發(fā)布時間：2023-07-27 16:13:59
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的經濟發(fā)展水平差異樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
【關鍵詞】經濟發(fā)展；因子分析；聚類分析
一、引言
河北省位于渤海地區(qū)的中心地帶，形成了獨特的環(huán)京津、環(huán)渤海經濟圈，正在成為中國改革開放程度最高、經濟發(fā)展最快的地區(qū)之一。河北內環(huán)北京和天津兩大都市，經濟相互輻射和滲透，構成了京津冀經濟區(qū)。本文旨在研究影響河北省經濟社會發(fā)展狀態(tài)及影響因素，并對所包含的11個市的經濟發(fā)展情況進行聚類，尋找差異，并提出可行性建議，對進一步促進河北省的經濟社會發(fā)展具有推動作用。
二、實證分析
1.指標體系
對于經濟發(fā)展的指標體系的設計，要從經濟總量，經濟質量和經濟效能，指標的全面性、代表性和可操作性等方面考慮。在借鑒了相關文獻資料的理論和方法的基礎上，本文選取了五大類10個指標構成的指標體系。具體如下：
經濟總量指標：地區(qū)總人口、地區(qū)生產總值、固定資產投資總額、第三產業(yè)總產值。
經濟效能指標：規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)水消費（取水總量）、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)能源消耗情況。
人民生活水平指標：在崗職工平均工資、社會消費品零售總額。
對外經濟指標：外商直接投資額。
人力資源指標：人才資源總量。
2.樣本選取及數據來源
本文選擇了河北省11個市2011年相關指標數據，所有數據取自《河北經濟年鑒2012》。
3.分析過程
本文數據操作，均使用軟件SPSS 19.0進行。本文首先采用因子分析方法，對原始數據進行標準化，使各指標的均值為0，方差為1。對標準化后的數據進行因子分析，將10個變量抽象為少數幾個抽象的因子。本文中提取因子的方法選取主成份法。為了能更加明確地表示因子與原始指標間的關系，使得每個因子在一些指標上的載荷較大，而在另一些指標上的載荷較小。選取最大方差正交旋轉法進行因子旋轉，抽取的主因子及將因子進行旋轉后的因子貢獻率。
公共因子的貢獻率表示公共因子反映原始指標的信息量，累計貢獻率表示相應的幾個公共因子累計反映原始指標的信息量。由運行結果可知，1到3個公共因子的方差貢獻率分別為41.697%、30.287%、19.936%，累計方差貢獻率分別為42.770%、72.916%、95.158%。可知前3個公共因子的累計貢獻率達到95.158%大于85%，即3個因子可以反映原始指標的95.158%的信息量。因此，我們認為提取三個因子為宜，且提取因子的效果很好。
我們得到三個因子后，為了清楚三因子的實際意義，可通過因子載荷矩陣進行，但是實際上得到的載荷矩陣無法解釋共因子的實際意義，常通過因子旋轉來解決上述問題。本文用方差最大化正交旋轉得到旋轉因子載荷矩陣。旋轉因子載荷矩陣表示抽取的主因子與原始指標因子之間的關系，即二者之間的關聯(lián)程度。因子載荷的絕對值愈大，表明兩者之間的相關程度愈大，主因子對原始指標因子的代表性越強。對旋轉后的因子載荷矩陣進行分析，可以得出以下結論：
第一因子在地區(qū)總人口、固定資產投資總額、第三產業(yè)總產值、人力資源總量和社會消費品零售總額上有較大的載荷，載荷分別為0.967、0.806、0.680、0.925、0.836，表明第一因子代表河北省的綜合經濟實力。
第二因子在地區(qū)生產總值、各市規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)水消費（取水總量）、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)能源消耗情況上有較大的載荷，載荷分別為0.662、0.858、0.801，表明第二因子代表河北省的經濟發(fā)展能力。
第三因子在崗職工平均工資、外商直接投資額上有較大的載荷，載荷分別為0.930、0.856，表明第三因子代表河北省的經濟社會發(fā)展及人民生活水平。
由因子得分矩陣，可以得到各市的綜合得分如下表1：
通過因子分析可知，河北省11市的區(qū)域經濟發(fā)展水平綜合評價值最高的為唐山，其次為省會石家莊，位列第3位和第4位的是邯鄲和保定，然后依次為滄州、廊坊、邢臺、秦皇島、張家口、承德、衡水。石家莊市和保定市在經濟綜合實力方面突出，唐山市在經濟發(fā)展方面更有潛力，唐山市、廊坊市和秦皇島市在經濟社會發(fā)展及人民生活水平方面優(yōu)于其他城市。
為了更詳細的表明各市經濟社會水平如何，在區(qū)域方面存在怎樣的差異，本文將對11個城市進行聚類分析。聚類分析是通過數據建模簡化數據的一種方法，將具有相似性的樣本或變量合并為一類的過程。本文利用分析模塊下的分類選項，采用系統(tǒng)聚類方法、組間聯(lián)接的方法進行聚類分析。根據河北省各個地區(qū)的區(qū)域經濟發(fā)展水平，大致可以分為4個等級，據此，可以把河北省劃分為4類地區(qū)。石家莊地處太行山山前，面積廣、人口多、經濟總量大，作為河北省的省會，凝聚了來自各方面的資源，在政策方面也占有一定優(yōu)勢，其經濟社會發(fā)展情況超過其他城市，作為第一類。唐山資源豐富，地處連接華北、東北兩大地區(qū)的咽喉要地，交通便利，與北京、天津兩大城市構成經濟圈，工業(yè)發(fā)展迅速，擁有京唐港和曹妃甸港兩個港區(qū)，貿易發(fā)展突出，歸為第二類。而承德市、張家口市、邢臺市、秦皇島市、滄州市、衡水市、廊坊市，屬于發(fā)展中等的城市，屬于第三類。保定市、邯鄲市，靠近北京，具有區(qū)域上的相似點，發(fā)展模式也相似，歸為第四類。
三、結果評價與建議
通過上述分析可知，河北省各市的經濟發(fā)展水平存在一定的差異，11個市經濟發(fā)展水平不一、差距擴大。為實現(xiàn)河北省經濟的持續(xù)健康發(fā)展，必須逐步縮小區(qū)域經濟發(fā)展水平之間的差距，充分發(fā)揮各個區(qū)域的優(yōu)勢，實現(xiàn)地區(qū)經濟的協(xié)調發(fā)展。根據上述問題，本文提出的具體對策如下：
政府應制定相關政策，協(xié)調區(qū)域發(fā)展。政府應重視欠發(fā)達地區(qū)的經濟發(fā)展，加大對不發(fā)達地區(qū)的政策支持，進一步擴大政府轉移支付規(guī)模，重點支持基礎設施建設和社會事業(yè)發(fā)展，加大扶貧力度，鼓勵社會各界對貧困地區(qū)進行幫助。
因地制宜，發(fā)展各地區(qū)優(yōu)勢。各地區(qū)的資源稟賦不同，因此各地區(qū)發(fā)展經濟的過程中應結合各自的地區(qū)特點，發(fā)展特色經濟。例如石家莊、保定、廊坊的產業(yè)集聚程度高、技術創(chuàng)新能力強，應打造成創(chuàng)新型城市；唐山、邯鄲等地煤、鐵等礦產資源豐富，則有發(fā)展煤炭、鋼鐵產業(yè)的優(yōu)勢；秦皇島、承德、張家口（下轉第167頁）（上接第165頁）可以發(fā)展生態(tài)畜牧業(yè)和旅游，通過發(fā)展特色產業(yè)等以增強區(qū)域自身的競爭力。
加強與京津的交流，積極推進京津冀一體化進程。河北應充分利用京津的輻射和空間結構優(yōu)化，將京津周邊地區(qū)打造成貿易、交通、制造業(yè)副中心。制定相關政策，打破河北省與京津的行政壁壘，推進京津冀一體化進程。廊坊、保定、張家口等區(qū)域發(fā)展功能定位要充分考慮京津都市經濟空間調整優(yōu)化要求。
互通有無，加強各市的交流與合作。經濟發(fā)展不平衡的根本原因就是人才、科技、資本等生產要素的流動不暢。張家口、承德、衡水等市經濟長期“乏力”，主要就是由于人才匱乏造成的。政府應采取措施鼓勵、引導河北各市之間人才的交流與合作，同時吸引外地人才流入；健全合作機制，開展多種形式的區(qū)域經濟技術協(xié)作；健全互助機制，促進生產要素在區(qū)域間合理流動。
參考文獻
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[2]張建國，王小梅.關于河北省區(qū)域經濟發(fā)展的幾點思考[J].區(qū)域經濟，2007（4）.
1.1研究范圍與數據來源鑒于浙江旅游數據以市為單位進行統(tǒng)計,文中以浙江11個地級市為研究單元,分析2000~2012年間的旅游經濟總體差異和市際差異及其演進.考慮到數據的可獲取性和可比性,文中主要采用旅游總收入作為衡量區(qū)域旅游經濟發(fā)展水平的指標,同時考慮國際、國內旅游發(fā)展水平指數的數據可獲性.據中國人民銀行匯率計算:旅游總收入=旅游外匯收入×當年平均匯率+國內旅游收入.文中數據源自《浙江省統(tǒng)計年鑒》、《浙江省統(tǒng)計公報》、《浙江旅游統(tǒng)計便覽》、《浙江省旅游業(yè)發(fā)展報告》和各市2000~2012年統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報.
1.2研究方法區(qū)域旅游經濟差異測度方法,主要借鑒發(fā)展經濟學中收入分配的絕對差異和相對差異方法測度.絕對差異是不同地區(qū)間經濟發(fā)展水平的實際差異,相對差異是不同地區(qū)經濟發(fā)展水平與區(qū)域平均水平的分異程度.本研究采用標準差反映區(qū)域絕對差異,變異系數和基尼系數反映區(qū)域相對差異.
2浙江省旅游經濟時空差異演進
2.1浙江省旅游經濟總體差異
計算2000~2012年浙江省各市旅游總收入的標準差、變異系數和基尼系數(表1)發(fā)現(xiàn):(1)浙江各市旅游總收入的變異系數和基尼系數總體上都呈下降趨勢,只在某些年份偶有波動;而標準差卻呈逐年上升趨勢.2000~2012年變異系數從1.11下降到0.72,下降了54.17%,僅在2002~2003年期間呈現(xiàn)略微上升趨勢,但對總體下降趨勢影響不大.而標準差從2000年的61.08上升到2012年的353.06,上升了478.03%,上升趨勢明顯.(2)按照國際標準,以0.4作為基尼系數表征收入差距懸殊與否的警戒線,將其應用到旅游經濟總體差異的測度,浙江各市旅游總收入的基尼系數從2000年的0.54下降到2012年的0.39,下降了38.46%,從0.4以上逐漸下降到0.4以下.這表明浙江旅游經濟發(fā)展相對差異漸趨合理.整體而言,浙江旅游經濟近13年呈現(xiàn)相對差異逐漸縮小,絕對差異不斷擴大的趨勢,并且該趨勢仍將繼續(xù).
2.2浙江省旅游經濟市際差異
2.2.1市際國際、國內旅游發(fā)展水平空間分異構建國際旅游發(fā)展水平指數和國內旅游發(fā)展水平指數衡量一個地區(qū)國際、國內旅游在全省所處的地位,以此來探討各市國際、國內旅游發(fā)展水平的空間分異特征及年際變化規(guī)律.其中國內旅游發(fā)展水平指數=各市國內旅游收入/全省國內旅游收入平均水平;國際旅游發(fā)展水平指數=各市國際旅游收入/全省國際旅游收入平均水平,計算結果見表2和表3.對比2006年和2012年浙江省各市國際、國內旅游發(fā)展水平指數可知:(1)2006年在國際旅游方面,僅有杭州和寧波高于全省平均水平,杭州發(fā)展水平指數高達4.69,是全省平均水平的4倍多;嘉興、金華分別為0.83、0.99,接近全省平均水平;湖州、紹興、臺州等水平較低,低于全省平均水平的一半.(2)2006年在國內旅游方面,杭州、寧波、溫州高于全省平均水平,杭州依然遙遙領先,發(fā)展水平指數高達3.13;寧波、溫州分別為1.92、1.06;紹興、臺州在0.9以上,發(fā)展水平相對較高;嘉興、金華兩市都在0.8以上;麗水、衢州低于全省平均水平的1/3.綜合國內、國際旅游發(fā)展水平指數發(fā)現(xiàn)嘉興、麗水、金華、舟山4市在全省范圍內的國際旅游地位高于其國內旅游地位.(3)2012年在國際旅游方面,除杭州、寧波外,麗水略高于全省平均水平,指數為1.0021;杭州依然位于領先地位,發(fā)展水平指數高達4.70;金華仍保持在0.9以上.(4)2012年在國內旅游方面,高于全省平均水平的除杭州、寧波、溫州外,又增加了紹興;嘉興、臺州、金華在0.8以上.同時,2012年全省范圍內國際旅游地位高于其國內旅游地位的市由2006年的4個減少到3個,分別是杭州、麗水、金華.2000~2012年浙江國際旅游方面,湖州、紹興、麗水、衢州等4個市的國際旅游發(fā)展水平總體上不斷提高,在全省地位不斷上升;杭州在2000~2007年國際旅游發(fā)展水平呈下降趨勢,2007~2012年呈緩慢上升趨勢;寧波與杭州正相反.而2000~2012年浙江國內旅游方面,湖州、嘉興、麗水、衢州、舟山等5市的國內旅游發(fā)展水平總體呈不斷提高趨勢,而杭州、寧波總體呈下降趨勢.總體上,浙江省旅游經濟發(fā)展水平市際空間分異(圖1):杭州、寧波的國內、國際旅游發(fā)展在全省都處于優(yōu)勢地位,是帶動浙江省旅游發(fā)展的龍頭;但其旅游發(fā)展水平指數相比其他市上升緩慢,甚至呈逐年下降趨勢,尤其是國內旅游方面,兩市都呈下降趨勢,表明杭州、寧波國內旅游業(yè)的發(fā)展速度在放緩。
2.2.2市際旅游發(fā)展水平與產業(yè)地位空間分異各市旅游總收入占全省旅游總收入的比重表征各市旅游經濟在全省旅游業(yè)發(fā)展中的地位;各市旅游總收入占本市GDP的比重表征旅游經濟在本市國民經濟體系中的地位(表4).以2012年數據分析發(fā)現(xiàn)浙江省多數市的旅游經濟發(fā)展水平與其在本市國民經濟體系中的地位不一致:(1)杭州、寧波兩市的旅游經濟在全省旅游經濟中的地位高于其在本市經濟體系中的地位;(2)舟山、麗水、湖州、衢州、紹興等市的旅游經濟在本市的國民經濟中的地位要高于其在全省旅游經濟中的地位,尤以舟山、麗水兩市表現(xiàn)明顯,舟山旅游經濟占本市國民經濟高達31.31%,麗水也達23.25%.
2.2.3市際旅游發(fā)展相對水平空間分異測算各市旅游總收入與全省平均水平的比率可知:(1)杭州、寧波兩市2000~2012年旅游總收入歷年都高于全省平均水平,如杭州最高可達3.88,最低也有2.82;紹興在2000年、2011年和2012年高于全省平均水平;臺州在2005年高于全省平均水平;溫州2006~2008年高于全省平均水平.(2)2000~2012年的年際變化趨勢,杭州、寧波兩市比率不斷下降;湖州、嘉興、麗水、金華、衢州、舟山等市比率不斷上升;臺州在2000~2005年間比率不斷上升,之后不斷下降;溫州年際波動頻繁,總體接近全省平均水平.(3)浙江省旅游經濟整體發(fā)展水平在不斷提升,但空間差異較大.2012年杭州旅游總收入與全省平均水平的比率高達2.82,而衢州、麗水均低于0.5;同年，杭州旅游總收入達1392.25億元,寧波為862.8億元,兩市旅游總收入之和占全省旅游總收入的41.58%.這表明浙江省旅游經濟主要集聚在少數旅游發(fā)達城市,如杭州、寧波等,旅游經濟發(fā)展市際差異顯著.
3浙江省旅游經濟空間差異影響因子分析
3.1旅游資源稟賦旅游資源是旅游發(fā)展的憑借,一切旅游活動都圍繞旅游資源展開.一個地區(qū)旅游資源豐度,影響著該地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展水平.旅游資源分布的空間差異是導致旅游業(yè)發(fā)展水平存在空間差異的重要原因.浙江省旅游資源豐富,類型多樣,截止2011年底,全省共有國家級風景名勝區(qū)18處、國家級旅游度假區(qū)1處、國家5A級景區(qū)10處、國家4A級景區(qū)124處、國家級森林公園38處、國家級歷史文化名城7座(表5).從圖2可知:(1)浙江省各市旅游資源豐度存在較大差異.總體而言,旅游資源豐富且等級較高的城市常常也是旅游經濟發(fā)達的城市.其中,杭州、寧波等城市擁有數量較多且品位較高的旅游資源,旅游經濟發(fā)展水平相對較高.舟山、嘉興等市旅游資源豐度較差,因此旅游經濟發(fā)展水平相對較低.(2)紹興、溫州、麗水、臺州的旅游資源豐度高度接近,數值都在1.0左右,但旅游總收入卻相差很大,尤其麗水市與其他3個市的旅游總收入差距較大:紹興旅游總收入為1.03(相對值),而麗水僅有0.42(相對值),說明麗水旅游經濟落后的原因不在于旅游資源匱乏,而在于地方經濟發(fā)展水平、區(qū)位、交通等條件較為落后,導致旅游經濟發(fā)展相對滯后.(3)湖州、金華、衢州旅游資源豐度相近,分別為0.63、0.81、0.74,但衢州旅游總收入明顯低于湖州、金華,也可歸因于地方經濟發(fā)展水平、區(qū)位、交通等條件存在的差異.
3.2地區(qū)經濟發(fā)展水平旅游業(yè)涉及吃、住、行、游、購、娛6大要素,產業(yè)關聯(lián)性強,對整個國民經濟有高度的依賴性.只有多個行業(yè)的大力支持和通力協(xié)作,才能共同促進旅游業(yè)的發(fā)展.旅游經濟繁榮的背后,需要堅實的經濟基礎作為后盾.同時,地方經濟發(fā)展水平越高,居民可自由支配收入越高,參與旅游活動的可能性就越大.將各市經濟發(fā)展水平與旅游業(yè)發(fā)展水平進行相關性測度,地區(qū)經濟發(fā)展水平用人均GDP表征,旅游業(yè)發(fā)展水平用旅游總收入表征,2012年兩者相關系數為0.76.可見,浙江省旅游業(yè)發(fā)展水平與地方經濟發(fā)展水平呈高度正相關.如杭州灣沿岸地區(qū)的杭州、寧波、紹興等市的經濟發(fā)展水平較高,有更多的資金、技術等投入到旅游業(yè)及其他第三產業(yè)中.相反,浙西南的衢州、麗水等地自身經濟發(fā)展水平較低,難以對其旅游經濟發(fā)展提供有力支撐.
3.3交通條件交通條件是影響旅游經濟發(fā)展的重要因素,良好的通達性和可進入性是其發(fā)展的前提和基礎,相反,較差的交通條件會阻礙旅游業(yè)的發(fā)展.鑒于目前國內旅游交通方式仍以汽車為主,選取2012年浙江省各市公路網密度反映地區(qū)交通優(yōu)勢度(表6).由表6可見浙江作為沿海旅游發(fā)達省份,總體有著良好的交通條件,公路網密度基本達到中等發(fā)達國家水平;但因各地自然、社會條件不同,交通條件存在較大差異,對旅游經濟產生不同影響,如嘉興、湖州公路網密度較高,嘉興高達2.0以上,湖州為1.39.而麗水、衢州處于全省較低水平,分別只有0.82和0.88.嘉興地理區(qū)位獨特,交通條件優(yōu)越.滬杭鐵路復線、320國道、滬杭高速公路、乍嘉蘇高速公路等貫通全境.2012年全市接待海內外游客4179.18萬人次,旅游總收入419.06億元,分別增長15.8%和18.3%,旅游經濟發(fā)展水平居于浙江省前列.杭州、寧波作為浙東北地區(qū)的兩大旅游集散地,鐵路、公路、航空等交通極為發(fā)達,尤其是以杭州和寧波為關鍵節(jié)點的高速鐵路網的建設大大縮短了地區(qū)間的時空距離,為旅游業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了良好的條件.而浙西南的麗水、衢州等地以山地居多,交通不便,嚴重影響了游客可進入性,阻礙了旅游業(yè)的發(fā)展.
3.4產業(yè)結構與規(guī)模產業(yè)結構及其變動狀況對各產業(yè)的發(fā)展及總體經濟發(fā)展有重要影響.旅游業(yè)作為第三產業(yè)的重要組成,其發(fā)展需要第二產業(yè)及交通運輸、商業(yè)、金融、餐飲、娛樂等第三產業(yè)部門的支持.分析浙江11個市產業(yè)結構與規(guī)?？芍?(1)杭州為“三二一”型,第三產業(yè)比重為50.94%;寧波、嘉興、紹興、溫州等為“二三一”型,各市第二產業(yè)實力雄厚,較高的工業(yè)財政稅收增加了基礎設施和旅游接待設施的投資,推動第三產業(yè)發(fā)展.(2)麗水、衢州等地第一產業(yè)比重相對較高,第二產業(yè)基礎相對薄弱,對旅游業(yè)及第三產業(yè)的支持力度有限,旅游業(yè)的發(fā)展僅依靠獨特的旅游資源,未能形成規(guī)模.因此,旅游經濟總量雖在增加,但與發(fā)達城市相比絕對差異在不斷擴大.
4結論及建議
關鍵詞： 新疆；城市化效率；經濟發(fā)展水平；耦合關系
中圖分類號：F127.45 文獻標識碼：A DOI：10.13677/65-1285/c.2016.04.09
歡迎按以下方式引用：丁廣偉.新疆城市化效率與經濟發(fā)展水平的時空耦合分析[J].克拉瑪依學刊，2016（4）60-68.
一、引言
城市化進程是工業(yè)化發(fā)展、社會化組織和市場化管理的重要標志。隨著市場化、全球化的不斷深入，作為現(xiàn)代社會發(fā)展載體的城市化日益成為推動國家或區(qū)域發(fā)展的重要驅動力。[1]48-52新疆地處西北邊陲既有網絡上被評為：全國最富有的城市――克拉瑪依市，又有國家重點扶貧區(qū)域――南疆三地州，區(qū)域間城市化與經濟發(fā)展差異懸殊。2000年新疆城鎮(zhèn)化率僅為33.75%，2013年新疆城鎮(zhèn)化率達44.47%，新疆城鎮(zhèn)化正處于快速發(fā)展階段。然而，在新疆城市化進程中卻產生高能耗、低效率、區(qū)域差異大等一系列問題，城市化效率與經濟發(fā)展水平的關系問題逐漸成了研究熱點。
目前，國內外學者對城市化效率與經濟發(fā)展水平關系的研究主要集中于以下幾個方面：20世紀70年代，錢納里通過對世界各國的城市化水平和人均GDP進行統(tǒng)計分析，得出城市化與經濟發(fā)展呈正相關。[2]24-26方創(chuàng)琳等（2011）利用Bootstrap―DEA方法測算我國城市化效率，認為我國城市化效率存在地區(qū)差異，東部地區(qū)高于中西部地區(qū)。[3]1011-1022孫東琪等（2013）通過對長江三角洲城市群的研究，認為城市化效率與經濟發(fā)展存在動態(tài)耦合關系，經濟發(fā)展水平較高的城市會首先擺脫城市化效率帶來的效用。[4]1061-1071劉雷等（2015）通過對山東省17個地級市的城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度進行測算，發(fā)現(xiàn)山東省的城市化效率與經濟發(fā)展水平存在動態(tài)耦合關系，目前山東省處于呈倒“U”型分布的左側發(fā)展階段。[5]75-82關于新疆城鎮(zhèn)化與經濟發(fā)展的研究主要在以下幾方面：韓桂蘭、孫建光（2008）研究了新疆農村人口城鎮(zhèn)化與經濟發(fā)展之間的關系。[6]128-130李廣舜（2008）通過對新疆城市化現(xiàn)狀研究，發(fā)現(xiàn)新疆城市化發(fā)展緩慢、南北疆區(qū)域差異大等問題，認為應該加快推進新疆城鎮(zhèn)化。[7]18-22劉雅軒等（2014）利用DEA和Malmquist指數模型方法，對新疆15個地州的城市化效率及其變化情況進行了分析。結果表明，新疆城市化效率呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，整體的城市化仍舊依靠擴張投入要素的粗放型增長方式。[8]42-50
總體而言，目前，關于城市化效率與經濟發(fā)展水平關系的研究多以實證為主，研究范圍多集中在中、東部經濟發(fā)達地區(qū)，對城市化效率與經濟發(fā)展水平都相對較低的西部地區(qū)研究較少。新疆國土面積166萬平方千米，占全國的1/6，作為少數民族聚居區(qū)、“西部大開發(fā)”重點區(qū)、“絲綢之路經濟帶”核心區(qū)，新疆的城市化與經濟發(fā)展對地區(qū)的社會、政治、經濟具有重要影響。因此，本文運用DEA模型分析了新疆15個地州市的城市化效率，運用熵值法測算其經濟發(fā)展綜合水平，并運用耦合度模型研究二者的時空變化，以期為我國城市化效率的提高提供借鑒。
二、模型構建與數據來源
（一）模型構建
1.DEA模型：測算城市化效率
DEA（Data Envelopment Analysis，數據包絡分析法）是一種線性規(guī)劃模型，DEA模型分為CCR（規(guī)模收益不變模型）與BCC（規(guī)模收益可變模型）兩種類型。CCR模型是由美國運籌學家 Charnes、Cooper、Rhodes 以“相對效率”概念為基礎，根據多指標投入和多指標產出對相同類型的決策單元進行相對有效性或效益評價的一種系統(tǒng)分析方法。BCC模型是在CCR模型的基礎之上假設其規(guī)模收益可變得到的。[9]51-56
DEA模型假設有n個決策單元（DMU），每個地州市視為一個決策單元i=1，2，3，…，m；其中xi、yi、Q分別表示第i個地州市的投入、產出變量和相對效率值，根據CCR模型，該線性規(guī)劃為：
式（1）中MinQ為目標函數；s.t.代表限制性條件；為各個地州市在某一指標上的權重變量；和分別代表決策單元的原始投入和產出值。CCR模型是在假設決策單元為固定規(guī)模收益（CRS）的情況下得到的，利用CCR模型計算得到的Q為決策單元的綜合效率，包括技術效率和規(guī)模效率兩部分。
在CCR模型中加入的約束條件，即可得到BBC模型。
式（2）中Q表示決策單元的純技術效率（VRSTE），綜合效率可以分解為技術效率和規(guī)模效率兩部分，且綜合效率=純技術效率×規(guī)模效率。[9]51-56
2.熵值法：測算經濟發(fā)展水平
本文利用熵值法對新疆15個地州市的經濟發(fā)展水平進行測算。熵值法是多指標綜合評價的一種重要方法，它根據指標數據提供的信息量進行客觀賦權，以減少主觀因素的影響，使結果更加精確。[10]387-398
3.耦合協(xié)調度模型：測算城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合協(xié)調關系
（1）耦合度模型。耦合是一個物理學概念，指的是兩個或兩個以上的系統(tǒng)或運動形式通過各種相互作用而彼此影響的現(xiàn)象，而耦合度是系統(tǒng)或要素相互影響的程度。本文把城市化效率與經濟發(fā)展水平相互作用、彼此影響的程度定義為城市化效率―經濟發(fā)展水平耦合協(xié)調度，并通過城市化效率指標與經濟發(fā)展水平指標體系構建響應模型，定量測算二者關系。[11]38-45具體計算公式為：
從空間范圍來看，新疆經濟中心不斷向北疆集聚，地域差異日趨明顯。經濟發(fā)展快的地區(qū)逐漸集中在自然條件好、資源豐富、交通沿線附近，如烏魯木齊市、克拉瑪依市、巴音郭楞蒙古自治州等地依靠其豐富的自然資源經濟取得快速發(fā)展；而南疆三地州與其他地區(qū)的經濟發(fā)展差距日益擴大。
（三）新疆城市化效率與經濟發(fā)展水平耦合關系
根據前文運用DEA模型測算的新疆城市化效率與熵值法測算的新疆經濟綜合發(fā)展水平的結果，運用公式（3）（4）測算新疆15地州市4個時間點的城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度與耦合協(xié)調度。耦合度越大，說明城市化效率與經濟發(fā)展水平之間越協(xié)調；反之則不協(xié)調。
根據表2數據，利用Excel、ARCGIS10.2可繪制 1998、2003、2008、2013年新疆15地州市的城市化效率與經濟發(fā)展水平耦合度（圖3）以及空間分布圖（圖4）。根據聚類原理以及新疆的實際情況，將新疆城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度劃分為4種類型（表3）：低度耦合，中度耦合，較高耦合，高度耦合。
從時間維度分析，新疆15地州市1998-2013年城市化效率與經濟發(fā)展水平耦合度呈現(xiàn)緩慢上升（1998-2003年）――迅速上升（2003-2008年）――緩慢下降（2008-2013年）的趨勢。新疆15地州市在1998、2003、2008、2013年4個年份年的耦合度整體平均值分別為0.5173、0.52550、0.58104、0.57432。在1998-2008年期間，新疆經濟快速發(fā)展，首先，一系列的重大基礎設施密集建設，對當地經濟帶動效應明顯，增加了當地就業(yè)，城鎮(zhèn)化投入形成規(guī)模經濟，促進了城市化效率的提高。另外，新疆在大力發(fā)展當地優(yōu)勢產業(yè)的同時，積極承接東部產業(yè)轉移，工業(yè)化水平得到極大提高，工業(yè)對勞動力需求持續(xù)增加。農業(yè)領域，隨著現(xiàn)代機械設備的應用，極大地降低了勞動力需求，農村剩余勞動力向城市轉移，純技術效率水平提高。新疆經濟發(fā)展極大地影響當地城市化效率水平，城市化效率水平的提高又促進了當地經濟發(fā)展。由于石油化工產業(yè)占新疆產業(yè)比重較大，主導產業(yè)的擴散效應已達到相對穩(wěn)定狀態(tài)，經濟發(fā)展對城市化效率的促進作用下降。2009年新疆積極推進兵團城鎮(zhèn)化建設，截至2013年底，新疆建設兵團城鎮(zhèn)化水平已達62%。新疆城鎮(zhèn)化受政府主導影響較大，且2009年受金融危機及一系列復雜社會因素的影響，新疆城鎮(zhèn)化效率受社會因素影響日益明顯。新疆15地州市城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合協(xié)調度呈現(xiàn)緩慢下降（1998-2008年）――急劇下降（2008-2013年）趨勢，地域差異明顯。1998、2003、2008、2013年的耦合協(xié)調度整體平均值分別為0.5062、0.5013、0.5019、0.4603，說明新疆城市化與經濟發(fā)展水平彼此促進的質量呈下降趨勢，并且日益明顯。
從空間維度分析：（1）烏魯木齊市最早出現(xiàn)城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度下降趨勢。造成這種現(xiàn)象的原因是：烏魯木齊作為新疆首府城市、亞歐大陸橋重要的城市節(jié)點，烏魯木齊的經濟發(fā)展更多依賴商貿物流、產業(yè)集聚等其他因素，城市化效率對經濟發(fā)展貢獻的權重相對較小；另外，烏魯木齊1998年的城市化率已達到82.7%，其城市化水平已處于較高階段，很難再快速提高，所以烏魯木齊城市化效率與經濟發(fā)展水平之間的耦合度水平較低且出現(xiàn)一定程度的下降。（2）克拉瑪依市、阿勒泰地區(qū)、塔城地區(qū)、克孜勒蘇柯爾克孜自治州、吐魯番地區(qū)、哈密地區(qū)在此期間的城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度出現(xiàn)不同程度下降。其原因是克拉瑪依市、博爾塔拉蒙古自治州等地區(qū)屬于資源密集型地區(qū)，資源性產業(yè)占其GDP比重較大，產業(yè)結構單一，其經濟發(fā)展受資源開發(fā)的影響較大，受城市化影響較小，故這些地區(qū)城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度較低。（3）喀什地區(qū)、和田地區(qū)、石河子市、昌吉回族自治州、伊犁哈薩克自治州等地區(qū)城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度迅速提高?？κ病⒑吞锏貐^(qū)屬于國家扶貧重點開發(fā)地區(qū)，經濟基礎薄弱，城市化水平較低。近來受西部大開發(fā)、對口援疆等一系列優(yōu)惠政策影響，喀什、和田地區(qū)經濟取得快速發(fā)展，經濟發(fā)展的同時極大地促進了當地城市化水平，而城市化水平的提高又為當地經濟發(fā)展提供了動力，二者相互促進。石河子市、昌吉回族自治州是“天山北坡經濟帶”中心地區(qū)、亞歐大陸橋沿線城市，城市化水平與經濟發(fā)展都處于迅速上升期，城市化效率與經濟發(fā)展水平耦合度不斷提高。昌吉回族自治州、伊犁哈薩克自治州、喀什地區(qū)、和田地區(qū)和石河子市在2013年的城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度都處于較高水平，但是前4個地州與石河子市的耦合協(xié)調度差異懸殊。前者屬于城市化率與經濟發(fā)展水平都處于較低階段的高度耦合，石河子市屬于城市化率與經濟發(fā)展水平處于較高階段的高度耦合。
四、結論、對策與討論
（一）結論
1.新疆15地州市城市化綜合效率總體呈先上升后下降的趨勢，達到DEA有效的地州數下降明顯。新疆城市化的擴張主要靠增加投入，而技術效率未達到最優(yōu)狀態(tài)，并且純技術效率不斷下降，最終導致綜合效率下降。從空間格局來看，北疆城市化效率明顯優(yōu)于東疆與南疆地區(qū)。
2.新疆整體經濟發(fā)展水平呈現(xiàn)緩慢上升――急劇上升的趨勢。從空間格局來看，經濟發(fā)展的區(qū)域差異日益擴大，北疆地區(qū)經濟發(fā)展水平優(yōu)于其他地區(qū)。
3.1998-2013年，新疆15地州市城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度呈現(xiàn)緩慢上升――急劇上升―緩慢下降的趨勢。從空間格局來看，（1）城市化效率與經濟發(fā)展水平存在動態(tài)耦合關系，經濟發(fā)展水平較高的城市會首先擺脫城市化效率帶來的促進作用。（2）依靠礦產資源發(fā)展的地區(qū)其城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合度相對較低。（3）在城市化效率與經濟發(fā)展水平耦合度相同時，由于經濟發(fā)展水平不同，二者的耦合協(xié)調度不同。
（二）對策
1.增加新疆固定資產投資，協(xié)調區(qū)域經濟差異
新疆現(xiàn)階段有11個地州市的城市化處于規(guī)模報酬遞增階段，并且一些地區(qū)基礎設施、醫(yī)療教育條件等還比較薄弱，新疆應充分利用“絲綢之路經濟帶”核心區(qū)地位，加大固定資產投入，尤其是在南疆地區(qū)，以協(xié)調區(qū)域經濟發(fā)展差異。
2.加強教育發(fā)展
技術不僅是制約新疆城市化效率提高的重要因素，也是促進新疆經濟發(fā)展的動力。新疆勞動力豐富，但勞動力素質相對較低，應加大新疆教育投入，加強技能培訓，如普及中小學雙語教學、增加南疆地區(qū)高等學校數量等。
3.積極轉變經濟發(fā)展方式
新疆生態(tài)環(huán)境脆弱，城市大多聚集在綠洲地區(qū)，在城市化與經濟發(fā)展過程中應積極轉變經濟發(fā)展方式，制定科學合理的城市與經濟發(fā)展規(guī)劃，積極建設生態(tài)城市。在自然資源豐富地域，如克拉瑪依市、巴音郭楞蒙古自治州等地，應延長主導產業(yè)的產業(yè)鏈，增加附加值，并在此基礎上積極發(fā)展新興產業(yè)，提升經濟發(fā)展質量。
4.大力維護邊疆及社會安全
近期世界恐怖勢力、宗教極端勢力猖獗，新疆與多個國家相鄰，易受恐怖勢力影響，應大力維護新疆社會穩(wěn)定，為新疆經濟發(fā)展與城市化建設營造良好的社會環(huán)境。
（三）討論
1.新疆地處西域邊陲，多民族聚居，城市化與經濟發(fā)展都處于上升期，研究其城市化效率與經濟發(fā)展水平的耦合關系對類似區(qū)域的發(fā)展有著重要借鑒意義。研究發(fā)現(xiàn)，新疆城市化效率與經濟發(fā)展水平呈現(xiàn)緩慢上升――急劇上升――緩慢下降的趨勢，與東部發(fā)達地區(qū)明顯呈倒“U”型發(fā)展趨勢略有不同，新疆城市化效率與經濟發(fā)展的耦合度未來趨勢如何，還需進一步研究。
2.新疆依靠礦產資源發(fā)展的地區(qū)城市化率與經濟發(fā)展水平耦合度不是很高，別的區(qū)域是否如此，還需進一步研究。因此，應加強對資源型地區(qū)或產業(yè)結構單一地區(qū)的城市化效率與經濟發(fā)展水平耦合度的實證研究。
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2010 年，我國經濟社會進入了全新的發(fā)展時期，轉變經濟增長方式、推進區(qū)域經濟振興[1]成為社會發(fā)展的重要戰(zhàn)略目標。作為經濟社會發(fā)展的重要基礎，我國人才培養(yǎng)體系的發(fā)展必然要以國家整體發(fā)展戰(zhàn)略為導向。因此，能否實現(xiàn)以碩士研究生教育為核心的研究生教育資源在不同區(qū)域間協(xié)調發(fā)展、促進區(qū)域教育資源與區(qū)域科技、經濟發(fā)展的良性互動[2]，將是我國社會經濟建設全面實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要前提，也是衡量我國學位授權體系成熟度的重要標志。1981 年以來（1981-2011）國家共實施了 11 次學位授權審核。2005 年至 2011 年期間，我國學位授權體系整體的發(fā)展變化較為突出，主要體現(xiàn)在學位授權單位和學位點數量的增加以及學科布局、區(qū)域布局的改變上[3]。同時，以碩士學位點為基礎的碩士學位授權體系在各省的發(fā)展情況也表現(xiàn)出顯著的差異性。因此，對以碩士學位點為基礎的碩士學位授權體系的發(fā)展情況（發(fā)展水平、區(qū)域布局等）展開深入研究，將有利于國家學位授權體系的改革與深入發(fā)展。
二、文獻研究
碩士學位授予單位和碩士學位點是碩士學位授權體系的核心組成部分。其中，碩士學位點的發(fā)展情況直接決定了碩士研究生教育的規(guī)模和布局，是碩士研究生教育協(xié)調發(fā)展的最直接反映。國內已有研究對碩士、博士學位點的相關情況進行了深入分析[2, 4-9]，其中不乏一些基于學位點發(fā)展情況的量化分析[2, 9]。但是，目前還缺少從實證的角度探討碩士學位授權體系在區(qū)域間的發(fā)展差異情況以及描繪區(qū)域碩士學位授權體系發(fā)展趨勢的相關研究?；趯W位點變化情況展開多時間點的追蹤研究，將有助于揭示以碩士學位點為核心的我國碩士學位授權體系隨時間變化的總體發(fā)展趨勢[10]，同時還有利于精確地刻劃這種發(fā)展趨勢的具體特征。
三、碩士學位授權體系區(qū)域間發(fā)展差異的現(xiàn)狀
從碩士學位點的發(fā)展情況來看，2005 年至 2011年間我國碩士學位點規(guī)模發(fā)展迅速, 其數量從 2005年的9849 增加至 37180。這一方面體現(xiàn)了“逐步放權”思想指導下的學位授權體系自身正在不斷成熟與完善，另一方面也體現(xiàn)了經濟社會的發(fā)展對碩士研究生人才培養(yǎng)的客觀需求。但是，因多種資源配置的區(qū)域差異性，碩士學位點在各省份的發(fā)展情況并不能一概而論。本研究整理了 31 個省份在 2005 年[11]、2007[12]年以及 2011 年[13, 14]的碩士學位點數據，具體如表 1所示。
從直接數據來看，2005 年到 2011 年期間，碩士學位點發(fā)展規(guī)模（絕對增加值）居前三位的省份為北京、江蘇和湖北，而增長率居前三位的是、青海和海南。為了清晰地揭示碩士學位點在我國 31 個省份的發(fā)展現(xiàn)狀，本研究對上述碩士學位點數據進行了多元方差分析，結果如表 2 所示。
表 2 顯示，2005 至 2007 年間，31 個省份的碩士學位點數目的平均增加值為 486，方差為 398；2007 至2011年間，31 個省份的碩士學位點數目的平均增加值為 395，方差為 240。這說明，從總體上來說，各省碩士學位點在 2005 年至 2007 年間的發(fā)展較為迅速，各省之間的發(fā)展規(guī)模（數量上）差異較大。而在 2007 至2011 年間，各省碩士學位點的平均增長速度有所下降（較之2005 至 2007 年間），各省之間的發(fā)展差異開始縮小。
另外，多元方差分析的結果還提供了四種不同的估算結果。四種估算結果趨于一致，即 31 個省份的碩士學位點在2005 年到 2011 年之間的平均絕對增加值與0 之間存在顯著差異（P=0.000）[15]。這說明，31 個省份在 2005 年至 2011 年期間碩士學位點總體發(fā)展情況（包括平均發(fā)展速度、加速度等）存在顯著差異性。但是，不同省份之間的差異程度是怎樣的？區(qū)域碩士學位授權體系的發(fā)展趨勢是線性模式還是非線性模式？區(qū)域經濟因素對這種差異到底有怎樣的影響？這些問題僅僅從多元方差分析的結果中難以找到答案，有待于進一步展開追蹤研究。
四、研究方法
多層線性模型技術是追蹤分析中廣泛采用的方法，它能將不同時間點采集而來的數據進行分層嵌套處理，形成多層級的嵌套數據結構。較比傳統(tǒng)的分析方法而言，多層模型分析技術能夠清晰地呈現(xiàn)多個層級的差異性。[15]
因此，本研究將采用多層線性模型技術對我國碩士學位授權體系在 31 個省份的分布與發(fā)展情況進行追蹤研究，嘗試構建 31 個省份碩士學位點發(fā)展模型，并對 2005 年、2007 年和 2011 年的追蹤數據進行實證分析，以此來揭示碩士學位授權體系在區(qū)域間的發(fā)展差異的現(xiàn)狀和發(fā)展趨勢，以及區(qū)域經濟發(fā)展水平對該趨勢的影響程度。表1 31 個省份碩士學位點變動情況統(tǒng)計[11-14]（單位：個）表2碩士學位點變化情況的描述性分析
五、數據介紹
本研究是基于三個時間點（2005 年[11]、2007[12]年以及 2011 年[13, 14]）數據的追蹤研究，所采用的研究方法為多層線性發(fā)展模型（HLM）。因此，數據結構是兩水平的嵌套結構，即不同時間點的數據（2005、2007、2011）為第一水平，31 個省份的數據為第二水平，第一水平的數據嵌套于第二水平中。
另外，為消除不同量綱對多水平分析產生的影響，本研究對原始數據進行了標準化處理。同時，研究中涉及兩組時間變量（年份、年份的平方），這兩組變量之間可能存在多重共線性，故本研究還對該兩組變量進行了中心化處理。
六、碩士學位授權體系發(fā)展模型的構建與實證
1.研究模型
本文構建了以時間為自變量的區(qū)域碩士學位點發(fā)展模型。在模型中首先加入了時間的一次項 B1*(T)，用以考察碩士學位點數目隨時間變化的線性趨勢；其次，模型中加入了時間的二次項B2*(T2)，用以考察碩士學位點數目隨時間的非線性變化趨勢。研究模型如下（模型一）：
第一層：各省內測量模型
Yti= B0+ B1*(Tti) + B2*(Tti2) + R上式中，Yti是第 i 省份在時間點 t 的觀測值（即碩士學位點數目）；Tti是時間變量，它反映碩士學位點隨時間變化的線性增量；Tti2是第 i 省份隨時間變化的非線性變化情況，它反映碩士學位點隨時間變化的增長率。鑒于多層線性模型分析的客觀要求，分析過程中對時間變量進行了編碼處理（2005=-1.5、2007=-0.5、2011=1.5）。第二層：各省間測量模型B0i= G00+ U0B1i= G10+ U1B2i= G20上式中，G00是平均截距，代表了T 取 0 的時候，所有省份碩士學位點的平均值[16]；G10代表了各省碩士學位點數目隨時間變化的線性斜率的平均值；G20代表了各省碩士學位點數目隨時間變化的非線性斜率的平均值；U0代表了各省碩士學位點發(fā)展的差異情況；U1代表各省碩士學位點增長率的差異情況。#p#分頁標題#e#
2.實證分析結果
以 HLM 為分析工具的多層線性模型分析結果由兩個部分組成，分別為固定效應的結果與隨機效應的結果[15]。本研究的 HLM 分析結果如下所示：表 3 模型一的固定效應分析結果表4模型一的隨機效應分析結果由固定部分的結果（表 3）可以看出，時間的二次項作為自變量，其系數為-0.144（P=0.000）。這說明碩士學位點的發(fā)展水平隨時間變化表現(xiàn)出顯著的非線性增長趨勢（二次型曲線）[17]。由隨機部分的結果（表 4）可以看出，最后一次學位授權審核（2011年）后各省碩士學位點平均數（U0=0.638，P=0.000）以及碩士學位點發(fā)展水平（U1=0.082，P=0.000）都存在顯著的省際差異，即各省碩士學位點發(fā)展（規(guī)模和水平）并不均衡。二次型曲線的具體特征由極值和相應系數來決定[17]。本文根據上述分析結果所提供的非線性發(fā)展模型相應系數繪制了基于各省發(fā)展情況的碩士學位點發(fā)展趨勢二維圖示，以此來揭示區(qū)域碩士學位點發(fā)展趨勢的具體特征（比如二次曲線的曲度、加速增長還是減速增長、發(fā)展規(guī)模的拐點等），具體如圖 1 所示：圖1我國碩士學位授權體系發(fā)展模型如圖 1，本研究所建構的發(fā)展模型對應的二次曲線處于第一象限（Y 軸右邊，X>0 象限）[17]。這說明，目前各省碩士學位點的發(fā)展從規(guī)模上來說處于上升狀態(tài)，但是增長的速率已經開始下降，表現(xiàn)為減速增長的趨勢。另外，當 （t時間）取值為 1.527 時，極大值出現(xiàn)，這說明碩士學位點的發(fā)展規(guī)模在這一點上將達到規(guī)模上的極大值（注：研究過程中對時間變量進行了編碼處理，2005年取值-1.5、2007 年取值-0.5、2011 年取值1.5）。
七、經濟因素對各省碩士學位發(fā)展趨勢的影響在我國的國家教育制度中，學位授權審核的相關立法、規(guī)定與政策是重要組成部分[4]。它直接決定了學位授權體系的規(guī)模和結構（層次結構以及學科結構）[3]，從而調控著學位授權體系的發(fā)展方向。而學位授權審核的相關立法、規(guī)定和指導意見等“歸根結底是以我國經濟發(fā)展的狀況”和相應的規(guī)劃為基礎的[9]。因此，經濟因素是學位授權體系發(fā)展的核心影響因素。那么，經濟因素對各省碩士學位點發(fā)展的具體影響程度是怎樣的？本研究在發(fā)展模型的分析中，將“各省經濟發(fā)展水平”作為自變量納入分析模型中，進一步構建了包含第二水平自變量的各省碩士學位點發(fā)展模型（模型二），來考察“經濟因素”對各省碩士學位點發(fā)展差異的影響。
1.研究模型第一層：各省內測量模型Y = B0+ B1*(Tti) + B2*( Tti2) + R第二層：各省間測量模型B0= G00+ G01*(JINGJI) + U0B1= G10+ G11*(JINGJI) + U1B2= G20+ G21*(JINGJI)上式中，“JINGJI”代表“各省經濟發(fā)展水平”。系數G11解讀了“各省經濟發(fā)展水平”對時間變量一次項的影響程度；系數 G21解讀了“各省經濟發(fā)展水平”對時間變量二次項的影響程度。另外，學者杜金亮[18]對我國各省的經濟發(fā)達程度進行了 4 大類的劃分。本研究以杜金亮的分類結果作為類別變量，就“各省經濟發(fā)展水平”對碩士學位點發(fā)展的影響展開實證分析。
2.實證分析結果本研究對包含第二層自變量的發(fā)展模型分析結果同樣由固定效應和隨機效應兩個部分組成，具體如下所示：表 5 模型二的固定效應分析結果表6 模型二的隨機效應分析結果從上述隨機效應（表6）的結果來看，模型二的 U0與U1的方差顯著小于模型一，即，加入了“各省經濟發(fā)展水平”作為解釋變量以后，發(fā)展模型的整體擬合效果加強。這說明，各省的碩士學位點發(fā)展水平在不同省份之間存在顯著的差異性，而“各省經濟發(fā)達水平”顯著解釋了這種差異，解釋力度在 17.5%（模型二的方差顯著小于模型一）。另外，“各省份經濟發(fā)展水平”對一次項系數有顯著影響（系數為-0.263，P=0.000），且表現(xiàn)為負向的影響關系。這說明，在經濟發(fā)展水平高的省份，碩士學位點的發(fā)展速度開始放緩；反之，在經濟發(fā)展水平稍低的省份，碩士學位點的發(fā)展速度在加快。最后，經濟發(fā)展水平的差異對非線性關系也存在顯著的影響（系數為 0.124，P=0.000）。為了清晰地反映經濟因素對我國碩士學位授權體系發(fā)展模型的影響，本文繪制了碩士學位授權體系發(fā)展趨勢三維圖示，如圖 2 所示：圖2 經濟因素對碩士學位授權體系發(fā)展的影響圖2 表明：經濟發(fā)展水平會對碩士學位點極值的出現(xiàn)位置產生重要影響。具體表現(xiàn)為經濟發(fā)展水平的提高將會推遲碩士學位點極大值的出現(xiàn)。另外，經濟發(fā)展水平的提高還將有利于提升碩士學位點增長的速率。八、結論與建議碩士學位授權體系在區(qū)域間的可持續(xù)發(fā)展是區(qū)域經濟振興的重要基礎。本研究采用了多水平追蹤研究技術來解析以碩士學位點為核心的碩士學位授權體系在全國不同地區(qū)的發(fā)展差異情況，并在此基礎上探究了經濟因素對區(qū)域碩士學位授權體系發(fā)展差異的影響程度，所獲得的主要結論包括：
第一，各省以碩士學位點為核心的碩士學位授權體系發(fā)展水平表現(xiàn)出顯著的差異性。
1.1研究區(qū)概況
江蘇省是我國東部沿海經濟發(fā)達省份之一。2012年全省地區(qū)生產總值達54058.22億元，占全國10.4%，省內經濟發(fā)展與我國東、中、西部經濟差異格局有著相似之處，大致呈現(xiàn)出“蘇南—蘇中—蘇北”的階梯狀發(fā)展態(tài)勢。截至2012年，全省共有13個地市、48個縣(市)和931個鄉(xiāng)鎮(zhèn)。農村人口2929.89萬人，其中，從業(yè)人口2620.82萬人;農民人均年純收入12202元，其中，蘇北地區(qū)農民人均年純收入為10502元，蘇中地區(qū)為12877元，蘇南地區(qū)為17160元。全省農村居民恩格爾系數為0.37，農民生活水平處于我國上游水平。其中，蘇北農民生活恩格爾系數為0.40，這說明蘇北地區(qū)農民生活水平總體低于全省平均水平。
1.2數據來源與指標體系
1.2.1數據來源。本研究以江蘇省1∶50000地形圖為基礎圖形數據，屬性數據來自于《江蘇省統(tǒng)計年鑒(2001—2013)》、《中國縣(市)社會經濟統(tǒng)計年鑒(2001—2013)》。由于1990年代中期以來，江蘇省縣域行政區(qū)劃有過多次調整，為保持樣本的可比性，以2012年縣域行政區(qū)劃為標準，對相關年份的數據進行歸并處理，共有61個分析單元(包括13個地級市市區(qū)和48個縣市)。由于市轄區(qū)數據無法準確獲取，暫用各市平均數據代替。而事實上由于市轄區(qū)農村經濟結構和經濟發(fā)展水平較高，故市轄區(qū)的經濟發(fā)展水平高于全市平均發(fā)展水平。經整理，以該省61個縣(市)的2000，2006和2012年3個時相的統(tǒng)計資料建立屬性數據庫。
1.2.2指標體系。農村經濟地域差異最集中表現(xiàn)在鄉(xiāng)村經濟發(fā)展水平和產業(yè)結構上。因此，本研究遵循系統(tǒng)性、典型性、可得性和通用性等原則，建立農村經濟發(fā)展水平評價指標體系。由于農村的發(fā)展通常是以產業(yè)為載體，因此，可以采用產業(yè)發(fā)展來刻畫某一地域的農村發(fā)展狀態(tài):通常情況下，如果某一縣市的一、二、三產業(yè)中某一產業(yè)在GDP中所占的百分比超過全體樣本的平均值與標準差之和，則該產業(yè)無疑在地方經濟發(fā)展中占據主導地位，因而規(guī)定，如某一縣市其某項指標超出該指標的均值和標準差之和，即判定該縣域的農村發(fā)展狀態(tài)為某類指標因素所主導。據此，構建農村產業(yè)結構的評價指標。
1.3類型劃分的方法
由于農村始終處于動態(tài)性的演變過程之中，影響農村發(fā)展的各要素對農村發(fā)展的貢獻程度及其交互作用難以定量把握，在某種程度上加大了對農村發(fā)展的類型及其所處階段判斷的難度。模比系數法是一種較為簡便、直接的衡量經濟發(fā)展類型的方法，本研究采用模比系數來反映經濟發(fā)展水平，從而進行經濟發(fā)展類型的劃分。江蘇南北跨度較大，各縣(市)的產業(yè)結構類型多樣。本研究選取“產業(yè)結構+經濟發(fā)展水平”的方法對江蘇61個縣(市)的經濟發(fā)展類型進行命名。(1)選取各產業(yè)結構總產值，通過確定某一縣市的一、二、三產業(yè)中某一產業(yè)在GDP中所占的百分比超過全體樣本的平均值與標準差之和來確定該縣(市)占據主導地位的產業(yè)。(2)利用模比系數，通過給所選取的指標賦予權重來評判某一地區(qū)的農村經濟發(fā)展水平。(3)在產業(yè)結構的基礎之上劃分農村經濟發(fā)展類型。
2結果分析
2.1農村經濟發(fā)展水平的分異及演化
基于農村經濟發(fā)展的評價指標體系，根據模比系數的測度值，采用自然間斷點分級法，可將3個時相的江蘇省農村經濟發(fā)展水平分成5種類型:經濟發(fā)達型、經濟較發(fā)達型、經濟中度發(fā)達型、經濟欠發(fā)達型和經濟不發(fā)達型。
2.2農村產業(yè)結構的分異及演化
比較各縣市三次產業(yè)在GDP中所占比重與61個縣市的平均值、標準差之和，可將3個時相的江蘇省農村產業(yè)結構分成4種類型:農業(yè)主導型、工業(yè)主導型、第三產業(yè)主導型和均衡發(fā)展型。
2.3農村經濟發(fā)展動態(tài)分析
2000—2006年，江蘇省農村經濟發(fā)展水平有了一定程度的提高。從農村經濟發(fā)展類型上來看，2006年農村經濟不發(fā)達和欠發(fā)達類型的縣(市)個數相對于2000年來說明顯減少，尤其是蘇北地區(qū)最為明顯。而經濟較發(fā)達的縣(市)不僅在數量上有所增加，在分布上也呈現(xiàn)出向北移動的趨勢，尤其以東部沿海地區(qū)為甚。從產業(yè)結構來看，農業(yè)主導型的縣(市)個數也有明顯減少，但仍集中分布在蘇北地區(qū)。而第三產業(yè)主導型地區(qū)的數量則有一定增加，且主要分布在蘇南廣大地區(qū)。產生這些變化的原因主要是因為近年來，尤其是“十五”規(guī)劃以來，農村社會經濟發(fā)展政策發(fā)生了變革。農業(yè)生產目標從追求數量轉向追求品質和效益;農村經濟結構也由過去的以農業(yè)為主轉向非農業(yè)為主，尤其是蘇南地區(qū)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)快速發(fā)展，農村剩余勞動力得到充足利用，產業(yè)結構向多樣化發(fā)展，促進了農民增收，農民生活得到了保障，從而帶動了經濟的迅速發(fā)展。2006—2012年，江蘇省農村經濟有了進一步發(fā)展。經濟不發(fā)達型縣(市)的個數有了明顯減少，主要分布在蘇北內陸地區(qū)，蘇中和蘇南廣大農村地區(qū)則主要以經濟發(fā)達型和經濟較發(fā)達型為主。從產業(yè)結構來看，農業(yè)主導型地區(qū)主要集中分布在蘇北內陸西側和東部沿海等農村地區(qū)。而蘇南地區(qū)工業(yè)主導型縣(市)的個數則明顯減少，相反，第三產業(yè)主導型縣(市)的個數明顯增多。這主要由于近年來，國家不斷加大對農村建設和發(fā)展的投入，產業(yè)結構不斷調整，使得農民創(chuàng)收方式多樣性，從而促進了多種產業(yè)的發(fā)展。
2.4農村經濟發(fā)展的地域類型劃分
基于對各縣市農村經濟發(fā)展水平和產業(yè)結構的定量分析，選取2012年的評價結果，采用“產業(yè)結構+經濟發(fā)展水平”的綜合分類方法，最終可將江蘇省農村經濟發(fā)展分成四大類、12小類。從圖中看出，農業(yè)主導型地區(qū)的經濟發(fā)展水平一般比較落后，其中不發(fā)達縣(市)的數量占了絕大部分;而工業(yè)主導型和第三產業(yè)主導型地區(qū)的經濟則處于發(fā)達和中度發(fā)達之間;均衡發(fā)展型地區(qū)所包含的縣(市)數量最多，其經濟發(fā)展水平也呈現(xiàn)出多樣化的特征。農業(yè)主導型縣(市)主要分布在江蘇的東北和西北地區(qū);工業(yè)主導型和第三產業(yè)主導型縣(市)大多數分布在江蘇的南部和中部地區(qū)，很少或幾乎沒有分布在北部;均衡發(fā)展型的縣(市)在省內均勻地分布著，其經濟發(fā)展水平有差異。從圖中可知，宿遷、沭陽、淮安、阜寧、連云港、靖江等9個縣(市)屬于均衡發(fā)展經濟欠發(fā)達型，沛縣、徐州、邳州、贛榆、如皋、句容等14個縣(市)屬于均衡發(fā)展經濟中度發(fā)達型，建湖、鹽城、寶應、宜興屬于均衡發(fā)展經濟較發(fā)達型，大豐、如東、啟東、太倉4個縣(市)屬于均衡發(fā)展經濟發(fā)達型。從分布來看，均衡發(fā)展類型中，蘇南地區(qū)經濟發(fā)達的縣(市)的數量高于蘇北地區(qū)。據此得出江蘇省農村經濟發(fā)展類型形成原因與發(fā)展對策。
3結論
(1)從經濟發(fā)展水平分異與演化來看，2000—2012年，江蘇省鄉(xiāng)村經濟發(fā)展水平明顯提高，產業(yè)結構類型出現(xiàn)多樣化的趨勢，產業(yè)布局也日漸合理。2000年，江蘇省鄉(xiāng)村模比系數均值為0.69，而到2012年，模比系數均值上升為1.42。2000年蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)的農村經濟發(fā)展已經有較為明顯的差異。蘇南地區(qū)的農村經濟發(fā)展水平高于蘇中、蘇北地區(qū)。蘇州、昆山、太倉、無錫和鹽城5個縣(市)的農村經濟發(fā)展水平屬于發(fā)達類型;南京、常州、南通、徐州等10個縣(市)則屬于較發(fā)達型;宜興、常熟、丹陽、東臺等14個縣(市)屬于經濟中度發(fā)達型;相對于前3種經濟發(fā)展類型，剩余的32個縣(市)則分別屬于經濟欠發(fā)達和經濟不發(fā)達類型。到了2012年，蘇南地區(qū)農村經濟發(fā)展水平依然高于蘇北地區(qū)，但已有明顯減弱的趨勢，各類型的經濟發(fā)展水平也呈現(xiàn)出“組團”的走勢。蘇州、昆山、太倉和常熟4個地區(qū)形成了“塊狀”分布的經濟發(fā)達區(qū);豐縣、徐州、睢寧和泗洪則形成了“帶狀”分布的經濟不發(fā)達區(qū);以宿遷、沭陽、漣水、淮安為中心的11個縣(市)則聚集在一起，形成了經濟欠發(fā)達區(qū);以南京、句容、鎮(zhèn)江、揚中、泰興和如皋為中心的9個縣(市)則形成了“東—西”走向橫穿蘇中地區(qū)的“條狀”分布的經濟中度發(fā)達地區(qū);以高郵為代表的8個縣(市)和以金壇、宜興為代表的6個縣(市)則形成了兩個以“條狀”類型為分界線的經濟較發(fā)達區(qū)。在這些縣(市)中，高淳雖地處蘇南，但由于其落后的經濟基礎等原因，屬于欠發(fā)達型;而沛縣、邳州雖地處蘇北，卻屬于經濟中度發(fā)達地區(qū)。大豐、如東雖地處蘇中，卻因其沿海的有利區(qū)位轉入經濟發(fā)達類型之中。
1．方法筆者首先運用ArcGIS軟件分析旅游業(yè)發(fā)展的空間特征，然后運用空間探索性分析方法揭示各省域間旅游經濟的空間關系。空間探索性分析(ExploratorySpatialDataAnalysis，ES-DA)是一種分析空間相連關系的方法，這種方法是基于樣本數據驅動的分析，在沒有先驗的理論假設下，通過作圖、制表、方程擬合、計算特征量等手段來了解被觀察單元在空間分布、空間結構以及空間相互影響方面的特征;它的優(yōu)點在于可將具有相同或相異屬性值的地區(qū)以圖像化的形式展示出來，并把空間關系分為空間全局自相關和空間局部相關兩個部分，來揭示空間效應中的空間依賴性和異質性。常用測度空間關系的指數有Geary’指數和Morans’I指數，筆者采用Morans’I指數，取值在［－1，1］之間，若Morans’I指數為負，說明相似的地區(qū)在空間上呈離散狀，若為正則呈集聚狀，若為0，則不存在空間相關關系。
2．數據筆者采用旅游總收入作為度量旅游業(yè)發(fā)展水平的指標。文中數據來自國家旅游局網站、國家統(tǒng)計局網站、四川省旅游局網站、中國統(tǒng)計年鑒數據庫各省市統(tǒng)計年鑒(2000～2012年)、《四川省旅游統(tǒng)計便覽》、《浙江旅游統(tǒng)計便覽》、《湖北省統(tǒng)計便覽》。入境旅游收入根據當期年末美元與人民幣兌換匯率進行了換算。
3．旅游業(yè)空間特征分析(1)旅游經濟空間差異顯著，發(fā)展水平由東部沿海向西北內陸遞減;總體聚集與分散、多中心，局部“中心－”特點突出筆者運用ArcGIS軟件繪制出2000～2012年間各省旅游總收入均值的5級分布圖(如圖1所示)，顯見，我國旅游經濟發(fā)展水平的空間差異顯著。總體上，旅游經濟發(fā)展水平的分布符合“騰沖－黑河”人口地理分界線，以東為高發(fā)展區(qū)，以西為低發(fā)展區(qū)，大致呈由東及西階梯狀分布。旅游經濟發(fā)展水平最高的省區(qū)市由南到北為廣東、浙江、上海、江蘇、山東、北京;第二級由東到西為遼寧、福建、河南、湖北、湖南、四川;第三級由東到西為河北、山西、安徽、陜西、云南;第四級由東到西為黑龍江、吉林、江西、重慶、貴州、廣西;發(fā)展水平最低的由南到北為海南、、青海、寧夏、甘肅、內蒙古、新疆。就全國而言，旅游經濟的空間分布既有集聚、規(guī)則的分布，也有隨機分布。集聚分布表現(xiàn)為旅游經濟發(fā)展水平最高的省份聚集在東部沿海，最低的省份則集聚在西北部;發(fā)展水平相近的省份在空間上相鄰，如第四級發(fā)展水平的黑龍江與吉林相鄰、重慶與貴州、廣西相鄰;規(guī)則分布表現(xiàn)為東、中、西部雖呈梯度遞減、但東部、西部區(qū)內仍然存在旅游經濟發(fā)展高低相間分布;隨機分布則表現(xiàn)在“騰沖－黑河”以東地區(qū)，多種分布方式共同存在。由此可見，旅游經濟發(fā)展水平高的地區(qū)多分布在東部，但西部的四川省旅游經濟發(fā)展水平較高;旅游經濟發(fā)展水平低的地區(qū)多分布在西部，東部的海南省旅游經濟發(fā)展水平較低。從描述性分析可知，旅游經濟發(fā)展水平存在多樣性，空間特征顯著，聚集與分散同時存在。無論是高發(fā)展水平區(qū)，還是中、低發(fā)展水平區(qū)，旅游經濟發(fā)展水平相似的省區(qū)皆存在空間相鄰的現(xiàn)狀;局部既有發(fā)展的“中心”也有發(fā)展的“凹點”。(2)旅游經濟發(fā)展存在較強的空間依賴性，空間集群呈增強－降低趨勢空間全局自相關揭示的是旅游經濟的空間依賴性。根據2000～2012年旅游總收入、以邊和點相鄰作為空間鏈接關系(將廣西、廣東作為海南鄰居)，運用GeoDa軟件計算出其全局Morans’I指數(見表1)。2000～2012年間，指數值皆為正值，即我國旅游經濟發(fā)展水平具有顯著的空間正相關關系，意味著在此期間旅游經濟發(fā)展水平相似的省份在空間上表現(xiàn)為集聚狀態(tài);其空間相關水平呈現(xiàn)先急劇增強后又有所下降但呈現(xiàn)出較為平緩的趨勢。旅游經濟發(fā)展水平的空間聚集程度在2005年達到最高(0.3123)，最低的是2000年(0.2091)?？梢?，我國旅游經濟發(fā)展水平存在很強的空間全局自相關，即存在很強的空間依賴性。(3)相鄰省份的空間關系顯著與不顯著的數量各占1/2筆者根據旅游總收入繪制旅游經濟發(fā)展水平的局部空間分析(如圖2所示)。局部空間分析旨在了解某一省份與其相鄰省份之間的關系，揭示的是旅游經濟發(fā)展的空間異質性特征，其分布模式分為4類:高－高、低－低、高－低、低－高。高－高、低－低相關模式指的是某一省份的鄰省具有同樣的特征，為正相關，表示空間集聚;高－低、低－高相關模式指的是某一省份的鄰省與其特征相反，為負相關，表示空間離群。圖2顯示，旅游經濟空間關系的空間聚集與“中心－”特征同存;同時，我國部分省區(qū)市與其相鄰省份空間關聯(lián)性不顯著，部分省份的局部空間關系明顯。旅游經濟發(fā)展水平高－高相關的省份有上海、江蘇，低－低相關的省區(qū)從東到西有甘肅、新疆;這說明高發(fā)展水平省集聚在東部，低水平發(fā)展省集聚在西北;高－低相關的省區(qū)僅有四川;低－高相關的省區(qū)有安徽、福建，“中心－”特點突出，四川省是西部旅游經濟的發(fā)達地區(qū)，安徽、福建是東部地區(qū)的欠發(fā)達地區(qū);也就是說，四川是西部旅游經濟發(fā)展的極點，安徽、福建是東部的塌陷點。
二、旅游經濟空間溢出效應計量分析
旅游經濟發(fā)展的空間特征表明，相鄰省份的旅游經濟間存在較強的空間依賴性，這從描述性角度說明，2000～2011年旅游經濟存在空間溢出效應，其溢出效應的大小則要通過定量分析而得。
1．計量模型構建本文旨在分析政府主導模式下旅游經濟發(fā)展是否可以持續(xù)的問題，且從旅游經濟系統(tǒng)本身入手。旅游經濟系統(tǒng)包含了旅游需求、旅游供給兩個方面，具體而言，需求主要指的是可支配收入以及閑暇時間，而2000年以來，閑暇時間并未大量增加。因此，此處的旅游需求主要是指可支配收入;供給主要指旅游資源、旅游接待設施。相關研究結果認為，旅游資源稟賦、交通可達性、區(qū)位、基礎設施、產業(yè)結構、經濟發(fā)展水平等均可對旅游業(yè)發(fā)展產生影響。產業(yè)發(fā)展環(huán)境反映了政府主導模式的具體內涵，其間主要是制度環(huán)境。因此，筆者構建空間面板回歸模型考察旅游需求、旅游供給與產業(yè)發(fā)展環(huán)境對旅游經濟發(fā)展的影響。其中，Y是各省旅游經濟發(fā)展水平;D是各省的旅游消費需求，S是各省的旅游供給，P是各省的旅游發(fā)展環(huán)境，ρ表示空間溢出效應，ω表示空間相關關系，Xi，t為一組控制變量，μi為空間隨機項。
2．變量說明旅游經濟發(fā)展水平:用各省區(qū)的國內旅游收入表示旅游經濟發(fā)展水平，原因在于入境旅游收入受區(qū)位和開放程度的影響(廣東、上海、北京作為我國重要入境口岸，入境旅游收入遠高于內陸地區(qū))，為了剔除由于入境旅游與國內旅游的結構差異所導致的不一致，筆者未將各省的旅游總收入作為衡量旅游經濟發(fā)展水平的度量指標。旅游產業(yè)發(fā)展環(huán)境:由兩個方面構成，(1)旅游交通:交通被譽為旅游業(yè)三大支柱，對旅游業(yè)的發(fā)展具有重要的促進作用;旅游經濟的特點之一是旅游消費者(即旅游者)的空間轉移，便捷的交通為旅游者空間轉移提供良好的服務，促進旅游經濟的發(fā)展。由本地交通密度即鐵路、公路的營業(yè)里程除以國土面積表示。(2)稅收:用稅收占旅游企業(yè)營業(yè)收入的比例代表政府對旅游企業(yè)發(fā)展的相關政策變量。稅收比例越低說明政府支持力度越大，反之則反。旅游需求:旅游者出游主要受閑暇時間和可自由支配收入的約束，因休假制度的限制，大部分旅游者的閑暇時間是確定的，受可自由支配收入的約束更強。由于可自由支配收入的數據獲取存在困難，本文將人均可支配收入作為衡量旅游消費的指標。旅游供給:由旅游景區(qū)點表示，旅游景區(qū)點是旅游業(yè)的發(fā)展基礎，是吸引旅游者出游的主要因素。我國存在多種旅游資源評價體系，分別由國務院不同部門進行評價。為了保持評價體系的一致性和避免重復，筆者選擇4A級景區(qū)和5A級景區(qū)作為旅游資源的變量，未將遺產類景區(qū)納入分析，原因在于遺產類景區(qū)包含在5A級景區(qū)內。由于A級景區(qū)體系始于2001年，2000年旅游資源的數據則由國家級風景名勝區(qū)、世界遺產、優(yōu)秀旅游城市加總而得。旅游接待設施為旅游者提供服務的，它依托旅游景區(qū)點的吸引力而存在，因此，未采用旅游接待設施作為旅游供給的變量?？刂谱兞?對外開放水平，由外資酒店固定資產投入與酒店固定資產投入的比例表示，表示政府在產業(yè)發(fā)展過程中對產業(yè)的管制狀態(tài);由于對外開放水平部分省份部分年度的值為0，參照劉衛(wèi)東等的做法，將其賦予一個很小的值10－8;各省區(qū)人口總數，用于人口規(guī)模對旅游出游率的影響。為了剔除價格因素的影響，筆者利用各個省份的居民消費價格指數對居民人均可支配收入、旅游收入進行了折算。
3．模型估計與結果分析面板模型的回歸估計包括固定效應和隨機效應兩方面。由于本文是對我國大陸所有省份旅游經濟中的本地消費傾向進行分析，所考察的截面單位是總體的所有單位;同時，旅游經濟的兩大特點即旅游產品的不可轉移和旅游消費者的空間移動，各個地區(qū)的地理特定效應對于旅游經濟發(fā)展具有重要意義，因此，采用地區(qū)固定效應回歸模型更加合適。對模型進行空間效應檢驗可知，旅游經濟發(fā)展水平的空間依賴性是通過空間誤差沖擊所致(見表2)，應選擇模型(2)，并對模型(2)進行估計，結果見表3。表3中列出空間誤差模型、空間滯后模型和無空間效應項時的估計結果，筆者主要以空間誤差模型估計結果進行分析，將后兩者的估計結果作為模型和變量參數是否穩(wěn)健的參考。從3個模型估計結果來看，模型與變量參數在統(tǒng)計上具有穩(wěn)健意義，但變量參數的大小存在差異。(1)旅游需求旅游需求對旅游經濟發(fā)展的彈性系數為1.362，且在1%的水平上顯著。這說明，國內旅游需求在2000年以來的旅游經濟發(fā)展中具有重要的作用。旅游業(yè)是第三產業(yè)的重要組成部分，是國民經濟發(fā)展到一定階段的產物，從這個角度而言，旅游經濟的發(fā)展水平與旅游需求的大小相關;按照國際經驗，在人均GDP為1000美元時，旅游需求開始增長，尤其是國內旅游;為2000美元時，國內旅游進一步發(fā)展，出境旅游增長;5000美元時則出現(xiàn)城市的度假旅游。2000年以來我國旅游業(yè)的發(fā)展也佐證了這一發(fā)展途徑。如2006年人均GDP2070美元，同年，我國國內旅游人次13.94億人次，達到國民平均每人出游一次的規(guī)模，標志我國進入大眾旅游時期;2011年人均GDP5450美元，這意味著旅游需求進一步增加。(2)旅游產業(yè)發(fā)展環(huán)境旅游交通對旅游經濟發(fā)展具有重要影響，彈性系數為0.451，且在1%的水平上顯著。旅游經濟的旅游產品的不可轉移和旅游消費者的空間移動兩大特點決定了交通在產業(yè)發(fā)展過程的重要作用。交通作為旅游業(yè)發(fā)展的三大支柱之一，承載了游客從客源地到目的地往還的運輸任務，是客流流向的主導力量之一，這樣的矛盾現(xiàn)象集中體現(xiàn)在黃金周出游現(xiàn)象中。雖然有研究表明，交通對旅游業(yè)的發(fā)展影響不顯著，原因可能在于所采用的計量模型有差別所致。產業(yè)發(fā)展環(huán)境的另一變量稅負的估計系數在統(tǒng)計上不顯著，可能的原因在于現(xiàn)階段旅游經濟發(fā)展并未受到政府的制度環(huán)境的影響。(3)旅游供給表示旅游供給的變量旅游資源對旅游經濟的估計系數不顯著。旅游資源作為旅游業(yè)的基礎之一，主要指的是旅游資源對游客的吸引力，旅游的基本內涵是“愉悅”和“異地”(與居住地相異)，只要能夠對游客構成吸引力的客觀事物皆可稱之為“旅游資源”，從旅游的基本意義來講，旅游資源具有廣義性，這也許是以星級旅游景區(qū)、國家風景名勝區(qū)、歷史文化名城、優(yōu)秀旅游城市等國家評定的旅游資源級別、數量來分析旅游資源對旅游經濟發(fā)展影響不顯著的原因。(4)旅游經濟空間溢出效應旅游經濟從描述性分析中可知旅游經濟存在較強的空間依賴性，計量結果說明，空間依賴性達到0.449，且在1%的水平上顯著。這說明，旅游經濟發(fā)展存在較強的空間相互作用，這種作用是正向而有益的，即相鄰空間的省份(本文指的是邊界相鄰的省份)在旅游經濟發(fā)展過程中具有相互促進的作用;這種作用可以理解為空間示范作用，即一省的旅游經濟發(fā)展可以帶動相鄰省份旅游經濟的發(fā)展，其促進程度為47.4%，這也就解釋了旅游經濟相似水平發(fā)展的省份為什么在空間上出現(xiàn)集聚的原因。
三、結論與建議
【關鍵詞】江蘇省浙江省泰爾系數 區(qū)域差異 國內旅游經濟
旅游業(yè)屬于第三產業(yè)的一種朝陽產業(yè)，在當今，發(fā)展前景十分廣闊。自中國改革開放30多年以來，旅游業(yè)不斷發(fā)展，產業(yè)規(guī)模越來越大，在國民經濟中所占有的比重也在不斷地上升，現(xiàn)已成為國民經濟的重要組成部分。但是由于旅游業(yè)的發(fā)展會受到旅游資源稟賦、交通運輸條件、地區(qū)社會歷史文化背景、經濟發(fā)展水平以及基礎設施建設等因素的影響，旅游業(yè)的發(fā)展出現(xiàn)了一些區(qū)域上的差異。研究旅游經濟在區(qū)域上的差異，對分析國民經濟的狀況，指導區(qū)域旅游經濟的發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實意義[1-2]。
近些年來，很多學者對中國旅游經濟的區(qū)域差異方面做了很多的研究[3-11]。從空間尺度上，有以省級行政單位、或地級行政單位為基本研究單元，分析全國旅游經濟差異的基本特征的；也有分析某個省或某個地區(qū)的旅游經濟發(fā)展差異。從時間尺度上，有針對近幾年旅游經濟發(fā)展狀況，進行分析的研究；也有針對中國旅游數十年的發(fā)展，發(fā)現(xiàn)問題，并提出建議的研究。不同學者，研究旅游經濟的區(qū)域差異的方法也是各不相同：泰爾系數、基尼系數、變異系數、勞倫茲曲線、空間中心統(tǒng)計法、地帶分離系數等指標、方法和模型都被廣泛運用，對當今旅游經濟的發(fā)展，在研究和決策上提供了重要的借鑒與參考。
就目前對旅游經濟的研究而言，雖然研究的人很多，但仍存在兩個問題[3，7，12，13]：1）在研究內容上，多是著重對入境旅游經濟的研究，對國內旅游經濟的研究較少；2）在研究數據的時間上，多是采用在2005年之前的數據，更不用提2010年之后的數據；3）對華東地區(qū)的研究，多是單個地針對江蘇省或浙江省而言，或是在全國的旅游經濟差異中提到華東地區(qū)，很少有針對江浙兩省的研究。
所以本篇論文則基于對江浙兩省這一地區(qū)，以地級市為基本研究單元，分析作為華東地區(qū)最發(fā)達的兩個省份：江蘇省和浙江省，它們在國內旅游經濟上的區(qū)域差異。對于江蘇和浙江兩省而言，國內旅游經濟在兩省的國民經濟生產總值中占據一定的比重。以2011年數據而言，江蘇省國內旅游收入占到了江蘇省當年的地區(qū)生產總值的10.51%，而同一年份的浙江省則是占到了11.71%?？梢?，國內旅游經濟的發(fā)展對當今的地區(qū)生產總值具有極其重要的影響與作用。所以本篇論文，利用自2005年～2012年的江浙兩省的國內旅游經濟收入的數據，運用泰爾系數，分析兩省國內旅游經濟的差異。
一、數據來源與研究方法
（一）數據來源分析
本篇論文所要研究分析的是江浙兩省的國內旅游經濟的總體差異以及兩省的省內差異。研究對象是江浙兩省國內旅游經濟，江浙兩省各自的國內旅游經濟以及省內的各個地級市的國內旅游經濟的區(qū)域差異。研究的尺度，則從時間和空間上來考慮。
在本篇論文中，空間尺度分為三個層次：1）以江蘇省的南京市、蘇州市、無錫市、常州市、鎮(zhèn)江市、南通市、泰州市、揚州市、鹽城市、淮安市、宿遷市、連云港市和徐州市共計13個地級市，以及浙江省的杭州市、嘉興市、湖州市、紹興市、寧波市、舟山市、臺州市、金華市、麗水市、衢州市、溫州市共計11個地級市為研究的基本單元；2）將江蘇省和浙江省分別設置為兩個二級的研究單元；3）將江蘇省和浙江省看作一個整體，視為一個地帶，并將其作為最大的研究對象。在時間尺度上，則主要是從2005至2012年，對江浙兩省的各個地級市、江蘇省和浙江省以及江浙地帶的國內旅游經濟發(fā)展進行研究分析。
研究的數據樣本主要來源于《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》（2005～2013）[14]。數據內容包括：三個層次研究單元的國內旅游經濟的收入、三個層次研究單元的人口數量等方面。
（二）研究方法
泰爾系數，最早由Theil和Henri在1967年提出，是一種衡量區(qū)域差異的重要方法。其在差距的表達上的效果較好，可以將相關數據按照一定的標準進行分組，將數據上的差距分為各個組內差異和組間差異[3]。泰爾系數是指收入差距總水平等于各個地區(qū)收入份額與人口份額之比的對數的加權總和，權數為各地區(qū)的收入份額。泰爾系數越大，區(qū)域經濟的差異越大。其優(yōu)點在于可以將總體差異進行分解，從而看出總體中的各個組對總體差異的貢獻值以及變化趨勢。它可以被分解城兩個部分，一部分是用來衡量地區(qū)之間的不均衡程度，另一部分是用來地區(qū)內部的不均衡程度[5]。
二、結果分析
（一）區(qū)域總體差異特征
如圖1所示，2005～2012年，江浙兩省國內旅游經濟總的泰爾系數變化呈現(xiàn)出現(xiàn)波動下降的模式。由2005年的最大值，0.39027下降至2012年的0.25281。在2005年以來的雖然總體呈現(xiàn)出下降趨勢，但是其中，在2008年、2010年以及2012年，江浙兩省的泰爾系數總差異均呈現(xiàn)了一種上升趨勢，不過上升幅度都不大。這表明，在2005～2012年之間，江浙兩省中各地級市之間的國內旅游經濟上的差異是在逐步減小的。
（二）兩省之間區(qū)域差異分析
1.江蘇省區(qū)域差異分析。對江蘇省而言，國內旅游經濟差異變化幅度比較大，雖然從2005年至2012年，在數據上總體是一個下降的狀態(tài)。但實際上，如表1所示，自2005年～2011年呈現(xiàn)比較合理的下降，2012年是突然的上升，且幅度較大。
這反映了，國內旅游經濟在2005年～2011年江蘇省的差異是在不斷減小的，各個地級市之間的國內旅游經濟的發(fā)展開始向平衡的方向發(fā)展。但是2012年，各個地級市的國內旅游經濟區(qū)域差異突然變大，出現(xiàn)了短暫的不平衡的發(fā)展狀態(tài)。
如圖2，從空間上，很明顯地看到江蘇省南部地區(qū)的國內旅游經濟發(fā)展水平比蘇北、蘇中地區(qū)都要高很多，呈現(xiàn)出明顯的層次分布。南京、蘇州、無錫始終是處在江蘇省國內旅游經濟收入的前三位，這與三個地級市的經濟發(fā)展水平以及旅游資源稟賦密切相關。
從時間上來看，蘇北地區(qū)和蘇中地區(qū)的國內旅游經濟收入在不斷地上升，有趕上蘇南部分地區(qū)的國內旅游經濟的趨勢，特別是鹽城市、徐州市和連云港市，國內旅游經濟增長明顯。常州市、鎮(zhèn)江市和揚州市在國內旅游經濟上處于一個中等的水平，但發(fā)展速度并不是很快。泰州市、淮安市和宿遷市與其他地級市的差距明顯，一直處在較低的水平，未來應當會有很大的發(fā)展提升空間。
2.浙江省區(qū)域差異分析。對于浙江省，國內旅游經濟泰爾系數是一個波動下降的過程。從2005年的0.26994下降至2012年的0.09458，反映了浙江省的國內旅游經濟發(fā)展向平衡趨近。但是，實際上在2011年浙江省省內市間的國內旅游經濟的泰爾系數還是0.25204，從2011年到2012年，是一個突然降低的過程，有其偶然性，需要從日后更多的數據中進行分析。
如圖2，空間上，浙江省國內旅游經濟的發(fā)展表現(xiàn)出兩個特點：1）東北部的國內旅游經濟發(fā)展水平比西南部的發(fā)展水平要高；2）沿海的地級市比內陸的地級市發(fā)展水平要高，發(fā)展速度也要更快一些。在浙江省中，杭州市和寧波市常處在國內旅游經濟發(fā)展水平的前兩位，呈現(xiàn)出“雙核”特征。紹興市、溫州市、舟山市和臺州市在浙江省中處于中等的發(fā)展程度，而嘉興市、湖州市和金華市則在浙江省中處于一個中下游水平，衢州市和麗水市的發(fā)展水平一直不高。
在時間上，嘉興市、湖州市和金華市的發(fā)展速度是比較快的，衢州市和麗水市的發(fā)展速度還有待進一步加強與提高
3.區(qū)域差異格局分析。對于江浙兩省的國內旅游經濟的具體發(fā)展情況，可以用貢獻率來表示。在這里的貢獻率是指省的國內旅游經濟收入情況和兩省谷內旅游經濟之和的比值。通過貢獻率可以看出江蘇省和浙江省的國內旅游經濟發(fā)展情況。根據計算，江蘇省從2005年至2012年的貢獻率分別為：57%，57%，58%，59%，59%，58%，58%和54%；而浙江省為：43%，43%，42%，41%，41%，42%，42%和46%。江蘇省的國內旅游經濟發(fā)展水平一直處于較高的水平，一直比浙江省的國內旅游經濟收入要高一些。這是由于旅游資源稟賦，以及基礎設施等因素所決定的。
江蘇省的國內旅游經濟收入對兩省總收入之和比浙江省，一直是高13～17個百分點左右，但是在2012年，只高了9個百分點?？梢姡覀兛梢钥吹秸憬〉膰鴥嚷糜谓洕l(fā)展速度在加快，這也表現(xiàn)了浙江省國內旅游經濟發(fā)展的前景與潛力，有可能未來在國內旅游經濟方面趕上、甚至超過江蘇。
三、結語
通過上述的數學模型，相關數據以及圖表，針對江浙兩省的國內旅游經濟發(fā)展可以得出以下相關結論：
一是2005年～2012年，從地級層面到省級層面，江浙兩省的國內旅游經濟收入區(qū)域差異在減小，總體上，江浙兩省的區(qū)域發(fā)展開始向平衡發(fā)展，但不平衡在未來一段時間仍將存在。
二是2005年～2012年，江蘇省的國內旅游經濟發(fā)展水平，經濟收入一直比浙江省高，但目前，浙江省的國內旅游經濟發(fā)展速度加快，在未來有可能趕上甚至超過江蘇省。
受限于數據的可得性，以及方法的單一性，本文對更長的一段時間的區(qū)域差異發(fā)展缺乏更深入地分析與研究。通過長時間的數據的對比分析，將能更可靠地分析出江浙兩省的國內旅游經濟的目前發(fā)展情況，并預測未來的國內旅游經濟發(fā)展水平。
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學術界對我國區(qū)域經濟的發(fā)展水平及差異進行了卓有成效的研究,在區(qū)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(qū)均是相對獨立的經濟利益主體,在全國各區(qū)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(qū)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(qū)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(qū)域旅游經濟發(fā)展水平與旅游產業(yè)地位的分異規(guī)律,闡釋影響旅游空間差異的因素,提出縮小地區(qū)差異,協(xié)調地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的對策。
區(qū)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(qū)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(qū)域間的可比性。本文選取旅游外匯收入作為我國省際旅游經濟差異的衡量指標,旅游總收入作為旅游經濟水平與旅游產業(yè)地位分異性的衡量指標,主要原因是基于我國國際旅游統(tǒng)計指標體系相對比較完善[16],各省市區(qū)對旅游外匯收入的統(tǒng)計時間較早且統(tǒng)計口徑較為一致,保證指標的可比性和延續(xù)性。同時,改革開放以來,中國旅游發(fā)展的思路是優(yōu)先發(fā)展國際旅游,旅游外匯收入一直是我國旅游收入的重要來源之一,故旅游外匯收入能較好地反映了我國旅游業(yè)的發(fā)展歷程和各省市區(qū)旅游業(yè)的總體發(fā)展水平,而國內旅游收入和旅游總收入等指標由于某些年份統(tǒng)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(tǒng)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(qū)域差異的動態(tài)變化中未采用,在本文中旅游總收入主要用于分析旅游經濟發(fā)展水平與旅游產業(yè)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(tǒng)計年鑒(1991—2003)、中國旅游年鑒(2003)和中國統(tǒng)計年鑒(2003)。區(qū)域經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(qū)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(tài)勢
本文以旅游外匯收入作為區(qū)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(qū)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(xiàn)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(xiàn)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(qū)域經濟差異的上述轉變與我國各省市區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展過程密切相關,隨著旅游業(yè)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(fā)展的支持力度,全國旅游經濟發(fā)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(qū)位條件等因素不同,導致旅游經濟的發(fā)展基礎和發(fā)展速度不一致,區(qū)域旅游經濟總量的差距反而拉大,從而出現(xiàn)相對差異逐漸縮小,絕對差異卻越來越大的格局。
2.2省際旅游經濟差異變化的空間特征
展示了區(qū)域旅游經濟差異變化的總體輪廓,同時,通過對比各省市區(qū)旅游外匯收入與全國平均旅游外匯收入的比率,可以分析出1990—2002年區(qū)域旅游經濟差異變化的空間特征?？傮w而言,目前我國區(qū)域旅游經濟差異的變化主要表現(xiàn)為沿海地區(qū)的廣東、上海、福建、江蘇、浙江和北京等東部經濟發(fā)達省區(qū)與全國其它省區(qū),尤其是與西部的、甘肅、寧夏、青海等省區(qū)之間的旅游經濟絕對差異的擴大。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(qū)的比率都有一定幅度的增長,這說明我國大部分省市區(qū)與旅游經濟相對發(fā)達省市區(qū)的相對差異有縮小趨勢。顯示中國區(qū)域旅游經濟空間差異仍然較大。全國各省市區(qū)的旅游外匯收入僅有少數幾個高于全國平均水平,從1990年的廣東、北京、上海、福建4個省市增加到2002年的6個省市,新添了江蘇省和浙江省,2002年這6個省市的旅游外匯收入約占全國的73%。比率低于10%的省市區(qū)從1991年的10個減少到2002年的4個,這說明各省區(qū)較重視旅游業(yè)的發(fā)展,旅游經濟發(fā)展水平逐漸提高,旅游相對差異逐漸縮小,但西部地區(qū)仍是我國旅游經濟發(fā)展水平最為落后的地區(qū),2002年比率低于10%的4個地區(qū)全部位于我國西部地區(qū),它們是、甘肅、青海和寧夏。1991年比率最高的廣東省與比率最低的寧夏自治區(qū)相差為8.926②,2002年比率相差最大的仍然是廣東和寧夏,兩者相差8.514,變異系數沒有多大變化。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(fā)展水平與旅游產業(yè)地位的分異規(guī)律
旅游業(yè)占GDP的比重是反映地區(qū)旅游產業(yè)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(qū)旅游總收入之和約占各省市區(qū)GDP之和的9.5%,每個省市區(qū)的旅游經濟貢獻率③平均應為3.2%,以這2個數據為基準,各省市區(qū)的旅游經濟發(fā)展水平和旅游產業(yè)地位被劃分為6個層次。各省市區(qū)旅游總收入占全國旅游總收入的比重反映本省市區(qū)旅游業(yè)在全國旅游業(yè)中的地位,即旅游經濟發(fā)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(fā)展水平(2.8%—3.7%)、較低(1.8%—2.7%)、低(0.8%—1.7%)、很低(低于0.8%)。各省市區(qū)旅游總收入在本地區(qū)GDP中的比重反映旅游業(yè)在本省市區(qū)國民經濟體系中的地位(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(fā)展水平(8.6%—10.5%)、較低(6.6%—8.5%)、低(4.6%—6.5%)、很低(低于4.6%)。低于全國平均水平的省市區(qū)數遠遠多于高于全國平均水平的區(qū)域個數,這說明我國旅游經濟的總體發(fā)展水平不高,旅游產業(yè)的總體地位不突出,全國旅游業(yè)的總體發(fā)展更多地受少數旅游經濟發(fā)達省區(qū)的高水平發(fā)展帶動的,區(qū)域經濟發(fā)展不平衡性嚴重。
大多數省市區(qū)旅游業(yè)的發(fā)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(qū),旅游發(fā)展水平與旅游產業(yè)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(yè)在兩市發(fā)展水平高和重要性大。相反,甘肅、寧夏、青海、山西、吉林、新疆6個省區(qū)的旅游貢獻率之和僅有3.5%,旅游業(yè)發(fā)展水平和產業(yè)地位都低。處于中分線上半部的省市區(qū),旅游業(yè)在全國旅游經濟中的地位要大于其在本省國民經濟中作用。這類區(qū)域的國民經濟水平比較發(fā)達,多數是我國重要的工業(yè)基地,相對而言,旅游業(yè)在地區(qū)經濟體系中的地位不突出,即旅游經濟水平與旅游產業(yè)地位不相匹配。如山東省的旅游總收入占全國的比例為5.5%(全國平均水平為3.2%),旅游經濟發(fā)展水平高,但只占本省GDP的5.8%(全國平均水平為9.5%),旅游業(yè)的產業(yè)地位低。處于中分線下半部的省市區(qū),旅游產業(yè)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(qū)的經濟基礎較為薄弱,且經濟總體發(fā)展速度相對較低,因而各省市區(qū)充分利用本區(qū)域獨特而優(yōu)秀的旅游資源,大力發(fā)展旅游經濟,帶動和加快本省經濟的發(fā)展。如比較典型的海南省和云南省,兩省旅游總收入占全國的比例都低于平均水平,其中海南省僅為0.85%,但旅游業(yè)在兩省經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(fā)展水平與旅游產業(yè)地位在區(qū)域上具有一定的分異性。旅游經濟發(fā)展水平高,并不意味著旅游產業(yè)地位一定高;旅游經濟不發(fā)達的地區(qū),旅游業(yè)也有可能成為本區(qū)域的支柱產業(yè),而目前“全國有24個省市區(qū)將旅游業(yè)確定為本地區(qū)的支柱產業(yè)、龍頭產業(yè)和先導產業(yè)”[17],旅游業(yè)在國民經濟中的地位日益凸顯,但一些區(qū)域沒有根據本區(qū)域的實際情況,提出將旅游業(yè)作為支柱或先導產業(yè)發(fā)展是不現(xiàn)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(fā)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(fā)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(fā)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(qū)旅游產業(yè)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(yōu)于北方,以華東地區(qū)最為突出,次為華北地區(qū),主要表現(xiàn)在東部沿海省區(qū)、長江中下游的中部省區(qū)及黃河中下游,這些省區(qū)旅游資源種類多、數量大、豐度高、地域組合好,是我國旅游資源開發(fā)的重點地區(qū)和旅游外匯收入的重要基地[19,20]。
3.2基礎設施
交通、郵電通信等公共基礎設施是一個地區(qū)旅游業(yè)得以生存和發(fā)展的先決條件,其中旅游交通尤為重要,發(fā)達的旅游交通可以在一定程度上改善本地區(qū)不利的區(qū)位條件,增強旅游景區(qū)點的可進入性和吸引力,從而擴大客源市場規(guī)模,優(yōu)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(fā)現(xiàn),2002年,區(qū)域內部交通設施水平仍表現(xiàn)為明顯的東、中、西地帶間差距,京津滬3市交通設施最佳,其次是如廣東、山東、浙江、江蘇和遼寧等東部沿海地區(qū),而相對于東部而言,中西部地區(qū)的交通條件除寧夏尚好外,普遍較差,若將各省市區(qū)的交通密度與旅游外匯收入進行對比,二者的區(qū)域差異曲線具有較強的吻合性,表現(xiàn)為交通條件與旅游經濟水平間有較強的正相關性。
3.3區(qū)位因素
從空間相互作用理論來看,區(qū)位是區(qū)域發(fā)展的基礎,是發(fā)展地區(qū)旅游業(yè)的一個重要因素[21],它既影響到本區(qū)域對游客的吸引力,又影響游客進入的可達性。陸大道先生根據各省市區(qū)(省區(qū)以省會城市代表)到最近的樞紐海港的距離以及到香港、上海和北京3個主要經濟中心的相對距離,對各地區(qū)區(qū)位條件進行了評價,現(xiàn)階段區(qū)位條件最好的5個省份是上海、廣東、福建、江蘇和浙江,北京、天津、山東和河北列于其后,海南、遼寧和廣西的區(qū)位條件在沿海省份中是相對較差,但仍優(yōu)于內地省份,西南和西北各省區(qū)區(qū)位條件總體上都比較差[22],從評價結果可以看出,目前我國旅游業(yè)的發(fā)展水平與區(qū)位條件現(xiàn)狀總體上比較一致,同樣通過相關分析,旅游市場的實際占有率與資源、區(qū)位潛力相當,且區(qū)位因素的邊際效率大于資源豐度[23]。
3.4產業(yè)結構
產業(yè)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(yè)的發(fā)展狀況有著決定性的影響。在三次產業(yè)中,西部地區(qū)第一產業(yè)的比重高于東部地區(qū),而第二產業(yè)的比重又低于東部地區(qū),雖然西部地區(qū)經過改革開放以來20多年的調整,第三產業(yè)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(yè)或服務業(yè)的發(fā)展在指標上明顯處于劣勢[11]。旅游業(yè)作為第三產業(yè)中的重要組成,它的發(fā)展需要其他產業(yè)尤其是交通運輸、商業(yè)、餐飲娛樂等第三產業(yè)的支持,上海、北京、江蘇、浙江、山東等東部沿海地區(qū)較發(fā)達的工業(yè)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(yè)的發(fā)展,優(yōu)化了產業(yè)結構,進一步促進了旅游業(yè)發(fā)展,而大部分中西部地區(qū)由于不利的區(qū)位條件和相對薄弱的經濟基礎,旅游業(yè)的發(fā)展主要依靠獨特的旅游資源稟賦,旅游業(yè)的發(fā)展受到經濟基礎和產業(yè)規(guī)模的限制,從而與東部地區(qū)的絕對差距逐漸拉大。因此,我國東中西三大地帶的產業(yè)發(fā)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
