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開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，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篇經濟發展水平差異，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關鍵詞：旅游業 區域差異 協調發展
一、江蘇省旅游業發展現狀及存在問題
(一)江蘇省旅游業發展現狀
近年來，江蘇省旅游業的發展可謂突飛猛進，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，全省旅游生產總值已經占到生產總值的4.9％。2007年，全省各類旅游景區接待游客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達到了68個。旅游度假區經營管理取得新進展，2007年全省7個國家級、省級旅游度假區共接待游客2137.5萬人次，同比增長7.2％：實現營業收入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％：旅客周轉量1596.06億人，公里，比上年增長16.8％。
(二)江蘇省旅游業發展存在的主要問題
據2007年江蘇省旅游業年度報告提供的統計數據，國內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。從以上兩組數據的對比不難發現，在江蘇省旅游快速發展的背后，存在著巨大的區域發展不平衡性。研究和協調這種旅游區域發展的不平衡性顯然具有很強的現實意義。
(一)江蘇省旅游經濟發展水平差異定量研究
區域旅游經濟的測度必須基于一定的指標，而且所選取的指標必須能反映各個區域旅游經濟的整體狀況，從經濟角度研究旅游，可選取的指標主要有旅游外匯收入、國內旅游收入及旅游總收入等。指標的選取要保證數據的可獲取性與區域間的可比性。由于各地級市旅游外匯收入和旅游總收入的基礎數據較難獲取，本文選取各地級市的國內旅游收入來表征各市旅游經濟發展的總體水平。區域差異有絕對差異與相對差異兩種。絕對差異表示經濟總量方面的差異，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，本文采用標準差(St)與變異系數(Vt)分別測算區域旅游經濟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個城市的國內旅游收入，N為省內地級市個數，Yt為各地級市平均國內收入。
本文研究的目的在于求得市際差異。為了便于區域之間對比，平均國內旅游收入通過計算各地級市國內旅游收入之和，然后平均而得。1998―2007年江蘇省各地級市旅游經濟差異總體變化水平計算結果見下表和圖。
上表與圖顯示：1998―2007年，各地級市旅游經濟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，基本呈現出逐年增長之態勢，之后的2003―2007年5年中，相對差異穩中有升，但基本處于一個相對平穩的狀態。由此可見，近10年來，不管是絕對差異還是相對差異，江蘇省旅游經濟發展水平區域差異都存在擴大之勢。如何縮短日益擴大的區域差異，做到區域之間協調發展便成了一個亟待解決的問題。
三、區域旅游協調發展對策
(一)加強區域之間的旅游協作
要縮短江蘇省各區域之間的旅游發展差異，加強區域之間的協作是很重要的一條途徑。區域協作是指江蘇省內不同地區之間的旅游經濟主體按照一定的章程、協議或合同，將各類資源在地區之間重新配置、組合，以期獲得最大的經濟效益、社會效益以及生態效益的旅游經濟活動。區域協作的內容主要包括：區域旅游發展戰略的共同制定、旅游資源的重組和共享、旅游產品的更新與提升，區域旅游功能的分工、客源市場的共同開拓與互換、聯合促銷，旅游企業之間的優化組合以及區域旅游形象的構建組合等。
(二)揮蘇南的輻射作用，帶動蘇中、蘇北的旅游發展
從上文的分析結果看到，旅游經濟發展水平位于全省前3名的分別是：蘇州、南京和無錫，而且這3個城市遙遙領先與省內其他城市。從空間的角度上看，江蘇省旅游發展水平向蘇南集聚的態勢非常明顯，而且從城市貢獻率的分析我們可以看出，蘇州、南京、無錫3市在全省的旅游經濟貢獻率分別達到了23.04％、21.21％和16.13％。三者貢獻率總和占全省的60.38％。由此可見，江蘇省整體旅游經濟的發展水平是由蘇州、南京、無錫等蘇南幾個大城市的旅游發展所帶動的。作者認為，要縮短不同區域之間旅游經濟的發展差異，應通過寧鎮揚和蘇錫常所構建的沿江黃金旅游帶的輻射效應，以沿海、沿江兩軸來帶動蘇中、蘇北地區旅游業的發展。最終實現江蘇省旅游業的協調發展和整體水平的提升。當前應特別注重發展蘇中、蘇北地區的國內旅游。
關鍵詞：社會保障；經濟發展；耦合協調度；時空特征
中圖分類號：D632.1 文獻標識碼：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，中國經濟取得快速發展的同時，城鄉之間、地區之間、不同行業之間的收入差距也在擴大，各種社會矛盾集中反映在利益關系調整的公平性上[1]。作為社會“穩定器”的社會保障制度，在調節收入分配和縮小貧困差距中承擔著極其重要的責任，是調節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濟社會的發展，社會保障水平必須和經濟發展水平相適應。
關于社會保障與經濟發展關系的理論探討，最早可以追溯到亞當?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]；庇古根據邊際效應基數論，提出國民收入總量越大，社會福利越大的基本命題[4]。國內關于社會保障與經濟發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展系數（CSS），闡述了社會保障水平同經濟發展的內在聯系[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居民消費的影響作用，進而闡述了社會保障與區域經濟發展的關系[7]；譚偉、吳永求認為城市化水平、人均社會保障財政支出額、所有制結構是社會保障與經濟協調發展的重要因素[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濟發展水平與福利水平之間的關系[9]。
我國地域遼闊，各地區的自然稟賦、經濟基礎差異造成經濟發展極不均衡，省際社會保障發展水平差異較大。省域層面的社會保障水平與經濟發展水平之間到底呈現什么樣的協調關系？是不是經濟發展水平高的地區，社會保障水平就高，而經濟發展水平低的地區，社會保障水平就低？為了弄清以上問題，有必要從省域層面開展社會保障與經濟發展水平的比較研究，為建立健全同經濟發展水平相適應的社會保障體系提供事實上的參考和依據。
二、指標體系和研究方法
1.指標體系的構建
社會保障水平是一個質與量相統一的概念，社會保障水平要與經濟發展水平相適應[10]，既不能落后于經濟發展水平，否則就發揮不了其應有的作用；也不能超越經濟發展水平，否則阻礙經濟發展。社會保障體系與經濟發展水平相適應，就是社會保障的總體水平既充分體現經濟發展成果，又不超越社會各方面的承受能力[11]。從投入產出角度看，社會保障支出水平是指相對于經濟發展水平的社會保障支出的多少，體現了經濟發展（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展，一定程度上體現了經濟發展對社會保障的產出水平。基于此，本文從社會保障發展水平的三個維度――社會保障支出水平、覆蓋水平和待遇水平出發，在遵循目的性、科學性、可操作性等原則的基礎上，從社會保障與經濟發展的內在聯系出發，并在借鑒眾多學者研究的基礎上[12～14]，構建社會保障與經濟發展耦合系統的指標體系。
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項指標來反映社會保障發展水平。其中基本養老、基本醫療、失業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，能表達出多個經濟相關的維度信息，用人均GDP衡量一個地區的經濟發展水平，是較常用的方法[16～18]。通過社會保障水平和經濟發展水平兩大系統，共同構建社會保障與經濟發展耦合系統的指標體系（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濟波動期，同時又是社會保障改革全面展開的關鍵時期，因而具有一定的研究意義。本文的研究數據主要來源于《中國統計年鑒》（2004～2012）、《中國勞動統計年鑒》（2004～2012）和分省市的統計年鑒等。
為消除數據量綱不同造成的影響，需對數據進行無量綱化處理，公式是uij′=uij/Max（ui），其中uij′為標準化值，uij為實際值，Max（ui）代表不同年份或不同地區第i指標的最大值。各指標權重賦值采用德爾菲法，通過征詢不同專家的意見，依據各指標代表的含義及重要性、基礎性程度，綜合權衡確定各指標的權重，見表1。根據各指標的權重及標準化的數據，通過逐級加權求和計算社會保障與經濟發展綜合水平，計算公式為：
三、 社會保障與經濟發展的時空耦合分析
1.中國社會保障與經濟發展的時序耦合
從時間序列角度分析中國社會保障與經濟發展耦合協調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，中國社會保障與經濟發展耦合協調度呈現逐年上升趨勢，從2003年的0.45穩步上升到2011年的0.71，協調等級從輕度失調逐漸向良好協調演化，表明2003年以來，中國社會保障與經濟發展保持良性互動，兩者關系從磨合階段逐漸趨向協調適應。
中國社會保障與經濟發展關系變化的重要原因是經濟的快速發展為社會保障水平的提高奠定了堅實的物質基礎。2011年中國國內生產總值達到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%。經濟快速發展的同時，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，全國城鎮職工基本養老保險、農村養老保險、城鎮職工基本醫療保險的參保人數分別達到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8年上調企業退休人員基本養老金，2012年全國企業退休人員月人均養老金達到1721元，是2002年的2.8倍[21]。由協調等級的變化可以看出，隨著經濟的發展，社會保障與經濟發展的關系不斷趨向協調適應，社會保障水平不斷提高得益于經濟的發展，經濟發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，促進經濟持續健康發展是保持社會保障與經濟發展良性互動、協調發展的根本。
2.中國社會保障水平與經濟發展水平的省際格局
（1）經濟發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、中部和西部地區經濟發展極不平衡，區域間差距不斷擴大。從圖1可以看出，東部沿海地區經濟實力明顯高于東北和中西部地區，中國經濟發展水平總體呈現出從東部向中西部遞減的“階梯”分布格局。2011年全國人均GDP達到35181元。其中，天津、上海、北京3個直轄市位居前三，分別達85213元、82560元、81658元。東部沿海地區顯示出強勁的經濟實力，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。而中西部地區省份的人均GDP大多數低于全國平均水平。按照人均GDP水平高低排序的后10名省域單元中，西部地區占了6席，分別是廣西、、四川、云南、甘肅、貴州；中部地區占了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。經濟發展水平的空間分布呈現出極不均衡的特點，不同省區之間的經濟發展水平差異較大。
（2）社會保障水平空間分布特征。
與經濟發展水平不同，中國社會保障水平整體呈現了兩頭高、中間低的“U”型分布格局――東部、東北和西部地區社會保障水平較高，而中部地區社會保障水平相對較低。從社會保障水平指數來看，東部地區平均值為0.547，東北地區為0.572，西部地區為0.505，而中部地區平均值最低，為0.458。其中，上海、北京、青海
社會保障
水平指數列居前三，達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濟發展水平呈現一定的不匹配性，經濟落后的地區，其社會保障水平并不一定低，比如、甘肅等省區（見圖2）。
從社會保障支出來看，2011年，社會保障支出占國內生產總值比重最高的是經濟不發達的青海，其次是和甘肅，而排名靠后的則是廣東、浙江、江蘇等東部沿海發達省份；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達地區，如浙江、江蘇、廣東等。鑒于中西部地區財力較弱，中央對中西部省份社會保障投入力度遠遠大于東部地區。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]。從養老金支付水平指標來看，區域之間的差距是十分巨大的。2011年，全國人均養老金為18700元，有一半省份的養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帶動的人均養老金水平快速提高的新疆、青海、、內蒙古、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。從省際的比較來看，江西的人均養老金水平最低，為13831元。的人均養老金水平最高，達到33106元，是江西的2.4倍。按照人均養老金水平高低排序的后11名省域單元中，中部地區占了5席，除了山西外其余中部省份都在其內。
總體來看，養老保險待遇水平在全國表現出不平衡性。經濟最為發達的東部地區，社會保障改革的步伐也最快，尤其是養老保險制度已基本成熟。西部地區的經濟總量水平偏低，財政供養人口比例偏高，大量就業集中在政府部門，因而，養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”態勢。
（3）社會保障水平與經濟發展水平關系的類型劃分。
將社會保障水平指數（SSL）和經濟發展水平指數（GDPP），采用Zscore法標準化處理，生成兩個新變量數據列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，那么符號正負實際表征的就是兩者偏離程度的協同性。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。
根據象限圖，將全國內地31個省級單元的社會保障水平與經濟發展水平關系劃分為4種類型，具體來看：①第Ⅰ象限，即高級協調型，以北京、上海為代表，該類型特征是經濟發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，該類型特征是經濟發展水平較低，但社會保障水平較高。③第Ⅲ象限，即低級協調發展類型，包括除山西外的所有中部省份、廣西、貴州、云南等13個省份，該類型特征是經濟發展水平較低，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，該類型特征是經濟發展水平較高，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濟發展水平出現了不相匹配的現象，為了能夠對我國各區域社會保障與經濟發展水平之間的聯系有更深入的了解，進一步選取典型指標進行對比分析?？傮w來看，經濟發達地區的社會保障支出水平低于經濟落后地區，尤其在社會保障支出比重和財政社保支出比重兩項指標上，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。出現這種現象的主要原因是：一是發達省份經濟發展水平高，GDP和財政支出總額大，導致了社會保障支出占比相對偏??；二是由于國家近幾年不斷加大對中西部地區的財政轉移支付力度，一定程度提高了經濟落后地區的社會保障支出水平。當然，經濟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擔也很重。我國區域經濟發展不平衡是造成社會保障發展水平差異的重要原因。從社會保障與經濟發展之間的內在聯系看，要提高社會保障水平，必須大力發展經濟，為社會保障發展提供堅實的基礎。
3.中國社會保障與經濟發展的空間耦合
由于經濟發展的不平衡，各地區經濟發展水平差異較大，社會保障水平也不盡相同，為進一步明晰中國社會保障與經濟發展耦合的空間分布規律和特點，從機制上揭示社會保障與區域經濟耦合的規律性，本文以中國內地31個省份為研究對象，對2011年的社會保障與經濟發展的耦合情況做了進一步研究。
利用耦合協調度模型，計算出2011年各省社會保障與經濟發展的耦合協調度，并繪制出中國社會保障與經濟發展耦合協調度的分布圖（見圖4）。由圖4可知，中國社會保障與經濟發展耦合協調度呈現較為明顯的區域差異，具體特征如下。
第一，東部地區，除河北、福建、海南輕度失調外，其余各省均實現了社會保障與經濟發展的協調發展，但協調發展水平差異較大。其中北京、上海、天津達到良好協調發展類型；山東、江蘇、浙江、廣東屬于基本協調發展類型。
第二，東北地區除了遼寧達到基本協調發展外，其余省份輕度失調；中部地區全部處在輕度失調發展階段；西部地區多數省份屬于失調類型。除了內蒙古為基本協調，貴州、云南為中度失調類型外，其余均為輕度失調。
第三，從協調等級來看，社會保障與經濟發展耦合協調度的省域特征呈現“橄欖型”，良好協調和中度失調的省份較少，其中，良好協調的有北京、天津和上海，中度失調的只有貴州和云南；絕大多數省份屬于協調等級的中間類型――輕度失調和基本協調。其中，屬于輕度失調的省份個數最多，達到20個，基本協調的個數次之，有6個省份。從地域分布來看，基本協調及以上類型基本上都位于東部沿海地區，中西部省份大部分屬于輕度失調。
總體來看，2011年來中國社會保障與經濟發展的耦合情況不容樂觀：超過2/3的省份處在失調狀態，除了貴州、云南為中度失調外，其余都為輕度失調；兩者協調的省份基本上都位于東部沿海地區，北京、上海、天津處于良好協調發展，山東、江蘇、浙江和廣東達到基本協調。
四、結論與討論
通過構建評價指標體系及耦合協調度模型，從時空角度研究了我國社會保障與經濟發展之間的協調狀況，得出以下結論。
第一，2003～2011年中國社會保障與經濟發展的耦合協調度在不斷提高，兩者關系從磨合階段逐漸趨向協調適應。第二，中國社會保障與經濟發展耦合協調度呈現較為明顯的區域差異，經濟發展水平總體呈現從東部向中部、西部逐漸遞減的“階梯”分布格局；而社會保障水平整體呈現兩頭高、中間低的“U”型分布格局。第三，經濟發展水平高的省份，其社會保障水平也相對較高，如北京、上海等地區，但西部地區社會保障水平與經濟發展水平呈現一定的不匹配性，如青海、甘肅、等，盡管其經濟發展水平較低，但社會保障水平并不低。第四，從耦合協調度看，社會保障與經濟發展耦合度的省域特征呈現“橄欖型”，即良好協調和中度失調的省份較少；絕大多數省份屬于協調等級的中間類型――輕度失調和基本協調，且東部地區協調度明顯優于中部、西部地區。
雖然我國社會保障和經濟發展整體處在協調發展階段，但從區域來看，大部分省份仍然處于輕度失調狀態。長期來看，社會保障與經濟發展兩大系統的失調，不利于經濟的持續、穩定發展。通過分析中國社會保障與經濟發展水平的空間格局以及兩者的演變關系，本研究為各省份認識自身發展的客觀規律，因地制宜地推動社會保障與經濟協調發展提供了有益的啟示，但本研究對社會保障與經濟發展關系形成的機理尚未進行分析，還有待更加深入的研究。
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【關鍵詞】學前教育；發展水平；影響因素
一、我國地區學前教育發展水平與主要影響因素
（一）我國地區學前教育發展水平
我國很多地區由于受到經濟發展水平影響，人們的消費觀念存在不同，同時也影響到了學前教育發展水平，導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濟發展上的差別，我國東部經濟較為發達，學前教育發展水平也就很高；其次為中部，中部地區經濟發展相比于東部發展較為緩慢，落后于東部，其學前教育發展水平與東部相比也較為滯后；最后為西部，西部地區屬于我國經濟發展最為緩慢地區，整體經濟發展水平較差，也就導致其學前教育發展水平較差，很多適齡兒童都沒有接受過學前教育，也有些和沒有接受過正規學校教育。如果從具有指標看，就會看到，我國東部地區無論是在幼兒入園率上，還是幼師數量上都有具有明顯優勢，不僅比其他地區高出很多，還比全國平均水平高出很多，對于中部地區來說，由于地方財政支持力度較為薄弱，也就使公辦幼兒園數量難以得到提升，而西部地區由于經濟發展較為緩慢，城市與農村之間差異較大，對于學前教育發展水平上的差異就會很大。
（二）影響學前教育發展的主要因素
由于我國地區經濟發展水平存在不同，也就導致了學前教育發展水平出現差別，總的來看，影響學前教育發展的主要因素一般在于學前教育供求情況。如果從供給上看可以得知，經濟發展水平能夠決定財政撥款的多少，以東部地區為例，由于東部地區經濟發展較快，人們生活質量較好，生活中各種基礎設施也很完善，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前教育，而西部地區經濟發展水平較差，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，主要影響學前教育發展的因素是地區人力數量和經濟發展水平，對于東部地區來說，經濟發展水平較高也就帶動了人口數量的增長，使得適齡學前教育兒童也就明顯多于其他地區，因此對于學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前教育的投入。
二、提升地區學前教育發展水平的主要措施
在我國，影響地區學前教育發展水平的主要因素是地區經濟發展水平存在差異，特別是東西部地區教育發展差距較大，導致兩地區在學前教育發展水平上的差距也很大，不僅地區經濟發展水平能夠影響地區學前教育發展水平，人口結構。財政資金投入也會影響教育資源的實際分配情況。因此，要提升地區學前教育發展水平應從改變政府投入模式、加大教育經費以及做好貧困補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體制，兩者具有緊密聯系。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，使其總體建設越來越好，但非公辦幼兒園其建設情況則會越來越差，這樣一來就使少數幼兒園無論是在入園率上，還是在教育質量上都會得到提升，但畢竟是少數，同時這樣的投入模式也不利于學前教育機會的增加，使學前教育機會受到限制。所以，對于政府來說，一定要轉變這種投入模式，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量與基礎建設，從而全面提升幼兒園教育質量。
（二）地方政府應適當加大學前教育經費
對于學前教育來說，政府對其發展影響較大，因此，地方政府一定要予以教育經費支持。這就要求地方政府根據地方實際情況，適當的教育經費進行改革。地方政府應成為學前教育的主要從投資體，并根據當地實際經濟情況給予財政支持。所以，對于上級政府部門來說，在對學前教育進行投入以前，一定要將地區經濟發展水平和當地適齡兒童數量作為主要參考對象。尤其是經濟發展水平較為落后的地區和少數民族地區，一定要適當加大對其投入，以便轉變因地區經濟發展水平存在差異和人口結構不同而出現適齡兒童受學前教育機會不均等的情況。
（三）做好貧困補助工作
無論是經濟發展水平較高地區，還是經濟發展水平相對落后地區都有經濟條件好和經濟條件差的家庭存在，這就需要地方政府和幼兒園根據自身情況做好貧困補助工作。對于政府來說，應設立學前教育?？?，主要用意補助經濟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前教育的權利，對于幼兒園來說可以根據實際情況每年定期收入免費學前教育兒童，確定數量，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前教育中，這樣不僅可以提高學前教育機會，還是能受教育兒童數量得到提升。
結 論
在我國城鄉生活水平與東西部經濟發展水平差距較大，也就使學前教育發展情況出現了不同，學前教育對于國家未來發展有很大影響，尤其是教育備受重視的今天，學前教育也受到了國家的重視，但由于受諸多因素的影響，學前教育發展水平出現的差異，這樣也影響到了國家的發展情況。為此，本文研究了地區學前教育發展水平及其影響因素，并根據我國實際情況提出了一些合理有效解決辦法，希望能夠被相關人士采納。但其中一定會有不足之處，希望能夠得到專業教師或學者的指引，以便完善論文。
參考文獻：
關鍵詞：區域經濟差異；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，是我國能源戰略要地。由于地理區位、自然條件和歷史文化等因素制約，新疆經濟發展整體落后于我國內陸省份地區，新疆各地州市之間經濟發展也存在差異，本文旨在通過建立一套適合新疆經濟發展實際，符合區域經濟發展理論的評價指標體系，利用主成分分析方法，探討新疆區域經濟發展差異現狀，發現引起新疆區域經濟發展差異的原因。
1 新疆區域經濟發展水平評價指標體系
經濟發展水平區別于經濟增長水平，區域經濟發展是一個綜合的概念，區域經濟發展評價指標容納14項指標，包括五大方面：經濟增長、經濟結構、社會發展和資源狀況，利用這四個方面共同評價了新疆各地州市的經濟發展水平。如表1。
2 新疆區域經濟發展水平的評估
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關系。本文通過SPSS軟件對標準化處理后的數據進行可行性檢驗，本文所使用數據全部來自新疆2012年統計年鑒。結果區域經濟發展水平的KMO檢驗值為0.5267，Bartlett s球體檢驗的Approx， Chi-Square為206.3496，x2統計值的顯著性概率是0.0000，說明數據適合做因子分析。我們從原始數據中萃取了四個公共因子（四個公共因子的特征值、方差貢獻率如表2所示），這四個因子可以解釋84.37%的總方差。經過6次旋轉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；旋轉方法：方差最大旋轉法。本表經過6次旋轉得到。
2.2 公因子的經濟學命名
根據區域經濟發展的因子荷載矩陣，經過分析我們將E1定義為“經濟增長與民生水平”、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、能源消耗強度與外貿水平”。
2.3 新疆各區域經濟發展水平的差異分析
根據因子得分系數矩陣（表略），可得到新疆區域經濟發展各公共因子原始變量的因子得分函數，并計算出這4個公共因子的具體得分。由E1、E2、E3、E4的權重（分別為：45.91%、16.98% 、12.61%、8.86%），對得到的因子得分進行加權計算可以得到新疆經濟發展綜合得分，其計算公式為：
各區域經濟發展（E）的因子得分及綜合得分見表4。
3 結論分析
根據總方差分解表，公共因子E1“經濟增長與民生水平”對區域經濟發展貢獻最大，高達45.91%，這表明區域資源稟賦狀況、經濟增長機制是經濟發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、能源消耗強度與外貿水平”對區域經濟發展的影響程度越來越弱，貢獻率分別為16.98%、12.61%和8.86%。因此，新疆各地州市提高區域經濟發展水平，一是在促進經濟增長的同時，需要關注社會民生問題，要提高地區醫療和社會保障水平，解決地區居民住房難問題，在此基礎上提高居民消費水平，促進經濟發展；二是地方政府要提高宏觀經濟管理能力，利用“三駕馬車”拉動經濟增長，同時地方政府還應該注意收入分配的合理公平，尤其經濟發展比較落后的地州更要防止城鄉居民收入差距拉大，以免社會動蕩以致于制約經濟發展；三是針對新疆各地州市師資力量薄弱，尤其少數民族地區雙語教師稀缺的狀況，地方政府需要擴大中等師范學校招生規模，并提高教師待遇水平，千方百計吸引和留住人才，同時，對口援疆的內地省市要把提高對接地區的教育水平作為促進地方經濟發展的長遠戰略；四是由于新疆各地州市資源稟賦不同，環境承載力也不一樣，地方政府要結合地區實際，發展技術密集型產業促進經濟發展，此外具有地緣優勢的地州市，可以利用對外口岸優勢發展進出口貿易，帶動地區相關產業發展和經濟水平的提高。
參考文獻：
[1] 新疆統計局.新疆統計年鑒2011[M].北京：中國統計出版社，2011.
關鍵詞：聚類分析；經濟發展水平；經濟指標；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 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；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、自治區中列第三位。東南西與8省區毗鄰，北與蒙古國、俄羅斯接壤，國境線長4200公里（km）。
現設有呼和浩特市、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，經濟發展速度明顯加快，但由于自然條件、區位差異、資源稟賦和國家政策等因素的影響，內蒙古十二盟市之間存在著明顯的發展差異，經濟發展水平不一致。
2.內蒙古經濟水平現狀
近年來全區國民經濟保持了持續快速增長，無論是經濟總量，還是人均水平都大幅度提高，經濟實力明顯增強，在全國的地位和影響力也明顯提高。內蒙古GDP增速繼續保持自2002年以來連續7年全國第一，人均GDP躍居全國第8位，按當年平均匯率折算達4638美元?！吨袊∮蚪洕C合競爭力發展報告（2007―2008）藍皮書》顯示，2007年經濟綜合競爭力居全國第10位，西部各省區市第1位，其中產業經濟競爭力、可持續發展競爭力、環境發展競爭力以及宏觀經濟競爭力等4項二級指標居全國前列。
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展起來的一名多元統計分類法，它是研究多要素事物分類問題的數量方法，可避免傳統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問題的重要方法，是根據地理變量（或指標或樣品）的屬性和特征的相似性、親疏程度，用數學的方法定量的確定地理變量（或指標或樣品）的親疏關系，并按這種親疏關系程度對站點（或樣品）進行聚類，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、群體之間親疏關系的分類系統。
3.2.聚類分析方法步驟
指標的選取和數據的搜集在聚類系統中，首先我們要找出一批地理數據或指標和能度量這些數據或指標之間相似程度的統計量。這些數據或指標往往來源于五個方面：野外調查，定位或半定位觀測，從地形圖、航片、衛片上提取地理信息以及從有關部門收集觀測或統計資料。
4.聚類分析
4.1.指標選取及數據的搜集整理
一個地區的經濟發展水平受多種因素影響。參考有關研究，在遵循科學性、合理性、可比性和可操作性的原則下，選取以下指標作為聚類分析的基礎指標。
4.2.數據的分析處理
應用統計分析軟件SPSS 13.0 for Windows 中的系統聚類過程Hierarchical Cluster Analysis 對表3數據進行聚類分析。系統聚類法（分層聚類法）是聚類分析中應用最廣泛的一種方法。
4.3.聚類分析結果
為了更加明顯地體現十二盟市的經濟差異，更準確地為各地區的經濟發展程度定位，以便找出差距，分析原因。根據聚類譜系圖，并結合自治區的實際情況，可把自治區的經濟發展狀況由強到弱分為五類（即取標尺距離為7時）：第一類，包頭地區；第二類，鄂爾多斯地區；第三類，呼和浩特地區；第四類，呼倫貝爾、通遼、赤峰地區；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。但是結合聚類譜系圖和自治區的呼和浩特、包頭和鄂爾多斯地區的經濟發展情況，也可把經濟發展水平劃分為三類地區：經濟較發達地區（呼和浩特、包頭和鄂爾多斯地區）；經濟發展一般地區（呼倫貝爾、通遼、赤峰地區）和經濟欠發達地區（錫林郭勒、巴彥淖爾、烏蘭察布、興安盟、阿拉善和烏海等地區）。為了更好地了解自治區的經濟水平差異狀況，我們按區域進行分類，即用上面的第二種分類方式把內蒙古十二盟市經濟發展水平劃分為三類，如表所示：
5.結果分析及其發展對策
為了明顯地體現內蒙古十二盟市的經濟差距，準確地劃分各盟市的經濟發展水平，根據系統的聚類分析得到聚類譜系圖，同時結合內蒙古經濟的實際情況，可以把十二個盟市的經濟發展水平由高到底劃分為3類：經濟較發達地區、經濟發展一般地區和經濟欠發達地區。
經濟增長和收入差距的關系一直是學者和政策制定者關注的重要問題，有許多學者對此進行了研究?，F有文獻主要有以下三類觀點：
第一，經濟增長會擴大收入差距。LundbergandSquire基于聯立方程模型，得出收入不平等會促進經濟增長,經濟增長也會促進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正相關,經濟增長是收入分配的單向格蘭杰原因,即隨著經濟發展，收入不平等會加劇。
第二，經濟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濟增長始終呈現出負的影響。經濟增長縮小了收入差距。因此，縮小收入差距有利于經濟增長,并反過來促使收入差距縮小,從而可能實現平等與增長相協調的目標。
第三，經濟增長與收入差距間是非線性關系。Kuznets最早提出了經濟發展與收入差距呈“倒U”型關系，即經濟發展水平較低時，經濟發展會擴大收入差距，當經濟發展超過一定水平后，經濟發展會促進收入差距的縮小。陳昌兵分析了經濟發展與收入差距間的相互作用機制，經濟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，而物質資本途徑卻增加了收入差距。王少平等通過分析得出城鄉收入差距對經濟增長的作用是由正向逐漸平滑轉換為負向，且負效應呈逐年增加趨勢。郭娜等利用非線性協整模型，得出行業收入差距擴大對經濟長期增長的作用由促進轉變為阻礙，誤差修正模型的分析表明行業收入差距與經濟增長的長期穩定關系，對短期的經濟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型的關系，并得出東部地區城鄉居民收入差距與經濟增長正相關，但中部和西部地區城鄉居民收入差距均與經濟增長負相關。張濤等進行實證分析得出庫茲涅茨曲線在中國顯著存在，而且當人均實際GDP達到20000元左右時，中國城鎮居民的收入差距隨著人均GDP的進一步增加而逐漸下降，與跨國面板的實證結論一致。由于我國的經濟增長和居民收入的區域差異較大，有一些文獻分區域對我國的收入差距與經濟發展的關系進行分析。陳安平基于實證分析，得出在全國和東、中、西部地區,存在著收入差距與經濟增長的多樣關系。王亭喜等基于實證分析，得出在東部地區經濟發展縮小了居民收入差距，在中部和西部地區，經濟發展擴大了居民收入差距?？v觀以上主要文獻，我國經濟增長與收入差距可能存在非線性關系，但沒有給出實證結果，也沒有指出在經濟發展的不同階段，經濟增長與收入差距之間的系數差別。因此，在經濟新常態背景下，本文使用門限面板模型對這一問題進行深入研究，這樣可以區分出不同經濟增長階段，經濟增長對收入差距的影響，從而詳細分析二者間的關系。由于二者關系可能存在區域差異，可使用省級面板數據進行實證分析，以更好地反映經濟增長對收入差距影響的區域差異。
二、結論與啟示
本文通過構建門檻模型，并選取中國大陸30個省、市、自治區（除外）的1998—2013年的平衡面板數據進行回歸，很好地驗證了經濟發展對城鄉收入差距的門檻效應，得出以下結論和啟示：
第一，對于全國而言，經濟發展處于較低水平時，會擴大城鄉收入差距，并且隨著經濟發展水平的提高，作用在增強，直到當經濟發展水平高于6.7751時，經濟繼續發展會縮小城鄉收入差距。這表明現階段我國經濟發展水平還處于會擴大收入差距時期，在經濟發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村地區傾斜，以防止收入差距過大不利于邁過“中等收入陷阱”。當經濟發展水平超過6.7751時，經濟發展會促進收入差距的縮小，因此應該繼續大力發展經濟，以更好地實現經濟發展和收入差距縮小共存的格局，進而促使整體經濟進入良性循環的態勢。因此，在促進經濟發展，縮小收入差距時要因地制宜，根據不同區域的特點出臺不同的措施。
第二，東部地區呈現典型的倒“U”型，經濟發展處于低位時，經濟發展擴大了城鄉收入差距；當經濟發展處于高位時，經濟發展縮小了城鄉收入差距。因此，東部地區經濟發展與城鄉收入差距的關系與全國的情況類似，也是需要在不同的經濟發展階段采取不同的措施，即經濟發展處于低位時要同時兼顧經濟發展和采取措施降低收入差距問題；當經濟發展處于高位時，重點是大力發展經濟，此時經濟發展會自動縮小收入差距。另外，東、中、西部地區中，只有外商直接投資的系數是顯著的，而且是正的。說明了東部外向型的經濟發展模式擴大了收入差距，可能由于外商直接投資更有利于城市居民收入的提高，而對農民收入的提高不明顯。
第三，中部地區的經濟發展處于低水平時，其對城鄉收入差距影響不顯著，當經濟發展處于較高水平時，擴大了城鄉收入差距。這可能是由于中部地區的經濟發展以農業為主，在經濟發展水平較低時，經濟發展對收入差距的影響不大；但是在經濟發展水平較高時，中部地區可能會發生產業結構升級，由先前的以農業為主轉向大力發展新型工業，這樣經濟發展就會拉大城鄉收入差距。因此，中部地區在經濟發展水平較低時，對經濟發展和城鄉收入差距縮小可分別采取不同的措施，不用關注二者的交互影響，但是當經濟發展水平較高時，要同時兼顧經濟發展與收入差距縮小問題。第四，西部地區的經濟發展不管處于哪個水平，都擴大了城鄉收入差距。這可能是由于西部地區的經濟發展對資源的依賴性比較大，而資源大多數被城市人口所擁有，農民所擁有的資源很少，因此經濟發展會不斷擴大收入差距。因此對西部地區而言，在經濟發展的各個階段都要同時兼顧經濟發展與收入差距縮小問題，尤其要重點關注收入差距問題。
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。外國直接投資在我國東、中、西部地帶的分布呈現明顯的梯度差，整體上看，東部地區的比重大于中部，中部地區大于西部；東部地區外國直接投資的比重與中、西部地區的比重差距較大，中部地區與西部地區的差距不明顯。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域分布的因素有優惠政策、經濟外向度、經濟增長率、經濟發展水平和勞動力成本差異；前四者的影響是正向的，勞動力成本是負向影響因素。比較而言，工業化程度、基礎設施水平和投資報酬率的影響作用，在考察的時間段內則始終不顯著。
從理論上講，外國直接投資趨向于流入貿易壁壘低、對外資持歡迎態度、簽署雙邊投資保護條約、經濟一體化水平高的國家或地區，其中尤以對外資態度最為關鍵。因此，優惠政策及經濟外向度對外國直接投資的區域分布應當具有積極的影響。在1997～2002年間，優惠政策和經濟外向度始終是決定中國外國直接投資區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。但是經濟外向度的影響作用低于優惠政策。中國外國直接投資區域分布的這種不平衡性與各區域的地理位置特征、開放的時間和程度以及國家在各區域實行不同的優惠政策密切相關。中國東部沿海各省市地理位置優越，較早、較多地享受到很多國家優惠政策，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。
經濟發展水平代表對商品的現實購買力，地區經濟發達，投資的產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流動。GDP增長率代表經濟發展的潛力，經濟增長速度快的地區，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，經濟發展水平和增長速度對外國直接投資分布的影響應該為正向的。另外，流向發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向影響外國直接投資在中國的區域分布。在1997年，經濟增長率確實是影響我國外國直接投資區域分布的一個正向因素，而且其回歸系數的顯著性水平比較高，但是，其影響力位居優惠政策和經濟外向度的后面，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，外商當時特別看好我國廣闊的經濟發展前景。隨著中國各省經濟持續保持快速增長，各省經濟增長速度的差異程度在縮小，落后省區的經濟增長甚至超過了沿海發達地區，外商在投資區位決策時，逐漸不太看重經濟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，只有在去掉優惠政策作用的情況下，經濟發展水平對外國直接投資區域分布的影響才變得顯著起來，而且其作用效果小于經濟外向度。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域分布。市場規模、資金配套能力、市場化程度、基礎設施、經濟發展水平、工資成本等因素對地區吸引外資的作用依次遞減。
實證研究表明，優惠政策和對外開放水平，始終是決定中國外國直接投資區域分布的重要正向因素，優惠政策的影響力一直比較強，對外開放水平的影響作用低于優惠政策。
（陽國亮，桂林工學院研究員；何元慶，浙江大學經濟學院博士研究生）
學術界對我國區域經濟的發展水平及差異進行了卓有成效的研究,在區域經濟差異的研究中,多數是基于省級行政單元數據[12-14],這主要因為在市場經濟條件下,各省市區均是相對獨立的經濟利益主體,在全國各區域層次中,省級層次的利益沖突最為明顯[15]。因此,本文在借鑒區域經濟差異研究成果的基礎上,以省級行政單元為研究對象,對1990—2002年大陸31個省市區的旅游經濟差異的總體特征及變化作了定量研究,試圖揭示區域旅游經濟發展水平與旅游產業地位的分異規律,闡釋影響旅游空間差異的因素,提出縮小地區差異,協調地區旅游業發展的對策。
區域旅游經濟差異的測度,總是基于一定的指標,且指標能夠衡量各區域旅游經濟整體狀況。從經濟角度研究旅游,可選用的指標主要有旅游外匯收入、國內旅游收入及旅游總收入等,但指標的選定首先要保證數據的可獲得性及區域間的可比性。本文選取旅游外匯收入作為我國省際旅游經濟差異的衡量指標,旅游總收入作為旅游經濟水平與旅游產業地位分異性的衡量指標,主要原因是基于我國國際旅游統計指標體系相對比較完善[16],各省市區對旅游外匯收入的統計時間較早且統計口徑較為一致,保證指標的可比性和延續性。同時,改革開放以來,中國旅游發展的思路是優先發展國際旅游,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的發展歷程和各省市區旅游業的總體發展水平,而國內旅游收入和旅游總收入等指標由于某些年份統計資料不全和口徑不一致,數據相差較大,如北京市和上海市在1996年國內旅游收入分別統計為359億元和11.6億元①,兩市間數據缺乏可比性,因而在分析旅游經濟區域差異的動態變化中未采用,在本文中旅游總收入主要用于分析旅游經濟發展水平與旅游產業地位的分異性。本文用來分析的數據主要來源于中國旅游統計年鑒(1991—2003)、中國旅游年鑒(2003)和中國統計年鑒(2003)。區域經濟的差異程度可以從絕對差異和相對差異兩個方面來反映。絕對差異表示經濟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],因而應根據研究目的和對象,選擇相應的測度方法,為了更準確地反映區域間的經濟差異水平,多數情況下絕對差異和相對差異同時考慮。
2中國省際旅游經濟差異變化的空間特征
2.1省際旅游經濟差異的總體變化態勢
本文以旅游外匯收入作為區域旅游經濟差異測度的總體指標,測度1990—2002年中國省際旅游經濟差異總體變化水平。區域旅游經濟差異的總體變化趨勢是,絕對差異在不斷擴大,相對差異呈緩慢下降趨勢,但有一定的波動性。1990—2002年,反映絕對差異的標準差從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,表現相對差異的變異系數從1990的2.131下降到2002年的1.763,僅在1991年、1994年和1998年呈現出略微上升趨勢,表明省際旅游經濟的相對差異逐漸縮小。區域經濟差異的上述轉變與我國各省市區旅游業的發展過程密切相關,隨著旅游業在國民經濟中的地位逐漸增強,各地政府紛紛加大對旅游發展的支持力度,全國旅游經濟發展的總體水平顯著提高,但由于各地旅游資源稟賦、經濟基礎、區位條件等因素不同,導致旅游經濟的發展基礎和發展速度不一致,區域旅游經濟總量的差距反而拉大,從而出現相對差異逐漸縮小,絕對差異卻越來越大的格局。
2.2省際旅游經濟差異變化的空間特征
展示了區域旅游經濟差異變化的總體輪廓,同時,通過對比各省市區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年區域旅游經濟差異變化的空間特征?？傮w而言,目前我國區域旅游經濟差異的變化主要表現為沿海地區的廣東、上海、福建、江蘇、浙江和北京等東部經濟發達省區與全國其它省區,尤其是與西部的、甘肅、寧夏、青海等省區之間的旅游經濟絕對差異的擴大。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,大部分省市區的比率都有一定幅度的增長,這說明我國大部分省市區與旅游經濟相對發達省市區的相對差異有縮小趨勢。顯示中國區域旅游經濟空間差異仍然較大。全國各省市區的旅游外匯收入僅有少數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%的省市區從1991年的10個減少到2002年的4個,這說明各省區較重視旅游業的發展,旅游經濟發展水平逐漸提高,旅游相對差異逐漸縮小,但西部地區仍是我國旅游經濟發展水平最為落后的地區,2002年比率低于10%的4個地區全部位于我國西部地區,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省域旅游經濟發展水平與旅游產業地位的分異規律
旅游業占GDP的比重是反映地區旅游產業地位的重要
指標。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旅游總收入之和約占各省市區GDP之和的9.5%,每個省市區的旅游經濟貢獻率③平均應為3.2%,以這2個數據為基準,各省市區的旅游經濟發展水平和旅游產業地位被劃分為6個層次。各省市區旅游總收入占全國旅游總收入的比重反映本省市區旅游業在全國旅游業中的地位,即旅游經濟發展水平(圖1的縱坐標),分別為高(高于4.7%)、較高(3.8%—4.7%)、相當于全國平均發展水平(2.8%—3.7%)、較低(1.8%—2.7%)、低(0.8%—1.7%)、很低(低于0.8%)。各省市區旅游總收入在本地區GDP中的比重反映旅游業在本省市區國民經濟體系中的地位(圖2中的橫坐標),分別為高(高于12.5%)、較高(10.6%—12.5%)、相當于全國平均發展水平(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數遠遠多于高于全國平均水平的區域個數,這說明我國旅游經濟的總體發展水平不高,旅游產業的總體地位不突出,全國旅游業的總體發展更多地受少數旅游經濟發達省區的高水平發展帶動的,區域經濟發展不平衡性嚴重。
大多數省市區旅游業的發展水平與其在本省整個經濟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,旅游發展水平與旅游產業地位一致,但兩極分化嚴重,如北京、上海兩市在2002年的旅游貢獻率分別為10.6%、9.8%,而且也是國民經濟的重要支柱,旅游總收入分別占GDP的37.0%和20.3%,可見旅游業在兩市發展水平高和重要性大。相反,甘肅、寧夏、青海、山西、吉林、新疆6個省區的旅游貢獻率之和僅有3.5%,旅游業發展水平和產業地位都低。處于中分線上半部的省市區,旅游業在全國旅游經濟中的地位要大于其在本省國民經濟中作用。這類區域的國民經濟水平比較發達,多數是我國重要的工業基地,相對而言,旅游業在地區經濟體系中的地位不突出,即旅游經濟水平與旅游產業地位不相匹配。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%),旅游經濟發展水平高,但只占本省GDP的5.8%(全國平均水平為9.5%),旅游業的產業地位低。處于中分線下半部的省市區,旅游產業地位要高于本省旅游經濟在全國的地位。主要原因是由于一些省市區的經濟基礎較為薄弱,且經濟總體發展速度相對較低,因而各省市區充分利用本區域獨特而優秀的旅游資源,大力發展旅游經濟,帶動和加快本省經濟的發展。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%,但旅游業在兩省經濟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,旅游經濟發展水平與旅游產業地位在區域上具有一定的分異性。旅游經濟發展水平高,并不意味著旅游產業地位一定高;旅游經濟不發達的地區,旅游業也有可能成為本區域的支柱產業,而目前“全國有24個省市區將旅游業確定為本地區的支柱產業、龍頭產業和先導產業”[17],旅游業在國民經濟中的地位日益凸顯,但一些區域沒有根據本區域的實際情況,提出將旅游業作為支柱或先導產業發展是不現實的,值得我們進一步思考和探索。
3旅游經濟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、發展入境旅游的物質基礎[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,雖然伴隨著經濟發展,旅游資源的重要性有可能下降,但其仍是促進旅游經濟發展和造成旅游經濟空間差異的重要基礎,旅游資源稟賦的空間差異對地區旅游產業的競爭力也將產生重要影響。從全國角度來看,旅游資源總體質量是南方優于北方,以華東地區最為突出,次為華北地區,主要表現在東部沿海省區、長江中下游的中部省區及黃河中下游,這些省區旅游資源種類多、數量大、豐度高、地域組合好,是我國旅游資源開發的重點地區和旅游外匯收入的重要基地[19,20]。
3.2基礎設施
交通、郵電通信等公共基礎設施是一個地區旅游業得以生存和發展的先決條件,其中旅游交通尤為重要,發達的旅游交通可以在一定程度上改善本地區不利的區位條件,增強旅游景區點的可進入性和吸引力,從而擴大客源市場規模,優化客源市場結構。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)為主要依據來評價交通條件。通過計算發現,2002年,區域內部交通設施水平仍表現為明顯的東、中、西地帶間差距,京津滬3市交通設施最佳,其次是如廣東、山東、浙江、江蘇和遼寧等東部沿海地區,而相對于東部而言,中西部地區的交通條件除寧夏尚好外,普遍較差,若將各省市區的交通密度與旅游外匯收入進行對比,二者的區域差異曲線具有較強的吻合性,表現為交通條件與旅游經濟水平間有較強的正相關性。
3.3區位因素
從空間相互作用理論來看,區位是區域發展的基礎,是發展地區旅游業的一個重要因素[21],它既影響到本區域對游客的吸引力,又影響游客進入的可達性。陸大道先生根據各省市區(省區以省會城市代表)到最近的樞紐海港的距離以及到香港、上海和北京3個主要經濟中心的相對距離,對各地區區位條件進行了評價,現階段區位條件最好的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、遼寧和廣西的區位條件在沿海省份中是相對較差,但仍優于內地省份,西南和西北各省區區位條件總體上都比較差[22],從評價結果可以看出,目前我國旅游業的發展水平與區位條件現狀總體上比較一致,同樣通過相關分析,旅游市場的實際占有率與資源、區位潛力相當,且區位因素的邊際效率大于資源豐度[23]。
3.4產業結構
產業結構在整個經濟結構中居于主導地位,其變動狀況對經濟增長和各產業的發展狀況有著決定性的影響。在三次產業中,西部地區第一產業的比重高于東部地區,而第二產業的比重又低于東部地區,雖然西部地區經過改革開放以來20多年的調整,第三產業比重逐漸上升,但是從絕對數字和相對速度而言,都與東部維持著比較大的差距,并且相對于東部而言,西部第三產業或服務業的發展在指標上明顯處于劣勢[11]。旅游業作為第三產業中的重要組成,它的發展需要其他產業尤其是交通運輸、商業、餐飲娛樂等第三產業的支持,上海、北京、江蘇、浙江、山東等東部沿海地區較發達的工業基礎增強了對基礎設施和旅游設施的投資能力,帶動了第三產業的發展,優化了產業結構,進一步促進了旅游業發展,而大部分中西部地區由于不利的區位條件和相對薄弱的經濟基礎,旅游業的發展主要依靠獨特的旅游資源稟賦,旅游業的發展受到經濟基礎和產業規模的限制,從而與東部地區的絕對差距逐漸拉大。因此,我國東中西三大地帶的產業發展階段的差異,是構成省域旅游經濟空間差異的重要因素。
4對策分析
1.數據來源
為了確保數據模型的科學性和原始數據的統一性，本文所采用的統計數據均來自《江蘇省統計年鑒》，數據統計時間為 2007年底。數據涉及江蘇省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、揚州市、鎮江市、泰州市以及宿遷市。
2.聚類分析
下表是2007年江蘇省13個地級市的旅游發展水平的統計數據，將表中數據輸入SPSS數據處理軟件做聚類分析。
下表是根據上表07年全省13市旅游統計數據所做的K-means聚類分析的結果：
根據上述分析表格的結果，可將江蘇省13個地級市的旅游綜合實力分為四類。第一類為旅游發達地區，含蘇州和南京兩個城市；第二類是旅游較發達地區，只包含無錫一市，第三類為旅游較發達地區，包括鎮江、揚州、常州、徐州、連云港和南通6市；第四類為旅游欠發達地區，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濟發展水平與本區域的旅游綜合實力有很強的相關性。選取江蘇各地級市2007年GDP收入數據作為衡量各市經濟發展情況的指標，反映各地級市的經濟發展水平。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，呈現了很強的正相關性；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，其對應的GDP排名也很低，兩者之間同樣表現出了正相關性。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）同樣出現在了旅游綜合實力末四位中。由此可見經濟因素對江蘇省旅游也發展的空間差異具有較強的影響。地方雄厚的經濟實力可以為城市提供良好的旅游基礎設施、便捷的市內旅游交通、舒適的酒店、整潔美麗的市容；其次也會使本區域內的旅游資源得到全面開發，讓區域內的旅游資源發揮出它最大的旅游經濟效益；再次，良好的經濟條件也增加了本地居民出游的可能；最后，經濟發展速度較快的地區與外界的物質、技術、信息等交流相對頻繁，在一定程度上促進了區域內商務、會議高層次旅游的發展。
三、區域旅游協調發展的對策
目前江蘇省旅游經濟發展水平與旅游業發展綜合實力都存在過大的差異，不利于江蘇省旅游業長期健康的發展。因此，如何協調各城市之間的旅游業的發展、縮小江蘇省各地級市之間旅游發展水平的差距、使其區域差異在一個合理的范圍之內成了亟待解決的問題，具有很強的現實意義。
1.加強區域之間的旅游協作
要縮短江蘇省各區域之間的旅游發展差異，加強區域之間的協作是很重要的一條途徑。區域協作是指江蘇省內不同地區之間的旅游經濟主體按照一定的章程、協議或合同，將各類資源在地區之間重新配置、組合，以期獲得最大的經濟效益、社會效益以及生態效益的旅游經濟活動。區域協作的內容主要包括：區域旅游發展戰略的共同制定、旅游資源的重組和共享、旅游產品的更新與提升，區域旅游功能的分工、客源市場的共同開拓與互換、聯合促銷、旅游企業之間的優化組合以及區域旅游形象的構建組合等等。有些城市本身雖然自身具有豐富的旅游資源，然而它們缺乏旅游業發展所需的各項基礎設施投資資金、比較有實力的旅游企業、旅游人才等條件，而這些阻礙當地旅游發展的劣勢正是蘇州、南京、無錫、常州等旅游經濟發達地區的強勢，這些強勢為以上地區旅游業的發展提供了廣闊的空間。因此，蘇南、蘇中、蘇北各區域之間可以通過加強彼此間的旅游協作，通過優勢互補來促進各地旅游業的發展。
2.發揮蘇南的輻射作用，帶動蘇中、蘇北的旅游發展
根據前面的分析可知旅游經濟發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先與省內其他城市；從空間的角度上看，江蘇省旅游發展水平向蘇南集聚的態勢非常明顯，要縮短不同區域之間旅游經濟的發展差異，應通過寧鎮揚和蘇錫常所構建的沿江黃金旅游帶的輻射效應，以沿海、沿江兩軸來帶動蘇中、蘇北地區旅游業的發展，最終實現江蘇省旅游業的協調發展和整體水平的提升，當前應特別注重發展蘇中、蘇北地區的國內旅游。
[關鍵詞]非均衡發展模式；公共服務差距；義務教育
一、引言
早在20世紀50年代，佩魯等西方經濟學家就提出區域經濟非均衡發展理論，認為經濟發展的初期需要經歷非均衡發展的“二元模式”，隨著經濟水平的不斷提升，低層次的“二元經濟”必將走向高層次的“一元經濟”，最終實現區域經濟一體化。改革開放以來，建立在非均衡發展基礎上的區域規劃和集中開發，一直貫穿著我國區域發展戰略的始終，全國經濟總量實現了高速增長，但區域經濟和公共服務差距卻較為明顯。以2011年為例，全國31個省（市、自治區）的人均地區生產總值極值比達5.19，人均一般預算支出極值比達5.52。黨的十報告明確提出“基本公共服務均等化總體實現”的目標。因此，在我國繼續深化經濟非均衡發展戰略時期，如何縮小區域公共服務差距尤其是義務教育發展差距，成為當前迫切需要解決的重要問題。
從相關文獻來看，針對如何縮小公共服務差距的研究較多，但由于公共服務供給主要取決于財政支出，大多數學者都將其歸結為財政問題，如Buchanam認為通過完善財政制度可以實現公共服務均等化。BodIIs&Rosenfeld通過加拿大和德國的案例證明了財政轉移支付是實現公共服務均等化的重要手段。劉尚希也將公共服務均等化歸結為財政能力均等化。但不可否認的是，公共服務雖然直接取決于財政支出，但更依賴于地區經濟發展所創造的財政收入，經濟發展作為公共服務供給的基礎，兩者的差距并非不存在關系，尤其采取經濟非均衡發展模式的國家會更加明顯。國內學者對此問題也有論述，冉光和等就公共服務供給和經濟增長的關系從區域差異的角度進行實證研究。馬慧強等構建了我國286個市級以上城市的基本公共服務質量水平測度體系，研究認為基本公共服務水平與城市經濟發展水平呈正相關。丁菊紅從經濟增長與公共服務一般關系理論出發，建立公共服務供給、政府競爭與經濟增長的實證模型，揭示了公共服務差距與經濟發展差距的倒U型關系。
本文將在以上研究基礎上進行拓展，即在我國實施經濟非均衡發展戰略模式下，以義務教育為例對我國區域公共服務差距進行測度，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均等化實現的對策建議。
二、區域公共服務差距產生：理論路徑
假設將一個區域分為兩類，發達地區（A）和落后地區（B），并相應存在兩個地方政府以及一個中央政府。同時，設第i地區的經濟水平為Ei，財政水平為Fi，公共服務水平為Si，i=A，B。由于公共服務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，公共服務的生產函數可以表示為：
Si=S（Fi，μi） （1）
從地方財政支出來源看，一是取決于地方經濟發展所創造的財政收入；二是在分稅制財政體制下，取決于中央對各地方的凈轉移等。公共服務供給函數可以表示為：
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、轉移支付等財政體制形成對地方的凈轉移，vi代表除經濟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）兩邊變量進行差異化處理，比如計算極差、極商等，得出地區間公共服務差距影響的因素函數：
我國區域公共服務的差距主要取決于經濟發展差距，收入分享、轉移支付在內的財政管理體制差距，公共事業發展成本等其它方面的差距（見上圖）。其中：收入分享、轉移支付等財政體制對縮小公共服務差距的作用在國內外研究中已經得到共識，即以中央政府為主體直接調節地區間的可支配財政收入，滿足實現公共服務均等化的財政支出需要，屬于“外部調節”過程；通過提高各地區經濟水平來提升各地財政自給率，進而增強落后地區的公共服務供給能力，則屬于地區“自我發展”過程。在我國實施經濟非均衡發展戰略初期，就形成了區域經濟發展的“二元格局”，從而也導致區域公共服務差距。從理論上可以判斷，區域間公共服務差距和經濟發展差距相伴隨，而包括收入分享、轉移支付等在內的財政調節僅是短期內控制差距擴大的再分配手段。因此，在我國區域經濟非均衡發展模式的深化階段，更需要從區域協調發展來縮小公共服務差距，但該結論還需要得到實證檢驗。
三、我國區域公共服務差距測度：以義務教育為例
（一）評價指標體系構建
就義務教育公共服務而言，我國普及九年制義務教育已經進入攻堅階段，因此需要更加注重其發展的質量和水平。但從我國義務教育發展的相關評價研究看，基本還停滯于普及九年義務教育初期的低標準指標，如入學率、升學率、在校生數、畢業生人數等，這些指標在后“普九”時期將難以反映義務教育發展質量和水平的真實差異，而本文主要圍繞教學條件展開評價，主要選擇師資條件和辦學條件方面的指標，并從《中國教育統計年鑒》（2010）抽取全國30個?。ㄊ小⒆灾螀^）的相關數據進行分析（表1）。
（二）義務教育發展差距測度
在構建義務教育發展評價指標體系基礎上，按照因子分析法的基本步驟，對我國各?。ㄊ小⒆灾螀^）義務教育發展差距進行綜合評價。
1.可行性檢驗。師資條件因子分析的KMO值為0.728，同時Bartlett球度檢驗統計量觀測值為59.76，相應的P值接近于O；辦學條件因子分析的KMO值為0.629，同時Bartlett球度檢驗統計量觀測值為428.26，相應的P值接近于0。兩組數據均適合做因子分析。
2.確定公因子。在師資條件和辦學條件因子分析中，按照累計方差貢獻達到75%的原則，分別選取兩個公因子，其累計方差貢獻分別為88.08%和78.88%，完全能夠反映原始指標的信息量（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濟內涵，在師資條件和辦學條件因子分析中，采用方差最大化正交旋轉法對因子載荷矩陣進行旋轉，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主要反映師資學歷水平，其方差貢獻率高達44.56%；公因子2主要反映師資數量規模，其方差貢獻率達43.52%。在辦學條件評價中提取出兩個公因子，公因子l主要反映辦學設施條件，其方差貢獻率高達54.82%；公因子2主要反映辦學用房條件，其方差貢獻率為24.09%。
4.計算因子得分。設師資條件中的公因子1為Fs1i，公因子2為Fs2i，辦學條件中的公因子1為Fb1i，公因子2為Fs2i，其中i=1，2，…，30表示30個省（市、自治區）。分別以各公因子方差貢獻率占累計方差貢獻率的比重為權重，計算師資條件得分（Fsi）和辦學條件得分（Fbi），將師資條件和辦學條件得分按平均賦權加總得到義務教育發展的綜合得分（表4）。
四、基于Tobit模型的區域公共服務差異解釋
在明確我國區域間公共服務差異狀態的基礎上，本文將進一步采用計量方法檢驗我國區域公共服務存在差距的影響因素。以下分別以義務教育發展水平得分為被解釋變量，圍繞理論分析，分別選取人均地區生產總值、財政收入分權系數、財政支出分權系數和公共支出成本差異系數4個指標作為解釋變量，以此構建我國區域公共服務差異解釋模型。
首先，基于經濟發展水平影響公共服務產出選取人均地區生產總值，該指標主要從綜合的角度來衡量各地區經濟發展情況，人均地區生產總值越高，提供公共服務的經濟基礎就越強。其次，基于財政體制影響財政水平進而影響公共服務產出的主要因素包括財政收入分權系數和財政支出分權系數，該指標計算主要參考陳碩、高琳的研究，其中，財政收入分權系數采用省級預算內人均財政收入與中央級預算內人均財政收入的比值來反映，財政收入分權系數越高，各地區用于公共服務支出的資金就越充足；財政支出分權系數采用省級預算內人均財政支出與中央級預算內人均財政支出的比值來反映，財政支出分權系數越高，地方自主支出能力越大。最后，由于各地區自然、經濟和社會條件存在差異，不同地區提供相同水平的公共服務支出成本不同，因此，從成本等影響公共服務產出的角度選取公共支出成本差異系數作為影響因素，該指標主要參考伏潤民等的測算結果。除此之外，為避免指標在年份間波動，以上解釋變量分別取2006-2010年的平均數，其數據來源于《中國統計年鑒》（2007-2011）和《中國財政年鑒》（2007-2011）。
由于這些解釋變量之間存在內在聯系，直接使用會產生多重共線性問題，因此，本文在構建計量解釋模型之前，首先采用因子分析法將4個具有內在聯系的解釋變量轉化為幾個具有獨立關系的綜合因子。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率達到了99.26%，代表了絕大部分信息。其中：公因子在財政支出分權系數和財政收入分權系數上具有較高的載荷系數（0.926和0.681），反映中央政府與地方政府的財政體制關系；公因子在公共支出成本差異系數上具有較高的載荷系數（-0.915），反映各地方政府公共支出的成本；公因子在人均地區生產總值上具有較高的載荷系數（0.654），反映各地經濟發展水平。根據以上變量關系，構建我國地區間公共服務差異的解釋模型：
θi=α+β1F1i+β2F2i+β3F3i+μi （5）
其中，i=1，2，…，30表示除外的全國30個?。ㄊ?、自治區），α為截距項，β1、β2和β3分別表示政府間財政體制關系、公共支出成本差異和地區經濟發展水平對公共服務產出的邊際影響系數，μ2表示隨機誤差項。由于被解釋變量是各地區公共服務水平的差距反映，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模型來進行估計（表5）。
在模型1中，地區經濟發展水平對公共服務產出存在正向影響，影響系數為0.1440，反映出較高的經濟發展水平能夠形成較強的財力基礎，從而提供更高水平的公共服務。在模型2中，加入政府間財政體制關系作為解釋變量，得出政府間財政體制關系對公共服務產出存在正向影響，影響系數為0.1102，即地方收入和支出分權程度越高，公共服務產出水平越高，同時也表現為地方政府分權對地區經濟發展水平影響效應的帶動，影響系數從原來的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品供給具有負向作用，影響系數為-0.1895，即各地區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數量越低，同時，公共支出成本差異的引入也削弱了地區經濟發展水平和政府間財政體制關系對公共服務產出的促進效應、影響系數分別從原來的0.1470下降到0.1063，從原來的0.1102下降到0.0974。
五、研究結論與政策建議
關鍵詞：主成分分析；聚類分析；經濟發展水平；評價
中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）08-0017-04
引言
我國幅員遼闊、地域廣大。不同區域的資源與環境稟賦情況有較大的差異，這也導致不同地區間的經濟發展水平的差異較大。自科學發展觀提出以來，如何促進區域經濟的協調發展成為一項重要的命題，相關研究也越來越得到重視。而想要通過制定適合的政策來統籌區域經濟的協調發展，就必須對區域經濟發展的水平做出合理的評價，根據實際情況，找出區域經濟發展水平不均衡的關鍵癥結，對癥下藥[1]。本文將結合江蘇省區域經濟發展的現狀，選取反映2015年江蘇省13個地級市經濟發展水平的主要統計指標，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濟發展的基本狀況進行綜合評價，從而分析江蘇省各地級市經濟發展的總體情況以及彼此間的差異，并對其今后的發展提出若干建議。
一、指標的選取及評價體系的建立
在選取合適的評價指標以建立評價體系時，既要考慮能夠反映經濟總量的指標，也要考慮反映經濟質量的指標?；诖耍疚墓策x取了11項指標，構成了江蘇省各城市經濟發展水平的評價體系。這11項指標分別反映了城市經濟發展水平的三個方面，具體如下。
（1） 綜合經濟實力指標：地區生產總值（X1）、公共財政預算收入（X2）、城鎮固定資產投資（X3）、工業總產值（X4）。
（2） 人民生活水平指標：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） 對內對外經濟指標：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）。
根據上述指標，將2015年江蘇省各市的指標值列入表中，得到表1的統計數據。
二、數據處理方法及過程
（一）統計方法
本文采用了主成分分析和聚類分析兩種方法，對江蘇省各市的經濟指標進行分析。主成分分析是一種通過降維技術把多個變量把多個變量化為少數幾個主成分的統計分析分析方法，這些主成分能夠反映原始變量的絕大部分信息[3]。
聚類就是將數據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軟件進行數據處理，用方差最大法進行正交旋轉，使成分負載向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
由于提取公因子無法得到最好的分析結果，所以通過因子的旋轉來獲得更好的解釋，如表3。
從表3可以看出，第一主成分在地區生產總值、公共財政預算收入、城鎮固定資產投資、工業總產值、社會消費品零售總額、進出口總額、實際外商直接投資等指標的載荷較大，這些都是主要反映一個地區經濟總量的指標，所以在本例中我們將第一主成分定義為“經濟總量因子”；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上具有較大的載荷，@是反映人民生活水平的指標，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的得分乘以相應的方差的算術平方根，得出13座城市的主成分1和主成分2的得分，再結合各主成分得分，通過各主成分的方差貢獻率占兩個主成分總方差貢獻率的比重作為權重進行加權匯總求出綜合得分[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行聚類分析。本次聚類采用系統聚類法，距離測度采用平方Euclidean距離，得到系統聚類分析的譜系圖（圖1）
三、結果分析與結果討論
（一）結果分析
根據表4，通過各城市的兩個主成分得分、綜合得分及其排名，結合系統聚類分析的結果，我們發現，江蘇省的13個城市可以較為詳細地劃分為以下四類。
第一類僅有蘇州一個城市?？梢钥闯?，蘇州市的綜合得分遙遙領先于其他城市，在構成指標體系的11項指標中，有9項指標排名全省第一，綜合得分也是遙遙領先。
第二類城市有兩個，為南京和無錫。從11項指標中我們可以看到，大部分指標，南京市和無錫市都分別占據了第二或第三，可見這兩座城市的經濟發展水平在省內僅次于蘇州市；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、揚州、鎮江、泰州。這五座城市均為江蘇省內的沿江城市，有一定的經濟基礎與經濟實力，各項經濟指標均位于省內中游水平。
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，經濟發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）結果討論
從以上的分析結果，我們可以就江蘇省各城市經濟發展水平的情況得出以下結論。
1.各城市間的經濟發展水平差距較大。放眼全國來看，江蘇省的各城市之間的發展差距已經屬于比較小的，但是，光從數據分析的結果來看，即使是省內差距相對較小，江蘇省各城市間經濟發展水平的差距依然十分明顯。
2.經濟發展水平的南北差異明顯。從分類結果我們可以發現，第一、第二類城市，即蘇州、南京、無錫，均為蘇南發達城市，蘇北五市則全都在第四類城市中?？梢?，目前江蘇省的總體情況依然是南部經濟強于北部，且經濟發展水平呈現由南向北遞減的趨勢。
3.通過對城市間分類的進一步細化仍可發現城市間的同異。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濟實力，在全國范圍內也是名列前茅的。第四類的五座蘇北城市則可再細分為兩類，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展上更具優勢，具體體現在這兩個城市在經濟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上排名墊底，與其他城市相比落后較多。
四、對策及建議
根據以上分析結果，我們對江蘇省經濟發展提出以下建議。
（一）充分發揮蘇南核心城市的輻射作用，帶動周邊城市共同發展
從分析結果來看，蘇南的蘇州、南京、無錫三市的經濟實力在省內處于領先地位。而在2016年4月22日《第一財經周刊》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。作為省內的領頭羊，這三個城市應當進一步發揮輻射作用。江蘇省內存在著較為明顯的發展梯次，目前第一、第二類的三個城市都在進行產業升級與轉型，一些轉移的產業進入到第三、第四類城市中則會給這些城市的經濟發展帶來新的活力。所以，應進一步做好省內資源的合理配置，從而實現先發展的帶動后發展的，最終實現全省綜合實力的提升。
（二）加快沿江一體化的進程，推進蘇中融入蘇南
近些年來，隨著交通越來越便利，蘇南與蘇北的聯系也越來越緊密，在這一過程中，南通、泰州、揚州這三個沿江城市獲益最多，相比其他蘇北城市發展更快，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，蘇中與蘇南發達城市的差距依然較大。因此，應當從加強交通設施建設著手，完善城際間的交通運輸環境，尤其是完善沿江以及跨江的交通線路，科學規劃區域內部的產業布局，強化城市間的產業聯系，促進省內沿江城市的一體化發展，堅實推進蘇中城市融入蘇南。
（三）進一步加強對蘇北城市發展的支持力度，努力打造蘇北中心城市
從統計數據和分析結果來看，蘇北城市的經濟發展水平同蘇南，甚至蘇中相比都仍有明顯差距。所以，應進一步加強對蘇北的政策支持，推動蘇北繼續保持快速健康發展。此外，由于蘇北五市與蘇南五市在地理上相隔較遠，所以，亟須在蘇北五市范圍內打造一個中心城市，帶動蘇北整體發展。
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關鍵詞：工業污染；區域差異；環境規制；產業結構；Panel Data模型
中圖分類號：F262 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2011）11-0023-08
一、引 言
環境質量會隨著經濟增長而持續惡化嗎？抑或經濟增長最終會帶來環境污染的減少嗎？環境庫茲涅茨曲線Environmental Kuznets Curve，（EKC）對這兩者關系的描述似乎已被相當多的經驗研究所證明。該曲線表現為“倒U”形態，即在經濟發展初期，環境污染會惡化或加重；當經濟發展達到轉折點（turning point）時，污染水平達到最大值；隨后趨于下降 [1]。但也有一些經驗研究得出的結論與環境庫茲涅茨曲線不一致，研究者們對環境質量與經濟增長的關系仍存在爭論。
中國是否會呈現出工業污染與經濟發展的倒U型關系或者已經呈現這種關系呢？在中國工業化進程中，粗放型的發展模式帶來了大量的工業污染問題。以能夠較好代表工業污染總體水平的工業二氧化硫排放為例，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，中國的工業二氧化硫總量排放與經濟增長沒有呈現出“倒U”形態。而從各省的排放分布情況來看，明顯表現為二氧化硫的排放與經濟增長呈現出“倒U”形態。根據蔡等的研究，中國東部地區已經越過了環境庫茲涅茨曲線的轉折點，而中西部地區還未達到污染水平的轉折點。因此，三大地區之間的工業污染水平變化軌跡與全國表現出來的趨勢并不一致[2]。中國東、中、西部地區經濟發展水平差異較大，產業結構不同，地方政府政策和行為也有一定的差異，在環境規制方面的力度也不相同。那么影響三大地區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。
本文的研究結構為：除引言外，第二部分為相關的文獻與理論回顧；第三部分在增長模型基礎上構建了一個環境變化與影響因素之間關系的簡單模型；第四部分為對我國三大地區的實證分析；最后為相關的研究結論與政策涵義。
二、相關文獻回顧
繼Grossman與Krueger后，國外學者對環境與經濟增長之間的關系展開了大量的研究。在已有研究中，對EKC形態的存在性、影響EKC形態的因素、EKC轉折點的位置等方面存在很大的分歧。
從EKC的形成機制看，經濟發展的規模效應、結構效應、技術效應和收入需求彈性效應會使環境得到改善[3-4]。這種解釋處于一種主導地位，具體來看：（1）規模效應[1]。在經濟發展的初期，一個國家或地區由農業向工業社會轉變，傳統工業發展需要投入大量的自然資源，造成了大量的工業污染，對于落后地區尤其如此。因此，在工業化進程的初期，經濟總量或規模的擴大造成了工業污染水平的上升。（2）結構效應[5-6]。當經濟發展到一定階段后，該地區具有一定的資本積累，但是經濟發展開始受到資源環境的制約。為轉變發展方式，產業結構的轉型升級成為必然趨勢，因此出現兩種結構調整：一是工業結構的內部調整，發展低耗能、低污染工業；二是降低工業比重，大力發展第三產業。這在一定程度上會減少工業污染。（3）技術效應。這種效應主要體現在內生增長理論中[7]。生產技術水平的提高會內生于經濟增長的過程中。在經濟發展的初期，主要使用高污染的技術，達到一定閾值后，轉向使用清潔技術。技術的改進不但能提高能源的利用效率，而且會加速產業的轉型升級。Shafik在研究中曾將技術進步作為其中一個變量進行分析[5]。（4）收入彈性效應[8-9]。隨著收入水平的提高，人們對環境的質量要求也會提高，而對收入增加的要求相對降低。從四個效應來看，經濟發展水平達到轉折點后，規模效應，結構效應、技術效應與收入彈性效應都將有利于工業污染水平的降低。
很多學者還提到了影響EKC形成機制的其他因素，如國際投資與貿易[10-11]；市場機制[12]、收入差距[4]、制度與政策[3]、教育與環保意識[3]、社會資本水平[13-14]等。
針對中國的工業污染問題，學者們得出的結論存在一定的差異。以工業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。張學剛和王玉婧[13]，朱平輝等[14]得到了典型的倒U型的EKC形態。蔡等認為，東部某些發達地區已經越過EKC的轉折點，處于下降階段，而中西部地區處于上升階段，還沒呈現EKC形態[2]。陳華文和劉康兵利用上海環保局的數據得出二氧化硫濃度與人均GDP之間呈現U型形態[15]。綜上所述，即使是對同一環境指標的研究，工業污染與經濟增長之間的關系形態也不一致。概括來講，已有研究中主要存在四種形態：倒U型、正相關型、N型（或倒N型）與U型。在對倒U型的研究中，不同的地區達到轉折點的人均收入也不同。同一地區，不同環境污染指標達到轉折點的人均收入也存在很大差異。
通過對以上文獻研究發現：（1）環境規制力度是被眾多學者所忽視的變量。通過經驗與理論分析，工業污染水平變化的一個重要影響因素是環境規制政策。（2）絕大多數學者在利用全國面板數據建立模型時，忽視了中國東、中、西部之間的地區性的差異。（3）通過分析數據發現，全國各省區第二產業占GDP的比重除個別省份外，絕大多數省份是在2007―2008年左右出現下降。而以往研究并沒有全面地反映產業結構變化對環境污染產生的影響。（4）大部分文獻缺乏對工業污染變化內在機制的理論分析。鑒于上述問題，本文在增長模型的基礎上，研究環境變化的內在機制，并利用全國29省份1993―2009年的年度數據，對工業污染的地區差異進行實證分析。本文從模型估計中試圖驗證：（1）東、中、西部地區是否各自具有經濟增長與工業污染的EKC形態。（2）東、中、西部地區環境規制是否對污染水平的改善具有明顯的效果。（3）各地區的產業結構調整是否已經對工業污染產生積極效應。
三、環境變化的理論模型
假設在一個封閉的經濟主體中，忽略國際貿易與投資對環境的影響，只有一個經濟主體或計劃者（既作為消費者又作為生產者）。經濟主體中的總資本為K，其中K=KY+KE， KY代表用于生產產品的資本，KE表示用于環境治理與規制的資本。設θ=ΚY/K(0
maxW=∫
SymboleB@ 0e－ρtU(C,E)dt（1）
其中，C、E、ρ(ρ>0)分別代表產品的消費量，環境存量與時間貼現率。這里我們把環境當作一種消費品，而不是生產的副產品或生產要素。其中一階導數UC,UE>0;二階導數UCC,UEE
經濟主體在最大化自身福利過程中面臨生產資本與環境治理與規制資本的雙重約束，生產產品的資本約束為：
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，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境變化的內在機制，我們假設效用函數U(C,E)為相對風險厭惡不變的形式，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，環境存量的變化取決于收入水平的變化CC、貼現率ρ、表現為技術水平的A1與FK的結合項A1FKA1+γFK。
模型結論為：收入水平的變化會影響環境的變化；貼現率ρ越高，人們會將更多的資本用于工業生產，而不是對環境規制與治理。但隨著經濟的發展，環境相對于產品的價格會提高，會使貼現率ρ下降，人們進行一定的環境治理投資與規制，使環境發生變化；生產技術水平的變化是導致環境變化的重要因素，從一定程度上，產業結構的變化近似地反應出技術變化對環境的影響。因此，經濟發展水平、產業結構、環境規制力度可能是影響工業污染水平的重要因素。
四、工業污染水平區域差異的經驗分析
1.變量說明與模型設定
本文采用全國29個省份1993―2009年的面板數據，對工業污染與經濟增長的關系形態分別進行東、中、西部地區的估計，樣本點數分別為204、153和136個。數據均來源于《中國統計年鑒》 ( 1993―2010)以及《中經網統計數據庫》。
本文選用的指標如下：（1）人均工業二氧化硫的排放量（以pollution表示，單位為千克/人）為工業污染的量化指標。之所以選擇工業二氧化硫作為工業污染指標，是因為工業二氧化硫是工業和空氣污染的主要組成部分，對大氣環境有顯著的負面影響。從總體來講，工業二氧化硫能夠大體體現出工業污染水平[2]。（2）人均GDP作為經濟發展水平的指標（以y表示，單位為元），為消除通貨膨脹的影響，保持統計口徑的一致性，本文采用以1978年基期價格表示的真實GDP。人均GDP能夠較好地反映經濟發展水平，即規模效應。（3）第二產業占地區生產總值的比重（以industry表示，單位為%）作為地區產業結構的指標，該指標能夠反映工業發展對環境污染的影響。同時能夠代表經濟發展過程中的結構效應與技術水平變化效應。（4）已有研究對環境規制的變量指標選擇并不一致。部分文獻采用去除量的絕對數來代表環境規制的力度。但是采用去除量的絕對數來代表并不能完全準確表示環境規制力度。相對來說，去除量占工業二氧化硫總產生量的比例越大就越能體現出環境規制的力度，同時能夠表現污染企業對規制的真實反應。因此，本文將環境規制力度（以regulation表示，單位為%）以工業二氧化硫的去除量占總產生量的比例表示[13]。
環境規制力度指數=[工業二氧化硫去除量/(排放量+去除量)]×100%
工業污染以及相關變量的統計特征如表1所示。從經濟發展水平來看，三大地區之間的差異比較大，東部地區人均GDP為3 995.61元，遠遠高于中、西部地區；人均工業二氧化硫的排放量則呈現出相反的趨勢，西部的人均污染水平最高，中東部地區污染水平差異不大；產業結構方面，三大地區之間的差異相對較小，但是地區內部的差異比較明顯，比如東部地區第二產業比重最高的省份為60%，最低的省份則不到20%。但是這種內部差異能夠更好地反映產業結構對地區工業污染水平的影響。從環境規制力度來看，東部與中部在環境規制方面要高于西部地區。
根據對本文第三部分理論模型的分析，工業污染水平除了受經濟發展的規模效應影響外，經濟發展過程中的結構效應、技術效應、收入彈性效應以及政府環境規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、第二產業占地區生產總值比重、工業二氧化硫的去除量占總產生量的比例作為解釋變量。同時，為了減少面板數據的異方差對模型結果估計的影響，本文設定經濟增長與工業污染之間的關系為對數模型。在研究工業污染與經濟增長關系時，對數模型相對線性模型更具有優勢[16]。模型設定為：
lnpollutit=α0+γi+θt+α1lnyit+α2（lnyit）2+α3（lnyit）3+α4lnindusit+α5lnregulit+εit
其中，下標t為時間變量，i代表各地區的不同省份。啞變量θt表示時間效應，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、地方政府的環境政策差異等。εit代表隨機干擾因素。本文將基于上式進行討論。模型中系數αi（i=1，2，3）的符號反映出工業污染隨經濟增長的動態變化軌跡。其中，當α10,α30,α20（三次函數型）時，兩者呈現N型形態；α3=0,α20（一次函數型）時，工業污染與經濟增長呈現正相關關系。
2.穩健性檢驗與協整分析
為了避免工業污染與影響工業污染各因素之間出現虛假回歸（spurious regression）的情況，在構建模型之前，首先應該對各序列進行單位根檢驗。進一步，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、西部地區工業污染和各影響因素進行基于面板數據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，檢驗結果見表2所示。檢驗結果顯示，各地區指標的水平值均不能在10%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，因此各變量均存在單位根。但對各變量序列進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，成為平穩序列。因此，工業污染與其他影響因素之間符合進行協整分析的前提。
通過單位根檢驗發現，東、中、西部地區的工業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整關系。為了研究各地區工業污染和經濟增長以及各控制變量之間的長期均衡關系，必須進行協整分析。進行協整檢驗較為廣泛的是選用Johansen方法。但是，根據黃萬陽和王維國[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，對滯后階數的不恰當設定和均衡模型中的序列相關更不穩健。而兩步法關于系數的估計更為一致。以樣本值而不是樣本值的平方根的速度逼近真實參數，即使在模型解釋變量不滿足弱外生性的情況下，系數的估計仍然是一致的。因此，本文運用Engle-Granger[18]兩步法檢驗各地區中變量之間的協整關系，其中Pedroni檢驗使用最為廣泛。Pedroni[19]構造了7個檢驗面板變量協整關系的統計量。其中，面板 v、面板rho、面板PP、面板ADF統計量是用于聯合組內維度描述。組rho、組PP、組ADF統計量用于組間維度描述，檢驗結果見表3所示。通過表3可以發現，東部地區的所有協整檢驗統計量均在1%的顯著性水平上拒絕不存在協整關系的原假設。而中部地區的組ADF-統計量不能在10%的顯著性水平上拒絕不存在協整關系的原假設，但是該地區的其他統計量都比較顯著。因此，綜合各協整檢驗統計量的優缺點，東、中、西部地區的工業污染水平與經濟增長、環境規制水平、產業結構之間存在著長期均衡關系，協整關系成立。
3.計量模型的回歸結果
面板數據的估計有混合模型、變截距模型、變系數模型三種方法。變截距模型的估計又分為固定效應模型(FE)與隨機效應模型(RE)。具體選用哪種模型，要進行參數約束檢驗。具體的檢驗步驟是：首先根據協變分析檢驗即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，則需要繼續采用Hausman 檢驗來判斷是選用固定效應模型( FE)還是隨機效應模型( RE) 。
利用全國東、中、西部地區1993―2009年的工業污染與相關影響因素的數據進行估計。通過F統計量的計算方法得到，三個地區的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。因此本文采用變截距模型。進一步，采用Hausman檢驗方法得出，模型應該采用固定效應模型。為了避免出現序列相關性，增加了AR (1)項。本文運用PLS方法對模型進行估計，估計結果見表4所示。通過估計結果發現，各模型估計的調整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的情況。F統計量都超過給定顯著性水平下的臨界值。
4.工業污染影響因素的區域差異分析
（1）經濟發展水平。通過對估計結果的研究發現，東部與中部地區在不考慮其他因素的情況下，經濟發展水平對工業污染的二次項系數，東部與中部地區均為-0.17。系數分別通過了10%的顯著性水平。因此，對于這兩個地區而言，工業污染水平出現先惡化后改善的情況，經濟發展水平最終會導致環境質量的改善。兩個地區的工業污染水平與經濟發展水平之間的關系是一致的，呈現倒U型形態，符合環境庫茲涅茨曲線的形態。但是，這兩個地區達到轉折點時的人均GDP水平卻不同。這符合Grossman與Krueger[1]得出的結論。從中國的實際來看，在工業發展早期，地方政府為發展本地經濟，采取粗放型的經濟發展方式，大力發展一些高耗能、高污染的產業。雖然使經濟發展水平得到很大的提高，但是工業污染水平的上升速度也較快。經濟發展的規模效應非常明顯。隨著經濟發展水平的提高，收入、技術等效應開始發揮正面的作用，促使污染水平的下降。隨著綠色GDP概念的出現以及各級政府對環境的重視，工業污染水平可能會得到一定程度的改善。但是對一些經濟發展水平相對落后的省份來說，工業污染水平還會持續上升。因此，我們不能完全依靠經濟增長來實現環境的改善。經濟發展不能自動地解決一切工業污染問題。當然，經濟發展水平與政府的環境政策導向對工業污染水平的降低具有重大的意義。但是西部地區的情況并不如此，西部地區呈現出三次函數的形式，表現為倒N型，具有一定的波動性。但是西部地區的污染最終是處于下降階段。
（2）產業結構水平。估計結果顯示，產業結構是影響工業污染的重要因素。東、中、西部的產業結構水平對工業污染的影響存在很大的差異。東部地區第二產業比重與工業污染水平成正相關關系，與于峰等[20]得出的結論基本一致，也基本符合理論預期。東部地區產業結構項的估計系數為0.63，且通過了1%的顯著性水平。這表明，東部地區第二產業占GDP比重每上升1%，工業污染水平就會上升0.63%。與東部地區不同，中部地區的產業結構系數為-0.48，且通過了5%的顯著性水平。這表明，中部地區第二產業比重的提高在一定程度上導致了工業污染水平的下降。第二產業比重每增加1個百分點，工業污染會降低0.48個百分點，這與東部地區的結論相反?？赡艽嬖谝韵略颍褐胁康貐^的重污染行業占的比重較大，導致了工業二氧化硫的排放量較大。隨著生產以及治污技術的進步，中部地區更加注重工業內部結構的優化。雖然第二產業整體比重提高了，但是，污染密集型產業的比重卻處于下降狀態，所以中部地區的工業內部的結構調整能夠降低污染水平。通過圖[2]看出，中國工業二氧化硫的排放量占前三位的行業分別是電力行業、非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉業，占工業二氧化硫排放總量的75.8%。
但是，通過表5我們發現，重污染行業二氧化硫排放強度呈現下降趨勢。以電力行業為例，二氧化硫的排放強度，由2001年的0.23噸/萬元下降到2008年的0.09噸/萬元。非金屬礦物制品業與黑色金屬冶煉業下降的幅度也較大。由于中部地區火力發電行業、礦產加工與冶煉等占有重要的地位。因此重污染行業的這種變化能夠很好地解釋中部地區工業結構變化對環境污染水平的影響。
雖然西部地區產業結構項系數表現為負，但是這并沒有通過顯著性檢驗。因此西部地區產業結構調整對工業污染水平的影響并不明顯。因此，結構與技術減排并沒有對西部地區的工業污染帶來很大的改變。
（3）環境規制力度。理論上講，經濟發展水平越高的地區，環境規制水平也應該越高。從而對環境污染水平的降低更具有顯著作用。環境規制水平是通過企業工業二氧化硫去除量所占總產生量的比例進行衡量。因此，模型的結果一定程度上體現了污染企業對政府環保政策的反應。從模型估計結果來看，東部地區環境規制系數為-0.11，通過了1%的顯著性水平。結果表明，東部地區的環境規制水平每提高1個百分點，工業污染水平能夠降低0.11個百分點。從各地區的工業化水平來看，東、中、西部地區第二產業比重分別為46.35%、45.23%、43.92%。東部地區工業化水平明顯高于中西部地區。較高的工業化水平導致了過多的工業污染，使東部地區更早地意識到了進行環境治理與規制的必要性。經驗也證明，東部地區在治理投資、規制政策上都早于其他兩個地區。比如在國家生態建設示范區中，東部地區示范區的數量占全國的比例為1/2以上。中部地區的環境規制系數為-0.22，比東部地區的系數要大，說明中部地區在環境規制方面的效果比較明顯。原因在于：中部地區存在大量的資源型產業，資源型產業對環保政策的反應最為明顯。環境政策力度的提高使資源型產業發展更加注重提高生產的技術水平。另外，東部地區在規制與治理環境方面能夠為中部地區提供一些經驗。這都在一定程度上使中部地區環境政策的效果提高。盡管西部地區的環境規制對環境污染起到降低作用，但是系數僅為-0.06，治污效果相對較小。西部地區經濟發展水平最為落后，加之西部地區能源相對比較豐富，根據比較優勢理論，西部地區會大力發展能源密集型產業。西部地區勞動力成本相對較低，在一定發展水平內，西部地區會承接東部低附加值的產業。如果采取嚴厲的環境規制措施會限制本地區優勢產業的發展，更多的環境規制會使企業負擔加重。這樣的發展模式會抵消環境規制帶來的積極效果。東部與中部地區的環境規制難度相對西部來講較小。這可能也說明了不同發展階段的地區應采取不同的環境規制力度，即地區經濟發展水平的異質性導致了環境規制力度的異質性。
五、結論與政策含義
本文對環境變化與影響因素之間構建理論模型，在探討環境變化的內在影響機制的基礎上，運用全國1993―2009年東、中、西部三個地區29個省份的面板數據，通過對研究數據進行單位根檢驗與協整檢驗，然后利用計量經濟模型實證研究三大地區的工業污染與經濟增長、環境規制、產業結構之間的關系。研究得到以下結論：一是東部與中部地區經濟發展造成了工業污染先上升后下降，符合環境庫茲涅茨曲線形態，但出現拐點時的經濟發展水平并不一致，西部地區的污染水平呈現出倒N型。二是東部地區的第二產業的發展造成了工業污染水平的上升，而中部地區第二產業比重的提高卻沒有導致工業污染水平上升，這說明中部地區的產業結構調整可能具有后發優勢，工業內部結構優化效果明顯；西部地區的第二產業發展對環境的影響不顯著。三是環境規制的效果在東部與中部地區比較明顯，降低了工業污染水平，而在西部地區作用相對較小，這可能源于不同地區經濟發展水平下經濟發展模式的差異性。
根據計量結果，結合中國區域差異情況，本文的研究具有以下政策含義：一是堅持可持續的經濟發展模式。經濟發展不應該以犧牲環境為代價。各級政府進一步轉變過去的以GDP增長為唯一目標的觀念。將經濟發展與環境生態作為考核地方政績的指標。二是加快產業結構升級。產業結構升級既要注重大力發展服務業，降低第二產業在國民經濟中的比重，又要注重工業內部結構的轉型，降低高耗能、高污染的工業所占的比重，大力發展技術密集型產業，發展循環經濟。三是注重環境規制政策的適應性，提高環境規制的效果。采用排污權交易等方式加大對環境污染總量的控制力度。根據不同地區的實際發展水平，制定出適合各地區經濟發展與環境改善相互協調的規制與治理政策。
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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（責任編輯：于振榮）
收稿日期：2011-08-15
