謝磊　袁華斌+李景?！〉?/p>

摘要采用傳統(tǒng)統(tǒng)計學(xué)和空間自相關(guān)分析方法對2001—2011年洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)縣域經(jīng)濟差異時空特征進行了分析.結(jié)果表明經(jīng)濟區(qū)絕對差異呈持續(xù)擴大，相對差異呈波動式縮?。凰牡厥虚g差異和岳陽、常德內(nèi)部差異是經(jīng)濟區(qū)差異的主要貢獻者.高水平縣域為地市市區(qū)及周圍縣域，經(jīng)濟發(fā)展水平向東高西低、南高北低轉(zhuǎn)變；縣域經(jīng)濟空間相關(guān)性不顯著，呈“四核”空間結(jié)構(gòu).

關(guān)鍵詞洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)；縣域經(jīng)濟差異；空間自相關(guān)；動力因子

中圖分類號K902；F129.9文獻標識碼A文章編號1000-2537（2014）02-0007-05

因為區(qū)域資源稟賦、資源配置能力、區(qū)位條件、外部環(huán)境的迥異[1]，區(qū)域經(jīng)濟在發(fā)展過程中必然會出現(xiàn)差異.現(xiàn)階段國內(nèi)學(xué)術(shù)界對區(qū)域經(jīng)濟差異的研究主要體現(xiàn)在：（1）研究區(qū)域從沿海與內(nèi)陸（東中西）差異[2]轉(zhuǎn)向各省份省內(nèi)差異[3-5]、經(jīng)濟區(qū)和城市群差異[6-7]；（2）研究方法以傳統(tǒng)統(tǒng)計學(xué)方法為主[2-3]到結(jié)合GIS的ESDA（探索性空間數(shù)據(jù)分析方法）空間統(tǒng)計方法成為主要方向[4-7]；（3）研究尺度從宏觀的省（市、自治區(qū)）為單位[2]轉(zhuǎn)向微觀的縣域為單位[3-7]；（4）研究指標為單一指標[2-3]和綜合多指標測度[4-8]共同使用.近年來省際邊緣區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展及其差異開始受到政府和學(xué)術(shù)界的重視，成為經(jīng)濟地理學(xué)研究的新領(lǐng)域[9].從目前的成果來看，研究對象主要集中在東部省際邊緣區(qū)，對中西部相關(guān)研究較少；研究內(nèi)容更多關(guān)注區(qū)域經(jīng)濟差異時空演變，影響因素的定量分析較缺乏.洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)是我國重要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)基地，探討其縣域經(jīng)濟差異時空演變規(guī)律和動力因子，對制定科學(xué)的區(qū)域發(fā)展規(guī)劃、構(gòu)建長江黃金水道發(fā)展軸線和促進中部崛起具有重要意義.

1研究區(qū)域概況、數(shù)據(jù)來源和研究方法

1.1研究區(qū)域概況和數(shù)據(jù)來源

洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)以洞庭湖為核心，所在自然地理區(qū)域為載體，由洞庭湖平原自然生態(tài)系統(tǒng)和周邊地區(qū)復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)型經(jīng)濟社會系統(tǒng)組成的相互影響、相互聯(lián)系的生態(tài)經(jīng)濟區(qū).經(jīng)濟區(qū)由湖南省岳陽、常德、益陽3市，長沙市望城區(qū)，湖北省荊州市組成，共33個縣（區(qū)），規(guī)劃總面積6.05萬平方公里.2011年經(jīng)濟區(qū)生產(chǎn)總值5 964.9億元，常住人口2 279.06萬人.由于人均GDP可以很好地反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平而被廣泛用于區(qū)域經(jīng)濟差異的研究中，因此選用其作為測度指標.本文將各市轄區(qū)合并為地市市區(qū)，最終研究縣域28個.基礎(chǔ)數(shù)據(jù)源于2002—2012年《湖南統(tǒng)計年鑒》、《湖北統(tǒng)計年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)來自各地市統(tǒng)計公報.

1.2研究方法

1.2.1標準差和極差、變差系數(shù)和泰爾系數(shù)區(qū)域經(jīng)濟差異可以分為絕對差異和相對差異，絕對差異用標準差（S）、極差（R）衡量，相對差異用變差系數(shù)（CV）、泰爾系數(shù)（T）測度.變差系數(shù)是用來表示一組數(shù)據(jù)標準差與其平均數(shù)大小的相對量，泰爾系數(shù)可將區(qū)域經(jīng)濟總體差異分解成子區(qū)域區(qū)際差異和區(qū)內(nèi)差異并能計算各自對區(qū)域總體差異的影響程度（公式見參考文獻[2]）.

1.2.2空間自相關(guān)空間自相關(guān)是指某要素屬性值在不同空間位置上的相關(guān)性，是檢查某區(qū)域要素屬性值與相鄰區(qū)域是否存在顯著的關(guān)聯(lián).空間自相關(guān)一般有全域和局域兩種指數(shù)，全域指數(shù)用于判斷屬性值在整個研究區(qū)域的聚集特性，不能準確指出聚集子區(qū)域；局域指數(shù)用來反映研究區(qū)域中子區(qū)域與相鄰子區(qū)域在屬性值上的相關(guān)程度，能確定聚集子區(qū)域的具體位置.空間自相關(guān)計算方法有Morans I、Geary C、Getis-Ord G等，常用Morans I[6].

2縣域經(jīng)濟差異時間演變特征

2.1絕對差異持續(xù)擴大，相對差異呈現(xiàn)同步波動式縮小

圖1顯示，絕對差異呈逐年擴大趨勢：標準差由3 771.83上升到14 272.61，年均增長14.23%；極差由20 004.04變化為53 988.88，擴大2.70倍.以2006年為界可分為兩個階段：2001—2006年為緩慢增長階段，兩者年均增長速度分別為10.45%和8.95%；2006—2011年為加速增長階段，兩者速度達到18.14%和11.95%.相對差異呈同步波動縮小趨勢，根據(jù)變化情況可分為兩個階段：2001—2008年為波動式擴大階段，兩者均上升至最高點，分別達到0.678和0.084 9；2008—2011年為持續(xù)下降階段，兩者分別下降17.17%和18.37%.

2.2四地市內(nèi)部和地市間縣域經(jīng)濟差異變化各異

根據(jù)泰爾系數(shù)空間分解特性，可將整體差異分解為荊州、岳陽、常德、益陽4地市內(nèi)部差異和地市間差異地市間的差異在研究時段內(nèi)由0.008 3升至0.027 8，對整體差異的貢獻率由11.61%擴大至40.10%；

荊州和常德內(nèi)部差異呈波動式擴大，兩者分別由0.005 7和0.011 8增加至0.007 7和0.015 2，貢獻率分別由8.04%和16.59%升至11.08%和21.99%；相反岳陽和益陽內(nèi)部差異明顯縮小，岳陽對整體差異的貢獻由比重過半降至22.78%，益陽在2002年達到最大值后減至4.05%.由此可知：地市間差異和岳陽、常德內(nèi)部差異“三足鼎立”，是經(jīng)濟區(qū)整體差異的主要貢獻者.

3縣域經(jīng)濟差異空間演變特征

根據(jù)世界銀行按人均GDP均值的150%、100%、50%劃分區(qū)域經(jīng)濟類別的標準，以2001、2006、2011年經(jīng)濟區(qū)各縣域人均GDP為基礎(chǔ)，可將縣域劃分為發(fā)達、次發(fā)達、欠發(fā)達、落后4種類型，并繪制圖2.計算Morans I，Global Morans I結(jié)果見表2，根據(jù)Local Morans I結(jié)果所有縣域可分為HH型（high-high）、HL型（high-low）、LH型（low-high）、LL型（low-low），用ArcGIS.

3.1高水平縣域為地市市區(qū)及周圍縣域，經(jīng)濟發(fā)展水平由相對均衡向東高西低、南高北低轉(zhuǎn)變

據(jù)圖2可知：2001年發(fā)達縣域為常德市區(qū)、岳陽市區(qū)，次發(fā)達縣域為益陽市區(qū)、荊州市區(qū)、望城、桃源、石首；2006年發(fā)達縣域增加望城，而次發(fā)達縣域除益陽、荊州兩市市區(qū)，還有華容、湘陰、臨澧、津市；2011年發(fā)達縣域不變，次發(fā)達縣域除益陽、荊州兩市市區(qū)，還包括華容、湘陰、汨羅、臨湘、津市.除2001年的石首外，均為地市市區(qū)及周圍縣域.另一方面高水平縣域2001年隨機分布于各地市，常德、荊州數(shù)量均為2，岳陽、益陽為1（長沙除外）；2006年岳陽、常德數(shù)量各為3，益陽、荊州為1；2011年岳陽升至5，常德降為2，益陽、荊州不變.同期落后縣域數(shù)量不變，但由2001年益陽所轄安化和桃江變?yōu)?011年荊州所轄江陵和監(jiān)利.所以經(jīng)濟區(qū)縣域經(jīng)濟發(fā)展水平由相對均衡分布向東高西低、南高北低轉(zhuǎn)變.

3.2縣域經(jīng)濟空間相關(guān)性不顯著，呈“四核”空間結(jié)構(gòu)

如表2所示，研究時段內(nèi)Global Morans I均為負數(shù)且接近于0，說明縣域經(jīng)濟發(fā)展水平呈隨機分布，空間相關(guān)性不顯著，且Z（I）全部在（-1.96，1.96）之內(nèi)，P值均大于0.05，也從側(cè)面說明如此；其值上升表明經(jīng)濟發(fā)展水平相同的縣域具有集聚的趨勢，但未形成核心增長極.圖3顯示：（1）HH縣域.2001年包括桃源、望城，2006年長沙、岳陽市區(qū)、常德經(jīng)濟輻射作用顯現(xiàn)，增加華容、湘陰、津市；2011年長沙、岳陽市區(qū)輻射作用增強，益陽市區(qū)、汨羅、臨湘成為HH型縣域，數(shù)量增至6.（2）HL縣域.此類縣域基本為地市市區(qū)：2001年為4個市區(qū)和石首，2006年為4個市區(qū)，2011年降為3個.（3）LH縣域.該類縣域主要分布在HH和HL型縣域周邊，又被稱為“邊緣縣域”.數(shù)量由12減至9，集中于常德、岳陽市區(qū)周圍.（4）LL縣域.數(shù)量變化不大，但由分散走向集中：2001年由石門、澧縣、松滋、公安、江陵和南縣、沅江、汨羅、平江組成兩個聚集區(qū)；2011年平江、臨澧變?yōu)長H型縣域，安鄉(xiāng)成為LL型縣域，在經(jīng)濟區(qū)西北部形成大片LL關(guān)聯(lián)區(qū).綜上所述，經(jīng)濟區(qū)呈現(xiàn)出以地市市區(qū)及周邊高水平縣域為代表的HH、HL型縣域為核心，以LH、LL縣域為邊緣的“四核”空間結(jié)構(gòu).

4動力因子

有的學(xué)者認為動力機制包括推動事物發(fā)生的動力因子和推動事物發(fā)展的作用機制，其中動力因子是理解作用機制的前提條件和基礎(chǔ)，這為動力機制的研究提供了很好的切入點[10].本文據(jù)此進行分析.經(jīng)濟區(qū)過高的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟比重、未完成的工業(yè)化任務(wù)、龐大的農(nóng)村剩余勞動力、較低的外向型經(jīng)濟聯(lián)系是經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)在屬性.因此以2001—2011年各縣域的人均GDP相對發(fā)展率（Y）為因變量，選用人口年均增長率（X1）、全員勞動生產(chǎn)率相對發(fā)展率（X2）和人均規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值相對發(fā)展率（X3）、人均社會商品零售總額相對發(fā)展率（X4）、人均全社會固定資產(chǎn)投資總額相對發(fā)展率（X5）為自變量，分別表示人口、工業(yè)化、市場和行政4種動力，使用SPSS軟件進行多元線性回歸分析（見表3），模型為Y=-0.147X1+0.621X2+0.292X3+0.308X4+0.195X5.可決系數(shù)R2=0.975，調(diào)整后的可決系數(shù)R2=0.969，統(tǒng)計量F=169.956大于F0.05（5，22）=266，表示模型總體上擬合較好；統(tǒng)計量t的絕對值均大于t0.025（22）=2.074，且雙尾顯著性概率Sig.皆小于005，表明標準化回歸系數(shù)是顯著的.2001—2011年人均GDP的相對發(fā)展率與工業(yè)化、市場、行政動力之間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)（Pearson Correlation）分別為0.963和0.850、0.837、0.768，說明以上3種動力對經(jīng)濟區(qū)經(jīng)濟差異的擴大起促進作用；與人口動力存在著較低程度負相關(guān)，反映出人口增長在一定程度上對經(jīng)濟差異擴大起延緩作用.

.000

4.1工業(yè)化動力

因子影響系數(shù)為0.621和0.292，居第一、三位，說明工業(yè)化是經(jīng)濟區(qū)差異形成主要推動力.2001年荊州、岳陽、常德、益陽、望城工業(yè)化率為35.44%、35.33%、32.16%、23.32%、32.77%，處于工業(yè)化初期階段；2011年除荊州外分別上升至51.65%、42.47%、42.19%、59.04%，進入工業(yè)化中期階段.主要是因為湖南部分經(jīng)濟區(qū)改革開放后一直是重點發(fā)展區(qū)域，享有經(jīng)濟發(fā)展的優(yōu)先權(quán)，而湖北省的重點發(fā)展區(qū)域一直位于以武漢為中心、以黃石、宜昌、襄陽為頂點的“金三角”地區(qū)，荊州獲得的發(fā)展機會相對較小.

4.2市場動力

市場動力指區(qū)域市場經(jīng)濟的發(fā)育和活躍程度，可以通過商品購買和銷售狀況進行觀察[11].其影響系數(shù)達到0.308，為第二大因子.2001—2011年人均社會商品零售總額荊州、岳陽、常德、望城、益陽之比由1.73∶1.60∶1.27∶1.14∶1轉(zhuǎn)變?yōu)?.18∶1.54∶1.36∶4.92∶1；同時各地區(qū)社會商品零售總額占經(jīng)濟區(qū)的比重2001年為33.86%、26.06%、23.53%、2.52%、14.03%，2011年為25.24%、27.11%、25.09%、8.35%、14.20%.由此可看出岳陽、常德、望城的市場發(fā)育和活躍程度要明顯優(yōu)于荊州和益陽.

4.3行政動力

行政動力即為政府的經(jīng)濟政策和發(fā)展戰(zhàn)略，直接體現(xiàn)是國家、省級政府的直接投入，反映了決策者對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的意圖或目標，即區(qū)域發(fā)展采取平衡還是不平衡的方式[11].改革開放以來湖南先后實施“長株潭經(jīng)濟區(qū)”、“五區(qū)一廊”、“一點一線”、“一帶兩廊”等經(jīng)濟戰(zhàn)略使岳陽、常德兩市獲得大量投資，而益陽長期處于投資邊緣帶，3市經(jīng)濟差異不斷擴大；湖北實施了“一點四面”、“重點建設(shè)以武漢為中心，以黃石、宜昌、襄陽為頂點的金三角地區(qū)”、“兩圈一帶”的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，投資重心在武漢，荊州未能獲得足夠投資導(dǎo)致與其余3市經(jīng)濟差異拉大.

4.4人口動力

區(qū)域豐富的人口可為經(jīng)濟發(fā)展提供充足的勞動力和高素質(zhì)的人力資源，但人口過多則會消耗更多資源、給生態(tài)環(huán)境帶來壓力，抵消經(jīng)濟發(fā)展成果，最終不利于實現(xiàn)人口、資源環(huán)境與經(jīng)濟的可持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展[12].2001年經(jīng)濟區(qū)人均GDP為6 153元，同期湖南和湖北兩省為6 054元和7 813元，相當(dāng)于兩省的102%和79%；2011年經(jīng)濟區(qū)為26 080元，兩省是29 880和34 197元，為87%和76%.原因除兩省經(jīng)濟發(fā)展較快外，主要是人口增長過快，抵消了經(jīng)濟發(fā)展成果，使得各縣域經(jīng)濟差異縮小.

5 結(jié)論

本文采用多種方法對2001—2011年洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)縣域經(jīng)濟差異時空特征和動力因子進行了分析.主要結(jié)論如下：

（1）經(jīng)濟區(qū)絕對差異持續(xù)擴大，相對差異呈波動變化：先擴大后縮小.依泰爾系數(shù)分解特性可知四地市間差異顯著上升，四地市間和岳陽、常德內(nèi)部差異是經(jīng)濟區(qū)差異主要貢獻者.

（2）空間上高水平縣域為地市市區(qū)及周圍縣域，縣域經(jīng)濟發(fā)展水平由相對均衡分布向東高西低、南高北低轉(zhuǎn)變.Global Morans I指數(shù)呈上升趨勢，但所有值均小于0說明縣域經(jīng)濟空間相關(guān)性不顯著，呈現(xiàn)出以地市市區(qū)及周邊高水平縣域為代表的HH、HL型縣域為核心，以LH、LL縣域為邊緣的“四核”空間結(jié)構(gòu).

（3）根據(jù)多元線性回歸分析結(jié)果可知，工業(yè)化、市場、行政動力對經(jīng)濟區(qū)差異擴大起促進作用，其作用程度分居第一、二、三位，而人口動力對經(jīng)濟區(qū)差異擴大起延緩作用.

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（編輯王?。?

區(qū)域豐富的人口可為經(jīng)濟發(fā)展提供充足的勞動力和高素質(zhì)的人力資源，但人口過多則會消耗更多資源、給生態(tài)環(huán)境帶來壓力，抵消經(jīng)濟發(fā)展成果，最終不利于實現(xiàn)人口、資源環(huán)境與經(jīng)濟的可持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展[12].2001年經(jīng)濟區(qū)人均GDP為6 153元，同期湖南和湖北兩省為6 054元和7 813元，相當(dāng)于兩省的102%和79%；2011年經(jīng)濟區(qū)為26 080元，兩省是29 880和34 197元，為87%和76%.原因除兩省經(jīng)濟發(fā)展較快外，主要是人口增長過快，抵消了經(jīng)濟發(fā)展成果，使得各縣域經(jīng)濟差異縮小.

5 結(jié)論

本文采用多種方法對2001—2011年洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)縣域經(jīng)濟差異時空特征和動力因子進行了分析.主要結(jié)論如下：

（1）經(jīng)濟區(qū)絕對差異持續(xù)擴大，相對差異呈波動變化：先擴大后縮小.依泰爾系數(shù)分解特性可知四地市間差異顯著上升，四地市間和岳陽、常德內(nèi)部差異是經(jīng)濟區(qū)差異主要貢獻者.

（2）空間上高水平縣域為地市市區(qū)及周圍縣域，縣域經(jīng)濟發(fā)展水平由相對均衡分布向東高西低、南高北低轉(zhuǎn)變.Global Morans I指數(shù)呈上升趨勢，但所有值均小于0說明縣域經(jīng)濟空間相關(guān)性不顯著，呈現(xiàn)出以地市市區(qū)及周邊高水平縣域為代表的HH、HL型縣域為核心，以LH、LL縣域為邊緣的“四核”空間結(jié)構(gòu).

（3）根據(jù)多元線性回歸分析結(jié)果可知，工業(yè)化、市場、行政動力對經(jīng)濟區(qū)差異擴大起促進作用，其作用程度分居第一、二、三位，而人口動力對經(jīng)濟區(qū)差異擴大起延緩作用.

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（編輯王?。?

區(qū)域豐富的人口可為經(jīng)濟發(fā)展提供充足的勞動力和高素質(zhì)的人力資源，但人口過多則會消耗更多資源、給生態(tài)環(huán)境帶來壓力，抵消經(jīng)濟發(fā)展成果，最終不利于實現(xiàn)人口、資源環(huán)境與經(jīng)濟的可持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展[12].2001年經(jīng)濟區(qū)人均GDP為6 153元，同期湖南和湖北兩省為6 054元和7 813元，相當(dāng)于兩省的102%和79%；2011年經(jīng)濟區(qū)為26 080元，兩省是29 880和34 197元，為87%和76%.原因除兩省經(jīng)濟發(fā)展較快外，主要是人口增長過快，抵消了經(jīng)濟發(fā)展成果，使得各縣域經(jīng)濟差異縮小.

5 結(jié)論

本文采用多種方法對2001—2011年洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)縣域經(jīng)濟差異時空特征和動力因子進行了分析.主要結(jié)論如下：

（1）經(jīng)濟區(qū)絕對差異持續(xù)擴大，相對差異呈波動變化：先擴大后縮小.依泰爾系數(shù)分解特性可知四地市間差異顯著上升，四地市間和岳陽、常德內(nèi)部差異是經(jīng)濟區(qū)差異主要貢獻者.

（2）空間上高水平縣域為地市市區(qū)及周圍縣域，縣域經(jīng)濟發(fā)展水平由相對均衡分布向東高西低、南高北低轉(zhuǎn)變.Global Morans I指數(shù)呈上升趨勢，但所有值均小于0說明縣域經(jīng)濟空間相關(guān)性不顯著，呈現(xiàn)出以地市市區(qū)及周邊高水平縣域為代表的HH、HL型縣域為核心，以LH、LL縣域為邊緣的“四核”空間結(jié)構(gòu).

（3）根據(jù)多元線性回歸分析結(jié)果可知，工業(yè)化、市場、行政動力對經(jīng)濟區(qū)差異擴大起促進作用，其作用程度分居第一、二、三位，而人口動力對經(jīng)濟區(qū)差異擴大起延緩作用.

參考文獻：

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（編輯王健）