城市經濟發展水平大全11篇

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篇（1）

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:

篇（2）

中圖分類號：F129.9 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）05-0026-06

一、引言

2014年2月，中國大部分城市（特別是經濟發達地區的城市）因高濃度PM2.5引發人群急性死亡率、呼吸系統疾病和心血管疾病死亡率大大升高，越來越多的人開始關注和研究影響空氣質量的因素。其中有人提出，環境惡化是中國在經濟發展過程中只一味追求GDP增長造成的。那么經濟發展真的會影響空氣質量嗎？Grossman和Krueger（1991）[1]在對貿易、經濟與環境的相關關系進行研究時針對二氧化硫的排放基于庫茲涅茨曲線首次提出來“環境庫茲涅茨曲線”（簡稱EKC）假說。EKC假說認為，經濟增長與一些環境質量指標之間的關系不是單純的負相關和正相關，而是呈倒“U”形曲線的關系，即環境質量隨著經濟增長先惡化后改善。

對EKC曲線的探討，20世紀90年代國外主要是利用面板數據進行國別研究，對某種污染物排放濃度或人均排放量與人均收入（人均GDP）數據來做統計分析，其中以二氧化硫研究最多。Grossman和Krueger（1995）[2]運用模型y=a+bx+cx2對42個國家1977―1988年的歷史和截面數據進行研究，Panayotou（1997）[3]采用30個發達國1982―1994的歷史數據分析空氣中的二氧化硫。這兩個研究表明，主要的大污染物指標與收入之間存在倒U形關系。Dinda（2004）[4]將環境指標擴展為空氣中污染物、水中污染物、重金屬含量，采用模型y=a+bx+cx2+zit（zit為外部影響因素）研究發現，質量和環境的關系符合倒U形曲線關系。

對此進行實證研究的外國學者還有List和Gallet（1999）[5]等。但是他們的結論大多相似，都得出倒U形曲線關系確實存在的結論。但是仍有部分學者的實證分析并不支持EKC假說。Shafik和Bandyopadhyay（1992）[6]對149個國家和地區的10個指標與人均GDP關系進行研究卻發現污染物指標和人均GDP并不全都呈現倒U形曲線關系。Martinez-Zarzoso和Bengochea-Morancho（2004）[7]根據22個OECD國家1975―1998年二氧化碳排放量數據，發現lny=a+blnx+c（lnx）2+d（lnx）3，對數三次方程模型的擬合度更好，環境質量與經濟增長的關系為N形曲線關系。Galeotti和Lanza（2005）[8]在對100個國家僅25年二氧化硫濃度和人均GDP關系進行研究時，采用了y=a+bx+cx2+dx3和對數三次lny=a+blnx+c（lnx）2+d（lnx）3，雖然結論也并不均為倒U形關系，但是模型卻做了一定的改進。

通過分析上述學者的研究，發現大部分符合倒U型曲線關系實證研究的數據來源往往是發達國家或地區，而發展中國家或地區并不符合，它們大多呈遞增型或者N型。

因此，目前國內學者研究方向主要是針對我國的實際情況進行研究。根據研究對象不同，主要分為兩類：

第一類是以國內單個省或市的經濟發展水平和環境質量為研究對象。

吳玉萍等（2002）[9]以北京市1985―1999年經濟與環境為研究對象建立計量模型，研究結果表明：各環境指標與人均GDP演替軌跡呈現顯著的環境庫茲涅茨曲線特征，但比發達國家較早實現了其環境庫茲涅茨曲線轉折點，且到達轉折點的時間跨度小于發達國家。這表明，北京市已經進入經濟與環境協調發展的后期階段。陳華文和劉康兵（2004）[10]以上海市1990―2001年的經濟與環境為研究對象，實證研究結果表明：對于多數指標而言，環境庫茲涅茨曲線假說成立，并且不同的環境質量指標對應于不同的轉折點。因此他們認為，從總體上講，經濟增長最終將會改善環境質量，但是需要政府通過政策來協助實現。張軍（2013）[11]以河南省2000―2010年各種時間序列的環境質量、經濟數據進行試算，實證結果表明：河南省的經濟與環境質量的關系不符合庫茨涅茲曲線，曲線呈現N型。

第二類是以多個省份和城市的經濟發展水平和環境質量為研究對象。

張成等（2011）[12]對中國31個省份1991―2008年的SO2排放量和人均GDP進行整體和分組檢驗，結果表明：全國人均SO2排放量和人均GDP之間符合倒“U”型關系，拐點為6 639元。當時北京、上海和天津的人均GDP超過了拐點，實現了“雙贏”，而剩余的28個省份的人均GDP則尚未達到這一理論拐點。高靜和黃繁華（2011）[13]利用中國30個省、市、自治區1995―2009年的人均CO2排放量和人均實際GDP的面板數據檢驗EKC曲線，研究表明：東部地區存在倒U型的EKC，西部地區存在正U的EKC，中部地區不存在EKC。王西琴等（2013）[14]在東中西部分別選擇兩個典型城市共6個城市，用這些城市1994―2009年的三種污染物（工業COD排放量、工業SO2排放量、工業固體廢棄物）的標準化均值表征綜合環境污染水平，人均GDP標準化值表征經濟發展水平，對各城市的EKC曲線驗證并且分析當前所處的階段。結果表明：東部地區的兩個城市已進入倒“U”型EKC曲線下降階段；中部地區兩個城市處于倒“U”型EKC曲線上升階段的后期；西部地區兩個城市處于倒“U”型EKC曲線的上升階段。

目前，評價環境與經濟協調發展的方法主要有主成分分析法、層次分析法、模糊數學法和系統動力學模型等。由于“環境庫茲涅茨曲線”能夠更好地反映經濟是否對環境造成影響以及造成什么樣的影響，本文將基于EKC曲線分析法，采用我國31個省會城市和直轄市2003―2012年的面板數據，對經濟發展是否對環境質量（主要是空氣質量）產生影響進行驗證。

本文貢獻在于：第一，試圖通過建立基于面板數據分析的EKC模型來量化經濟增長與空氣質量的關系，研究對象是全國31個省會城市、直轄市2003―2012年的空氣質量和經濟發展水平。研究對象涉及我國各個省，地域面積廣，克服了研究單一城市的局限性。第二，采用最近十年的數據，可以為讀者提供最新的經濟發展水平和空氣質量信息，具有一定的前瞻性，而且十年的數據可以克服單一年限的偶然性。第三，本文在建立EKC模型量化經濟增長與空氣質量關系時，并非只是單純的做空氣質量與經濟增長之間的計量模型，而是首先研究空氣質量與工業排放物等直接影響因素之間的關系，然后在此基礎上引入了個體固定效應，排除了不隨時間變動的一些不可觀測的因素對空氣質量的影響。在直接因素和不隨時間變化的不可測因素都確定的情況下，做空氣質量與經濟增長之間的計量模型能更好地反映經濟發展水平對空氣質量的影響。

二、理論模型

（一）基本模型：環境庫茲涅茨曲線

環境庫茲涅茨曲線（EKC）是由Grossman和Krueger[1]在1991年參照經濟學中的庫茲涅茨曲線研究北美自由貿易協定的環境影響時首次提出的。List和Gallet[5]于1999年在其研究中提出理論模型，通過數學公式，將經濟發展等因素與環境質量聯系起來，以期發現經濟發展對環境質量的影響力。

其理論公式如式（1）所示：

Pjit=■xi=？茁jkiXjkit+？茲jiT+？著jit

其中，Pjit代表國家i在時間t內污染物j（j=SO2，NO2）的人均排放量；Xjkit代表國家i在時間t內外生參數K的矢量，當K=3時，方程為二次方，當K=4時，方程為三次方（Xjkit=1代表常數項）；T代表時間；？著是誤差項。

本文試圖通過建立基于面板數據分析的EKC模型來量化經濟增長與空氣質量的關系。建立引入經濟發展變量后的EKC模型為：

dayit=Xit？茁+？酌ln（gdp）it+？著it（2）

式（2）中，表示對數形式；day表示一年中達到二級質量天數；向量X是影響空氣質量的直接因素，包含3個變量，即二氧化氮（NO2）排放量、二氧化硫（SO2）排放量以及可吸入顆粒物（PM10）含量；GDP是各城市人均實際GDP；？著為隨機擾動項，下標i和t表示第i個城市第t年的數據。

（二）變量選擇

本文選擇1999―2012年每年“空氣質量級別二級和好于二級的天數”作為被解釋變量，以反映各城市每年的空氣質量狀況。二氧化氮（NO2）排放量、二氧化硫（SO2）排放量、可吸入顆粒物（PM10）以及人均實際GDP作為解釋變量。由于北京市城區的統計數據不全，嚴重殘缺，因此普遍采用整個北京市的統計數據（包括郊區）。基于上述模型，本文設定因變量為一年中達到二級質量天數（day），自變量的選取與設定如下：

1. 人均實際GDP。人均GDP較地區生產總值更能體現該地區經濟所處的發展階段，而不同的經濟發展階段往往體現著不同的能源消費強度和對環境保護的意識程度。空氣質量可能會因為人類的經濟活動而惡化，也可能會因生產技術的提高、環保投入的加大而改善。另外，由于我國目前大多數城市的發展主要是以第二產業為主的經濟增長，因此人均GDP也可以反映各城市第二產業的比重，從而反映對環境的影響程度。而人均實際GDP是在人均GDP的基礎上剔除了通貨膨脹的因素，使不同年份下的人均GDP具有可比性。本文選擇的是以2003年的物價水平作為基期。

2. 空氣污染指標。在研究影響空氣質量因素時，李玉敏等（2011）[15]認為主要的因素可能包括經濟整體增長、機動車保有量、第二產業產值占總產值的比重、綠色植被覆蓋率、能源結構和人口總量。本文認為，二氧化氮排放量、二氧化硫排放量以及可吸入顆粒物均是機動車保有量、第二產業產值占總產值的比重、綠色植被覆蓋率和能源結構的直接結果，因此直接由二氧化氮排放量、二氧化硫排放量以及空氣中可吸入顆粒物含量作為影響空氣質量的自變量更加直接和便利。雖然我國目前采取的是空氣質量指數（Air Quality Index，簡稱AQI）AQI來描述空氣質量，然而由于PM2.5指標是近兩年才開始統計，因此缺乏相關數據。我們采取計入空氣污染指數（Air pollution Index，簡稱API）API的三項指標來反映空氣的質量。這三項指標分別是二氧化硫排放量、氮氧化物排放量和粒徑小于10微米的懸浮顆粒物含量。

三、計量模型和分析

（一）模型

根據上面的理論模型，我們把計量模型設定如下：

dayit=Xit？茁+？酌ln（gdp）it+？著it（3）

其中，day為一年中達到二級質量天數，它是反映空氣質量的變量。向量X包含3個變量，即二氧化氮（NO2）排放量、二氧化硫（SO2）排放量以及可吸入顆粒物含量（PM10）。向量X的各變量反映了影響空氣質量的工業排污因素，這些因素是影響空氣質量的直接原因。除了這些因素外，肯定還有其他因素影響空氣質量。我們重點考察影響空氣質量的經濟因素，這個因素我們用ln（gdp）來反映，它是各城市人均實際GDP的自然對數。人均實際GDP反映了城市的人民生活水平，同時也反映了該城市的經濟發展水平。我們把X所含變量作為控制變量。我們要重點考察的是，較高的經濟發展水平（用ln（gdp）表示）會導致較低的還是較高的空氣質量（用day表示）。

（二）數據

本文所選取的研究對象包括中國31個省會城市、直轄市，研究區間選取2003―2012年。以人均實際GDP（單位：元）表示經濟發展水平，采用2003年不變價格，數據來源于歷年《中國統計年鑒》、各省統計年鑒、中國區域經濟統計年鑒和中國城市統計年鑒。以空氣質量達到及好于二級的天數（單位：天）表示空氣質量，數據來源于歷年《中國統計年鑒》。空氣中二氧化氮的含量（單位：ug/m3）、二氧化硫的含量（單位：ug/m3）、可吸入顆粒物的含量（單位：ug/m3）為三個控制變量，數據來源于歷年《中國統計年鑒》和國家統計局網站。

另外，關于缺值數據處理的特別說明。本文涉及的數據個別年份數值是缺失的，因此采用了以下兩種方式對其進行填補。一是采用插值法對缺失值處于前后年份數值已知中間的情況進行了填補。二是采用平均速率法對缺失值處于已經年份數值前后的情況進行了填補。第二種方式是通過已知中間幾年的數值計算出該地區的平均增長率，然后預測出后幾年數值和推出前幾年的數值。我們在表1和表2中分別列出各變量的描述統計量和各變量間的相關系數矩陣。從表2可以看出，ln（gdp）和day之間存在顯著的正向相關關系。

（三）計量分析

我們在表3列出計量模型的回歸和檢驗結果。

在表3的第（1）列和第（2）列中，我們對影響二級天數的控制變量進行回歸，考察各種工業排放物對空氣質量的影響。列（1）使用OLS方法，而在列（2）中，我們加入了反映各個城市個體固定效應的30個虛擬變量。可以看出，在列（1）和列（2）中，二樣化氮、二氧化硫和可吸入顆粒物這三個變量的系數均在1%的水平統計顯著，且符號為負。這兩列的結果沒有實質差別，但列（2）調整后的R2比列（1）高0.13，說明固定效應模型比OLS模型的解釋力高大約13%。這說明各種工業排放物對城市的空氣質量有顯著的負向影響。并且，我們注意到列（1）調整后的R2達到了0.768，說明各種工業排放物的變動對各城市二級良天數的變動有很強的解釋力，這個解釋力達到了76.8%，而不隨時間變動的一些不可觀測的因素則可以解釋各城市環境質量變動的13%。當然，這并不是我們主要關心的問題，我們關心的是除了這些因素以外的其他因素，包括經濟發展對城市空氣質量的影響，這種影響體現在誤差項中。

在考察主要控制變量對空氣質量的影響后，我們重點考察經濟發展水平對空氣質量的影響。我們在列（3）和列（4）中加入變量人均GDP的對數（ln（gdp）），列（3）為普通OLS，列（4）考慮了個體固定效應。結果顯示，無論是OLS模型，還是個體固定效應模型，ln（gdp）的系數均在1%的水平統計顯著，并且符號均為正。這說明城市的經濟發展水平對環境質量有顯著的正向影響。較高經濟發展水平一般意味著較好的空氣質量。另外，注意到列（3）和列（4）調整的R2分別為0.775和0.904。列（3）調整的R2只比列（1）高0.007，而列（4）調整的R2只比列（2）高0.009。這種提高幾乎可以忽略不計，說明經濟發展水平并不是空氣質量變動的主要原因，它對空氣質量變動的解釋力還不到1%。

鑒于經濟理論認為，經濟增長與環境質量的軌跡可以用倒U型的EKC曲線表示，初期的經濟增長會帶來環境質量的惡化，到達一定程度后經濟增長將帶來環境質量的改善，即EKC曲線上存在一個拐點，拐點之前人均實際GDP上升導致環境質量惡化，到達拐點時，環境質量最差，之后隨著人均實際GDP的上升而有所改善，其實質是經濟增長短期內能帶來環境的惡化，長期帶來的是環境的改善。

我們在列（5）和列（6）中引入人均GDP對數的平方（[ln（gdp）]2）。同樣，列（5）使用OLS模型，而列（6）使用個體固定效應模型。結果顯示，[ln（gdp）]2的系數同樣在1%的水平顯著為正。另外，與列（3）和列（4）相比，列（5）和列（6）調整的R2沒有任何變動。這表明，要說明經濟發展水平對空氣質量的影響，使用人均實際GDP對數的線性形式和平方形式沒有本質差別。

考慮到ln（gdp）有可能存在的內生性，我們在列（7）和列（8）中分別使用OLS和固定效應模型的工具變量法進行估計，作為列（3）到列（6）估計結果的穩健性檢驗。結果顯示，ln（gdp）仍然顯著為正，調整的R2也沒有發生顯著的變化。這說明我們上面的分析是穩健的。

為了更直觀地說明上面分析中ln（gdp）對day的影響，我們用散點圖進行說明。我們首先對以下模型進行估計：

dayit=Xit？茁+？著it（4）

我們可以得到上述模型day的擬合值，我們把它定義為“正常二級質量天數”，它反映了受各種工業排放物的影響應該達到的二級質量天數，記為norm_day。那么，實際的二級質量天數（day）與正常二級質量天數（norm_day）的偏離，反映了工業排放物以外的其他因素包括經濟發展水平對空氣質量的影響。我們把這種偏離定義為異常的二級質量天數，用extra_day來表示，顯然它可以用上述模型的殘差來表示：

Extra_dayit=dayit-normdayit（5）

顯然，extra_day反映了二級質量天數不能由工業排放物解釋的部分。在圖1中，我們畫出了各城市人均實際GDP的對數與異常的二級質量天數（extra_day）之間的散點圖，并用二次曲線進行擬合。可以看出，31個省會城市、直轄市中，大多數城市的異常二級質量天數為正，這說明以我國各城市排放的工業污染來看，大多數城市的環境水平并不算差。而且經濟發展水平較高的城市往往意味著二級質量天數越多。但城市的經濟發展水平對其空氣質量水平的影響并不是決定性的，這從較為平緩的擬合線可以看出。

四、結論和政策建議

本文以中國31個省會城市、直轄市2003―2012年的空氣質量和經濟發展水平為例，研究了經濟發展水平對空氣質量的影響。研究發現：空氣中二氧化氮的含量、二氧化硫的含量以及可吸入顆粒物的含量對空氣質量變動的解釋力超過了75%，不隨時間變動的一些不可觀測的因素可以解釋各城市空氣質量變動的13%，而經濟發展水平并不是空氣質量變動的主要原因，它對空氣質量變動的解釋力還不到1%。雖然經濟發展水平并不是空氣質量變動的主要原因，但它們依舊存在正相關的關系，即經濟發展水平較高的城市往往意味著二級質量天數的增多，但城市的經濟發展水平對其空氣質量水平的影響并不是決定性的。

由人均實際GDP對數和異常二級質量天數的擬合曲線可以看出：我國省會城市、直轄市的空氣質量與經濟發展的擬合曲線是正U型曲線最低點的右邊，但是斜率較小，即2003―2012年，我國省會城市、直轄市隨著經濟的發展，空氣質量得到一定程度的改善，但是改善程度有限。根據前人經驗，環境庫茲涅茨曲線是一條倒U形的曲線，即初期的經濟增長會帶來環境質量的惡化，到達一定程度后經濟增長將帶來環境質量的改善。我國省會城市、直轄市的曲線擬合只存在拐點后面的部分，即經濟增長帶來環境質量的改善，并沒有經濟增長帶來環境的惡化部分。分析其原因：（1）本文的樣本點取自2003―2012年，與前人研究相比，時間上具有一定的滯后性。在此時間段內，政府和群眾都已經認識到了保護環境的重要性，不能以犧牲環境為代價發展經濟。（2）本文的研究對象是中國31個省會城市、直轄市，而不是整個經濟體，空間上具有一定的獨立性。這些城市是我國較發達的城市，政府比較重視環境保護，并采取了相關的措施保護環境。然而在我國很多中小城市，政府和居民對環境的保護意識并不強。在相對獨立的空間里，各個省會城市相互的影響程度并不明顯。（3）居民對環境的保護意識在實際行為上的反應仍然較弱，各個地區對環境保護的宣傳工作作用不明顯。

空氣質量惡化是全民性問題，關乎全國人民的身體健康。從上面的結論可以看出，在我國注意環境保護后，環境污染程度有一定的改善，但是改善程度仍然不明顯，所以，我們若想徹底解決空氣污染問題，還需要做得更多。

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Does the Cities' Economic Growth Affect Air Quality

――An Empirical Analysis Based on 31Cities in China

Chi Jianyu1， Zhang Yang2， Yan Siyu1

（1.School of Economics and Management， Communication University of China， Beijing 100024， China；

篇（3）

1城市化基本介紹

隨著世界經濟體的崛起，世界經濟一體化愈發明顯，城市化發揮著不可忽視的作用，城市化高度的發展表現一個國家經濟旺盛的標志，工業化和服務業等第三產業的經濟力量。城市化從內容上分為“人口城市化”“空間城市化”“鄉村城市化”，人口城市化是農業人口向非農業人口的轉變，表現在從事第一產業人口數量的下降，第二產業，第三產業人口數量的增多；空間城市化，是一種區域模式，是由農村向城市集聚的空間現象；沃思（L.wirth)認為，城市化是鄉村人口向城市人口轉化，城市不斷完善發展，生活方式質的轉變的過程。配第-克拉認為，勞動力是經濟發展從第一產業向第二產業、第三產業，現代業發展的重要表現因素，隨著經濟發展水平提高，引起勞動力空間分布，農業人員向非農人員轉變，城市化，城鎮化集聚的變化。

2城市化與經濟發展的關系

城市化與經濟發展關系的研究歷來被世界各國人們研究，主要有發展國家、發展中國家，發達國家的城市化進程；城市化與經濟發展的相關影響因素分析研究；城市化與經濟發展的導向作用研究，促進城市化進程措施等。城市化在區域經濟發展中的作用不是單向的，城市化和工業化與第三產業是雙向導向關系，即工業化，服務業等第三產業經濟發展吸引鄉村人口進城務農，發展個人經濟水平提高，另一方面，農業人口向非農業人口的轉變，增加城市勞動力，與新發展的技術相結合，更好的促進工業化與第三產業的雙向發展。。中國城市化主要表現指標在非農人口比重、城市區域、就業結構、產業結構、城市用地比重法，即以某地區的城市建成區的面積占該區域總面積的比重來反映城市化水平，社會生活城市化水平，經濟城市化水平（人均GDP）等，本文應用論文研究中最常用的非農人口比重，即城市化率，產業結構和人均GDP城市化指標進行分析研究。

3山東省城市化發展特點

通過查閱中國統計局網站、山東省統計局網站2005-2014年城鎮人口與年末總人口數量，2005-2014年全國和山東省年末總人口和城鎮人口明顯逐年增加，這十年間中國和山東省城市化率逐漸升高，通過數據顯示2014年中國城市化率為54.77％，低于世界平均城市化率，2005-2014年山東省城市化率雖然逐年上升但還是低于全國城市化水平，可見，促進加快山東省經濟的快速發展，就必須提高山東省城市化水平勢，逐步跟上國家城市化水平，提高省內人民經濟指數和幸福指數。結束語經過對山東省城市化與經濟發展關系的研究，經過與國家城市化比較得出結論，第一，山東省內存在城市化與區域經濟發展不協調現象；第二，城市化發展程度與工業化、第三產業的經濟發展程度有相關性，即工業化與第三產業的發展促進城市化進程，城市化進程又給工業化與第三產業的發展壯大勞動力等資源；第三，影響城市化與區域性經濟發展的因素主要有外部和內部因素，主要表現在產業結構、人力資源與物質資源、國家政策等。

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篇（4）

關鍵詞 主成分分析；聚類分析；廣西；市域經濟發展；分析評價

【基金項目】廣西哲學社會科學規劃2013 年度研究課題（批準號：13BGL013）；廣西師范學院區域經濟學重點學科建設項目階段性成果。

【作者簡介】付海風，廣西師范學院經濟管理學院碩士研究生，研究方向：區域經濟與區域金融；韋海鳴，廣西師范學院經濟管理學院教授，碩士生導師，博士，研究方向：區域經濟與區域公共管理。

一、引言

廣西的區位優勢明顯，資源環境承載能力較強，發展前景十分廣闊，但由于人口、交通、經濟基礎等因素的影響，各地經濟發展速度和經濟結構存在一定差異。本文選取南寧、柳州、桂林、梧州、北海、防城港、欽州、貴港、玉林、百色、賀州、河池、來賓和崇左14個城市，利用主成分分析和聚類分析方法探討廣西各地區的經濟發展程度，這對于正確認識廣西各地區市域經濟所處的發展階段，制定正確的宏觀政策和經濟可持續發展，都具有非常重要的理論和現實意義。

二、構建評價指標

在對廣西市域經濟發展水平分析評價的過程中，可以用單一指標來完成，但要想對其全面進行衡量，就必須借助于多指標進行綜合評價，為此需要構建相對合理的評價指標體系。本文選取如下10個指標進行系統衡量：地區生產總值（億元）、地區人均生產總值(元)、城鎮居民人均可支配收入（元）、城鎮居民生活消費性支出（元）、貨物進出口總額（萬美元）、實際外商直接投資（萬美元）、全社會固定資產投資總額（億元）、社會消費品零售總額（億元）、公共財政預算收支總額（億元）、金融機構人民幣存貸總額（億元）。為研究方便起見，令X1為地區生產總值（億元）、X2為地區人均生產總值(元)、X3 為城鎮居民人均可支配收入（元）、X4為城鎮居民生活消費性支出（元）、X5為貨物進出口總額（萬美元）、X6為實際外商直接投資（萬美元）、X7為全社會固定資產投資總額（億元）、X8為社會消費品零售總額（億元）、X9為公共財政預算收支總額（億元）、X10為金融機構人民幣存貸總額（億元）。本文數據來源于《廣西統計年鑒》。

三、廣西各市市域經濟發展水平分析

（一） 主成分分析過程及結果

利用spss17.0軟件對廣西市域經濟進行主成分分析，通過設定目標累積貢獻率選取主成分，并依據所選主成分的貢獻率列出相應的回歸方程，再依據各主成分線性組合中各原始指標系數所反映出的件對原始數據進行標準化處理，對表1數據進行分析后得出相關系數矩陣（表2）。

從表2中我們可看到各變量之間的相關系數很高，同時結合KMO和球形Bartlett檢驗，進而判斷是否可以利用主成分分析法進行研究評價。

由表3檢驗可以看出，拒絕各變量獨立的假設，即變量間具有較強的相關性。

但是KMO統計量為0.620，小于0.7，說明這個主成分分析模型雖然不是很完善，但還可以接受，由此表明能使用主成分分析法進行分析。根據相關系數矩陣計算各個主成分的特征值、貢獻率及累計貢獻率，如表4所示。對經濟影響的程度進行比較分析，進而對市域經濟發展水平進行深入分析。以下依次列出利用統計軟件對市域經濟指標進行主成分分析的主要步驟及分析結果，表1為廣西市域經濟指標的原始數據。

表1中的原始數據具有不同的量綱，為了消除不同量綱對統計分析的影響，先利用SPSS17.0軟

根據累積方差貢獻率在85%以上的原則，從表4中提取3個主成分代替原有的14項指標，解釋了90.31%的方差變動，達到了減少變量的目的。依據我們所得出的主成分得分系數矩陣，即

F2 = -0.006X1 + 0.417X2 + 0.480X3 + 0.424X4 -0.104X5 - 0.157X6 + 0.016X7 - 0.070X8 - 0.118X9 -0.129X10

F3 = -0.043X1 + 0.238X2 - 0.086X3 - 0.251X4 +0.738X5 + 0.337X6 - 0.037X7 - 0.041X8 - 0.062X9 +0.052X10

從表5可看出，第一主成分與地區生產總值（億元）、全社會固定資產投資總額（億元）、社會消費品零售總額（億元）、公共財政預算收支總額（億元）、金融機構人民幣存貸款（億元） 有較高的載荷，可定義為經濟增長的綜合實力因子，用F1來表示。第二主成分地區人均生產總值(元)、城鎮居民人均可支配收入（元）、城鎮居民生活消費性支出（元） 載荷較高，可定義為居民收支的綜合實力因子，用F2來表示。第三主成分為貨物進出口總額（萬美元）、實際外商直接投資（萬美元） 有較高的載荷，定義為對外經濟的綜合實力因子，用F3來表示。提取的這3個公因子的性質及其順序較好地體現了居民消費支出和對外經濟對廣西經濟增長的影響及其地位。

依據各主成分的貢獻率可得到衡量地區經濟發展的回歸方程：F=0.6438F1+0.1525F2+0.1068F3，再根據樣本評價分析函數可得出廣西市域經濟發展的得分及排名，具體結果如表6所示。

（二） 聚類分析過程及結果

為了確保所選擇的數據正確、合理、沒有遺漏，對已經進行標準化的樣本數據進行有效性檢驗。經檢驗，14個樣本全部有效（見表7）。

對廣西各市的經濟發展水平用層次聚類法進行類分析，系統聚類圖如圖1 所示。圖中縱軸數字為樣本編號，橫軸數字為聚類標度。基于經濟意義分為以下三類：南寧、柳州和欽州為第一類；桂林、梧州、北海、貴港、玉林、百色、賀州、河池和來賓為第二類；防城港和崇左為第三類（見圖1）。

四、實證結果分析評價

由于本文選用的是總體規模指標，從主成分分析結果可知，表6的排名是廣西市域經濟發展整體規模的比較情況。從表6可知，經濟發展綜合實力因子得分最高的是南寧、柳州、桂林；居民收支的綜合實力因子得分最高的是防城港、北海、柳州和桂林；貨物進出口貿易額的綜合實力因子得分最高的是崇左、防城港和欽州。3個因子加權綜合后即表示市域經濟發展的整體水平。綜合得分最高的是南寧、柳州、桂林，排名靠前的主要是桂中北部地區，排名靠后的則是以防城港為代表的港口城市和桂東區域的賀州，基本上代表了2013年廣西各市域經濟發展的現狀。

由聚類分析結果得知，南寧、柳州和欽州為第一類，經濟發展實力較強，而農村地區面積較小，人口密集度大，工商業發達。南寧經濟基礎好，第三產業較發達，人口整體素質較高，競爭力強。柳州市利用自身的地域優勢發展第二產業，成為廣西工業重點城市，柳州市的工業經濟總量占廣西的1/4，邁入了現代化工業城市行列。欽州是廣西港口城市經濟發展速度較迅速，對外貿易額較大的城市，代表了廣西港口經濟發展的特點，從經濟發展程度上講，相對其他地區有明顯的優勢。桂林、梧州、北海、貴港、玉林、百色、賀州、河池和來賓為第二類，由于這類地區的地理位置和自然環境相對比較特殊，地區生產總值、財政收入及消費水平普遍較低，雖然政府給予一定的扶持，但是其基礎設施建設依然滯后，教育水平低，科技發展水平落后，人口素質不高，社會保障水平差。防城港和崇左為第三類。防城港是廣西三大港口城市之一，也是三港口建設規模最大的港口，但2013年整體經濟發展狀況較差，對外貿易額不高，投資規模不大，地方政府收入較少。崇左是桂西資源富集區，經濟基礎較差，公共基礎設施不完善，雖然資源豐富，但人力資源得不到很好的補充，是經濟發展較為落后的一類。

綜上所述，以廣西北部灣經濟區為代表的南寧市為第一類，北海為第二類，而防城港為第三類。其中，南寧綜合得分是防城港的3.75倍。同時，廣西西江經濟帶和桂西資源富集區的各個市域經濟發展也不均衡，兩大區域相比，廣西西江經濟帶的區域經濟排名較為靠前。由此可以看出，廣西構建“兩區一帶”的區域經濟發展戰略格局出現一定程度失衡，表現為市域經濟發展一定程度上的不平衡，地區經濟結構也有所變化。

五、促進廣西市域經濟協調發展的對策與建議

（一） 適度調整廣西“兩區一帶”區域發展戰略格局，建立健全區域協調發展機制

在面臨經濟總量下行壓力和經濟結構逐步轉型升級的背景下，廣西“兩區一帶”市域經濟出現不均衡、不協調發展現象，表現為北部灣經濟區的南寧經濟發展位居首位，防城港經濟發展居末位；西江經濟帶市域經濟發展零星散落，發展增速不均；桂西資源富集區經濟發展相對滯后。為此，首先應將工業發達的柳州并入北部灣經濟區來突破經濟發展的瓶頸，提升經濟增速，將北海和防城港兩大港口城市從北部灣經濟區分出，劃入西江經濟帶，從而實現江海互動、江海聯動發展的區域經濟協調機制。桂西資源富集區的3個城市區位相近，條件優越，資源互補，應繼續發揮河池、百色、崇左3市資源富集的優勢，進而實現陸海互動、陸海聯動發展的區域經濟協調機制。

（二） 發揮三個核心區域的發展優勢，強化經濟中心的輻射效應

從廣西經濟發展實力來看，南寧、柳州和桂林是三大核心經濟發展區，具備作為廣西市域經濟中心的能力。南寧市的綜合經濟排名居廣西首位，應充分發揮服務業優勢，整合海外聯絡的商會經濟，建設為區域性國際城市。柳州應充分發揮工業優勢，發展工業城市的循環經濟發展體系，擴大對外投資總量，加速工業跨越式發展。桂林要以旅游業作為支柱產業，加速旅游城市的工業化、產業化進程，把桂林市發展成為外向型工業化商貿旅游城市。南寧、柳州和桂林在廣西經濟發展排名相對靠前，一直保持良好的發展勢頭，要從服務業、工業和旅游業等多方面繼續增強經濟中心的輻射效應，帶動其他經濟腹地的發展。

（三） 發展沿海地區的港口經濟，增強對外經濟的龍頭帶動作用

廣西沿海環北部灣的防城港、欽州、北海三大港口是廣西乃至整個大西南對外開放的大通道和門戶。長期以來，三大港口基礎設施不完備，重復建設，功能定位不明確，也面臨著臨港產業的競爭壓力，造成三大港口城市的經濟發展出現一定程度上的不平衡。因此，北欽防應搶抓多重戰略機遇，大力爭取國家支持，繼續加快3市港口基礎設施建設，提高港口運作效率；高起點制定專門發展規劃，對各個港口進行功能定位；加快實施北欽防港區一體化進程，發展臨港經濟，從而建設大型現代化組合港。

（四） 完善落后地區的基礎設施建設，促進地區特色經濟發展

河池、百色、崇左等市地處偏遠地區，交通不發達，基礎設施不完善。同時，工業落后，經濟發展以農業為主，各項人均產值普遍偏低，整體經濟發展水平較低。尤其是桂西資源富集區表現尤為突出，缺乏對外界投資的吸引力。無論在地區工業化、產業化和城市化的進程中，還是提高居民收入和生活水平方面，這些地市都比較落后。因此，要完善基礎設施建設，擴大全社會固定資產投資總量，推進產業結構調整，注意發展地區特色經濟，在生產發展的基礎上，加快推進城鄉一體化進程，增加落后地區的城鄉居民收入。

總之，針對2013年廣西各地區市域經濟發展狀況，自治區政府要根據地區經濟發展特點來規劃布局，審時度勢，因地制宜，利用優勢條件和后發優勢實現廣西區域經濟聯動發展，形成區域協調發展的新格局。

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篇（5）

[中圖分類號]C916 [文獻標識碼]A [文章編號]1672-2426（2014）02-0066-04

無論是城市，還是鄉鎮，基礎設施都扮演著極其重要的角色。它不僅能夠吸引資金投資建廠、促進當地就業，還能促進消費，從而推動當地的經濟發展。因此，基礎設施建設就成為發展經濟的重中之重。然而，在基礎設施建設中，社區公共服務設施往往比例過小且增長過慢，需求遠遠大于供給，造成資源過度使用；而對社會生產設施投入過多且增長更新快，供給遠遠大于需求，造成資源的過度浪費。

國內外對于基礎設施與經濟發展關系的相關研究有很多。吳友人的《城市現代化和城市基礎設施建設》是從生產性和非生產性基礎設施的建設比例來討論：基礎性設施對城市現代化的重要作用；[1]胡仁科的《我國小城鎮基礎設施融資研究》是從基礎設施的融資方面來闡述如何促進小城鎮經濟發展的；[2]徐瑩的《貴州城鎮化與城鎮基礎設施建設問題研究》是以貴州的城鎮為例，從基礎設施的服務能力和質量方面入手，來分析基礎設施對于拉動城鎮經濟增長的重要作用；[3]Kapar·Brian、Abate·Janet的《policy for information infrastructure》是從生產設施建設方面入手寫其對城鎮經濟發展的作用。[4]

上述研究的對象多涵蓋整個基礎設施，很少有將研究對象定為城鎮社區的公共服務設施領域。在研究思路上多是從生產到投資角度入手，從增加就業、促進再生產方面揭示社區公共服務設施數量與城市經濟發展的關系，卻忽略了非生產性基礎設施對于經濟發展的重要作用。

公共服務設施是由公共服務與設施兩個詞語構成的合成詞，是這些詞語含義的整合。公共設施是指為市民提供公共服務產品的各種公共性、服務性設施，有基礎設施和附屬設施，其中基礎設施是指為社會生產和居民生活提供公共服務的物質工程設施，是用于保證國家或地區社會經濟活動正常進行的公共服務系統。它是社會賴以生存發展的一般物質條件。“基礎設施”不僅包括公路、鐵路、機場、通訊、水電煤氣等公共設施，即俗稱的基礎建設，而且包括教育、科技、醫療衛生、體育、文化等社會事業即“社會性基礎設施”。而附屬設施是配套設施，使得基礎設施得到更好服務、發揮更大作用、實現保值和增值功能的設施。[5]

本文以公共服務設施數量與城鎮經濟發展水平的關系為研究對象，通過對城鎮社區公共服務設施數量和中國各地區的地區生產總值（GDP）的比較分析，建立兩者的聯系。本文所有數據來源于《中國統計年鑒》。[6]

一、公共服務設施數量與投資、消費、儲蓄的關系

城鎮的公共服務設施數量對城鎮發展所需的投資、消費、儲蓄具有非常重大的影響，主要表現在以下幾個方面：

（一）公共服務設施的數量對投資、消費的影響

投資和消費是經濟發展最主要的動力，也就是說加快城鎮經濟發展最主要的就是促進該城鎮的投資和消費。從對于一個城鎮的投資和消費帶動經濟發展的方面來說，公共服務設施的數量增多對于該地區經濟的發展起著積極促進的作用。

首先，公共服務設施數量對投資的影響。對于商家投資建廠來說，一個好的投資環境是十分重要的。一般，好的投資環境必需有完善和充足的公共服務設施資源，而不僅僅是政府所建設的大型基礎設施建設（公路、鐵路、橋等），因為社區一些公共服務設施的面向是社區居民，這會給投資建廠的商家在服務設施上減少很多資金及時間的成本投入。因此，良好的投資環境可以吸引商家來投資建廠，從而直接促進地區的經濟發展。對于社區居民的投資來說也是如此，完善和充足的公共服務設施會為其解除許多后顧之憂，這樣居民就會用自己手中多余的錢進行一些投資，從而間接促進當地的經濟發展。

其次，公共服務設施數量對消費的影響。完善和充足的公共服務設施數量，除了可以促使居民將手中多余的錢用于投資以外，也可以促進居民進行消費。一旦該地區的消費水平有所提高，商家能夠獲得利潤，商家不但會加大投入力度，還會吸引更多的其他商家進行投資，這兩方面的后續影響會促進當地居民的就業，從而帶動當地的經濟發展。

（二）公共服務設施數量對儲蓄的影響

完善和充足的公共服務設施數量給居民解除了很多后顧之憂，促使居民將手中的錢用于投資和消費。如果居民用于投資和消費的錢增加了，在短時間內收入固定的情況下，居民所儲蓄的錢就勢必會減少。對于想要在此投資建廠的商家也是如此，完善和充足的公共服務設施數量，會增大商家對此地區進行投資的可能性，一旦進行投資，那么商家就不會將錢存在銀行，而且還很有可能從銀行貸款。這兩種情況都會大大減少銀行的儲蓄量。[7]因此，從這一點來看，公共服務設施數量的增多對儲蓄的增加起到一定的抑制作用。

二、城鎮社區公共服務設施數量與經濟發展水平的分析

簡單起見，本文只選擇當地當年的地區生產總值與該地區連續兩年的生產總值的增幅來分別代表各地區經濟發展水平和發展速度的指標。

（一）全國各地區城鎮公共服務設施的數量分布及其增長速度的比較分析

根據《中國統計年鑒》（2006-2008）提供的數據，得到2006至2008年中國各地區城鎮社區的公共服務設施數量（統計數據不包括：港、澳、臺地區），通過SPSS軟件，[8]得到分布圖，見圖1，其中灰色柱、黑色柱、白色柱分別代表2006年、2007年和2008年該地區城鎮社區的公共服務設施數量（單位：個）。

從圖中可以看出：第一，浙江、江蘇兩地在2006年至2008年間城鎮社區的公共服務設施數量在全國排在第一位置，而且遠遠領先于其他地區。第二，上海城鎮社區的公共服務設施數量在2006年排在中游位置，而在2007年和2008年躍居到與浙江、江蘇同一陣營。第三，從地理區域上來看，城鎮社區的公共服務設施數量最多的是東南沿海地區和長江中下游地區，其次是北方沿海地區、首都附近和西南中部地區。最后是西北地區和東北內陸型省份。第四，北京、天津、上海作為省級市擁有的城鎮社區的公共服務設施數量比一些省份多，尤其是上海。于是，我們可以初步得出結論：我國東南沿海城鎮的社區公共服務設施數量遠遠領先其他地區，少數民族地區城鎮社區的公共服務設施數量處于全國最低水平線。

（二）全國各地區城鎮經濟發展水平及其增長速度的比較分析

根據《中國統計年鑒》的數據，可以得到全國各地區城鎮經濟水平和其增長速度的分布與比較圖，見圖2，其中灰色、黑色和白色柱分別代表2006年、2007年和2008年該地區的生產總值（單位：百萬）。同時對各省級行政區的經濟發展水平進行橫向比較，以2007年各地區的生產總值和人均生產總值的數據為例，見圖3，其中，灰色柱代表2007年該地區的生產總值，黑色柱代表2007年該地區的人均生產總值（灰色柱與黑色柱的單位不同，放在一起是為了分別比較各地區之間的地區生產總值和人均生產總值）。

從中可以看出：第一，我國從2006年到2008年各省級行政區的生產總值幾乎都是逐年增加的。第二，我們將2008年生產總值達到2萬億的地區劃為A區，介于1萬億與2萬億之間的劃為B區，小于1萬億的劃為C區。由此可以看出A區：廣東、山東、江蘇、浙江；B區：河南、河北、上海、遼寧、四川、北京、福建和海南；C區：黑龍江、安徽、內蒙古、山西、廣西、江西、天津、陜西、吉林、云南、重慶、新疆、貴州、甘肅、海南、寧夏、青海和。第三，從地理區域上看，我國各省級行政區的生產總值南方省份超過北方省份，東部省份超過西部省份。從而，我們可以初步得出結論：我國經濟在不斷地向前發展，現代化水平在不斷提高，但發展依然存在不平衡態勢，有些地區經濟增長速度很快，有些地區經濟增長速度仍然緩慢。同時也應注意到，在人均方面，一些地區的人均收入過高，一些地區的人均收入過低。在生產總值方面，也存在類似的問題，尤其是少數民族地區，其經濟水平還十分低下。

（三）公共服務設施數量與城鎮經濟水平的相關性分析

根據2009年頒布的《中國統計年鑒》，得到2007年中國各地區城鎮社區的公共服務設施數量和各地區的生產總值，如圖4所示。灰色折線代表2007年該地區城鎮公共服務設施數量，黑色折線代表2007年該地區的生產總值。

從分布圖中可以看出，灰色折線和黑色折線的上升或下降的步調大致相同，各省市所對應的基本都是兩個高點或兩個低點，很少有對應一個高點一個低點的情況；地區生產總值的大小與地區公共服務設施數量的多少在數據上具有較強的同步性和正相關性；從區域分布上看，東西部地區城鎮社區的公共服務設施數量和地區生產總值與中國中部地區相比較少。

（四）公共服務設施數量的增長速度與城鎮經濟增長速度的相關性分析

根據前面的結論，筆者提出假設：各地區經濟增長的速度與各地區城鎮社區的公共服務設施數量增長的速度具有正相關性。我們用后一年的城鎮社區的公共服務設施數量減去前一年的城鎮社區的公共服務設施數量來代表公共服務設施數量的增長速度，用后一年的地區生產總值減去前一年的地區生產總值來代表城鎮經濟增長速度。其中，服務數差1、經濟數差1分別為2007年與2006年公共服務設施總量差值和地區生產總量差值的編碼，服務數差2、經濟數差2分別為2008年與2007年公共服務設施總量差值和地區生產總量差值的編碼。

從SPSS輸出結果（限于篇幅，不在文中體現）可以看出，經濟差1與服務數差1的相關系數為0.678，經濟差2與服務數差2的相關系數為0.658。這兩個相關系數都接近于0.7，說明地區的經濟增長的速度與地區城鎮社區的公共服務設施數量增長的速度具有中等程度的正相關性，從而證實筆者的假設：各地區經濟增長的速度與各地區城鎮社區的公共服務設施數量增長的速度具有正相關性。

三、結論與現實意義

通過以上分析，可以得出如下結論：

首先，各地區的城鎮社區公共服務設施數量的多少與該地區的經濟發展水平高低具有正相關性，即：城鎮社區公共服務設施數量較多的地區，其相應的經濟發展水平也較高；反之亦然。

其次，各地的城鎮社區公共服務設施數量的增長對這個地區的經濟發展具有十分重要的推動作用，即：城鎮社區公共服務設施數量增長較快的地區，其相應的經濟增長速度也較快；反之亦然。

最后，我國第一類、第三類地區與第二類、第四類地區相比，其經濟發展水平較低，經濟增長速度較慢，其中主要原因之一是：城鎮社區的公共服務設施在數量上有很大差距。因此，我們應加強第一類地區和第三類地區的城鎮社區公共服務設施的建設力度，使社會發展與經濟發展水平相協調。當然，社區服務體系建設涉及到各個部門，各級政府需要綜合協調，在社區建設中建立一個綜合協調機制，以推進我國社區服務體系健康、持續的全面發展。

參考文獻：

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[5]唐建新？熏楊軍.基礎設施與經濟發展-理論與政策[M].武漢：武漢大學出版社，2003：10.

篇（6）

加強舊城區改造的力度

按照規劃進度完成棚戶區、城中村的拆遷和建設，通過大規模的改造，不斷提升城市的居住條件，同時促進舊城區在道路、綠化、給排水、供熱及供氣等基礎設施方面的改善，實現擴容提質、打造特色、完善功能、改善環境和便民利民的目標。要建設一批彰顯河套文化內涵和具有鮮明地域特色的標志性建筑，要形成幾處集旅游觀光、休閑娛樂、商業購物和餐飲文化為一體的高標準現代化的“一條街”；要加強綠地、廣場、水系的建設；大幅度提升城市形象品味和宜居程度。

切實加大廉租住房、公共租賃住房、限價商品房的建設與供給力度，使城市發展與和諧社會建設緊密相結合

要改善居民住房條件和提升城市的功能，就要進行棚戶區及城中村改造，集中力量和采取行之有效的方法，破解房屋征收瓶頸，抓好重點區域的征收改造進度，使城市的整體面貌得以改觀。要有效、合理地促進房地產業的健康發展，激活房地產市場，加大開發、銷售、入住的力度，使城市經濟在不斷的發展中得到提升和完善。

發揮中心城市的輻射帶動作用

篇（7）

中圖分類號：F299.27；F127 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2016）10-072-03

一、未來山西省人口城鎮化水平預測

城鎮化水平的研究主要是對城市人口的發展進行預測。通過對人口規模歷史資料的統計分析，找出其在時間維度上的變化規律，以得出城市人口規模變化的比較精確的數值，以及探索其變化的規律。灰色預測法是一種既含有已知信息又含有不確定因素的系統進行預測的方法。其特點是所需信息量少，不僅能夠將無序離散的原始序列轉化為有序序列，而且預測精度高，能夠保持原系統的特征，可較好地反映系統的實際情況。這里采用GM（1，1）模型對山西省未來五年的人口規模進行預測，并對預測結果進行分析，得出山西省城鎮化發展的方針和對策。

1.GM（1，1）模型建立的基本過程。

2.山西省人口規模發展及其城鎮化分析。

（1）基于GM（1，1）模型的人口規模預測分析。采用近十年全國人口數據和山西省人口數據作為GM（1，1）模型的源數據，求得相應的預測模型，對未來五年全國總人口以及對山西省的總人口進行預測，計算未來五年相應的城鎮化發展水平，并以預測精度等級來衡量預測結果。

（2）基于GM（1，1）模型的人口規模預測結果。

運用GM（1，1）模型以及表2中山西省2006―2014年總人口數對山西省總人口的規模進行5年的預測。

得出預測模型：x（1）（t+1）=331351.816972e0.009869t-328058.106972，其預測結果如表3，其中P=1.0000，C=0.3688，預測精度等級為好，達到預測效果，所以運用GM（1，1）模型對人口進行預測有一定的可行性，具有一定的適用價值。

根據上述同樣的方法，對山西省城鎮人口進行預測，預測模型為：x（1）（t+1）=31234.755455e0.040106t-29980.195455，，P=1.0000，C=0.1425，預測精度等級為好，預測結果如表4所示。

根據表3、表4的數值，山西省未來城鎮化水平預測結果如表5：

根據表3、表4、表5可知，未來五年山西省的總人口數、城鎮化水平都在持續增加，山西省2018年總人口數達到3810萬人，城鎮化水平也相應的提高到了60%以上，并且具有持續增長的趨勢。

根據2006―2015年我國總人口數據對我國未來5年的總人口數進行預測，得出預測模型：x（1）（t+1）=24894603.092423e0.005182t-24766150.092423

P=1.0000，C=0.0344，預測精度等級為好，預測結果如表6所示。

同理得出我國未來5年城鎮人口數的預測模型：

x（1）（t+1）=1491208.072700e0.034595t-1440996.072700，P=1.0000，C=0.0344，預測精度等級為好，預測結果如表7所示。

根據表6、表7的數值，得出我國未來城鎮化水平的預測值，如表8所示。

（3）山西省未來城鎮化水平與我國未來城鎮化水平對比分析。

從表9中可以看出，無論山西省的城鎮化水平還是我國的城鎮化水平都有穩步增長的趨勢，但山西省的城鎮化水平始終低于我國的城鎮化平均水平，但差距正逐年縮小，從2016年到2020年山西省的城鎮化年均增長率均保持在3%以上，而且超過了全國城鎮化的年均增長率，并保持穩定的增長幅度，基于上述情況的分析，山西省在未來五年應加快城鎮化進程，縮小與全國的差距，但同時也應處理好加快城鎮化進程帶來的相關問題。

二、未來山西省經濟發展水平預測

運用前文分析得出的回歸模型，將未來山西省的人口城鎮化水平預測值代入回歸方程式（1）（2）（3）（4）（5）（6）中，預測未來山西省影響經濟發展水平的各相關因素的值（表10）。

1.山西省經濟規模預測。從預測結果中分析得出未來5年山西省的地區生產總值呈現穩步增長的態勢，2020年山西省地區生產總值突破4萬億元，是2016年地區生產總值的1.9倍，同比增長89.1%。對一二三產業產值的預測也同樣呈現出增長趨勢，其中第二三產業產值占地區生產總值的比重明顯增加，第二產業產值所占比重穩步保持穩定增長，其中伴隨著二三產業的發展，對生產條件、技術的改良，同時也提高了第一產業的生產總值，未來5年第一產業產值也同樣穩步增長（表10）。

2.山西省人均GDP預測。經濟規模的不斷擴大，勢必帶來人均GDP的增長，從對未來山西省經濟發展水平的預測結果中可以看出，未來5年山西省的人均GDP的增長幅度保持在15%左右。

人均GDP的顯著提高在很大程度上將推進城鎮化的進程，在此過程中則要不斷地對經濟結構進行優化，才能保持城鎮化進程的穩步發展（表10）。

3.山西省經濟結構的優化預測。

在城鎮化水平迅速提高的同時，也在不斷地改進經濟結構的運行模式，對未來山西省5年的經濟相關指標的預測結果中顯示，一二三產業的產值都在逐年增加，但是占地區生產總值的份額，二三產業仍占居主導地位，呈現出“二三一”的經濟結構模式，對預測數據的分析，第三產業的產值提升速度較快，正逐年縮小與第二產業產值之間的差距，經濟結構模式也逐年趨近與“三二一”的經濟結構模式。

在經濟結構模式轉變的同時，帶來的是就業人員結構模式的轉變，第一產業就業人員比重每年下降0.3個百分點，二三產業就業人員比重每年上升0.4個百分點，產業結構模式的轉變加之就業結構模式的轉變，在很大程度上對城鎮化的進程帶來了壓力（表11）。

因此，在城鎮化迅速發展的過程中，政府要不斷引導經濟結構模式的轉變，同時也要處理好新型就業結構模式下的工作、住房等民生問題。

三、未來山西省人口城鎮化與經濟協調發展的對策

結合對山西省未來城鎮化水平和經濟發展水平的預測，摸清未來一段時間山西省城鎮化發展的真實水平和在全國范圍內的相對位置，有效促進山西省人口城鎮化與經濟協調發展。

1.強化產業支撐城鎮化發展的新格局。根據全省產業發展的基本方向，圍繞區域資源稟賦、環境承載能力、現有經濟發展水平以及產業轉型發展趨勢，改造和提升現有產業，淘汰落后產能，強化產業支撐，加快城鎮產業發展方式的轉變，形成產業支撐城鎮化發展的新格局。發揮比較優勢，積極推動中心城市構建具有山西省特色的高端制造產業和服務業體系。結合山西科技創新城、太榆同城化建設、晉北現代煤化工基地建設、百里汾河經濟帶建設等重大布局，推動小城市和小城鎮發展具有特色鮮明、優勢互補、協同共進的產業體系。

2.加速產業梯度轉移帶動城鎮化發展的新面貌。借助全國產能結構調整的機遇，積極承接東部地區轉移而來的勞動密集型產業、資源密集型產業和加工制造業，通過產業轉移帶動山西省工業化和城鎮化的發展。對于資源優勢相對突出的城市，要借助本地豐富的優勢資源，換取轉出地的資本和技術要素，同時適當拓展產業鏈，積極探索資源產品的精細加工，實現與轉出地在產業發展方面的合作共享。對于資源枯竭型地區，要積極克服資源發展瓶頸，適當發展綠色高效的接續產業，著力探索出一條資源消耗低、環境污染少、經濟效益高的循環經濟的發展道路。

3.構建產業集聚助力城鎮化發展的新格局。推動產業集聚區高起點、高標準的建設，將基礎配套設施、標準化廠房、都市工業樓宇以及外部交通環境建設納入到城鎮發展規劃之中。通過工業化集聚水平的提升帶動城鎮化水平提高，進而推動城鎮綜合承載能力、要素吸納能力、產業輻射帶動能力的提升，最終形成產業聚集帶動城鎮化發展的新格局。

參考文獻：

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[4] 崔晉生.關于山西城鎮化建設的若干思考[J].太原大學學報，2004（5）.

篇（8）

財政收入彈性系數：即財政收入增速與經濟發展增速比。該指標反映國內生產總值變動對財政收入變動的影響。

城鄉收入彈性系數：即城鄉居民收入增速與經濟發展增速比。該指標主要反映經濟增長能促進城鄉居民收入的提高。

收入的民生指數：即城鄉居民收入增速與財政收入增速比。該指標主要是財政收入增速與城鄉居民收入增速的對比關系，在一定程度上反映了財政對民生的普惠程度。

二、2011年全區總報告及各盟市分報告

（一）總報告

從各盟市財政收入彈性系數比較來看。全區只有通遼和赤峰小于1。彈性系數最高的是鄂爾多斯2.97，最低的是赤峰市0.63。

從各盟市城鄉居民收入的彈性系數來看。其中：農牧民純收入的彈性系數中有8個盟市超過1，最高為錫林郭勒盟2.6，最低是阿拉善盟為0.8；城鎮居民可支配收入彈性系數中有9各盟市超過1，最高為錫林郭勒盟1.74，最低是阿拉善為0.67。

從各盟市收入的民生指數來看。其中，農牧民純收入的彈性系數中有5個盟市超過1，最高為赤峰市2.32，最低是鄂爾多斯0.33；城鎮居民可支配收入彈性系數中有4個盟市超過1，最高為赤峰市1.69，最低為鄂爾多斯0.36。

從全區來看2011年我區的財政收入彈性系數為1.89，財政收入的增長速度大大高于經濟增速。城鄉居民收入的彈性系數分別為1.07和1.41，表明城鄉居民收入與經濟增速實現了同步增長且農牧民的收入效應較強。城鄉居民收入的民生指數分別為0.57和0.74，說明從全區來看財政對民生的惠及程度較弱，需要在今后的發展中繼續加強。

（二）各盟市分報告

呼和浩特市

在2011年全區主要指標增速排序中：GDP增速11.3%排名第8位，財政收入增速19.5%排名第6位，城鎮居民可支配收入增速14.71%排名第7位，農牧民純收入增速14.77%排名第9位。

通過彈性系數的比對，呼和浩特的財政收入彈性系數為1.73，說明財政收入快于經濟增長，表現了較為健康的財政增長水平。城鄉收入彈性分別為1.3和1.31，說明呼和浩特的經濟增長對城鄉居民收入有直接的正向的影響。城鄉居民收入的民生指數分別為0.75和0.76，說明財政收入對民生的影響不夠充分，沒有實現同步提高。

包頭市

在2011年全區主要指標增速排序中：GDP增速15.5%排名第3位，財政收入增速16.3%排名第7位，城鎮居民可支配收入增速14.56%排名第8位，農牧民純收入增速14.74%排名第11位。

通過彈性系數的比對，包頭的財政收入彈性系數為1.05，說明財政收入與經濟發展同步增長。城鄉收入彈性分別是0.94和0.95，說明包頭的經濟增長對城鄉居民收入基本同步。城鄉居民收入的民生指數分別為0.89和0.90，說明城鄉居民收入的增長速度略低于財政收入的增長速度。

呼倫貝爾市

在2011年全區主要指標增速排序中：GDP增速14.4%排名第6位，財政收入增速15.9%排名第8位，城鎮居民可支配收入增速15.37%排名第5位，農牧民純收入增速21.41%排名第3位。

通過彈性系數的分析比對，呼倫貝爾的財政收入彈性系數為1.1，說明財政收入與經濟增長實現了同步增長。城鄉收入彈性分別為0.94和0.95，說明呼倫貝爾的經濟增長與城鄉居民收入基本同步。城鄉居民收入的民生指數分別為0.97和1.35，說明財政收入與城鄉居民收入基本同步，且對農牧民影響較大。

興安盟

在2011年全區主要指標增速排序中：GDP增速10.4%排名第10位，財政收入增速29.9%排名第3位，城鎮居民可支配收入增速15.02%排名第6位，農牧民純收入增速17.43%排名第5位。

通過彈性系數的分析比對，興安盟的財政收入彈性系數為2.88，說明財政收入大大高于經濟增速，表現了經濟增長對財政的巨大貢獻。城鄉收入彈性分別為1.44和1.68，說明興安盟的經濟增長對城鄉居民收入的影響較大。城鄉居民收入的民生指數分別為0.5和0.58，說明財政收入對民生的影響不夠充分，財政惠民的力度較弱。

通遼市

在2011年全區主要指標增速排序中：GDP增速14.6%排名第5位，財政收入增速13%排名第9位，城鎮居民可支配收入增速16.02%排名第4位，農牧民純收入增速20.22%排名第4位。

通過彈性系數的分析比對，通遼的財政收入彈性系數為0.89，說明財政收入略低于經濟增速。城鄉收入彈性分別為1.1和1.38，說明通遼的城鄉居民收入略高于經濟增速。城鄉居民收入的民生指數分別為1.23和1.56，說明財政收入增長對城鄉居民收入的影響較大。

赤峰市

篇（9）

一、引言

城市化是綜合國力和國際競爭力的集中體現，是人類文明進步的標志。2001諾貝爾經濟學獎獲得者斯蒂格利茨曾指出，新世紀對于中國有三大挑戰，居于首位的就是中國的城市化，認為“中國的城市化將是區域經濟增長的火車頭，并產生最重要的經濟利益”。2010兩會期間，政府工作報告提出要將“堅持走中國特色城鎮化道路，促進大中小城市和小城鎮協調發展，著力提高城鎮綜合承載能力。1城市化是社會生產力發展的必然產物，它是一個綜合性概念，不僅是一個城市數量與規模擴大的過程，同時也是一種城市結構和功能轉變的過程。具體表現為：一個國家或地區的農業人口轉化為非農業人口，即人口由農村向城市轉移；農村區域的不斷減少，城市區域的不斷增加；勞動力、資金等生產要素由農村向城市聚集，農業在國民經濟中份額的下降及第二、第三產業份額的上升；城市自身發展和素質的提高；城市功能對農村的輻射影響等等。從某種意義上講，城市化水平是一個國家現代化的重要標志。城市化水平一般用城市化率來表示。城市化率是指一個國家或地區城市人口占其總人口的百分比。其計算公式為：

城市化率=國家（地區）城鎮人口/國家（地區）總人口×100%

二、湖北省城市化水平發展的現狀

圖1

湖北省是我國歷史上最早出現城市的地區之一，湖北省經濟社會的快速發展，極大地促進了城市化水平的提高。特別是改革開放以來，隨著經濟的發展和工業水平的提高對勞動力需求的不斷增加，人口的城市化水平趨勢更為顯著。據國家統計局數據顯示，我國的城市化水平（用于衡量城市化水平最常用的指標是人口城市化率，即城鎮人口占總人口的比重）從1978年的17.92%到2011年的51.27%，漲幅高達411.6%，而湖北省城市化率也從1978年的15.09%增長到2011年的51.83%。顯示出我省的城市化水平從建國初期到現在一直保持增長的趨勢。2001年，我省城市化水平為40.22%，在全國31個省市中居第12位。現在，這一比重已高于全國平均水平4.13%，這在中西部地區（內蒙古除外）是“拔尖”的，但比排在“前三甲”的上海、北京、天津低30個百分點以上，與同為老工業基地的遼寧、黑龍江、吉林相比，也有10個百分點左右的差距，這與我省城市的規模尚小、功能較差有關。如，我省大城市只有4個（武漢、襄樊、荊州、黃石），比遼寧少6個，特大城市只有武漢，比遼寧少3個。而到2011年，我省城市化水平高達41.83%，城市化率一年提高2.1個百分點，高于全國平均水平0.56個百分點，同時轉移農村人口達到138.27萬人。圖1中，我們觀察中國城市化率與湖北省城市化化率（其中x1為全國城市化率，x2為湖北省城市化率）。

從圖1可以看出，我國與我省城市化水平都大體表現為逐步上升的趨勢，但是湖北省的城市化水平在1998年到2005年間高于全國城市化水平，到2006年至2010年間略低與全國城市化水平，而到了2011年開始高于全國城市化水平。

按照城市化發展的一般規律，一個地區的城市化率高達50%，人均GDP超過3000美元以后，就進入了城市化發展水平的加速發展期。而2011年我省人均GDP為5300美元，遠遠超過了3000美元，這表明湖北省城市化正處于加速發展期。如果這一時期城鄉一體化改革體制和政策調整有重大突破，城市化率有望達到60%至65%。因此，這一時期政府調整城市化改革，加快城市化進程的發展對城市化水平的提高具有重要意義。

（一）城市化水平對區域經濟發展發展的相關性檢驗

自工業革命以來，城市化進程才開始加速。據錢納里的世界發展模型（錢納里，1988），在工業化率、城市化率同處于0.13左右的水平以后，城市化率開始加速，并明顯超過工業化率（見圖2，工業化率指制造業附加值占GDP比重，城市化率指城市人口占總人口比重）。

圖2 城市化率與工業化率比較世界發展模型

同時，發展中的城市以其聚集效應為工業的發展提供良好的條件，并且提供一個總量不斷擴大、由較高收入的城市就業人口組成的市場，對工業持續增長起到拉動作用。對發展中國家說，城市化還通過不斷吸收農村人口而改造傳統的農業生產方式，使經濟走向現代化。

（二）最小二乘估計

本文在此處使用湖北省1982—2011年城市化水平數據和經濟發展水平的數據，把城市化率作為解釋變量，人均GDP作為被解釋變量，來分析湖北省城市化水平對地區經濟發展的影響。首先，利用了最小二乘估計，通過簡單的回歸分析，得出下圖表：

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

從表中我們可以看出，城市化水平與區域經濟發展的擬合度為0.9037，可見我省的城市化水平與經濟發展之間呈現高度相關關系。由此我們可得出結論：中國城市化水平與經濟發展之間的相關程度非常高。

（三）時間序列平穩性檢驗和協整檢驗

目前，對時間序列的分析是通過建立以因果關系為基礎的結構模型進行的，而無論是單方程的計量經濟學模型還是聯立方程計量經濟學模型，都要求這些數據是平穩的，以此來判斷兩者之間的相關性。同時，我們還需要在序列平穩的基礎上，分析兩個經濟變量之間具有長期穩定的關系，以此證明城市化水平對經濟發展的影響并不是偶然事件。這里也是選取了湖北省1982-2011年的人均GDP與城市化率的數據來分析時間序列的平穩性和協整檢驗，見下圖：

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.

（這里的ZC值的是人均GDP）

從結果可以看出t檢驗值為-4.903188小于顯著性水平，說明人均GDP無單位根，且差分平穩（這里按同樣的方法也可以得出城市化率也是無單位根也就是平穩的），所以序列人均GDP和城市化率都具有平穩性，這里可以進一步證明城市化水平是對經濟發展有影響，兩者之間存在關系。接著，我們對殘差e做時間序列模型，進一步得出協整檢驗的模型，見下圖：

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.

從圖中依然可以看出序列e無單位根，說明兩個序列在顯著性水平上也是協整的。說明城市化水平與區域經濟發展之間的關系是協整的，具有相關性。

然而，從梁強在對《城市化水平對經濟發展的互動機制分析》的脈沖響應模型檢驗中，我們可以看出，城市化率在初期對經濟發展有持續的正向作用，到一定時期之后開始呈現負面作用，到末期又回歸到正向作用。這說明了開始城市化水平對區域經濟發展呈現正相關關系，然而，維持過快的城市化水平不僅不會促進經濟發展，相反還會給經濟發展帶來負面作用，阻礙經濟發展的步調。這主要是因為過快的城市化率會引發一系列的問題：如，城市環境污染嚴重、交通擁擠、失業率上升等。后期又經過政府政策的調整和體制改革，最終回歸到穩定的正向關系。因此，我們認為，城市化水平當以一定的增長速度，才能有效的促進區域經濟發展。當城市化水平發展過快時，有可能阻礙區域經濟發展的腳步。把握好城市化水平的節奏尤為重要。②

三、城市化水平對湖北省經濟發展的作用

（一）城市化水平提高能擴大湖北省的市場需求

目前，湖北省的市場需求和城市化均與沿海發達地區相比還處于較低水平。根據斯密的觀點，農村與城市相比，有些業務，哪怕是最普通的業務，也只能在大都市經營。雖然這個觀點不一定全部正確，但是卻能說明了城市化過程也就是市場需求增加的過程，隨著農業人口向城市的遷移。城市規模逐步擴大，對商品的需求相應也會增加，從而帶動了食品、服裝、機械、電子等一系列相關產業的發展。根據統計資料顯示，城市人口的消費能力遠遠高于農村地區，所以城市化水平的提高能極好的帶動市場消費。城市既是經濟中心，又是區域最大的市場，城市市場規模越大，其經濟優勢越明顯，吸引區外各種生產要素的能力越強，城鄉之間的交易越頻繁和交易量就越大，城市帶動鄉村經濟的能力越強（段瑞君）。

（二）城市化水平的提高可以吸納農村剩余勞動力

2010年從湖北省統計年鑒可以看出，湖北省的人均耕地面積為0.87畝，農林牧業人均占有為0.37畝，而我國的人均耕地1.51畝。同時，從1978年-2010年湖北省城鎮失業率均低于4.4%，處于充分就業階段，這同時也在透露信息表明湖北省城鎮需要大量的勞動力，也顯示了讓農村剩余勞動力向城市轉移的必要性。因此，對農村人口眾多的湖北省來說，在沒有耕地與農林業的優勢情況下，只有加大城市化水平，大力發展現代制造業的同時，把所有勞動密集型企業都向外轉移，在產業鏈上力求緊密結合，實現優勢互補和協同發展，進而全面提升城市的就業吸納能力，才能很好的擴大湖北省地區的就業。③

（三）城市化水平提高有利于發揮聚集效應

目前，湖北省與東部地區的省份相比，城市效應還存在很大差距，東部地區經過20多年的高速發展，已經形成了城市聚集效應的增長極。湖北省由于城市規模偏小，城市化水平較低，吸收各種生產要素的能力不強，目前還沒有形成有效的城市效應，只有加快城市化進程，吸收優秀人才和資金投入，尤其是通過武漢地帶圈的輻射作用帶動周邊城市的發展，才能更好地把優質資源匯聚到城市，從而帶動本區域的經濟增長。

（四）城市化能夠促進湖北省的創新

三星公司的雅各布斯說：“大部分的街區都應縮短距離。也就是說，要有很多在大街以及轉角相遇的機會”，使得城市充滿差異意味著高產出、中產出、低產出和無產出企業的混合”。通過城市化，使得創新在城市群里集聚，也就是“縮短街道”，把各種高新技術聚集起來，形成創新集群體，同樣也能匯集廣泛的創新意識體，把大批產業相關的企業聚集在城市中，既加強了彼此的競爭，又能產生互相學習的效應，使原來基于資源稟賦的比較優勢發展為創新優勢。

四、結果分析與總結

2011年湖北省城市化水平首次全國平均水平，達到51.83%，但是總體來說，城市化率相對于東部地區依然較為低下，因此，加快提高城市化水平極其重要。城市化本質上是一個人口的地域集中過程，人口和經濟的集中便于經濟活動利用技術和資本的外部性，通過加快城市化進程，提高生產率，增加盈利能力，從而促進資本高效和創新體制的形成。結合以上的分析，我們可以總結出，合理的城市化發展水平可以很有效的推動地區經濟的發展，形成城市創新圈、人才圈和增長極，增加地區就業。而維持過快的城市化率卻會給經濟發展帶來負面作用，不僅不會促進經濟發展，相反，還會阻礙經濟發展的步調。因此，在強調城市化對經濟發展的積極作用時也要注意其不良的影響，以循序漸進的步伐加快城市化進程，推動經濟發展。

注釋：

①江易華，程瓊.湖北省城鎮化現狀及對策分析.

②梁強.城市化水平與經濟發展的互動機制分析.

③段瑞君.中部崛起的城市化探析.

參考文獻：

[1]梁強.城市化水平與經濟發展的互動機制分析[J].蘭州學刊，2011（11）.

[2]王小魯，夏小林.城市化在經濟增長中的作用[R].是國民經濟研究所，2011.

[3]江易華，程瓊.湖北省城鎮化現狀及對策分析[J].湖北工業大學學報，2011（26）.

篇（10）

在房地產盲目助推大量高星級酒店誕生的情況下，“十二五”末已出現酒店布局不均、需求過剩、經營業績下滑、部分酒店面臨拍賣或轉型，為此，及時科學指導城市酒店業的發展與城市經濟的發展相協調，推進第三產業的健康發展，防止過度發展或發展不足而損害城市區域的經濟發展。為此，科學指導城市酒店的發展規模及其分布在“十三五”建設期間顯得尤其重要。

一、國內外文獻及研究現狀

國外針對區域酒店與經濟發展相關性研究的不多，因世界前10酒店管理集團中有7個在美國，為此重點關注了美國在該方面的研究。主要有：學者Smith分析美國從1990年到1998年這段時期，灑店業構成比例、規模增長和收益變化，他的分析是很有意義的，能對投資者降低酒店投資的風險。學者JanA Deroos的研究主要基于NOR指標，即理論住房率，他研究分析這個指標的重要意義，是實現對美國酒店業的供求情況進行平衡。學者Jeong-Gil Choi根據美國近30年的酒店增長率情況以及對美國酒店業的未來發展周期和轉折點進行預測。強調通過城市經濟的發展從多因素的角度對區域酒店業布局等進行系統的研究。

國內酒店管理方面的學者專家也在不斷完善相關的理論體系，瞿富強對酒店項目與區域經濟建設可行性研究進行了比較與分析。馬智亮、鄧子瑜等提出了酒店業與城市經濟發展研究集成化輔助系統的模型。葛良文結合以往宏觀行業調控研究成果，論述了酒店業在區域經濟建設中的框架及作用。王勇評述了酒店發展與地區建設的問題與對策，系統性地歸納了酒店業與地區經濟相互促進相互依賴的重點關注區域。楊永堂研究了酒店規模發展與地區GDP與CPI數據的關系，從基準收益率、現金流、影響因素等方面細致地作了財務評價研究。

本文嘗試通過地區經濟發展的主要指標體系給出地區經濟發展水平指數，將地區經濟發展與酒店業發展進行關聯分析，構建兩者之間協調關系的模型，并運用重慶市的樣本數據進行實證檢驗。

二、城市酒店業與經濟發展的彼此影響動因

（一）城市酒店業的發展是經濟發展的需要

酒店業的發展本身也是地區經濟發展的重要組成部分。由于城市資源和發展定位的區別，對地區經濟的貢獻占比也就不同，如以旅游度假定位的三亞等，酒店的收入與利潤對城市GDP的影響占比較大，而以中心城市定位的重慶等酒店對城市GDP的影響占比目前在10%-15%之間，且呈上升態勢。主要影響體現在五個方面：一是酒店業的發展會為城市經濟發展帶來發展資金；二是高星級酒店能提升城市形象，創造良好的投資環境；三是增加城市國民生產總值和稅收；四是會帶動相關行業的發展，如建筑業、商業、交通業等；五是酒店I是勞動密集型行業，對就業的吸納能力強，酒店業的發展能在很大程度上創造就業機會，提升城市的就業率。

（二）城市經濟的發展促進酒店業的發展

酒店業的發展依賴于地區經濟發展水平，且總是和地區經濟發展水平相適應。主要影響表現在三個方面：一是資本逐利的本性會吸引財團在城市經濟發展較好城市投資建造酒店；二是城市經濟的發展帶來商務和旅游人數增多、流動加快，促使解決餐飲、住宿問題的酒店業出現巨大的市場發展空間；三是政府部門會創造良好的投資政策，特別是銀行資金的支持、稅收的支持及土地費用的支持等；四是城市基礎設施配套、交通、通訊和市政設施等的提升改造，為酒店業的發展創造了良好的外環境；五是在城鎮化及房地產引領城市經濟發展中，近5年新建的高星級酒店約90%是以房地產集團為背景的酒店。

三、關聯性及協調性分析

（一）酒店業與城市經濟發展水平的衡量指標

鑒于數據的可獲取性，本文選取了國民生產總值、第三產業的投資額、第三產業的收入、房地產開發投資額、進出口總額、國內游客人次和收入、國外游客人次和收入、人均可支配收入、外資利用額等9個與酒店業緊密相關的經濟發展指標來衡量經濟發展水平。選取酒店數量、客房數量、床位數量、酒店員工數量等4個指標，及在地區的具有代表性的國有和私有酒店各一個，平均其總收入、總利潤、可售房價格、可售房利潤、客房收入、客房出租率等6個反映經營質量的發展指標來衡量酒店業的發展水平。數據來自《重慶旅游統計公報》、《重慶國民經濟和社會發展統計公報》及重慶勁力、萬友康年大酒店。

表1 重慶市2000年---2015年主要經濟發展指標及酒店發展指標數據

（二）城市酒店業與經濟發展水平指數測算

本文采用主分量分析方法來評價經濟發展水平。步驟如下：首先，將原始數據轉換成標準化的數據；然后，運用SPSS軟件進行主分量分析，得到特征值和方差貢獻率。將各主分量貢獻率占選取主分量的累積貢獻率的比重作為權重，計算經濟發展水平指數計算公式為：

F=■wk*fk （1）

其中，F表示地區經濟發展水平指數，wk為權重，wk=λk/■λk*λk，λk為第k個主分量的貢獻率，fk為地區第k個主分量得分。運用因子分析方法對11個指標的數據做KMO和Bartlett檢驗，運算結果為KMO=0.62，大于0.5；Bartlett球形檢驗統計量值為209.23，其相位的伴隨概率P值為0，小于顯著性水平值0.01，表明變量指標之間存在復雜的統計相關關系，樣本數據可做因子分析。對地區的相關指標數據做主成分分析，根據特征值大于1的原則，入選2個主成分的特征值分別為5.065、1.255，累積方差貢獻率為80.45%，由此可以判斷這兩個主分量能夠很好地代表所有指標的信息，能夠較好地反映地區的經濟發展水平。將地區在兩個主分量上相應的得分和主分量的權重代入到公式（1）中，即得到城市經濟發展水平指數-0.42，酒店業發展指數0.25。

（三）城市酒店業與經濟發展關聯分析

酒店業發展水平與地區經濟發展水平的皮爾松相關系數為0.875（顯著性水平在0.01的雙尾檢驗），表明酒店業發展和經濟發展高度正相關，兩者之間相互促進。為了進一步驗證酒店業發展與經濟發展之間的關聯關系，構建地區經濟發展水平對酒店業發展水平的回歸模型。建立回歸模型：Y=a1+b1X+e1 （2）

經計算，回歸系數b1=0.855，可決系數為0.756，回歸結果進一步驗證了酒店業與經濟發展之間存在的正相關關系。

（四）城市酒店業與經濟發展協調度y算

協調發展強調整體性、綜合性和內在性，是多系統或要素在協調基礎上的綜合發展。由于系統處于動態變化之中，系統內部要素或系統之間的關系也在不斷調整，通過協調度來度量系統之間或系統內部各要素之間協調狀況。設酒店業發展指數和地區經濟發展指數分別為X 與Y，參考有關協調度研究的文獻，定義酒店業與地區經濟發展的協調系數公式為：

SXY=（X+Y）/■ （3）

式中，SXY代表酒店業與地區經濟發展協調系數。協調系數SXY的大小與系統發展的協調性呈正相關，SXY越大，系統的協調性越高，反之，則協調性越低；SXY的取值介于-1.322和1.322之間。為了清楚地反映兩者協調發展的程度，根據SXY值的變化采用均勻分布函數法將協調度分為六個等級：1≤SXY

四、結論及意見補充

（一）結論

本文對城市酒店業與經濟發展之間的關系以及兩者之間的協調度進行了探討，結果表明：①酒店業與地區經濟發展之間有著較強的正相關關系；②酒店業與地區經濟發展水平，受到地域資源差異及城市發展定位的影響；③酒店業與地區經濟發展還受宏觀政策的影響；④城市經濟發展必然會帶動酒店業的發展，酒店業的發展成為城市經濟發展水平的標志。

（二）建議

酒店業是地區經濟發展這個大系統中的子系統，協調好酒店業與地區經濟發展之間的關系是酒店業與地區經濟良性發展的基礎。實證分析表明重慶地區酒店業與地區經濟的協調度是輕度失調，為了使兩者更好地協調發展，本文提出如下建議：（1）城市酒店業與經濟發展之間的相互促進是不對稱的，對當前酒店產能過剩，建議政府部門控制指導酒店建設的合理布局和總體建設規模；②對目前酒店的發展狀況進行全面調研，適當采取減稅等政策支持酒店的良性經營，調整兩者發展的失調。③城鎮化建設中，房地產企業為規避資產經營風險而利用政策投資建造酒店，政府部門應逐步退出對房地產企業的政策引導，同時也有利于當前對房地產的調控；④在酒店服務與管理人才方面，政府、酒店、學校要三方聯動搭建平臺，解決城市酒店業與經濟發展中的人力資源問題；⑤建議行業協會加強對酒店之間無序競爭的干預，規范市場價格，確保員工薪酬，確保服務品質，與地區經濟發展形成良性的互動。

（三）不足

以上分析主要是建立在高星級酒店層面，今后還需對城市酒店業中的特色酒店、主題酒店、民宿酒店和經濟型酒店等進行主成因素的分析。

參考文獻：

[1]魏鋒，曹中.我國服務業發展與經濟增長的因果關系研究[J].統計研究，2007.

[2]生延超，鐘志平.旅游產業與區域經濟的耦合協調度研究―以湖南省為例[J].旅游學刊，2009.

[3]吳建楠等.基礎設施與區域經濟系統協調發展分析[J].經濟地理，2009.

[4]臧華.國際酒店集團經營策略比較研究[J].商業現代化，2010，（11）.

[5]曹晶.我國飯店業發展區域差異及對策探析[D].東北師范大學人文地理學，2010.

篇（11）

二、指標體系構建與研究方法

(一)指標體系構建

為了全面、客觀地反映我國城市循環經濟發展水平,本文在選取評價指標體系時,在緊密結合所研究城市實際情況和保障數據資料可獲得的前提下,遵循了系統性、全面型、科學性、可比性、可操作性等原則,構建了我國城市循環經濟發展水平綜合評價指標體系。

(二)研究方法

1、原始數據的同趨勢化和標準化處理

(1)類型一致化處理。因此指標體系中的指標既有正指標也有逆指標,為了使指標同趨勢化,本文將用極小值法將逆指標轉化為正指標。

(2)標準化處理。因為各組數據的量綱不同,因此需要統一對它們進行標準化處理。本文采用標準差方法對原有數據進行標準化處理。

2、主成分分析法

主成分分析法是由霍特林于1933年首先提出的,它的主要原理是利用“降維”的思想,通過研究指標體系的內在結構關系,在損失很少信息的前提下,把多個指標轉化成少數幾個相互獨立,而且包含原有指標大部分信息(≥85%)的綜合指標的多元統計方法。通常把轉化生產的綜合指標稱為主成分,每個主成分都是原始變量的線性組合。

3、聚類分析法

聚類分析法是研究“物以類聚”的一種方法,它根據一批樣本(或變量)數據本身的特性,按照一定的類定義準則,對所研究的事物進行歸類。最終會繪成一幅系統聚類的譜系圖,再根據一定的原則確定最終分類結果。

三、我國17個沿海城市循環經濟發展水平的實證研究

本文選取天津市、秦皇島市、大連市、上海市、連云港市、寧波市、溫州市、福州市、廈門市、青島市、煙臺市、深圳市、珠海市、汕頭市、湛江市、北海市和海口市17個沿海城市作為研究對象。

(一)主成分分析

首先利用統計學軟件SPSS13.0對我國沿海城市循環經濟發展水平綜合評價指標體系的各個子系統原始數據進行標準化處理,進而對標準化后的數據進行主成分分析,得出相關系數矩陣(略)及其特征值和方差貢獻率,從而得出我國部分沿海城市循環經濟發展水平的各個子系統的綜合得分,并對其綜合得分進行排序。

在此基礎上得出6個主成分的各自得分,并進行相應的排序。進而根據6個主成分的方差貢獻率對各個主成分的得分進行加權平均,可得出我國17個沿海城市循環經濟發展水平的綜合得分,并對其得分進行排序(表1)。

(二)聚類分析

為了進一步對所研究的17個沿海城市循環經濟發展水平的差異化進行研究,本文選用SPSS13.0繼續對這17個沿海城市的循環經濟發展水平綜合評價指標體系的各個子系統的指標數據進行聚類分析。選用組間平均鏈鎖距離法作為類與類之間距離的計算方法,選用平方歐式距離作為樣本間距離的計算方法,得出這17個城市循環經濟發展水平的樣本歸屬情況。

(三)評價結果分析

從各個城市循環經濟發展水平的綜合情況可以看出,深圳市以3.44的得分高居榜首,深圳市和上海市則以0.99和0.48的得分位居第二位和第三位,說明了這三個城市在所研究的沿海城市中屬于循環經濟發展水平較高的地區;除了大連市、廈門市和青島市的綜合得分均在0分以上,其余11個城市循環經濟發展水平的綜合得分均在0分以下,這些城市循環經濟的發展水平則相對落后。

根據循環經濟發展水平的高低,所研究的17個沿海城市大概可以分為四大類:第一類是海口市;第二類是深圳市;第三類是北海市;剩余14個沿海城市是第四類。將聚類分析法的結果與通過主成分分析得到的這17個沿海城市循環經濟發展水平的得分及排名情況相比較,除湛江市之外,可以看出二者基本上是一致的。由此可見,本文所建立的我國城市循環經濟發展水平綜合評價指標體系的評價結果具有一定的可信度。

綜上所述,本文所研究的我國17個沿海城市循環經濟發展水平之間存在較大的差距,而城市的經濟實力、國家相關政策的扶持力度、環保投入、環保意識、城市規劃、資源利用效率、資源再循環、再利用水平及社會和人文環境均是影響城市循環經濟發展的重要因素。

四、結論與建議