時間：2023-07-27 16:24:03
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)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篇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進(jìn)步。
關(guān)鍵詞：旅游業(yè) 區(qū)域差異 協(xié)調(diào)發(fā)展
一、江蘇省旅游業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀及存在問題
(一)江蘇省旅游業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀
近年來，江蘇省旅游業(yè)的發(fā)展可謂突飛猛進(jìn)，旅游總收入從2001年的744.1億元增長到2007的2826.90億元，短短7年之中旅游總收入增加近3倍。全省旅游增加值從2001年的296.2億元增加到了2007年的1249.50億元，增長幅度之大有目共睹。到2007年為止，全省旅游生產(chǎn)總值已經(jīng)占到生產(chǎn)總值的4.9％。2007年，全省各類旅游景區(qū)接待游客3.2億人次，同比增長15.5％，年游客接待量100萬人次以上的景區(qū)達(dá)到了68個。旅游度假區(qū)經(jīng)營管理取得新進(jìn)展，2007年全省7個國家級、省級旅游度假區(qū)共接待游客2137.5萬人次，同比增長7.2％：實現(xiàn)營業(yè)收入46.2億元，同比下降10.7％：招商項目203個，合同金額67.7億元，其中外資5.6億元。2007年，全省公路、鐵路、水路、航空等各種運輸方式完成旅客運輸量187240.54萬人次，比上年增長16％：旅客周轉(zhuǎn)量1596.06億人，公里，比上年增長16.8％。
(二)江蘇省旅游業(yè)發(fā)展存在的主要問題
據(jù)2007年江蘇省旅游業(yè)年度報告提供的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，國內(nèi)旅游收入全省排名第1、第2的蘇州(570.34億元)和南京(526.03億元)，分別是排名倒數(shù)第1、第2的宿遷(17.99億元)和鹽城(56.01億元)的31.7倍和9.4倍：旅游外匯收入位于全省第1、第2的蘇州(88916.27萬美元)和南京(80763.71萬美元)是位于全省末1、2位的宿遷(1188.18萬美元)和淮安(2229.57萬美元)的74.8倍和36.2倍。從以上兩組數(shù)據(jù)的對比不難發(fā)現(xiàn)，在江蘇省旅游快速發(fā)展的背后，存在著巨大的區(qū)域發(fā)展不平衡性。研究和協(xié)調(diào)這種旅游區(qū)域發(fā)展的不平衡性顯然具有很強(qiáng)的現(xiàn)實意義。
二、江蘇省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域差異研究
(一)江蘇省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異定量研究
區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的測度必須基于一定的指標(biāo)，而且所選取的指標(biāo)必須能反映各個區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的整體狀況，從經(jīng)濟(jì)角度研究旅游，可選取的指標(biāo)主要有旅游外匯收入、國內(nèi)旅游收入及旅游總收入等。指標(biāo)的選取要保證數(shù)據(jù)的可獲取性與區(qū)域間的可比性。由于各地級市旅游外匯收入和旅游總收入的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)較難獲取，本文選取各地級市的國內(nèi)旅游收入來表征各市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平。區(qū)域差異有絕對差異與相對差異兩種。絕對差異表示經(jīng)濟(jì)總量方面的差異，會受物價水平、量綱的影響，因而不同時點之間可比性較差。相對差異本身是個比值，沒有量綱，因此不受時間等因素的影響，具有廣泛的可比性。因此，本文采用標(biāo)準(zhǔn)差(St)與變異系數(shù)(Vt)分別測算區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)絕對差異與相對差異的總體變化情況。
St=[∑(Yti-Yt)2]1／2 (1)
Vt=St／Yt (2)
式中，Yti是第t年第i個城市的國內(nèi)旅游收入，N為省內(nèi)地級市個數(shù)，Yt為各地級市平均國內(nèi)收入。
本文研究的目的在于求得市際差異。為了便于區(qū)域之間對比，平均國內(nèi)旅游收入通過計算各地級市國內(nèi)旅游收入之和，然后平均而得。1998―2007年江蘇省各地級市旅游經(jīng)濟(jì)差異總體變化水平計算結(jié)果見下表和圖。
上表與圖顯示：1998―2007年，各地級市旅游經(jīng)濟(jì)絕對差異呈逐年遞增之趨勢，從1998年的26.93上升到2007年的178.74，增長了563.72％，年平均增長率達(dá)到了56.37％。相對差異在1998―2002年期間，除了2000年稍有回落，基本呈現(xiàn)出逐年增長之態(tài)勢，之后的2003―2007年5年中，相對差異穩(wěn)中有升，但基本處于一個相對平穩(wěn)的狀態(tài)。由此可見，近10年來，不管是絕對差異還是相對差異，江蘇省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域差異都存在擴(kuò)大之勢。如何縮短日益擴(kuò)大的區(qū)域差異，做到區(qū)域之間協(xié)調(diào)發(fā)展便成了一個亟待解決的問題。
三、區(qū)域旅游協(xié)調(diào)發(fā)展對策
(一)加強(qiáng)區(qū)域之間的旅游協(xié)作
要縮短江蘇省各區(qū)域之間的旅游發(fā)展差異，加強(qiáng)區(qū)域之間的協(xié)作是很重要的一條途徑。區(qū)域協(xié)作是指江蘇省內(nèi)不同地區(qū)之間的旅游經(jīng)濟(jì)主體按照一定的章程、協(xié)議或合同，將各類資源在地區(qū)之間重新配置、組合，以期獲得最大的經(jīng)濟(jì)效益、社會效益以及生態(tài)效益的旅游經(jīng)濟(jì)活動。區(qū)域協(xié)作的內(nèi)容主要包括：區(qū)域旅游發(fā)展戰(zhàn)略的共同制定、旅游資源的重組和共享、旅游產(chǎn)品的更新與提升，區(qū)域旅游功能的分工、客源市場的共同開拓與互換、聯(lián)合促銷，旅游企業(yè)之間的優(yōu)化組合以及區(qū)域旅游形象的構(gòu)建組合等。
(二)揮蘇南的輻射作用，帶動蘇中、蘇北的旅游發(fā)展
從上文的分析結(jié)果看到，旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平位于全省前3名的分別是：蘇州、南京和無錫，而且這3個城市遙遙領(lǐng)先與省內(nèi)其他城市。從空間的角度上看，江蘇省旅游發(fā)展水平向蘇南集聚的態(tài)勢非常明顯，而且從城市貢獻(xiàn)率的分析我們可以看出，蘇州、南京、無錫3市在全省的旅游經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率分別達(dá)到了23.04％、21.21％和16.13％。三者貢獻(xiàn)率總和占全省的60.38％。由此可見，江蘇省整體旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平是由蘇州、南京、無錫等蘇南幾個大城市的旅游發(fā)展所帶動的。作者認(rèn)為，要縮短不同區(qū)域之間旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展差異，應(yīng)通過寧鎮(zhèn)揚(yáng)和蘇錫常所構(gòu)建的沿江黃金旅游帶的輻射效應(yīng)，以沿海、沿江兩軸來帶動蘇中、蘇北地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展。最終實現(xiàn)江蘇省旅游業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展和整體水平的提升。當(dāng)前應(yīng)特別注重發(fā)展蘇中、蘇北地區(qū)的國內(nèi)旅游。
關(guān)鍵詞：社會保障；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；耦合協(xié)調(diào)度；時空特征
中圖分類號：D632.1 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-4149（2014）04-0094-09
DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2014.04.010
An Analysis on the Spatialtemporal Characteristics of the Coupling Coordinated
Degree between Social Security and Economic Development in China
YANG Liang1，2， DING Jinhong2， GUO Yongchang3
（ 1.Department of Geography，Xingtai University， Xingtai 054001， China； 2.Population
Research Institute， East China Normal University， Shanghai 200241， China；
3.Resources and Environmental Sciences Department， Anqing Normal
University， Anqing 246011， China）
Abstract：Based on the constructed coupling index system reflecting the social security and economic development， the paper study the coordination of them from the perspective of spacetime using methods of the coupling coordinated degree model. The results of the time perspective show， social security and economic development in China maintained a positive interaction since 2003， the relationship between them gradually moving from the amelioration phase to coordinated adaptation. The results of the space perspective show， the coupling coordinated between
them in China presents obvious regional differences. The level of economic development displays obviously decreasing tendency from the East to the Midwest， while the level of social security displays the shape of “U”. Looking from the coordination level， the provincial characteristics of the coupling coordinated between social security and economic development present the shape of “the rugby”， the provinces belonging to the better coordinated and the serious imbalance are few， while most of provinces are intermediate types， such as the mild imbalance and basic coordination. The coordinated degree in Eastern provinces obviously surpassed the Midwestern provinces.
Keywords：social security；economic development；the coupling coordinated degree；Spatialtemporal characteristics
一、引言
改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)取得快速發(fā)展的同時，城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間、不同行業(yè)之間的收入差距也在擴(kuò)大，各種社會矛盾集中反映在利益關(guān)系調(diào)整的公平性上[1]。作為社會“穩(wěn)定器”的社會保障制度，在調(diào)節(jié)收入分配和縮小貧困差距中承擔(dān)著極其重要的責(zé)任，是調(diào)節(jié)社會財富合理分配的基本杠桿[2]。由于社會保障水平過高或過低都會阻礙經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展，社會保障水平必須和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)。
關(guān)于社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的理論探討，最早可以追溯到亞當(dāng)?斯密， 他闡述了通過“看不見的手”來推動個體利益和社會福利的共同增長[3]；庇古根據(jù)邊際效應(yīng)基數(shù)論，提出國民收入總量越大，社會福利越大的基本命題[4]。國內(nèi)關(guān)于社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論的研究起步較晚，但也取得了豐碩成果。穆懷中提出了社會保障水平發(fā)展曲線假說，指出社會保障水平隨著人均GDP的增長先是上升較快，達(dá)到一定高度或超過適度水平上限后開始放慢增長速度，持續(xù)一段時間后將會逐漸回落并接近其適度水平[5]；楊翠迎、何文炯提出了社會保障發(fā)展系數(shù)（CSS），闡述了社會保障水平同經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在聯(lián)系[6]；鄭智峰從時間和空間兩個維度研究了社會保障支出對城鎮(zhèn)居民消費的影響作用，進(jìn)而闡述了社會保障與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系[7]；譚偉、吳永求認(rèn)為城市化水平、人均社會保障財政支出額、所有制結(jié)構(gòu)是社會保障與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要因素[8]。陳壽江、李小建提出上行及下行概念，以縣域尺度研究了中部六省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與福利水平之間的關(guān)系[9]。
我國地域遼闊，各地區(qū)的自然稟賦、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)差異造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不均衡，省際社會保障發(fā)展水平差異較大。省域?qū)用娴纳鐣Ｕ纤脚c經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間到底呈現(xiàn)什么樣的協(xié)調(diào)關(guān)系？是不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)，社會保障水平就高，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的地區(qū)，社會保障水平就低？為了弄清以上問題，有必要從省域?qū)用骈_展社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的比較研究，為建立健全同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)的社會保障體系提供事實上的參考和依據(jù)。
二、指標(biāo)體系和研究方法
1.指標(biāo)體系的構(gòu)建
社會保障水平是一個質(zhì)與量相統(tǒng)一的概念，社會保障水平要與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)[10]，既不能落后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，否則就發(fā)揮不了其應(yīng)有的作用；也不能超越經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，否則阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。社會保障體系與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)，就是社會保障的總體水平既充分體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，又不超越社會各方面的承受能力[11]。從投入產(chǎn)出角度看，社會保障支出水平是指相對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的社會保障支出的多少，體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展（GDP、財政等）對社會保障的投入水平；同時，社會保障的覆蓋水平和待遇水平最為直接地反映出政府及社會在保障民生和改善民生方面取得的進(jìn)展，一定程度上體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對社會保障的產(chǎn)出水平。基于此，本文從社會保障發(fā)展水平的三個維度――社會保障支出水平、覆蓋水平和待遇水平出發(fā)，在遵循目的性、科學(xué)性、可操作性等原則的基礎(chǔ)上，從社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在聯(lián)系出發(fā)，并在借鑒眾多學(xué)者研究的基礎(chǔ)上[12～14]，構(gòu)建社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合系統(tǒng)的指標(biāo)體系。
本文從社會保障支出水平、覆蓋水平以及待遇水平3個層面，使用10項指標(biāo)來反映社會保障發(fā)展水平。其中基本養(yǎng)老、基本醫(yī)療、失業(yè)保險覆蓋率借鑒了賈智蓮的計算方法[15]。人均GDP是一個包含綜合信息的指標(biāo)，能表達(dá)出多個經(jīng)濟(jì)相關(guān)的維度信息，用人均GDP衡量一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，是較常用的方法[16～18]。通過社會保障水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平兩大系統(tǒng)，共同構(gòu)建社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合系統(tǒng)的指標(biāo)體系（見表1）。
2.綜合水平計算方法
本文研究的時間序列為2003～2011年，由于這一時期是改革后第三次較明顯的經(jīng)濟(jì)波動期，同時又是社會保障改革全面展開的關(guān)鍵時期，因而具有一定的研究意義。本文的研究數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2004～2012）、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》（2004～2012）和分省市的統(tǒng)計年鑒等。
為消除數(shù)據(jù)量綱不同造成的影響，需對數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理，公式是uij′=uij/Max（ui），其中uij′為標(biāo)準(zhǔn)化值，uij為實際值，Max（ui）代表不同年份或不同地區(qū)第i指標(biāo)的最大值。各指標(biāo)權(quán)重賦值采用德爾菲法，通過征詢不同專家的意見，依據(jù)各指標(biāo)代表的含義及重要性、基礎(chǔ)性程度，綜合權(quán)衡確定各指標(biāo)的權(quán)重，見表1。根據(jù)各指標(biāo)的權(quán)重及標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)，通過逐級加權(quán)求和計算社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合水平，計算公式為：
三、 社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的時空耦合分析
1.中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的時序耦合
從時間序列角度分析中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度的變化可以更清晰地揭示兩者相互作用的階段特性。如表3所示，2003～2011年，中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)逐年上升趨勢，從2003年的0.45穩(wěn)步上升到2011年的0.71，協(xié)調(diào)等級從輕度失調(diào)逐漸向良好協(xié)調(diào)演化，表明2003年以來，中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展保持良性互動，兩者關(guān)系從磨合階段逐漸趨向協(xié)調(diào)適應(yīng)。
中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系變化的重要原因是經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展為社會保障水平的提高奠定了堅實的物質(zhì)基礎(chǔ)。2011年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到47.2萬億元，扣除價格因素，比2002年增長1.5倍。國家財政用于社會保障的支出從2002年的2632.22億元增加到2011年的11109.4億元，年均增長17.3%。經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時，其成果更多惠及民生，社會保障水平也大幅提高。從覆蓋面來看，截至2011年底，全國城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險、農(nóng)村養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的參保人數(shù)分別達(dá)到2.84億人、3.2億人、4.73億人，比2002年分別增長了246.3%、481.8%、403.2%[20]。從待遇水平來看，2005～2012年，國家連續(xù)8年上調(diào)企業(yè)退休人員基本養(yǎng)老金，2012年全國企業(yè)退休人員月人均養(yǎng)老金達(dá)到1721元，是2002年的2.8倍[21]。由協(xié)調(diào)等級的變化可以看出，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系不斷趨向協(xié)調(diào)適應(yīng)，社會保障水平不斷提高得益于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在很大程度上決定了居民享受社會保障待遇的高低，因此，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展是保持社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展良性互動、協(xié)調(diào)發(fā)展的根本。
2.中國社會保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省際格局
（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平空間分布特征。
改革開放30多年以來，我國東部、東北部、中部和西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不平衡，區(qū)域間差距不斷擴(kuò)大。從圖1可以看出，東部沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)實力明顯高于東北和中西部地區(qū)，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平總體呈現(xiàn)出從東部向中西部遞減的“階梯”分布格局。2011年全國人均GDP達(dá)到35181元。其中，天津、上海、北京3個直轄市位居前三，分別達(dá)85213元、82560元、81658元。東部沿海地區(qū)顯示出強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)實力，江蘇、浙江、廣東、遼寧等省份緊隨之后，人均GDP水平均超過全國平均水平，分別為62290元、59249元、50807元、50760元。山東和福建的人均GDP水平也較高。而中西部地區(qū)省份的人均GDP大多數(shù)低于全國平均水平。按照人均GDP水平高低排序的后10名省域單元中，西部地區(qū)占了6席，分別是廣西、、四川、云南、甘肅、貴州；中部地區(qū)占了3席，分別是河南、江西、安徽。其中貴州省人均GDP水平最低，僅為16413元，約占天津市的1/5。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間分布呈現(xiàn)出極不均衡的特點，不同省區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大。
（2）社會保障水平空間分布特征。
與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，中國社會保障水平整體呈現(xiàn)了兩頭高、中間低的“U”型分布格局――東部、東北和西部地區(qū)社會保障水平較高，而中部地區(qū)社會保障水平相對較低。從社會保障水平指數(shù)來看，東部地區(qū)平均值為0.547，東北地區(qū)為0.572，西部地區(qū)為0.505，而中部地區(qū)平均值最低，為0.458。其中，上海、北京、青海
社會保障
水平指數(shù)列居前三，達(dá)0.776、0.771和0.672。按照社會保障水平高低排序的后10名省域單元中，中部地區(qū)占了5席，除了山西外其余中部省份都在其中。社會保障水平的空間分布與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)一定的不匹配性，經(jīng)濟(jì)落后的地區(qū)，其社會保障水平并不一定低，比如、甘肅等省區(qū)（見圖2）。
從社會保障支出來看，2011年，社會保障支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重最高的是經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的青海，其次是和甘肅，而排名靠后的則是廣東、浙江、江蘇等東部沿海發(fā)達(dá)省份；財政社會保障支出占財政總支出比重最高的也是青海，其次是遼寧和甘肅，而排名靠后的仍是東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，如浙江、江蘇、廣東等。鑒于中西部地區(qū)財力較弱，中央對中西部省份社會保障投入力度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于東部地區(qū)。2005年以來，中央財政對全國社會保障的投入中，中西部所占比重保持在80%左右[22]。從養(yǎng)老金支付水平指標(biāo)來看，區(qū)域之間的差距是十分巨大的。2011年，全國人均養(yǎng)老金為18700元，有一半省份的養(yǎng)老金低于全國平均水平。在高于全國平均水平的15個省份中，除由于近年西部大開發(fā)帶動的人均養(yǎng)老金水平快速提高的新疆、青海、、內(nèi)蒙古、陜西五省份和中部省份山西外，其余9個省份都位于東部地區(qū)。從省際的比較來看，江西的人均養(yǎng)老金水平最低，為13831元。的人均養(yǎng)老金水平最高，達(dá)到33106元，是江西的2.4倍。按照人均養(yǎng)老金水平高低排序的后11名省域單元中，中部地區(qū)占了5席，除了山西外其余中部省份都在其內(nèi)。
總體來看，養(yǎng)老保險待遇水平在全國表現(xiàn)出不平衡性。經(jīng)濟(jì)最為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，社會保障改革的步伐也最快，尤其是養(yǎng)老保險制度已基本成熟。西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量水平偏低，財政供養(yǎng)人口比例偏高，大量就業(yè)集中在政府部門，因而，養(yǎng)老保險待遇水平較高。而中部的社會保障水平相對較低，成“塌陷”態(tài)勢。
（3）社會保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的類型劃分。
將社會保障水平指數(shù)（SSL）和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指數(shù)（GDPP），采用Zscore法標(biāo)準(zhǔn)化處理，生成兩個新變量數(shù)據(jù)列ZSSL、ZGDPP，ZGDPP表征樣本點在散點圖中偏離GDPP 樣本的中心位置程度，ZSSL表征樣本點在散點圖中偏離SSL樣本的中心位置程度，那么符號正負(fù)實際表征的就是兩者偏離程度的協(xié)同性。以ZGDPP為X軸，ZSSL為Y軸，繪制出不同省份的人均GDP和社會保障水平的象限圖，如圖3所示。
根據(jù)象限圖，將全國內(nèi)地31個省級單元的社會保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系劃分為4種類型，具體來看：①第Ⅰ象限，即高級協(xié)調(diào)型，以北京、上海為代表，該類型特征是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會保障水平都比較高。②第Ⅱ象限，即社會保障過度型，包括青海、新疆、等8個省份，該類型特征是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，但社會保障水平較高。③第Ⅲ象限，即低級協(xié)調(diào)發(fā)展類型，包括除山西外的所有中部省份、廣西、貴州、云南等13個省份，該類型特征是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，社會保障水平也較低。④第Ⅳ象限，即社會保障滯后型，包括廣東、浙江等5個東部沿海省份，該類型特征是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，但社會保障水平比較低。
從象限圖來看，我國一些省份的社會保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平出現(xiàn)了不相匹配的現(xiàn)象，為了能夠?qū)ξ覈鲄^(qū)域社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的聯(lián)系有更深入的了解，進(jìn)一步選取典型指標(biāo)進(jìn)行對比分析。總體來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的社會保障支出水平低于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，尤其在社會保障支出比重和財政社保支出比重兩項指標(biāo)上，以青海和上海為例，2011年青海省社會保障支出占GDP比重為14.6%，財政社保支出占財政總支出比重為16.9%，分別高于上海市5個百分點和6.2個百分點。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的主要原因是：一是發(fā)達(dá)省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，GDP和財政支出總額大，導(dǎo)致了社會保障支出占比相對偏小；二是由于國家近幾年不斷加大對中西部地區(qū)的財政轉(zhuǎn)移支付力度，一定程度提高了經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的社會保障支出水平。當(dāng)然，經(jīng)濟(jì)落后省份的財政支出中用于
社會保障支出的比重很大，表明社會保障支出的財政負(fù)擔(dān)也很重。我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡是造成社會保障發(fā)展水平差異的重要原因。從社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的內(nèi)在聯(lián)系看，要提高社會保障水平，必須大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，為社會保障發(fā)展提供堅實的基礎(chǔ)。
3.中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間耦合
由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，社會保障水平也不盡相同，為進(jìn)一步明晰中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合的空間分布規(guī)律和特點，從機(jī)制上揭示社會保障與區(qū)域經(jīng)濟(jì)耦合的規(guī)律性，本文以中國內(nèi)地31個省份為研究對象，對2011年的社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的耦合情況做了進(jìn)一步研究。
利用耦合協(xié)調(diào)度模型，計算出2011年各省社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)度，并繪制出中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度的分布圖（見圖4）。由圖4可知，中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)較為明顯的區(qū)域差異，具體特征如下。
第一，東部地區(qū)，除河北、福建、海南輕度失調(diào)外，其余各省均實現(xiàn)了社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)調(diào)發(fā)展，但協(xié)調(diào)發(fā)展水平差異較大。其中北京、上海、天津達(dá)到良好協(xié)調(diào)發(fā)展類型；山東、江蘇、浙江、廣東屬于基本協(xié)調(diào)發(fā)展類型。
第二，東北地區(qū)除了遼寧達(dá)到基本協(xié)調(diào)發(fā)展外，其余省份輕度失調(diào)；中部地區(qū)全部處在輕度失調(diào)發(fā)展階段；西部地區(qū)多數(shù)省份屬于失調(diào)類型。除了內(nèi)蒙古為基本協(xié)調(diào)，貴州、云南為中度失調(diào)類型外，其余均為輕度失調(diào)。
第三，從協(xié)調(diào)等級來看，社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度的省域特征呈現(xiàn)“橄欖型”，良好協(xié)調(diào)和中度失調(diào)的省份較少，其中，良好協(xié)調(diào)的有北京、天津和上海，中度失調(diào)的只有貴州和云南；絕大多數(shù)省份屬于協(xié)調(diào)等級的中間類型――輕度失調(diào)和基本協(xié)調(diào)。其中，屬于輕度失調(diào)的省份個數(shù)最多，達(dá)到20個，基本協(xié)調(diào)的個數(shù)次之，有6個省份。從地域分布來看，基本協(xié)調(diào)及以上類型基本上都位于東部沿海地區(qū)，中西部省份大部分屬于輕度失調(diào)。
總體來看，2011年來中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的耦合情況不容樂觀：超過2/3的省份處在失調(diào)狀態(tài)，除了貴州、云南為中度失調(diào)外，其余都為輕度失調(diào)；兩者協(xié)調(diào)的省份基本上都位于東部沿海地區(qū)，北京、上海、天津處于良好協(xié)調(diào)發(fā)展，山東、江蘇、浙江和廣東達(dá)到基本協(xié)調(diào)。
四、結(jié)論與討論
通過構(gòu)建評價指標(biāo)體系及耦合協(xié)調(diào)度模型，從時空角度研究了我國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的協(xié)調(diào)狀況，得出以下結(jié)論。
第一，2003～2011年中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)度在不斷提高，兩者關(guān)系從磨合階段逐漸趨向協(xié)調(diào)適應(yīng)。第二，中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)較為明顯的區(qū)域差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平總體呈現(xiàn)從東部向中部、西部逐漸遞減的“階梯”分布格局；而社會保障水平整體呈現(xiàn)兩頭高、中間低的“U”型分布格局。第三，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的省份，其社會保障水平也相對較高，如北京、上海等地區(qū)，但西部地區(qū)社會保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)一定的不匹配性，如青海、甘肅、等，盡管其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，但社會保障水平并不低。第四，從耦合協(xié)調(diào)度看，社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合度的省域特征呈現(xiàn)“橄欖型”，即良好協(xié)調(diào)和中度失調(diào)的省份較少；絕大多數(shù)省份屬于協(xié)調(diào)等級的中間類型――輕度失調(diào)和基本協(xié)調(diào)，且東部地區(qū)協(xié)調(diào)度明顯優(yōu)于中部、西部地區(qū)。
雖然我國社會保障和經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體處在協(xié)調(diào)發(fā)展階段，但從區(qū)域來看，大部分省份仍然處于輕度失調(diào)狀態(tài)。長期來看，社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩大系統(tǒng)的失調(diào)，不利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展。通過分析中國社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間格局以及兩者的演變關(guān)系，本研究為各省份認(rèn)識自身發(fā)展的客觀規(guī)律，因地制宜地推動社會保障與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供了有益的啟示，但本研究對社會保障與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系形成的機(jī)理尚未進(jìn)行分析，還有待更加深入的研究。
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【關(guān)鍵詞】學(xué)前教育；發(fā)展水平；影響因素
一、我國地區(qū)學(xué)前教育發(fā)展水平與主要影響因素
（一）我國地區(qū)學(xué)前教育發(fā)展水平
我國很多地區(qū)由于受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響，人們的消費觀念存在不同，同時也影響到了學(xué)前教育發(fā)展水平，導(dǎo)致兩者之間存在較大差異。如果將我國分成東部、中部、西部，那么就可以看出三者在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上的差別，我國東部經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，學(xué)前教育發(fā)展水平也就很高；其次為中部，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相比于東部發(fā)展較為緩慢，落后于東部，其學(xué)前教育發(fā)展水平與東部相比也較為滯后；最后為西部，西部地區(qū)屬于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展最為緩慢地區(qū)，整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較差，也就導(dǎo)致其學(xué)前教育發(fā)展水平較差，很多適齡兒童都沒有接受過學(xué)前教育，也有些和沒有接受過正規(guī)學(xué)校教育。如果從具有指標(biāo)看，就會看到，我國東部地區(qū)無論是在幼兒入園率上，還是幼師數(shù)量上都有具有明顯優(yōu)勢，不僅比其他地區(qū)高出很多，還比全國平均水平高出很多，對于中部地區(qū)來說，由于地方財政支持力度較為薄弱，也就使公辦幼兒園數(shù)量難以得到提升，而西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為緩慢，城市與農(nóng)村之間差異較大，對于學(xué)前教育發(fā)展水平上的差異就會很大。
（二）影響學(xué)前教育發(fā)展的主要因素
由于我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在不同，也就導(dǎo)致了學(xué)前教育發(fā)展水平出現(xiàn)差別，總的來看，影響學(xué)前教育發(fā)展的主要因素一般在于學(xué)前教育供求情況。如果從供給上看可以得知，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能夠決定財政撥款的多少，以東部地區(qū)為例，由于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，人們生活質(zhì)量較好，生活中各種基礎(chǔ)設(shè)施也很完善，政府在其他方面上需要投入的資金也很少，這樣一來就有了足夠資金用于支持學(xué)前教育，而西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較差，需要財政撥款的地方也很多，要是故意加大對學(xué)前教育的投入，就會使本身就有限的財政資金更高減少，地方政府所面臨的壓力也很大。從需求上看，主要影響學(xué)前教育發(fā)展的因素是地區(qū)人力數(shù)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，對于東部地區(qū)來說，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高也就帶動了人口數(shù)量的增長，使得適齡學(xué)前教育兒童也就明顯多于其他地區(qū)，因此對于學(xué)前教育資源的需要也在增多，政府為解決適齡兒童入園難問題也就加大了對學(xué)前教育的投入。
二、提升地區(qū)學(xué)前教育發(fā)展水平的主要措施
在我國，影響地區(qū)學(xué)前教育發(fā)展水平的主要因素是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，特別是東西部地區(qū)教育發(fā)展差距較大，導(dǎo)致兩地區(qū)在學(xué)前教育發(fā)展水平上的差距也很大，不僅地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能夠影響地區(qū)學(xué)前教育發(fā)展水平，人口結(jié)構(gòu)。財政資金投入也會影響教育資源的實際分配情況。因此，要提升地區(qū)學(xué)前教育發(fā)展水平應(yīng)從改變政府投入模式、加大教育經(jīng)費以及做好貧困補(bǔ)助工作等三方面入手。
（一）改變政府投入模式
通常情況下，政府財政撥款的多少將直接影響到辦學(xué)體制，兩者具有緊密聯(lián)系。一般而言，政府所提供的財政支持僅局限于公辦幼兒園，尤其是重點幼兒園是其主要投資對象，因此，過度投資于公辦幼兒園，使其總體建設(shè)越來越好，但非公辦幼兒園其建設(shè)情況則會越來越差，這樣一來就使少數(shù)幼兒園無論是在入園率上，還是在教育質(zhì)量上都會得到提升，但畢竟是少數(shù)，同時這樣的投入模式也不利于學(xué)前教育機(jī)會的增加，使學(xué)前教育機(jī)會受到限制。所以，對于政府來說，一定要轉(zhuǎn)變這種投入模式，不僅要對公辦幼兒園給予財政支持，還要對民辦幼兒園給予財政支持，平衡兩種不同歸屬幼兒園的款項，不斷提升幼兒園教育質(zhì)量與基礎(chǔ)建設(shè)，從而全面提升幼兒園教育質(zhì)量。
（二）地方政府應(yīng)適當(dāng)加大學(xué)前教育經(jīng)費
對于學(xué)前教育來說，政府對其發(fā)展影響較大，因此，地方政府一定要予以教育經(jīng)費支持。這就要求地方政府根據(jù)地方實際情況，適當(dāng)?shù)慕逃?jīng)費進(jìn)行改革。地方政府應(yīng)成為學(xué)前教育的主要從投資體，并根據(jù)當(dāng)?shù)貙嶋H經(jīng)濟(jì)情況給予財政支持。所以，對于上級政府部門來說，在對學(xué)前教育進(jìn)行投入以前，一定要將地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和當(dāng)?shù)剡m齡兒童數(shù)量作為主要參考對象。尤其是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后的地區(qū)和少數(shù)民族地區(qū)，一定要適當(dāng)加大對其投入，以便轉(zhuǎn)變因地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異和人口結(jié)構(gòu)不同而出現(xiàn)適齡兒童受學(xué)前教育機(jī)會不均等的情況。
（三）做好貧困補(bǔ)助工作
無論是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高地區(qū)，還是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后地區(qū)都有經(jīng)濟(jì)條件好和經(jīng)濟(jì)條件差的家庭存在，這就需要地方政府和幼兒園根據(jù)自身情況做好貧困補(bǔ)助工作。對于政府來說，應(yīng)設(shè)立學(xué)前教育專款，主要用意補(bǔ)助經(jīng)濟(jì)困難家庭和弱勢家庭的適齡兒童，讓他們與其他兒童一樣享有受學(xué)前教育的權(quán)利，對于幼兒園來說可以根據(jù)實際情況每年定期收入免費學(xué)前教育兒童，確定數(shù)量，這樣不僅可以提升幼兒園在社會中的形象與地位，還能使幼兒園發(fā)展得更好。此外，政府和幼兒園也可以通過宣傳形式，讓社會愛心人士贊助貧困適齡兒童，通過他們的幫助是適齡兒童接受學(xué)前教育中，這樣不僅可以提高學(xué)前教育機(jī)會，還是能受教育兒童數(shù)量得到提升。
結(jié) 論
在我國城鄉(xiāng)生活水平與東西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大，也就使學(xué)前教育發(fā)展情況出現(xiàn)了不同，學(xué)前教育對于國家未來發(fā)展有很大影響，尤其是教育備受重視的今天，學(xué)前教育也受到了國家的重視，但由于受諸多因素的影響，學(xué)前教育發(fā)展水平出現(xiàn)的差異，這樣也影響到了國家的發(fā)展情況。為此，本文研究了地區(qū)學(xué)前教育發(fā)展水平及其影響因素，并根據(jù)我國實際情況提出了一些合理有效解決辦法，希望能夠被相關(guān)人士采納。但其中一定會有不足之處，希望能夠得到專業(yè)教師或?qū)W者的指引，以便完善論文。
參考文獻(xiàn)：
關(guān)鍵詞：區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異；主成分分析
新疆位于我國西北邊陲，是我國向西開放的前沿陣地，是我國能源戰(zhàn)略要地。由于地理區(qū)位、自然條件和歷史文化等因素制約，新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體落后于我國內(nèi)陸省份地區(qū)，新疆各地州市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展也存在差異，本文旨在通過建立一套適合新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展實際，符合區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論的評價指標(biāo)體系，利用主成分分析方法，探討新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)引起新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的原因。
1 新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平評價指標(biāo)體系
經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)別于經(jīng)濟(jì)增長水平，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一個綜合的概念，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展評價指標(biāo)容納14項指標(biāo)，包括五大方面：經(jīng)濟(jì)增長、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、社會發(fā)展和資源狀況，利用這四個方面共同評價了新疆各地州市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。如表1。
2 新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的評估
2.1 提取主成分公因子
使用主成分分析方法，要求各變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系。本文通過SPSS軟件對標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行可行性檢驗，本文所使用數(shù)據(jù)全部來自新疆2012年統(tǒng)計年鑒。結(jié)果區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的KMO檢驗值為0.5267，Bartlett s球體檢驗的Approx， Chi-Square為206.3496，x2統(tǒng)計值的顯著性概率是0.0000，說明數(shù)據(jù)適合做因子分析。我們從原始數(shù)據(jù)中萃取了四個公共因子（四個公共因子的特征值、方差貢獻(xiàn)率如表2所示），這四個因子可以解釋84.37%的總方差。經(jīng)過6次旋轉(zhuǎn)后得到公共因子荷載矩陣（見表3）。
注：因子提取方法：主成分分析方法；旋轉(zhuǎn)方法：方差最大旋轉(zhuǎn)法。本表經(jīng)過6次旋轉(zhuǎn)得到。
2.2 公因子的經(jīng)濟(jì)學(xué)命名
根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因子荷載矩陣，經(jīng)過分析我們將E1定義為“經(jīng)濟(jì)增長與民生水平”、將E2定義為“投資、消費、政府支出和收入分配合理水平”、將E3定義為“教育水平”、將E4定義為“資源稟賦、能源消耗強(qiáng)度與外貿(mào)水平”。
2.3 新疆各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異分析
根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣（表略），可得到新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展各公共因子原始變量的因子得分函數(shù)，并計算出這4個公共因子的具體得分。由E1、E2、E3、E4的權(quán)重（分別為：45.91%、16.98% 、12.61%、8.86%），對得到的因子得分進(jìn)行加權(quán)計算可以得到新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合得分，其計算公式為：
各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展（E）的因子得分及綜合得分見表4。
3 結(jié)論分析
根據(jù)總方差分解表，公共因子E1“經(jīng)濟(jì)增長與民生水平”對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)最大，高達(dá)45.91%，這表明區(qū)域資源稟賦狀況、經(jīng)濟(jì)增長機(jī)制是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最重要影響因素；其次分別為E2“投資、消費、政府支出和收入分配合理水平”、E3“教育水平”、E4“資源稟賦、能源消耗強(qiáng)度與外貿(mào)水平”對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度越來越弱，貢獻(xiàn)率分別為16.98%、12.61%和8.86%。因此，新疆各地州市提高區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，一是在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時，需要關(guān)注社會民生問題，要提高地區(qū)醫(yī)療和社會保障水平，解決地區(qū)居民住房難問題，在此基礎(chǔ)上提高居民消費水平，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；二是地方政府要提高宏觀經(jīng)濟(jì)管理能力，利用“三駕馬車”拉動經(jīng)濟(jì)增長，同時地方政府還應(yīng)該注意收入分配的合理公平，尤其經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較落后的地州更要防止城鄉(xiāng)居民收入差距拉大，以免社會動蕩以致于制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展；三是針對新疆各地州市師資力量薄弱，尤其少數(shù)民族地區(qū)雙語教師稀缺的狀況，地方政府需要擴(kuò)大中等師范學(xué)校招生規(guī)模，并提高教師待遇水平，千方百計吸引和留住人才，同時，對口援疆的內(nèi)地省市要把提高對接地區(qū)的教育水平作為促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長遠(yuǎn)戰(zhàn)略；四是由于新疆各地州市資源稟賦不同，環(huán)境承載力也不一樣，地方政府要結(jié)合地區(qū)實際，發(fā)展技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，此外具有地緣優(yōu)勢的地州市，可以利用對外口岸優(yōu)勢發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易，帶動地區(qū)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)水平的提高。
參考文獻(xiàn)：
[1] 新疆統(tǒng)計局.新疆統(tǒng)計年鑒2011[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2011.
關(guān)鍵詞：聚類分析；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；經(jīng)濟(jì)指標(biāo)；十二盟市；地域差異
1.引言
位于中國北部邊疆，位于北緯37°24′至53°23′，東經(jīng) 97°12′至126°04′之間，由東北向西南斜伸，呈狹長形，東西直線距離2400公里（km），南北跨度1700公里（km），橫跨東北、華北、西北三大區(qū)；土地總面積118.3萬平方公里（km2），占全國總面積的12.3%，在全國各省、市、自治區(qū)中列第三位。東南西與8省區(qū)毗鄰，北與蒙古國、俄羅斯接壤，國境線長4200公里（km）。
現(xiàn)設(shè)有呼和浩特市、包頭市、烏海市、赤峰市、鄂爾多斯市、通遼市、呼倫貝爾市、興安盟、錫林郭勒盟、烏蘭察布市、巴彥淖爾市和阿拉善盟。近些年來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度明顯加快，但由于自然條件、區(qū)位差異、資源稟賦和國家政策等因素的影響，內(nèi)蒙古十二盟市之間存在著明顯的發(fā)展差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一致。
2.內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)水平現(xiàn)狀
近年來全區(qū)國民經(jīng)濟(jì)保持了持續(xù)快速增長，無論是經(jīng)濟(jì)總量，還是人均水平都大幅度提高，經(jīng)濟(jì)實力明顯增強(qiáng)，在全國的地位和影響力也明顯提高。內(nèi)蒙古GDP增速繼續(xù)保持自2002年以來連續(xù)7年全國第一，人均GDP躍居全國第8位，按當(dāng)年平均匯率折算達(dá)4638美元。《中國省域經(jīng)濟(jì)綜合競爭力發(fā)展報告（2007―2008）藍(lán)皮書》顯示，2007年經(jīng)濟(jì)綜合競爭力居全國第10位，西部各省區(qū)市第1位，其中產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)競爭力、可持續(xù)發(fā)展競爭力、環(huán)境發(fā)展競爭力以及宏觀經(jīng)濟(jì)競爭力等4項二級指標(biāo)居全國前列。
3.聚類分析方法簡介
3.1.聚類分析方法概念
聚類分析方法是新近發(fā)展起來的一名多元統(tǒng)計分類法，它是研究多要素事物分類問題的數(shù)量方法，可避免傳統(tǒng)分類法的主觀性和任意性的特點。聚類分析是定量研究地理事物分類問題和分區(qū)問題的重要方法，是根據(jù)地理變量（或指標(biāo)或樣品）的屬性和特征的相似性、親疏程度，用數(shù)學(xué)的方法定量的確定地理變量（或指標(biāo)或樣品）的親疏關(guān)系，并按這種親疏關(guān)系程度對站點（或樣品）進(jìn)行聚類，把它們逐步地分型劃類，最后得到一個能反映個體或站點之間、群體之間親疏關(guān)系的分類系統(tǒng)。
3.2.聚類分析方法步驟
指標(biāo)的選取和數(shù)據(jù)的搜集在聚類系統(tǒng)中，首先我們要找出一批地理數(shù)據(jù)或指標(biāo)和能度量這些數(shù)據(jù)或指標(biāo)之間相似程度的統(tǒng)計量。這些數(shù)據(jù)或指標(biāo)往往來源于五個方面：野外調(diào)查，定位或半定位觀測，從地形圖、航片、衛(wèi)片上提取地理信息以及從有關(guān)部門收集觀測或統(tǒng)計資料。
4.聚類分析
4.1.指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)的搜集整理
一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平受多種因素影響。參考有關(guān)研究，在遵循科學(xué)性、合理性、可比性和可操作性的原則下，選取以下指標(biāo)作為聚類分析的基礎(chǔ)指標(biāo)。
4.2.數(shù)據(jù)的分析處理
應(yīng)用統(tǒng)計分析軟件SPSS 13.0 for Windows 中的系統(tǒng)聚類過程Hierarchical Cluster Analysis 對表3數(shù)據(jù)進(jìn)行聚類分析。系統(tǒng)聚類法（分層聚類法）是聚類分析中應(yīng)用最廣泛的一種方法。
4.3.聚類分析結(jié)果
為了更加明顯地體現(xiàn)十二盟市的經(jīng)濟(jì)差異，更準(zhǔn)確地為各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度定位，以便找出差距，分析原因。根據(jù)聚類譜系圖，并結(jié)合自治區(qū)的實際情況，可把自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r由強(qiáng)到弱分為五類（即取標(biāo)尺距離為7時）：第一類，包頭地區(qū)；第二類，鄂爾多斯地區(qū)；第三類，呼和浩特地區(qū)；第四類，呼倫貝爾、通遼、赤峰地區(qū)；第五類，錫林郭勒、巴彥淖爾、烏蘭察布、興安盟、阿拉善和烏海等地區(qū)。但是結(jié)合聚類譜系圖和自治區(qū)的呼和浩特、包頭和鄂爾多斯地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，也可把經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分為三類地區(qū)：經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)（呼和浩特、包頭和鄂爾多斯地區(qū)）；經(jīng)濟(jì)發(fā)展一般地區(qū)（呼倫貝爾、通遼、赤峰地區(qū)）和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)（錫林郭勒、巴彥淖爾、烏蘭察布、興安盟、阿拉善和烏海等地區(qū)）。為了更好地了解自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平差異狀況，我們按區(qū)域進(jìn)行分類，即用上面的第二種分類方式把內(nèi)蒙古十二盟市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分為三類，如表所示：
5.結(jié)果分析及其發(fā)展對策
為了明顯地體現(xiàn)內(nèi)蒙古十二盟市的經(jīng)濟(jì)差距，準(zhǔn)確地劃分各盟市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，根據(jù)系統(tǒng)的聚類分析得到聚類譜系圖，同時結(jié)合內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)的實際情況，可以把十二個盟市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由高到底劃分為3類：經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展一般地區(qū)和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。
經(jīng)濟(jì)增長和收入差距的關(guān)系一直是學(xué)者和政策制定者關(guān)注的重要問題，有許多學(xué)者對此進(jìn)行了研究。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要有以下三類觀點：
第一，經(jīng)濟(jì)增長會擴(kuò)大收入差距。LundbergandSquire基于聯(lián)立方程模型，得出收入不平等會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)增長也會促進(jìn)收入不平等水平上升。張雪玲基于實證分析，得出短期和長期中二者均呈現(xiàn)正相關(guān),經(jīng)濟(jì)增長是收入分配的單向格蘭杰原因,即隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，收入不平等會加劇。
第二，經(jīng)濟(jì)增長會縮小收入差距。陸銘等通過分析得出收入差距對于經(jīng)濟(jì)增長始終呈現(xiàn)出負(fù)的影響。經(jīng)濟(jì)增長縮小了收入差距。因此，縮小收入差距有利于經(jīng)濟(jì)增長,并反過來促使收入差距縮小,從而可能實現(xiàn)平等與增長相協(xié)調(diào)的目標(biāo)。
第三，經(jīng)濟(jì)增長與收入差距間是非線性關(guān)系。Kuznets最早提出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入差距呈“倒U”型關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會擴(kuò)大收入差距，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展超過一定水平后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會促進(jìn)收入差距的縮小。陳昌兵分析了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入差距間的相互作用機(jī)制，經(jīng)濟(jì)增長會通過不同的途徑影響收入差距，其會通過人力資本途徑縮小收入差距，而物質(zhì)資本途徑卻增加了收入差距。王少平等通過分析得出城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的作用是由正向逐漸平滑轉(zhuǎn)換為負(fù)向，且負(fù)效應(yīng)呈逐年增加趨勢。郭娜等利用非線性協(xié)整模型，得出行業(yè)收入差距擴(kuò)大對經(jīng)濟(jì)長期增長的作用由促進(jìn)轉(zhuǎn)變?yōu)樽璧K，誤差修正模型的分析表明行業(yè)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的長期穩(wěn)定關(guān)系，對短期的經(jīng)濟(jì)增長和收入差距沒有顯著影響。呂煒和儲德銀從理論上分析二者間是倒U型的關(guān)系，并得出東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)，但中部和西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距均與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)。張濤等進(jìn)行實證分析得出庫茲涅茨曲線在中國顯著存在，而且當(dāng)人均實際GDP達(dá)到20000元左右時，中國城鎮(zhèn)居民的收入差距隨著人均GDP的進(jìn)一步增加而逐漸下降，與跨國面板的實證結(jié)論一致。由于我國的經(jīng)濟(jì)增長和居民收入的區(qū)域差異較大，有一些文獻(xiàn)分區(qū)域?qū)ξ覈氖杖氩罹嗯c經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行分析。陳安平基于實證分析，得出在全國和東、中、西部地區(qū),存在著收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的多樣關(guān)系。王亭喜等基于實證分析，得出在東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展縮小了居民收入差距，在中部和西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展擴(kuò)大了居民收入差距。縱觀以上主要文獻(xiàn)，我國經(jīng)濟(jì)增長與收入差距可能存在非線性關(guān)系，但沒有給出實證結(jié)果，也沒有指出在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，經(jīng)濟(jì)增長與收入差距之間的系數(shù)差別。因此，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，本文使用門限面板模型對這一問題進(jìn)行深入研究，這樣可以區(qū)分出不同經(jīng)濟(jì)增長階段，經(jīng)濟(jì)增長對收入差距的影響，從而詳細(xì)分析二者間的關(guān)系。由于二者關(guān)系可能存在區(qū)域差異，可使用省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，以更好地反映經(jīng)濟(jì)增長對收入差距影響的區(qū)域差異。
二、結(jié)論與啟示
本文通過構(gòu)建門檻模型，并選取中國大陸30個省、市、自治區(qū)（除外）的1998—2013年的平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，很好地驗證了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應(yīng)，得出以下結(jié)論和啟示：
第一，對于全國而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平時，會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，并且隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，作用在增強(qiáng)，直到當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于6.7751時，經(jīng)濟(jì)繼續(xù)發(fā)展會縮小城鄉(xiāng)收入差距。這表明現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還處于會擴(kuò)大收入差距時期，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中一定要注意大力推出“惠民生”的措施，而且這些政策要向農(nóng)村地區(qū)傾斜，以防止收入差距過大不利于邁過“中等收入陷阱”。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平超過6.7751時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會促進(jìn)收入差距的縮小，因此應(yīng)該繼續(xù)大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，以更好地實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和收入差距縮小共存的格局，進(jìn)而促使整體經(jīng)濟(jì)進(jìn)入良性循環(huán)的態(tài)勢。因此，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小收入差距時要因地制宜，根據(jù)不同區(qū)域的特點出臺不同的措施。
第二，東部地區(qū)呈現(xiàn)典型的倒“U”型，經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于低位時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于高位時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距。因此，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系與全國的情況類似，也是需要在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段采取不同的措施，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于低位時要同時兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展和采取措施降低收入差距問題；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于高位時，重點是大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，此時經(jīng)濟(jì)發(fā)展會自動縮小收入差距。另外，東、中、西部地區(qū)中，只有外商直接投資的系數(shù)是顯著的，而且是正的。說明了東部外向型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式擴(kuò)大了收入差距，可能由于外商直接投資更有利于城市居民收入的提高，而對農(nóng)民收入的提高不明顯。
第三，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于低水平時，其對城鄉(xiāng)收入差距影響不顯著，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較高水平時，擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。這可能是由于中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展以農(nóng)業(yè)為主，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對收入差距的影響不大；但是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時，中部地區(qū)可能會發(fā)生產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，由先前的以農(nóng)業(yè)為主轉(zhuǎn)向大力發(fā)展新型工業(yè)，這樣經(jīng)濟(jì)發(fā)展就會拉大城鄉(xiāng)收入差距。因此，中部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距縮小可分別采取不同的措施，不用關(guān)注二者的交互影響，但是當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時，要同時兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入差距縮小問題。第四，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不管處于哪個水平，都擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。這可能是由于西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對資源的依賴性比較大，而資源大多數(shù)被城市人口所擁有，農(nóng)民所擁有的資源很少，因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展會不斷擴(kuò)大收入差距。因此對西部地區(qū)而言，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個階段都要同時兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入差距縮小問題，尤其要重點關(guān)注收入差距問題。
改革開放以來，流入中國的外國直接投資逐年增多，其重要性日益突現(xiàn)。外國直接投資在我國東、中、西部地帶的分布呈現(xiàn)明顯的梯度差，整體上看，東部地區(qū)的比重大于中部，中部地區(qū)大于西部；東部地區(qū)外國直接投資的比重與中、西部地區(qū)的比重差距較大，中部地區(qū)與西部地區(qū)的差距不明顯。1998～2001年間，東、中、西部各省外國直接投資比重的平均值分別為86%、9%和5%。
顯著影響中國外國直接投資區(qū)域分布的因素有優(yōu)惠政策、經(jīng)濟(jì)外向度、經(jīng)濟(jì)增長率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和勞動力成本差異；前四者的影響是正向的，勞動力成本是負(fù)向影響因素。比較而言，工業(yè)化程度、基礎(chǔ)設(shè)施水平和投資報酬率的影響作用，在考察的時間段內(nèi)則始終不顯著。
從理論上講，外國直接投資趨向于流入貿(mào)易壁壘低、對外資持歡迎態(tài)度、簽署雙邊投資保護(hù)條約、經(jīng)濟(jì)一體化水平高的國家或地區(qū)，其中尤以對外資態(tài)度最為關(guān)鍵。因此，優(yōu)惠政策及經(jīng)濟(jì)外向度對外國直接投資的區(qū)域分布應(yīng)當(dāng)具有積極的影響。在1997～2002年間，優(yōu)惠政策和經(jīng)濟(jì)外向度始終是決定中國外國直接投資區(qū)域分布的顯著正向因素，在本文所考察的所有正向影響因素中，二者的影響力分別居于第一和第二位的水平。但是經(jīng)濟(jì)外向度的影響作用低于優(yōu)惠政策。中國外國直接投資區(qū)域分布的這種不平衡性與各區(qū)域的地理位置特征、開放的時間和程度以及國家在各區(qū)域?qū)嵭胁煌膬?yōu)惠政策密切相關(guān)。中國東部沿海各省市地理位置優(yōu)越，較早、較多地享受到很多國家優(yōu)惠政策，實行對外開放起步早、力度大，因而全國80%以上的外國直接投資都集中在該地區(qū)。
經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平代表對商品的現(xiàn)實購買力，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，投資的產(chǎn)出品可能就會有更大的銷量，外國直接投資一般傾向于向高收入地區(qū)流動。GDP增長率代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛力，經(jīng)濟(jì)增長速度快的地區(qū)，投資者的未來收益更具有保障，其對外國直接投資就具有更大的吸引力，所以，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和增長速度對外國直接投資分布的影響應(yīng)該為正向的。另外，流向發(fā)展中國家的外商直接投資大多為獲取廉價勞動力及其他比較成本利益，勞動力成本差異是負(fù)向影響外國直接投資在中國的區(qū)域分布。在1997年，經(jīng)濟(jì)增長率確實是影響我國外國直接投資區(qū)域分布的一個正向因素，而且其回歸系數(shù)的顯著性水平比較高，但是，其影響力位居優(yōu)惠政策和經(jīng)濟(jì)外向度的后面，可是，到了2002年，其影響則變得不顯著了。這說明外商早期來中國投資，打入中國的大市場是一個主要的目的和動機(jī)，外商當(dāng)時特別看好我國廣闊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展前景。隨著中國各省經(jīng)濟(jì)持續(xù)保持快速增長，各省經(jīng)濟(jì)增長速度的差異程度在縮小，落后省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長甚至超過了沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，外商在投資區(qū)位決策時，逐漸不太看重經(jīng)濟(jì)增長方面的微小差異，GDP增長率的影響也就漸漸變得不顯著了。在這兩個年度里，只有在去掉優(yōu)惠政策作用的情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對外國直接投資區(qū)域分布的影響才變得顯著起來，而且其作用效果小于經(jīng)濟(jì)外向度。在1997年，勞動力成本反向影響外國直接投資在中國的區(qū)域分布，可是到了2002年，勞動力成本的差異不再顯著地影響外國直接投資的區(qū)域分布。市場規(guī)模、資金配套能力、市場化程度、基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工資成本等因素對地區(qū)吸引外資的作用依次遞減。
實證研究表明，優(yōu)惠政策和對外開放水平，始終是決定中國外國直接投資區(qū)域分布的重要正向因素，優(yōu)惠政策的影響力一直比較強(qiáng)，對外開放水平的影響作用低于優(yōu)惠政策。
（陽國亮，桂林工學(xué)院研究員；何元慶，浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生）
學(xué)術(shù)界對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平及差異進(jìn)行了卓有成效的研究,在區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的研究中,多數(shù)是基于省級行政單元數(shù)據(jù)[12-14],這主要因為在市場經(jīng)濟(jì)條件下,各省市區(qū)均是相對獨立的經(jīng)濟(jì)利益主體,在全國各區(qū)域?qū)哟沃?省級層次的利益沖突最為明顯[15]。因此,本文在借鑒區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異研究成果的基礎(chǔ)上,以省級行政單元為研究對象,對1990—2002年大陸31個省市區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)差異的總體特征及變化作了定量研究,試圖揭示區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與旅游產(chǎn)業(yè)地位的分異規(guī)律,闡釋影響旅游空間差異的因素,提出縮小地區(qū)差異,協(xié)調(diào)地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的對策。
區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異的測度,總是基于一定的指標(biāo),且指標(biāo)能夠衡量各區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)整體狀況。從經(jīng)濟(jì)角度研究旅游,可選用的指標(biāo)主要有旅游外匯收入、國內(nèi)旅游收入及旅游總收入等,但指標(biāo)的選定首先要保證數(shù)據(jù)的可獲得性及區(qū)域間的可比性。本文選取旅游外匯收入作為我國省際旅游經(jīng)濟(jì)差異的衡量指標(biāo),旅游總收入作為旅游經(jīng)濟(jì)水平與旅游產(chǎn)業(yè)地位分異性的衡量指標(biāo),主要原因是基于我國國際旅游統(tǒng)計指標(biāo)體系相對比較完善[16],各省市區(qū)對旅游外匯收入的統(tǒng)計時間較早且統(tǒng)計口徑較為一致,保證指標(biāo)的可比性和延續(xù)性。同時,改革開放以來,中國旅游發(fā)展的思路是優(yōu)先發(fā)展國際旅游,旅游外匯收入一直是我國旅游收入的重要來源之一,故旅游外匯收入能較好地反映了我國旅游業(yè)的發(fā)展歷程和各省市區(qū)旅游業(yè)的總體發(fā)展水平,而國內(nèi)旅游收入和旅游總收入等指標(biāo)由于某些年份統(tǒng)計資料不全和口徑不一致,數(shù)據(jù)相差較大,如北京市和上海市在1996年國內(nèi)旅游收入分別統(tǒng)計為359億元和11.6億元①,兩市間數(shù)據(jù)缺乏可比性,因而在分析旅游經(jīng)濟(jì)區(qū)域差異的動態(tài)變化中未采用,在本文中旅游總收入主要用于分析旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與旅游產(chǎn)業(yè)地位的分異性。本文用來分析的數(shù)據(jù)主要來源于中國旅游統(tǒng)計年鑒(1991—2003)、中國旅游年鑒(2003)和中國統(tǒng)計年鑒(2003)。區(qū)域經(jīng)濟(jì)的差異程度可以從絕對差異和相對差異兩個方面來反映。絕對差異表示經(jīng)濟(jì)總量水平方面的差異,會受物價水平、量綱的影響,因而不同時點之間可比性較差,相對差異本身是一個比值,沒有量綱,因而不受時間等因素的影響,具有廣泛的可比性[14],因而應(yīng)根據(jù)研究目的和對象,選擇相應(yīng)的測度方法,為了更準(zhǔn)確地反映區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差異水平,多數(shù)情況下絕對差異和相對差異同時考慮。
2中國省際旅游經(jīng)濟(jì)差異變化的空間特征
2.1省際旅游經(jīng)濟(jì)差異的總體變化態(tài)勢
本文以旅游外匯收入作為區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異測度的總體指標(biāo),測度1990—2002年中國省際旅游經(jīng)濟(jì)差異總體變化水平。區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異的總體變化趨勢是,絕對差異在不斷擴(kuò)大,相對差異呈緩慢下降趨勢,但有一定的波動性。1990—2002年,反映絕對差異的標(biāo)準(zhǔn)差從1990年的176.79增加到2002年的1,053.81,增長了496.08%,年平均增長38.16%,然而,表現(xiàn)相對差異的變異系數(shù)從1990的2.131下降到2002年的1.763,僅在1991年、1994年和1998年呈現(xiàn)出略微上升趨勢,表明省際旅游經(jīng)濟(jì)的相對差異逐漸縮小。區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的上述轉(zhuǎn)變與我國各省市區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展過程密切相關(guān),隨著旅游業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的地位逐漸增強(qiáng),各地政府紛紛加大對旅游發(fā)展的支持力度,全國旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平顯著提高,但由于各地旅游資源稟賦、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、區(qū)位條件等因素不同,導(dǎo)致旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展基礎(chǔ)和發(fā)展速度不一致,區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)總量的差距反而拉大,從而出現(xiàn)相對差異逐漸縮小,絕對差異卻越來越大的格局。
2.2省際旅游經(jīng)濟(jì)差異變化的空間特征
展示了區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異變化的總體輪廓,同時,通過對比各省市區(qū)旅游外匯收入與全國平均旅游外匯收入的比率,可以分析出1990—2002年區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異變化的空間特征。總體而言,目前我國區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)差異的變化主要表現(xiàn)為沿海地區(qū)的廣東、上海、福建、江蘇、浙江和北京等東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省區(qū)與全國其它省區(qū),尤其是與西部的、甘肅、寧夏、青海等省區(qū)之間的旅游經(jīng)濟(jì)絕對差異的擴(kuò)大。全國除廣東、四川、新疆的比率基本保持不變,北京、廣西、海南的比率呈下降趨勢以外,大部分省市區(qū)的比率都有一定幅度的增長,這說明我國大部分省市區(qū)與旅游經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)省市區(qū)的相對差異有縮小趨勢。顯示中國區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)空間差異仍然較大。全國各省市區(qū)的旅游外匯收入僅有少數(shù)幾個高于全國平均水平,從1990年的廣東、北京、上海、福建4個省市增加到2002年的6個省市,新添了江蘇省和浙江省,2002年這6個省市的旅游外匯收入約占全國的73%。比率低于10%的省市區(qū)從1991年的10個減少到2002年的4個,這說明各省區(qū)較重視旅游業(yè)的發(fā)展,旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平逐漸提高,旅游相對差異逐漸縮小,但西部地區(qū)仍是我國旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最為落后的地區(qū),2002年比率低于10%的4個地區(qū)全部位于我國西部地區(qū),它們是、甘肅、青海和寧夏。1991年比率最高的廣東省與比率最低的寧夏自治區(qū)相差為8.926②,2002年比率相差最大的仍然是廣東和寧夏,兩者相差8.514,變異系數(shù)沒有多大變化。其中,上升和下降幅度最大的為上海市和北京市,變化比率分別為-2.720和1.033。
2.3省域旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與旅游產(chǎn)業(yè)地位的分異規(guī)律
旅游業(yè)占GDP的比重是反映地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)地位的重要
指標(biāo)。2002年,以全國31個省級單元計算,全國旅游總收入即各省市區(qū)旅游總收入之和約占各省市區(qū)GDP之和的9.5%,每個省市區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率③平均應(yīng)為3.2%,以這2個數(shù)據(jù)為基準(zhǔn),各省市區(qū)的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和旅游產(chǎn)業(yè)地位被劃分為6個層次。各省市區(qū)旅游總收入占全國旅游總收入的比重反映本省市區(qū)旅游業(yè)在全國旅游業(yè)中的地位,即旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(圖1的縱坐標(biāo)),分別為高(高于4.7%)、較高(3.8%—4.7%)、相當(dāng)于全國平均發(fā)展水平(2.8%—3.7%)、較低(1.8%—2.7%)、低(0.8%—1.7%)、很低(低于0.8%)。各省市區(qū)旅游總收入在本地區(qū)GDP中的比重反映旅游業(yè)在本省市區(qū)國民經(jīng)濟(jì)體系中的地位(圖2中的橫坐標(biāo)),分別為高(高于12.5%)、較高(10.6%—12.5%)、相當(dāng)于全國平均發(fā)展水平(8.6%—10.5%)、較低(6.6%—8.5%)、低(4.6%—6.5%)、很低(低于4.6%)。低于全國平均水平的省市區(qū)數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于高于全國平均水平的區(qū)域個數(shù),這說明我國旅游經(jīng)濟(jì)的總體發(fā)展水平不高,旅游產(chǎn)業(yè)的總體地位不突出,全國旅游業(yè)的總體發(fā)展更多地受少數(shù)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省區(qū)的高水平發(fā)展帶動的,區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡性嚴(yán)重。
大多數(shù)省市區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展水平與其在本省整個經(jīng)濟(jì)體系中的地位水平有一定偏差。僅有分布在中分線上的8個省市區(qū),旅游發(fā)展水平與旅游產(chǎn)業(yè)地位一致,但兩極分化嚴(yán)重,如北京、上海兩市在2002年的旅游貢獻(xiàn)率分別為10.6%、9.8%,而且也是國民經(jīng)濟(jì)的重要支柱,旅游總收入分別占GDP的37.0%和20.3%,可見旅游業(yè)在兩市發(fā)展水平高和重要性大。相反,甘肅、寧夏、青海、山西、吉林、新疆6個省區(qū)的旅游貢獻(xiàn)率之和僅有3.5%,旅游業(yè)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)地位都低。處于中分線上半部的省市區(qū),旅游業(yè)在全國旅游經(jīng)濟(jì)中的地位要大于其在本省國民經(jīng)濟(jì)中作用。這類區(qū)域的國民經(jīng)濟(jì)水平比較發(fā)達(dá),多數(shù)是我國重要的工業(yè)基地,相對而言,旅游業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)體系中的地位不突出,即旅游經(jīng)濟(jì)水平與旅游產(chǎn)業(yè)地位不相匹配。如山東省的旅游總收入占全國的比例為5.5%(全國平均水平為3.2%),旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高,但只占本省GDP的5.8%(全國平均水平為9.5%),旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)地位低。處于中分線下半部的省市區(qū),旅游產(chǎn)業(yè)地位要高于本省旅游經(jīng)濟(jì)在全國的地位。主要原因是由于一些省市區(qū)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較為薄弱,且經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展速度相對較低,因而各省市區(qū)充分利用本區(qū)域獨特而優(yōu)秀的旅游資源,大力發(fā)展旅游經(jīng)濟(jì),帶動和加快本省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。如比較典型的海南省和云南省,兩省旅游總收入占全國的比例都低于平均水平,其中海南省僅為0.85%,但旅游業(yè)在兩省經(jīng)濟(jì)體系中都占有重要的地位,分別占本省GDP的15.8%和12.8%,在全國位列第4位和第5位。上述研究表明,旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與旅游產(chǎn)業(yè)地位在區(qū)域上具有一定的分異性。旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高,并不意味著旅游產(chǎn)業(yè)地位一定高;旅游經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū),旅游業(yè)也有可能成為本區(qū)域的支柱產(chǎn)業(yè),而目前“全國有24個省市區(qū)將旅游業(yè)確定為本地區(qū)的支柱產(chǎn)業(yè)、龍頭產(chǎn)業(yè)和先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”[17],旅游業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的地位日益凸顯,但一些區(qū)域沒有根據(jù)本區(qū)域的實際情況,提出將旅游業(yè)作為支柱或先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展是不現(xiàn)實的,值得我們進(jìn)一步思考和探索。
3旅游經(jīng)濟(jì)空間差異的主要影響因素
3.1旅游資源稟賦
旅游資源,特別是高級別的旅游資源是吸引國外游客、發(fā)展入境旅游的物質(zhì)基礎(chǔ)[18]。我國幅員遼闊,主要旅游資源地域差異比較明顯,空間分布不均勻,雖然伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展,旅游資源的重要性有可能下降,但其仍是促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展和造成旅游經(jīng)濟(jì)空間差異的重要基礎(chǔ),旅游資源稟賦的空間差異對地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的競爭力也將產(chǎn)生重要影響。從全國角度來看,旅游資源總體質(zhì)量是南方優(yōu)于北方,以華東地區(qū)最為突出,次為華北地區(qū),主要表現(xiàn)在東部沿海省區(qū)、長江中下游的中部省區(qū)及黃河中下游,這些省區(qū)旅游資源種類多、數(shù)量大、豐度高、地域組合好,是我國旅游資源開發(fā)的重點地區(qū)和旅游外匯收入的重要基地[19,20]。
3.2基礎(chǔ)設(shè)施
交通、郵電通信等公共基礎(chǔ)設(shè)施是一個地區(qū)旅游業(yè)得以生存和發(fā)展的先決條件,其中旅游交通尤為重要,發(fā)達(dá)的旅游交通可以在一定程度上改善本地區(qū)不利的區(qū)位條件,增強(qiáng)旅游景區(qū)點的可進(jìn)入性和吸引力,從而擴(kuò)大客源市場規(guī)模,優(yōu)化客源市場結(jié)構(gòu)。由于鐵路和公路是我國最主要的交通載體,其中,公路的評價主要考慮對旅游者具有重要意義的高速公路和一級公路,這里以兩者的密度(長度/面積)為主要依據(jù)來評價交通條件。通過計算發(fā)現(xiàn),2002年,區(qū)域內(nèi)部交通設(shè)施水平仍表現(xiàn)為明顯的東、中、西地帶間差距,京津滬3市交通設(shè)施最佳,其次是如廣東、山東、浙江、江蘇和遼寧等東部沿海地區(qū),而相對于東部而言,中西部地區(qū)的交通條件除寧夏尚好外,普遍較差,若將各省市區(qū)的交通密度與旅游外匯收入進(jìn)行對比,二者的區(qū)域差異曲線具有較強(qiáng)的吻合性,表現(xiàn)為交通條件與旅游經(jīng)濟(jì)水平間有較強(qiáng)的正相關(guān)性。
3.3區(qū)位因素
從空間相互作用理論來看,區(qū)位是區(qū)域發(fā)展的基礎(chǔ),是發(fā)展地區(qū)旅游業(yè)的一個重要因素[21],它既影響到本區(qū)域?qū)τ慰偷奈?又影響游客進(jìn)入的可達(dá)性。陸大道先生根據(jù)各省市區(qū)(省區(qū)以省會城市代表)到最近的樞紐海港的距離以及到香港、上海和北京3個主要經(jīng)濟(jì)中心的相對距離,對各地區(qū)區(qū)位條件進(jìn)行了評價,現(xiàn)階段區(qū)位條件最好的5個省份是上海、廣東、福建、江蘇和浙江,北京、天津、山東和河北列于其后,海南、遼寧和廣西的區(qū)位條件在沿海省份中是相對較差,但仍優(yōu)于內(nèi)地省份,西南和西北各省區(qū)區(qū)位條件總體上都比較差[22],從評價結(jié)果可以看出,目前我國旅游業(yè)的發(fā)展水平與區(qū)位條件現(xiàn)狀總體上比較一致,同樣通過相關(guān)分析,旅游市場的實際占有率與資源、區(qū)位潛力相當(dāng),且區(qū)位因素的邊際效率大于資源豐度[23]。
3.4產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在整個經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中居于主導(dǎo)地位,其變動狀況對經(jīng)濟(jì)增長和各產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r有著決定性的影響。在三次產(chǎn)業(yè)中,西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)的比重高于東部地區(qū),而第二產(chǎn)業(yè)的比重又低于東部地區(qū),雖然西部地區(qū)經(jīng)過改革開放以來20多年的調(diào)整,第三產(chǎn)業(yè)比重逐漸上升,但是從絕對數(shù)字和相對速度而言,都與東部維持著比較大的差距,并且相對于東部而言,西部第三產(chǎn)業(yè)或服務(wù)業(yè)的發(fā)展在指標(biāo)上明顯處于劣勢[11]。旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)中的重要組成,它的發(fā)展需要其他產(chǎn)業(yè)尤其是交通運輸、商業(yè)、餐飲娛樂等第三產(chǎn)業(yè)的支持,上海、北京、江蘇、浙江、山東等東部沿海地區(qū)較發(fā)達(dá)的工業(yè)基礎(chǔ)增強(qiáng)了對基礎(chǔ)設(shè)施和旅游設(shè)施的投資能力,帶動了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),進(jìn)一步促進(jìn)了旅游業(yè)發(fā)展,而大部分中西部地區(qū)由于不利的區(qū)位條件和相對薄弱的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ),旅游業(yè)的發(fā)展主要依靠獨特的旅游資源稟賦,旅游業(yè)的發(fā)展受到經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)規(guī)模的限制,從而與東部地區(qū)的絕對差距逐漸拉大。因此,我國東中西三大地帶的產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的差異,是構(gòu)成省域旅游經(jīng)濟(jì)空間差異的重要因素。
4對策分析
1.數(shù)據(jù)來源
為了確保數(shù)據(jù)模型的科學(xué)性和原始數(shù)據(jù)的統(tǒng)一性，本文所采用的統(tǒng)計數(shù)據(jù)均來自《江蘇省統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)統(tǒng)計時間為 2007年底。數(shù)據(jù)涉及江蘇省13個地級市，包括南京市、無 錫市、徐州市、常州市、蘇州市、南通市、連云港市、淮安市、鹽城市、揚(yáng)州市、鎮(zhèn)江市、泰州市以及宿遷市。
2.聚類分析
下表是2007年江蘇省13個地級市的旅游發(fā)展水平的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，將表中數(shù)據(jù)輸入SPSS數(shù)據(jù)處理軟件做聚類分析。
下表是根據(jù)上表07年全省13市旅游統(tǒng)計數(shù)據(jù)所做的K-means聚類分析的結(jié)果：
根據(jù)上述分析表格的結(jié)果，可將江蘇省13個地級市的旅游綜合實力分為四類。第一類為旅游發(fā)達(dá)地區(qū)，含蘇州和南京兩個城市；第二類是旅游較發(fā)達(dá)地區(qū)，只包含無錫一市，第三類為旅游較發(fā)達(dá)地區(qū)，包括鎮(zhèn)江、揚(yáng)州、常州、徐州、連云港和南通6市；第四類為旅游欠發(fā)達(dá)地區(qū)，包括淮安、鹽城、泰州和宿遷4市。
3.影響因素分析
由上表可知，江蘇省各地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與本區(qū)域的旅游綜合實力有很強(qiáng)的相關(guān)性。選取江蘇各地級市2007年GDP收入數(shù)據(jù)作為衡量各市經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況的指標(biāo)，反映各地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。旅游綜合實力排名的前三的蘇州、無錫、南京其在省內(nèi)的GDP排名也位列前三。一般來講，城市GDP排名較前的，旅游綜合實力的排名也比較靠前，除蘇州、南京、無錫三市外，如常州，GDP位列全省第五，其旅游綜合實力位列全省第六，呈現(xiàn)了很強(qiáng)的正相關(guān)性；如GDP排名全省第六的徐州市，其旅游綜合實力排名位居全省第七，兩者之間同樣趨于一致。相反，旅游綜合實力較弱的城市，其對應(yīng)的GDP排名也很低，兩者之間同樣表現(xiàn)出了正相關(guān)性。如位于全省GDP末四位的城市（宿遷、連云港、淮安、泰州），其中三個城市（淮安、泰州、宿遷）同樣出現(xiàn)在了旅游綜合實力末四位中。由此可見經(jīng)濟(jì)因素對江蘇省旅游也發(fā)展的空間差異具有較強(qiáng)的影響。地方雄厚的經(jīng)濟(jì)實力可以為城市提供良好的旅游基礎(chǔ)設(shè)施、便捷的市內(nèi)旅游交通、舒適的酒店、整潔美麗的市容；其次也會使本區(qū)域內(nèi)的旅游資源得到全面開發(fā)，讓區(qū)域內(nèi)的旅游資源發(fā)揮出它最大的旅游經(jīng)濟(jì)效益；再次，良好的經(jīng)濟(jì)條件也增加了本地居民出游的可能；最后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快的地區(qū)與外界的物質(zhì)、技術(shù)、信息等交流相對頻繁，在一定程度上促進(jìn)了區(qū)域內(nèi)商務(wù)、會議高層次旅游的發(fā)展。
三、區(qū)域旅游協(xié)調(diào)發(fā)展的對策
目前江蘇省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與旅游業(yè)發(fā)展綜合實力都存在過大的差異，不利于江蘇省旅游業(yè)長期健康的發(fā)展。因此，如何協(xié)調(diào)各城市之間的旅游業(yè)的發(fā)展、縮小江蘇省各地級市之間旅游發(fā)展水平的差距、使其區(qū)域差異在一個合理的范圍之內(nèi)成了亟待解決的問題，具有很強(qiáng)的現(xiàn)實意義。
1.加強(qiáng)區(qū)域之間的旅游協(xié)作
要縮短江蘇省各區(qū)域之間的旅游發(fā)展差異，加強(qiáng)區(qū)域之間的協(xié)作是很重要的一條途徑。區(qū)域協(xié)作是指江蘇省內(nèi)不同地區(qū)之間的旅游經(jīng)濟(jì)主體按照一定的章程、協(xié)議或合同，將各類資源在地區(qū)之間重新配置、組合，以期獲得最大的經(jīng)濟(jì)效益、社會效益以及生態(tài)效益的旅游經(jīng)濟(jì)活動。區(qū)域協(xié)作的內(nèi)容主要包括：區(qū)域旅游發(fā)展戰(zhàn)略的共同制定、旅游資源的重組和共享、旅游產(chǎn)品的更新與提升，區(qū)域旅游功能的分工、客源市場的共同開拓與互換、聯(lián)合促銷、旅游企業(yè)之間的優(yōu)化組合以及區(qū)域旅游形象的構(gòu)建組合等等。有些城市本身雖然自身具有豐富的旅游資源，然而它們?nèi)狈β糜螛I(yè)發(fā)展所需的各項基礎(chǔ)設(shè)施投資資金、比較有實力的旅游企業(yè)、旅游人才等條件，而這些阻礙當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展的劣勢正是蘇州、南京、無錫、常州等旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的強(qiáng)勢，這些強(qiáng)勢為以上地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展提供了廣闊的空間。因此，蘇南、蘇中、蘇北各區(qū)域之間可以通過加強(qiáng)彼此間的旅游協(xié)作，通過優(yōu)勢互補(bǔ)來促進(jìn)各地旅游業(yè)的發(fā)展。
2.發(fā)揮蘇南的輻射作用，帶動蘇中、蘇北的旅游發(fā)展
根據(jù)前面的分析可知旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平位于全省前三名的分別是：蘇州、南京和無錫，而且這三個城市遙遙領(lǐng)先與省內(nèi)其他城市；從空間的角度上看，江蘇省旅游發(fā)展水平向蘇南集聚的態(tài)勢非常明顯，要縮短不同區(qū)域之間旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展差異，應(yīng)通過寧鎮(zhèn)揚(yáng)和蘇錫常所構(gòu)建的沿江黃金旅游帶的輻射效應(yīng)，以沿海、沿江兩軸來帶動蘇中、蘇北地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展，最終實現(xiàn)江蘇省旅游業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展和整體水平的提升，當(dāng)前應(yīng)特別注重發(fā)展蘇中、蘇北地區(qū)的國內(nèi)旅游。
[關(guān)鍵詞]非均衡發(fā)展模式；公共服務(wù)差距；義務(wù)教育
一、引言
早在20世紀(jì)50年代，佩魯?shù)任鞣浇?jīng)濟(jì)學(xué)家就提出區(qū)域經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展理論，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期需要經(jīng)歷非均衡發(fā)展的“二元模式”，隨著經(jīng)濟(jì)水平的不斷提升，低層次的“二元經(jīng)濟(jì)”必將走向高層次的“一元經(jīng)濟(jì)”，最終實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化。改革開放以來，建立在非均衡發(fā)展基礎(chǔ)上的區(qū)域規(guī)劃和集中開發(fā)，一直貫穿著我國區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的始終，全國經(jīng)濟(jì)總量實現(xiàn)了高速增長，但區(qū)域經(jīng)濟(jì)和公共服務(wù)差距卻較為明顯。以2011年為例，全國31個省（市、自治區(qū)）的人均地區(qū)生產(chǎn)總值極值比達(dá)5.19，人均一般預(yù)算支出極值比達(dá)5.52。黨的十報告明確提出“基本公共服務(wù)均等化總體實現(xiàn)”的目標(biāo)。因此，在我國繼續(xù)深化經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展戰(zhàn)略時期，如何縮小區(qū)域公共服務(wù)差距尤其是義務(wù)教育發(fā)展差距，成為當(dāng)前迫切需要解決的重要問題。
從相關(guān)文獻(xiàn)來看，針對如何縮小公共服務(wù)差距的研究較多，但由于公共服務(wù)供給主要取決于財政支出，大多數(shù)學(xué)者都將其歸結(jié)為財政問題，如Buchanam認(rèn)為通過完善財政制度可以實現(xiàn)公共服務(wù)均等化。BodIIs&Rosenfeld通過加拿大和德國的案例證明了財政轉(zhuǎn)移支付是實現(xiàn)公共服務(wù)均等化的重要手段。劉尚希也將公共服務(wù)均等化歸結(jié)為財政能力均等化。但不可否認(rèn)的是，公共服務(wù)雖然直接取決于財政支出，但更依賴于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所創(chuàng)造的財政收入，經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為公共服務(wù)供給的基礎(chǔ)，兩者的差距并非不存在關(guān)系，尤其采取經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展模式的國家會更加明顯。國內(nèi)學(xué)者對此問題也有論述，冉光和等就公共服務(wù)供給和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系從區(qū)域差異的角度進(jìn)行實證研究。馬慧強(qiáng)等構(gòu)建了我國286個市級以上城市的基本公共服務(wù)質(zhì)量水平測度體系，研究認(rèn)為基本公共服務(wù)水平與城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈正相關(guān)。丁菊紅從經(jīng)濟(jì)增長與公共服務(wù)一般關(guān)系理論出發(fā)，建立公共服務(wù)供給、政府競爭與經(jīng)濟(jì)增長的實證模型，揭示了公共服務(wù)差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的倒U型關(guān)系。
本文將在以上研究基礎(chǔ)上進(jìn)行拓展，即在我國實施經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展戰(zhàn)略模式下，以義務(wù)教育為例對我國區(qū)域公共服務(wù)差距進(jìn)行測度，并從不同的視角解釋形成這種差距的原因，以此探索我國公共服務(wù)均等化實現(xiàn)的對策建議。
二、區(qū)域公共服務(wù)差距產(chǎn)生：理論路徑
假設(shè)將一個區(qū)域分為兩類，發(fā)達(dá)地區(qū)（A）和落后地區(qū)（B），并相應(yīng)存在兩個地方政府以及一個中央政府。同時，設(shè)第i地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平為Ei，財政水平為Fi，公共服務(wù)水平為Si，i=A，B。由于公共服務(wù)水平直接取決于財政水平，同時也會受到財政管理制度、公共支出成本等外生因素μi的影響，公共服務(wù)的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：
Si=S（Fi，μi） （1）
從地方財政支出來源看，一是取決于地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展所創(chuàng)造的財政收入；二是在分稅制財政體制下，取決于中央對各地方的凈轉(zhuǎn)移等。公共服務(wù)供給函數(shù)可以表示為：
S=S[Fi（Ei，TRi，vi），μi]=S（Ei，TRi，vi，μi） （2）
其中：TRi表示中央通過稅收分享、轉(zhuǎn)移支付等財政體制形成對地方的凈轉(zhuǎn)移，vi代表除經(jīng)濟(jì)水平和財政體制外對地方財政支出影響的其它因素。
對公式（2）兩邊變量進(jìn)行差異化處理，比如計算極差、極商等，得出地區(qū)間公共服務(wù)差距影響的因素函數(shù)：
我國區(qū)域公共服務(wù)的差距主要取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，收入分享、轉(zhuǎn)移支付在內(nèi)的財政管理體制差距，公共事業(yè)發(fā)展成本等其它方面的差距（見上圖）。其中：收入分享、轉(zhuǎn)移支付等財政體制對縮小公共服務(wù)差距的作用在國內(nèi)外研究中已經(jīng)得到共識，即以中央政府為主體直接調(diào)節(jié)地區(qū)間的可支配財政收入，滿足實現(xiàn)公共服務(wù)均等化的財政支出需要，屬于“外部調(diào)節(jié)”過程；通過提高各地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平來提升各地財政自給率，進(jìn)而增強(qiáng)落后地區(qū)的公共服務(wù)供給能力，則屬于地區(qū)“自我發(fā)展”過程。在我國實施經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展戰(zhàn)略初期，就形成了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“二元格局”，從而也導(dǎo)致區(qū)域公共服務(wù)差距。從理論上可以判斷，區(qū)域間公共服務(wù)差距和經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距相伴隨，而包括收入分享、轉(zhuǎn)移支付等在內(nèi)的財政調(diào)節(jié)僅是短期內(nèi)控制差距擴(kuò)大的再分配手段。因此，在我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展模式的深化階段，更需要從區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展來縮小公共服務(wù)差距，但該結(jié)論還需要得到實證檢驗。
三、我國區(qū)域公共服務(wù)差距測度：以義務(wù)教育為例
（一）評價指標(biāo)體系構(gòu)建
就義務(wù)教育公共服務(wù)而言，我國普及九年制義務(wù)教育已經(jīng)進(jìn)入攻堅階段，因此需要更加注重其發(fā)展的質(zhì)量和水平。但從我國義務(wù)教育發(fā)展的相關(guān)評價研究看，基本還停滯于普及九年義務(wù)教育初期的低標(biāo)準(zhǔn)指標(biāo)，如入學(xué)率、升學(xué)率、在校生數(shù)、畢業(yè)生人數(shù)等，這些指標(biāo)在后“普九”時期將難以反映義務(wù)教育發(fā)展質(zhì)量和水平的真實差異，而本文主要圍繞教學(xué)條件展開評價，主要選擇師資條件和辦學(xué)條件方面的指標(biāo)，并從《中國教育統(tǒng)計年鑒》（2010）抽取全國30個省（市、自治區(qū)）的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析（表1）。
（二）義務(wù)教育發(fā)展差距測度
在構(gòu)建義務(wù)教育發(fā)展評價指標(biāo)體系基礎(chǔ)上，按照因子分析法的基本步驟，對我國各省（市、自治區(qū)）義務(wù)教育發(fā)展差距進(jìn)行綜合評價。
1.可行性檢驗。師資條件因子分析的KMO值為0.728，同時Bartlett球度檢驗統(tǒng)計量觀測值為59.76，相應(yīng)的P值接近于O；辦學(xué)條件因子分析的KMO值為0.629，同時Bartlett球度檢驗統(tǒng)計量觀測值為428.26，相應(yīng)的P值接近于0。兩組數(shù)據(jù)均適合做因子分析。
2.確定公因子。在師資條件和辦學(xué)條件因子分析中，按照累計方差貢獻(xiàn)達(dá)到75%的原則，分別選取兩個公因子，其累計方差貢獻(xiàn)分別為88.08%和78.88%，完全能夠反映原始指標(biāo)的信息量（表2）。
3.識別公因子。為了便于識別公因子和界定公因子的經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵，在師資條件和辦學(xué)條件因子分析中，采用方差最大化正交旋轉(zhuǎn)法對因子載荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，使得變量在某公因子上有較大的載荷值，而在其余公因子上有較小的載荷值（表3）。
在師資條件評價中提取出兩個公因子，公因子1主要反映師資學(xué)歷水平，其方差貢獻(xiàn)率高達(dá)44.56%；公因子2主要反映師資數(shù)量規(guī)模，其方差貢獻(xiàn)率達(dá)43.52%。在辦學(xué)條件評價中提取出兩個公因子，公因子l主要反映辦學(xué)設(shè)施條件，其方差貢獻(xiàn)率高達(dá)54.82%；公因子2主要反映辦學(xué)用房條件，其方差貢獻(xiàn)率為24.09%。
4.計算因子得分。設(shè)師資條件中的公因子1為Fs1i，公因子2為Fs2i，辦學(xué)條件中的公因子1為Fb1i，公因子2為Fs2i，其中i=1，2，…，30表示30個省（市、自治區(qū)）。分別以各公因子方差貢獻(xiàn)率占累計方差貢獻(xiàn)率的比重為權(quán)重，計算師資條件得分（Fsi）和辦學(xué)條件得分（Fbi），將師資條件和辦學(xué)條件得分按平均賦權(quán)加總得到義務(wù)教育發(fā)展的綜合得分（表4）。
四、基于Tobit模型的區(qū)域公共服務(wù)差異解釋
在明確我國區(qū)域間公共服務(wù)差異狀態(tài)的基礎(chǔ)上，本文將進(jìn)一步采用計量方法檢驗我國區(qū)域公共服務(wù)存在差距的影響因素。以下分別以義務(wù)教育發(fā)展水平得分為被解釋變量，圍繞理論分析，分別選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值、財政收入分權(quán)系數(shù)、財政支出分權(quán)系數(shù)和公共支出成本差異系數(shù)4個指標(biāo)作為解釋變量，以此構(gòu)建我國區(qū)域公共服務(wù)差異解釋模型。
首先，基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響公共服務(wù)產(chǎn)出選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值，該指標(biāo)主要從綜合的角度來衡量各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，人均地區(qū)生產(chǎn)總值越高，提供公共服務(wù)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)就越強(qiáng)。其次，基于財政體制影響財政水平進(jìn)而影響公共服務(wù)產(chǎn)出的主要因素包括財政收入分權(quán)系數(shù)和財政支出分權(quán)系數(shù)，該指標(biāo)計算主要參考陳碩、高琳的研究，其中，財政收入分權(quán)系數(shù)采用省級預(yù)算內(nèi)人均財政收入與中央級預(yù)算內(nèi)人均財政收入的比值來反映，財政收入分權(quán)系數(shù)越高，各地區(qū)用于公共服務(wù)支出的資金就越充足；財政支出分權(quán)系數(shù)采用省級預(yù)算內(nèi)人均財政支出與中央級預(yù)算內(nèi)人均財政支出的比值來反映，財政支出分權(quán)系數(shù)越高，地方自主支出能力越大。最后，由于各地區(qū)自然、經(jīng)濟(jì)和社會條件存在差異，不同地區(qū)提供相同水平的公共服務(wù)支出成本不同，因此，從成本等影響公共服務(wù)產(chǎn)出的角度選取公共支出成本差異系數(shù)作為影響因素，該指標(biāo)主要參考伏潤民等的測算結(jié)果。除此之外，為避免指標(biāo)在年份間波動，以上解釋變量分別取2006-2010年的平均數(shù)，其數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2007-2011）和《中國財政年鑒》（2007-2011）。
由于這些解釋變量之間存在內(nèi)在聯(lián)系，直接使用會產(chǎn)生多重共線性問題，因此，本文在構(gòu)建計量解釋模型之前，首先采用因子分析法將4個具有內(nèi)在聯(lián)系的解釋變量轉(zhuǎn)化為幾個具有獨立關(guān)系的綜合因子。通過因子分析可行性檢驗得到，KMO的值為0.702，Bartlett球形度檢驗給出的伴隨概率為0，說明適合做因子分析。在此基礎(chǔ)上，以主成分法作為因子提取方法提取出3個公因子，對樣本方差的累計貢獻(xiàn)率達(dá)到了99.26%，代表了絕大部分信息。其中：公因子在財政支出分權(quán)系數(shù)和財政收入分權(quán)系數(shù)上具有較高的載荷系數(shù)（0.926和0.681），反映中央政府與地方政府的財政體制關(guān)系；公因子在公共支出成本差異系數(shù)上具有較高的載荷系數(shù)（-0.915），反映各地方政府公共支出的成本；公因子在人均地區(qū)生產(chǎn)總值上具有較高的載荷系數(shù)（0.654），反映各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。根據(jù)以上變量關(guān)系，構(gòu)建我國地區(qū)間公共服務(wù)差異的解釋模型：
θi=α+β1F1i+β2F2i+β3F3i+μi （5）
其中，i=1，2，…，30表示除外的全國30個省（市、自治區(qū)），α為截距項，β1、β2和β3分別表示政府間財政體制關(guān)系、公共支出成本差異和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對公共服務(wù)產(chǎn)出的邊際影響系數(shù)，μ2表示隨機(jī)誤差項。由于被解釋變量是各地區(qū)公共服務(wù)水平的差距反映，其取值來源于因子分析得分，若直接采用最小二乘法估計會導(dǎo)致有偏且不一致。因此，本文首先采用最大最小正向控制公式將被解釋變量控制到0-1之間，再采用Tobit模型來進(jìn)行估計（表5）。
在模型1中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對公共服務(wù)產(chǎn)出存在正向影響，影響系數(shù)為0.1440，反映出較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能夠形成較強(qiáng)的財力基礎(chǔ)，從而提供更高水平的公共服務(wù)。在模型2中，加入政府間財政體制關(guān)系作為解釋變量，得出政府間財政體制關(guān)系對公共服務(wù)產(chǎn)出存在正向影響，影響系數(shù)為0.1102，即地方收入和支出分權(quán)程度越高，公共服務(wù)產(chǎn)出水平越高，同時也表現(xiàn)為地方政府分權(quán)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響效應(yīng)的帶動，影響系數(shù)從原來的0.1440提升到0.1470。在模型3中，再加入公共支出成本差異作為解釋變量，得出公共支出成本差異對公共產(chǎn)品供給具有負(fù)向作用，影響系數(shù)為-0.1895，即各地區(qū)公共支出邊際成本越高，在相同財力水平下提供的公共服務(wù)數(shù)量越低，同時，公共支出成本差異的引入也削弱了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府間財政體制關(guān)系對公共服務(wù)產(chǎn)出的促進(jìn)效應(yīng)、影響系數(shù)分別從原來的0.1470下降到0.1063，從原來的0.1102下降到0.0974。
五、研究結(jié)論與政策建議
關(guān)鍵詞：主成分分析；聚類分析；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；評價
中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）08-0017-04
引言
我國幅員遼闊、地域廣大。不同區(qū)域的資源與環(huán)境稟賦情況有較大的差異，這也導(dǎo)致不同地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異較大。自科學(xué)發(fā)展觀提出以來，如何促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展成為一項重要的命題，相關(guān)研究也越來越得到重視。而想要通過制定適合的政策來統(tǒng)籌區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，就必須對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平做出合理的評價，根據(jù)實際情況，找出區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡的關(guān)鍵癥結(jié)，對癥下藥[1]。本文將結(jié)合江蘇省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀，選取反映2015年江蘇省13個地級市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的主要統(tǒng)計指標(biāo)，運用主成分分析和聚類分析的方法對江蘇省各地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本狀況進(jìn)行綜合評價，從而分析江蘇省各地級市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體情況以及彼此間的差異，并對其今后的發(fā)展提出若干建議。
一、指標(biāo)的選取及評價體系的建立
在選取合適的評價指標(biāo)以建立評價體系時，既要考慮能夠反映經(jīng)濟(jì)總量的指標(biāo)，也要考慮反映經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的指標(biāo)。基于此，本文共選取了11項指標(biāo)，構(gòu)成了江蘇省各城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的評價體系。這11項指標(biāo)分別反映了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的三個方面，具體如下。
（1） 綜合經(jīng)濟(jì)實力指標(biāo)：地區(qū)生產(chǎn)總值（X1）、公共財政預(yù)算收入（X2）、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資（X3）、工業(yè)總產(chǎn)值（X4）。
（2） 人民生活水平指標(biāo)：人均GDP（X5）、居民人均可支配收入（X6）、居民人均生活消費支出（X7）、人均儲蓄存款（X8）。
（3） 對內(nèi)對外經(jīng)濟(jì)指標(biāo)：社會消費品零售總額（X9）、凈出口總額（X10）、實際外商直接投資（X11）。
根據(jù)上述指標(biāo)，將2015年江蘇省各市的指標(biāo)值列入表中，得到表1的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。
二、數(shù)據(jù)處理方法及過程
（一）統(tǒng)計方法
本文采用了主成分分析和聚類分析兩種方法，對江蘇省各市的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行分析。主成分分析是一種通過降維技術(shù)把多個變量把多個變量化為少數(shù)幾個主成分的統(tǒng)計分析分析方法，這些主成分能夠反映原始變量的絕大部分信息[3]。
聚類就是將數(shù)據(jù)對象分組成為多個類或者簇，使得同一個簇中的對象之間具有較高的相似度，而不同簇中的對象之間具有較大的差別[4]。
（二）提取主成分和公因子
使用SPSS 20.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，用方差最大法進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，使成分負(fù)載向0和1兩極分化。計算主因子分值采用回歸法。
表2是因子分析后提取主成分的結(jié)果，在本例中，有兩個成分的特征值是大于1的，他們的累計方差貢獻(xiàn)率為94.547%，即兩者合計能解釋94.547%的方差，完全符合我們的需要。所以我們將成分1和2提取出來作為主成分，抓住最關(guān)鍵的因素，而其余成分包含的信息較少，所以舍去。
（三）因子旋轉(zhuǎn)
由于提取公因子無法得到最好的分析結(jié)果，所以通過因子的旋轉(zhuǎn)來獲得更好的解釋，如表3。
從表3可以看出，第一主成分在地區(qū)生產(chǎn)總值、公共財政預(yù)算收入、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資、工業(yè)總產(chǎn)值、社會消費品零售總額、進(jìn)出口總額、實際外商直接投資等指標(biāo)的載荷較大，這些都是主要反映一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量的指標(biāo)，所以在本例中我們將第一主成分定義為“經(jīng)濟(jì)總量因子”；第二主成分在人均GDP、居民人均可支配收入、居民人均生活消費支出、人均儲蓄存款等指標(biāo)上具有較大的載荷，@是反映人民生活水平的指標(biāo)，因此可以將第二主成分定義為“生活水平因子”。
（四）得分及排名
通過spss得出了各個城市的因子得分，用各城市因子1和因子2的得分乘以相應(yīng)的方差的算術(shù)平方根，得出13座城市的主成分1和主成分2的得分，再結(jié)合各主成分得分，通過各主成分的方差貢獻(xiàn)率占兩個主成分總方差貢獻(xiàn)率的比重作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)匯總求出綜合得分[5]：
（五）聚類分析
為了驗證因子分析的正確性，我們進(jìn)一步利用SPSS軟件再對已選定的第一主成分和第二主成分得分進(jìn)行聚類分析。本次聚類采用系統(tǒng)聚類法，距離測度采用平方Euclidean距離，得到系統(tǒng)聚類分析的譜系圖（圖1）
三、結(jié)果分析與結(jié)果討論
（一）結(jié)果分析
根據(jù)表4，通過各城市的兩個主成分得分、綜合得分及其排名，結(jié)合系統(tǒng)聚類分析的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，江蘇省的13個城市可以較為詳細(xì)地劃分為以下四類。
第一類僅有蘇州一個城市。可以看出，蘇州市的綜合得分遙遙領(lǐng)先于其他城市，在構(gòu)成指標(biāo)體系的11項指標(biāo)中，有9項指標(biāo)排名全省第一，綜合得分也是遙遙領(lǐng)先。
第二類城市有兩個，為南京和無錫。從11項指標(biāo)中我們可以看到，大部分指標(biāo)，南京市和無錫市都分別占據(jù)了第二或第三，可見這兩座城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在省內(nèi)僅次于蘇州市；從綜合得分看，這兩座城市的得分也分列二、三名。
第三類城市有五個，分別是常州、南通、揚(yáng)州、鎮(zhèn)江、泰州。這五座城市均為江蘇省內(nèi)的沿江城市，有一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)與經(jīng)濟(jì)實力，各項經(jīng)濟(jì)指標(biāo)均位于省內(nèi)中游水平。
第四類城市有五個，分別是徐州、鹽城、連云港、淮安、宿遷。這五座城市全部是蘇北城市，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較為落后，從綜合各項得分看與其他城市差距明顯。
（二）結(jié)果討論
從以上的分析結(jié)果，我們可以就江蘇省各城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的情況得出以下結(jié)論。
1.各城市間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大。放眼全國來看，江蘇省的各城市之間的發(fā)展差距已經(jīng)屬于比較小的，但是，光從數(shù)據(jù)分析的結(jié)果來看，即使是省內(nèi)差距相對較小，江蘇省各城市間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距依然十分明顯。
2.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的南北差異明顯。從分類結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，第一、第二類城市，即蘇州、南京、無錫，均為蘇南發(fā)達(dá)城市，蘇北五市則全都在第四類城市中。可見，目前江蘇省的總體情況依然是南部經(jīng)濟(jì)強(qiáng)于北部，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)由南向北遞減的趨勢。
3.通過對城市間分類的進(jìn)一步細(xì)化仍可發(fā)現(xiàn)城市間的同異。如第一、第二類的三座城市可以歸為一類，即蘇南核心城市，這三座城市普遍具備雄厚的經(jīng)濟(jì)實力，在全國范圍內(nèi)也是名列前茅的。第四類的五座蘇北城市則可再細(xì)分為兩類，其中，徐州、鹽城兩座城市地域廣大、人口眾多，它們較其他三個蘇北城市在發(fā)展上更具優(yōu)勢，具體體現(xiàn)在這兩個城市在經(jīng)濟(jì)總量因子的得分和綜合得分都排在全省6、7位；而第四類城市中的其他三個：連云港、淮安、宿遷三市則在各項指標(biāo)上排名墊底，與其他城市相比落后較多。
四、對策及建議
根據(jù)以上分析結(jié)果，我們對江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出以下建議。
（一）充分發(fā)揮蘇南核心城市的輻射作用，帶動周邊城市共同發(fā)展
從分析結(jié)果來看，蘇南的蘇州、南京、無錫三市的經(jīng)濟(jì)實力在省內(nèi)處于領(lǐng)先地位。而在2016年4月22日《第一財經(jīng)周刊》的最新版“新一線”城市名單中，江蘇省的以上三個城市均成功入圍。作為省內(nèi)的領(lǐng)頭羊，這三個城市應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步發(fā)揮輻射作用。江蘇省內(nèi)存在著較為明顯的發(fā)展梯次，目前第一、第二類的三個城市都在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級與轉(zhuǎn)型，一些轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)進(jìn)入到第三、第四類城市中則會給這些城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來新的活力。所以，應(yīng)進(jìn)一步做好省內(nèi)資源的合理配置，從而實現(xiàn)先發(fā)展的帶動后發(fā)展的，最終實現(xiàn)全省綜合實力的提升。
（二）加快沿江一體化的進(jìn)程，推進(jìn)蘇中融入蘇南
近些年來，隨著交通越來越便利，蘇南與蘇北的聯(lián)系也越來越緊密，在這一過程中，南通、泰州、揚(yáng)州這三個沿江城市獲益最多，相比其他蘇北城市發(fā)展更快，加上在地理上位置的相似，這三座城市從廣義的“蘇北”脫離，被稱為“蘇中”。盡管如此，蘇中與蘇南發(fā)達(dá)城市的差距依然較大。因此，應(yīng)當(dāng)從加強(qiáng)交通設(shè)施建設(shè)著手，完善城際間的交通運輸環(huán)境，尤其是完善沿江以及跨江的交通線路，科學(xué)規(guī)劃區(qū)域內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)布局，強(qiáng)化城市間的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系，促進(jìn)省內(nèi)沿江城市的一體化發(fā)展，堅實推進(jìn)蘇中城市融入蘇南。
（三）進(jìn)一步加強(qiáng)對蘇北城市發(fā)展的支持力度，努力打造蘇北中心城市
從統(tǒng)計數(shù)據(jù)和分析結(jié)果來看，蘇北城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平同蘇南，甚至蘇中相比都仍有明顯差距。所以，應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)對蘇北的政策支持，推動蘇北繼續(xù)保持快速健康發(fā)展。此外，由于蘇北五市與蘇南五市在地理上相隔較遠(yuǎn)，所以，亟須在蘇北五市范圍內(nèi)打造一個中心城市，帶動蘇北整體發(fā)展。
參考文獻(xiàn)：
[1] 張超鋒，張斌儒.基于因子分析的我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平實證研究[J].生態(tài)濟(jì)：學(xué)術(shù)版，2014，（1）：167-170.
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[3] 呂文廣.甘肅農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程測度及特色農(nóng)業(yè)發(fā)展路徑選擇研究[D].蘭州：蘭州大學(xué)，2010.
關(guān)鍵詞：工業(yè)污染；區(qū)域差異；環(huán)境規(guī)制；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；Panel Data模型
中圖分類號：F262 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-176X（2011）11-0023-08
一、引 言
環(huán)境質(zhì)量會隨著經(jīng)濟(jì)增長而持續(xù)惡化嗎？抑或經(jīng)濟(jì)增長最終會帶來環(huán)境污染的減少嗎？環(huán)境庫茲涅茨曲線Environmental Kuznets Curve，（EKC）對這兩者關(guān)系的描述似乎已被相當(dāng)多的經(jīng)驗研究所證明。該曲線表現(xiàn)為“倒U”形態(tài)，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，環(huán)境污染會惡化或加重；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到轉(zhuǎn)折點（turning point）時，污染水平達(dá)到最大值；隨后趨于下降 [1]。但也有一些經(jīng)驗研究得出的結(jié)論與環(huán)境庫茲涅茨曲線不一致，研究者們對環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系仍存在爭論。
中國是否會呈現(xiàn)出工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的倒U型關(guān)系或者已經(jīng)呈現(xiàn)這種關(guān)系呢？在中國工業(yè)化進(jìn)程中，粗放型的發(fā)展模式帶來了大量的工業(yè)污染問題。以能夠較好代表工業(yè)污染總體水平的工業(yè)二氧化硫排放為例，1996年全國人均排放量為131千克，1999年下降到105千克，隨后出現(xiàn)上升趨勢，2005年又接近150千克，但至2009年又下降到了105千克。因此，從全國來看，中國的工業(yè)二氧化硫總量排放與經(jīng)濟(jì)增長沒有呈現(xiàn)出“倒U”形態(tài)。而從各省的排放分布情況來看，明顯表現(xiàn)為二氧化硫的排放與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出“倒U”形態(tài)。根據(jù)蔡等的研究，中國東部地區(qū)已經(jīng)越過了環(huán)境庫茲涅茨曲線的轉(zhuǎn)折點，而中西部地區(qū)還未達(dá)到污染水平的轉(zhuǎn)折點。因此，三大地區(qū)之間的工業(yè)污染水平變化軌跡與全國表現(xiàn)出來的趨勢并不一致[2]。中國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同，地方政府政策和行為也有一定的差異，在環(huán)境規(guī)制方面的力度也不相同。那么影響三大地區(qū)污染水平的因素是否有異？不同之處何在？這就是本文試圖解釋的問題。
本文的研究結(jié)構(gòu)為：除引言外，第二部分為相關(guān)的文獻(xiàn)與理論回顧；第三部分在增長模型基礎(chǔ)上構(gòu)建了一個環(huán)境變化與影響因素之間關(guān)系的簡單模型；第四部分為對我國三大地區(qū)的實證分析；最后為相關(guān)的研究結(jié)論與政策涵義。
二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧
繼Grossman與Krueger后，國外學(xué)者對環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系展開了大量的研究。在已有研究中，對EKC形態(tài)的存在性、影響EKC形態(tài)的因素、EKC轉(zhuǎn)折點的位置等方面存在很大的分歧。
從EKC的形成機(jī)制看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和收入需求彈性效應(yīng)會使環(huán)境得到改善[3-4]。這種解釋處于一種主導(dǎo)地位，具體來看：（1）規(guī)模效應(yīng)[1]。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，一個國家或地區(qū)由農(nóng)業(yè)向工業(yè)社會轉(zhuǎn)變，傳統(tǒng)工業(yè)發(fā)展需要投入大量的自然資源，造成了大量的工業(yè)污染，對于落后地區(qū)尤其如此。因此，在工業(yè)化進(jìn)程的初期，經(jīng)濟(jì)總量或規(guī)模的擴(kuò)大造成了工業(yè)污染水平的上升。（2）結(jié)構(gòu)效應(yīng)[5-6]。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段后，該地區(qū)具有一定的資本積累，但是經(jīng)濟(jì)發(fā)展開始受到資源環(huán)境的制約。為轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級成為必然趨勢，因此出現(xiàn)兩種結(jié)構(gòu)調(diào)整：一是工業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)部調(diào)整，發(fā)展低耗能、低污染工業(yè)；二是降低工業(yè)比重，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。這在一定程度上會減少工業(yè)污染。（3）技術(shù)效應(yīng)。這種效應(yīng)主要體現(xiàn)在內(nèi)生增長理論中[7]。生產(chǎn)技術(shù)水平的提高會內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)增長的過程中。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，主要使用高污染的技術(shù)，達(dá)到一定閾值后，轉(zhuǎn)向使用清潔技術(shù)。技術(shù)的改進(jìn)不但能提高能源的利用效率，而且會加速產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。Shafik在研究中曾將技術(shù)進(jìn)步作為其中一個變量進(jìn)行分析[5]。（4）收入彈性效應(yīng)[8-9]。隨著收入水平的提高，人們對環(huán)境的質(zhì)量要求也會提高，而對收入增加的要求相對降低。從四個效應(yīng)來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到轉(zhuǎn)折點后，規(guī)模效應(yīng)，結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)與收入彈性效應(yīng)都將有利于工業(yè)污染水平的降低。
很多學(xué)者還提到了影響EKC形成機(jī)制的其他因素，如國際投資與貿(mào)易[10-11]；市場機(jī)制[12]、收入差距[4]、制度與政策[3]、教育與環(huán)保意識[3]、社會資本水平[13-14]等。
針對中國的工業(yè)污染問題，學(xué)者們得出的結(jié)論存在一定的差異。以工業(yè)二氧化硫的排放為例，包群和彭水軍[10]，李剛[11]，張紅鳳等[12]得出二氧化硫排放與人均GDP呈N型。張學(xué)剛和王玉婧[13]，朱平輝等[14]得到了典型的倒U型的EKC形態(tài)。蔡等認(rèn)為，東部某些發(fā)達(dá)地區(qū)已經(jīng)越過EKC的轉(zhuǎn)折點，處于下降階段，而中西部地區(qū)處于上升階段，還沒呈現(xiàn)EKC形態(tài)[2]。陳華文和劉康兵利用上海環(huán)保局的數(shù)據(jù)得出二氧化硫濃度與人均GDP之間呈現(xiàn)U型形態(tài)[15]。綜上所述，即使是對同一環(huán)境指標(biāo)的研究，工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系形態(tài)也不一致。概括來講，已有研究中主要存在四種形態(tài)：倒U型、正相關(guān)型、N型（或倒N型）與U型。在對倒U型的研究中，不同的地區(qū)達(dá)到轉(zhuǎn)折點的人均收入也不同。同一地區(qū)，不同環(huán)境污染指標(biāo)達(dá)到轉(zhuǎn)折點的人均收入也存在很大差異。
通過對以上文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)：（1）環(huán)境規(guī)制力度是被眾多學(xué)者所忽視的變量。通過經(jīng)驗與理論分析，工業(yè)污染水平變化的一個重要影響因素是環(huán)境規(guī)制政策。（2）絕大多數(shù)學(xué)者在利用全國面板數(shù)據(jù)建立模型時，忽視了中國東、中、西部之間的地區(qū)性的差異。（3）通過分析數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，全國各省區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重除個別省份外，絕大多數(shù)省份是在2007―2008年左右出現(xiàn)下降。而以往研究并沒有全面地反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對環(huán)境污染產(chǎn)生的影響。（4）大部分文獻(xiàn)缺乏對工業(yè)污染變化內(nèi)在機(jī)制的理論分析。鑒于上述問題，本文在增長模型的基礎(chǔ)上，研究環(huán)境變化的內(nèi)在機(jī)制，并利用全國29省份1993―2009年的年度數(shù)據(jù)，對工業(yè)污染的地區(qū)差異進(jìn)行實證分析。本文從模型估計中試圖驗證：（1）東、中、西部地區(qū)是否各自具有經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)污染的EKC形態(tài)。（2）東、中、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制是否對污染水平的改善具有明顯的效果。（3）各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是否已經(jīng)對工業(yè)污染產(chǎn)生積極效應(yīng)。
三、環(huán)境變化的理論模型
假設(shè)在一個封閉的經(jīng)濟(jì)主體中，忽略國際貿(mào)易與投資對環(huán)境的影響，只有一個經(jīng)濟(jì)主體或計劃者（既作為消費者又作為生產(chǎn)者）。經(jīng)濟(jì)主體中的總資本為K，其中K=KY+KE， KY代表用于生產(chǎn)產(chǎn)品的資本，KE表示用于環(huán)境治理與規(guī)制的資本。設(shè)θ=ΚY/K(0
maxW=∫
SymboleB@ 0e－ρtU(C,E)dt（1）
其中，C、E、ρ(ρ>0)分別代表產(chǎn)品的消費量，環(huán)境存量與時間貼現(xiàn)率。這里我們把環(huán)境當(dāng)作一種消費品，而不是生產(chǎn)的副產(chǎn)品或生產(chǎn)要素。其中一階導(dǎo)數(shù)UC,UE>0;二階導(dǎo)數(shù)UCC,UEE
經(jīng)濟(jì)主體在最大化自身福利過程中面臨生產(chǎn)資本與環(huán)境治理與規(guī)制資本的雙重約束，生產(chǎn)產(chǎn)品的資本約束為：
K(t)=F［θ(t)K(t),E(t)］－C(t)（2）
治理污染的資本約束為：
E=h［(1－θ(t)）K(t)］－γF［θ(t)K(t),E(t)］（3）
則最優(yōu)化問題為：
maxW=∫
SymboleB@ 0e－ρtU(C,E)dt
s.t.K(t)=F［θ(t)K(t),E(t)］－C(t)
E=h［(1－θ(t))K(t)］－γF［θ(t)K(t),E(t)］
利用漢密爾頓方程求解上述最優(yōu)化問題
H=U(C,E)+λ［F(θK,E)－C］+μ［h((1-θ)Κ)－γF(θK,E)］（4）
對上述方程求導(dǎo)，其一階條件為：
δHδC=UC－λ=0
δHδθ=λFK－μ(hK+γFK)=0
得λ=UC，μ=λFKhK+γFK
為了更加明確地看出環(huán)境變化的內(nèi)在機(jī)制，我們假設(shè)效用函數(shù)U(C,E)為相對風(fēng)險厭惡不變的形式，即U(C,E)=(C1－VEV)1－σ－11－σ，其中V(0
EE=1V(1－σ)(CC－A1FKA1+γFK+ρ)（5）
由（5）式可知，環(huán)境存量的變化取決于收入水平的變化CC、貼現(xiàn)率ρ、表現(xiàn)為技術(shù)水平的A1與FK的結(jié)合項A1FKA1+γFK。
模型結(jié)論為：收入水平的變化會影響環(huán)境的變化；貼現(xiàn)率ρ越高，人們會將更多的資本用于工業(yè)生產(chǎn)，而不是對環(huán)境規(guī)制與治理。但隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，環(huán)境相對于產(chǎn)品的價格會提高，會使貼現(xiàn)率ρ下降，人們進(jìn)行一定的環(huán)境治理投資與規(guī)制，使環(huán)境發(fā)生變化；生產(chǎn)技術(shù)水平的變化是導(dǎo)致環(huán)境變化的重要因素，從一定程度上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化近似地反應(yīng)出技術(shù)變化對環(huán)境的影響。因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制力度可能是影響工業(yè)污染水平的重要因素。
四、工業(yè)污染水平區(qū)域差異的經(jīng)驗分析
1.變量說明與模型設(shè)定
本文采用全國29個省份1993―2009年的面板數(shù)據(jù)，對工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系形態(tài)分別進(jìn)行東、中、西部地區(qū)的估計，樣本點數(shù)分別為204、153和136個。數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》 ( 1993―2010)以及《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。
本文選用的指標(biāo)如下：（1）人均工業(yè)二氧化硫的排放量（以pollution表示，單位為千克/人）為工業(yè)污染的量化指標(biāo)。之所以選擇工業(yè)二氧化硫作為工業(yè)污染指標(biāo)，是因為工業(yè)二氧化硫是工業(yè)和空氣污染的主要組成部分，對大氣環(huán)境有顯著的負(fù)面影響。從總體來講，工業(yè)二氧化硫能夠大體體現(xiàn)出工業(yè)污染水平[2]。（2）人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)（以y表示，單位為元），為消除通貨膨脹的影響，保持統(tǒng)計口徑的一致性，本文采用以1978年基期價格表示的真實GDP。人均GDP能夠較好地反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，即規(guī)模效應(yīng)。（3）第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（以industry表示，單位為%）作為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，該指標(biāo)能夠反映工業(yè)發(fā)展對環(huán)境污染的影響。同時能夠代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)水平變化效應(yīng)。（4）已有研究對環(huán)境規(guī)制的變量指標(biāo)選擇并不一致。部分文獻(xiàn)采用去除量的絕對數(shù)來代表環(huán)境規(guī)制的力度。但是采用去除量的絕對數(shù)來代表并不能完全準(zhǔn)確表示環(huán)境規(guī)制力度。相對來說，去除量占工業(yè)二氧化硫總產(chǎn)生量的比例越大就越能體現(xiàn)出環(huán)境規(guī)制的力度，同時能夠表現(xiàn)污染企業(yè)對規(guī)制的真實反應(yīng)。因此，本文將環(huán)境規(guī)制力度（以regulation表示，單位為%）以工業(yè)二氧化硫的去除量占總產(chǎn)生量的比例表示[13]。
環(huán)境規(guī)制力度指數(shù)=[工業(yè)二氧化硫去除量/(排放量+去除量)]×100%
工業(yè)污染以及相關(guān)變量的統(tǒng)計特征如表1所示。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來看，三大地區(qū)之間的差異比較大，東部地區(qū)人均GDP為3 995.61元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中、西部地區(qū)；人均工業(yè)二氧化硫的排放量則呈現(xiàn)出相反的趨勢，西部的人均污染水平最高，中東部地區(qū)污染水平差異不大；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，三大地區(qū)之間的差異相對較小，但是地區(qū)內(nèi)部的差異比較明顯，比如東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重最高的省份為60%，最低的省份則不到20%。但是這種內(nèi)部差異能夠更好地反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對地區(qū)工業(yè)污染水平的影響。從環(huán)境規(guī)制力度來看，東部與中部在環(huán)境規(guī)制方面要高于西部地區(qū)。
根據(jù)對本文第三部分理論模型的分析，工業(yè)污染水平除了受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)影響外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、收入彈性效應(yīng)以及政府環(huán)境規(guī)制力度對污染水平也具有重要的影響。因此，本文選用人均二氧化硫排放量作為被解釋變量，人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值比重、工業(yè)二氧化硫的去除量占總產(chǎn)生量的比例作為解釋變量。同時，為了減少面板數(shù)據(jù)的異方差對模型結(jié)果估計的影響，本文設(shè)定經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)污染之間的關(guān)系為對數(shù)模型。在研究工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時，對數(shù)模型相對線性模型更具有優(yōu)勢[16]。模型設(shè)定為：
lnpollutit=α0+γi+θt+α1lnyit+α2（lnyit）2+α3（lnyit）3+α4lnindusit+α5lnregulit+εit
其中，下標(biāo)t為時間變量，i代表各地區(qū)的不同省份。啞變量θt表示時間效應(yīng)，γi反映不同省份之間存在的差異， 比如地理位置、資源稟賦的差異、地方政府的環(huán)境政策差異等。εit代表隨機(jī)干擾因素。本文將基于上式進(jìn)行討論。模型中系數(shù)αi（i=1，2，3）的符號反映出工業(yè)污染隨經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)變化軌跡。其中，當(dāng)α10,α30,α20（三次函數(shù)型）時，兩者呈現(xiàn)N型形態(tài)；α3=0,α20（一次函數(shù)型）時，工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。
2.穩(wěn)健性檢驗與協(xié)整分析
為了避免工業(yè)污染與影響工業(yè)污染各因素之間出現(xiàn)虛假回歸（spurious regression）的情況，在構(gòu)建模型之前，首先應(yīng)該對各序列進(jìn)行單位根檢驗。進(jìn)一步，為克服單一檢驗方法的局限性，本文主要運用EViews6.0 分別對東、中、西部地區(qū)工業(yè)污染和各影響因素進(jìn)行基于面板數(shù)據(jù)panel data單位根檢驗，而不是單純地采用ADF檢驗方法。采用的是相同單位根情況下的Levin-Lin-Chu(LLC)的檢驗與不同單位根情況下的Im-Pesaran-Shin ( IPS )、Fisher -ADF 的三種檢驗方法，檢驗結(jié)果見表2所示。檢驗結(jié)果顯示，各地區(qū)指標(biāo)的水平值均不能在10%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此各變量均存在單位根。但對各變量序列進(jìn)行一階差分后的檢驗表明，各變量均能夠通過10%的顯著性水平。一階差分后的變量不存在單位根，成為平穩(wěn)序列。因此，工業(yè)污染與其他影響因素之間符合進(jìn)行協(xié)整分析的前提。
通過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)的工業(yè)污染與各影響因素變量為一階單整序列。因此，各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。為了研究各地區(qū)工業(yè)污染和經(jīng)濟(jì)增長以及各控制變量之間的長期均衡關(guān)系，必須進(jìn)行協(xié)整分析。進(jìn)行協(xié)整檢驗較為廣泛的是選用Johansen方法。但是，根據(jù)黃萬陽和王維國[17]的解釋，對于Johansen 方法的完全VAR估計可能面臨小樣本的問題。因此，與恩格爾―格蘭杰( Engle-Granger)兩步法相比，對滯后階數(shù)的不恰當(dāng)設(shè)定和均衡模型中的序列相關(guān)更不穩(wěn)健。而兩步法關(guān)于系數(shù)的估計更為一致。以樣本值而不是樣本值的平方根的速度逼近真實參數(shù)，即使在模型解釋變量不滿足弱外生性的情況下，系數(shù)的估計仍然是一致的。因此，本文運用Engle-Granger[18]兩步法檢驗各地區(qū)中變量之間的協(xié)整關(guān)系，其中Pedroni檢驗使用最為廣泛。Pedroni[19]構(gòu)造了7個檢驗面板變量協(xié)整關(guān)系的統(tǒng)計量。其中，面板 v、面板rho、面板PP、面板ADF統(tǒng)計量是用于聯(lián)合組內(nèi)維度描述。組rho、組PP、組ADF統(tǒng)計量用于組間維度描述，檢驗結(jié)果見表3所示。通過表3可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)的所有協(xié)整檢驗統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。而中部地區(qū)的組ADF-統(tǒng)計量不能在10%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但是該地區(qū)的其他統(tǒng)計量都比較顯著。因此，綜合各協(xié)整檢驗統(tǒng)計量的優(yōu)缺點，東、中、西部地區(qū)的工業(yè)污染水平與經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境規(guī)制水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在著長期均衡關(guān)系，協(xié)整關(guān)系成立。
3.計量模型的回歸結(jié)果
面板數(shù)據(jù)的估計有混合模型、變截距模型、變系數(shù)模型三種方法。變截距模型的估計又分為固定效應(yīng)模型(FE)與隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)。具體選用哪種模型，要進(jìn)行參數(shù)約束檢驗。具體的檢驗步驟是：首先根據(jù)協(xié)變分析檢驗即F檢驗判斷是采用混合模型還是變截距模型。如果選用變截距模型，則需要繼續(xù)采用Hausman 檢驗來判斷是選用固定效應(yīng)模型( FE)還是隨機(jī)效應(yīng)模型( RE) 。
利用全國東、中、西部地區(qū)1993―2009年的工業(yè)污染與相關(guān)影響因素的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計。通過F統(tǒng)計量的計算方法得到，三個地區(qū)的F值均通過了顯著性檢驗，拒絕采用混合估計模型的原假設(shè)。因此本文采用變截距模型。進(jìn)一步，采用Hausman檢驗方法得出，模型應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。為了避免出現(xiàn)序列相關(guān)性，增加了AR (1)項。本文運用PLS方法對模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表4所示。通過估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各模型估計的調(diào)整R2都高于0.96，說明擬合情況較好。DW值介于1.74―2.19之間，說明不存在序列相關(guān)的情況。F統(tǒng)計量都超過給定顯著性水平下的臨界值。
4.工業(yè)污染影響因素的區(qū)域差異分析
（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。通過對估計結(jié)果的研究發(fā)現(xiàn)，東部與中部地區(qū)在不考慮其他因素的情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對工業(yè)污染的二次項系數(shù)，東部與中部地區(qū)均為-0.17。系數(shù)分別通過了10%的顯著性水平。因此，對于這兩個地區(qū)而言，工業(yè)污染水平出現(xiàn)先惡化后改善的情況，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最終會導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的改善。兩個地區(qū)的工業(yè)污染水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系是一致的，呈現(xiàn)倒U型形態(tài)，符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的形態(tài)。但是，這兩個地區(qū)達(dá)到轉(zhuǎn)折點時的人均GDP水平卻不同。這符合Grossman與Krueger[1]得出的結(jié)論。從中國的實際來看，在工業(yè)發(fā)展早期，地方政府為發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，采取粗放型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，大力發(fā)展一些高耗能、高污染的產(chǎn)業(yè)。雖然使經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得到很大的提高，但是工業(yè)污染水平的上升速度也較快。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)非常明顯。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，收入、技術(shù)等效應(yīng)開始發(fā)揮正面的作用，促使污染水平的下降。隨著綠色GDP概念的出現(xiàn)以及各級政府對環(huán)境的重視，工業(yè)污染水平可能會得到一定程度的改善。但是對一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后的省份來說，工業(yè)污染水平還會持續(xù)上升。因此，我們不能完全依靠經(jīng)濟(jì)增長來實現(xiàn)環(huán)境的改善。經(jīng)濟(jì)發(fā)展不能自動地解決一切工業(yè)污染問題。當(dāng)然，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與政府的環(huán)境政策導(dǎo)向?qū)I(yè)污染水平的降低具有重大的意義。但是西部地區(qū)的情況并不如此，西部地區(qū)呈現(xiàn)出三次函數(shù)的形式，表現(xiàn)為倒N型，具有一定的波動性。但是西部地區(qū)的污染最終是處于下降階段。
（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。估計結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響工業(yè)污染的重要因素。東、中、西部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對工業(yè)污染的影響存在很大的差異。東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重與工業(yè)污染水平成正相關(guān)關(guān)系，與于峰等[20]得出的結(jié)論基本一致，也基本符合理論預(yù)期。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)項的估計系數(shù)為0.63，且通過了1%的顯著性水平。這表明，東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重每上升1%，工業(yè)污染水平就會上升0.63%。與東部地區(qū)不同，中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為-0.48，且通過了5%的顯著性水平。這表明，中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重的提高在一定程度上導(dǎo)致了工業(yè)污染水平的下降。第二產(chǎn)業(yè)比重每增加1個百分點，工業(yè)污染會降低0.48個百分點，這與東部地區(qū)的結(jié)論相反。可能存在以下原因：中部地區(qū)的重污染行業(yè)占的比重較大，導(dǎo)致了工業(yè)二氧化硫的排放量較大。隨著生產(chǎn)以及治污技術(shù)的進(jìn)步，中部地區(qū)更加注重工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。雖然第二產(chǎn)業(yè)整體比重提高了，但是，污染密集型產(chǎn)業(yè)的比重卻處于下降狀態(tài)，所以中部地區(qū)的工業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)調(diào)整能夠降低污染水平。通過圖[2]看出，中國工業(yè)二氧化硫的排放量占前三位的行業(yè)分別是電力行業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉業(yè)，占工業(yè)二氧化硫排放總量的75.8%。
但是，通過表5我們發(fā)現(xiàn)，重污染行業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度呈現(xiàn)下降趨勢。以電力行業(yè)為例，二氧化硫的排放強(qiáng)度，由2001年的0.23噸/萬元下降到2008年的0.09噸/萬元。非金屬礦物制品業(yè)與黑色金屬冶煉業(yè)下降的幅度也較大。由于中部地區(qū)火力發(fā)電行業(yè)、礦產(chǎn)加工與冶煉等占有重要的地位。因此重污染行業(yè)的這種變化能夠很好地解釋中部地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)變化對環(huán)境污染水平的影響。
雖然西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)項系數(shù)表現(xiàn)為負(fù)，但是這并沒有通過顯著性檢驗。因此西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對工業(yè)污染水平的影響并不明顯。因此，結(jié)構(gòu)與技術(shù)減排并沒有對西部地區(qū)的工業(yè)污染帶來很大的改變。
（3）環(huán)境規(guī)制力度。理論上講，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制水平也應(yīng)該越高。從而對環(huán)境污染水平的降低更具有顯著作用。環(huán)境規(guī)制水平是通過企業(yè)工業(yè)二氧化硫去除量所占總產(chǎn)生量的比例進(jìn)行衡量。因此，模型的結(jié)果一定程度上體現(xiàn)了污染企業(yè)對政府環(huán)保政策的反應(yīng)。從模型估計結(jié)果來看，東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制系數(shù)為-0.11，通過了1%的顯著性水平。結(jié)果表明，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平每提高1個百分點，工業(yè)污染水平能夠降低0.11個百分點。從各地區(qū)的工業(yè)化水平來看，東、中、西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重分別為46.35%、45.23%、43.92%。東部地區(qū)工業(yè)化水平明顯高于中西部地區(qū)。較高的工業(yè)化水平導(dǎo)致了過多的工業(yè)污染，使東部地區(qū)更早地意識到了進(jìn)行環(huán)境治理與規(guī)制的必要性。經(jīng)驗也證明，東部地區(qū)在治理投資、規(guī)制政策上都早于其他兩個地區(qū)。比如在國家生態(tài)建設(shè)示范區(qū)中，東部地區(qū)示范區(qū)的數(shù)量占全國的比例為1/2以上。中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制系數(shù)為-0.22，比東部地區(qū)的系數(shù)要大，說明中部地區(qū)在環(huán)境規(guī)制方面的效果比較明顯。原因在于：中部地區(qū)存在大量的資源型產(chǎn)業(yè)，資源型產(chǎn)業(yè)對環(huán)保政策的反應(yīng)最為明顯。環(huán)境政策力度的提高使資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展更加注重提高生產(chǎn)的技術(shù)水平。另外，東部地區(qū)在規(guī)制與治理環(huán)境方面能夠為中部地區(qū)提供一些經(jīng)驗。這都在一定程度上使中部地區(qū)環(huán)境政策的效果提高。盡管西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染起到降低作用，但是系數(shù)僅為-0.06，治污效果相對較小。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最為落后，加之西部地區(qū)能源相對比較豐富，根據(jù)比較優(yōu)勢理論，西部地區(qū)會大力發(fā)展能源密集型產(chǎn)業(yè)。西部地區(qū)勞動力成本相對較低，在一定發(fā)展水平內(nèi)，西部地區(qū)會承接?xùn)|部低附加值的產(chǎn)業(yè)。如果采取嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制措施會限制本地區(qū)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，更多的環(huán)境規(guī)制會使企業(yè)負(fù)擔(dān)加重。這樣的發(fā)展模式會抵消環(huán)境規(guī)制帶來的積極效果。東部與中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制難度相對西部來講較小。這可能也說明了不同發(fā)展階段的地區(qū)應(yīng)采取不同的環(huán)境規(guī)制力度，即地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性導(dǎo)致了環(huán)境規(guī)制力度的異質(zhì)性。
五、結(jié)論與政策含義
本文對環(huán)境變化與影響因素之間構(gòu)建理論模型，在探討環(huán)境變化的內(nèi)在影響機(jī)制的基礎(chǔ)上，運用全國1993―2009年東、中、西部三個地區(qū)29個省份的面板數(shù)據(jù)，通過對研究數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗與協(xié)整檢驗，然后利用計量經(jīng)濟(jì)模型實證研究三大地區(qū)的工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。研究得到以下結(jié)論：一是東部與中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了工業(yè)污染先上升后下降，符合環(huán)境庫茲涅茨曲線形態(tài)，但出現(xiàn)拐點時的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并不一致，西部地區(qū)的污染水平呈現(xiàn)出倒N型。二是東部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展造成了工業(yè)污染水平的上升，而中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重的提高卻沒有導(dǎo)致工業(yè)污染水平上升，這說明中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可能具有后發(fā)優(yōu)勢，工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化效果明顯；西部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展對環(huán)境的影響不顯著。三是環(huán)境規(guī)制的效果在東部與中部地區(qū)比較明顯，降低了工業(yè)污染水平，而在西部地區(qū)作用相對較小，這可能源于不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的差異性。
根據(jù)計量結(jié)果，結(jié)合中國區(qū)域差異情況，本文的研究具有以下政策含義：一是堅持可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。經(jīng)濟(jì)發(fā)展不應(yīng)該以犧牲環(huán)境為代價。各級政府進(jìn)一步轉(zhuǎn)變過去的以GDP增長為唯一目標(biāo)的觀念。將經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境生態(tài)作為考核地方政績的指標(biāo)。二是加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級既要注重大力發(fā)展服務(wù)業(yè)，降低第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，又要注重工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，降低高耗能、高污染的工業(yè)所占的比重，大力發(fā)展技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)。三是注重環(huán)境規(guī)制政策的適應(yīng)性，提高環(huán)境規(guī)制的效果。采用排污權(quán)交易等方式加大對環(huán)境污染總量的控制力度。根據(jù)不同地區(qū)的實際發(fā)展水平，制定出適合各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境改善相互協(xié)調(diào)的規(guī)制與治理政策。
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Environmental regulation， industrial structure and regional
differences of industrial pollution in China-Empirical study based
on the eastern， central and western Panel data models
WANG Xun，ZHANG Wei-jie
(1.Department of Economics，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian Liaoning 116025，China；
2.Graduate School，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian Liaoning 116025，China)
Abstract：Regional differences of industrial pollution levels and its influencing factors in the eastern， central and western regions are given little attention in the existed researches.This paper gets the factors influencing the industrial pollution based on growth model.Using the annual data 1993-2009 from 29 provinces in three regions， based on Panel data model， researching the issue of industrial pollution has more practical significance.Conclusions as following： in eastern and central regions， the relationship between economic development and industrial pollution is in line with the Environmental Kuznets curve shape， but the turning point is different; western region being inverted U shape; in eastern region， the development of secondary industry results in increased levels of industrial pollution， while in the central region it shows the opposite trend， it is not significant in western region; the effect of environmental regulation is obvious in the eastern and central region， reducing the level of industrial pollution， while the effect is relatively small in western region， which may result from differences in regional development patterns.So， we must pay more attention to the quality of industrial adjustment and increase the level of environmental regulation.
Key words：industrial pollution；regional differences；environmental regulation；industrial structure；Panel data models（責(zé)任編輯：于振榮）
收稿日期：2011-08-15
