城市經(jīng)濟發(fā)展水平精選(九篇)
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第1篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
關鍵詞:副省級城市;經(jīng)濟發(fā)展;因子分析;聚類分析
中圖分類號:F29 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2010)03-0130-02
1994年,副省級城市成立后,國內(nèi)學者展開了副省級城市間的比較研究,周璐紅、李亞妮、徐建益,選取副省級城市三大產(chǎn)業(yè)為研究因素,研究了相對資源承載力及其社會經(jīng)濟發(fā)展研究。武春光、于成學對中國副省級城市的知識生產(chǎn)效率進行了測算,并進行分析。陳志在2007年運用了線性加權函數(shù)等方法,研究了中國副省級城市綜合競爭力比較分析。黃南、李程驊,運用了因子分析和聚類分析的方法,對副省級城市經(jīng)濟發(fā)展水平進行了比較分析,但是其數(shù)據(jù)為2007年的數(shù)據(jù)。
為了避免時間區(qū)間對分析造成的誤差,準確反映15個副省級城市的經(jīng)濟發(fā)展水平變化情況,本文運用2001年、2004年和2008年統(tǒng)計數(shù)據(jù),綜合運用因子分析和聚類分析,得出15個城市經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)變化。
一、指標的選取和數(shù)據(jù)的采集
1.指標的選取。根據(jù)中國15個副省級城市的經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀,綜合國內(nèi)外研究學者關于經(jīng)濟發(fā)展水平的指標選擇∞,在遵循科學性、合理性、可比性和可操作性的原則下。分別選取了六個經(jīng)濟指標:(1)x1=國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元);(2)x2=人均GDP(元/人);(3)x3=固定資產(chǎn)投資占GDP比重(%);(4)X4=第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重(%);(5)x5=財政收入占GDP比重(%);(6)x6=出口依存度(%)。這六個指標,分別從經(jīng)濟增長、結構優(yōu)化、國際貿(mào)易等各個角度,全面反映了經(jīng)濟發(fā)展水平。
2.數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)部分是直接來自于各副省級城市統(tǒng)計年鑒,部分是根據(jù)數(shù)據(jù)計算得出。根據(jù)分析需要。選取了2001年、2004年和2008年三個年度15個副省級城市的橫截面數(shù)據(jù)。
3.分析方法。本文應用SPSS軟件,運用因子分析法將各年度的六個指標進行分析,收集2008年各副省級城市數(shù)據(jù),根據(jù)計算,知其KMO達到0.68,接近0.7的水平,因此比較適合做因子分析。
一般來說,當綜合因子的累積貢獻率達到85%以上,表明公因子反映大部分信息,而彼此又不相關。經(jīng)過方差最大化正交旋轉后,第一主成分貢獻率為56.766%,第二主成分為23.430%,第三主成分為10.433%,累積方差貢獻率超過90%,因此可以將前三個公因子作為評價副省級城市經(jīng)濟發(fā)展水平的綜合指標。由旋轉后的因子載荷矩陣可知,公因子F1在GDP、投資比重和人均GDP上的載荷值分別為0,904、0、860和0.746,因此公因子F1可作為經(jīng)濟增長指標。公因子F2在財政收入和出口上載荷值分別為0.963和0.820,因此,公因子F2主要代表財政收入比重和出口依存度。公因子F3在第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上的載荷值為0.937,因此,F3作為第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標。最終,根據(jù)得到的因子得分矩陣,得出三個公因子的計算函數(shù):F1=0.499X1-0.41X2-0.227X3-0.348X4+0.13X5+0.269X6F2=-0,226X1+0,091X2+0,025X3+0,633X4+0.383X5+0.167X6F3=-0.114Xl+0.058X2+1.057X3+0.263X4-0.282X5-0.077X6
根據(jù)以上計算函數(shù),最終可計算出副省級城市各自的因子得分,然后,計算出經(jīng)濟發(fā)展水平指數(shù)F=(F1×56.766%+F2×23.430%+F3×10.433%)/90.629%,經(jīng)過標準化,并聚類分析后,可得到15個副省級城市的經(jīng)濟發(fā)展水平排序。同樣,2000年和2004年的計算經(jīng)濟發(fā)展水平指數(shù)的方法與上述方法相同,最終,得到15個副省級城市三個年度的經(jīng)濟發(fā)展水平排序以及發(fā)展趨勢如下表所示:
根據(jù)分析,可以得出最終副省級城市經(jīng)濟發(fā)展的聚類結果,共分為三類。第一類為深圳和廣州;第二類為廈門、杭州、寧波、大連、南京、青島和沈陽;第三類為濟南、武漢、成都、長春、哈爾濱和西安。
二、15個副省級城市經(jīng)濟發(fā)展結論與建議
1.副省級城市經(jīng)濟發(fā)展結論分析。從上述分析以及分類可知,在副省級城市中,第一類為經(jīng)濟發(fā)展水平極發(fā)達地區(qū);第二類為經(jīng)濟發(fā)展水平較發(fā)達地區(qū);第三類為經(jīng)濟發(fā)展水平一般地區(qū)。
第一類地區(qū)為廣州和深圳,這兩個城市的經(jīng)濟發(fā)展水平在副省級城市中處于領先地位,并且比較穩(wěn)定。這兩個城市都位于珠三角經(jīng)濟圈,優(yōu)越的地理位置和優(yōu)惠的經(jīng)濟發(fā)展政策成為廣州、深圳經(jīng)濟發(fā)展的推動因素。經(jīng)濟結構方面,兩市的第三產(chǎn)業(yè)占GDP總量的比重在2008年都達到了50%以上,表明這兩個城市經(jīng)濟結構已經(jīng)由工業(yè)主導型變成服務主導型。其中深圳市出口總量已經(jīng)連續(xù)十幾年位居全國大中城市首位,可以說,出口是深圳市經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力。盡管全球金融危機對兩市尤其是深圳的沖擊很大,但是隨著經(jīng)濟的逐漸恢復,預計在“十一五”期間,深圳和廣州將率先基本實現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化。第二類地區(qū)包括廈門、杭州、寧波、大連、南京、青島和沈陽,這些城市中,除了南京和沈陽,其他都是沿海城市。綜合三年的經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)來看,廈門、杭州、寧波、大連標準化后的指數(shù)均為正值,而南京、青島和沈陽均為負值,表明南京、青島和沈陽在第二類城市中的經(jīng)濟發(fā)展水平相對較弱。從2008年數(shù)據(jù)來看,第三產(chǎn)業(yè)比重只有寧波在50%以上,達到55%。而出口依存度方面,廈門、青島和寧波等港口城市在10%以上,其余城市均在10%以下,從中可以看出幾個城市的發(fā)展特點。第三類地區(qū)是副省級城市中經(jīng)濟發(fā)展水平一般的地區(qū),包括濟南、武漢、成都、長春、哈爾濱和西安。這六個城市有兩個共同點:省會城市和內(nèi)陸城市。首先,作為一省的省會,一般是作為政治中心建設,因此經(jīng)濟發(fā)展水平相對其他副省級城市較弱。其次,作為內(nèi)陸城市,其出口依存度都在3%以下,明顯低于其他副省級城市。
2.副省級城市經(jīng)濟發(fā)展建議。根據(jù)以上的分析結果,我們對副省級城市的經(jīng)濟發(fā)展提出以下建議:(1)各城市應該明確自己所處的類別,定位自己的發(fā)展方向,在鞏固原有優(yōu)勢經(jīng)濟的基礎上,積極發(fā)展自己的薄弱環(huán)節(jié),做到全面、協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展。(2)充分利用國家區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的政策作為導向,積極發(fā)展自身經(jīng)濟。比如青島,要緊緊抓住近年來環(huán)渤海經(jīng)濟圈的建設,促進自身發(fā)展。還有西部城市,要抓住國家西部大開發(fā)的大背景,積極加快自身經(jīng)濟發(fā)展。(3)根據(jù)各城市發(fā)展實際,調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構,促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,國際和國內(nèi)的實踐都表明,越是發(fā)達國家和地區(qū),第三產(chǎn)業(yè)比重越大。
副省級城市作為各自區(qū)域經(jīng)濟的額中心,是中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的領導力量,因此,副省級城市的經(jīng)濟發(fā)展水平直接決定其區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平,各副省級要積極發(fā)展自身經(jīng)濟,提高城市競爭力,發(fā)揮和提高區(qū)域性城市綜合功能。
參考文獻:
[1]周璐紅,李亞妮,徐建益.副省級城市相對資源承裁力及其社會經(jīng)濟發(fā)展研究[J].特區(qū)經(jīng)濟,2009,(4).
[2]武春光,于成學,中國副省級城市知識生產(chǎn)效率及其影響因素分析[J].中國科技論壇,2008,(7).
[3]陳志,中國副省級城市綜合競爭力評價與比較[J].商業(yè)研究,2007,(6).
[4]黃南,李程驊,副省級城市經(jīng)濟發(fā)展水平比較與實證分析[J].珠江經(jīng)濟,2008,(9)
第2篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
關鍵詞 長江三角洲地區(qū);循環(huán)經(jīng)濟;因子分析;聚類分析
中圖分類號 F062.2 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104(2010)09-0007-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2010.09.002
上海市、江蘇9個省轄市、浙江6個省轄市在內(nèi)的長江三角洲地區(qū),是我國經(jīng)濟發(fā)展 速度最快、經(jīng)濟總量規(guī)模最大的地區(qū),是海外資本進入中國市場的首選落腳點與全球先進制造業(yè)基地。2008年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析表明,長三角地區(qū)以占全國1%的土地承載了全國5.8%的人口、創(chuàng)造全國18.7%的國內(nèi)生產(chǎn)總值。2008年浙江、江蘇和上海二省一市的GDP達到56 387億元,約占全國GDP總量的22.6%;綜合能源消費為44 900萬噸標煤/萬元,約占全國能源消費總量的16.9%。保持長三角地區(qū)的經(jīng)濟增長與人口、資源環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展,對中國經(jīng)濟的健康發(fā)展有重要意義。2008年8月6日,國務院審議并原則通過了《進一步推進長江三角洲地區(qū)改革開放和經(jīng)濟社會發(fā)展的指導意見》,提出了長三角地區(qū)“科學發(fā)展、和諧發(fā)展、率先發(fā)展、一體化 發(fā)展”的要求,實現(xiàn)經(jīng)濟、社會、環(huán)境與能源和諧發(fā)展是長三角區(qū)域的戰(zhàn)略之一。研究長三角洲地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平,針對不同水平的城市分別制定相應對策是本文探討的重要內(nèi)容。
1 長江三角洲地區(qū)城市循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀與特點1.1 經(jīng)濟快速增長與環(huán)境污染增長的趨勢并存
長三角二省一市GDP從2000年的19 465.89億元發(fā)展到2007年的56 387.31億元,7年內(nèi)增加了1.89倍,年均增長16.4%。從2002年開始,長三角GDP占全國比重就超過了1/5以上,2007年達到22.6%,同時,能源消費總量占全國的1/6以上。
長三角二省一市能源消費總量呈逐年增長態(tài)勢,2007年達到4.5億噸標煤/萬元(Tce),約占全國的17%。“十五”期間,長三角能源消費總量從2000年的2.07億Tce增加到2005年的3.72億Tce,年均增長率達到12.49%,高于同期國家能源消費10.15%的增長速度,其中,上海的增長速度為8.61%,低于全國平均水平;江蘇和浙江分別為14.43%和12.90%,均高于全國平均水平。“十一五”期間前二年,長三角兩省一市的能源消費總量繼續(xù)增長,2006年為4.1億Tce,2007年達到4.49億Tce,每年增量約為0.37億-0.38億Tce,占國家2006年新增能耗總量2.16億Tce的17%,占國家2007年新增能耗總量1.92億Tce的20%。
1.2 環(huán)境污染是影響未來區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的重要因素
環(huán)境污染是整個長三角地區(qū)面臨的最嚴重的問題,也是其進一步發(fā)展所亟需解決的問題。由于大規(guī)模發(fā)展加工工業(yè),水污染、大氣污染、噪聲污染、固體廢棄物污染“四大殺手”正威脅著長三角經(jīng)濟和城市的良性發(fā)展。1999-2004年上海的廢水、煙塵排放量居高不下, 而廢氣排放量和二氧化硫排放量分別增長了72.7%和17.4%。江蘇2004年與1999年相比,工業(yè)廢水排放量增長了31.0%、工業(yè)廢氣排放量增長了46.9%、二氧化硫排放量增長了32.9%。1999-2004年浙江的廢水、廢氣、二氧化硫排放量分別增長了46.4%、116.9%和29.5%[10]。
嚴重的水污染、大氣污染和耕地污染等,使“長三角”已成為我國新的生態(tài)環(huán)境脆 弱帶,并已出現(xiàn)一些環(huán)境問題,其中水污染問題最為突出。目前,京杭運河長三角地區(qū)段、太湖、長江下游段、錢塘江段等水資源都受到不同程度的污染。從長三角目前的經(jīng)濟發(fā)展趨勢看,如果不改變生產(chǎn)方式和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構,對環(huán)境問題不采取有力措施,污染將會進一步惡化,并將直接拖累這一區(qū)域經(jīng)濟的整體發(fā)展。
王保乾等:長江三角洲城市群循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平的實證分析
中國人口•資源與環(huán)境 2010年 第9期1.3 國民經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴性強
近年來,長三角兩省一市能源消費總量的增長與經(jīng)濟發(fā)展一直保持同向增長的態(tài) 勢。從彈性系數(shù)分析,“十五”期間,長三角的能源消費彈性系數(shù)為0.780 1。“十一五”期間的前二年,能源消費彈性系數(shù)為0.561 2。盡管近年來長三角的單位GDP能耗逐年下降,沒有出現(xiàn)過反彈,2002年開始下降至1.0 Tce/萬元以下,但能源消費彈性系數(shù)無論是在“十五”期間,還是在“十一五”期間的前二年,都超過了0.5的界限。特別是江蘇省,2004、2005年的能源消費彈性系數(shù)甚至超過了1.0,上海和浙江省的能源消費彈性系數(shù)也處于較高值的狀態(tài)。雖然 “十一五”期間前二年有所好轉,但仍可以看出,長三角的經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴性很強,這種局面短期內(nèi)難以根本改變。
1.4 能源需求對外的依存度高
長三角地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達,但能源資源短缺,所消費的煤炭、原油、天然氣,全都依賴省外調(diào)入和國外進口。上海的一次能源幾乎全部要由外地調(diào)入,其中煤炭全部從外省市調(diào)入,原油進口占原油總資源量的93.2%,外來電的比重已從2000年的8.2%上升至2007年的31.05%;浙江省自產(chǎn)原煤僅14萬t,水電與核電發(fā)電量329.5億kw•h,能源自給率僅為3.7%,96.3%的能源資源依靠國內(nèi)外市場;江蘇省能源供應以省外調(diào)入為主,能源自給率低,2006年江蘇省自產(chǎn)原煤2 549萬t,原油188.5萬t,缺口85%的煤炭和91.8%的原油都要從省外調(diào)進和國外進口。隨著能源消費總量增加,這一比重還將上升。 能源供應的高度外向依賴性,再加上國際石油市場價格的上漲和儲運及安全保障等諸多不確定因素,已嚴重制約了長三角區(qū)域經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展。
1.5 以煤為主的能源結構導致減排壓力大
長三角的一次能源消費結構以煤為主,其中發(fā)電用煤占了很大比重。2006年上海市煤炭消費占一次能源消費的51.6%;浙江省煤炭消費占61.5%;江蘇省煤炭消費占71.4%,遠高于國外水平,比全國平均水平高4.6個百分點。預計到2010年長三角地區(qū)僅電煤消耗量將達到4億t,煤炭的大量消耗所排放的CO2和SO2氣體對大氣環(huán)境污染嚴重,減排壓力很大,短期內(nèi)難以改變。
2 長三角洲地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟指標體系的選擇
世界經(jīng)濟發(fā)展進程的規(guī)律表明,當?shù)貐^(qū)人均GDP處于500-3 000美元之間時,往往 是人口、資源、環(huán)境瓶頸制約最嚴重的時期。長三角目前就處于這一發(fā)展階段,轉變經(jīng)濟增長方式,大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟,走可持續(xù)發(fā)展道路是提升長江三角洲城市群全球競爭力的必由之路。
依據(jù)國內(nèi)學者已有的研究成果,結合長江三角洲城市群的實際情況,以科學性、 系統(tǒng)性、可比性和指標的可獲取性為基本原則,重點突出循環(huán)經(jīng)濟的“3R”原則,從減量化、再利用及資源化、無害化及綜合性指標四個方面,選取18個參評因子構成城市循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平指標評價體系(見表1)。這些指標涵蓋了循環(huán)經(jīng)濟評價最核心的內(nèi)容,因此,能夠科學、客觀地反映城市的循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平。
3 循環(huán)經(jīng)濟指標的主因素分析
3.1 數(shù)據(jù)的采集
本文將選取18個指標,對長三角16個城市2008年的面板數(shù)據(jù)進行研究,目的是尋找能夠衡量循環(huán)經(jīng)濟水平的主要因素,并為聚類分析提供基礎。
3.2 因子分析
本文運用因子分析的一般模型,確定模型中的參數(shù),然后根據(jù)分析結果進行因子解釋。本文使用SPSS軟件,在對數(shù)據(jù)進行標準化處理、消除量綱的影響后,進行因子旋轉和因子分析。因子分析的一般模式為:
X1=a11F1+a12F2+……+a1nFn+ε
X2=a21F1+a22F2+……+a2nFn+
……
Xm=amF1+am2F2+……+amnFn+εm
式中,x1,x2,…,xm為實測變量;aij(i=1,2,…,m;j=1,2,…,n)為因子荷載;Fi(i=1,2,…,m)為公共因子;εi(i=1,2,…,m)為特殊因子。
采用主成分法,根據(jù)特征值大于1的標準選取前4個因子F1(λ1=4.146),F2(λ2=3.184),F3(λ3=2.760),F4(λ4=2.036)(見表2)。累計方差貢獻率達到61.11%進行解釋能力的相應估計,可以認為四個公因子合理表示了循環(huán)經(jīng)濟現(xiàn)象的各因素的線性關系,基本上能解釋原數(shù)據(jù)的絕大部分信息,在對因子旋轉過程中選用了方差最大法(Varimax)得到旋轉后的因子負荷矩陣。
表1 長三角循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平指標評價體系
Tab.1 Circular economy development level of the
Yangtze River Delta Evaluation System
目標層Targetlayer準則層Layerguidelines指標層Index layer符號Symbol循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指標減量化指標萬元GDP能耗(噸標煤/萬元)X1萬元GDP水耗(t/萬元)X2萬元GDP電耗(kW•h/萬元)X3單位工業(yè)增加值能耗(噸標煤/萬元)X4萬元GDP化學需氧量(COD)排放量(kg/萬元)X5萬元GDP二氧化硫排放量(kg/萬元)X6萬元工業(yè)產(chǎn)值污水排放量(t/萬元)X7再利用及資源化指標工業(yè)污水達標排放率(%)X8化肥施用強度(折純)(kg/hm2)X9農(nóng)藥使用量(kg/hm2)X10工業(yè)固廢綜合利用率(%)X11第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比率(%)X12無害化指標城鎮(zhèn)生活污水集中處理率(%)X13城鎮(zhèn)生活垃圾集中處理率(%)X14綜合性指標建成區(qū)綠化覆蓋率(%)X15地區(qū)生產(chǎn)總值(萬元)X16人均GDP(元)X17地區(qū)生產(chǎn)總值增長率(%)X18 因子F1在除了X2、X5、X11、X17上都有較大負荷(大于0.55),且與X1萬元GDP能耗、X14城鎮(zhèn)生活垃圾集中處理率、X15建成區(qū)綠化覆蓋率、X18地區(qū)生產(chǎn)總值增長率、X6萬元GDP二氧化硫排放量成正相關,與X16地區(qū)生產(chǎn)總值、X12第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比率成負相關。
根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展與資源消耗于環(huán)境污染的相互制約關系,因子F1包含了環(huán)境、能耗和經(jīng)濟發(fā)展幾個方面的信息,定義為綜合發(fā)展因子。因子F2在X16地區(qū)生產(chǎn)總值和X17人均GDP上有較大負荷,定義為經(jīng)濟發(fā)展因子。因子F3在X2萬元GDP水耗、X3萬元GDP電耗、X4萬元GDP化學需氧量排放量上占有較大負荷,定義為資源消耗因子。因子F4在X8工業(yè)污水達標排放率、X9化肥使用強度、X10農(nóng)藥使用量上占較大負荷,且與X9、X10成負相關,與X17、X18成負相關,體現(xiàn)了資源再利用及資源化與經(jīng)濟發(fā)展的正相關關系,此因子定義為再利用及資源化因子。
根據(jù)因子負荷矩陣(見表3)可以得到4個主因子的線性模型。
表3是軟件輸出的因子模式陣,包含了公因子解釋原始變量的方程的回歸系數(shù),因此函數(shù)關系為:
F1=0.724X1+0.082X2+0.257X3+0.415X4-0.194X5+0.527X6+0.517X7+0.424X8-0.407X9-0.587X10-0.016X11-0.556X12-0.309X13+0.697X14+0.662X15-0.670X16-0.232X17+0.521X18
F2=0.470X1+0.574X2+0.526X3+0.681X4+0.046X5-0.460X6+0.505X7 +0.223X8+0.081X9+0.137X10-0.104X11+0.211X12+0.427X13-0.317X14+0.529X15+0.532X16+0.563X17-0.363X18
表2 總方差解釋表
Tab.2 Variance Explained
因子Component初始特征值Initial Eigenvalues提取因子載荷平方和
Extraction Sums of Squared Loadings旋轉后的因子載荷平方和Rotation Sums of Squared Loadings因子特征值
Total因子方差貢獻率
% ofVariance累積方差貢獻率
Cumulative %因子特征值
Total因子方差貢獻率
% ofVariance累積方差貢獻率
Cumulative %因子特征值
Total因子方差貢獻率
% ofVariance累積方差貢獻率
Cumulative %14.14623.03123.0314.14623.03123.0313.25718.09318.09323.18417.68940.7203.18417.68940.7203.21917.88435.97732.76015.33556.0552.76015.33556.0552.51513.97249.94842.03611.30867.3632.03611.30867.3632.00911.16461.11251.4478.03775.4011.4478.03775.4012.00711.14972.26161.2867.14482.5451.2867.14482.5451.85110.28482.545提取方法:主成份分析法。
表3 因子負荷矩陣
Tab.3 Component Matrix ComponentMatrixa
項目
Item因子Component123456萬元GDP能耗0.7240.470-0.1920.0140.1370.038萬元GDP水耗0.0820.574-0.717-0.1310.0700.064萬元GDP電耗0.2570.5260.639-0.163-0.279-0.073單位工業(yè)增加值能耗0.4150.681-0.312-0.359-0.0380.137萬元GDP化學需氧量排放量-0.1940.0460.5940.1040.532-0.369萬元GDP二氧化硫排放量0.527-0.460-0.206-0.012-0.4820.156萬元工業(yè)產(chǎn)值污水排放量0.5170.5050.266-0.2640.4920.125工業(yè)污水達標排放率0.4240.2230.0650.406-0.354-0.575化肥施用強度(折純)-0.4070.081-0.224-0.4660.263-0.567農(nóng)藥使用量-0.5870.1370.393-0.483-0.1070.330工業(yè)固廢綜合利用率-0.016-0.1040.4310.3830.3070.299第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比率-0.5560.211-0.5630.2900.2810.341城鎮(zhèn)生活污水集中處理率-0.3090.4270.6220.109-0.2310.181城鎮(zhèn)生活垃圾集中處理率0.697-0.3170.263-0.2770.1020.180建成區(qū)綠化覆蓋率0.6620.5290.0420.2270.031-0.045地區(qū)生產(chǎn)總值-0.6700.532-0.1810.387-0.104-0.119人均GDP-0.2320.5630.1690.500-0.1680.167地區(qū)生產(chǎn)總值增長率0.521-0.363-0.0870.6300.3230.059提取方法:主成份分析法;
a:提取6種成份。
F3=-0.192X1-0.717X2+0.639X3-0.312X4+0.594X5-0.206X6+0.266X7+0.065X8-0.224X9+0.393X10+0.431X11-0.563X12+0.622X13+0.263X14+0.042X15-0.181X16+0.169X17-0.087X18
F4=0.014X1-0.131X2-0.163X3-0.359X4+0.104X5-0.012X6-0.264X7+0.406X8-0.466X9-0.483X10+0.383X11+0.290X12+0.109X13-0.277X14+0.277X15+0.387X16+0.500X17+0.603X18
利用以上四個關系式可求得四個因子的得分以及綜合得分,以主因子旋轉過后的方差貢獻率作為權重計算各城市總得分:
SCOR=0.341 89F1+0.262 59F2+0.227 65F3+0.16787F4
列出F1因子得分、 F2因子得分、 F3因子得分、 F4因子得分和總得分及其排名序列,依次為:上海市(1.71)、寧波市(1.55)、杭州市(0.73)、無錫市(0.67)、南京市(0.59)、蘇州市(0.16)、鎮(zhèn)江市(0.0076)、紹興市(-0.012)、嘉興市(-0.13)、常州市(-0.15)、湖州市(-0.18)、南通市(-0.23)、揚州市(-0.32)、泰州市(-0.72)、臺州市(-1.03)、舟山市(-2.60)。
從綜合得分來看,得分為正的有7個城市,占16個城市的43.8%,說明各城市在循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平上存在一定差距。總體來看,綜合發(fā)展因子對循環(huán)經(jīng)濟的總得分貢獻率為23.03%,經(jīng)濟發(fā)展因子對循環(huán)經(jīng)濟總得分的貢獻率為17.69%。在城市發(fā)展的初級階段,受資金、技術、人力資源等多方面因素的影響,生產(chǎn)活動往往會選擇一些資金投入少、技術水平較低的產(chǎn)業(yè)作為其發(fā)展的重點。像泰州、南通這樣的相對來說循環(huán)經(jīng)濟水平較低的城市,2007年人均GDP分別為23 933、27 500元,分別位于長三角16個城市的16、15位。工業(yè)總產(chǎn)值主要集中在紡織業(yè),電力、熱力的生產(chǎn)和供應業(yè),建筑業(yè),黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等技術水平不高,資源、能源消耗較高,對環(huán)境影響較大的產(chǎn)業(yè)。而當城市經(jīng)濟水平發(fā)展到一定階段后,隨著資金、技術不斷積累,生產(chǎn)工藝技術不斷改進及循環(huán)經(jīng)濟意識的不斷提高,城市循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平也不斷提高。
資源消耗因子對循環(huán)經(jīng)濟貢獻率為15.34%,說明資源消耗型產(chǎn)業(yè)仍然占有相當比重,未來長三角必須走能源集約型道路。依靠科學技術開發(fā)環(huán)保技術,制定有利于城市污水集中處理和生活垃圾安全處置的政策,政府應大力支持發(fā)展環(huán)保產(chǎn)業(yè)。
3.3 聚類分析
聚類分析的基本原理是,首先將一定數(shù)量的樣品以指標各自看成一類,然后根據(jù)樣品(或指標)的親疏程度,將親疏程度最高的兩類進行合并。然后考慮合并后的類與其他類之間的親疏程度,再進行合計。重復這一過程,直至將所有的樣品(或指標)合并為一類。
系統(tǒng)聚類法是根據(jù)樣品或指標之間的親疏程度來進行合并。衡量親疏程度的指標有兩種,即距離和相似系數(shù)。距離是將每個樣品看成是m個變量對應的m維空間中的一個點,然后在該空間中定義,距離越近,則親密程度越高。相似系數(shù)接近于1或-1時,認為樣品或指標之間的性質(zhì)比較接近;相似系數(shù)接近于0時,認為樣品或指標之間是無關的。SPSS軟件中使用歐式距離進行聚類分析。
dij=∑pt=1(xit-xjt)2(i,j=1,2,…,n)
通過聚類分析,長三角16城市大致可以分為三類。
上海市作為第一類特大城市在綜合發(fā)展因子和經(jīng)濟發(fā)展因子上占到了絕對的優(yōu)勢地位,上海經(jīng)濟發(fā)展水平高,地理位置優(yōu)越,資源的投入量比較大,生產(chǎn)效率較高,第三產(chǎn)業(yè)比較成熟,但受人口、資源、環(huán)境的約束,經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿^其他城市不大。第二類城市杭州、南京、 寧波、蘇州、無錫在四個因子上都比第三類城市略高,但在資源利用和污染治理上總體差別并不顯著。常州、湖州、嘉興、 南通、紹興、臺州、泰州、揚州、鎮(zhèn)江、舟山為第三類城市。 第二三類屬于大中型城市,發(fā)展?jié)摿Υ?自然地理環(huán)境較好,但在污水治理、廢物處理、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展上與第一類城市存在一定差距。
4 長江三角洲地區(qū)的循環(huán)經(jīng)濟功能定位與產(chǎn)業(yè)分工4.1 第一類城市
上海市循環(huán)經(jīng)濟理念實踐較早,金融、貿(mào)易、物流等服務業(yè)比較發(fā)達,循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展水平領先于長三角其他城市,但與國際同類城市相比還有很大差距。因此,根據(jù)上海目前的實際情況,應注重前端治理,把重點放在生產(chǎn)和消費的減物質(zhì)化上,預防經(jīng)濟“長胖增重”;加大末端廢棄物處理,逐步實現(xiàn)自然資源循環(huán)利用。
上海是經(jīng)貿(mào)樞紐驅動型城市,它的地域優(yōu)勢是經(jīng)貿(mào)聯(lián)系廣泛,經(jīng)濟腹地大,經(jīng)濟發(fā)展快速,帶動科技創(chuàng)新,使其循環(huán)經(jīng)濟靜脈產(chǎn)業(yè)中的技術創(chuàng)新優(yōu)于長江三角洲其他城市。但缺點是土地、能源匱乏,在循環(huán)經(jīng)濟的建設上,改變消費方式比改變生產(chǎn)方式更為重要。消費的短期政策思路是直接規(guī)范消費領域存在的資源浪費型和環(huán)境不友好型的不可持續(xù)的消費現(xiàn)象,長期的政策思路是通過宣傳教育改變?nèi)藗兊纳睢⑾M價值觀,建立和強化人們的資源環(huán)境意識。
優(yōu)先發(fā)展與經(jīng)濟生產(chǎn)、社會生活和生態(tài)環(huán)境相匹配的現(xiàn)代服務業(yè),如現(xiàn)代物流、濱江臨海休閑觀光業(yè)、信息服務業(yè)、商貿(mào)會展、文化服務業(yè)等等。以世博會的召開為契機,積極開展上海循環(huán)經(jīng)濟的國際合作交流,尤其是在開發(fā)實用技術和先進工藝方面、生態(tài)工業(yè)園區(qū)建設方面,提升發(fā)展高附加值、高關聯(lián)度、低物耗能耗的高科技創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)和先進制造業(yè),上海市將成為長三角甚至全國學習、借鑒和引進循環(huán)經(jīng)濟先進經(jīng)驗的窗口城市。
4.2 第二類城市
杭州、南京、寧波、蘇州、無錫這幾個城市擁有豐富的自然、文化資源優(yōu)勢,具備建設創(chuàng)新型城市的潛力。但是,制造業(yè)高度發(fā)達、城市群集聚度高,環(huán)境污染問題比較嚴重。
發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟的首先任務是依靠高新技術和工藝,改造傳統(tǒng)制造業(yè),構筑循環(huán)經(jīng)濟的技術支撐體系。目前,這些城市發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟的重點是積極調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構,擺脫資源約束和降低環(huán)境污染水平,包括信息技術、生物技術以及環(huán)境無害化技術,替代技術、再利用技術、系統(tǒng)化技術等等。循環(huán)經(jīng)濟政策的重點是加強制造業(yè)技術改造的金融支持,改變大多數(shù)企業(yè)技術改造資金不足的問題。
在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展層面,充分利用區(qū)域間的分工,優(yōu)先發(fā)展資源消耗低和環(huán)境影響小的產(chǎn)業(yè),停產(chǎn)或轉移目前難以改造升級的生產(chǎn)企業(yè)。有步驟地發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè),盡快改變工業(yè)生產(chǎn)中資源和能源粗放利用的現(xiàn)狀。同時,促進綠色、生態(tài)、高效的都市循環(huán)型現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展,以附加值較高的綠化、良種、花卉等產(chǎn)業(yè)為主,發(fā)展節(jié)水型、土地集約型高效農(nóng)業(yè)。
4.3 第三類城市
第三類城市基本上算是長三角城市群中欠發(fā)達地區(qū),這些城市的支柱產(chǎn)業(yè)多屬于排放固廢污染較多的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),傳統(tǒng)“粗放型”經(jīng)濟發(fā)展方式,導致嚴重的流域性生態(tài)破壞和環(huán)境污染,經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護之間的矛盾突出。
作為長三角區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟體系的重要組成部分,該區(qū)域承載各類固體廢棄物分類拆解和再資源化的產(chǎn)業(yè),即對傳統(tǒng)的工業(yè)生產(chǎn)的70%-80%工業(yè)廢棄物進行再利用,同時對電視機、電冰箱、空調(diào)等家用電器進行拆解和再利用。盡快出臺相關法律政策,構建再生資源回收利用的市場機制,培育資源回收利用產(chǎn)業(yè)的市場基礎。
第三類城市擁有豐富的自然生態(tài)資源和悠久的人文歷史,以及廣闊地種植、養(yǎng)植、及農(nóng)產(chǎn)品加工體系,適合發(fā)展度假、休閑、會議等“農(nóng)游合一”、“城鄉(xiāng)互補”的第三產(chǎn)業(yè)。一方面為一、二類城市居民提供綠色、安全、無污染的農(nóng)產(chǎn)品,另一方面營造田園風光式的綠色生態(tài)環(huán)境,吸引發(fā)達城市居民休閑度假。需要當?shù)卣畯馁Y金、稅收、金融保障等方面制定優(yōu)惠政策扶持。
5 結 論
本文對長江三角洲地區(qū)16個城市的循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平進行了實證研究。因子分析表 明經(jīng)濟發(fā)展因子、資源消耗因子、再利用及資源化因子是影響循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平的主要因素。聚類分析表明該區(qū)域的16個城市按循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平明顯分為三個層次,這三個層次基本上與經(jīng)濟發(fā)展水平相一致,說明經(jīng)濟發(fā)展初期階段往往要以犧牲環(huán)境為代價。根據(jù)三類城市循環(huán)發(fā)展水平及區(qū)域功能定位,三類地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展政策既相互支撐,重點產(chǎn)業(yè)各有特色與分工。上海市應當發(fā)展以金融、貿(mào)易、物流等為主的服務業(yè),以杭州、南京、蘇州等城市為主的二類城市,政策重點是支持企業(yè)用高新技術和工藝改造傳統(tǒng)制造業(yè),構筑循環(huán)經(jīng)濟的技術支撐體系。以常州、湖州、嘉興等城市為主的三線城市重點發(fā)展資源回收產(chǎn)業(yè)和農(nóng)游合一生態(tài)旅游產(chǎn)業(yè)。
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Empirical Analysis about Recycling Economy Development Level of
City Grop of the Yangtze River Delta
WANG Baoqian ZHANG Yanran
(Business School,Hohai University,Nanjing Jiangsu 210098,China)
第3篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
關鍵詞：城市化水平；經(jīng)濟發(fā)展水平；關系特征；空間格局；河南省
中圖分類號：F290 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）12-0138-02
引言
城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平具有的高度關聯(lián)性[1]。城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平之間關系的空間格局研究，對區(qū)域城市化與經(jīng)濟發(fā)展道路的選擇具有明確的實際指導意義。目前，對城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系的研究，多側重全國或全省的宏觀尺度，對市域的研究較少。進入21世紀，中國城鎮(zhèn)化進入快速的發(fā)展時期，在快速發(fā)展的過程中，有些地方出現(xiàn)了片面追求城市化速度、忽視了城市化速度與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的關系，使得城鎮(zhèn)化對當?shù)亟?jīng)濟社會發(fā)展產(chǎn)生了消極影響。本文基于國際和河南的城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平的數(shù)據(jù)，通過定量的比較方法，側重從市域的空間尺度出發(fā)，分析河南省城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系的空間格局特征。
一、研究方法與數(shù)據(jù)來源
1.研究方法。本文采用陳明星等提出的引入偏離程度的象限圖分析方法[2~3]，該方法以多國的城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系為客觀判斷標準，能夠對各地區(qū)的指標進行客觀的比較分析，更直觀的反映城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平間的關系，增加地區(qū)類型的區(qū)分度。
具體數(shù)據(jù)處理方法如下：（1）選取2009年河南省多個地市的人均GDP（PCGDP）和城市化率（UBRAN）作為處理數(shù)據(jù)。（2）將兩個指標數(shù)據(jù)進行z-score標準化處理，生成經(jīng)濟發(fā)展水平指標（ZPCGDP）和城市化水平指標（ZUBRAN）。標準化處理主要是由于數(shù)據(jù)單位不同，通過標準化處理來消除量綱的影響。
具體處理計算方法如下：z=（xi-x）/s
式中，i是樣本觀測值（1，2……n）；x為xi的平均值，x=xi /n
S為樣本標準差，s=
（3）數(shù)據(jù)分析，經(jīng)過處理后的數(shù)據(jù)ZPCGDP和ZUBRAN分別代表了其偏離PCGDP和ZUBRAN樣本中心的程度。把ZPCGDP和ZUBRAN求差，當ZPCGDP-ZUBRAN=0時，表示兩者偏離其樣本中心的程度完全相同，即完全協(xié)調(diào)。當ZPCGDP-ZUBRAN>0時表示城市化滯后于經(jīng)濟發(fā)展。反之，當ZPCGDP-ZUBRAN
ZUBRAN|>0.1為輕微偏離型，1>|ZPCGDP-ZUBRAN|≥0.5為中度偏離型，當|ZPCGDP-ZUBRAN|>1時，為嚴重偏離型。據(jù)此，把城市化水平和經(jīng)濟發(fā)展水平的關系劃分為七個類型，即：城市化嚴重超前、城市化中度超前、城市化輕微超前、基本協(xié)調(diào)、城市化輕微滯后、城市化中度滯后、城市化嚴重滯后。
2.數(shù)據(jù)來源。本文旨在對城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系的市域間比較分析，主要數(shù)據(jù)指標為城市化指標和經(jīng)濟發(fā)展水平指標。城市化水平（URBAN）采用城市人口占總人口的百分比的城市化率來衡量。經(jīng)濟發(fā)展水平采用人均GDP（per capita GDP以下簡稱PCGDP）來衡量，人均GDP是一個包含綜合信息的指標，能表達出多個經(jīng)濟相關的維度信息，聯(lián)合國和世界銀行均主要采用其作為衡量各國經(jīng)濟發(fā)展水平的指標，在一定程度上包含著產(chǎn)業(yè)結構、工資收入等信息，因為產(chǎn)業(yè)結構與工資收入與GDP之間存在關聯(lián)關系[3]。另外，多國的數(shù)據(jù)比較方法在城市化水平研究中得到較為廣泛的采用[3]。因此，本文采用世界多國的城市化和經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)作為比較研究數(shù)據(jù)，其數(shù)據(jù)來源于世界銀行在線數(shù)據(jù)庫，樣本選取采用2009年216個國家和地區(qū)數(shù)據(jù)，去除數(shù)據(jù)缺失的國家和地區(qū)，共有190個樣本點。河南省的各地市的城市化和經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)來源于《2010年河南省統(tǒng)計年鑒》，共18個地市，最終樣本數(shù)為208個。
二、2009年河南省城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平格局
1.河南省經(jīng)濟發(fā)展水平格局。2009年河南省GDP在全國31個省份（不包括港澳臺）排名中，排第十九位。河南省2009年經(jīng)濟發(fā)展水平的空間格局總體特征是：除鄭州的GDP最高外，其他地市大致呈由東向西逐漸增加走勢，與該時期城市化水平空間格局基本一致，其中，鄭州作為河南省省會人均GDP最高，達到44 231.35元，高于全國平均水平，濟源次之為42 180.83元。全省經(jīng)濟發(fā)展水平從高到低排序依次為：鄭州市、濟源市、三門峽市、焦作市、洛陽市、許昌市、鶴壁市、漯河市、平頂山市、安陽市、濮陽市、新鄉(xiāng)市、南陽市、開封市、信陽市、商丘市、駐馬店市、周口市。經(jīng)濟發(fā)展水平空間差異顯著。
2.河南省城市化水平格局。2009年河南省城市化水平空間格局特征其與經(jīng)濟發(fā)展水平的空間格局基本一致，2009年河南省城市化水平達到37.7%，其中鄭州高達63.41%，超過全國平均水平。全省城市化水平從高到低排序依次為：鄭州市、鶴壁市、濟源市、焦作市、三門峽市、洛陽市、平頂山市、新鄉(xiāng)市、開封市、許昌市、漯河市、安陽市、南陽市、濮陽市、信陽市、商丘市、駐馬店市、周口市。城市化水平空間分布差異顯著。
三、2009年河南城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系格局
1.各地城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系類型劃分。根據(jù)前述數(shù)據(jù)處理方法，對河南省地市的人均GDP和城市化率數(shù)據(jù)進行處理，根據(jù)計算結果和劃分方法，把河南省18個地市分為五種類型（見圖1），即城市化中度超前（I）、城市化輕微超前（II）、基本協(xié)調(diào)（III）、城市化輕微滯后（IV）、城市化中度滯后（V）。
I類區(qū)屬于城市化中度超前地區(qū)，屬于該區(qū)的只有鄭州市，其城市化水平為63.41%，人均GDP為44 231.35元，是河南經(jīng)濟最發(fā)達、人口最為集中的城市。
II類區(qū)屬于城市化輕微超前類型，屬于該區(qū)域的只有鶴壁市，其城市化水平為49.62%，人均GDP為25 369.96元。鶴壁市近年來經(jīng)濟發(fā)展迅速，城市人口不斷增長，但總人口數(shù)較少，因此其人均GDP和城市化水平相對較高，發(fā)展態(tài)勢良好。
III類區(qū)屬于基本協(xié)調(diào)類型，包括濟源、焦作、三門峽、洛陽。其城市化率分別為 49.01%、46.95%、45.4%、44.17%。其人均GDP分別為42 180.83、31 356.15、31 586.92、31 170.19。其城市化和經(jīng)濟發(fā)展水平潛力較大。
IV類區(qū)屬于城市化輕微滯后類型，包括新鄉(xiāng)、平頂山、開封、安陽、漯河、許昌、南陽、濮陽、信陽、商丘。城市化率分別為40.96%、41.75%、39.58%、38.93%、39.25%、39.26%、36.63%、35.43%、34.09%、33.38%。人均GDP分別為17 992.17、23 080.59、16 564.91、21 578.38、23 777、26 226.61、16 997.38、18 855.28、13 780.48、12 779.49。經(jīng)濟發(fā)展水平偏低，城市化水平落后。
V類區(qū)屬于城市化中度滯后類型，包括周口、駐馬店，其城市化率分別為29.49%、29.49%。人均GDP分別為10 648.65、11 708.35。還處于城市化起步階段，經(jīng)濟發(fā)展水平和城市化水平都較低。
2.各地城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系的特征。根據(jù)上述分類結果，用ARCGIS軟件繪制河南省城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系空間分布圖，其特征如下：大致呈由東向西逐漸變化，從城市化中度滯后型到城市化基本協(xié)調(diào)，城市化超前的城市鄭州和鶴壁相對分散。
結論
河南省城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系可劃分為五個類型。城市化中度超前城市1個，鄭州市；城市化輕微超前城市1個，鶴壁市；基本協(xié)調(diào)型4個，濟源、焦作、三門峽、洛陽；城市化輕微滯后型10個，新鄉(xiāng)、平頂山、開封、安陽、漯河、許昌、南陽、濮陽、信陽、商丘；城市化中度滯后型兩個，周口市、駐馬店市。
河南省在市域尺度上經(jīng)濟發(fā)展水平和城市化水平關系上存在顯著差異。既存在城市化中度超前的城市，又存在中度滯后的城市，部分屬于基本協(xié)調(diào)，多數(shù)屬于輕微滯后型。
河南省在市域尺度上經(jīng)濟發(fā)展水平和城市化水平關系區(qū)域分布特征上，大致呈由東向西逐漸變化，從城市化中度滯后型到輕微滯后型，再到城市化基本協(xié)調(diào)，城市化超前的城市只有兩個，并且相對分散。
上述研究，對河南省城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平關系進行了分類，并分析了空間格局特征，為各地認識自身發(fā)展規(guī)律，因地制宜的推動城市化與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展提供有益參考。
參考文獻：
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第4篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
依據(jù)城市物流發(fā)展水平與城市經(jīng)濟發(fā)展水平的一致程度，將其分類為超前、匹配和滯后三狀態(tài)。只有城市物流與城市經(jīng)濟發(fā)展水平匹配，效用才會最大。他們的匹配是強調(diào)城市物流供給與城市經(jīng)濟發(fā)展的需求相匹配。所謂匹配考察的包括單純的量上的匹配，更強調(diào)質(zhì)上的匹配[3]。超前區(qū)：城市物流需求不足，小于城市物流服務供給。超前區(qū)里可能是城市經(jīng)濟并沒有預期繁榮，物流需求量不足，導致物流供給量過剩，市場反映出來的現(xiàn)象是物流設施設備大量閑置。另一種情況是物流企業(yè)不顧城市整體經(jīng)濟較落后的現(xiàn)實情況，引進各種先進物流技術，大量增加物流成本使物流需求方無法接受。
匹配區(qū)：城市物流需求與供給基本均衡，其表現(xiàn)為市場上基本無閑置物流資源，也不存在需求得不到及時滿足的現(xiàn)象。匹配區(qū)內(nèi)城市物流技術可能不是最先進的，物流設施不是最新的，物流發(fā)展水平也不是最高的，但其職能效用得到最大化，對城市經(jīng)濟的輔助協(xié)調(diào)作用體現(xiàn)得最明顯。滯后區(qū)：城市物流需求明顯大于物流服務供給，市場反映出來的表現(xiàn)為物流設施落后，誤時延時頻率高，物流管理水平低，進而導致物流成本高。造成上述現(xiàn)象的原因是物流發(fā)展水平遠比城市經(jīng)濟發(fā)展水平落后。
二、城市物流對城市經(jīng)濟的影響
城市物流支撐著城市日常經(jīng)濟活動的正常運行。在第一第二利潤源相繼枯竭的二十一世紀，作為第三利潤源的物流對城市經(jīng)濟的影響作用不言而喻。值得提出的是，城市物流對經(jīng)濟發(fā)展有正負兩面影響。
1.負面影響無論城市物流發(fā)展水平是位于超前區(qū)或滯后區(qū)，對城市經(jīng)濟和環(huán)境的消極作用遠大于積極作用。當城市物流水平滯后于城市經(jīng)濟發(fā)展時，其典型表現(xiàn)是庫存?zhèn)}儲量大、服務水平低、物流成本高、物不能通暢其流。低效率的物流運作水平，妨礙了商品流通與區(qū)域城市間職能分工與合作，嚴重損害區(qū)域城市經(jīng)濟的“吸收”與“輻射”面積，更不利于生產(chǎn)效率的提高。另一種偽命題是認為城市物流發(fā)展水平越快越好。須知若城市經(jīng)濟發(fā)展速度跟不上，導致物流有效需求不足，同樣會造成物流資源大量閑置，物流成本居高不下，最后物流產(chǎn)業(yè)只能成為當?shù)禺a(chǎn)業(yè)的累贅。
第5篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
[關鍵詞]城市經(jīng)濟；因子分析；聚類分析 [中圖分類號]F121 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2014）8-0027-02
城市經(jīng)濟是以市級行政區(qū)劃為地理空間，以市級政權為調(diào)控整體，以市場導向，優(yōu)化配置資源，具有地域特色和功能完備的區(qū)域經(jīng)濟。但是，由于傳統(tǒng)的生產(chǎn)力布局上的不同，以及在地域、資源、人文和政策上的差異，新疆是一個典型的地區(qū)發(fā)展不平衡的省份，各城市在經(jīng)濟社會發(fā)展水平存在著相大的差異。如何客觀、準確地評價新疆各城市社會經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)況，分析各城市的差異以及造成差異的主要原因，為各城市能針對性地制訂相應的政策和措施提供理論依據(jù)，進而促進新疆各城市社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，具有重要的理論和實踐意義。
1 評價指標體系的建立
筆者選取指標時遵循指標數(shù)據(jù)的客觀性、可比性和可搜集性原則，力爭指標科學地、全面地反映城市社會經(jīng)濟發(fā)展水平，從城市經(jīng)濟發(fā)展總量、城市發(fā)展規(guī)模、社會發(fā)展水平、居民生活質(zhì)量四個子系統(tǒng)出發(fā)，分析了十個原始數(shù)據(jù)和統(tǒng)計指標，構成了新疆城市發(fā)展差異的評價指標體系。本文所建立的指標體系共包括14個指標，分別從城市經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模、城市產(chǎn)業(yè)結構、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、工業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、消費品銷售、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展等方面來反映城市經(jīng)濟發(fā)展特征（除特殊標記外單位均為萬元）。
X1：國內(nèi)生產(chǎn)量總值X2：固定資產(chǎn)投資量
X3：社會消費品零售總量X4：地方財政收入
X5：工業(yè)增加值X6：第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值
X7：第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值X8：第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值
X9：城鎮(zhèn)化率X10：居民儲蓄存款余額
X11：城市用電量（萬千瓦小時）
X12：農(nóng)作物播種面積（千公頃）
X13：教育事業(yè)費
X14：在崗職工平均工資
2 因子分析在經(jīng)濟研究中的應用
2.1 因子分析模型及其步驟
因子分析（Factor Analysis）是從研究相關矩陣內(nèi)部的依賴關系出發(fā)，把一些具有錯綜復雜關系的變量（指標）歸結為少數(shù)幾個綜合因子的一種多變量統(tǒng)計分析方法，并且這些少數(shù)幾個綜合因子能夠反映原來多個變量（指標）所反映的絕大部分信息變量（指標）的減少便于進行進一步的計算和分析評價。設X1，X2，… ，Xk為k個觀測變量，且都已經(jīng)經(jīng)過標準化，具有零均值、單位方差的標準化變量，則因子分析模型的一般表達式為：Xi=ai1f1+ai2f2+…+aimfm+ui（i=1，2，… ，k）在該模型中：f1，f2，…，fm叫做主因子，ui稱為特殊因子，aij稱為因子負載。
2.2 樣本選取及數(shù)據(jù)來源
本文采用分層抽樣方法隨機從新疆選取了10個城市作為樣本進行分析（烏魯木齊市、喀什市、昌吉市、阿克蘇市、克拉瑪依市、阿勒泰市、石河子市、塔城市、庫爾勒市、奎屯市），用于探討如何基于因子分析和聚類分析方法來研究城市的經(jīng)濟發(fā)展狀況。本文中的所有數(shù)據(jù)均來源于2012年新疆統(tǒng)計年鑒及各市統(tǒng)計局的有關資料。
2.3 數(shù)據(jù)處理結果
確定主因子載荷矩陣及解釋主因子。對前述選取的14指標，采用SPSS for Window 11.20進行分析，可得到14個指標的相關矩陣R及相關矩陣R的特征值、方差貢獻率和累計方差貢獻率按照特征值大于1的原則，選出四個主因子，其累計方差貢獻率為88.6%，表明四個主因子已經(jīng)包含了原始14個指標的大部分信息，同時信息損失僅為11.4%，所以取前4個特征值建立因子載荷矩陣。因此，可將指標分為四類，并對各個因子進行命名。綜合經(jīng)濟實力因子：X1、X5、X7。農(nóng)業(yè)發(fā)展實力因子：X6、X12、X13、X14。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展因子：X3、X8、X10。工業(yè)發(fā)展水平因子：X2、X5、X7，同時可以發(fā)現(xiàn)累計貢獻率分別為：0.448、0.549、0.746、0.905。
依據(jù)因子載荷矩陣，計算10個城市樣本主因子得分矩陣，結果見下表：
2.4 結果討論
基于上述因子分析結果，可以得出如下結論：
影響城市經(jīng)濟發(fā)展的主要因子是經(jīng)濟發(fā)展整體水平和工業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，這兩項因子的方差貢獻率分別達到44.8%和20.1%。
在所有主因子中，綜合經(jīng)濟實力因子是基礎，并決定著其他因子的發(fā)展。綜合經(jīng)濟實力因子得分較高的市，相應的其他因子也較高，以烏魯木齊市為例，綜合經(jīng)濟實力因子為0.952，遠遠高于其他城市，其第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展因子，工業(yè)發(fā)展水平因子分別為0.325、0.469，大大超過其他城市的水平，這說明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，人民對生活水平質(zhì)量也提出了新的要求。
局部看來，各城市工農(nóng)業(yè)發(fā)展較為不平衡，差距較大，綜合經(jīng)濟實力因子得分高的城市，但其農(nóng)業(yè)發(fā)展實力因子得分并沒有得到相應的提高。相反，農(nóng)業(yè)發(fā)展實力因子得分位居各市前列，而其綜合經(jīng)濟實力因子得分卻遠遠落在后面。這說明在發(fā)展城市經(jīng)濟的過程中，一方面各城市工業(yè)發(fā)展較為不平衡，差距較大，另一方面，工業(yè)發(fā)展卻是決定城市經(jīng)濟的主要因素。
3 基于因子得分的鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟聚類分析
根據(jù)各個城市主因子得分數(shù)據(jù)，采用類平均法進行聚類分析，大致將新疆10市的城市經(jīng)濟發(fā)展狀況分為三類。
第一類：烏魯木齊市。烏魯木齊市工業(yè)經(jīng)濟實力強，農(nóng)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平也較好，綜合發(fā)展實力較強，綜合經(jīng)濟發(fā)展水平也尤為突出。烏魯木齊在構成要素的14個指標中，有5項排首位（接近占50%），包括國民生產(chǎn)總值、工業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值，而第三產(chǎn)業(yè)比重、社會消費品零售總額、2個指標也均位列第二。故其4個主因子得分都均為正，綜合實力排列第一。可見具有相對雄厚的經(jīng)濟實力，在10城市經(jīng)濟發(fā)展水平最高。
第二類：昌吉市、克拉瑪依市、石河子市。這幾個城市綜合經(jīng)濟實力相對也較好，但與經(jīng)濟發(fā)達城市相比在各方面的差距較大。要趕上平均水平，只有靠國家的政策扶持與自身優(yōu)勢特點結合起來，并加大基礎設施的投資，為經(jīng)濟的發(fā)展打下較好的基礎，以提高其整體經(jīng)濟水平。
第三類：喀什市、阿克蘇市、阿勒泰市、塔城市、庫爾勒市、奎屯市。這些城市以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟為主，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟實力較強，但其工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)基礎薄弱，綜合經(jīng)濟實力一般。
4 結論及建議
通過以上分析，我們可以知道，與地區(qū)生產(chǎn)總值關系最密切的是工業(yè)的發(fā)展，其次是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。了解了促使地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的主要因素，我們便可以對癥下藥，即大力發(fā)展地區(qū)工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。但是我們不能只追求眼前的經(jīng)濟發(fā)展而犧牲未來的長遠發(fā)展，我們應該在尊重自然發(fā)展的客觀規(guī)律的基礎上，大力發(fā)展本地區(qū)工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的同時，加強對周邊環(huán)境的保護，從而追求地區(qū)乃至整個國家長遠的可持續(xù)發(fā)展。
烏魯木齊作為新疆最發(fā)達的一個城市，在經(jīng)濟社會發(fā)展過程中，應大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是現(xiàn)代服務業(yè)的比重，如大力發(fā)展物流業(yè)和服務外包業(yè)。此外，應充分發(fā)揮資源優(yōu)勢加大科技投入，進行技術創(chuàng)新，降低對電力和能源的需求，提高GDP產(chǎn)出效率，實現(xiàn)又好又快的發(fā)展目標。而對于喀什、奎屯等城市，由于其經(jīng)濟社會發(fā)展基礎比較薄弱，差距是全方位的，要實現(xiàn)全面趕超，首要的任務是加快基礎設施建設、努力提高經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟實力。加強科技投入，大力調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，重視招商引資工作，增強企業(yè)實力，同時調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結構，發(fā)展各自的特色農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)。
世界經(jīng)濟趨于全球化，經(jīng)濟運行打破了國界，使城市與城市、企業(yè)與企業(yè)之間的競爭日益加劇。所以城市的發(fā)展不僅要面對國內(nèi)其他城市的競爭，而且還將遇到世界強國和經(jīng)濟實力強勁城市的挑戰(zhàn)。從目前看，我國城市在總體上是落后的，競爭力較低，這直接影響了國家的競爭力。我國加入WTO（世界貿(mào)易組織）后，我們的諸多產(chǎn)業(yè)將面臨直接與國際上同行業(yè)競爭的局面，而我們這些產(chǎn)業(yè)起步晚、水平低，且由于長期受國家計劃經(jīng)濟的保護，與國際水平差距很大，在這樣的條件下融入到世界競爭的浪潮中，對我們的生產(chǎn)和發(fā)展無疑是一種嚴峻的考驗、城市經(jīng)濟也將面臨巨大的挑戰(zhàn)。為了迎接這樣的挑戰(zhàn)，我國城市經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略思路須作出一系列調(diào)整：①加強基礎設施建設，落實投資積累政策。②加快工業(yè)化和城市化進程，推動產(chǎn)業(yè)結構升級。③順應潮流，結合國情，調(diào)整城市發(fā)展戰(zhàn)略。
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第6篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
關鍵詞：混合市場；混合所有制經(jīng)濟；城市經(jīng)濟增長；所有制結構；國有經(jīng)濟；私營經(jīng)濟；港澳臺經(jīng)濟；外商經(jīng)濟；國有企業(yè)改革
中圖分類號：F030；F121文獻標志碼：A文章編號：16748131（2016）06009110
一、引言
十八屆三中全會指出，國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經(jīng)濟，是基本經(jīng)濟制度的重要實現(xiàn)形式。混合所有制經(jīng)濟的內(nèi)涵可從廣義和狹義兩個層面進行解讀：狹義的混合所有制經(jīng)濟，指由不同出資者投資共建或由不同所有制經(jīng)濟組織聯(lián)合組建而形成的一種企業(yè)形式；廣義的混合所有制經(jīng)濟，指各種不同所有制的經(jīng)濟相互聯(lián)系、有機結合而形成的一種宏觀經(jīng)濟形式和體制結構。中國的市場經(jīng)濟體制作為一種特殊的轉型經(jīng)濟體，與一般市場經(jīng)濟體的一大差異就是企業(yè)產(chǎn)權制度的多樣化。
學術界關于經(jīng)濟體制和所有制結構的研究由來已久，對混合所有制經(jīng)濟與經(jīng)濟增長關系的研究也具有多樣化的視角。國外較早研究混合所有制經(jīng)濟行為的學者是Merrill & Schneider（1966），他們主要研究了國有企業(yè)和私人企業(yè)如何通過互動行為實現(xiàn)政府對企業(yè)運營的影響。Miyazawa（2008）基于數(shù)量競爭的假定研究證明，在國有企業(yè)與私營企業(yè)共存的混合市場中，即使國有企業(yè)存在問題也會改進預期的社會福利；相反，完全私有化則會降低預期的社會福利。劉偉和李紹榮（2001）運用CD生產(chǎn)函數(shù)和線性對數(shù)模型分析認為，非國有經(jīng)濟比重的提高提升了全社會勞動和資本的效率，尤其是資本效率。王文成（2011）探討了經(jīng)濟周期不同階段國有經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的作用機制，認為國有經(jīng)濟對我國經(jīng)濟健康發(fā)展起到了保駕護航的作用，并且混合所有制應該是國有企業(yè)改革的一個方向。賀燦飛和潘峰華（2006）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)、產(chǎn)業(yè)以及區(qū)位特定因素決定了城市所有制結構多元化程度，一個城市所有制結構的多元化程度越高，越能發(fā)揮市場機制在資源配置中的決定作用，城市競爭力和經(jīng)濟活力越強。Phillips & Shen（2007）基于中國省級面板數(shù)據(jù)的計量檢驗發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)規(guī)模和省域經(jīng)濟增長率之間存在顯著的負向關系。劉瑞明（2011）對中國1985―2008年的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，國有經(jīng)濟比重的下降顯著促進了地區(qū)經(jīng)濟增長，認為地區(qū)間的“經(jīng)濟收斂”需要“所有制結構的收斂”。丁永健和劉培陽（2011）運用我國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析表明，地區(qū)國有工業(yè)比重與地區(qū)經(jīng)濟增長、金融發(fā)展水平、對外開放水平以及勞動力充裕程度呈負相關。
任毅，東童童：混合所有制經(jīng)濟有效推動了城市經(jīng)濟增長嗎？
綜上可知，以往研究所有制結構對經(jīng)濟發(fā)展影響的文獻，多從單一所有制經(jīng)濟角度入手，鮮有研究多種所有制經(jīng)濟共存的混合市場武常歧和李稻葵（2005）指出，中國市場環(huán)境的一個顯著特點是不同所有制企業(yè)在同一市場競爭；企業(yè)大體可以分為國有企業(yè)、民營企業(yè)和跨國公司在中國的子公司三類，其擁有的資源和面臨的環(huán)境、目標等發(fā)展條件不同，產(chǎn)生的績效也不同，這種市場類型就是混合市場。本文對混合市場的定義沿用武常歧和李稻葵兩位學者的理論，在一個市場中若存在國有經(jīng)濟、私營經(jīng)濟、外商及港澳臺經(jīng)濟等多種所有制形式的經(jīng)濟類型，并且不同的經(jīng)濟類型的目標函數(shù)和市場行為不同，則認為該市場為混合市場。 對經(jīng)濟發(fā)展的影響。有鑒于此，本文立足宏觀，以多種所有制共存的混合所有制經(jīng)濟為研究對象，分析在混合所有制市場中多種所有制經(jīng)濟共同發(fā)展對城市經(jīng)濟增長的作用。
三、實證檢驗
1.樣本、變量與方法
本文研究樣本為中國31個省、直轄市和自治區(qū)的地級以上城市（不包括港、澳、臺地區(qū)），時間區(qū)間為2003―2013年。由于一些城市存在數(shù)據(jù)的缺失以及統(tǒng)計口徑的不一致等問題，將這些城市樣本剔除，最終樣本為255個地級以上城市。本文所有數(shù)據(jù)均來自于2004―2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及各省、市的政府網(wǎng)站；對于確實無法獲取的個別數(shù)據(jù)，采用插值法進行補齊。
在統(tǒng)計年鑒中，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的劃分有兩種方法：一是按登記注冊類型劃分為內(nèi)資企業(yè)、港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)三大類，其中內(nèi)資企業(yè)又包括國有企業(yè)、集體企業(yè)、股份合作企業(yè)、私營企業(yè)、股份有限公司、有限責任公司、聯(lián)營企業(yè)和其他內(nèi)資企業(yè)八種；二是按經(jīng)濟類型劃分為國有經(jīng)濟、集體經(jīng)濟、私有經(jīng)濟、港澳臺經(jīng)濟、外商經(jīng)濟和其他經(jīng)濟六種。本文采用第二種劃分方法，由于一些城市集體經(jīng)濟和其他經(jīng)濟這兩種經(jīng)濟類型的份額非常低，在統(tǒng)計年鑒中并沒有體現(xiàn)，因此樣本數(shù)據(jù)選取了國有經(jīng)濟、私有經(jīng)濟、港澳臺經(jīng)濟和外商經(jīng)濟這四種經(jīng)濟類型。
本文構建所有制多樣化指標，即各類型所有制工業(yè)產(chǎn)出占比的平方和，以表示混合所有制經(jīng)濟的發(fā)展程度：
diversityi=100×n[]i=1pgrossij2
其中，pgrossij=grossij[]n[]i=1grossij。i表示混合市場i或城市i，j表示經(jīng)濟類型j，n代表混合市場i共有n種經(jīng)濟類型的工業(yè)企業(yè)，grossij表示混合市場i的第j種經(jīng)濟類型的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)出，pgrossij表示其在所有經(jīng)濟類型規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)出中的比重。對于n[]i=1pgrossij2，某地區(qū)（城市）各種所有制經(jīng)濟類型產(chǎn)出所占比重越趨于平均化，該指標越小（最小值為1/n，此時定義為企業(yè)所有制多樣化程度最高）；反之，當所有制經(jīng)濟類型越趨于單一化，該指標越大（最大值為1，此時定義為企業(yè)所有制多樣化程度最低）。由于本文的選取了四種經(jīng)濟類型作為研究對象，因此diversityi的取值范圍是[25，100]。
本文選取非農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作為被解釋變量，解釋變量除了所有制多樣化指標外，還包括規(guī)模以上國有企業(yè)產(chǎn)值、私營企業(yè)產(chǎn)值、港澳臺企業(yè)產(chǎn)值和外商企業(yè)產(chǎn)值四個變量。同時，根據(jù)已有研究的成果，從要素和資本、區(qū)位和稟賦、行政和政策三個層面選取了若干控制變量。具體變量解釋見表1。
本文構建以下計量模型：
ln nonagrit=β0+iβiln Xit+
jβjln Controlit+εit
其中，Xit為五個解釋變量，Controlit為一系列控制變量，εit表示殘差項。絕大多數(shù)的回歸模型著重考察解釋變量對被解釋變量的條件期望的影響，即均值回歸。但如果條件分布不是對稱分布，則條件期望很難反映整個條件分布的全貌。為此，Koenker和Bassett于1978年提出了分位數(shù)回歸（Quantile Regression）的方法，相對于最小二乘估計，分位數(shù)回歸具有多方面的優(yōu)勢，特別適合具有異方差的數(shù)據(jù)模型，不要求很強的分布假設，不易受到異常值的影響，估計結果更加穩(wěn)健。因此，本文采用分位數(shù)回歸進行實證分析。
1984年，國務院批準14個東部沿海城市為全國首批對外開放城市。時至今日，我國的沿海開放城市已經(jīng)從最初的14個發(fā)展為如今的37個。這些沿海開放城市享受的特殊投資和發(fā)展政策，極大地推動了當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展，從而使得東部沿海地區(qū)率先獲得了改革開放的紅利，城市經(jīng)濟發(fā)展水平處于領先地位。2013年，我國首次確定了資源型城市，其中地級市達100多個，這些城市依靠自身豐富的自
然資源推動了城市的發(fā)展。
在我國，直轄市和省會城市不僅具有重要的政治功能，在經(jīng)濟、文化等各方面也享有重要地位。1994年，中央將16個城市確定為副省級市（1997年重慶直轄后變?yōu)?5個城市）。在國民經(jīng)濟和社會發(fā)展規(guī)劃上，副省級市政府擁有省級政府的權限，使這些城市成為改革開放政策紅利的受益地區(qū)，在經(jīng)濟發(fā)展水平上領先于地級市，城市化發(fā)展進程和水平處于較高階段。
2.混合所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的長期及短期影響
為了更為清晰地考察企業(yè)所有制多樣化以及不同所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的影響，本文從長期和短期兩方面進行深入探討，表2中的數(shù)據(jù)是2003―2013年全國255個城市面板分位數(shù)估計結果，表3和表4分別是2003―2007年和2008―2013年的面板分位數(shù)估計結果。
從長期來看，混合所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長具有較為顯著的推動作用，但作用程度在各分位點并不相同。所有制多樣化程度變量系數(shù)的絕對值在0.5分位點最大，并且整體呈現(xiàn)倒“U”型變化趨勢。在各種所有制經(jīng)濟中，國有企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的推動作用最大，其他三種經(jīng)濟類型對城市經(jīng)濟增長的推動作用相對較小。其中，國有企業(yè)的系數(shù)呈現(xiàn)從低分位點到高分位點逐漸上升的趨勢，并且在0.9分位點達到最大系數(shù)0.06；私營企業(yè)在0.75分位點達到最大系數(shù)0.03；港澳臺企業(yè)和外商企業(yè)則分別在0.9分位點達到最大系數(shù)0.02和0.03。總體來看，近十年來，城市經(jīng)濟發(fā)展水平位于前50%的城市，混合所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長貢獻顯著；城市經(jīng)濟發(fā)展水平位于前10%的城市，國有企業(yè)、港澳臺及外商企業(yè)的發(fā)展對城市經(jīng)濟增長的貢獻顯著；城市經(jīng)濟發(fā)展水平位于前25%的城市，私營企業(yè)的發(fā)展對城市經(jīng)濟增長貢獻顯著。
從短期來看，混合所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的推動作用在兩個時間段中呈現(xiàn)“前期強后期弱”的趨勢。2003―2007年，所有制多樣化在0.75和09分位點達到最大系數(shù)絕對值，呈現(xiàn)隨分位點上升而上升的變化趨勢；2008―2012年中，該變量對經(jīng)濟增長的影響明顯降低，在0.5分位點達到最大。國有企業(yè)和私營企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的影響基本呈現(xiàn)“前低后高”的趨勢，港澳臺企業(yè)和外商企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的影響則呈現(xiàn)“前高后低”的趨勢。2003―2007年，國有企業(yè)在0.9分位點達到最大系數(shù)0.04，私營企業(yè)在0.75分位點達到最大系數(shù)003，港澳臺企業(yè)和外商企業(yè)分別在0.9分位點達到最大系數(shù)0.03和004；2008―2012年，國有企業(yè)在0.9分位點達到最大系數(shù)0.08，而私營企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的影響則明顯降低，港澳臺企業(yè)和外商企業(yè)最大系數(shù)都在0.9分位點處達到0.02。總體來講，經(jīng)濟水平處于前50%的城市，混合所有制經(jīng)濟對經(jīng)濟的推動作用顯著，并且這種影響力在2003―2007年最為明顯；經(jīng)濟水平處于前10%的城市，國有企業(yè)對經(jīng)濟的推動作用顯著，并且這種影響力隨時間推移而增大；經(jīng)濟水平處于前25%的城市，私營企業(yè)對經(jīng)濟的推動作用較為顯著，并且這種影響力在2003―2007年較為明顯；經(jīng)濟水平處于前10%的城市，港澳臺企業(yè)和外商企業(yè)對經(jīng)濟的推動作用顯著，并且這種影響力在2003―2007年較為明顯。
3.混合所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長影響的區(qū)域差異
為了進一步剖析混合所有制經(jīng)濟以及不同所有制經(jīng)濟影響城市經(jīng)濟增長的區(qū)域差異，劃分東、中、西部地區(qū)進行分析。表5是2003―2013年東、中、西部地區(qū)面板分位數(shù)估計結果。
東部地區(qū)：混合所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的作用顯著，在0.9分位點所有制多樣化的系數(shù)為正，其余分位點均為負，并且系數(shù)的絕對值隨著分位點的增大而增大。國有企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的作用均為正且十分顯著，同時隨著分位點的增大而增大；私營企業(yè)對城市經(jīng)濟的增長作用在0.5分位點開始比較顯著，并且在0.75分位點達到最大；港澳臺企業(yè)和外商企業(yè)分別在0.75和0.9分位點達到最大系數(shù)。
中部地區(qū)：混合所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的作用十分顯著。所有制多樣化的系數(shù)均為負，說明混合所有制經(jīng)濟對中部地區(qū)城市經(jīng)濟增長起到了重要的推動作用；國有企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的推動明顯，并且在0.9分位點達到最大系數(shù)；私營企業(yè)和港澳臺企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的推動作用在0.5分位點開始顯著，外商企業(yè)則在0.75分位點開始為正，這三種所有制類型的企業(yè)均在0.9分位點達到最大系數(shù)。
西部地區(qū)：混合所有制對城市經(jīng)濟增長的推動作用十分顯著，所有制多樣化在0.1分位點到達最大的系數(shù)絕對值。國有企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的推動顯著，并且隨著分位點的增大而增大，在0.9分位點達到最大系數(shù)；私營企業(yè)的系數(shù)在0.5分位點開始顯著為正，并且在0.9分位點達到最大系數(shù)；港澳臺企業(yè)和外商企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的作用基本都不顯著，只有在0.9分位點處港澳臺企業(yè)的系數(shù)顯著為正。
四、結論與啟示
本文通過理論模型和面板分位數(shù)回歸分析，考察了中國混合所有制市場中多樣化的所有制形式及不同所有制企業(yè)對城市經(jīng)濟增長的影響。分析發(fā)現(xiàn)混合所有制經(jīng)濟確實能夠有效推動中國城市經(jīng)濟的增長，但不同所有制經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的推動作用在長期和短期以及不同區(qū)域之間有所不同。從全國范圍來看，混合所有制對城市經(jīng)濟增長具有顯著的推動作用，這種作用在2003―2007年尤為顯著。對經(jīng)濟增長處于不同水平的城市，國有經(jīng)濟的經(jīng)濟增長推動作用均十分顯著；但私營經(jīng)濟、港澳臺經(jīng)濟和外商經(jīng)濟的推動作用基本是在經(jīng)濟發(fā)展水平處于前50%的城市才較為顯著。從區(qū)域差異來看，較東、西部地區(qū)而言，混合所有制經(jīng)濟在中部地區(qū)表現(xiàn)出更為活躍的態(tài)勢。其中，國有經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的推動作用在區(qū)域之間基本沒有太大差異，體現(xiàn)了大型國有企業(yè)對中國整個城市經(jīng)濟發(fā)展的重要性；而私營經(jīng)濟、港澳臺經(jīng)濟以及外商經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的推動作用在區(qū)域間的差異則十分明顯，尤其是港澳臺及外商經(jīng)濟對西部地區(qū)城市經(jīng)濟增長的推動作用不顯著，這很大程度上是由歷史原因和區(qū)位條件造成的。
混合所有制經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的推動作用，并非隨城市經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而提高。國有經(jīng)濟在不同區(qū)域對城市經(jīng)濟增長均有較大的推動作用，且越是經(jīng)濟發(fā)展程度高的城市，國有經(jīng)濟對其經(jīng)濟增長的推動力越大。其原因，一方面在于規(guī)模以上國有企業(yè)在全部規(guī)模以上企業(yè)中所占比重較大，并且這些企業(yè)絕大多數(shù)長期分布在我國的一線和二線城市；另一方面也由于這些國有企業(yè)大多屬于電力、煙草、航運、石油等壟斷產(chǎn)業(yè)，同類型的私營企業(yè)和外商及港澳臺企業(yè)基本不具備競爭能力，從而使得國有企業(yè)長期占有整個中國市場。私營經(jīng)濟對城市經(jīng)濟增長的推動作用并非十分顯著，其對經(jīng)濟增長推動較大的城市基本為二、三線城市，對一線大城市經(jīng)濟增長的推動作用并不大。相比國有經(jīng)濟和私營經(jīng)濟，港澳臺經(jīng)濟和外商經(jīng)濟對中國城市經(jīng)濟增長的推動作用明顯較小，并且區(qū)域差異較大。這兩類企業(yè)大多分布在中國的東部沿海地區(qū)和中西部較為發(fā)達的城市，因此其對城市經(jīng)濟增長的推動作用有限。
從政策方面來看，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，對中國市場經(jīng)濟的發(fā)展有著重大的意義。混合所有制經(jīng)濟在我國出現(xiàn)和發(fā)展，源于國有企業(yè)改革，經(jīng)過多年股份制改造，雖然很多國有企業(yè)早已變成混合所有制，國資占比已較低，但政府過度干預仍明顯存在，準入限制并未真正放開，行政化壟斷體制也未真正打破。從實際情況來看，國有企業(yè)具有多方面的優(yōu)勢，比如資本雄厚、資源充足、人才豐富、技術先進等，但同時也存在包袱重、創(chuàng)新力不足等問題；而非國有企業(yè)具有創(chuàng)新力強、效率高、生命力強等優(yōu)勢，但同時存在資源與資本欠缺、技術管理較落后等現(xiàn)實問題。因此，在合適的產(chǎn)業(yè)和行業(yè)積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，通過取長補短、優(yōu)勢互補，充分發(fā)揮各種所有制經(jīng)濟的自身優(yōu)勢，無論對國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，乃至整個混合市場的發(fā)展，都將具有重大的積極意義。
對于國有企業(yè)而言，走混合所有制道路，尋找國有經(jīng)濟與市場經(jīng)濟相結合的有效形式和途徑，有利于國有資本放大功能、保值增值、提高競爭力，有助于“走出去”，是國資和國企改革的重要支撐。對于非國有企業(yè)而言，走混合所有制道路，是其進入壟斷行業(yè)的有效途徑，通過參與國資改造、參股國資項目等途徑，非國有經(jīng)濟將在資本金、投資領域、競爭力等方面獲得極大提升。對于整個國家的經(jīng)濟發(fā)展而言，積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，對城市經(jīng)濟的發(fā)展以及新型城鎮(zhèn)化的推進都有著重要的推動作用。從目前實際情況來看，混合市場的發(fā)展程度具有明顯的區(qū)域差異性，各種所有制經(jīng)濟的發(fā)展也呈現(xiàn)較大的區(qū)域差異。發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的確能夠有效推動經(jīng)濟增長，但并非要實現(xiàn)混合市場發(fā)展的區(qū)域均衡化和一致化，而是要在合適的地區(qū)選擇合適的產(chǎn)業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，在典型的城市選擇典型的產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)多樣化的所有制形式。這一方面取決于市場的自主選擇機制，另一方面也需要地方政府與企業(yè)的有效合作。
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Dose Mixed Ownership Economy Effectively Promote
Urban Economic Growth？
―From the Empirical Study of China’s Mixed Market
REN Yi1，DONG Tongtong2
（1.State Research Base of Intelligent Manufacturing Service， Chongqing Technology and Business
University，Chongqing400067， China； 2.Institute of Finance and Economics Research，
Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200433， China）
Abstract： The mixed oligopoly model analysis shows that the higher the diversification degree of ownership is， the higher the mixed market economic output is. By using the panel data of 255 cities above prefecture level of China during 20032013， by using diversification index of ownership and the square of the proportion of scaled industrial output of four economic types and by using quantile regression analysis， this paper empirically tests the longterm effect of ownership structure and different ownerships on urban economy and their regional difference， and the results show that mixed ownership economy can indeed effectively promote the urban economic growth， that in the different ownership economy， the driving effect from stateowned economy on economic growth is with universality throughout the whole nation， that the driving effects on economic growth from private economy， Hong Kong， Macao and Taiwan economy and foreign funded economy are of greater regional differences. The development of mixed ownership economy is of great significance to China’s market economy development， but currently the degree of mixed market development has significant regional difference， and China should choose suitable industries to develop mixed ownership economy in appropriate places.
第7篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
關鍵詞：房價；地區(qū)生產(chǎn)總值；協(xié)整檢驗；因果關系檢驗；河南省
中圖分類號：F293.3 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）15-0063-03
一、房地產(chǎn)價格影響因素分析
房地產(chǎn)是土地、建筑物和地上附著物的綜合體，而房價是房地產(chǎn)市場各種關系的綜合反映。在2008年金融危機影響下，我國房地產(chǎn)市場經(jīng)歷了高漲、繼而下降的時期。房地產(chǎn)市場是我國經(jīng)濟的重要組成部分，由于金融危機造成我國經(jīng)濟的下滑，因此以房地產(chǎn)市場帶動我國經(jīng)濟復蘇成為發(fā)展經(jīng)濟的首要選擇。我國為了帶動經(jīng)濟的增長，促進了房地產(chǎn)市場的發(fā)展，其中金融政策出現(xiàn)了松動，且房地產(chǎn)價格持續(xù)上漲并連創(chuàng)新高。房地產(chǎn)開發(fā)程度出現(xiàn)了前所未有的高漲，造成了我國房地產(chǎn)價格的非理性上漲。
關于房價的影響因素，一直是關注的焦點。李玲等以北京市為例，闡述了房地產(chǎn)調(diào)控政策對房價的影響，指出了高強度的調(diào)控政策對房價有明顯的抑制作用[1]。車欣薇等的研究表明，各金融中心房地產(chǎn)價格和銀行貸款存在長期均衡的關系，房價的波動與銀行貸款之間互相影響[2]。謝太峰和路偉認為，貨幣供應量、貸款利率和國民收入對房地產(chǎn)價格存在不同的影響，貨幣供應量的增加會迅速推動房地產(chǎn)價格上漲，國民收入的增加對房價的上漲有輕微的推動作用，貸款利率的提高會降低房地產(chǎn)價格[3]。李黎認為，流入房地產(chǎn)市場的貨幣供應量與房屋銷售價格指數(shù)之間存在顯著地正相關關系[4]。文鳳華等從房地產(chǎn)價格與金融脆弱性相聯(lián)系得出兩者存在雙向的因果關系[5]。黃忠華、吳次芳、杜雪君從房價、利率的角度出發(fā)，分析房價與宏觀經(jīng)濟的關系，他們得出房價與GDP之間存在相互因果關系，但房價與利率之間的因果關系不顯著；歷史的GDP和房價是影響GDP的主要因素[6]。王杰明從房價的角度對城市經(jīng)濟發(fā)展水平的理論影響進行分析，最后從房價對城市經(jīng)濟發(fā)展的有利影響和不利影響說明房價對城市發(fā)展水平的影響效果[7]。
對房地產(chǎn)價格的影響因素很多，每種因素對房價的影響都是不同的，不同的學者對房價影響因素的研究角度也不同。大部分學者都是從貨幣、宏觀金融政策、銀行信貸等角度分析了房地產(chǎn)價格的影響因素。已有文獻對經(jīng)濟發(fā)展水平方面解釋房地產(chǎn)價格大都是從房價對經(jīng)濟發(fā)展水平方面影響進行分析，但經(jīng)濟發(fā)展水平對房價的影響因素分析較少，因此本文從經(jīng)濟發(fā)展水平的綜合方面分析了河南省房地產(chǎn)價格波動的影響因素。
二、經(jīng)濟發(fā)展對房價的實證分析
（一）研究區(qū)概況
河南位于中國中東部，是全國經(jīng)濟活動的中心之一。1998―2012年河南省平均房價處于增長趨勢，從1998年的977.075元至2012年的3 831.237元，同時，河南省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）也呈現(xiàn)上漲的趨勢，由1998年的4 308.24億元上升至2012年的29 599.31億元。另外，城市化水平不斷提高，從1998的20.8%上升至2012年的42.4%。
（二）變量的選取
房地產(chǎn)價格主要受國家宏觀金融政策、經(jīng)濟發(fā)展水平、城市化水平、居民收入水平等因素影響，根據(jù)科學性、差異性、數(shù)據(jù)的可獲得性等原則，選取GDP（X1，單位：億元）、城鎮(zhèn)化率（X2，單位：%）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X3，單位：元）為解釋變量，商品房的平均價格（Y，單位：元）為解釋變量。
選取河南省1998―2012年的GDP、城鎮(zhèn)化率、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與商品房的平均價格數(shù)據(jù)，所需數(shù)據(jù)均來自2012年《河南省統(tǒng)計年鑒》。商品房的平均價格是由商品房銷售額比上商品房銷售面積，而后利用居民消費價格指數(shù)進行折算。為了消除價格的影響，GDP以1998年為基期，將地區(qū)人均生產(chǎn)總值指數(shù)（上年=100）轉化為定基指數(shù)，再將定基指數(shù)分別乘以1998年人均生產(chǎn)總值得到。
為了減少異方差性和增強線性，將變量取自然對數(shù)，分別表示為LnX1、LnX2、LnX3、LnY。計算各變量間的相關系數(shù)，結果（見表1）。
由表1結果可知，lnX1與lnX2、lnX3的相關系數(shù)分別為0.997和0.998，lnX2和 lnX3的相關系數(shù)為0.996，說明lnX1與lnX2、lnX3，lnX2與 lnX3之間有多重線性關系，為了消除變量間的多重線性關系，因此可只選擇一個綜合性解釋變量即lnX1。lnX1與lnY的相關系數(shù)為0.995。
lnX1與lnY具有較高的相關性，但并不能說明兩者之間有一定的因果關系，因此還需對它們進行協(xié)整、因果關系檢驗來檢驗兩者的因果關系。
（三）平穩(wěn)性檢驗
為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，需對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。根據(jù)Eviews6.0得出的單位根檢驗可以得到，lnX1、lnY時間序列是非平穩(wěn)的。對lnX1、lnY進行一階差分檢驗，t值小于5%的顯著水平值，因此，地區(qū)人均生產(chǎn)總值和商品房平均價格是一階單整時間序列。然后在此基礎上進行協(xié)整性檢驗。
（四）協(xié)整性檢驗
兩個或者兩個以上的不平穩(wěn)時間序列具有各自的波動規(guī)律，若它們之間有協(xié)整關系，則存在著長期的均衡關系，反之，則不存在長期均衡關系。lnX1和lnY為一階單整序列，所以滿足協(xié)整檢驗的條件：兩者為非平穩(wěn)性變量，都是階數(shù)相同的單整變量。
假設lnX1和lnY之間存在協(xié)整關系，利用Johansen法對lnX1和lnY進行協(xié)整檢驗，由運行結果可知，跡檢驗和最大特征值檢驗在5%的顯著水平上，變量間都存在協(xié)整關系。這說明地區(qū)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)價格之間存在著協(xié)整關系。
協(xié)整回歸方程為：LnY=0.286488LnX1+7.618319 （1）
（0.00729） （0.09781）
此方程表示GDP每增長1%，商品房價格將上漲0.286488%。該協(xié)整方程只是說明了各變量間的長期穩(wěn)定關系，不能說明相互間的關系，因此，還需進行因果關系檢驗。
（五） Granger 因果關系檢驗
進行因果檢驗是為了確定GDP和房價之間的因果關系。Granger因果檢驗的前提是變量間序列是否平穩(wěn)，由ADF檢驗可知，滿足該條件，因此可進行Granger因果關系檢驗，結果（見表2）。
由表2結果可知，當滯后期為1時，GDP的增長影響房價的上漲，而房價的上漲不是GDP增加的原因。當滯后期為2時，GDP與房價互為因果關系，房價的上漲能拉動GDP的上升，GDP的增長同時也能帶動房價的上升。這與我國目前的實際情況大致相吻合。
Granger因果關系檢驗對滯后期的選擇非常敏感，以AIC的值最小為原則確定最佳的滯后期，因此選擇滯后期2為最佳結果。
三、結論與討論
本文通過選取經(jīng)濟發(fā)展的綜合指標GDP、城鎮(zhèn)化率、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、商品房平均價格，對城市經(jīng)濟發(fā)展水平與房價的關系進行研究。GDP的增長說明了我國經(jīng)濟發(fā)展水平的提高和居民生活條件的改善，而經(jīng)濟發(fā)展水平的提高和居民生活條件的改善又會拉動房地產(chǎn)需求量的上升。同時，短時間內(nèi)由于房地產(chǎn)供給缺乏彈性，房地產(chǎn)需求的增加并不會帶動房地產(chǎn)供給的增加，結果必然導致房地產(chǎn)價格的上升。
通過SPSS19.0軟件對可選變量間進行了相關性分析，并利用EViews6.0統(tǒng)計軟件對1998―2012年間的GDP與平均房價進行了平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整性檢驗和Granger因果關系檢驗，可以得到以下結論與建議：
1.河南省的房價與GDP存在長期的均衡關系。固定資產(chǎn)投資是拉動經(jīng)濟增長的主要因素，而房地產(chǎn)又是固定資產(chǎn)投資的重要因素之一，因此，房價的升高，促進了固定資產(chǎn)投資的快速增加，從而推動了經(jīng)濟的發(fā)展。同時，經(jīng)濟的發(fā)展提高了居民生活水平，加大了對房地產(chǎn)的需求。
2.通過Granger因果關系檢驗，河南省房價和GDP之間存在著雙向因果關系，房價的升高或降低會導致GDP的增加或減少。從協(xié)整關系可以看出，在其他因素不變的條件下，當GDP上升1%時，房價就會上漲0.286488%，即隨著經(jīng)濟的發(fā)展，GDP的增加影響房價的高低。因此，經(jīng)濟的持續(xù)增加帶動了房價的上升和房地產(chǎn)市場的繁榮，反之房地產(chǎn)市場的發(fā)展帶動了經(jīng)濟的發(fā)展，促進了經(jīng)濟的增長。
3.經(jīng)濟快速發(fā)展中，研究促進房價與經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調(diào)具有重要的現(xiàn)實意義。重視房價波動的研究，分析房價波動的原因，使房價保持在合理的范圍之內(nèi)，如建立完善的房地產(chǎn)稅制，以遏制購房投機者行為的大量出現(xiàn)；房價的適度上漲能夠推動經(jīng)濟的發(fā)展，應發(fā)揮房價對經(jīng)濟發(fā)展的積極作用，使經(jīng)濟保持持續(xù)的增長；注意房價的上漲速度，防止房價上漲過快，超過經(jīng)濟發(fā)展的承受能力，導致經(jīng)濟發(fā)展受阻，進而影響房價與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。
參考文獻：
[1] 李玲，朱道林，胡克林.基于PSR模型的房地產(chǎn)調(diào)控政策對房價影響的研究――以北京市為例[J].資源科學，2012，（4）：787-793.
[2] 車欣薇，郭琨，李斌，王玨.中國金融中心城市房地產(chǎn)價格與銀行信貸的關系[J].系統(tǒng)工程理論與實踐，2011，（4）：663-671.
[3] 謝太峰，路偉.中國貨幣供應量、貸款利率、國民收入對房地產(chǎn)價格影響的實證分析[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報，2013，（5）：21-28.
[4] 李黎.金融政策對房地產(chǎn)市場影響的效應分析[D].南京：南京航空航天大學，2009.
[5] 文鳳華，張阿蘭，戴志鋒，楊曉光.房地產(chǎn)價格波動與金融脆弱性――基于中國的實證研究[J].中國管理科學，2012，（2）：1-10.
[6] 黃忠華，吳次芳，杜雪君.中國房價、利率與宏觀經(jīng)濟互動實證研究[J].中國土地科學，2008，（7）：38-44.
[7] 王杰明.房價對城市經(jīng)濟發(fā)展水平的理論影響分析[J].特區(qū)經(jīng)濟，2011，（3）：281-283.
Analysis of the Effect on Prices of Economic Development in Henan Province
WANG Bin1，WANG Wei-bin1，CHEN Ning-li2
（1.Qinyan gland resources bureau，Jiaozuo 454000，China；
2.School of Surveying and Landing Information Engineering，Henan Polytechnic University，Jiaozuo 454000，China）
第8篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
【關鍵詞】中心城市 發(fā)展水平 因子分析
與周邊城市相比，中心城市在所在地區(qū)往往具有雄厚的物質(zhì)基礎和強大的生產(chǎn)能力，擁有優(yōu)越的自然條件，交通便利，文化教育發(fā)達，科學技術力量雄厚，是信息交流中心和金融中心。鑒于獨特的優(yōu)勢，中心城市的綜合發(fā)展在有效帶動周邊地區(qū)和周邊城市的經(jīng)濟發(fā)展等方面發(fā)揮的作用可以說是無可取代的。因此，準確評判中心城市的綜合發(fā)展水平有很重要的作用。
因子分析的基本思想是根據(jù)相關性大小把原始變量分組，使得同組內(nèi)的變量之間相關性較高，不同組的變量間的相關性較低。因子分析模型是利用降維的思想，由研究原始變量相關矩陣內(nèi)部的依賴關系出發(fā)，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數(shù)幾個綜合因子的一種多變量統(tǒng)計分析方法。本文采用因子分析的方法分析比較全國各中心城市的綜合發(fā)展水平。
在參考《中國城市統(tǒng)計年鑒》的基礎上，選取能夠反映城市綜合發(fā)展水平的12個指標。其中包括8個社會經(jīng)濟指標，分別為：X1-非農(nóng)業(yè)人口數(shù)（萬人），X2-工業(yè)總產(chǎn)值（萬元）；X3-貨運總量（萬噸）；X4-批發(fā)零售住宿餐飲業(yè)從業(yè)人數(shù)（萬人）；X5-地方政府預算內(nèi)收入（萬元）；X6-城鄉(xiāng)居民年底儲蓄余額（萬元）；X7-在崗職工人數(shù)（萬人）；X8-在崗職工工資總額（萬元）。還包括4個城市公共設施水平的指標，分別為：X9-人均居住面積（平方米）；X10-每萬人擁有公共汽車數(shù)（量）；X11-人均擁有鋪裝道路面積（平方米）；X12-人均公共綠地面積（平方米）。
對原始數(shù)據(jù)進行標準化之后導入到SPSS19.0軟件并利用因子分析得到得初步結果。根據(jù)特征根大于1的原則，選入3個公共因子，其累計方差貢獻率為87.1%。對公共因子進行方差最大化正交旋轉之后，得到旋轉成份矩陣和三個因子總方差貢獻率的比重，則可以將原變量用各個因子進行表示。為了便于得出結論，將輸出的載荷矩陣中各列按載荷系數(shù)大小排列，使得在同一個公因子上具有較高載荷的變量排在一起，得到按載荷系數(shù)大小排列得到的因子載荷矩陣。
由因子載荷矩陣可知，公共因子F1在城鄉(xiāng)居民年底儲蓄余額、在崗職工工資總額、在崗職工人數(shù)、地方政府預算內(nèi)收入、非農(nóng)業(yè)人口數(shù)、貨運總量、工業(yè)總產(chǎn)值、批發(fā)零售住宿餐飲業(yè)從業(yè)人數(shù)這八項上的載荷值都比較大。所以說， F1是一個反映城市規(guī)模和經(jīng)濟發(fā)展水平的公共因子。一個城市在這個因子上的得分越高，城市規(guī)模就越大，經(jīng)濟發(fā)展水平越高。在城市經(jīng)濟規(guī)模因子F1上得分最高的五個城市是上海、北京、廣州、天津和重慶，且上海和北京的得分遠遠高于其他城市。這說明，在城市規(guī)模和經(jīng)濟規(guī)模上，上海和北京是我國最大的城市，其規(guī)模遠遠大于其他城市。西寧、銀川和海口的城市規(guī)模較小，經(jīng)濟發(fā)展較慢。公共因子F2在人均擁有鋪裝道路面積、每萬人擁有公共汽車數(shù)、人均公共綠地面積上的載荷較大，因此F2是反映城市基礎設施水平的公共因子，在該因子上的得分就是反映城市的基礎設施水平。深圳、廣州和南京在F2上的得分最高，重慶和武漢得分則較低，這說明深圳、廣州和南京三個城市的基礎設施較好，而重慶和武漢在這方面還要花大力氣改善。公共因子F3在人均居住面積上有較大的載荷，說明F3僅僅反映城市居民居住條件。在F3上得分較高的城市主要是上海、重慶和深圳，說明這幾個城市的居民在居住條件上比其他城市的居民好，北京和哈爾濱還有待改善。
以各因子的方差貢獻率占三個因子總方差貢獻率的比重作為權重進行加權匯總，得到各城市的綜合得分。綜合得分前五名的城市是上海、北京、深圳、廣州和天津，綜合得分最低的是西寧、銀川、蘭州、呼和浩特和海口。再結合各因子得分，北京在城市規(guī)模和經(jīng)濟發(fā)展及基礎設施上均是位于前列的，但在人均居住面積上得分較低。上海在城市規(guī)模和經(jīng)濟發(fā)展水平及人均居住面積上得分較高，但基礎設施的得分并不理想。而且，可以發(fā)現(xiàn)，綜合得分較低的城市在經(jīng)濟發(fā)展水平上的得分也普遍較低，可見這些城市要想得到綜合發(fā)展，首要的還是發(fā)展經(jīng)濟，這樣才能提高基礎設施水平和改善居民居住條件。
利用以上的信息各城市明確所處位置的同時可以詳細制定趕超目標，更有針對性地在某個方面加快發(fā)展。例如，對于在城市規(guī)模和經(jīng)濟發(fā)展上表現(xiàn)搶眼的城市，如上海和北京，應該利用這一優(yōu)勢，加快其他方面的發(fā)展。如北京可以在改善居民居住環(huán)境上下功夫，建立較為完善的公共住房制度，大力推行廉租住房、經(jīng)濟適用住房、限價商品房建設，切實保障中低收入家庭的基本住房需求。對外來務工人員的居住環(huán)境也應加強關注。上海則應加強基礎設施建設，科學編制城市區(qū)域規(guī)劃，進一步完善城市功能，提高城市的承載能力，使基礎設施的發(fā)展和目前城市經(jīng)濟巨大發(fā)展和居民居住條件遙遙領先的良好態(tài)勢同步。而那些城市和經(jīng)濟規(guī)模比較靠后的城市，要注重把握宏觀經(jīng)濟形勢，加強戰(zhàn)略思維，及時跟蹤和認真研究宏觀經(jīng)濟形勢的變化發(fā)展以及變化帶來的新情況、新要求，做到審時度勢、科學應對。總之，各個中心城市都必須在各自比較弱勢的方面加強改進工作，這樣才能均衡發(fā)展、全面發(fā)展，從而達到提高綜合發(fā)展水平的目的。
參考文獻：
[1]范曉莉.基于因子分析的天津濱海新區(qū)與海西經(jīng)濟區(qū)區(qū)域競爭力比較研究, 經(jīng)濟研究,2011,01.
第9篇：城市經(jīng)濟發(fā)展水平范文
[關鍵詞]人力資本積累；城市經(jīng)濟增長；城市產(chǎn)業(yè)演進
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2017.02.025
全球經(jīng)濟一體化對各個國家的經(jīng)濟發(fā)展起到了促進作用，這種背景下打破了城市的發(fā)展局限，使得一些具備優(yōu)勢的城市經(jīng)濟發(fā)展速度遠遠超過其他城市的經(jīng)濟發(fā)展速度。然而，城市經(jīng)濟發(fā)展水平差異的擴大化會給一國的經(jīng)濟狀態(tài)、社會穩(wěn)定造成嚴重影響，這種城市間的經(jīng)濟距離差異會影響資源合理配置，有礙國家的整體經(jīng)濟運行，是需要注意的。
1 基于人力資本的經(jīng)濟增長理論綜述
1.1 古典經(jīng)濟增長理論綜述
人力資本主要本質(zhì)就是將人作為資本，視其為經(jīng)濟活動中起決定性作用的因素。在經(jīng)濟學史上第一個將人看作資本，并積極將人的價值使用經(jīng)濟算法計算的經(jīng)濟學家是威廉?佩蒂，他指出了人在國家經(jīng)濟發(fā)展中會產(chǎn)生重要的影響作用，提出“土地為財富之母，而勞動為財富之父和能動的要素”觀點，這種觀點表明威廉認為人是財富創(chuàng)造者，是一切經(jīng)濟活動產(chǎn)生的重要因素。
“人力資本”這個概念是由蘇格蘭經(jīng)濟學家亞當?斯密提出，亞當?斯密是經(jīng)濟學領域中的代表人物，他對人力資本進行了概括，并且闡述了人力資本為資本的理由。Y本是人們用于發(fā)展經(jīng)濟的基礎，資本的投入是獲取經(jīng)濟效益的重要途徑，而人的各種能力和技術都可以將生產(chǎn)活動進行創(chuàng)新或者提高生產(chǎn)效率，因此人們在受到教育獲得各種生產(chǎn)技能后再將技能投入到生產(chǎn)中就會促進經(jīng)濟的增加，因此人力資本的概念受到了廣泛的認同。[1]
1.2 現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論綜述
現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論分為新古典經(jīng)濟增長理論和新增長理論。其中新古典經(jīng)濟增長理論創(chuàng)立人是索羅（Solow，1956）和斯旺（Swan，1956），索羅利用函數(shù)分析方法構建了以技術變量為基礎的函數(shù)關系，認為在技術發(fā)生變化，不斷變強的基礎上，即使其他資本因素沒有變化，也會提高經(jīng)濟邊際收益。事實上，在資本主義市場經(jīng)濟發(fā)展過程中，這種模型已經(jīng)被證實了，技術在城市經(jīng)濟發(fā)展中確實占據(jù)重要位置。
新增長理論是20世紀80年代中期西方宏觀經(jīng)濟理論分支中的內(nèi)容，人們通過數(shù)學方法建立了模型，將人力資本因素作為基礎核心內(nèi)容，來重新構建出基于人力資本的經(jīng)濟增長理論。盧卡斯和羅默爾作為最具代表性的經(jīng)濟學者，提出了在模型中以資本的積累來反映時代下的技術進步狀態(tài)和知識水平的增長程度。[2]
1.3 國內(nèi)經(jīng)濟增長理論綜述
我國的經(jīng)濟增長理論多是從人力資本本身的角度進行研究，大多有關經(jīng)濟增長的理論都是從科技人力資本、政府人力資本、人力資本產(chǎn)權等方面進行分析，或者是利用人力資本解釋一些經(jīng)濟現(xiàn)象，對于人力資本與城市經(jīng)濟增長關系的研究涉獵并不多。當前我國有關人力資本的研究理論非常廣泛，但是用來分析人力資本影響城市經(jīng)濟增長的研究理論還比較缺乏，這是我國經(jīng)濟學者未來需要加強研究的一個重要方面。
2 人力資本積累作用于城市經(jīng)濟增長的機理
2.1 人力資本積累與城市經(jīng)濟增長
城市經(jīng)濟的發(fā)展意味著城市的總體經(jīng)濟實力有大幅度的提高，是區(qū)別于一般經(jīng)濟增長的，經(jīng)濟實力的提升代表著城市的經(jīng)濟地位在全國的經(jīng)濟地位中會有所變動，因此研究城市經(jīng)濟增長是十分必要的。而城市經(jīng)濟增長或慢或快，都會受到各種因素的影響，其中人力資本積累的作用因素十分重要。自從進入21世紀，知識經(jīng)濟的影響力越來越強，這使得現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展中物質(zhì)資本的主導地位已經(jīng)被削弱，而以人為主導的知識經(jīng)濟占據(jù)了發(fā)展的前沿，人力資本成為了影響經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。所以，在城市發(fā)展過程中，物質(zhì)資本的影響力已經(jīng)遠不如人力資本的影響力，城市要想達到擴大經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟效益的目標也需要以發(fā)展城市人力資本集聚為重要步驟。
城市人力資本的積累需要經(jīng)歷積累過程，在逐漸積累的過程中城市人力資本與城市的經(jīng)濟增長是相互作用的。通常，在城市之中如果具有高度積累的人力資本，那么在一定程度上就會促進這座城市的經(jīng)濟增長水平，提高城市的總體經(jīng)濟實力。反之，在發(fā)展城市經(jīng)濟的過程中也會為人力資本的積累創(chuàng)造條件。而隨著城市經(jīng)濟發(fā)展到更高的階段，人力資本積累產(chǎn)生的影響是超乎人們想象的，對城市經(jīng)濟增長會起到重大的影響作用。[3]
2.2 人力資本積累與城市產(chǎn)業(yè)演進
城市經(jīng)濟增長的一個表現(xiàn)方面是產(chǎn)業(yè)的結構調(diào)整和演進，作為城市經(jīng)濟活動要素流動的表現(xiàn)形式，城市產(chǎn)業(yè)的演進也與人力資本積累有非常大的聯(lián)系。城市產(chǎn)業(yè)結構的升級是經(jīng)濟發(fā)展進步的表現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和優(yōu)化代表了城市人力資本積累到了一定程度，能夠發(fā)揮出對城市經(jīng)濟增長的促進作用。
2.2.1 人力資本配置對城市產(chǎn)業(yè)結構變化的影響
城市產(chǎn)業(yè)結構變化需要依靠科技和人才的作用，因此可以說人力資本的配置是影響城市產(chǎn)業(yè)結構變化的重要因素。產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和優(yōu)化必須依靠科學、合理的規(guī)劃，需要先進生產(chǎn)技術的支持。科學技術是第一生產(chǎn)力，而人才是支配科學技術的主導者，因此人力資本在產(chǎn)業(yè)結構變化中起著決定性的作用。在生產(chǎn)活動中，產(chǎn)業(yè)所需要的生產(chǎn)技術都是依靠專業(yè)技術人員研發(fā)出來的，當技術投入產(chǎn)業(yè)之中，具體的操作和維護流程也是人力資本的另一種表現(xiàn)形式，最后利用技術生產(chǎn)商品，將商品投入到流通環(huán)節(jié)依然離不開人力資本的配置作用。這些，都說明了未來的城市產(chǎn)業(yè)結構變化中人力資本占據(jù)著重要的支配位置，要想促進城市經(jīng)濟的增長，就必須實現(xiàn)城市人力資本科學配置。只有處于合適的位置，人力資本發(fā)揮的作用才會更加全面具體，也會擴大對城市經(jīng)濟結構調(diào)整的影響。
2.2.2 人力資本積累對城市產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整發(fā)揮的作用機制
首先，從人力資本配置對城市產(chǎn)業(yè)結構變化發(fā)揮的作用上來看，人力資本積累能夠發(fā)揮引領機制的作用。我國城市化發(fā)展過程中，注重從全方面提升城市的整體實力，這就為實現(xiàn)人力資本積累提供了條件，城市政府在教育、基礎設施等方面的投入也為人力資本形成提供了基礎條件，這樣在人力資本積累厚度達到一定程度后就會對城市產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和優(yōu)化發(fā)揮起到促進作用。并且，隨著城市經(jīng)濟的增長，由人力資本帶來的作用會表現(xiàn)得更加明顯，促進城市經(jīng)濟類型的多樣化，實現(xiàn)城市的繁榮與發(fā)展。人力資本積累在城市原有的產(chǎn)業(yè)結構中發(fā)揮了積極作用，同樣也促進了城市新興產(chǎn)業(yè)的出現(xiàn)，這是人力資本積累的一大創(chuàng)新機制。新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展必然離不開創(chuàng)意和技術的支持，而人力資本中的高科技人才就是支撐起新興產(chǎn)業(yè)的載體。新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的最大不同就是新興產(chǎn)業(yè)依托科學技術和知識性人才，這兩者都可以通過人力資本積累的過程獲得，因此促進城市新興經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是人力資本積累引領機制的重要表現(xiàn)。
其次，人力資本積累可以促進生產(chǎn)活動獲得更大的邊際收益，這個過程中顯示了人力資本積累的支撐機制作用。城市產(chǎn)業(yè)結構的升級是資源的重新配置的過程，這個階段需要不斷地改進資源新增量和合理配置資源存量，而人力資本的具體活動會對資源造成影響，高水平的人力資本能夠促進產(chǎn)業(yè)結構更加合理地調(diào)整和優(yōu)化。
3 結 論
我國城市之間的經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異，而從人力資本積累角度分析其對城市經(jīng)濟增長的影響作用能夠為城市經(jīng)濟增長提供理論依據(jù)。當前我國經(jīng)濟學研究領域中還需要加強基于人力資本積累的城市經(jīng)濟增長問題的研究，以此來提高我國城市經(jīng)濟發(fā)展水平，促進地區(qū)的平衡發(fā)展。
參考文獻：
[1]陳工，陳偉明，陳習定.收入不平等、人力資本積累和經(jīng)濟增長――來自中國的證據(jù)[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2011（2）：12-17.
