001.
[2]許學強,周一星,寧越敏.城市地理學[M].北京:高等教育出版社,1997.
[3]蘇金明,傅榮華,周建斌,張蓮花.統計軟件SPSS系列應用實戰篇[M].北京:電子工業出版社,2002.
【關鍵詞】城市化；主成分；綜合評價
0 引言
自1978年以來，我國逐漸進入加速上升期。城市化的發展水平是衡量一個國家或地區最重要的指標。正確評價我國城市現有的發展水平多層次橫向比較和縱向比較，對我國的發展具有重大的意義。前人對這一問題也做出了許多的研究，在具體的研究方法選取上，華中、牛慧恩以深圳市特區外地區為例，分別采用了“復合指標法”、“各態歷經假說法”和“指標比較法”，測度了特區外地區城市化的實際發展水平。吳永保構建了城市現代化的指標體系，并將該指標體系用來對幾個城市的對比分析。本文是通過主成分模型選取7個指標，對36個省會和直轄市做城市化水平的綜合評價排名，同時給出研究結論和政策建議。
1 指標的選取
由于國內目前還沒有比較系統權威的評價城市化水平的指標體系對于部分雖有價值但無法統計或難以取得數據資料的指標，暫不納入指標體系。本文選了36個城市和7個指標，數據來源于2011年中國統計年鑒。x1：旅客運輸量（萬人）；x2：郵政局數（所）；x3：固定電話用戶數（萬戶）；x4：普通高等學校在校生數（萬人）；x5：執業醫生數（萬人）；x6：影劇院數（個）；x7：開發區新高技術企業數（個）。
2 主成分分析
先將原始數據進行標準化處理，消除量綱的影響。調用SPSS統計軟件對數據進行KMO和Bartlett的檢驗所選取的數據適合作主成分分析。然后，用主成分分析的方法對樣本數據進行分析計算，在降低指標位數上，計算可知前3個特征根累計方差貢獻率已達到85%，也就是說3個主成分已經基本可以代替所選擇的7個指標的內容，同時損失的信息又很少。因此，本文選取前三個主成分作為降維以后模型評價的核心指標。其次，使用旋轉因子方法，得出第一主成分在旅客運輸量、郵政局數、固定電話用戶和數執業醫生數的指標上有較大的載荷，主要是生活中的一些基本設施，可以命名為基礎設施因子；第二主成分在開發區高新技術企業數、影劇院數的指標上載荷較大，科技是第一生產力，對經濟的發展起決定性作用，命名為經濟發展因子；第二主成分在普通高等學校在校生數的指標上載荷較大，教育與素質密切相關，命名為人文素質因子。
在得到3個主成分之后，設第一主成分為Y1（基礎設施因子），第二主成分為Y2（經濟發展因子），第三主成分為Y3（人文素質因子），根據因子得分系數矩陣得到主成分的表達式；然后，分別計算36個城市公因子的得分，從而可以構造綜合得分函數Y=0.73527Y1+0.13770Y2+0.12703Y3。就可計算出樣本在各個主成分上的得分情況和綜合得分。
3 分析與結論
不同城市在基礎設施因子、經濟因子、人文素質因子及綜合得分的表現各不相同，投資者可以從不同的側重點做出不同的決策。
基礎設施因子比較靠前的是上海、重慶、深圳、北京。它們的基礎設施非常完善，為城市化的順利推進奠定了硬件基礎。排在后面的為蘭州、南昌、呼和浩特、拉薩。這些西部地區，由于區位優勢欠缺，經濟基礎薄弱以及政策支持不夠等原因。造成電話用戶數、郵政局數、執業醫生數等指標排在后列，導致總體發展水平落后，基礎設施因子得分很低。由于第一主成分權重較大，在很大程度上影響到綜合排名的結果，所以這也是東部整體排名靠前，中西部排名靠后的最重要的原因。
至于經濟發展因子北京的得分為5.46把其他地區遠遠甩在后面，由于它是我國的首都，所以，北京的高新技術企業非常多，影劇院數也非常多。而武漢的得分是0.62309處在第二位，這與這幾年的中原崛起政策有關，可見武漢是一個發展潛力很大的城市。而上海，重慶得分分別為-0.96、-1.18，排在最后。這個主要是因為第二主成分中郵政局數、固定電話用戶數、普通高等學校在校生數的指標為負的系數，而標準化后的數據中上海的郵政局數為4.51084，固定電話用戶數為3.15024，普通高等學校在校生數為0.36673，而旅客運輸量為-0.58372，這就造成了上海的經濟發展因子排在倒數第二，而重慶排在倒數第一是由于郵政局數為2.74514，固定電話用戶數為1.45561，普通高等學校在校生數為0.73349，而且影劇院數、開發區高新技術企業數的指標系數分別為0.467、0.745但是影劇院數為0.24363，開發區高新技術企業數為-0.3174。這就造就了重慶排在最后一名。重慶的高新技術企業不是很多，它以后的發展不會太迅速。
從人文素質因子上看，武漢，廣州，南京，鄭州排在前四，雖然上述五個城市經濟發展水平遠遠落后與北京，上海，但教育水平遠遠超過一線城市，特別值得一提的是武漢、南京高校云集，人才供給充足，人們素質也能相對提高，城市化發展潛力巨大。排在最后的是銀川、西寧、拉薩和深圳。深圳雖然經濟發展水平位于前列，但由于高校數量較少，教育水平落后，以較為明顯的劣勢排在最后一名。其他大部分西部城市不僅經濟發展水平落后。其教育水平和高校數量也遠遠落后于東部沿海城市。
最后，從綜合得分來看上海、重慶、北京位列城市化綜合排名的前三甲，深圳、成都、廣州緊隨其后。相對而言，中西部城市排名靠后，城市化發展水平非常滯后。
城市化水平是一個多層次多維度概念，其表現形式豐富多樣，為此需結合多個視角制定一整套促進城市化快速發展的戰略方案。對于傳統大城市如北京、上海、廣州等。其外延式增長潛力已經得到充分的挖掘，進入規模報酬遞減階段，后期應注意改善在第二、三主成分上的得分。對于這些比較有優勢的城市。如成都、武漢、南京等，不必走北京等城市發展的舊的道路，可結合自身優勢，揚長避短。通過打造有特色的核心競爭力，從而達到全方位的發展，如杭州為旅游城市，武漢、南京為高級人才中心，成都可打造宜居城市吸引人才、投資的進入。對于大多數中西部城市，基礎設施薄弱，經濟發展水平落后。三個因子得分均排名靠后，無任何優勢可言。因此，繼續貫徹落實西部大開發戰略和中部崛起戰略，縮小區域結構性發展不平衡，提高整體城市人才培養等方面加大投入。在制度上通過戶籍改革，健全社保體系，完善收入分配機制等，以刺激城市化的推進，縮小與發達地區城市化水平的差距，最終達到相對平衡發展的戰略目標。
【參考文獻】
[1]國家統計局.中國統計年鑒[Z].中國統計出版社，2011.
[2]熊婷燕.主成分分析和因子分析在評價區域經濟發展水平中的應用[J].統計與決策，2006（02）：129-131.
[3]陳述云，張崇甫.多數指標綜合評價的主成分分析方法的改進[J].統計究，1999，63（1）：35-38.
隨著現今經濟全球化步伐的加快，世界正步入全球經濟一體化、生產要素全球范圍的流動與競爭以及生產網絡全球配置的新時代。在這個經濟背景下，近些年經濟發展速度最快、經濟規模最大、最具有發展潛力的長江三角洲城市群受到了更多全國乃至全世界的關注。長江三角洲城市群包括了江蘇省的南京、蘇州、無錫、常州、鎮江、揚州、南通、泰州和浙江省的杭州、寧波、紹興、嘉興、湖州、舟山、臺州以及上海市總共16個城市，是中國經濟最有活力的地區之一，是亞太和世界經濟中發展的亮點，也是世界六大都市圈之一。然而在這個以全球經濟為背景的條件下，每個城市在其中的地位與作用，最終都是通過其自身的綜合經濟實力來實現的。長三角的每個城市的經濟發展水平具有比較大的差異性，通過對比分析每個城市經濟實力的差異，有利于更加深刻地了解長江三角洲每個城市的經濟發展水平，使其在國家產業轉移和生產價值鏈全球分布的新時期，找準各自的定位，促進每個城市制定適合自身和大經濟背景下的經濟發展戰略。從這一角度說，分析長三角城市經濟實力的差異性，對于促進長三角地區經濟合作與交流、促進其綜合競爭力的提升以及對于促進長三角地區區域經濟一體化發展具有著重要的意義。
本文基于因子分析法和聚類分析法，利用SPSS軟件對于長三角16個城市（上海、南京、蘇州、無錫、常州、鎮江、揚州、南通、泰州、杭州、寧波、紹興、嘉興、湖州、舟山、臺州）的經濟評價指標進行定量分析，并且與定性分析相結合，比較研究其城市經濟實力的差異并對其進行評價，由此初步體現出各個城市在長三角經濟發展中的地位和作用。
二、評價指標的構建
對于城市經濟發展水平的評價，并不能只選取一個或幾個指標，要針對經濟實力的內涵，遵守科學性、代表性、可比性、系統性、易獲性以及可操作性的原則，進行指標的選取。經濟實力是全面反映地區的經濟發展水平、潛力以及對地區外的影響力，在中國國家統計局的十大經濟指標的基礎上，并結合上述指標選取的原則，對評價長三角城市經濟實力的評價指標進行了如下選取，即GDP增長率（%）、人均GDP（元）、第二產業比重（%）、第三產業比重（%）、規模以上工業總產值（億元）、全社會固定資產投資額（億元）、社會消費品零售總額（億元）、進出口總額（億美元）、實際利用外資（億美元）、地方一般預算收入（億元）、金融機構本外幣存款余額（億元）、城市居民人均可支配收入（元）、農民人均純收入（元）和授權專利件數（件），總共14個指標。如表1所示。
三、相關計量方法的基本原理
（一）因子分析法
因子分析是從矩陣內部出發，研究如何用少數的幾個變量來表示信息錯綜復雜的眾多原始變量，即用假設的少數因子變量來表示原始變量的主要信息，以達到減少數據的目的。它不僅可以表示原始變量的主要信息，還可以解釋其主要信息之間的關系，是一種可以用因子變量來分析與解釋現實經濟現象的多元統計方法[4]。
因子分析的數學模型如下：假設有n個原始變量，表示為X1，X2，X3，…，Xn，且這些變量已經標準化，并且這n個原始變量可由k個因子f1，f2，f3，…，fn表示為線性組合那么就有：
上式如果用矩陣形式表示則為X=AF+ε，這個就是因子分析的數學模型。其中X為可以測量的n維變量向量，即原始變量，它的每一個分量都表示一個可測得的指標或變量；F即為因子變量向量，每一個分量表示為一個因子，每一個原始變量都可表示為每一個因子變量的線性組合，因此因子變量又可以稱其為公共因子；A為因子負載荷矩陣，每個元素aij表示因子負荷，反映的是因子和各個變量間的密切程度。ε為特殊因子，為原始變量中不能被解釋的部分。因子分析的基本思路是對原始變量的相關系數矩陣的內部結構開始分析，從中能夠找出少數幾個能夠控制原始變量的公共因子，在盡可能多的反映原始信息的情況下，建立因子分析模型，揭示公共因子與原始變量之間的相關程度，達到縮減變量、降低維度和解釋原始信息的目的[4]。
（二）系統聚類分析法
聚類分析的基本思想是依據樣本或變量的數值特征來觀察各樣本或變量之間的親疏關系或相似程度，其原則就是認為不同的樣本或是變量之間存在不同程度的親疏關系或相似性。聚類分析首先是根據樣本或變量的數據特征，尋找出能夠度量出樣本或變量之間親疏關系的統計量，按照其關系的遠近程度（即相似性）作為依據，把距離近的（相似性大的）的樣本或變量分成一類，再把另一些距離遠的（相似性小的）樣本或變量分成一類，直到所有樣本或變量分類完畢，最終形成系統的聚類譜系圖，從而達到根據樣本或變量的數值特征，對其進行分類與探索分析的目的[4]。
系統聚類分析則是聚類分析最常用的方法之一，根據分層聚類過程的不同，又可分為凝聚法和分解法，前者是逐步將樣本或變量歸為一大類，后者是先將樣本或變量歸為一大類再逐步分解，是兩種相反的聚類過程。而系統聚類分析由于根據不同的類與類的距離計算方法，可以得到不同的聚類結果，本文將采用的是歐幾里得距離。
四、長江三角洲城市經濟差異比較的實證研究
本文通過搜集長三角16個城市的2010年的上述評價指標數據，利用SPSS17.0統計軟件對所得指標數據進行因子分析和聚類分析，得出16個城市經濟實力得分和排名，分析出長三角各個城市的發展特點以及現狀，并由此得出使得長三角地區經濟更進一步發展的政策建議。
（一）因子分析
1.KMO檢驗及Bartlett’s球形檢驗
首先對于指標變量數據做KMO和Bartlett’s球形檢驗，看數據是否需要做因子分析，以及是否符合進行因子分子的前提條件。KMO檢驗統計量是用于比較變量間皮爾遜相關系數和偏相關系數的指標，取值在0與1之間，其值越接近于1，說明變量間的相關性越顯著，就越適合做因子分析，一般認為KMO檢驗值大于0.5就屬于適合做因子分析。如表2所示，指標數據的KMO統計量值為0.721，且Bartlett’s球形檢驗結果亦為顯著（Sig.值
2.因子提取
在這里運用主成分法求解因子負荷矩陣，進行因子提取，得到對于總變量解釋的結果，并且對于提取的因子數目并沒有基于特征值的大小，而是固定了提取因子數目為4個。根據以上的步驟，通過SPSS統計軟件最終得出總方差解釋表格以及變量共同度表格，如表3與表4。由表3總方差解釋表得出的主成分信息可知，前4個因子的累積貢獻率達到了95.046%，反映了原始變量95.046%的信息，說明這4個公因子較好地解釋了原始變量信息。且因子FAC1_1的貢獻率為65.778%，因子FAC2_1的貢獻率為13.403%，因子FAC3_1的貢獻率為11.447%，因子FAC4_1的貢獻率為4.418%。而從表4變量共同度可以看出，每個變量的共性方差均在0.5以上，且大部分高達0.9，這也說明了這4個公因子能夠很好地反映出原始變量的絕大部分信息。由圖1也可看出從第5個因子開始曲線開始變得平緩，所以取前4個公因子。
3.因子旋轉，得到因子得分
為了使得各因子具有更加明顯的專業意義，并對各個因子的載荷做出合理的解釋，就需要進行因子旋轉，通過旋轉對因子負荷起到明顯的分離作用，這里用的因子旋轉方法是最大方差法。旋轉后的因子負荷矩陣如表5所示，從表中可以看出，公共因子FAC1_1支配的變量有規模以上工業總產值（億元）、社會消費品零售總額（億元）、全社會固定資產投資額（億元）、進出口總額（億美元）、實際利用外資金額（億美元）、地方一般預算收入（億元）、金融機構本外幣存款余額（億元）、授權專利件數（件）；公共因子FAC2_1支配的變量有第二產業比重（%）和第三產業比重（%）；公共因子FAC3_1支配的變量有農民人均純收入（元）和城市居民人均可支配收入（元）；公共因子FAC4_1支配的變量有GDP增長率和人均GDP。因此，綜上所述，公因子FAC1_1反映的是經濟規模各方面的綜合情況，可稱為經濟規模綜合因子；公因子FAC2_1反映的是產業結構方面的情況，可稱為產業結構因子；公因子FAC3_1反映的是人均收入情況，可稱為收入水平因子；公因子FAC4_1反映的是有關于GDP方面的情況，包括了其增長情況和人均水平，可稱為GDP指標因子。這4個公因子較好地支配了原始變量的主要信息，其中因子得分可見表6，通過各個因子的得分，SPSS可以自行定義權重，來計算4個公因子的得分，并以變量的形式保存在數據集中。
4.根據公因子得分，利用回歸法計算出各個城市的綜合得分及排序
可根據公因子得分以及各個公因子的貢獻率來計算各個城市的綜合得分F，其計算公式為：
F = （65.778%*FAC1_1+13.403%*FAC2_1+11.447%*FAC3_1+4.418%*FAC4_1）/95.046%
通過此公式計算出的各個城市的綜合得分及其排序如表7所示。根據表7，長三角16個城市綜合得分從第1位到第16位的排序為：上海、蘇州、無錫、杭州、寧波、南京、南通、常州、嘉興、揚州、紹興、鎮江、泰州、臺州、湖州、舟山，這與事實基本吻合。
（二）系統聚類分析
根據長三角各個城市的4個公共因子和城市綜合得分，對各個城市進行Q型基于歐幾里得距離的系統聚類分析，得到了如圖2的聚類分析樹狀圖。從圖中可知，可將長三角各個城市按經濟實力劃分出4種類型，即為上海市屬第一類，經濟實力最強；蘇州是屬第二類，經濟實力僅次于上海市的城市；南京、無錫、杭州、常州、寧波、嘉興、鎮江屬于第三類，經濟實力較強的城市；揚州、南通、泰州屬于第四類，經濟實力表現為一般；湖州、紹興、舟山、臺州屬于第四類，經濟實力表現為相對不發達，即排序相對靠后。
五、分析與結論
1.通過因子分析得到各個城市經濟實力綜合得分和聚類分析得到的樹狀圖可知，上海市以最高城市經濟實力綜合得分2.06600而位居長三角16個城市中第一位，表現出其經濟實力的優越。但是位于第二位的蘇州市因為經濟發展突飛猛進，其經濟實力綜合得分為1.16514，緊跟上海市的步伐。上海市和蘇州市的經濟實力綜合得分遠遠超過了長三角其他城市，呈現出“上海市已不是一枝獨秀，蘇州市正在奮力追趕”的趨勢，于2010年，蘇州市的人均GDP與GDP增長率均超過上海市，其在長三角的經濟地位已不容忽視。從總體看，上海、南京、杭州這三個長三角三極城市排名依然靠前，江蘇省城市經濟實力整體要強于浙江省，而蘇南地區城市經濟實力不但比蘇中地區要強，而且也超過浙江省的大部分城市。
2.對于上海市來說，四個公共因子中，經濟規模綜合因子和產業結構因子的排名比較靠前，說明上海市經濟實力長三角第一位的主要原因是由于長期的積累，其經濟發展水平較高，經濟規模總量很大，在表6因子得分矩陣中可以看出，對于經濟規模綜合因子有主要貢獻的有規模以上工業總產值、進出口總額、實際利用外資和專利件數，可見其經濟規模目前主要是靠工業產值、對外貿易、跨國公司和科技創新來拉動。上海市的產業結構在長三角地區也比較合理，尤其是推進優先發展現代服務業之后，2010年上海市第三產業比重已增至57.3%，遠遠超過第二產業的比重。但是，上海市的收入水平因子和GDP指標因子得分排名相對靠后。其中，從收入水平因子中的農民人均純收入2010年的16個城市的數據來看，上海的農民人均純收入已位居靠后，這說明上海市在農民生產生活方面還需要進行改善。且在GDP指標方面，于2010年，長三角其他15個城市的GDP增長率均已超過上海市，這說明上海市急需拓寬經濟發展渠道和發展新興產業，努力尋找新的經濟增長點。
3.對于蘇州市來說，根據公共因子得分，可以看出其經濟規模綜合因子、收入水平因子和GDP指標因子都取得了較好的得分，這說明蘇州這幾年走外來加工型經濟道路已經有了顯著的成效，吸引外資進行了一批新興產業的產業集聚，比如電子信息制造業、精密儀器制造、生物醫藥和新材料等，其2010年第二產業總產值為5253.81億元在為長三角城市群排名第二，帶動了地區經濟規模總量和人均收入的提升。但是蘇州的產業結構因子得分較低。2010年，蘇州的第二產業比重和第三產業比重是56.9%和41.4%，第二產業比重遠高于第三產業，說明蘇州應繼續加強產業結構優化，而且蘇州作為長三角高科技制造業服務中心的角色正在確立，使得其現代物流、信息咨詢和服務外包等現代生產業正在蓬勃發展，加快了蘇州市服務業和工業化互動并進的趨勢，促進了蘇州市產業結構將趨于更加合理。
4.對于長三角的兩個次中心南京和杭州來說，經濟發展水平都比較靠前，城市綜合得分排序分別為第6和第4，對于周邊地區起到了很好的輻射帶動作用。對于南京市來說，對于其經濟實力水平貢獻比較大的是產業結構因子和GDP指標因子。于2010年南京市第二產業與第三產業比重分別為45.4%和51.9%，產業結構比較合理，南京市除了確立了工業以電子信息、石油化工、鋼鐵和汽車等產業作為支柱產業，帶動GDP增長外，作為長江中下游的商貿和旅游中心城市，第三產業也比較發達。另外，2010年，GDP指標因子中的GDP增長率高達13.1%，遠高出上海市的10.3%，這說明南京市的經濟還有很大的增長空間，應進一步優化經濟結構和產業布局，使得經濟進一步得到發展，來彌補經濟規模和收入水平所表現的不足。而杭州市，根據4個公共因子得分來看，其經濟發展在經濟規模綜合因子、產業結構因子、收入水平因子和GDP指標因子都表現的比較平均，是一個全面平穩發展的城市。其在經濟規模綜合因子和收入水平因子上的得分都要強于南京市，這說明杭州市推行的以促進消費為主的“十大特色潛力產業”帶動經濟規模增長，以拓展市場潛力進行經濟增長和人民生活水平互相拉動的措施得到了很大的成效，符合杭州市的比較優勢和競爭優勢，發展空間比較大。
5.江蘇省其他的地級市的經濟實力都普遍高于浙江省的其他地級市。特別是蘇南的無錫、常州和南通，城市經濟實力綜合得分均超過浙江省除寧波以為的其他地級市。特別是無錫市，其經濟實力僅次于上海與蘇州，2010年，其GDP增長率和人均GDP分別為13.2%和92166元，在長三角排名分別為第二和第一。而浙江省排名比較好的城市除了杭州市以外，就只有寧波市，其以獨特的臨港產業和私營經濟，帶動了其經濟發展。嘉興和紹興市的經濟實力也表現的略顯薄弱，需從經濟規模綜合因子、產業機構方面進行調整，促進GDP運行指標更進一步提高。浙江省的湖州、舟山和臺州的經濟實力各方面表現的都不突出，由聚類分析可看出，其被歸為經濟實力相對不發達的一類，排在了揚州、南通和泰州之后。可見，浙江省的部分城市，都要在各方面加大努力，促進經濟全面發展。
參考文獻：
[1]程娜.可持續發展視閾下的綜合經濟實力評價體系構建及應用[J].社會科學輯刊，2011（04）：93-98.
[2]王建剛，于英川.城市綜合經濟實力的主成份分析研究[J].商業研究，2004（01）：8-10.
[3]王澤兵，張慧增，康旭升，陳觀林.杭州與長三角主要城市經濟實力比較研究[J].現代城市，2009，4（04）：32-37.
[4]徐建華.現代地理學中的數學方法[M].北京：高等教育出版社，2004.
[5]周勇.長三角地區城市綜合實力評價與比較研究[J].現代城市研究，2006（07）：60-64.
關鍵詞：經濟發展水平；交通優勢度；耦合關系；福建省
中圖分類號：F49 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）23-0038-04
引言
一個地區具有良好的交通運輸條件可以決定整個區域的經濟發展的穩定性、交通運輸方式或運輸干線的樞紐度及密集度，方便了整個地區與外界的經濟貿易交流。交通基礎的建設促進區域經濟增長，交通網絡可達性的提高將對區域發展產生直接經濟效益，因此，研究交通與區域經濟之間的協調關系對于社會經濟發展具有重要意義。
在交通基礎設施與區域經濟發展關系的實證研究方面，國外學者對交通網絡構建與區域經濟發展的關系研究取得不少成果。Aschauer運用新古典經濟增長模型進行計量分析，認為交通基礎設施對經濟增長有重要作用[1]。Gutierrez和Gonzalez以高速鐵路為例，研究了穿越歐洲大陸的高速鐵路網的興建對歐洲各大城市間交通通達性變化所帶來的影響[2]。Linneker和Spence 研究了倫敦M25環形公路引起的通達性變化，結果表明，M25環形公路對大倫敦區域的經濟發展具有積極促進作用[3]。關于交通與經濟發展的相互關系，國內學者也做了相關研究。金鳳君等對鐵路客運提速的空間經濟效果進行了評價[4]；麻清源使用節點連通性和可達性指標評價了甘肅交通網絡與區域發展的內在關系[5]；吳威等探討了過江通道建設對南通社會經濟的促進作用以及挑戰和威脅[6]；劉海隆等采用柯布道格拉斯生產函數結合GIS方法分析了交通可達性在區域經濟發展中對投資績效的影響并模擬了交通可達性在經濟發展中的作用[7]；王伯禮等將投入產出分析與ESDA方法相結合，對1997―2008 年新疆公路交通基礎設施建設對經濟增長的貢獻進行了分析[8]。
綜合以往研究可以看出，研究內容上，目前關于交通與區域經濟發展的研究較多集中在具體交通方式或某條線路與經濟的關系研究；研究尺度上，多集中于國家與城市內部兩個層面，從中觀尺度整體上考慮綜合交通運輸體系的區域效應的研究并不多見。基于此，本文以福建省67個縣級行政區為研究單元，通過構建交通優勢度與經濟發展水平評價體系，對福建省交通優勢度與區域經濟發展空間格局特征進行了分析，進而采用耦合協調度模型對福建省交通優勢度與區域經濟發展的協調發展空間格局進行了分析。
一、研究方法與數據來源
（一）研究方法
1.交通優勢度測度方法
交通優勢度是評價區域交通優勢高低的一個集成性指標，由區域交通設施網絡規模（支撐能力）、干線的技術等級的影響程度（聯系與集聚能力）和在宏觀整體交通基礎設施網絡中該區域的通達性狀態（區位優勢）三方面集成計算交通優勢度[9]。
2.區域經濟發展水平評價方法
評價區域發展水平，目前有綜合指標法和單指標法。為了更全面地客觀反映區域經濟發展整體水平，本文采用綜合指標法，并基于指標的科學性、全面性以及數據的可獲取性三方面的考慮，選取了人均出口貿易額（美元）、人均GDP（元）、城鎮人均可支配收入（元）、城鎮化率（%）、農民人均純收入（元）、人均財政收入（元）、人均固定資產投資額（元）、在崗職工平均工資（元）、非農產業增加值占GDP比重（%）、人均實際利用外商投資額 （美元）等共10項經濟指標。采用主成分分析與多目標綜合加權方法[10]計算福建各縣市經濟發展水平。
3.耦合協調發展度模型
交通與經濟兩系統間存在相互依賴、相互制約、相互促進、協同發展的動態耦合關聯機制，可稱為交通―經濟耦合協調系統[10]。借鑒容量耦合系數模型，構建交通優勢度與區域經濟發展水平間的耦合度函數，并在耦合模型基礎上構造交通與經濟協調度模型，以判斷交通與經濟的協調發展程度。
（二）研究區概況與數據來源
福建省地處臺灣海峽西岸，是海峽西岸經濟區的主要組成部分。近年來，鐵路發展迅猛，逐步形成兩縱兩橫鐵路網絡；公路建設持續推進，“三縱八橫”高速公路網逐漸成型。全省土地面積為12.14萬km2，山地丘陵占土地面積的89.95%，2014年總人口為3 804萬，國內生產總值達24 055.76億元，人均GDP達63 238元。
本研究以福建省為研究區域，縣（市）為研究單元，包括67個行政單位（金門縣除外，設區市市轄區視為一個單元）。公路、鐵路等矢量化數據來自2014年公路、鐵路交通地圖，經ACRGIS數字化獲得；機場、港口、城市等分類及分布來自中國交通網、港口網等網站，各項經濟指標來源于《福建統計年鑒（2014）》以及2014年福建省各地市經濟普查資料。
二、結果分析
（一）交通優勢度空間格局
（1）交通設施網絡密度空間特征。在全省 67個縣市中有41個低于全省平均水平0.92公里/平方千米，占縣市單元總量的61.2%，其中35.8%的縣市的路網密度還不足0.7公里/平方千米。總體而言，全省交通密度明顯分布不均，南部高于北部，自東南向西北地區遞減，呈現塊狀分布，形成以漳州-廈門為中心的四級階梯分布。全省絕大多數縣市的路網密度還比較低，反映了交通對這些縣市經濟發展的支撐能力還很低。（2）交通干線影響度空間特征。在全省 67個縣市中有40個低于全省平均水平3.15，占縣市單元總量的59.7%，其中37.3%的縣市路網密度還不足2.5。總體上，城市建成區交通干線影響度比較大，各縣市交通干線影響度大致呈“井”字形分布，以福州、廈門-泉州這兩片區域為中心，向南北兩端縣市遞減，再向內陸縣市繼續降低，呈明顯的圈層結構，東西向差異減小。（3）區位優勢度空間特征。在全省 67個縣市中有36個低于全省平均水平1.27，占縣市單元總量的53.7%，其中41.8%的縣市路網密度還不足1.0。總體上，全省區位優勢分布空間差異大，自東向西依次遞減，形成以福州-廈門為中心的4條帶狀區域差異，反映了各縣市接受中心城市輻射帶動作用的機會和潛力較小。（4）交通優勢度空間特征。在全省 67個縣市中有37個低于全省平均水平0.375，占縣市單元總量的55.2%，其中49.3%的縣市的路網密度還不足0.3。總體上，空間分布差異明顯，東部沿海縣市交通優勢度較高，西部偏低，省內交通發展地區不平衡，形成明顯的由沿海向內陸遞減的4個塊狀的區域差異，全省仍存在大量交通不便的地區。
（二）區域經濟發展空間格局
將各縣市的4項主成分進行分析，計算綜合成分得分，利用ArcGIS的自然斷裂點法對其進行分類，制作得出表示2014年福建省各縣市綜合成分得分空間分布圖（圖2），表示其經濟發展水平。
從總體格局上看，2014年福建省各縣市經濟發展水平呈現南高北低的趨勢，高值區主要由東部沿海、各市區市轄市以及內陸部分縣市組成，呈環狀分布。全省經濟發展水平變異系數為0.229，表明縣域經濟發展水平地域差異顯著，其中高于縣市平均水平0.260的縣市28個，占縣市總數的41.8%，最高的廈門市綜合評價值達1.787，最低的政和縣僅-0.615。從次級區域來看，閩東南地區的福鼎―福州―莆田―晉江―廈門―龍海沿海一帶，以及內陸的龍巖、永安、沙縣、建甌等縣市其經濟發展水平較高。北部呈塊狀分布的蒲城、松溪、政和、屏南、古田、尤溪、閩清、永泰縣等為低值區，西部、南部的武平、長汀、寧化、光澤、蒲城、詔安等縣市經濟發展水平也較低。
（三）縣域交通優勢度與區域經濟耦合協調度
交通優勢度與區域經濟協調度空間格局：
通過對縣域交通優勢度和經濟發展水平的耦合度和協調度測算發現，86%的縣市耦合度都在0.8以上，78%以上縣市耦合度指數在0.9以上，有30%的縣市耦合度指數達0.99，反映了各縣市交通與經濟發展的相互作用強度較高。但交通與經濟的協調度區域差異顯著，總體來看，呈現以福州、廈門、漳州、泉州、龍巖五市為中心，向四周逐漸減小的空間格局，閩東南地區協調度較高，閩北、閩西等地偏低。最高的廈門市為0.96，最低的政和縣低于0.1，相差懸殊。其中嚴重失調型的占比有14.9%，主要分布在福建省西部和北部的一些經濟較為落后的地區，如南平地區的政和縣和光澤縣、三明地區的寧化縣、清流縣和建寧縣、龍巖地區的武平縣等，這些縣市主要位于福建省經濟發展較為落后的地區。中度失調型的占比達34.3%，包括寧德地區的屏南縣和壽寧縣以及南平地區的松溪縣，分布在福建省北部，以及東部的仙游縣、永泰縣以及南部的詔安縣等，其經濟發展屬于中等偏低型。中度協調型的占比達34.3%，主要分布在東部沿海地區和大多數設市區市轄市，大多是一些經濟較為發達的縣市，如武夷山市、安溪縣、福安市等。高度協調型的占比達16.4%，主要為地級市市區，在空間上呈點狀分散分布，其中僅廈門市、石獅市、晉江市、泉州市協調度大于0.8，說明全省各縣市交通與經濟的協調度指數并不高，且縣市間差異較為顯著。
三、結論與討論
本文以福建省為實例，以縣域為基本單元，運用GIS空間分析技術，采用多指標，從多角度系統度量了交通網絡的地域空間特征以及經濟發展的總體水平，并對其耦合協調度進行測算，揭示交通優勢度與區域經濟發展空間格局的內在聯系，主要得到以下研究結論。
1.交通發展空間格局。福建省各縣市交通干線影響度呈“井”字形分布，中部凹陷，受鐵路、公路布局影響大，城市建成區分布密集，交通干線影響度大。交通設施網絡密度分布不均，東南部地區較高，而西部地區普遍偏低。區位優勢度分布空間差異大，東部靠近廈門、福州等地區，優勢度高，西部、北部地區普遍偏低。交通優勢度區域差異明顯，省內交通發展地區不平衡，仍存在大量交通不便的地區，總體上東部沿海地區交通優勢度較高，西部偏低，呈明顯的圈層結構，從沿海中部到內陸及南北兩端地區的優勢度減小。
2.區域經濟空間格局。總體上，福建省區域經濟發展差異較大，呈現南高北低、東高西低的趨勢。高值區主要由東部沿海各市區市轄市以及內陸部分縣市組成，呈環狀分布；其余大多數地區經濟實力仍然較弱，全省還有較大區域范圍處于經濟發展邊緣區和不發達地區。次級區域上，受經濟發展基礎、資源稟賦、經濟地理區位、產業結構等多種因素的影響，福建省縣域經濟差異主要體現在東部資源縣高于山區農業縣，沿海城市群地區高于內陸地區縣市，中心城市經濟發展水平相對較高但對縣域經濟的輻射帶動作用還有待提升。
3.區域交通優勢度與經濟耦合協調度。各縣市交通與經濟耦合作用強度較高，但協調發展度有待提高，多數地區還處于中度協調或良好協調發展狀態，高度協調的地區較少，交通仍然是制約其經濟發展的重要因素之一。因此，福建省應該分區制定發展戰略，東部地區考慮如何在現有的交通優勢條件下加快促進各縣市經濟的快速發展這是實現其交通與經濟協調發展的關鍵；而西部地區還應大力發展交通，以促進經濟發展。
4.本文通過構建交通優勢度與經濟發展水平評價體系，對福建省交通優勢度與區域經濟發展空間格局特征進行了分析，進而采用耦合協調度模型對福建省交通優勢度與區域經濟發展的協調發展空間格局進行了分析。但是限于篇幅，本文僅選擇2014年一年的數據為例討論縣域交通優勢度與區域經濟發展水平的相互關系，而忽視從長時間維度上分析交通與經濟發展間的時空演變關系；僅通過統計分析得出交通優勢度與經濟發展的相關關系，但是對于交通與經濟之間相互作用機理探討不夠深入。這些問題有待進一步探討。
參考文獻：
[1] Aschauer D A. Is public expenditure productive？ Journal of Monetary Economics，1989，23 （2）：177-200.
[2] Gutierrez J，Gonzalez R，Gomez G.The European high speed train network：predicted effects on accessibility[J].Journal of Transport
Geography，1996，（4）：227-238.
[3] Linneker B，Spence N.Road transport infrast ructure and regional economic development：The regional development effects of the
M25 London orbital motorway[J].Journal of Transport Geography，1996，（2）：77-92.
[4] 金鳳君，王成金，劉秀偉.中國區域交通優勢的甄別方法及應用分析[J].地理學報， 2008，（8）：787-798.
[5] 麻清源，金馬輝，張超.基于網絡分析的交通網絡評價及其與區域經濟發展關系研究[J]. 人文地理， 2006，（4）：113-116.
[6] 吳威，曹有揮，曹衛東，等.長江三角洲公路網絡的可達性空間格局及其演變[J].地理學報，2006，（10）：1065-1074.
[7] 劉海隆，包安明，陳曦，等.新疆交通可達性對區域經濟的影響分析[J].地理學報，2008，（4）：428-436.
[8] 王伯禮，張小雷.新疆公路交通基礎設施建設對經濟增長的貢獻分析[J].地理學報，2010，（12）：1522-1533.
