城市經濟發展水平精選(九篇)

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第1篇：城市經濟發展水平范文

關鍵詞:副省級城市;經濟發展;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業為研究因素,研究了相對資源承載力及其社會經濟發展研究。武春光、于成學對中國副省級城市的知識生產效率進行了測算,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,對副省級城市經濟發展水平進行了比較分析,但是其數據為2007年的數據。

為了避免時間區間對分析造成的誤差,準確反映15個副省級城市的經濟發展水平變化情況,本文運用2001年、2004年和2008年統計數據,綜合運用因子分析和聚類分析,得出15個城市經濟發展的動態變化。

一、指標的選取和數據的采集

1.指標的選取。根據中國15個副省級城市的經濟發展現狀,綜合國內外研究學者關于經濟發展水平的指標選擇∞,在遵循科學性、合理性、可比性和可操作性的原則下。分別選取了六個經濟指標:(1)x1=國內生產總值(億元);(2)x2=人均GDP(元/人);(3)x3=固定資產投資占GDP比重(%);(4)X4=第三產業占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,分別從經濟增長、結構優化、國際貿易等各個角度,全面反映了經濟發展水平。

2.數據來源。本文數據部分是直接來自于各副省級城市統計年鑒,部分是根據數據計算得出。根據分析需要。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據。

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年各副省級城市數據,根據計算,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濟發展水平的綜合指標。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在第三產業產值比重上的載荷值為0.937,因此,F3作為第三產業發展指標。最終,根據得到的因子得分矩陣,得出三個公因子的計算函數: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

根據以上計算函數,最終可計算出副省級城市各自的因子得分,然后,計算出經濟發展水平指數F=(F1×56.766%+F2×23.430%+F3×10.433%)/90.629%,經過標準化,并聚類分析后,可得到15個副省級城市的經濟發展水平排序。同樣,2000年和2004年的計算經濟發展水平指數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濟發展水平排序以及發展趨勢如下表所示:

根據分析,可以得出最終副省級城市經濟發展的聚類結果,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個副省級城市經濟發展結論與建議

1.副省級城市經濟發展結論分析。從上述分析以及分類可知,在副省級城市中,第一類為經濟發展水平極發達地區;第二類為經濟發展水平較發達地區;第三類為經濟發展水平一般地區。

第一類地區為廣州和深圳,這兩個城市的經濟發展水平在副省級城市中處于領先地位,并且比較穩定。這兩個城市都位于珠三角經濟圈,優越的地理位置和優惠的經濟發展政策成為廣州、深圳經濟發展的推動因素。經濟結構方面,兩市的第三產業占GDP總量的比重在2008年都達到了50%以上,表明這兩個城市經濟結構已經由工業主導型變成服務主導型。其中深圳市出口總量已經連續十幾年位居全國大中城市首位,可以說,出口是深圳市經濟發展的重要推動力。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社會主義現代化。第二類地區包括廈門、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。綜合三年的經濟發展指數來看,廈門、杭州、寧波、大連標準化后的指數均為正值,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濟發展水平相對較弱。從2008年數據來看,第三產業比重只有寧波在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展特點。第三類地區是副省級城市中經濟發展水平一般的地區,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,因此經濟發展水平相對其他副省級城市較弱。其次,作為內陸城市,其出口依存度都在3%以下,明顯低于其他副省級城市。

2.副省級城市經濟發展建議。根據以上的分析結果,我們對副省級城市的經濟發展提出以下建議:(1)各城市應該明確自己所處的類別,定位自己的發展方向,在鞏固原有優勢經濟的基礎上,積極發展自己的薄弱環節,做到全面、協調、可持續發展。(2)充分利用國家區域經濟發展的政策作為導向,積極發展自身經濟。比如青島,要緊緊抓住近年來環渤海經濟圈的建設,促進自身發展。還有西部城市,要抓住國家西部大開發的大背景,積極加快自身經濟發展。(3)根據各城市發展實際,調整產業結構,促進第三產業的發展,國際和國內的實踐都表明,越是發達國家和地區,第三產業比重越大。

副省級城市作為各自區域經濟的額中心,是中國區域經濟發展的領導力量,因此,副省級城市的經濟發展水平直接決定其區域的經濟發展水平,各副省級要積極發展自身經濟,提高城市競爭力,發揮和提高區域性城市綜合功能。

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濟發展研究[J].特區經濟,2009,(4).

[2]武春光,于成學,中國副省級城市知識生產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].商業研究,2007,(6).

[4]黃南,李程驊,副省級城市經濟發展水平比較與實證分析[J].珠江經濟,2008,(9)

第2篇：城市經濟發展水平范文

關鍵詞 長江三角洲地區;循環經濟;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個省轄市在內的長江三角洲地區,是我國經濟發展 速度最快、經濟總量規模最大的地區,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基地。2008年度統計數據分析表明,長三角地區以占全國1%的土地承載了全國5.8%的人口、創造全國18.7%的國內生產總值。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%。保持長三角地區的經濟增長與人口、資源環境的可持續發展,對中國經濟的健康發展有重要意義。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改革開放和經濟社會發展的指導意見》,提出了長三角地區“科學發展、和諧發展、率先發展、一體化 發展”的要求,實現經濟、社會、環境與能源和諧發展是長三角區域的戰略之一。研究長三角洲地區循環經濟發展水平,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容。

1 長江三角洲地區城市循環經濟發展的現狀與特點1.1 經濟快速增長與環境污染增長的趨勢并存

長三角二省一市GDP從2000年的19 465.89億元發展到2007年的56 387.31億元,7年內增加了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 環境污染是影響未來區域經濟協調發展的重要因素

環境污染是整個長三角地區面臨的最嚴重的問題,也是其進一步發展所亟需解決的問題。由于大規模發展加工工業,水污染、大氣污染、噪聲污染、固體廢棄物污染“四大殺手”正威脅著長三角經濟和城市的良性發展。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,工業廢水排放量增長了31.0%、工業廢氣排放量增長了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環境脆 弱帶,并已出現一些環境問題,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。從長三角目前的經濟發展趨勢看,如果不改變生產方式和調整產業結構,對環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域經濟的整體發展。

王保乾等:長江三角洲城市群循環經濟發展水平的實證分析

中國人口•資源與環境 2010年 第9期1.3 國民經濟發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濟發展一直保持同向增長的態 勢。從彈性系數分析,“十五”期間,長三角的能源消費彈性系數為0.780 1。“十一五”期間的前二年,能源消費彈性系數為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甚至超過了1.0,上海和浙江省的能源消費彈性系數也處于較高值的狀態。雖然 “十一五”期間前二年有所好轉,但仍可以看出,長三角的經濟發展對能源的依賴性很強,這種局面短期內難以根本改變。

1.4 能源需求對外的依存度高

長三角地區經濟發達,但能源資源短缺,所消費的煤炭、原油、天然氣,全都依賴省外調入和國外進口。上海的一次能源幾乎全部要由外地調入,其中煤炭全部從外省市調入,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%;浙江省自產原煤僅14萬t,水電與核電發電量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外市場;江蘇省能源供應以省外調入為主,能源自給率低,2006年江蘇省自產原煤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域經濟社會可持續發展。

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氣體對大氣環境污染嚴重,減排壓力很大,短期內難以改變。

2 長三角洲地區循環經濟指標體系的選擇

世界經濟發展進程的規律表明,當地區人均GDP處于500-3 000美元之間時,往往 是人口、資源、環境瓶頸制約最嚴重的時期。長三角目前就處于這一發展階段,轉變經濟增長方式,大力發展循環經濟,走可持續發展道路是提升長江三角洲城市群全球競爭力的必由之路。

依據國內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、 系統性、可比性和指標的可獲取性為基本原則,重點突出循環經濟的“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經濟發展水平指標評價體系(見表1)。這些指標涵蓋了循環經濟評價最核心的內容,因此,能夠科學、客觀地反映城市的循環經濟發展水平。

3 循環經濟指標的主因素分析

3.1 數據的采集

本文將選取18個指標,對長三角16個城市2008年的面板數據進行研究,目的是尋找能夠衡量循環經濟水平的主要因素,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,然后根據分析結果進行因子解釋。本文使用SPSS軟件,在對數據進行標準化處理、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經濟現象的各因素的線性關系,基本上能解釋原數據的絕大部分信息,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 長三角循環經濟發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循環經濟發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)X6萬元工業產值污水排放量(t/萬元)X7再利用及資源化指標工業污水達標排放率(%)X8化肥施用強度(折純)(kg/hm2)X9農藥使用量(kg/hm2)X10工業固廢綜合利用率(%)X11第三產業占GDP的比率(%)X12無害化指標城鎮生活污水集中處理率(%)X13城鎮生活垃圾集中處理率(%)X14綜合性指標建成區綠化覆蓋率(%)X15地區生產總值(萬元)X16人均GDP(元)X17地區生產總值增長率(%)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城鎮生活垃圾集中處理率、X15建成區綠化覆蓋率、X18地區生產總值增長率、X6萬元GDP二氧化硫排放量成正相關,與X16地區生產總值、X12第三產業占GDP的比率成負相關。

根據經濟發展與資源消耗于環境污染的相互制約關系,因子F1包含了環境、能耗和經濟發展幾個方面的信息,定義為綜合發展因子。因子F2在X16地區生產總值和X17人均GDP上有較大負荷,定義為經濟發展因子。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工業污水達標排放率、X9化肥使用強度、X10農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,體現了資源再利用及資源化與經濟發展的正相關關系,此因子定義為再利用及資源化因子。

根據因子負荷矩陣(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,因此函數關系為:

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產值污水排放量0.5170.5050.266-0.2640.4920.125工業污水達標排放率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農藥使用量-0.5870.1370.393-0.483-0.1070.330工業固廢綜合利用率-0.016-0.1040.4310.3830.3070.299第三產業占GDP的比率-0.5560.211-0.5630.2900.2810.341城鎮生活污水集中處理率-0.3090.4270.6220.109-0.2310.181城鎮生活垃圾集中處理率0.697-0.3170.263-0.2770.1020.180建成區綠化覆蓋率0.6620.5290.0420.2270.031-0.045地區生產總值-0.6700.532-0.1810.387-0.104-0.119人均GDP-0.2320.5630.1690.500-0.1680.167地區生產總值增長率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%,說明各城市在循環經濟發展水平上存在一定差距。總體來看,綜合發展因子對循環經濟的總得分貢獻率為23.03%,經濟發展因子對循環經濟總得分的貢獻率為17.69%。在城市發展的初級階段,受資金、技術、人力資源等多方面因素的影響,生產活動往往會選擇一些資金投入少、技術水平較低的產業作為其發展的重點。像泰州、南通這樣的相對來說循環經濟水平較低的城市,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。工業總產值主要集中在紡織業,電力、熱力的生產和供應業,建筑業,黑色金屬冶煉及壓延加工業等技術水平不高,資源、能源消耗較高,對環境影響較大的產業。而當城市經濟水平發展到一定階段后,隨著資金、技術不斷積累,生產工藝技術不斷改進及循環經濟意識的不斷提高,城市循環經濟發展水平也不斷提高。

資源消耗因子對循環經濟貢獻率為15.34%,說明資源消耗型產業仍然占有相當比重,未來長三角必須走能源集約型道路。依靠科學技術開發環保技術,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,政府應大力支持發展環保產業。

3.3 聚類分析

聚類分析的基本原理是,首先將一定數量的樣品以指標各自看成一類,然后根據樣品(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。

系統聚類法是根據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。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。相似系數接近于1或-1時,認為樣品或指標之間的性質比較接近;相似系數接近于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展因子和經濟發展因子上占到了絕對的優勢地位,上海經濟發展水平高,地理位置優越,資源的投入量比較大,生產效率較高,第三產業比較成熟,但受人口、資源、環境的約束,經濟發展潛力較其他城市不大。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、鎮江、舟山為第三類城市。 第二三類屬于大中型城市,發展潛力大,自然地理環境較好,但在污水治理、廢物處理、第三產業發展上與第一類城市存在一定差距。

4 長江三角洲地區的循環經濟功能定位與產業分工4.1 第一類城市

上海市循環經濟理念實踐較早,金融、貿易、物流等服務業比較發達,循環經濟的發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,根據上海目前的實際情況,應注重前端治理,把重點放在生產和消費的減物質化上,預防經濟“長胖增重”;加大末端廢棄物處理,逐步實現自然資源循環利用。

上海是經貿樞紐驅動型城市,它的地域優勢是經貿聯系廣泛,經濟腹地大,經濟發展快速,帶動科技創新,使其循環經濟靜脈產業中的技術創新優于長江三角洲其他城市。但缺點是土地、能源匱乏,在循環經濟的建設上,改變消費方式比改變生產方式更為重要。消費的短期政策思路是直接規范消費領域存在的資源浪費型和環境不友好型的不可持續的消費現象,長期的政策思路是通過宣傳教育改變人們的生活、消費價值觀,建立和強化人們的資源環境意識。

優先發展與經濟生產、社會生活和生態環境相匹配的現代服務業,如現代物流、濱江臨海休閑觀光業、信息服務業、商貿會展、文化服務業等等。以世博會的召開為契機,積極開展上海循環經濟的國際合作交流,尤其是在開發實用技術和先進工藝方面、生態工業園區建設方面,提升發展高附加值、高關聯度、低物耗能耗的高科技創新產業和先進制造業,上海市將成為長三角甚至全國學習、借鑒和引進循環經濟先進經驗的窗口城市。

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、文化資源優勢,具備建設創新型城市的潛力。但是,制造業高度發達、城市群集聚度高,環境污染問題比較嚴重。

發展循環經濟的首先任務是依靠高新技術和工藝,改造傳統制造業,構筑循環經濟的技術支撐體系。目前,這些城市發展循環經濟的重點是積極調整產業結構,擺脫資源約束和降低環境污染水平,包括信息技術、生物技術以及環境無害化技術,替代技術、再利用技術、系統化技術等等。循環經濟政策的重點是加強制造業技術改造的金融支持,改變大多數企業技術改造資金不足的問題。

在區域經濟發展層面,充分利用區域間的分工,優先發展資源消耗低和環境影響小的產業,停產或轉移目前難以改造升級的生產企業。有步驟地發展現代服務業,盡快改變工業生產中資源和能源粗放利用的現狀。同時,促進綠色、生態、高效的都市循環型現代農業的發展,以附加值較高的綠化、良種、花卉等產業為主,發展節水型、土地集約型高效農業。

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達地區,這些城市的支柱產業多屬于排放固廢污染較多的傳統產業,傳統“粗放型”經濟發展方式,導致嚴重的流域性生態破壞和環境污染,經濟發展與環境保護之間的矛盾突出。

作為長三角區域循環經濟體系的重要組成部分,該區域承載各類固體廢棄物分類拆解和再資源化的產業,即對傳統的工業生產的70%-80%工業廢棄物進行再利用,同時對電視機、電冰箱、空調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業的市場基礎。

第三類城市擁有豐富的自然生態資源和悠久的人文歷史,以及廣闊地種植、養植、及農產品加工體系,適合發展度假、休閑、會議等“農游合一”、“城鄉互補”的第三產業。一方面為一、二類城市居民提供綠色、安全、無污染的農產品,另一方面營造田園風光式的綠色生態環境,吸引發達城市居民休閑度假。需要當地政府從資金、稅收、金融保障等方面制定優惠政策扶持。

5 結 論

本文對長江三角洲地區16個城市的循環經濟發展水平進行了實證研究。因子分析表 明經濟發展因子、資源消耗因子、再利用及資源化因子是影響循環經濟發展水平的主要因素。聚類分析表明該區域的16個城市按循環經濟發展水平明顯分為三個層次,這三個層次基本上與經濟發展水平相一致,說明經濟發展初期階段往往要以犧牲環境為代價。根據三類城市循環發展水平及區域功能定位,三類地區循環經濟發展政策既相互支撐,重點產業各有特色與分工。上海市應當發展以金融、貿易、物流等為主的服務業,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用高新技術和工藝改造傳統制造業,構筑循環經濟的技術支撐體系。以常州、湖州、嘉興等城市為主的三線城市重點發展資源回收產業和農游合一生態旅游產業。

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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：城市經濟發展水平范文

關鍵詞：城市化水平；經濟發展水平；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

城市化與經濟發展水平具有的高度關聯性[1]。城市化與經濟發展水平之間關系的空間格局研究，對區域城市化與經濟發展道路的選擇具有明確的實際指導意義。目前，對城市化與經濟發展水平關系的研究，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，中國城鎮化進入快速的發展時期，在快速發展的過程中，有些地方出現了片面追求城市化速度、忽視了城市化速度與當地經濟發展水平的關系，使得城鎮化對當地經濟社會發展產生了消極影響。本文基于國際和河南的城市化與經濟發展水平的數據，通過定量的比較方法，側重從市域的空間尺度出發，分析河南省城市化與經濟發展水平關系的空間格局特征。

一、研究方法與數據來源

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濟發展水平關系為客觀判斷標準，能夠對各地區的指標進行客觀的比較分析，更直觀的反映城市化與經濟發展水平間的關系，增加地區類型的區分度。

具體數據處理方法如下：（1）選取2009年河南省多個地市的人均GDP（PCGDP）和城市化率（UBRAN）作為處理數據。（2）將兩個指標數據進行z-score標準化處理，生成經濟發展水平指標（ZPCGDP）和城市化水平指標（ZUBRAN）。標準化處理主要是由于數據單位不同，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）數據分析，經過處理后的數據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，即完全協調。當ZPCGDP-ZUBRAN>0時表示城市化滯后于經濟發展。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。據此，把城市化水平和經濟發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、基本協調、城市化輕微滯后、城市化中度滯后、城市化嚴重滯后。

2.數據來源。本文旨在對城市化與經濟發展水平關系的市域間比較分析，主要數據指標為城市化指標和經濟發展水平指標。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。經濟發展水平采用人均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，能表達出多個經濟相關的維度信息，聯合國和世界銀行均主要采用其作為衡量各國經濟發展水平的指標，在一定程度上包含著產業結構、工資收入等信息，因為產業結構與工資收入與GDP之間存在關聯關系[3]。另外，多國的數據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濟發展數據作為比較研究數據，其數據來源于世界銀行在線數據庫，樣本選取采用2009年216個國家和地區數據，去除數據缺失的國家和地區，共有190個樣本點。河南省的各地市的城市化和經濟發展數據來源于《2010年河南省統計年鑒》，共18個地市，最終樣本數為208個。

二、2009年河南省城市化與經濟發展水平格局

1.河南省經濟發展水平格局。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年經濟發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。全省經濟發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、新鄉市、南陽市、開封市、信陽市、商丘市、駐馬店市、周口市。經濟發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濟發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年河南城市化與經濟發展水平關系格局

1.各地城市化與經濟發展水平關系類型劃分。根據前述數據處理方法，對河南省地市的人均GDP和城市化率數據進行處理，根據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）、基本協調（III）、城市化輕微滯后（IV）、城市化中度滯后（V）。

I類區屬于城市化中度超前地區，屬于該區的只有鄭州市，其城市化水平為63.41%，人均GDP為44 231.35元，是河南經濟最發達、人口最為集中的城市。

II類區屬于城市化輕微超前類型，屬于該區域的只有鶴壁市，其城市化水平為49.62%，人均GDP為25 369.96元。鶴壁市近年來經濟發展迅速，城市人口不斷增長，但總人口數較少，因此其人均GDP和城市化水平相對較高，發展態勢良好。

III類區屬于基本協調類型，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。其城市化和經濟發展水平潛力較大。

IV類區屬于城市化輕微滯后類型，包括新鄉、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。經濟發展水平偏低，城市化水平落后。

V類區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，經濟發展水平和城市化水平都較低。

2.各地城市化與經濟發展水平關系的特征。根據上述分類結果，用ARCGIS軟件繪制河南省城市化與經濟發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調，城市化超前的城市鄭州和鶴壁相對分散。

結論

河南省城市化與經濟發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；基本協調型4個，濟源、焦作、三門峽、洛陽；城市化輕微滯后型10個，新鄉、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濟發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，部分屬于基本協調，多數屬于輕微滯后型。

河南省在市域尺度上經濟發展水平和城市化水平關系區域分布特征上，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，再到城市化基本協調，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濟發展水平關系進行了分類，并分析了空間格局特征，為各地認識自身發展規律，因地制宜的推動城市化與經濟協調發展提供有益參考。

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第4篇：城市經濟發展水平范文

依據城市物流發展水平與城市經濟發展水平的一致程度，將其分類為超前、匹配和滯后三狀態。只有城市物流與城市經濟發展水平匹配，效用才會最大。他們的匹配是強調城市物流供給與城市經濟發展的需求相匹配。所謂匹配考察的包括單純的量上的匹配，更強調質上的匹配[3]。超前區：城市物流需求不足，小于城市物流服務供給。超前區里可能是城市經濟并沒有預期繁榮，物流需求量不足，導致物流供給量過剩，市場反映出來的現象是物流設施設備大量閑置。另一種情況是物流企業不顧城市整體經濟較落后的現實情況，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：城市物流需求與供給基本均衡，其表現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象。匹配區內城市物流技術可能不是最先進的，物流設施不是最新的，物流發展水平也不是最高的，但其職能效用得到最大化，對城市經濟的輔助協調作用體現得最明顯。滯后區：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。造成上述現象的原因是物流發展水平遠比城市經濟發展水平落后。

二、城市物流對城市經濟的影響

城市物流支撐著城市日常經濟活動的正常運行。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濟的影響作用不言而喻。值得提出的是，城市物流對經濟發展有正負兩面影響。

1.負面影響無論城市物流發展水平是位于超前區或滯后區，對城市經濟和環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濟發展時，其典型表現是庫存倉儲量大、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域城市間職能分工與合作，嚴重損害區域城市經濟的“吸收”與“輻射”面積，更不利于生產效率的提高。另一種偽命題是認為城市物流發展水平越快越好。須知若城市經濟發展速度跟不上，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，最后物流產業只能成為當地產業的累贅。

第5篇：城市經濟發展水平范文

[關鍵詞]城市經濟；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

城市經濟是以市級行政區劃為地理空間，以市級政權為調控整體，以市場導向，優化配置資源，具有地域特色和功能完備的區域經濟。但是，由于傳統的生產力布局上的不同，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發展不平衡的省份，各城市在經濟社會發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濟發展現況，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，進而促進新疆各城市社會經濟協調發展，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據的客觀性、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濟發展水平，從城市經濟發展總量、城市發展規模、社會發展水平、居民生活質量四個子系統出發，分析了十個原始數據和統計指標，構成了新疆城市發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，分別從城市經濟發展規模、城市產業結構、農業生產規模、工業生產規模、消費品銷售、第三產業發展等方面來反映城市經濟發展特征（除特殊標記外單位均為萬元）。

X1：國內生產量總值X2：固定資產投資量

X3：社會消費品零售總量X4：地方財政收入

X5：工業增加值X6：第一產業生產值

X7：第二產業生產值X8：第三產業生產值

X9：城鎮化率X10：居民儲蓄存款余額

X11：城市用電量（萬千瓦小時）

X12：農作物播種面積（千公頃）

X13：教育事業費

X14：在崗職工平均工資

2 因子分析在經濟研究中的應用

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部的依賴關系出發，把一些具有錯綜復雜關系的變量（指標）歸結為少數幾個綜合因子的一種多變量統計分析方法，并且這些少數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，且都已經經過標準化，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 樣本選取及數據來源

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濟發展狀況。本文中的所有數據均來源于2012年新疆統計年鑒及各市統計局的有關資料。

2.3 數據處理結果

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。綜合經濟實力因子：X1、X5、X7。農業發展實力因子：X6、X12、X13、X14。第三產業發展因子：X3、X8、X10。工業發展水平因子：X2、X5、X7，同時可以發現累計貢獻率分別為：0.448、0.549、0.746、0.905。

依據因子載荷矩陣，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：

影響城市經濟發展的主要因子是經濟發展整體水平和工業生產規模，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，綜合經濟實力因子是基礎，并決定著其他因子的發展。綜合經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，綜合經濟實力因子為0.952，遠遠高于其他城市，其第三產業發展因子，工業發展水平因子分別為0.325、0.469，大大超過其他城市的水平，這說明隨著經濟的發展，人民對生活水平質量也提出了新的要求。

局部看來，各城市工農業發展較為不平衡，差距較大，綜合經濟實力因子得分高的城市，但其農業發展實力因子得分并沒有得到相應的提高。相反，農業發展實力因子得分位居各市前列，而其綜合經濟實力因子得分卻遠遠落在后面。這說明在發展城市經濟的過程中，一方面各城市工業發展較為不平衡，差距較大，另一方面，工業發展卻是決定城市經濟的主要因素。

3 基于因子得分的鄉鎮經濟聚類分析

根據各個城市主因子得分數據，采用類平均法進行聚類分析，大致將新疆10市的城市經濟發展狀況分為三類。

第一類：烏魯木齊市。烏魯木齊市工業經濟實力強，農業和第三產業發展水平也較好，綜合發展實力較強，綜合經濟發展水平也尤為突出。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%），包括國民生產總值、工業增加值、第二產業生產值，而第三產業比重、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濟實力，在10城市經濟發展水平最高。

第二類：昌吉市、克拉瑪依市、石河子市。這幾個城市綜合經濟實力相對也較好，但與經濟發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勢特點結合起來，并加大基礎設施的投資，為經濟的發展打下較好的基礎，以提高其整體經濟水平。

第三類：喀什市、阿克蘇市、阿勒泰市、塔城市、庫爾勒市、奎屯市。這些城市以傳統農業經濟為主，農業經濟實力較強，但其工業和第三產業基礎薄弱，綜合經濟實力一般。

4 結論及建議

通過以上分析，我們可以知道，與地區生產總值關系最密切的是工業的發展，其次是第三產業的發展。了解了促使地區經濟發展的主要因素，我們便可以對癥下藥，即大力發展地區工業和第三產業。但是我們不能只追求眼前的經濟發展而犧牲未來的長遠發展，我們應該在尊重自然發展的客觀規律的基礎上，大力發展本地區工業和第三產業的同時，加強對周邊環境的保護，從而追求地區乃至整個國家長遠的可持續發展。

烏魯木齊作為新疆最發達的一個城市，在經濟社會發展過程中，應大力發展第三產業，特別是現代服務業的比重，如大力發展物流業和服務外包業。此外，應充分發揮資源優勢加大科技投入，進行技術創新，降低對電力和能源的需求，提高GDP產出效率，實現又好又快的發展目標。而對于喀什、奎屯等城市，由于其經濟社會發展基礎比較薄弱，差距是全方位的，要實現全面趕超，首要的任務是加快基礎設施建設、努力提高經濟發展水平和經濟實力。加強科技投入，大力調整產業結構，重視招商引資工作，增強企業實力，同時調整農業種植結構，發展各自的特色農業、生態農業。

世界經濟趨于全球化，經濟運行打破了國界，使城市與城市、企業與企業之間的競爭日益加劇。所以城市的發展不僅要面對國內其他城市的競爭，而且還將遇到世界強國和經濟實力強勁城市的挑戰。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（世界貿易組織）后，我們的諸多產業將面臨直接與國際上同行業競爭的局面，而我們這些產業起步晚、水平低，且由于長期受國家計劃經濟的保護，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，對我們的生產和發展無疑是一種嚴峻的考驗、城市經濟也將面臨巨大的挑戰。為了迎接這樣的挑戰，我國城市經濟發展的戰略思路須作出一系列調整：①加強基礎設施建設，落實投資積累政策。②加快工業化和城市化進程，推動產業結構升級。③順應潮流，結合國情，調整城市發展戰略。

參考文獻：

[1]王學民.應用多元統計分析[M].2版.上海：上海財經大學出版社，2004.

[2]趙瑩雪.縣際經濟差異與協調發展研究[J].經濟地理，2003，23（4）：467-471.

第6篇：城市經濟發展水平范文

關鍵詞：混合市場；混合所有制經濟；城市經濟增長；所有制結構；國有經濟；私營經濟；港澳臺經濟；外商經濟；國有企業改革

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濟，是基本經濟制度的重要實現形式。混合所有制經濟的內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濟，指由不同出資者投資共建或由不同所有制經濟組織聯合組建而形成的一種企業形式；廣義的混合所有制經濟，指各種不同所有制的經濟相互聯系、有機結合而形成的一種宏觀經濟形式和體制結構。中國的市場經濟體制作為一種特殊的轉型經濟體，與一般市場經濟體的一大差異就是企業產權制度的多樣化。

學術界關于經濟體制和所有制結構的研究由來已久，對混合所有制經濟與經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濟行為的學者是Merrill & Schneider（1966），他們主要研究了國有企業和私人企業如何通過互動行為實現政府對企業運營的影響。Miyazawa（2008）基于數量競爭的假定研究證明，在國有企業與私營企業共存的混合市場中，即使國有企業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生產函數和線性對數模型分析認為，非國有經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）探討了經濟周期不同階段國有經濟對經濟增長的作用機制，認為國有經濟對我國經濟健康發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改革的一個方向。賀燦飛和潘峰華（2006）研究發現，企業、產業以及區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，越能發揮市場機制在資源配置中的決定作用，城市競爭力和經濟活力越強。Phillips & Shen（2007）基于中國省級面板數據的計量檢驗發現，國有企業規模和省域經濟增長率之間存在顯著的負向關系。劉瑞明（2011）對中國1985―2008年的數據分析發現，國有經濟比重的下降顯著促進了地區經濟增長，認為地區間的“經濟收斂”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據的實證分析表明，地區國有工業比重與地區經濟增長、金融發展水平、對外開放水平以及勞動力充裕程度呈負相關。

任毅，東童童：混合所有制經濟有效推動了城市經濟增長嗎？

綜上可知，以往研究所有制結構對經濟發展影響的文獻，多從單一所有制經濟角度入手，鮮有研究多種所有制經濟共存的混合市場武常歧和李稻葵（2005）指出，中國市場環境的一個顯著特點是不同所有制企業在同一市場競爭；企業大體可以分為國有企業、民營企業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境、目標等發展條件不同，產生的績效也不同，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濟、私營經濟、外商及港澳臺經濟等多種所有制形式的經濟類型，并且不同的經濟類型的目標函數和市場行為不同，則認為該市場為混合市場。 對經濟發展的影響。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濟為研究對象，分析在混合所有制市場中多種所有制經濟共同發展對城市經濟增長的作用。

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、直轄市和自治區的地級以上城市（不包括港、澳、臺地區），時間區間為2003―2013年。由于一些城市存在數據的缺失以及統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。本文所有數據均來自于2004―2014年的《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》和《中國區域經濟統計年鑒》以及各省、市的政府網站；對于確實無法獲取的個別數據，采用插值法進行補齊。

在統計年鑒中，規模以上工業企業的劃分有兩種方法：一是按登記注冊類型劃分為內資企業、港澳臺企業和外資企業三大類，其中內資企業又包括國有企業、集體企業、股份合作企業、私營企業、股份有限公司、有限責任公司、聯營企業和其他內資企業八種；二是按經濟類型劃分為國有經濟、集體經濟、私有經濟、港澳臺經濟、外商經濟和其他經濟六種。本文采用第二種劃分方法，由于一些城市集體經濟和其他經濟這兩種經濟類型的份額非常低，在統計年鑒中并沒有體現，因此樣本數據選取了國有經濟、私有經濟、港澳臺經濟和外商經濟這四種經濟類型。

本文構建所有制多樣化指標，即各類型所有制工業產出占比的平方和，以表示混合所有制經濟的發展程度：

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表示經濟類型j，n代表混合市場i共有n種經濟類型的工業企業，grossij表示混合市場i的第j種經濟類型的規模以上工業企業總產出，pgrossij表示其在所有經濟類型規模以上工業企業總產出中的比重。對于n[]i=1pgrossij2，某地區（城市）各種所有制經濟類型產出所占比重越趨于平均化，該指標越小（最小值為1/n，此時定義為企業所有制多樣化程度最高）；反之，當所有制經濟類型越趨于單一化，該指標越大（最大值為1，此時定義為企業所有制多樣化程度最低）。由于本文的選取了四種經濟類型作為研究對象，因此diversityi的取值范圍是[25，100]。

本文選取非農業產出作為被解釋變量，解釋變量除了所有制多樣化指標外，還包括規模以上國有企業產值、私營企業產值、港澳臺企業產值和外商企業產值四個變量。同時，根據已有研究的成果，從要素和資本、區位和稟賦、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年提出了分位數回歸（Quantile Regression）的方法，相對于最小二乘估計，分位數回歸具有多方面的優勢，特別適合具有異方差的數據模型，不要求很強的分布假設，不易受到異常值的影響，估計結果更加穩健。因此，本文采用分位數回歸進行實證分析。

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從最初的14個發展為如今的37個。這些沿海開放城市享受的特殊投資和發展政策，極大地推動了當地的經濟發展，從而使得東部沿海地區率先獲得了改革開放的紅利，城市經濟發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年重慶直轄后變為15個城市）。在國民經濟和社會發展規劃上，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，在經濟發展水平上領先于地級市，城市化發展進程和水平處于較高階段。

2.混合所有制經濟對城市經濟增長的長期及短期影響

為了更為清晰地考察企業所有制多樣化以及不同所有制經濟對城市經濟增長的影響，本文從長期和短期兩方面進行深入探討，表2中的數據是2003―2013年全國255個城市面板分位數估計結果，表3和表4分別是2003―2007年和2008―2013年的面板分位數估計結果。

從長期來看，混合所有制經濟對城市經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的絕對值在0.5分位點最大，并且整體呈現倒“U”型變化趨勢。在各種所有制經濟中，國有企業對城市經濟增長的推動作用最大，其他三種經濟類型對城市經濟增長的推動作用相對較小。其中，國有企業的系數呈現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0.06；私營企業在0.75分位點達到最大系數0.03；港澳臺企業和外商企業則分別在0.9分位點達到最大系數0.02和0.03。總體來看，近十年來，城市經濟發展水平位于前50%的城市，混合所有制經濟對城市經濟增長貢獻顯著；城市經濟發展水平位于前10%的城市，國有企業、港澳臺及外商企業的發展對城市經濟增長的貢獻顯著；城市經濟發展水平位于前25%的城市，私營企業的發展對城市經濟增長貢獻顯著。

從短期來看，混合所有制經濟對城市經濟增長的推動作用在兩個時間段中呈現“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絕對值，呈現隨分位點上升而上升的變化趨勢；2008―2012年中，該變量對經濟增長的影響明顯降低，在0.5分位點達到最大。國有企業和私營企業對城市經濟增長的影響基本呈現“前低后高”的趨勢，港澳臺企業和外商企業對城市經濟增長的影響則呈現“前高后低”的趨勢。2003―2007年，國有企業在0.9分位點達到最大系數0.04，私營企業在0.75分位點達到最大系數003，港澳臺企業和外商企業分別在0.9分位點達到最大系數0.03和004；2008―2012年，國有企業在0.9分位點達到最大系數0.08，而私營企業對城市經濟增長的影響則明顯降低，港澳臺企業和外商企業最大系數都在0.9分位點處達到0.02。總體來講，經濟水平處于前50%的城市，混合所有制經濟對經濟的推動作用顯著，并且這種影響力在2003―2007年最為明顯；經濟水平處于前10%的城市，國有企業對經濟的推動作用顯著，并且這種影響力隨時間推移而增大；經濟水平處于前25%的城市，私營企業對經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；經濟水平處于前10%的城市，港澳臺企業和外商企業對經濟的推動作用顯著，并且這種影響力在2003―2007年較為明顯。

3.混合所有制經濟對城市經濟增長影響的區域差異

為了進一步剖析混合所有制經濟以及不同所有制經濟影響城市經濟增長的區域差異，劃分東、中、西部地區進行分析。表5是2003―2013年東、中、西部地區面板分位數估計結果。

東部地區：混合所有制經濟對城市經濟增長的作用顯著，在0.9分位點所有制多樣化的系數為正，其余分位點均為負，并且系數的絕對值隨著分位點的增大而增大。國有企業對城市經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；私營企業對城市經濟的增長作用在0.5分位點開始比較顯著，并且在0.75分位點達到最大；港澳臺企業和外商企業分別在0.75和0.9分位點達到最大系數。

中部地區：混合所有制經濟對城市經濟增長的作用十分顯著。所有制多樣化的系數均為負，說明混合所有制經濟對中部地區城市經濟增長起到了重要的推動作用；國有企業對城市經濟增長的推動明顯，并且在0.9分位點達到最大系數；私營企業和港澳臺企業對城市經濟增長的推動作用在0.5分位點開始顯著，外商企業則在0.75分位點開始為正，這三種所有制類型的企業均在0.9分位點達到最大系數。

西部地區：混合所有制對城市經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絕對值。國有企業對城市經濟增長的推動顯著，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；私營企業的系數在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；港澳臺企業和外商企業對城市經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的系數顯著為正。

四、結論與啟示

本文通過理論模型和面板分位數回歸分析，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對城市經濟增長的影響。分析發現混合所有制經濟確實能夠有效推動中國城市經濟的增長，但不同所有制經濟對城市經濟增長的推動作用在長期和短期以及不同區域之間有所不同。從全國范圍來看，混合所有制對城市經濟增長具有顯著的推動作用，這種作用在2003―2007年尤為顯著。對經濟增長處于不同水平的城市，國有經濟的經濟增長推動作用均十分顯著；但私營經濟、港澳臺經濟和外商經濟的推動作用基本是在經濟發展水平處于前50%的城市才較為顯著。從區域差異來看，較東、西部地區而言，混合所有制經濟在中部地區表現出更為活躍的態勢。其中，國有經濟對城市經濟增長的推動作用在區域之間基本沒有太大差異，體現了大型國有企業對中國整個城市經濟發展的重要性；而私營經濟、港澳臺經濟以及外商經濟對城市經濟增長的推動作用在區域間的差異則十分明顯，尤其是港澳臺及外商經濟對西部地區城市經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位條件造成的。

混合所有制經濟對經濟增長的推動作用，并非隨城市經濟發展水平的提高而提高。國有經濟在不同區域對城市經濟增長均有較大的推動作用，且越是經濟發展程度高的城市，國有經濟對其經濟增長的推動力越大。其原因，一方面在于規模以上國有企業在全部規模以上企業中所占比重較大，并且這些企業絕大多數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大多屬于電力、煙草、航運、石油等壟斷產業，同類型的私營企業和外商及港澳臺企業基本不具備競爭能力，從而使得國有企業長期占有整個中國市場。私營經濟對城市經濟增長的推動作用并非十分顯著，其對經濟增長推動較大的城市基本為二、三線城市，對一線大城市經濟增長的推動作用并不大。相比國有經濟和私營經濟，港澳臺經濟和外商經濟對中國城市經濟增長的推動作用明顯較小，并且區域差異較大。這兩類企業大多分布在中國的東部沿海地區和中西部較為發達的城市，因此其對城市經濟增長的推動作用有限。

從政策方面來看，發展混合所有制經濟，對中國市場經濟的發展有著重大的意義。混合所有制經濟在我國出現和發展，源于國有企業改革，經過多年股份制改造，雖然很多國有企業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，國有企業具有多方面的優勢，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、創新力不足等問題；而非國有企業具有創新力強、效率高、生命力強等優勢，但同時存在資源與資本欠缺、技術管理較落后等現實問題。因此，在合適的產業和行業積極發展混合所有制經濟，通過取長補短、優勢互補，充分發揮各種所有制經濟的自身優勢，無論對國有企業還是非國有企業，乃至整個混合市場的發展，都將具有重大的積極意義。

對于國有企業而言，走混合所有制道路，尋找國有經濟與市場經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。對于非國有企業而言，走混合所有制道路，是其進入壟斷行業的有效途徑，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。對于整個國家的經濟發展而言，積極發展混合所有制經濟，對城市經濟的發展以及新型城鎮化的推進都有著重要的推動作用。從目前實際情況來看，混合市場的發展程度具有明顯的區域差異性，各種所有制經濟的發展也呈現較大的區域差異。發展混合所有制經濟的確能夠有效推動經濟增長，但并非要實現混合市場發展的區域均衡化和一致化，而是要在合適的地區選擇合適的產業發展混合所有制經濟，在典型的城市選擇典型的產業實現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的有效合作。

參考文獻：

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PHILLIPS K，SHEN K. 2007. What effect does the size of the stateowned sector have on regional growth in China？[J]. Journal of Asian Economics，15（ 6）：10791102.

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：城市經濟發展水平范文

關鍵詞：房價；地區生產總值；協整檢驗；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、房地產價格影響因素分析

房地產是土地、建筑物和地上附著物的綜合體，而房價是房地產市場各種關系的綜合反映。在2008年金融危機影響下，我國房地產市場經歷了高漲、繼而下降的時期。房地產市場是我國經濟的重要組成部分，由于金融危機造成我國經濟的下滑，因此以房地產市場帶動我國經濟復蘇成為發展經濟的首要選擇。我國為了帶動經濟的增長，促進了房地產市場的發展，其中金融政策出現了松動，且房地產價格持續上漲并連創新高。房地產開發程度出現了前所未有的高漲，造成了我國房地產價格的非理性上漲。

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，闡述了房地產調控政策對房價的影響，指出了高強度的調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價格[3]。李黎認為，流入房地產市場的貨幣供應量與房屋銷售價格指數之間存在顯著地正相關關系[4]。文鳳華等從房地產價格與金融脆弱性相聯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，分析房價與宏觀經濟的關系，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濟發展水平的理論影響進行分析，最后從房價對城市經濟發展的有利影響和不利影響說明房價對城市發展水平的影響效果[7]。

對房地產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價格的影響因素。已有文獻對經濟發展水平方面解釋房地產價格大都是從房價對經濟發展水平方面影響進行分析，但經濟發展水平對房價的影響因素分析較少，因此本文從經濟發展水平的綜合方面分析了河南省房地產價格波動的影響因素。

二、經濟發展對房價的實證分析

（一）研究區概況

河南位于中國中東部，是全國經濟活動的中心之一。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，河南省地區生產總值（GDP）也呈現上漲的趨勢，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

房地產價格主要受國家宏觀金融政策、經濟發展水平、城市化水平、居民收入水平等因素影響，根據科學性、差異性、數據的可獲得性等原則，選取GDP（X1，單位：億元）、城鎮化率（X2，單位：%）、城鎮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、城鎮化率、城鎮居民人均可支配收入與商品房的平均價格數據，所需數據均來自2012年《河南省統計年鑒》。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進行折算。為了消除價格的影響，GDP以1998年為基期，將地區人均生產總值指數（上年=100）轉化為定基指數，再將定基指數分別乘以1998年人均生產總值得到。

為了減少異方差性和增強線性，將變量取自然對數，分別表示為LnX1、LnX2、LnX3、LnY。計算各變量間的相關系數，結果（見表1）。

由表1結果可知，lnX1與lnX2、lnX3的相關系數分別為0.997和0.998，lnX2和 lnX3的相關系數為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整、因果關系檢驗來檢驗兩者的因果關系。

（三）平穩性檢驗

為避免出現“偽回歸”現象，需對時間序列進行平穩性檢驗。根據Eviews6.0得出的單位根檢驗可以得到，lnX1、lnY時間序列是非平穩的。對lnX1、lnY進行一階差分檢驗，t值小于5%的顯著水平值，因此，地區人均生產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整性檢驗。

（四）協整性檢驗

兩個或者兩個以上的不平穩時間序列具有各自的波動規律，若它們之間有協整關系，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，所以滿足協整檢驗的條件：兩者為非平穩性變量，都是階數相同的單整變量。

假設lnX1和lnY之間存在協整關系，利用Johansen法對lnX1和lnY進行協整檢驗，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，變量間都存在協整關系。這說明地區生產總值與房地產價格之間存在著協整關系。

協整回歸方程為：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%。該協整方程只是說明了各變量間的長期穩定關系，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，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

本文通過選取經濟發展的綜合指標GDP、城鎮化率、城鎮居民人均可支配收入、商品房平均價格，對城市經濟發展水平與房價的關系進行研究。GDP的增長說明了我國經濟發展水平的提高和居民生活條件的改善，而經濟發展水平的提高和居民生活條件的改善又會拉動房地產需求量的上升。同時，短時間內由于房地產供給缺乏彈性，房地產需求的增加并不會帶動房地產供給的增加，結果必然導致房地產價格的上升。

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統計軟件對1998―2012年間的GDP與平均房價進行了平穩性檢驗、協整性檢驗和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。固定資產投資是拉動經濟增長的主要因素，而房地產又是固定資產投資的重要因素之一，因此，房價的升高，促進了固定資產投資的快速增加，從而推動了經濟的發展。同時，經濟的發展提高了居民生活水平，加大了對房地產的需求。

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%，即隨著經濟的發展，GDP的增加影響房價的高低。因此，經濟的持續增加帶動了房價的上升和房地產市場的繁榮，反之房地產市場的發展帶動了經濟的發展，促進了經濟的增長。

3.經濟快速發展中，研究促進房價與經濟發展相協調具有重要的現實意義。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，如建立完善的房地產稅制，以遏制購房投機者行為的大量出現；房價的適度上漲能夠推動經濟的發展，應發揮房價對經濟發展的積極作用，使經濟保持持續的增長；注意房價的上漲速度，防止房價上漲過快，超過經濟發展的承受能力，導致經濟發展受阻，進而影響房價與經濟的協調發展。

參考文獻：

[1] 李玲，朱道林，胡克林.基于PSR模型的房地產調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價格與銀行信貸的關系[J].系統工程理論與實踐，2011，（4）：663-671.

[3] 謝太峰，路偉.中國貨幣供應量、貸款利率、國民收入對房地產價格影響的實證分析[J].首都經濟貿易大學學報，2013，（5）：21-28.

[4] 李黎.金融政策對房地產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.房價對城市經濟發展水平的理論影響分析[J].特區經濟，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：城市經濟發展水平范文

【關鍵詞】中心城市 發展水平 因子分析

與周邊城市相比，中心城市在所在地區往往具有雄厚的物質基礎和強大的生產能力，擁有優越的自然條件，交通便利，文化教育發達，科學技術力量雄厚，是信息交流中心和金融中心。鑒于獨特的優勢，中心城市的綜合發展在有效帶動周邊地區和周邊城市的經濟發展等方面發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展水平有很重要的作用。

因子分析的基本思想是根據相關性大小把原始變量分組，使得同組內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部的依賴關系出發，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數幾個綜合因子的一種多變量統計分析方法。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展水平。

在參考《中國城市統計年鑒》的基礎上，選取能夠反映城市綜合發展水平的12個指標。其中包括8個社會經濟指標，分別為：X1-非農業人口數（萬人），X2-工業總產值（萬元）；X3-貨運總量（萬噸）；X4-批發零售住宿餐飲業從業人數（萬人）；X5-地方政府預算內收入（萬元）；X6-城鄉居民年底儲蓄余額（萬元）；X7-在崗職工人數（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（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）。

對原始數據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在城鄉居民年底儲蓄余額、在崗職工工資總額、在崗職工人數、地方政府預算內收入、非農業人口數、貨運總量、工業總產值、批發零售住宿餐飲業從業人數這八項上的載荷值都比較大。所以說， F1是一個反映城市規模和經濟發展水平的公共因子。一個城市在這個因子上的得分越高，城市規模就越大，經濟發展水平越高。在城市經濟規模因子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，在城市規模和經濟規模上，上海和北京是我國最大的城市，其規模遠遠大于其他城市。西寧、銀川和海口的城市規模較小，經濟發展較慢。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、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，北京在城市規模和經濟發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。上海在城市規模和經濟發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，可以發現，綜合得分較低的城市在經濟發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展，首要的還是發展經濟，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展。例如，對于在城市規模和經濟發展上表現搶眼的城市，如上海和北京，應該利用這一優勢，加快其他方面的發展。如北京可以在改善居民居住環境上下功夫，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，科學編制城市區域規劃，進一步完善城市功能，提高城市的承載能力，使基礎設施的發展和目前城市經濟巨大發展和居民居住條件遙遙領先的良好態勢同步。而那些城市和經濟規模比較靠后的城市，要注重把握宏觀經濟形勢，加強戰略思維，及時跟蹤和認真研究宏觀經濟形勢的變化發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，這樣才能均衡發展、全面發展，從而達到提高綜合發展水平的目的。

參考文獻：

[1]范曉莉.基于因子分析的天津濱海新區與海西經濟區區域競爭力比較研究, 經濟研究,2011,01.

第9篇：城市經濟發展水平范文

[關鍵詞]人力資本積累；城市經濟增長；城市產業演進

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2017.02.025

全球經濟一體化對各個國家的經濟發展起到了促進作用，這種背景下打破了城市的發展局限，使得一些具備優勢的城市經濟發展速度遠遠超過其他城市的經濟發展速度。然而，城市經濟發展水平差異的擴大化會給一國的經濟狀態、社會穩定造成嚴重影響，這種城市間的經濟距離差異會影響資源合理配置，有礙國家的整體經濟運行，是需要注意的。

1 基于人力資本的經濟增長理論綜述

1.1 古典經濟增長理論綜述

人力資本主要本質就是將人作為資本，視其為經濟活動中起決定性作用的因素。在經濟學史上第一個將人看作資本，并積極將人的價值使用經濟算法計算的經濟學家是威廉?佩蒂，他指出了人在國家經濟發展中會產生重要的影響作用，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造者，是一切經濟活動產生的重要因素。

“人力資本”這個概念是由蘇格蘭經濟學家亞當?斯密提出，亞當?斯密是經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本是人們用于發展經濟的基礎，資本的投入是獲取經濟效益的重要途徑，而人的各種能力和技術都可以將生產活動進行創新或者提高生產效率，因此人們在受到教育獲得各種生產技能后再將技能投入到生產中就會促進經濟的增加，因此人力資本的概念受到了廣泛的認同。[1]

1.2 現代經濟增長理論綜述

現代經濟增長理論分為新古典經濟增長理論和新增長理論。其中新古典經濟增長理論創立人是索羅（Solow，1956）和斯旺（Swan，1956），索羅利用函數分析方法構建了以技術變量為基礎的函數關系，認為在技術發生變化，不斷變強的基礎上，即使其他資本因素沒有變化，也會提高經濟邊際收益。事實上，在資本主義市場經濟發展過程中，這種模型已經被證實了，技術在城市經濟發展中確實占據重要位置。

新增長理論是20世紀80年代中期西方宏觀經濟理論分支中的內容，人們通過數學方法建立了模型，將人力資本因素作為基礎核心內容，來重新構建出基于人力資本的經濟增長理論。盧卡斯和羅默爾作為最具代表性的經濟學者，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和知識水平的增長程度。[2]

1.3 國內經濟增長理論綜述

我國的經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、人力資本產權等方面進行分析，或者是利用人力資本解釋一些經濟現象，對于人力資本與城市經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濟增長的研究理論還比較缺乏，這是我國經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濟增長的機理

2.1 人力資本積累與城市經濟增長

城市經濟的發展意味著城市的總體經濟實力有大幅度的提高，是區別于一般經濟增長的，經濟實力的提升代表著城市的經濟地位在全國的經濟地位中會有所變動，因此研究城市經濟增長是十分必要的。而城市經濟增長或慢或快，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，知識經濟的影響力越來越強，這使得現代經濟發展中物質資本的主導地位已經被削弱，而以人為主導的知識經濟占據了發展的前沿，人力資本成為了影響經濟發展的重要因素。所以，在城市發展過程中，物質資本的影響力已經遠不如人力資本的影響力，城市要想達到擴大經濟規模和經濟效益的目標也需要以發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濟增長水平，提高城市的總體經濟實力。反之，在發展城市經濟的過程中也會為人力資本的積累創造條件。而隨著城市經濟發展到更高的階段，人力資本積累產生的影響是超乎人們想象的，對城市經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業演進

城市經濟增長的一個表現方面是產業的結構調整和演進，作為城市經濟活動要素流動的表現形式，城市產業的演進也與人力資本積累有非常大的聯系。城市產業結構的升級是經濟發展進步的表現，產業結構的調整和優化代表了城市人力資本積累到了一定程度，能夠發揮出對城市經濟增長的促進作用。

2.2.1 人力資本配置對城市產業結構變化的影響

城市產業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業結構變化的重要因素。產業結構的調整和優化必須依靠科學、合理的規劃，需要先進生產技術的支持。科學技術是第一生產力，而人才是支配科學技術的主導者，因此人力資本在產業結構變化中起著決定性的作用。在生產活動中，產業所需要的生產技術都是依靠專業技術人員研發出來的，當技術投入產業之中，具體的操作和維護流程也是人力資本的另一種表現形式，最后利用技術生產商品，將商品投入到流通環節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業結構變化中人力資本占據著重要的支配位置，要想促進城市經濟的增長，就必須實現城市人力資本科學配置。只有處于合適的位置，人力資本發揮的作用才會更加全面具體，也會擴大對城市經濟結構調整的影響。

2.2.2 人力資本積累對城市產業結構調整發揮的作用機制

首先，從人力資本配置對城市產業結構變化發揮的作用上來看，人力資本積累能夠發揮引領機制的作用。我國城市化發展過程中，注重從全方面提升城市的整體實力，這就為實現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業結構的調整和優化發揮起到促進作用。并且，隨著城市經濟的增長，由人力資本帶來的作用會表現得更加明顯，促進城市經濟類型的多樣化，實現城市的繁榮與發展。人力資本積累在城市原有的產業結構中發揮了積極作用，同樣也促進了城市新興產業的出現，這是人力資本積累的一大創新機制。新興產業的發展必然離不開創意和技術的支持，而人力資本中的高科技人才就是支撐起新興產業的載體。新興產業與傳統產業的最大不同就是新興產業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濟產業的發展是人力資本積累引領機制的重要表現。

其次，人力資本積累可以促進生產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。城市產業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業結構更加合理地調整和優化。

3 結 論

我國城市之間的經濟發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濟增長的影響作用能夠為城市經濟增長提供理論依據。當前我國經濟學研究領域中還需要加強基于人力資本積累的城市經濟增長問題的研究，以此來提高我國城市經濟發展水平，促進地區的平衡發展。

參考文獻：

[1]陳工，陳偉明，陳習定.收入不平等、人力資本積累和經濟增長――來自中國的證據[J].財貿經濟，2011（2）：12-17.