区域经济发展水平范文

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引言

改革开放以来，由于优惠政策的倾斜，东南沿海地区集聚了大部分优质生产要素，珠三角、长三角以及环渤海区域一跃成为无可非议的“增加极”。但是，随着优惠政策的逐渐取消以及向欠发达地区的转移，我国区域经济不平衡发展态势并没有得到缓解。近几年，虽然很多欠发达省份的人均经济总量增长速度较快，但是就绝对数量来说仍然与发达省份存在巨大落差，各种优质生产要素仍然趋向或活跃在经济发达区域。很明显，目前吸引要素集中的因子已经从优惠政策等外生变量转化为制度效率等内生变量。这种制度效率因子在发达区域三十几年的发展过程中已经内化为一种全社会的行为“习惯”，它能够有效减少各种行为之间的摩擦和内耗，成为吸引优质要素和决定经济发展态势的关键。

本文将利用2011年我国31个省区市的面板数据，来比较各地区在制度效率方面的差异，并据此与各地的经济发展水平作多元回归分析，探讨制度效率各因子与区域经济发展水平之间的影响方向和相关系数，总结分析欠发达地区制度效率低下的表现和根源，并提出相应的结论和政策建议。

文献综述

（一）制度与制度效率

Williamson（1975）等人提出了新制度经济学，该理论的核心是探讨“为什么正交易费用的存在使得在构建经济模型时必须将制度视为内生变量”。继科斯提出“交易成本”理论之后，诺思提出制度安排并不仅仅是为了降低交易费用，而且还有助于降低发展中国家和地区的转型费用（North and Wallis，1994）。至于制度经济学如何应用于中国实践，从上世纪90年代初，我国很多学者就给予了极大关注。如探讨我国改革开放制度变迁的方式和弊端以及向市场化过渡的三个阶段（杨瑞龙，1993）；制度变迁与中国经济改革的关系（杨友才，2010）等。

关于制度效率的分析，诺思最早建立了实证模型，依据交易成本不同来判断制度效率高低。并且，他认为，交易成本是不断增加的，但是交易费用和制度效率并不一定就存在着非常严格的负相关关系，在某些情况下存在特殊性。其后，韦森（2001）把制度看作是“约束机制”和“激励机制”的结合，并据此将制度效率定义为“制度安排本身产生的激励所引致的经济增长”。

国内一些学者往往借用经济学中常见的成本——收益分析法，将制度的运作看作是一种产品，通过衡量其成本和收益的高低来判断制度效率。如林毅夫（1994）认为，在交易成本相同的情况下，能提供较多服务的制度更有效率。袁庆明（2002）也提到，制度成本包括制度变革过程中的界定、设计、组织等成本和制度运行过程中的组织、维持、实施等费用；制度收益则指制度降低交易成本、减少外部性和不确定性的程度。

（二）制度效率与区域经济发展水平差异

目前，随着我国经济一体化程度持续加深、交通成本急速下降、要素流动性不断加大、技术低成本快速扩散、政策普惠化明显、政治经济体制改革日益深化，区域之间经济发展差异的根源已经从资源禀赋、区位要素、优惠政策、技术差异等外生变量中陆续抽离并趋于收敛，而应归结于某种在长期发展过程中逐渐凝结于内部化的因子，其核心就是制度效率的高低。完善的、低运行成本的制度可以提高整个社会运行效率，降低交易成本，增加绩效。如果制度缺失、不完善或者自身运行效率太低，会导致社会成员之间的互动过于繁琐，货币成本和时间成本太高，人们为了自身利益最大化而陷入无休止的争斗之中，整个区域陷入低效率运行状态，势必会阻碍经济发展。

笔者认为，区域制度效率主要体现在两个方面：政府的行政效率、政府提供制度的效率。首先，政府的行政效率。规范的、有效率的政府是推动社会降低运行成本，进入良性循环的必要条件。对于这一点，新加坡等国的政府调控模式和管理方式已经给出了很好的示范和验证。其次，政府所供给的制度效率。如果政府所制定的规则能够有效降低交易成本，减少不确定性和风险，为人们之间的合作提供保障，有效保护产权，为经济主体提供激励与约束机制，促进经济发展以及社会进步，那么制度就是有效率的。两者的关系在于，只要前者是有效率的，并且有着不断改善的内在驱动力，那么就会通过政府不断地试错、纠错，以及积极调整，最终会保证供给制度的高效性。如果前者就是低效的，那么也意味着自身并不具备改善供给效率的能力。同时政府所供给的制度效率反过来会影响到其行政效率。

欠发达区域低制度效率的表现

制度效率已经成为区域经济发展差异和未来发展潜力的决定性因素。制度的低效率导致对生产要素使用的低效率，使得优质要素流出，区域竞争力降低。制度效率作用于区域经济发展主要体现在两个方面：发展成本低，社会风险低。很多欠发达区域的经济发展从一开始就面临多种约束，如知识存量约束、技术约束、意识形态约束、权利约束等，这些约束共同影响了其制度竞争力和制度效率的提高。在现有的制度框架下，社会运行模式会保持一定的延续性，低效率的制度会得到保留而有效率的制度得不到实施，即传统的社会制度运行模式还存在着较大惯性，政府和市场之间的界限模糊甚至错位，既得利益群体所主导的格局导致制度运行的路径依赖严重，具体表现为：

（一）政府对企业的直接干预及暗箱操作

目前仍然存在众多的政府主管部门通过项目审批、能源、运输和重要物资的分配与人事任命对企业进行直接或间接干预。这些都会造成企业过多的寻租活动，带来社会资源的严重浪费和企业运行效率的低下。除此之外，暗箱操作现象大量存在，各种行为不能公开透明，绩效无法量化。无论是在微观的企事业单位内部还是在宏观的城市管理层面，各项事务都较难规范化、制度化、量化处理，信息闭塞，缺乏民主和监督，不能对经济行为形成良好的激励。

（二）各部门行政效率极低

和珠江三角洲等发达区域相比，欠发达省份非常明显的差别在于行政办事效率极其低下。国际上将政府从业人员人数占地区总人数的比重在1%～3%作为判断政府机构是否精干和高效的重要标准。但是这一指标在我国很多地区达到5%，甚至10%。很多落后地区多次表面上试图努力，但始终摆脱不了政府机构“精简——膨胀——再精简——再膨胀“的怪圈。除此之外，行政管理费用占财政支出的比例过高，大量的财政收入用于公车、接待、考察等个人消费，以及向下的设租和向上的寻租上。同时，行政手续复杂、程序繁琐也严重影响到企业和个人的经济效率和日常生活。

（三）民众的改革意识缺乏

很多欠发达地区的民众长期陷于这种低效制度，并已经习以为常、思维僵化，甚至没意识到自身的某些行为会继续助长这种情况恶化。比如说，大部分东北地区的民众一旦涉及到办理与政府公共服务相关的业务时，第一个想法就是寻求相关政府部门熟人的帮助，这种“人情思维”在欠发达地区普遍存在。在这种氛围下，社会各部门各行业的工作人员都严重缺乏服务意识和市场化意识，普遍的人为设置关卡和障碍，造成全社会成员彼此成本和精力的内耗。

假说和验证

制度效率体现在制度安排对于区域人均财富的影响上，本文仅试图以几个简单的指标对该问题进行验证。

本文假设：第一，各省区的制度效率与各省区的经济发展水平之间具有正相关关系；第二，政府消费水平与制度效率水平正相关。因为政府消费指政府为社会提供公共服务的支出和政府免费或以较低价格向居民提供的消费货物和服务所承担的净支出。第三，政府工作人员占职工人数的比例与制度效率负相关。第四，地方财政支出和地方财政收入之比与制度效率负相关。第五，行政管理费用占地方财政支出的比例与制度效率负相关。

本文以全国31个省市区的面板数据为基础，其数据全部来自于《中国统计年鉴2012》。其次，以各省份的人均GDP（RG）表示该地区现阶段经济发展水平高低。其次，从数据的可考核性、可操作性、易得性角度出发，本文选用了四个指标表示该地区制度效率的高低，分别是：各省政府消费支出占最终消费支出的比例（ZX）、政府行政人员占职工人数的比例（ZR）、地方财政支出和地方财政收入的比例（ZC）、行政管理费用占地方财政支出的比例（ZG）。

由于以上五个指标测度单位不同，根据需要，对原始值采用阀值法进行无量纲化处理。公式如下：

Ii=（Xi-Xmin）/（Xmax-Xmin）

其中，Ii 为每列第i个指标无量纲化处理后的值，Xi为每列指标的原始值，Xmax、Xmin分别为参加比较的同列指标中的最大原始值和最小原始值。处理后得到的数据见表1。

根据已经选定的指标体系，利用SPSS17.0统计软件，进行线性回归分析，以RG为因变量，ZG、ZX、 ZC、ZR为自变量，根据系数表中的回归系数，可以得到如下回归方程：

RG=0.797+0.602ZX-0.365ZR

-0.717ZC-0.540ZG

首先，ZX的系数为正，说明ZX和RG正相关；ZR、ZC、ZG的符号为负，这说明这三者和RG负相关。其次，回归方程检验：F=39.432，在F值分布表中，F0.05（4，26）=2.74，小于F值39.432，这说明了a=0.05的水平下，回归方程是有显著意义的。复相关系数R=0.932，表明方程的总体相关性很高。根据F=t2计算出的各指标的F值见表2。

F0.05（1，26）=4.22，上表中只有ZR的F值小于4.22，说明变量ZR对RG没有显著影响，其他变量都有显著影响。

该总体方程以及ZX、ZC、ZG等变量都可以通过检验，说明ZX、ZC、ZG都对RG存在显著影响。ZX的系数为正，说明ZX和RG正相关，且影响系数为0.602，即ZX增加1%，RG会相应增加0.602%；ZC的系数为负，说明ZC和RG负相关，且影响系数为0.717，即ZC下降1%，RG会相应增加0.717%；ZG的系数为负， ZG和RG负相关，且影响系数为0.540，ZG下降1%，RG会相应增加0.540%。

结论及其政策含义

综上所述，可以看出，各省政府消费支出占最终消费支出的比例、政府行政人员占职工人数的比例、地方财政支出和地方财政收入的比例、行政管理费用占地方财政支出的比例都是决定制度效率的因子，进而都会影响各地区经济发展水平高低。其中，除了政府行政人员占总职工人数的比例之外，各指标与制度效率都有严格的正或负相关关系，政府行政人员占总职工人数的比例与制度效率并不是严格的负相关关系。因为政府行政人员的比例并不是越低越好，因为比例过低即人员严重缺乏的话反而不能为民众提供更全面更便捷的公共服务，应该维持在一个合理的比例范围。

高效率的制度是有效减少发展中的不确定性以及降低社会运行成本，实现区域经济增长的关键。但是，在区域发展过程中，低效率的制度并不必然被高效率的制度所取代。欠发达地区的低效率运行仍然顽固根植于其体制内部，说明对低效率制度的改革异常艰难。提高制度效率的途径主要有：

（一）地方政府权力限定

政府的根本职能是为企业的生产经营与市场的有序运行提供全方位的服务，实现政府宏观发展目标与企业微观决策行为的有机藕合。政府行为的选择应谨慎，明确权力界限，权力过大或过小都不能确保社会经济的正常运转。首先，必须对地方政府的权力予以适当约束，树立正确的思维方式和价值取向，才能保证制度安排不偏离效率的轨道。其次，妥善处理政府和市场的关系，逐渐清晰两者的边界，同时也要适当为民间的制度创新提供空间。政府应通过各种制度改革致力于提高民众的利益，而不是利用权力在现有的资源分配内与民争利，从而导致出现制度悖论。

（二）克服制度惯性和路径依赖

制度改革具有明显的路径依赖特性，一种制度是否高效都会长期存在并影响其后的制度安排。发达地区往往是沿着良性循环的轨道，资本流动性增强，交易成本降低，社会风险分散，制度效率较高。而欠发达区域则往往沿着效率低下的路径下滑，甚至被锁定在某种状态下难以自拔。当落后区域固执于一个制度框架时，则无法摆脱其所限定的政府职能、意识形态、市场化程度、产权结构等制度因子的影响，改革与创新只能在有限的范围内和范式下进行。只有打破这种制度惯性，勇于承担转变所需要的成本和阵痛，实质性的制度效率提高才有可能。

（三）社会提供可置信的承诺

诺斯（1994）写道：“一个社会可得的技术潜力之所以不能实现，在于其游戏规则所暗含的激励结构未能有效地促进生产性努力”。在所有的制度安排中，最核心的就是界定良好的产权制度、强有力的法治制度、高度的契约精神和诚信意识。这些都能保证社会可以提供可置信的承诺，帮助经济主体建立合理明确的交易预期，减少不确定性和风险，降低交易费用，把阻碍市场各经济主体之间安全交易的摩擦系数降至最低，建立起与高效率制度相适应的社会信用结构和体系。

（四）提高政府行政效率

政府的制度效率改革包括两部分，作为制度的重要供给者所提供的制度产品的效率提高，以及政府自身的行政效率提高。欠发达区域政府行政效率极低是导致较高社会摩擦和内耗的重要原因。首先，应推进行政方式改革，提高政府效能，加强服务意识，全面推行政务公开。二是推进行政审批制度改革，减少审批环节和繁琐的行政干预，降低民众的社会活动成本。三是改善行政执法，推进行政执法规范化，减少人为因素的大量干预。最后需要改变对外排斥的区域内部保护方式，加强区域之间的合作与资源共享。

（五）制度系统优化

单独在某一领域或行业内的制度改革并不足以对区域经济发展产生实质性影响，需要的是各领域范围的制度改革相互协调配套及结构合理，提升制度系统的有序性和整体功能，力争发挥制度的最佳绩效。避免出现彼此之间的“不适应”，甚至是冲突，否则制度系统的改革还会成为阻碍。除此之外，还要注重非正式制度的影响和匹配。非正式制度，如行为习惯、文化信仰、社会结构和组织都影响着价值观念和实施机制的发展，从而压制了制度改革的灵活性。因此，欲破解经济发展的制度效率瓶颈，制度整体领域内的种种完善和合理架构也非常重要。

参考文献：

1.Williamson，Oliver E. The Economics of Organization： The Transaction Cost Approach [J].The American Journal of Sociology.Vol.87.NO.3.Nov.1981.

2.埃里克·弗鲁博顿，鲁道夫·芮切特著姜建强，罗长远译.新制度经济学—一个交易费用分析范式[M].上海人民出版社，2006

3.杨瑞龙.论制度供给[J].经济研究，1993（8）

4.杨友才.制度变迁、路径依赖与经济增长：一个数理模型分析[J].制度经济学研究，2010（2）

5.韦森.社会制序的经济分析导论[M].上海三联书店，2001

6.林毅夫.关于制度变迁的经济学理论：诱致性变迁与强制性变迁.财产权利与制度变迁[M].上海人民出版社，1994

7.袁庆明.论制度的效率及其决定[J].江苏社会科学，2002（4）

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中图分类号：C812 文献标识码：A 文章编号：1673-9795（2014）02（a）-0006-01

我国区域间存在着高等教育基础、高等教育结构资源、经济水平和结构、政府财政能力、居民生活水平等诸多差异，反映在高等教育发展水平有着明显的区域差异，这是研究区域经济与对应地区高等教育水平协调性研究的主要依据，在平衡区域经济发展方面有着指导性的作用。

1 研究现状

1.1 我国区域经济发展不协调的现状

由于我国领土广袤、又是世界第一大人口国、各种社会自然资源分布不均匀，导致区域经济发展协调性非常落后。具体特征有：依全国情况分析，沿海东部地区经济发展明显较快，对应的中西部内陆地区则比较落后；在具体到各个省市地区，第二产业发展较强的省市区域经济发展速度相对较快，对应第二产业较落后、主要依赖第一产业或第三产业发展的区域经济发展则比较慢。

1.2 我国高等教育水平不均衡的表现

（1）地区高校数量不均衡。从数量上看，东部沿海经济较发达地区高等院校集中度很高，而较落后的地区面积更大的中西部高校数却较。而大城市的高校数量又远远超过中小城市。

（2）高等教育机构对专业的设计与经济发展的需求有所脱离，高校毕业生就业难道加大。学科专业的设置很多相对滞后，不能很好地适应地方经济发展需要，使得毕业生难以就业。

（3）高等教育优秀资源分布不均衡。首先是重点高校和一般高校之间的资源分配差异，前者通常是政府或企业等重点优先关注的对象，得到各方面的资源相对充足，后者与前者差距巨大。其次是区域经济较发达地区，其教育资源明显好于欠发达地区。

2 区域经济与高等教育协调发展的重要性

2.1 区域经济与高等教育的关系

2.1.1 高等教育对区域经济的促进作用

第一，发达的高等教育给经济发展提供了强大的人才储备以及技术支持，是区域经济发展的基础。高等教育是为社会培养高层次高水平的人才，所以高等教育发展的水平直接影响着经济发展水平。与普通基础教育相比，高等教育的分工更细，对教育对象的职业能力塑像的目的性也更强，并且基于其强大的科研能力而能够为本地产业提供更为先进的科学技术。高等教育对区域经济发展有着强大的助推作用。

第二，数量巨大就读于高校的学生直接推动了地区经济的发展。随着高校的不断扩招，数量庞大高校学生已经是社会上一个不可忽视的群体，虽然群体消费能力还较低，依托巨大的基数，在地区经济发展方面还是有着自己的影响，学生对日常生活必需品的需求及对旅游娱乐等的需要都直接给区域经济发展注入了活力。

第三，地区的高等教育水平还是社会投资关注的一个重点指标。随着时代的发展，高等教育不在局限于象牙塔里，和企业、政府等的合作越来越多，使得通过投资高校人才培养来帮助企业发展成为众多企业所计划和实施的方。高等教育水平越高，企业对其培养的人才以及技术就越感兴趣，投资则越多，投资则刺激了区域经济进一步发展。

2.1.2 区域经济对高等教育的促进作用

第一，为高等教育发展提供有力的经济支持。高校的建设离不开地区经济的支撑，学校基础设施建设、科研经费、高水平教育研究人才引进费用等方面都需要政府和企业强大的经济支持，区域经济的良好发展是高等教育水平不断提高的物质基础。

第二，促进高等教育结构优化并合理配置教育资源。随着社会的改革，区域产业结构的变化，高等教育结构将随之进步优化，同时，教育资源的合理的优化配置能够促进高等教育平衡发展。

2.2 区域高等教育均衡发展的理论依据

2.2.1 教育公平理论

教育公平是指国家对教育资源进行配置是所依据的合理性的规范、原则。其内涵包括以下三点：教育起点的公平（入学机会的均等）、教育过程的公平（学校条件、受教育过程的机会均等）和教育结果的公平（学业成就甚至未来的生活成就的机会均等）。

2.2.2 教育资源优化配置理论

教育均衡发展中的教育资源配置，就是教育资源在教育系统内部各组成部分或不同子系统之间的分配，包括了：社会总资源对教育的分配；教育资源在各级各类教育间、各级各类学校间、各地区教育间以及各群体之间的分配。

3 区域经济与高等教育协调发展的改进措施

3.1 树立高等教育的现代教育理念

以人为本、教育终身化、教育国际化是现代教育理念的主要内容。而让学生学会认知、学会做事、学会与人相处、学会发展是未来教育的四个主要趋势。培养学生不单单仅以传授知识为目标，更主要的是培养学生能力，包括自主学习能力、认知能力、发展能力等，让学生具有更加广阔的国际视野和全球化的观念。

3.2 高校发展要进一步改革人才培养方式

配合区域经济的发展，高校培养人才应该进一步与社会和企业接轨，加强应用型人才的培养。深化课程教育体系改革，进一步建设针对实用性较强的应用性课程和实践性课程，把学生对技能使用能力培养当作重点，培养出适应经济社会发展需求的人才。

4 结论

对于区域高等教育水平的对比分析， 是实现区域高等教育均衡发展和高等教育大众化发展的基础，必须根据不同区域经济社会的特点和具体情况，在加强宏观调控和区域协调发展的基础上，正确认识不同地区教育发展的重点，采取有所区别的指导性政策方针，因地制宜地选择和制定与区域经济发展相适应的高等教育发展战略。

参考文献

[1] 倪鹏飞，李煜伟.教育提升城市竞争力――构建服务型教育体系的宁波经验[M].会科学文献出版社.

[2] 高丽.教育公平与教育资源配置[M].中国社会科学出版社.

[3] 翁文艳.教育公平与学校选择制度[M].北京师范大学出版社，2003.

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一、黄河经济带发展概况

黄河经济带在中国的经济地理研究中一直处于重要地位，而且是多门学科及经济发展的研究热点[1]。黄河经济带是我国经济发展战略和宏观经济布局的重要地带，是我国重要的能源和重化工业产业带，具有丰富的煤炭、天然气、水能、钢铁、有色金属等资源，还是我国最重要的粮食、畜产品、奶产品等的重要产地。

二、指标体系的构建和因子分析

（一）指标体系的构建

为了全面了解黄河经济带各区域的经济发展水平，结合黄河经济带的实际情况和具体问题，根据客观性和可获取性原则，分别从产业结构、经济效益、经济总量和居民生活水平四个方面，共选取了九个指标，构建了黄河经济带区域经济发展水平评价指标体系。

（二）因子分析与综合评价

运用SPSS21.0软件，首先对原始数据进行标准化处理，由标准化数据得到相关系数矩阵，再利用主成分分析法抽取主因子，特征值大于1或者累计贡献率达到85%的即为主因子，在本文中主要选择了2个主因子，这2个主因子的累积贡献率达到了93.534%，这对于原始的各个指标都有较强的代表性，可以反映原始指标的绝大部分信息量，我们采用最大方差法进行因子转换，则主因子和旋转后的因子特征值和贡献率如表一：

将原始因子载荷矩阵进行因子旋转，得到旋转后的主因子矩阵（表二），旋转因子载荷矩阵表示抽取的主因子与原始指标因子之间的关系，即二者之间的关联程度。因子载荷的绝对值越大，表明两者之间的相关程度越大，则主因子对原始指标的代表性就越强。

分析旋转后的主因子，可以看出，第一主因子对七个原指标因子的载荷都超过了0.9，这七个原指标因子分别是城市人口比重、第三产业比重、人均社会固定资产投资，人均国内生产总值、城镇单位就业人员平均工资、农村居民和城镇居民人均可支配收入，说明第一主因子对产业结构、经济效益和居民生活水平等指标的代表性很强。第二主因子对2个原指标因子的载荷超过了0.9，这两个原始指标因子是全社会固定资产投资和社会消费品零售总额，说明第二主因子在经济总量的代表性很强。

通过因子分析和主成分法抽取主因子，将各正交旋转因子的贡献率占主因子总累计贡献率的比重作为权重，根据旋转后的主因子的贡献率和各个地区主因子的得分，可计算得出各个省的经济发展水平的综合得分，得出表三：

三、结论与建议

通过上述分析可知，黄河经济带的经济发展水平存在很大差异，且各个区域的经济发展差距较大，因而必须尽快地对黄河经济带的经济发展进行整顿：首先发达地区要继续发展，更加完善其基础设施，创造更加良好的发展环境，在不阻碍其自身发展的同时，以先富带动后富，帮助其他地区的发展，特别是欠发达地区，这是减小区域差异的一种有效途径。其次加强创新人才的培养。再次坚持“效率优先，兼顾公平”的原则。在发达地区经济迅速发展的同时，也要兼顾欠发达地区的发展，为发展落后地区起带头作用。最后根据各地区的经济发展不同实施有差别的梯度区域税收政策。需要构建有利于经济发展的体制环境。

参考文献

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【关键词】

主成分分析；经济发展潜力

丽水市是浙江省辖地级市，位于该省西南部、南邻福建，古称处州，始名于589年（隋文帝开皇九年），是浙西南的政治、经济、文化中心。全市总面积17298平方公里，常住人口211.70万，是浙江省面积最大而人口最稀少的地区。下辖莲都区及景宁畲族自治县、缙云、青田、遂昌、云和、庆元、松阳七县，代管县级龙泉市。

地区经济发展潜力能反映一个地区社会经济系统的发展水平，也是评价一个地区社会经济系统发展状况的重要指标。由于丽水市各地区经济规模、经济结构、经济发展质量、可持续发展等方面还存在着差异，对各地区经济综合实力进行客观评价，可以为丽水市今后经济又好又快发展提供决策依据。因此，本文首先以丽水市为基本空间单元收集区域发展影响因素，在此基础上通过主成分分析，提取并分析各主因子的空间分布状况，在此基础上进行以下处理主因子得分综合，得到区域空间发展潜力。

一、主成分分析法

主成分分析法是一种考察多个变量间相关性的多元统计方法，由皮尔逊首先提出并使用，之后经众多统计学家不懈努力逐步发展和成熟起来。主成分分析是将原来众多具有一定相关性的指标，重新组合成一组新的互相无关的综合指标来代替原来的指标。

在建立县城单元评价指标选择的基础上，运用主成分分析方法（PCA），提取影响县域乡镇地域空间差异的主因子。对各县城的综合实力进行评价。

本文选取2011年丽水市13项反映社会经济发展水平的主要统计指标，分别为镇域户籍人口、县域暂住人口、第一产业就业人口比例、第三产业就业人口比例、财政收入、工业产值、农业产值、农民人均收入、旅游收入、镇域面积、建成区绿化覆盖面积、工业固体废物综合利用率、医院卫生院床位数。

运用统计分析软件stata对对数据进行因子分析，采用主成分法提取特征值大于1的主成分作为公共因子，得到方差最大正交旋转后的因子载荷矩阵、特征值、贡献率和累计贡献率。特征值大于1的前三个公因子的累计贡献率超过80%，可见提取三个因子后，它们反映了原始变量的大部分信息。

二、主因子得分及空间分布

根据因子荷载矩阵分析主因子含义，并根据因子得分系数矩阵，计算各乡镇主因子得分，分析各主因子的空间分布特征。

从表1可知：第一主因子主要解释镇域户籍人口、镇域暂住人口、财政收入、工业产值、农业产值、农民人均收入、旅游收入、建成区绿化面积及医院卫生院床位数等指标，可命名为社会经济发展因子。空间分布值排名为莲都区、缙云县、青田县、松阳县、龙泉市、云和县、遂昌县、庆元县、景宁县。

第二主因子主要解释镇域面积、第一产业就业比例，可命名为传统产业因子。其值排名为遂昌县、龙泉市、青田县、莲都区、景宁县、缙云县、庆元县、松阳县、云和县。

第三主因子主要解释第三产业就业人口比例、工业固体废物综合利用率，可以名为现代服务业发展因子。其值排名为莲都区、缙云县、云和县、松阳县、龙泉市、庆元县、青田县、景宁县、遂昌县。

三、发展潜力评估

依据主因子得分乘以贡献率权重得到的发展潜力是基于现状的发展潜力或空间格局。其结果如下表：

从表2的得分和排名可以看出：丽水市各地区经济发展不平衡的现象较为明显。莲都区是丽水市综合发展潜力最强，以绝对的优势名列第一；缙云县、青田县、龙泉市、松阳县、云和县、遂昌县为处于中间水平，松阳县、云和县、遂昌县庆元县、景宁县发展条件较差。

参考文献：

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一、引言

城市化是综合国力和国际竞争力的集中体现，是人类文明进步的标志。2001诺贝尔经济学奖获得者斯蒂格利茨曾指出，新世纪对于中国有三大挑战，居于首位的就是中国的城市化，认为“中国的城市化将是区域经济增长的火车头，并产生最重要的经济利益”。2010两会期间，政府工作报告提出要将“坚持走中国特色城镇化道路，促进大中小城市和小城镇协调发展，着力提高城镇综合承载能力。1城市化是社会生产力发展的必然产物，它是一个综合性概念，不仅是一个城市数量与规模扩大的过程，同时也是一种城市结构和功能转变的过程。具体表现为：一个国家或地区的农业人口转化为非农业人口，即人口由农村向城市转移；农村区域的不断减少，城市区域的不断增加；劳动力、资金等生产要素由农村向城市聚集，农业在国民经济中份额的下降及第二、第三产业份额的上升；城市自身发展和素质的提高；城市功能对农村的辐射影响等等。从某种意义上讲，城市化水平是一个国家现代化的重要标志。城市化水平一般用城市化率来表示。城市化率是指一个国家或地区城市人口占其总人口的百分比。其计算公式为：

城市化率=国家（地区）城镇人口/国家（地区）总人口×100%

二、湖北省城市化水平发展的现状

图1

湖北省是我国历史上最早出现城市的地区之一，湖北省经济社会的快速发展，极大地促进了城市化水平的提高。特别是改革开放以来，随着经济的发展和工业水平的提高对劳动力需求的不断增加，人口的城市化水平趋势更为显著。据国家统计局数据显示，我国的城市化水平（用于衡量城市化水平最常用的指标是人口城市化率，即城镇人口占总人口的比重）从1978年的17.92%到2011年的51.27%，涨幅高达411.6%，而湖北省城市化率也从1978年的15.09%增长到2011年的51.83%。显示出我省的城市化水平从建国初期到现在一直保持增长的趋势。2001年，我省城市化水平为40.22%，在全国31个省市中居第12位。现在，这一比重已高于全国平均水平4.13%，这在中西部地区（内蒙古除外）是“拔尖”的，但比排在“前三甲”的上海、北京、天津低30个百分点以上，与同为老工业基地的辽宁、黑龙江、吉林相比，也有10个百分点左右的差距，这与我省城市的规模尚小、功能较差有关。如，我省大城市只有4个（武汉、襄樊、荆州、黄石），比辽宁少6个，特大城市只有武汉，比辽宁少3个。而到2011年，我省城市化水平高达41.83%，城市化率一年提高2.1个百分点，高于全国平均水平0.56个百分点，同时转移农村人口达到138.27万人。图1中，我们观察中国城市化率与湖北省城市化化率（其中x1为全国城市化率，x2为湖北省城市化率）。

从图1可以看出，我国与我省城市化水平都大体表现为逐步上升的趋势，但是湖北省的城市化水平在1998年到2005年间高于全国城市化水平，到2006年至2010年间略低与全国城市化水平，而到了2011年开始高于全国城市化水平。

按照城市化发展的一般规律，一个地区的城市化率高达50%，人均GDP超过3000美元以后，就进入了城市化发展水平的加速发展期。而2011年我省人均GDP为5300美元，远远超过了3000美元，这表明湖北省城市化正处于加速发展期。如果这一时期城乡一体化改革体制和政策调整有重大突破，城市化率有望达到60%至65%。因此，这一时期政府调整城市化改革，加快城市化进程的发展对城市化水平的提高具有重要意义。

（一）城市化水平对区域经济发展发展的相关性检验

自工业革命以来，城市化进程才开始加速。据钱纳里的世界发展模型（钱纳里，1988），在工业化率、城市化率同处于0.13左右的水平以后，城市化率开始加速，并明显超过工业化率（见图2，工业化率指制造业附加值占GDP比重，城市化率指城市人口占总人口比重）。

图2 城市化率与工业化率比较世界发展模型

同时，发展中的城市以其聚集效应为工业的发展提供良好的条件，并且提供一个总量不断扩大、由较高收入的城市就业人口组成的市场，对工业持续增长起到拉动作用。对发展中国家说，城市化还通过不断吸收农村人口而改造传统的农业生产方式，使经济走向现代化。

（二）最小二乘估计

本文在此处使用湖北省1982—2011年城市化水平数据和经济发展水平的数据，把城市化率作为解释变量，人均GDP作为被解释变量，来分析湖北省城市化水平对地区经济发展的影响。首先，利用了最小二乘估计，通过简单的回归分析，得出下图表：

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.??

C 3768.020 80.57746 46.76270 0.0000

X 0.033243 0.003837 8.664842 0.0000

R-squared 0.903707 ????Mean dependent var 4411.100

Adjusted R-squared 0.891670 ????S.D. dependent var 301.4677

S.E. of regression 99.22363 ????Akaike info criterion 12.20949

Sum squared resid 78762.64 ????Schwarz criterion 12.27000

Log likelihood -59.04743 ????Hannan-Quinn criter. 12.14310

F-statistic 75.07949 ????Durbin-Watson stat 0.539583

Prob（F-statistic） 0.000024

从表中我们可以看出，城市化水平与区域经济发展的拟合度为0.9037，可见我省的城市化水平与经济发展之间呈现高度相关关系。由此我们可得出结论：中国城市化水平与经济发展之间的相关程度非常高。

（三）时间序列平稳性检验和协整检验

目前，对时间序列的分析是通过建立以因果关系为基础的结构模型进行的，而无论是单方程的计量经济学模型还是联立方程计量经济学模型，都要求这些数据是平稳的，以此来判断两者之间的相关性。同时，我们还需要在序列平稳的基础上，分析两个经济变量之间具有长期稳定的关系，以此证明城市化水平对经济发展的影响并不是偶然事件。这里也是选取了湖北省1982-2011年的人均GDP与城市化率的数据来分析时间序列的平稳性和协整检验，见下图：

Null Hypothesis： D（ZC） has a unit root

Exogenous： Constant

Lag Length： 1 （Automatic based on SIC， MAXLAG=5）

t-Statistic ??Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.903188 ?0.0009

Test critical values： 1% level -3.788030

5% level -3.012363

10% level -2.646119

*MacKinnon （1996） one-sided p-values.

（这里的ZC值的是人均GDP）

从结果可以看出t检验值为-4.903188小于显著性水平，说明人均GDP无单位根，且差分平稳（这里按同样的方法也可以得出城市化率也是无单位根也就是平稳的），所以序列人均GDP和城市化率都具有平稳性，这里可以进一步证明城市化水平是对经济发展有影响，两者之间存在关系。接着，我们对残差e做时间序列模型，进一步得出协整检验的模型，见下图：

Null Hypothesis： D（E） has a unit root

Exogenous： None

Lag Length： 0 （Automatic based on SIC， MAXLAG=5）

t-Statistic ??Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.046689 ?0.0000

Test critical values： 1% level -2.674290

5% level -1.957204

10% level -1.608175

*MacKinnon （1996） one-sided p-values.

从图中依然可以看出序列e无单位根，说明两个序列在显著性水平上也是协整的。说明城市化水平与区域经济发展之间的关系是协整的，具有相关性。

然而，从梁强在对《城市化水平对经济发展的互动机制分析》的脉冲响应模型检验中，我们可以看出，城市化率在初期对经济发展有持续的正向作用，到一定时期之后开始呈现负面作用，到末期又回归到正向作用。这说明了开始城市化水平对区域经济发展呈现正相关关系，然而，维持过快的城市化水平不仅不会促进经济发展，相反还会给经济发展带来负面作用，阻碍经济发展的步调。这主要是因为过快的城市化率会引发一系列的问题：如，城市环境污染严重、交通拥挤、失业率上升等。后期又经过政府政策的调整和体制改革，最终回归到稳定的正向关系。因此，我们认为，城市化水平当以一定的增长速度，才能有效的促进区域经济发展。当城市化水平发展过快时，有可能阻碍区域经济发展的脚步。把握好城市化水平的节奏尤为重要。②

三、城市化水平对湖北省经济发展的作用

（一）城市化水平提高能扩大湖北省的市场需求

目前，湖北省的市场需求和城市化均与沿海发达地区相比还处于较低水平。根据斯密的观点，农村与城市相比，有些业务，哪怕是最普通的业务，也只能在大都市经营。虽然这个观点不一定全部正确，但是却能说明了城市化过程也就是市场需求增加的过程，随着农业人口向城市的迁移。城市规模逐步扩大，对商品的需求相应也会增加，从而带动了食品、服装、机械、电子等一系列相关产业的发展。根据统计资料显示，城市人口的消费能力远远高于农村地区，所以城市化水平的提高能极好的带动市场消费。城市既是经济中心，又是区域最大的市场，城市市场规模越大，其经济优势越明显，吸引区外各种生产要素的能力越强，城乡之间的交易越频繁和交易量就越大，城市带动乡村经济的能力越强（段瑞君）。

（二）城市化水平的提高可以吸纳农村剩余劳动力

2010年从湖北省统计年鉴可以看出，湖北省的人均耕地面积为0.87亩，农林牧业人均占有为0.37亩，而我国的人均耕地1.51亩。同时，从1978年-2010年湖北省城镇失业率均低于4.4%，处于充分就业阶段，这同时也在透露信息表明湖北省城镇需要大量的劳动力，也显示了让农村剩余劳动力向城市转移的必要性。因此，对农村人口众多的湖北省来说，在没有耕地与农林业的优势情况下，只有加大城市化水平，大力发展现代制造业的同时，把所有劳动密集型企业都向外转移，在产业链上力求紧密结合，实现优势互补和协同发展，进而全面提升城市的就业吸纳能力，才能很好的扩大湖北省地区的就业。③

（三）城市化水平提高有利于发挥聚集效应

目前，湖北省与东部地区的省份相比，城市效应还存在很大差距，东部地区经过20多年的高速发展，已经形成了城市聚集效应的增长极。湖北省由于城市规模偏小，城市化水平较低，吸收各种生产要素的能力不强，目前还没有形成有效的城市效应，只有加快城市化进程，吸收优秀人才和资金投入，尤其是通过武汉地带圈的辐射作用带动周边城市的发展，才能更好地把优质资源汇聚到城市，从而带动本区域的经济增长。

（四）城市化能够促进湖北省的创新

三星公司的雅各布斯说：“大部分的街区都应缩短距离。也就是说，要有很多在大街以及转角相遇的机会”，使得城市充满差异意味着高产出、中产出、低产出和无产出企业的混合”。通过城市化，使得创新在城市群里集聚，也就是“缩短街道”，把各种高新技术聚集起来，形成创新集群体，同样也能汇集广泛的创新意识体，把大批产业相关的企业聚集在城市中，既加强了彼此的竞争，又能产生互相学习的效应，使原来基于资源禀赋的比较优势发展为创新优势。

四、结果分析与总结

2011年湖北省城市化水平首次全国平均水平，达到51.83%，但是总体来说，城市化率相对于东部地区依然较为低下，因此，加快提高城市化水平极其重要。城市化本质上是一个人口的地域集中过程，人口和经济的集中便于经济活动利用技术和资本的外部性，通过加快城市化进程，提高生产率，增加盈利能力，从而促进资本高效和创新体制的形成。结合以上的分析，我们可以总结出，合理的城市化发展水平可以很有效的推动地区经济的发展，形成城市创新圈、人才圈和增长极，增加地区就业。而维持过快的城市化率却会给经济发展带来负面作用，不仅不会促进经济发展，相反，还会阻碍经济发展的步调。因此，在强调城市化对经济发展的积极作用时也要注意其不良的影响，以循序渐进的步伐加快城市化进程，推动经济发展。

注释：

①江易华，程琼.湖北省城镇化现状及对策分析.

②梁强.城市化水平与经济发展的互动机制分析.

③段瑞君.中部崛起的城市化探析.

参考文献：

[1]梁强.城市化水平与经济发展的互动机制分析[J].兰州学刊，2011（11）.

[2]王小鲁，夏小林.城市化在经济增长中的作用[R].是国民经济研究所，2011.

[3]江易华，程琼.湖北省城镇化现状及对策分析[J].湖北工业大学学报，2011（26）.

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中图分类号： D57 文献标识码： A DOI：10.13411/ki.sxsx.2016.04.024

对外开放是自改革开放以来我国的基本国策，在经历了三十多年的开放发展之后，中国经济与世界经济的融合不断深入，参与全球分工体系和产业重构的的脚步也在进一步加深。党的十四届三中全会提出“发展开放型经济”以来，东部沿海地区在外向型经济模式的带动下，较好地实现了要素和产品服务在全球的配置，使地方经济获得了快速发展。

同时，随着对外开放战略的不断深化，接受来自全球经济的影响也在不断加大，尤其是党的十以来，中国经济乃至地方经济面临新的形势，呈现“经济新常态”，站在这样的历史转折点上，应积极主动实行开放战略，完善开放型经济体系，在全球经济格局中实现互利共赢。2015年党的十八届五中全会提出了“十三五”发展的五大理念：创新、协调、绿色、开放、共享，从国家到地方经济的发展应更加注重质量的提高，因此开放型经济发展水平是经济社会发展的重要方面，尤其是东部沿海地方已具备了量的积累，理应在提升开放发展的质量上多做有益的探索，在开放发展的量与质之间实现均衡发展，进而形成高水平的开放型经济新格局。

站在新的起点上，对开放型经济发展的主要方面进行梳理，并对其内在的关联性进行探索，将有益于我们发现并分析开放型经济发展过程中涌现的问题，找出进一步深入开放发展的短板，为补齐短板提供对策参考，实现以开发促发展质量提升的目标，从这个意义上讲论文研究具有现实意义。同时，笔者在研究过程中重在揭示开放型经济发展水平的三个维度：开放规模、开放结构、开放效益之间的关联性，从而探究在开放发展的量与质之间的均衡发展的问题。所以论文摈弃了研究开放型经济发展水平的综合测度，这类研究国内外已经如数家珍，而是探讨开放型经济发展的三个维度之间的内在机理和联系并选择江浙地区的城市为例经实证分析可以探讨开放发展量大质低的问题，尤其是在广义的开放环境中，越来越大的内贸市场促使产品从量到质的必然转变，从价格优势到品牌优势的必然追求，这在当前棉铃开放型经济新形势下，更具有咨政价值。

一、文献综述

（一）开放型经济内涵及水平测度

国外对于开放型经济的研究起步比较早，对其内涵的界定也有比较成熟的观点：认为开放型经济是一国或一个地区的贸易、投资、金融等环节的对外开放，充分参与国际分工、国际经济交流、国际技术合作、国际金融市场共建等方面的这样一种经济体制。国外学者在开放型经济体发展水平测度方面的应用研究很多，小岛清（1987）[1] ，Sebastin（1998）[2] 利用外贸依存度（即进出口额比与GDP的比值）来衡量一个国家或地区的开放程度。近年来这方面的研究切口越来越小，但基本选择国际贸易、国际投资、国际金融的指标的高低来研究。例如Katrin Rabitsch（2012）[3] 在研究开放型经济中货币政策对金融市场结构和贸易的作用、Philippe Bacchetta（2014）[4]在研究一个不断增长的半开放型经济的最优汇率政策（中国）时，选择了上述指标来反映开放型经济的水平。

国内开放型经济水平的研究起步较晚，并倾向于基础性的研究。对于开放型经济的内涵有多种表述，李贯歧（1995）[5] 提出开放型经济是相对于封闭性经济而言。刘桂斌（1998）[6] 则将开放型经济表述为自主选择对外开放，合理利用国际资源和市场来发展本国经济的体制。郑吉昌（2003）[7] 认为开放型经济是商品、资本、劳动力和技术等要素自由流动，实现资源优化配置的一种经济模式。

在开放型经济发展水平测度方面国内的研究成果也比较丰富。一类是运用计量模型对省市、地区的开放型经济发展水平进行测度，例如谢守红（2003）[8]通过洛伦兹曲线对比分析了广东省21城市的开放型经济发展水平，傅钧文（2005）[9] 通过风险评估模型分析了上海市的开放发展水平，何悦（2013）[10] 通过主成分分析法分析了重庆与内陆8省的开放发展水平，王晓亮和王英（2013）[11] 通过熵值法比较分析了沿海7个省市的开放型经济发展水平，并认为应考虑开放的结构和效益。另一类文献的研究是对开放型经济发展水平的指标体系进行不断地拓展，例如曾海鹰和任登鸿（2007）[12]建立了对内开放度、对外开放度和旅游开放度三个层面的指标体系。肖俊夫等（2009）[13] 构建了开放程度、开放结构和开放支撑三个层面的22个指标体系。陈子曦（2010）[14] 建立了开放基础、开放程度和开放潜力三个层面的13个指标体系。

从已有的研究成果来看，尤其是国内的研究基本集中在开放型经济发展水平指标体系的构建上，通过采用各种计量模型和分析方法，来研究各指标的权重，从而得到开放型经济发展水平的综合分值。近年来随着经济转型时期更加注重经济发展的质量，许多学者在开放的效益方面有了不少突破，使得指标体系更加丰满。但是在实际的研究中会发现，有些地区的开放型经济指标有明显的倾斜性，例如外贸依存度很高但是高新技术产品进出口比例偏低，而计算得到的综合得分没有体现这样的特点。因此本文研究的角度在于开放型经济内各个层面发展的均衡性，通过各个相关指标的关联性研究来反映，而这类文献研究比较少。

（二）研究对象的指标选择与机理分析

笔者认为开放型经济的发展是建立在一国或地区经济发展过程中发挥自身的比较优势，挖掘本地的潜力，参与国际经济分工，实现资源、要素、产品和服务的自由流动，从而带动本国或地区经济的增长。而在这发展过程中必定会存在对本国或地区资源、能源的消耗，环境的影响，以及规模效应递减等瓶颈，如何以更少的投入获得更大的效益是高水平开放型经济发展水平的目标，也是提升经济发展质量的的必要条件。因此研究开放发展过程中的量与质的均衡关系能更为合理的评价区域经济的开放发展水平。

以江浙地区的城市作为对象来研究是基于江苏、浙江两省是东部沿海较发达地区，经济发展水平较高，也是最早一批对外开放的地区，具有良好的开放发展的经济基础、政策基础以及已经积累的开放基础，即开放型经济发展实现了量的积累。但同时笔者也发现，浙江外向型经济在遭遇滑坡后，对国内开放（内贸市场）的规模和效益水平均较低，与江苏相比有不小的差距，浙江产品在外贸缩水的情况下，还无法以品牌产品的优势保持国外和国内市场的份额，这需要在更多的研究中找到对策。

笔者选择开放规模、开放结构、开放效益这三个层面来比较分析。在具体指标选择上参考了王洪庆（2015）[15] 、何计文（2016）[16] 、谢婷婷（2016）[17] 等的指标体系，根据区域经济的特点，并考虑到数据的可获得性和统一性，使用的指标详见表1。

其中第一个层面开放规模可以由以下指标来反映：外贸依存度可以用来反映区域经济对国际商品市场的依赖程度；用内贸依存度来反映区域经济对国内商品市场的规模；用外资依存度来考察区域经济外资利用规模。第二个层面开放结构可以用来表征的指标有：用高新技术产品出口比例来反映高端产品出口结构；用外商投资第三产业的比重来衡量外商投资结构。第三个层面开放效益可以用来衡量开放发展的成果和质量的指标：用内外贸易占地区产值比值来反映贸易经济对区域经济的贡献度；用外资企业的利润贡献度来反映外资的经济效益。

二、实证分析――绍兴、嘉兴、常州三地的比较分析

（一）对象解释

选择绍兴、嘉兴、常州三个地市，一是三个城市人均GDP比较接近在10000元上下，经济基础差不多；二是三个城市东部沿海开放型经济相对较发达区域，外向型经济发展已经积累了基础，如今面临开放型经济发展转型和质的提升；三是三者地理位置与环境较为相似，没有港口城市的特殊优势，又靠近周边大城市；四是三个城市都有各自在产业上的比较优势，有工业经济的基础和对外贸易的主导产业。因此，在三个城市开放型经济发展的三个方面进行比较分析，有利于在区域层面上剖析如何由外向主导向开放型质量提升进行转变。

（二）开放规模的比较分析

1. 内外贸规模

从绍兴、嘉兴、常州三地的外贸规模来看，嘉兴外贸依存度较高61.8%，常州最低仅为36%，也就是常州的出口额对地区GDP的比重为三分之一左右。从图1来看，2001年加入WTO之后外贸规模都有不同程度的扩大，尤其是绍兴增长幅度较大。2009年金融危机以来，外贸缩水的现象比较明显，各地都有所下滑，绍兴的外贸依存度也由75%下降到不足50%。因此，自2009年金融危机以来，外贸规模都有显著缩小，而且有继续缓慢缩小的趋势。

（数据来源：绍兴、嘉兴、常州历年统计年鉴）（下同）

注释：指标单位涉及美元统计的均按当年人民币兑美元汇率的年平均价格进行转换。（下同）

而内贸规模则相反，绍兴、嘉兴、常州内贸规模在2009年以后都有不同幅度的扩大。做为开放型经济区域，与本地市场和国内其他区域的额市场贸易往来增多，效益提高，也是开放发展的重要方面。由于国外市场的缩水和不确定因素增加，更多依赖国内市场不仅是一种有效的补足，更是未来开放发展的主要支撑市场。 总的来看，嘉兴的内外贸规模较绍兴和常州大，绍兴的内贸规模较小，潜力还可以进一步挖掘。（图2）

从三个地区各自内外贸依存度的比较来看，（图3-图5） 外贸规模也不断地缩小，内贸规模在缓慢的增加，绍兴外贸规模略高于内贸规模，嘉兴由于外贸依存度较高2015年仍有55%所以高于内贸12个百分点，而常州2014年内贸规模已经超越了外贸。所以，相对绍兴和常州而言，嘉兴的内外贸规模较高（内外贸依存之和为97.54%），绍兴和常州比较接近在70%到80%之间。

2. 外商投资规模

绍兴和嘉兴在外商投资规模上的变化基本同步，由于浙江和江苏两地在对外吸引资本政策上的差异，2007年之前常州与嘉绍在入世之后外商投资规模上走势有所不同，但自2007年后都有明显的下降趋势，符合金融危机前国外资本和热钱总是先于市场反应流动的规律。2012年后嘉兴的外资依存度有缓慢回升，2014年为4.57%，而绍兴的外资依存仍在缓慢下降，2014年不足1%，与嘉兴和常州差距比较大。（图6）

从上述比较分析中可以发现，嘉兴的开放规模相对较高，绍兴在外商投资规模上是短板，同时内贸的规模也有待提高。

（三）开放结构的比较分析

开放结构的优化是提升开放型经济发展质量的重要方面，而结构的优化一般认为是产品结构的高端化、产业结构的高端化等方面。因此很多学者在研究开放结构时，选择用出口产品种高新技术产品的出口比重来衡量一个地区出口产品的结构。从绍兴和常州出口高新技术产品的比重来看，差距比较大，常州自2010年以来下降了10%左右但仍然高于绍兴12个百分点。（图7）由于两地主导产业的不同，绍兴的出口商品以轻纺产品、化纤原料为主，常州在2009年金融危机之后，大力引进高新技术项目和尖端人才，实行创新创业弯道超车的战略，提前绍兴进入产业的转型期，因此开放经济的结构优化比较明显。绍兴出口产品上的结构性劣势，正式代表了浙江开放经济的痛点，在量到质的转型中，尤其是部分经济主体由外贸转战内贸市场的时候，遇到了贴牌到品牌的考验，品牌品质是占领内贸市场的主要利器。

由于各市对出口产品的种类统计有所差异，嘉兴高新技术产品出口额未列入统计项目，而绍兴和常州对实际利用外资中三次产业没有列入统计项目，因此考察嘉兴开放结构可以从实际利用外资中第三产业占比逐年增加反映出开放结构在不断地优化升级，2014年嘉兴第三产业实际利用外资占比达30%以上。（图8）

（四）开放效益的比较分析

1. 贸易经济贡献度

一个地区的贸易对地方经济的贡献体现了该地区开放发展的效益，从内外贸对经济的贡献来看绍兴的贸易经济效益较高尤其是2009年之后一直高于嘉兴和常州，2014年达到70.6%，嘉兴的贸易规模大于绍兴和常州，但贸易效益不及绍兴，常州贸易效益低于绍兴15个百分点。（图9） 这与绍兴第三产业占比较常州低有关，常州2015年第三产业占比接近50%，2014年也高于绍兴4.4%。（2014年常州第三产业占比48%，绍兴43.6%）同时绍兴的贸易效益较高也反映了绍兴对贸易经济的依赖程度较高，收贸易环境的影响也较大，抗风险能力相对较弱，因此绍兴贸易经济的质量（含金量）将较大程度影响地方经济的质量。

2. 外资企业利润贡献率

考察开放经济效益还可以用外资企业的经营效益来反映，外资企业经营效益直接体现在企业的利润上，通过绍兴、嘉兴、常州三地规模以上工业企业中外资企业利润贡献率比较可以发现，绍兴的外资企业利润贡献较低，基本维持在20%的水平，嘉兴和常州在2009年金融危机后外资企业利润贡献率有明显的下降，尤其是嘉兴下降幅度较大为20%，但嘉兴和常州仍然高于绍兴13个百分点。绍兴外资企业以中小型为主，因此在统计规模以上（2000万以上）工业企业时，占比较大的中小型外资企业并未统计在内，同时，绍兴外资企业利润贡献率的稳定性也说明绍兴规模以上的工业外企业在2009年金融危机中抗风险能力较强。2012年，进入经济新常态以来，绍兴、常州外资效益增长乏力，嘉兴略有下降。（图10）

（五）开放规模、开放结构和开放效益关联性分析

1. 分析方法

为了考察某一区域开放型经济中开放规模、开放结构和开放效益三者之间的关联性如何，在一定的时间序列中变化是否具有同步性，笔者选择采用灰色系统关联分析法。由邓聚龙①创立的灰色系统理论和分析方法是计算产业与产业间关联性度比较简单的方法，是研究一个多层次复杂系统内部各因素相互关联程度的有效工具。灰色关联分析主要是根据参考序列曲线与比较序列曲线的几何形状相似程度来判断两个序列关联性的大小。如果曲线越相似，则关联度就越高，序列发展趋势越同步。一般以0.6作为临界值来判断。

2. 开放规模与效益的关联分析

（1）数据选择与设定

设定外资企业利润贡献率（或贸易经济贡献率）为参考序列Xa（t）（或Xb（t），t为时间2006-2014。外贸依存度、内贸依存度、外资依存度为比较序列X1（t），X2（t），X3（t）。

（2）无量刚化处理

为了使不同的数据序列具有统一性和可比性，采用初值化算子对参考序列数据和比较序列数据进行无量刚化处理，即每个序列的数据均除以序列的第一个数据。得到标准化序列ya，yb，y1，……，y3。

（3）绝对差值计算

将每个时间点标准化后的比较序列和参考序列的数据的绝对差计算出来得到yφi（t）=|yφ（t）-yi（t）|（φ=a，b；i=1，2，3），并计算绝对值序列的最大值与最小值。

（4）关联系数计算

rφi（t）=[ωmaxyφi（t）+minyφi（t）]/[yφi（t）+ωmaxyφi（t）]（通常令ω=0.5）

关联度Rφi（t）=关联系数rφi（t）的均值

（5）结果分析

从结果来看，绍兴的开放规模与开放效益之间的关联性较低，除了外资企业利润贡献率与内贸依存度关联度达到0.6，其他开放规模各指标序列与效益指标序列之间的关联度均低于临界值0.6，说明贸易经济贡献率与开放规模各指标的曲线拟合度较低，也就是说开放规模的大小并没有与开放效益的高低呈现同步变化的趋势。

嘉兴内外贸依存度与外资企业利润贡献率、外贸依存度与贸易经济贡献率关联度均大于0.6，所以嘉兴的开放规模与效益之间呈现一定的同步变化特征。常州的开放规模与效益关联度较高，尤其是外资和外贸依存度与贸易经济关联度大于0.7，呈现了较好的同步性。因此总来看，外资依存度与外资企业利润贡献率三个城市都低于临界值，说明外资规模与外资的效益关联性较低，外资规模扩大的同时效益并没有同步提高，而外资规模缩小时，效益也没有同步下降。

3. 开放规模与结构的关联性分析

设定高新技术产品出口占比为参考序列Xc（t），用上述相同的计量过程获得高新技术产品出口占比与外贸、内贸、外资依存度之间的关联度。（表4）

从关联分析结果来看，内贸依存度与开放结构有较好的同步变化特征，但内贸的规模与高新技术产品出口占比之间没有直接的联系，而与本应联系较为密切的外贸、外资规模却关联度都低于临界值，所以出口产品的高端化水平与开放的规模大小并无同步变化的特征。但是反过来，也说明出口产品的结构高端化，不仅有利于国外市场的竞争力提升，也有利于发展内贸市场，在国际环境不确定或者风险较大时，外贸与内贸之间的转换与互补将得以实现，地区的综合开放水平才能得到有效提高。

三、结论

笔者旨在阐述区域层面开放型经济的规模与结构、效益之间的内在关系，通过对绍兴、嘉兴、常州三个地区的统计数据进行实证分析，首先分别从规模、结构和效益三个方面对三个地区做了横向的比较分析，发现绍兴的开放规模低于嘉兴、常州，开放结构与常州也存在较大差距；绍兴的贸易经济对地方经济的贡献较大，但外资经济的效益却较低，与嘉兴和常州差距较大。

其次对开放规模、结构和效益之间的关联度做了系统分析，结果发现：一方面，开放的规模与结构之间关联性较低，当内外贸、外资规模扩大时，开放结构并没有呈现同步优化的趋势；另一方面开放规模与开放效益的关联度嘉兴、常州较高，说明开放规模扩大或缩小的同时，开放效益呈现同步提升和下降的趋势。

因此，在提升区域开放型经济发展水平时，一是要以本地主要的产业为基础，首先使得区域内产业结构得以转型升级，才能实现开放结构的优化；二是开放经济从量变到质的提升是经历经济新常态时期必须面临的挑战，在继续扩大开放规模的同时，要以效益的增长为根本，引进优质的外资资本，落地高新技术产业项目，提高开放经济对地方经济质量增长的贡献度；三是随着开放程度的进一步扩大，区域经济与全球经济体系的关联性也不断增强，受到区域外经济形势的影响也在日渐深入，开放型经济的抗风险能力需通过提升开放质量进一步提高，才能拥有相对稳定的市场份额，故要实现从依赖价格竞争到品质竞争的转变；四是对外向型经济发展的痛点，要以更加开放的眼光和聚焦的力量来解决三十年贴牌外贸面临的困境，从不需要自我品牌，跑量就可以达到规模效应，到现在必须以创新和品牌为核心的开放发展理念，纵深内贸市场，做精外贸市场。为此需要通过更多的研究与实践来探索出一条高水平开放发展的道路。

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篇7

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.38.026

1 研究背景介绍

成渝经济区位于我国西部，是西部最发达和城市最集中的区域。成渝经济区占地面积约20万平方公里，占四川省和重庆市总面积的35.75%，全国总面积的2.7%，常住人口9960多万人，由35座城市组成，包括成都、重庆两个特大城市，16个中等城市和17个小城市。其GDP总量超过了川渝两地的90%。成渝经济区有西部唯一的直辖市和世界最大的水库，区位优势非常明显，是国家“十二五”规划重点建设的四个区域之一，面临着经济腾飞的大好机遇。2011年5月5日，国务院正式批复《成渝经济区区域规划》，明确了成渝经济区发展的近期目标和远期目标：到2015年，建成西部地区重要的经济中心；到2020年，成为中国综合实力最强的区域之一。[1]

经济发展水平是衡量区域发展状况与综合实力的首要指标与基本单元。对成渝经济区的城市经济发展水平进行比较分析，有助于城市正确认识自身的位置，认识竞争对手、合作伙伴的优劣势，并制定正确的竞争与区域合作战略，有助于成渝城市群内部各城市间实现合理有序的竞争、充分积极的合作，形成优化的成渝经济区总体布局与发展战略，对于提升城市综合实力和挖掘城市发展潜力具有重要的现实意义。[2]文章在对成渝经济区城市经济发展水平进行指标选取的基础上，构建评价城市经济发展水平的指标体系，运用因子分析与聚类分析的统计方法对成渝经济区内城市经济发展水平进行实证分析，以提升城市群整体竞争力和实现内部的协调发展。

2 研究方法选取与指标体系构建

2.1 研究对象与范围确定

根据《重庆市人民政府四川省人民政府关于推进川渝合作共建渝蓉经济区的协议》，成渝经济区是以成都和重庆为双经济中心，包括四川省内绵阳、德阳等在内的14个沿高速公路、铁路的城市和重庆1小时经济圈的23个区县[3]。基于此，本文城市经济发展水平的研究对象包括成都和重庆两个省会城市以及绵阳、广安、达州、泸州、南充、遂宁、资阳、内江、自贡、宜宾、德阳、眉山、乐山、雅安14个沿高速公路、快速铁路、黄金水道的地级市。

2.2 研究方法选取

为了更好地测量与分析成渝经济区城市经济发展水平，文章在构建评价指标体系的基础上，采取因子分析与聚类分析的基本方法，对成渝经济区城市的经济发展水平予以测度、评价，并有针对性地提出推进成渝经济区城市经济发展水平提升的对策建议。因子分析的基本思想是，对观测变量进行分类，将相关性较高、联系比较紧密的变量分在同一类中。不同类别变量之间的相关性较低，那么每一类变量实际上就代表了一个基本结构，即公共因子。对于所研究的问题就是试图用最少个数的公共因子的线性函数与特殊因子之和来描述原来观测的每一变量。[4]聚类分析实质是一种建立分类的方法，它将一批样本数量或变量按照它们在性质上的亲疏程度在没有先验知识的情动下进行自动分类。[5]

2.3 评价指标体系构建

为了更为有效地对成渝经济区的经济发展水平进行测度，文章对各类指标进行了分析筛选，最终选取人均GDP、固定资产投资总额、地方公共财政收入、全部单位就业人员平均工资、农村居民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、非农人口比重、非农产值比、第三产业就业比重、第三产业产值比10个指标来构建评价指标体系。

2.4 数据来源与处理

为保证评价的准确性与科学性，本文的研究数据均来源于《四川统计年鉴2013》与《重庆统计年鉴2013》，研究成渝经济区2012年的城市经济发展状况。运用统计软件SPSS17.0对原始数据进行相关处理。

3 评价结果比较分析

3.1 成渝经济区城市经济发展水平影响因素的因子分析

对数据进行KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）检验和巴特利特球度检验（Bartlett Test of Sphericity），结果显示，KMO检验值为0.729，大于0.6；巴特利特球度检验值为212.185，其显著性水平为0.000，小于0.05，因而拒绝原假设，认为所选数据适宜作因子分析。

利用SPSS17.0统计软件对数据进行因子分析，根据公因子提取原则，提取特征值大于1的公因子，故对原始指标提取两个公因子（F1与F2），其特征值分别为6.965与1.419，从碎石图（见下图）也可以看出，前两个因子的特征值差异明显，从第三个因子开始，特征值差异很小。综合以上，提取前两个公因子。

因子分析碎石图

公因子提取后因子方差的均值均很高，且提取公因子的累计方差贡献率也达到83.839%，已涵盖大部分信息，能对成渝经济区城市的经济发展水平进行解释。

在确定公因子的个数后，由于现有数据经分析无法对因子进行较好解释，因而采取最大方差法进行旋转，得出旋转后的因子载荷矩阵如下（见下表）。

由上表可知，公因子F1在人均GDP、农村居民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、非农人口比重、非农产值比、第三产业就业比重及第三产业产值比上的系数较大，可以看出，这类指标受市场经济自身发展情况的影响较大，为市场经济自生型指标，故命名为市场经济自生因子F1；公因子F2在固定资产投资总额、地方公共财政收入与全部单位就业人员平均工资上的系数较大，这类指标主要受政府宏观调控策略的影响，因而命名为政府宏观调控因子F2。

此外，对成渝经济区经济发展水平进行分析和综合评价，采用回归方法求出因子得分矩阵，得到2个公共因子的得分F1及F2，以贡献率为权数，构建综合评价函数：F=0.756F1+0.654F2。

从中可以看出，城市经济发展水平受到市场经济运行规律与国家宏观调控策略两方面因素的共同影响，因而促进经济发展要双管齐下，注重“看不见的手”与“看得见的手”的双重作用，既要尊重经济运行规律，又要重视政府的宏观调控。

3.2 成渝经济区城市经济发展水平的聚类分析

在因子分析对成渝经济区城市经济发展水平各指标进行分类与公因子提取的基础上，采用聚类分析对各城市的经济发展水平进行类别划分。

本文采取系统聚类法，以成渝经济区各城市在10个经济发展水平衡量指标上的测度数值作为聚类变量，选择欧氏距离对样本进行Q型聚类，运用SPSS17.0统计软件对所得结果进行统计分析，得到聚类分析谱系图。根据各因子综合得分与聚类谱系图，将成渝经济区城市的经济发展水平由强到弱划分为四种类型。

成渝经济区城市经济发展水平最强的有成都和重庆两大城市，其次是绵阳、广安、达州和资阳，较弱的是德阳、乐山、眉山、遂宁和泸州，最弱的是内江、自贡、南充、雅安和宜宾。从中可以得知，城市经济发展水平由内而外呈圈层式扩散分布，这与成渝经济区的人口集聚程度以及资源投入力度有关。

4 提升成渝经济区城市经济发展水平的对策建议[6]

4.1 强化政府统筹协调作用，实现合作共赢

成渝经济区作为一个双核心的城市群，统筹协调两个一级中心城市之间的关系显得尤为重要。现在两地携手走共同发展繁荣之路，就必须要求区域政府之间建立长期有效的对话协调机制，实现良好的互动。成渝经济区应在总结现有区域协调组织经验的基础上，进一步打破体制束缚和思想上的对立隔离，强化政府的行政约束力作用，强调两核心的合作而非竞争，积极促进以跨区域城市分工协作为基础的成渝地区经济一体化发展。

4.2 突出城市间优势互补，实现错位联动发展

成渝经济区要引领西部地区经济的发展，就必须充分认识区域内各城市的竞争优势，构建产业互补、分工协作的区域经济体系，实现错位联动发展，增强城市群合力。目前成渝两地产业布局趋同现象较为严重，既不利于资源的优化配置又会导致城市之间的不良竞争[7]。因此，要提升各城市的竞争力，就必须加快产业结构的调整，培育具备国际竞争力的产业群。

4.3 培育次级核心城市，实现城镇体系结构优化

一个经济区要搞活，需要完整、成熟的城镇结构体系，成渝经济区内缺乏实力较强的次级核心城市。因此，成渝经济区在发展好成都、重庆两个核心城市之外，还应该挑选出有潜力的城市作为次级核心城市，给予重点培育，如自贡、绵阳、德阳。这些次级核心城市可以在“配角经济”定位中，满足两大中心发展的需要，同时辐射带动周边中小城市以及乡镇的发展，最终建立起成渝都市连绵带[8]。成渝经济区应注重培育次级核心城市，积极发展各类城市，形成大中小城市协调发展、辐射带动能力强的城市规模结构体系。

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篇8

1 水平井钻井技术的应用现状分析

在上个世纪80年代，水平井钻井技术在国际石油界获得了迅速发展，其具体包括以下技术：水平井油藏工程与优化设计技术、水平井井眼轨道控制技术、水平井钻井液与油层保护技术以及水平井测井技术与完井技术等等，该钻井技术综合了多种学科于一身，是目前油田钻井工程中，较为先进和完善的技术之一。由于水平钻井技术的最终目标是为了提高油田油气产量和采收率，因而当前投产的水平井都给油田带来了巨大的经济效益，水平井钻井技术也被誉为石油工业发展过程中的一项里程碑技术。

所谓的水平井具体是指最大井斜角保持在90°左右，同时在目标层维持一定长度的水平井段的特殊井。而水平井钻井技术则属于常规定向井钻井技术的延伸与发展。现阶段，最为常用的水平井有以下三种类型：其一，小曲率水平井。这类水平井又被称之为长半径水平井，它的造斜井段的设计造斜率K286.5m；其二，中曲率水平井。其造斜井段的设计造斜率K=（6°-20°）/30m，曲率半径R=286.5-86m；其三，大曲率水平井。其造斜井段的设计造斜率K=（3°-10°）/m，曲率半径R=19.1-5.73m。上述这三种水平井类型都有着各自的优点，小曲率水平井的优点是测井及取芯比较方便，能够使用各种人工举升采油工艺，井眼及工具尺寸不会受到任何限制。中曲率水平井的优点是进入油层前的无效井段相对较短，且高构造控制点比较近，可实现选择性完井方法。大曲率水平井的优点是井眼曲线段最短，可用于较浅油层，在三种类型中它的全井斜深最小，不会受到地表条件的影响。

2 油田水平井钻井技术的发展趋势研究

近年来，随着科学技术水平的不断完善，使得油田水平井钻井技术获得了相应的发展，该技术在各大油田中的应用也越来越广泛，油田的产量和经济效益随之获得了显著提升。纵观当前的水平井钻井技术，可以预见其未来的发展方向如下：

2.1 多井联合蒸汽辅助重力泄油技术的应用将会更加普遍

通过对大量实践应用进行分析可知，多井联合蒸汽辅助重力泄油技术可以显著增加产液量，同时，还能将原本的单井蒸汽吞吐模式转变为连续开发生产模式，这不但有效提高了油田的油气生产能力，而且也使尤其采收率获得了非常明显的提升。由此可见，在不久的将来，多井联合蒸汽辅助重力泄油技术必然会获得更加广泛的应用。

2.2 随钻测井和随钻录井技术的应用将更加广泛

国内的大部分油田在历经了多年的勘探开发后，大型整装油田现已投入了开发当中，在实际开发的过程中，若是采用直井钻井技术或是传统的定向井钻井技术进行开发的话，则未必能够达到最佳的效果，特别是一些存在薄油层的地区，在开发时为了找到油层，并确保钻穿率，应当积极应用随钻地层储量评价技术，而随钻测井和随钻录井技术这两项技术是实现油田油层精确开发的有利保障，在未来这两项技术必然会在油田油气勘探中获得广泛推广应用。

2.3 旋转导向钻井技术的应用领域更为宽广

旋转导向钻井技术是油田位移井最为重要的核心技术之一，同时也是当前世界上较为先进的钻井技术。随着旋转导向钻井技术的不断改进与发展，该技术被逐步推广应用到油田勘探开采的实际工作中，并将形成完善的配套技术，不断拓宽旋转导向钻井技术的应用领域，使其在海油陆采、海上平台钻井等项目建设中充分发挥自身优势。

2.4 深层水平井钻井技术将取得重大突破

在油田水平井钻井技术快速发展的背景下，油田的勘探开发逐步从浅、中深井向深井、超深井的方向发展，以克服油田开采困难，满足油田开采需求，提高油田开采量。尤其对于采用直井开发效果比较差的储层而言，深层水平井钻井技术可以充分发挥其优势，得到更广泛的运用。为了进一步推广深层水平井钻井技术，应在耐高压、耐高温、测量处理技术等方面进行重点研究，围绕测量控制技术突破深层水平井钻井技术瓶颈，并研发与此相配套的技术，使该技术日臻成熟，获取更大的应用空间。

2.5 大位移水平井钻井技术的快速发展

在对海岸地区进行油气资源开发时，由于海岸水深较浅，无法满足海上钻井平台的搭设条件，而运用滩涂人工岛的方式又会耗费大量投资，不仅会降低项目投资效益，而且还会存在巨大的开采风险，一旦滩涂人工岛遇到重大自然灾害便极易导致油田开采作业无法进行。在此情况下，大位移水平井钻井技术成为了海岸油田开发的核心技术，该技术是针对海岸地区的特殊地质条件而专门研发的技术，有利于更好地开发这些地区的油气资源，所以大位移水平井钻井技术必将得到更为广泛的运用。

3 结论与建议

综上所述，在钻井技术水平日益提高的推动下，水平井钻井技术势必会不断完善，它在油田开采中的应用也必然会越来越广泛。由于我国对水平井钻井技术的研究起步较晚，致使在很多方面与国际先进的技术仍有一定差距。为此，笔者建议，在今后一段时期内，应当将重点放在水平井钻井技术的发展上，并通过积极的创新和技术突破使该技术更加完善，这样不但有助于提高国内水平井钻井技术的整体水平，而且还有利于实现油田高效开发的目标。

参考文献

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随着工业化的发展，人类欲望的递增，由化石燃料过度消耗引起的日益严峻的化石能源的短缺与全球气候变化问题促使世界各国向低碳经济转型，低碳经济发展道路逐渐受到人们的关注与青睐。但什么是低碳经济？中国各个区域的经济发展水平存在很大的差异，是否每个区域都适合一样的碳减排政策？这些问题都需要我们深入思考。

一、低碳经济的概念及我国低碳经济发展现状

（一）低碳经济的概念

低碳经济的概念首先由英国在《我们未来的能源：创建低碳经济》的能源白皮书中提出，低碳经济是通过更少的自然资源消耗和更少的环境污染，获得更多的经济产出，是创造更高的生活标准和更好的生活质量的途径和机会。对于低碳经济的界定，学术界尚未有明确的共识，但低碳经济不论涵义如何，都具有低能耗、低污染和环境友好的突出特点，目标是缓解气候变化和促进人类的可持续发展。我们认为，低碳经济是在不影响经济增长和社会发展的前提下，通过技术创新或其他方式减少温室气体的排放，缓解气候变化带来的环境问题、生态问题，实现经济的可持续发展。

（二）中国低碳经济发展现状及问题

近年来，中国的碳排放总量持续增长，2009年10月国际能源署公布的统计数据显示，中国2007年首次超过美国成为世界上第一大排放国，约占当年全球二氧化碳排放总量的21%。中国在2009年的哥本哈根气候峰会上庄严承诺将在2020年单位GDP碳排放强度比2005年降低40%―45%。中国社科院经济所副研究员袁富华认为要实现这一目标，每年要下降3个百分点以上，才能完成减排任务。以往20多年已经有很强的减排措施，未来大的减排空间已经被大量压缩，碳减排措施会对中国经济的持续增长造成影响，所以要完成减排的目标并不容易。

中国能源结构失衡，表现为“富煤、贫油、少气”，煤炭在中国能源资源中占绝对优势地位，中国的能源消费结构和经济结构是发展低碳经济的瓶颈问题。而且根据邹秀萍等的研究，中国的碳排放问题不仅体现在总量的增长方面，而且也体现在碳排放的空间格局差异方面。中国的碳排放存在显著的东南部低中北部高西北部低的空间分布格局，中北部地区为碳排放的高值区域，东、南部沿海及西部地区为碳排放的低值区域。

二、区域低碳经济发展水平综合评价体系的构建

（一）综合评价指标体系的构建

根据以上对低碳经济概念的理解与我国低碳经济发展现状的认识，我们需要客观全面地评价我国区域低碳经济发展水平。低碳经济作为一种绿色、可持续发展的经济形态，对其进行综合评价，应该使用多指标综合评价，在这方面，付加锋等做了些相应的研究，但我们认为其中有些不足之处。本文构建的低碳经济发展水平综合评价指标体系分为目标层、一级指标层和二级指标层三个层次。目标层为区域低碳经济发展水平，一级指标层由低碳产出、低碳消费、低碳环境、碳汇、低碳技术五个方面构建指标体系，二级指标层在下述五个方面下使用若干评价指标。

1.低碳生产

低碳生产指标意在评价在生产领域的碳排放指标，包括碳生产力，碳强度，能源加工转换效率和代表能源结构的清洁能源消费比重指标。

碳生产力是衡量低碳经济发展水平的核心指标，也是最直观的指标，指单位碳排放所创造的GDP，这一指标将温室气体排放与GDP直接联系起来，直观反应出社会经济整体碳资源利用效率的情况。碳强度代表单位能源的碳排放量，能源的种类不同，碳强度差异很大。化石能源中，煤的碳强度最高，石油次之。能源加工转换效率指一定时期内能源经过加工、转换后，产出的各种能源产品的数量与同期内投入加工转换的各种能源数量的比率，即一次能源能源投入生产的二次能源产出，是观察能源加工转换装置和生产工艺先进与落后、管理水平高低等的重要指标。清洁能源消费总量比重，是指清洁能源在消耗能源总量中所占的比例。一般而言，可再生能源在能源消耗结构中占比越大，低碳化程度越高，反之就低。

2.低碳消费指标

低碳经济不仅要求在生产领域缩减碳排放，在消费领域也相应有要求，居民的消费观念、生活方式，对区域能源需求有重要影响。低碳消费指标包括人均碳排放量、人均生活能源消费量和低碳产品市场占有率。人均碳排放量与人均生活能源消费量指标直观的评价地区人们消费水平等自然消费模式对碳排放的影响，低碳产品市场占有率则可以反映出公众对低碳经济知识的普及与接受程度。

3.低碳环境指标

发展低碳经济，是应对气候变化问题人类提出的经济发展模式，势必对环境起到保护作用，而反过来，环境保护也可以优化经济发展。国内外研究均表明，减缓气候变化和节能减排与环境保护之间有协同效应，环境改善与温室气体减排是互赢的。低碳环境指标包括环保支出增长率、工业三废处理率和废弃物碳排放强度。

4.碳汇建设指标

碳汇一般是指从空气中清除二氧化碳的过程、活动、机制。它主要是指森林吸收并储存二氧化碳的能力。我们主要选取森林覆盖率、人均绿地面积和区域绿化覆盖率作为主要评价指标。

森林覆盖率，是森林面积占土地总面积的比例。森林覆盖率越高，则森林的碳汇作用越强，吸收并储存二氧化碳的能力越强，对减少二氧化碳在大气中浓度的作用也越强。区域绿化覆盖率具体计算方法为：区域绿化覆盖面积比区域土地面积，其中绿化覆盖面积包括公共绿地、居住区绿地、防护绿地、道路绿地、风景林地等的绿化种植覆盖面积、屋顶绿化覆盖面积以及零散树木的覆盖面积。

5.低碳技术指标

低碳经济的发展必须与产业调整和技术创新有机结合起来，随着单位GDP碳排放量的逐渐压缩，靠降低能源消耗或提高能源利用效率来降低碳排放量的潜力越来越小，区域低碳经济发展会遇到瓶颈，这时需要靠低碳技术的进步突破。我们主要选取低碳技术R&D投入占比、低碳产业产值占比与温室气体捕获与封存比例对区域低碳技术水平进行评价。

（二）指标的处理

1.指标的正向化与同度量化

在构建的评价指标中，由于指标的数值与方向都不同，需要对指标进行正向化和同度量化处理才能够进行比较。逆向指标的正向化方法可以采用商式变换来处理，如下式所示，X*表示指标正向化的数值，X表示指标原始数值，通过处理的指标数值就可以体现指标数值越大低碳经济发展水平越高。

X*=1/X

对指标的同度量化处理可以采用极差变换法：

X=（Xi-Xi0）/（Xi1-Xi0）

X为无量纲化后的指标数值，Xi为第i指标的实际值，Xi1取全部参评区域该指标的最优值，Xi0取全部参评区域该指标的最差值。

2.指标权重确定

在多指标综合评价过程中，由于不同的指标所包含的评价涵义或者评价信息量不尽相同，因此需要根据评价目标与指标特点给每一指标确定其权值。区域低碳经济发展水平综合评价体系是一个多层次、多因素构成的复合系统，应采用层次分析法（AHP法）确定指标权重。

3.综合合成方法

指标值综合合成方法很多，这里采用线性加权和法进行综合合成。

S=∑Xiwi

S表示低碳经济发展水平综合评价值，Xi为标准化后的无量纲化指标值，wi为相应指标权重。

三、结论及存在的问题

低碳经济日益受到世界各国的关注，全球气候变化已经开始影响人类的生产与发展，中国走低碳经济发展之路刻不容缓。但我国的能源消费结构、技术水平等存在空间格局的差异，要实现2020年的减排承诺，需要了解各地区的碳排放现状及成因，寻找减排的技术路线和区域对策，进而实现整体的控制目标。目前对低碳经济发展水平的评价还存在很多问题，上述建立的评价体系只是对区域低碳经济发展水平的一个相对评估方法，目的在于为我国低碳经济发展过程中区域空间的不平衡做一个了解，并针对不同区域的碳减排工作提供参考依据，寻找区域低碳经济发展道路，最终实现我国的碳减排目标。

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篇10

县域经济是一个极为复杂的概念，它属于区域经济学研究的范畴，通常说来它是一种行政区划型的区域经济，它以县城为中心、乡镇为纽带、农村为腹地，是城市经济与农村经济的连接点，是宏观经济和微观经济的结合部，在国民经济和社会发展中处于重要的基础地位，县域经济的发达与否最能折射地区的经济发展程度。

本文采用因子分析法对江苏省苏北地区5个省辖市，24个县的县域经济可持续发展水平进行评价分析。根据江苏省苏北地区的特点，充分考虑资料的可得性及客观性，建立体现县域经济发展水平的经济实力、基础设施、开放程度、人才资源和环境保护这五方面内容共18个具体指标构成的县域经济发展评价指标体系（见表1）。

一、因子分析的基本原理

因子分析的基本步骤如下：

一是原始数据进行标准化处理，计算指标（变量）间的相关系数矩阵。二是确定因子变量。文章利用主成分分析，根据特征值大于1，因子累计方差贡献率大于80%的原则来确定主因子的个数。三是进行因子旋转。使每个变量在尽可能少的因子上有比较高的载荷，一个因子变量就能够成为某几个变量的典型代表，因子实际含义就更容易解释。四是计算各县、市综合得分。以因子变量方差贡献率作为权数，计算综合得分。

二、数据处理和分析

根据SPSSl6.0运行结果，KMO和球形Bartlett检验情况如表2所示。KMO给出了抽样充足度的检验，是用来比较相关系数数值和偏相关系数是否适中的指标，其值越接近1，表明对这些变量进行因子分析的效果越好，Bartlett检验用来检验相关系数矩阵时是否是单位阵，如果结论是不拒绝假设，则表示各个变量是各自独立的。从表中可以看出此时的KMO值为0.771，说明因子分析的结果是可以接受的，Bartlett球形检验Sig.的取值是.000，表示拒绝该假设。

三、确定公共因子和载荷矩阵

对上述选取的18个指标，运用软件分析可得到18个指标的相关矩阵及特征值，方差贡献率和累计方差贡献率（见表3）。按照特征值大于1、累计方差贡献率大于80%的原则，选出三个主因子。计算结果为：旋转前的3主因子的方差贡献率为80.677%，其中第1个公共因子F1的方差贡献率为61.998%，第2个公共因子F2的方差贡献率为9.586%，第3个主因子F3的方差贡献率为9.092%。

由于计算原始指标的初始载荷矩阵发现各个因子的典型代表指标不是很突出，其实际意义难以得到合理解释。故需对因子进行旋转，采用方差最大正交旋转法，经过25轮正交旋转，因子旋转不改变模型对数据的拟合。旋转后的3个主因子的方差贡献率为80.677%，其中第1主因子F1的方差贡献率为53.582%，第2个公共因子F2的方差贡献率为35.653%，第3个主因子F3的方差贡献率为18.281%。

据旋转后的因子载荷矩阵，第1主因子在X4、X6、X7、X8、X9、X10、X11、X14、X15指标上载荷较高，这些指标依次是反映县域经济发展水平指标中的经济实力、基础设施、人才资源，统称之为县域经济实力因子；第2主因子在X14上载荷较高，这指标是反映县域经济的对外开放程度称之为县域经济活力因子；因此我们第3主因子在X17指标上载荷较高，称之为县域经济环境因子。

四、县域经济可持续发展水平综合评价

县域经济可持续实力因子F1的特征根解释了原有18个变量总方差37.811%，故其权重为0.37811；县域经济可持续活力因子F2的特征根解释了原有18个变量总方差的35.653%，故其权重为0.35653；县域经济可持续环境因子F3的权重同理为0.18281，3大主因子累计解释方差贡献率为80.677%，分别计算各个县、市的综合因子得分并排序，得到江苏省苏北地区的县域经济可持续发展水平的综合得分。

F=（37.811*F1+35.653*F2+18.281*F3）/80.677

从总得分来看，连云港市、徐州市、盐城市、淮安市排在前4名，得分为正。其中连云港市、徐州市、盐城市的得分又遥遥领先于第4名淮安市，领先幅度分别在1.1和0.9分以上。从因子来看，盐城市是29个县、市中唯一3个主因子得分均为正的城市，可以说县域经济可持续发展在各方面发展都十分均衡。连云港市除了在第3 因子得分不甚理想、其余因子得分均较高，尤其是在第2因子得分可以说是遥遥领先，而第2因子主要反映的是城市开放程度，从这个角度看来与连云港市特殊地理位置不无关系。而徐州市在权重最高的第1因子得分极高，领先于盐城市2分左右，由于在第2因子上的落后，也使徐州市在总分上稍稍逊色于连云港市，但是还是能见徐州市经济实力的优势（见表4）。

苏北县域经济之间产业结构、产业构成都有着较大的相似性。要充分考虑原有产业基础、产业结构和产业布局，充分利用县域资源、地缘、资金、技术、人才等优势，寻求新的经济增长点。依靠项目推动技术进步，推动特色经济，大力推广先进技术和工艺，注重增加科技含量，由过去的初级加工向深度加工延伸，提高产品的附加值。区域产业竞争优势又依靠区域企业、产品竞争力的提高。各县主导产业之间形成互补、联动。这种基于不发达县域之间的集群可以有效地培育县域工业基础，改善投资环境，优化产业结构，是苏北县市之间打破行政区划，形成统一市场的必由出路，也是苏北县域经济发展的合理途径。

参考文献：

1、李小建，乔家君.20世纪90年代中国县际经济差异的空间分析[J].地理学报，2001(2).

2、沈正平，翟仁祥，李九全.中国新亚欧大陆桥沿线县域经济发展差异研究[J].经济问题探索，2004(4).

3、赵莹雪.广东省县际经济差异与协调发展研究[J].经济地理，2003(4).

4、陈俐谋.重庆市县域综合实力研究[J].重庆师范大学学报·自然科学版，2005(3).

篇11

一、江苏省旅游业发展现状及存在问题

(一)江苏省旅游业发展现状

近年来，江苏省旅游业的发展可谓突飞猛进，旅游总收入从2001年的744.1亿元增长到2007的2826.90亿元，短短7年之中旅游总收入增加近3倍。全省旅游增加值从2001年的296.2亿元增加到了2007年的1249.50亿元，增长幅度之大有目共睹。到2007年为止，全省旅游生产总值已经占到生产总值的4.9％。2007年，全省各类旅游景区接待游客3.2亿人次，同比增长15.5％，年游客接待量100万人次以上的景区达到了68个。旅游度假区经营管理取得新进展，2007年全省7个国家级、省级旅游度假区共接待游客2137.5万人次，同比增长7.2％：实现营业收入46.2亿元，同比下降10.7％：招商项目203个，合同金额67.7亿元，其中外资5.6亿元。2007年，全省公路、铁路、水路、航空等各种运输方式完成旅客运输量187240.54万人次，比上年增长16％：旅客周转量1596.06亿人，公里，比上年增长16.8％。

(二)江苏省旅游业发展存在的主要问题

据2007年江苏省旅游业年度报告提供的统计数据，国内旅游收入全省排名第1、第2的苏州(570.34亿元)和南京(526.03亿元)，分别是排名倒数第1、第2的宿迁(17.99亿元)和盐城(56.01亿元)的31.7倍和9.4倍：旅游外汇收入位于全省第1、第2的苏州(88916.27万美元)和南京(80763.71万美元)是位于全省末1、2位的宿迁(1188.18万美元)和淮安(2229.57万美元)的74.8倍和36.2倍。从以上两组数据的对比不难发现，在江苏省旅游快速发展的背后，存在着巨大的区域发展不平衡性。研究和协调这种旅游区域发展的不平衡性显然具有很强的现实意义。

二、江苏省旅游经济发展水平区域差异研究

(一)江苏省旅游经济发展水平差异定量研究

区域旅游经济的测度必须基于一定的指标，而且所选取的指标必须能反映各个区域旅游经济的整体状况，从经济角度研究旅游，可选取的指标主要有旅游外汇收入、国内旅游收入及旅游总收入等。指标的选取要保证数据的可获取性与区域间的可比性。由于各地级市旅游外汇收入和旅游总收入的基础数据较难获取，本文选取各地级市的国内旅游收入来表征各市旅游经济发展的总体水平。区域差异有绝对差异与相对差异两种。绝对差异表示经济总量方面的差异，会受物价水平、量纲的影响，因而不同时点之间可比性较差。相对差异本身是个比值，没有量纲，因此不受时间等因素的影响，具有广泛的可比性。因此，本文采用标准差(st)与变异系数(vt)分别测算区域旅游经济绝对差异与相对差异的总体变化情况。

st=[∑(yti-yt)2]1／2　(1)

vt=st／yt　(2)

式中，yti是第t年第i个城市的国内旅游收入，n为省内地级市个数，yt为各地级市平均国内收入。

本文研究的目的在于求得市际差异。为了便于区域之间对比，平均国内旅游收入通过计算各地级市国内旅游收入之和，然后平均而得。1998—2007年江苏省各地级市旅游经济差异总体变化水平计算结果见下表和图。

上表与图显示：1998—2007年，各地级市旅游经济绝对差异呈逐年递增之趋势，从1998年的26.93上升到2007年的178.74，增长了563.72％，年平均增长率达到了56.37％。相对差异在1998—2002年期间，除了2000年稍有回落，基本呈现出逐年增长之态势，之后的2003—2007年5年中，相对差异稳中有升，但基本处于一个相对平稳的状态。由此可见，近10年来，不管是绝对差异还是相对差异，江苏省旅游经济发展水平区域差异都存在扩大之势。如何缩短日益扩大的区域差异，做到区域之间协调发展便成了一个亟待解决的问题。

三、区域旅游协调发展对策

(一)加强区域之间的旅游协作

要缩短江苏省各区域之间的旅游发展差异，加强区域之间的协作是很重要的一条途径。区域协作是指江苏省内不同地区之间的旅游经济主体按照一定的章程、协议或合同，将各类资源在地区之间重新配置、组合，以期获得最大的经济效益、社会效益以及生态效益的旅游经济活动。区域协作的内容主要包括：区域旅游发展战略的共同制定、旅游资源的重组和共享、旅游产品的更新与提升，区域旅游功能的分工、客源市场的共同开拓与互换、联合促销，旅游企业之间的优化组合以及区域旅游形象的构建组合等。

(二)挥苏南的辐射作用，带动苏中、苏北的旅游发展

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中图分类号：F061.5 文献标识码：A

文章编号：1005-913X（2012）03-0031-01

一、背景

21世纪以来，中国的宏观经济持续运行良好，但是区域经济发展水平表现出明显的差异性，并随着社会经济的发展日益明显，这一直是我国社会经济发展的主要现实，也是政府决策者和学者们关注的热点问题。

一直以来，区域经济学、新经济地理学、空间经济学都致力于区域经济发展水平差异的研究。Friedman[1]认为中国的区域经济发展差异始终存在而且正逐步扩大；美国经济学家赫希曼的不平衡增长理论发现：发展国家和发展中国家都会经过区域经济差异先扩大后缩小的发展过程。[2]覃成林[3]的研究结果显示，1970~1980年，中国区域经济的绝对差异呈扩大趋势，相对差异呈缩小趋势，1990 年后，区域经济绝对差异和相对差异均呈扩大趋势，绝对差异扩大的速度大于相对差异。伍世代[4]分析了东南沿海地区55个地区市的经济发展数据后认为1995~2005年东南沿海三大地区内部经济差异水平分布层次不齐，存在明显的“两极分化”。任建军[5]从GDP、人均GDP 和城乡居民三个层面对四大区域经济发展进行了多维度分析，发现经济快速发展的背后是区域间经济发展差异呈现不断扩大的趋势。

二、主成分分析法的分析过程

（一）评价指标设计

本文共选取了辽宁省14个地级市作为研究对象，数据来源于《辽宁省统计年鉴2011》、《2011中国城市统计年鉴》及《2011中国县（市）社会经济统计年鉴》。参考现有区域经济发展水平评价指标的基础上，结合辽宁省区域经济发展自身情况，选取生产总值（X1）、人均生产总值（X2）、第三产业与第一产业产值比值（X3）、固定资产投资（X4）、外商直接投资（X5）、在岗职工平均工资（X6）、社会消费品零售总额（X7）、农民人均收入（X8）、非农人口比重（X9）、人均粮食产量（X10）、在校高中生数（X11）等11项经济指标构成评价指标体系。[6]

（二）实证测评过程

为消除指标数据在量纲和数量级的差别，对数据进行标准化处理，将指标数据标准化为均值为0、标准差为1的数据，运用SPSS软件对变量进行因子分析，如表1。

通过表1可知，共提取两个特征值均大于1的主成分，且前两个主成份的累积贡献率达85.959%，反映出提取两个主成分是可以基本反映所选取的11个经济指标的信息,可以用2个新变量来代替原来的11个变量。

用初始因子载荷矩阵中的数据除以主成分相对应的特征根开平方根，求出两个主成分中每个指标所对应的系数，从而得到主成份得分。用每个主成分所对应的特征值占所提取主成分总特征值之和的比例作为权重，计算可得综合得分模型中每个指标的权重，进而建立主成分综合得分模型，其表达式如下：

F=0.107X1+0.087X2+0.073X3+0.106X4+0.101X5+0.099

X6+0.104X7+0.091X8 -0.07X9-0.034 X10+0.094 X11

根据主成分综合模型得到综合主成分得分，通过按大小对其进行排序，即可对辽宁省区域经济发展水平综合比较评价，见表2。

三、聚类分析法分析过程

本文把原始基础数据标准化后提取的2个主成分得分，看成是反映辽宁省区域经济发展水平的两个指标，采用组间联接法，以欧氏距离平方算法为度量标准，通过spss软件对辽宁省经济发展水平进行合理的区域划分。为了更加直观、清晰的了解聚类分析的，根据得到的树形图，绘制了辽宁省区域经济发展水平分布图。

四、结论

本文基于辽宁省14个地级市2011年11个基础经济指标，采用主成分分析法和聚类分析法，得出如下结论：

一是辽宁省区域经济发展水平相互之间存在很大差异，部分地区经济发展非常突出。在聚类分析过程中，若将辽宁省区域经济发展水平分为两类，沈阳市和大连市的经济发展水平单独是一类，而辽宁省其他所有区域为另一类。在辽宁省区域经济发展水平综合评价表中，沈阳市和大连市的综合得分遥遥领先，在仅有的三个正数得分中，他们的得分是第三名鞍山市的5倍多。

二是辽宁省区域经济发展水平层次分明，出现显著的断层现象。引入计算变异系数的方法，来检测分类数据的组内相对变化情况，计算可得第一类和第三类综合评分的变异系数分别为9.04%和6.29%，均未超过10%,相对变化程度很小；第四类和第五类的综合得分变异系数分别为37.0%和24.6%，相对变化也不大。在聚类分析结果中，只有第二类只有鞍山市，其他类别的区域则分布比较均匀，说明区域经济发展水平前后相对差距太大，出现了断层现象。

三是辽宁省经济发展水平区域分布不均。从整体上看，辽东地区经济发展水平较高，辽西地区的经济发展水平相对较低。沿海地区，大连市的经济发展速度一枝独秀，营口市、本溪市和丹东市的情况也比较理想，而葫芦岛市和锦州市的明显滞后。沈阳 “一小时经济圈”内，鞍山市、营口市、抚顺市、铁岭市经济发展水平较高，本溪市、阜新市和辽阳市经济发展明显落后。

2011年12月辽宁省经济工作会议在沈阳召开，会议指出辽宁省2011年度地区生产总值将超过2万亿元，增速有望达到12%。在过去的十年中，辽宁省经济连续保持了10%以上的增长速度。自国家实施振兴东北老工业基地战略以来，辽宁省工业化、城镇化加速推进，产业结构加快升级，总量扩张呈加速态势。

佩鲁的“增长极理论”和弗里德曼的“核心-理论”是区域经济研究中最有影响力的区域发展理论，他们认为区域经济的发展过程总是从一些区位条件较好的地区开始，进而影响并带动周边区域的发展，最终到达实现整个区域的稳步发展。2009年和2010年，“辽宁沿海经济带”和“沈阳经济区新型工业化综合配套改革试验区”相继上升为国家战略，从分析结果来看，沈阳市和大连市的区域经济核心的地位已经基本确立，但其对周边区域经济发展的辐射带动作用不太明显，对于缩小区域经济发展差异，带动周边区域协调发展的作用有待进一步提高。如何强化沈阳市和大连市的核心地位，释放其经济辐射能力和带动作用，最终实现共同富裕和社会和谐，将是“十二五”期间辽宁省社会经济发展面临的重大课题。

参考文献：

[1] Friedman E. Maoism and the liberation of the poor[J]. World Politics,1987.39(3):408～428.

[2] 马国霞，徐勇，田玉军.京津冀都市圈经济增长收敛机制的空间分析[J].地理研究，2007，26（3）590~598.

[3] 覃成林.中国区域经济增长趋同与分异研究[J].人文地理.2004，19（3）：36~40.

篇13

中图分类号：G646 文献标识码：A 文章编号：1671-1610（2013）05-0044-07

一、研究背景

城市群是指在特定的区域范围内云集相当数量不同性质、类型和等级规模的城市，以一个或两个特大城市为中心，依托一定的自然环境和交通条件而共同构成的完整的“城市集合体”[1]。根据国家发改委国土开发与地区经济研究所肖金成、袁朱的研究结果显示，我国大陆地区目前已形成了包括京津冀、长三角、珠三角、山东半岛、辽中南、中原、长江中游、海峡西岸、川渝及关中等在内的十大城市群[2]。统计数据显示，十大城市群以不到10%的国土面积，承载了30%以上的人口，创造了50%以上的GDP[3]。历史经验证明，城市群区域经济与区域高等教育应保持适度均衡、协调发展，才能实现区域经济与高等教育的相互促进和共同发展。因此，对我国十大城市群高等教育与区域经济协调状况的考察具有重要的理论和现实意义。从现有相关文献来看，龚怡祖、章宗礼等人较早对我国苏南农村地区教育与经济的互动机制进行了探讨[4]，孙绍荣等人从国际的视角对高等教育与经济水平的关系进行了统计研究[5]，严全治和苗文燕利用1995-2004年的统计数据对区域高等教育与区域经济的非均衡发展情况进行实证研究[6]，晏成步和高金岭对大众化进程中我国高等教育与经济发展的空间特征进行了探讨[7]，佘远富和刘超的研究认为，在大众化进程中，我国高等教育系统表现出诸多与社会经济发展不协调和不适应的方面[8]，宗晓华和冒荣对高等教育扩张过程中教育结构与经济体系的适应性问题进行了研究[9]，此外，有学者对我国高等教育与区域经济的协调性[10]、我国31个省市自治区“高等教育-人口-经济系统”协调状况[11]、我国高等教育与区域经济发展关系[12]、我国高等教育结构和经济发展的协调性[13]等问题进行了研究。还有部分学者将研究视角聚焦于特定区域展开研究，如对河南省高等教育与经济发展协调状况[14]、西部高等教育与区域经济的协调互动[15]、甘肃省高等教育与区域经济协同发展状况[16]进行了研究。而以城市群为研究对象和分析单元，对其区域高等教育与区域经济发展水平协调状况的实证研究非常少。基于上述考虑，为定量衡量和测度大陆十大城市群高等教育与经济水平协调状况，本研究在构造评价指标体系的基础上，利用相关统计数据，对十大城市群高等教育与区域经济协调度进行实证考察研究，希望为促进城市群区域经济与高等教育协同发展寻求政策依据。

高 耀 等：中国大陆十大城市群高等教育与区域经济协调度因素分析与集成评估

二、研究范围、指标设计、研究方法与数据来源

（一）研究范围

根据国家发改委国土开发与地区经济研究所的前期研究成果，结合城市群的相关鉴定标准，即有一个到几个较强经济实力的中心城市；有完善的城镇体系；有一定规模的人口与空间；有较高的产业发展与分工协作水平；有完善的基础设施网络，并考虑到相关研究成果的可比性和同口径性，将中国大陆十大城市群界定为：长三角城市群、京津冀城市群、珠三角城市群、山东半岛城市群、川渝城市群、辽中南城市群、长江中游城市群、中原城市群、海峡西岸城市群及关中城市群。

（二）指标设计

遵循指标体系设计的科学性、系统性、典型代表性、可获性及独立性等原则，结合前期相关研究成果[17] ，本文构建了由目标层、准则层和指标层构成的评价指标体系。目标层为双重目标层，即城市群高等教育水平与经济发展水平；准则层从高等教育规模（包括学生数和教师数两个指标）和高等教育质量（包括普通高校生师比和教育经费支出两个指标）两个维度对高等教育水平进行反映，从经济规模（包括地区生产总值、全社会固定资产投资总额及社会消费品零售总额三个指标）、经济结构（包括三产增加值占GDP比重和三产从业人员占总从业人员比重两个指标）、经济增长（GDP增长速度指标）和经济效益（包括人均GDP和地方财政预算内收入两个指标）四个维度对经济水平进行反映；指标层总共包括13项具体指标，以全面衡量城市群高等教育水平与经济发展水平。

（三）研究方法

本文选取的变量指标较多，数据量较大，为避免采取简单或者加权算术平均法合成指数算法简单化的不足，本文采用较为成熟的因素分析法和聚类分析法进行研究。具体研究过程为：首先通过因素分析法计算出各城市群在高等教育水平和经济发展水平上的综合得分，并分别进行排序；然后根据得分排序情况得到各城市群在高等教育水平和经济发展水平上的等级差；最后进行协调度的衡量和分析，并在此基础上得出研究结论及政策建议。

（四）数据来源

评价指标体系中的数据是笔者根据《中国城市统计年鉴（2001、2011）》、《长江和珠江三角洲及港澳特别行政区统计年（2001、2011）》中相关数据直接引用或间接计算而得；十大城市群总量指标的数据则是按照城市群所包含的各个城市数据简单求和求得；均量指标数据则是按照城市群所包含的各个城市数据简单求和，然后除以相应城市群包含城市数求得。

三、实证研究过程与结果

（一）2000年十大城市群高等教育与经济发展水平综合评价

首先从凯泽-梅耶尔-奥利金（KMO）和球形巴特利特（Bartlett）检验中验证变量间是否适合做因子分析。结果显示，衡量十大城市群高等教育水平和区域经济水平各指标的KMO值分别为0704和0660，均在适合因子分析的临界值内；球形Bartlett检验的相伴概率P值为0000，相关系数矩阵和单位矩阵有显著差异，适合作因子分析。然后使用因素分析法，按照特征值大于09的原则进行因子提取，得到衡量十大城市群高等教育水平的两个公因子（特征值分别为3852和1020；方差贡献率分别为77047和20404）和衡量区域经济发展水平的三个公因子（特征值分别为5094、1130和0951；方差贡献率分别为63675、14125和11885），前两个公因子反映了高等教育相关变量总方差的97451%，前三个公因子反映了经济发展相关变量总方差的89685%。以公因子的方差贡献率为权数，分别得到十大城市群高等教育水平和区域经济发展水平的综合得分计算公式：

2000年十大城市群高等教育水平综合得分=（ F1×77047+F2×20404）/97451

（1）

2000年十大城市群区域经济水平综合得分=（F1×63675+ F2×14125+ F3×11885）/89685

（2）

根据公式（1）和（2）分别计算十大城市群2000年高等教育水平综合得分及区域经济发展水平综合得分，并根据综合水平得分排序，然后计算等级差，结果见表1所示。

表1 2000年十大城市群高等教育与区域经济水平的综合得分及排序

城市群名称 高等教育水平

综合得分 排序

区域经济水平

综合得分 排序

等级差

长三角城市群 16428 1 19123 1 0

京津冀城市群 11787 2 02902 2 0

珠三角城市群 03315 3 02805 3 0

山东半岛城市群 -00893 4 -00470 4 0

川渝城市群 -02243 5 -03222 6 -1

辽中南城市群 -03687 6 -01469 5 +1

长江中游城市群 -04184 7 -04573 7 0

中原城市群 -05401 8 -05166 9 -1

海峡西岸城市群 -06608 9 -04669 8 +1

关中城市群 -08513 10 -05259 10 0

注：综合得分的大小并无实际意义，数据中出现负数的原因是数据标准化的结果。等级差中的“+”表示区域经济水平高于高等教育水平；“-”表示高等教育水平高于区域经济水平。

（二）2010年十大城市群高等教育与经济发展水平综合评价

与上面的分析类似，检验结果显示，2010年十大城市群高等教育水平与区域经济发展水平的KMO检验值分别为0856和0586，满足因子分析要求；Bartlett检验的相伴概率P值为0000，因此均适合做因子分析。同样使用因素分析法，按照特征值大于04的原则进行因子提取，得到衡量高等教育和经济发展水平的提取公因子，前两个公因子（特征值分别为4381和0474；方差贡献率分别为87628和9484）反映了十大城市群2010年高等教育相关变量总方差的97112%，前三个公因子（特征值分别为5116、1315和0720；方差贡献率分别为63953、16440和8997）反映了区域经济发展相关变量总方差的89390%。以公因子的方差贡献率为权数，分别得到十大城市群2010年高等教育水平和区域经济发展水平的综合得分计算公式：

2010年十大城市群高等教育综合得分=（F1×87628+F2×9484）/97112

（3）

2010年十大城市群区域经济综合得分=（F1×63953+F2×14440+F3×8997）/89390

（4）

根据公式（3）和（4）分别计算十大城市群2010年高等教育水平综合得分及区域经济发展水平综合得分，并根据综合水平得分排序，然后计算等级差，结果见表2所示。

（三）十大城市群高等教育与经济发展相关度有所降低

分析结果显示，2000年十大城市群高等教育与经济发展之间的皮尔逊（Person）相关系数为0907，肯德尔（Kendall）相关系数为0911，斯皮尔曼（Spearman）相关系数为0976，且相关性非常显著。从中可以看出，2000年十大城市群高等教育与经济发展之间的协调程度较高。而到2010年，Person参数相关系数降为0842，而作为反映匹配性的Kendall相关系数降为0556，反映等级相关程度的Spearman相关系数降为0685，且显著性水平也降低为较为显著。由此可以看出，从2000年到2010年，十大城市群高等教育与区域经济的协调程度有所降低。

（四）十大城市群高等教育与经济发展的聚类结果

为考察城市群在区域经济发展水平和高等教育水平之间的相似性及差异性，对十大城市群高等教育与区域经济综合得分数据采用系统聚类方法进行聚类分析，聚类结果如图1和图2所示。

注：综合得分的大小并无实际意义，数据中出现负数的原因是数据标准化的结果。等级差中的“+”表示区域经济水平高于高等教育水平；“-”表示高等教育水平高于区域经济水平。

由图1可知，2000年，长三角城市群和京津冀城市群高等教育综合水平最高，聚为一类，珠三角城市群和关中城市群分别单独聚为一类，剩余其他城市群聚为一类；长三角城市群区域经济发展水平最高，单独聚为一类，京津冀城市群和珠三角城市群聚为一类，其他城市群聚为一类。由图2可知，2010年，长三角城市群和京津冀城市群高等教育综合水平最高，聚为一类，珠三角城市群、山东半岛城市群和川渝城市群聚为一类，关中城市群高等教育水平最低，单独聚为一类，其他城市群聚为一类；长三角城市群区域经济综合水平最高，单独聚为一类，京津冀城市群和珠三角城市群聚为一类，山东半岛城市群、川渝城市群和辽中南城市群聚为一类，中原城市群单独聚为一类，剩余城市群聚为一类。

（五）十大城市群高等教育对经济发展的贡献非常显著，但贡献度随时间推移有所下降

为了深入分析高等教育对区域经济发展的促进作用，分别采用2000年和2010年的高等教育水平综合数据和区域经济水平综合数据进行回归分析，回归分析结果见图3所示。

从分析结果中可知，2000年十大城市群经济发展水平与高等教育发展水平的线性回归方程为：E1=C1+0820H1，其中E1表示经济发展水平，H1表示高等教育水平，C1表示常数项，模型R2=0822，调整后的R2=0800，模型拟合情况良好；F=36982，F值的相伴概率为0000，且模型参数通过了显著性水平为0001的显著性检验。线性回归结果表明，在不考虑其他影响因素的条件下，对于十大城市群而言，高等教育发展水平每增长一个百分点，将导致经济发展水平增长082个百分点，由此可见，十大城市群高等教育对区域经济发展的贡献是非常显著的。

2010年，十大城市群经济发展水平与高等教育发展水平的线性回归方程为：E2=C2+0687H2，该回归模型的R2=0710，调整后的R2=0673，模型整体拟合情况良好；F=19560，F值的相伴概率为0002，且模型参数通过了001的显著性检验。线性回归结果表明，在不考虑其他影响因素的条件下，对于十大城市群而言，高等教育发展水平每增长一个百分点，将导致经济发展水平增长0678个百分点，可见，十大城市群高等教育对区域经济发展的贡献非常显著。但从2000年到2010年，十大城市群高等教育水平对区域经济发展的贡献度由082降低为0678，这可能是由于随着高等教育的大扩展，高等教育质量亦有所下降，所以导致对区域经济发展的促进作用有所降低。

（六）十大城市群高等教育与经济发展协调度评价

借鉴相关文献[18]和结合专家意见，将十大城市群等级差分为三个档次，等级差为“0”代表“强协调”；等级差为“[±1，±2]”代表“较不协调”；等级差为“[±3，±6]”代表“强不协调”。根据上述划分标准，将十大城市群2000年和2010年高等教育与区域经济协调度情况统计（见表3），从中可以得出如下结论：

第一，2000年高等教育水平领先于区域经济水平的城市群有川渝城市群和中原城市群，区域经济水平领先于高等教育水平的城市群有辽中南城市群和海峡西岸城市群，其他6个城市群高等教育水平与区域经济水平基本持平；而到2010年，高等教育水平领先于区域经济水平的城市群有山东半岛城市群、长江中游城市群、中原城市群和关中城市群，区域经济水平领先于高等教育水平的城市群有辽中南城市群和海峡西岸城市群，其他4个城市群的高等教育水平与区域经济水平基本持平。

第二，从2000年到2010年，十大城市群高等教育与区域经济的协调程度有所下降，表现为高等教育与区域经济“强协调”的城市群数量由2000年的6个降为2010年的4个；而高等教育与区域经济“强不协调”的城市群数量由2000年的0个上升为2个。

第三，根据高等教育与区域经济发展水平高低及总体城市群数量，可将“强协调”的城市群进一步细分为“高水平强协调”、“中等水平强协调”和“低水平强协调”。若高等教育发展水平和区域经济水平综合得分位于十大城市群前3位，则归类为“高水平强协调区”；得分位于中间4位，归类为“中等水平强协调区”；得分位于最后3位，归类为“低水平强协调区”。依据此划分标准，2000年和2010年“强协调”城市群中，长三角城市群、京津冀城市群和珠三角城市群为“高水平强协调”城市群；2000年山东半岛城市群和中原城市群为“中等水平强协调”城市群，而2010年川渝城市群为“中等水平强协调”城市群；2000年海峡西岸城市群为“低水平强协调”城市群。

第四，根据综合得分绘制二维象限图（见图4），并定义第Ⅰ象限为“双领先型”城市群，第Ⅱ象限为“经济领先型”城市群，第Ⅲ象限为“双落后型”城市群，第Ⅳ象限为“高教领先型”城市群。从图4可知，2000年和2010年，长三角城市群、京津冀城市群和珠三角城市群高等教育和区域经济得分水平均最高，为“双领先型”城市群；2000年其他城市群均落于第Ⅲ象限，为“双落后型”城市群；2010年，川渝城市群和辽中南城市群落于第Ⅱ象限，为“经济领先型”城市群，而山东半岛城市群落于第Ⅳ象限，为“高教领先型”城市群。

四、研究结论与政策建议

（一）主要结论

第一，整体而言，从2000年到2010年，中国十大城市群高等教育与区域经济的总体协调程度有所下降，二者“强协调”的城市群数量由2000年的6个降为2010年的4个，而“强不协调”的城市群数量由2000年的0个上升为2010年的2个。

第二，长三角城市群、京津冀城市群和珠三角城市群在高等教育水平与区域经济水平方面均领先于其他城市群，为“双领先型”城市群；中原城市群、海峡西岸城市群、关中城市群和长江中游城市群在高等教育水平与区域经济水平方面排名相对靠后，为“双落后型”城市群。

第三，相关分析结果表明，2000年，十大城市群高等教育与区域经济的相关系数大于09，且非常显著；而到2010年，二者的相关系数有所下降，且较为显著。这表明在整个“十五”和“十一五”期间，十大城市群高等教育与区域经济的协调程度有所降低。