城市经济发展水平精选(九篇)

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第1篇：城市经济发展水平范文

关键词:副省级城市;经济发展;因子分析;聚类分析

中图分类号:F29　文献标志码:A　文章编号:1673-291X(2010)03-0130-02

1994年,副省级城市成立后,国内学者展开了副省级城市间的比较研究,周璐红、李亚妮、徐建益,选取副省级城市三大产业为研究因素,研究了相对资源承载力及其社会经济发展研究。武春光、于成学对中国副省级城市的知识生产效率进行了测算,并进行分析。陈志在2007年运用了线性加权函数等方法,研究了中国副省级城市综合竞争力比较分析。黄南、李程骅,运用了因子分析和聚类分析的方法,对副省级城市经济发展水平进行了比较分析,但是其数据为2007年的数据。

为了避免时间区间对分析造成的误差,准确反映15个副省级城市的经济发展水平变化情况,本文运用2001年、2004年和2008年统计数据,综合运用因子分析和聚类分析,得出15个城市经济发展的动态变化。

一、指标的选取和数据的采集

1.指标的选取。根据中国15个副省级城市的经济发展现状,综合国内外研究学者关于经济发展水平的指标选择∞,在遵循科学性、合理性、可比性和可操作性的原则下。分别选取了六个经济指标:(1)x1=国内生产总值(亿元);(2)x2=人均GDP(元/人);(3)x3=固定资产投资占GDP比重(%);(4)X4=第三产业占GDP比重(%);(5)x5=财政收入占GDP比重(%);(6)x6=出口依存度(%)。这六个指标,分别从经济增长、结构优化、国际贸易等各个角度,全面反映了经济发展水平。

2.数据来源。本文数据部分是直接来自于各副省级城市统计年鉴,部分是根据数据计算得出。根据分析需要。选取了2001年、2004年和2008年三个年度15个副省级城市的横截面数据。

3.分析方法。本文应用SPSS软件,运用因子分析法将各年度的六个指标进行分析,收集2008年各副省级城市数据,根据计算,知其KMO达到0.68,接近0.7的水平,因此比较适合做因子分析。

一般来说,当综合因子的累积贡献率达到85%以上,表明公因子反映大部分信息,而彼此又不相关。经过方差最大化正交旋转后,第一主成分贡献率为56.766%,第二主成分为23.430%,第三主成分为10.433%,累积方差贡献率超过90%,因此可以将前三个公因子作为评价副省级城市经济发展水平的综合指标。由旋转后的因子载荷矩阵可知,公因子F1在GDP、投资比重和人均GDP上的载荷值分别为0,904、0、860和0.746,因此公因子F1可作为经济增长指标。公因子F2在财政收入和出口上载荷值分别为0.963和0.820,因此,公因子F2主要代表财政收入比重和出口依存度。公因子F3在第三产业产值比重上的载荷值为0.937,因此,F3作为第三产业发展指标。最终,根据得到的因子得分矩阵,得出三个公因子的计算函数: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

根据以上计算函数,最终可计算出副省级城市各自的因子得分,然后,计算出经济发展水平指数F=(F1×56.766%+F2×23.430%+F3×10.433%)/90.629%,经过标准化,并聚类分析后,可得到15个副省级城市的经济发展水平排序。同样,2000年和2004年的计算经济发展水平指数的方法与上述方法相同,最终,得到15个副省级城市三个年度的经济发展水平排序以及发展趋势如下表所示:

根据分析,可以得出最终副省级城市经济发展的聚类结果,共分为三类。第一类为深圳和广州;第二类为厦门、杭州、宁波、大连、南京、青岛和沈阳;第三类为济南、武汉、成都、长春、哈尔滨和西安。

二、15个副省级城市经济发展结论与建议

1.副省级城市经济发展结论分析。从上述分析以及分类可知,在副省级城市中,第一类为经济发展水平极发达地区;第二类为经济发展水平较发达地区;第三类为经济发展水平一般地区。

第一类地区为广州和深圳,这两个城市的经济发展水平在副省级城市中处于领先地位,并且比较稳定。这两个城市都位于珠三角经济圈,优越的地理位置和优惠的经济发展政策成为广州、深圳经济发展的推动因素。经济结构方面,两市的第三产业占GDP总量的比重在2008年都达到了50%以上,表明这两个城市经济结构已经由工业主导型变成服务主导型。其中深圳市出口总量已经连续十几年位居全国大中城市首位,可以说,出口是深圳市经济发展的重要推动力。尽管全球金融危机对两市尤其是深圳的冲击很大,但是随着经济的逐渐恢复,预计在“十一五”期间,深圳和广州将率先基本实现社会主义现代化。第二类地区包括厦门、杭州、宁波、大连、南京、青岛和沈阳,这些城市中,除了南京和沈阳,其他都是沿海城市。综合三年的经济发展指数来看,厦门、杭州、宁波、大连标准化后的指数均为正值,而南京、青岛和沈阳均为负值,表明南京、青岛和沈阳在第二类城市中的经济发展水平相对较弱。从2008年数据来看,第三产业比重只有宁波在50%以上,达到55%。而出口依存度方面,厦门、青岛和宁波等港口城市在10%以上,其余城市均在10%以下,从中可以看出几个城市的发展特点。第三类地区是副省级城市中经济发展水平一般的地区,包括济南、武汉、成都、长春、哈尔滨和西安。这六个城市有两个共同点:省会城市和内陆城市。首先,作为一省的省会,一般是作为政治中心建设,因此经济发展水平相对其他副省级城市较弱。其次,作为内陆城市,其出口依存度都在3%以下,明显低于其他副省级城市。

2.副省级城市经济发展建议。根据以上的分析结果,我们对副省级城市的经济发展提出以下建议:(1)各城市应该明确自己所处的类别,定位自己的发展方向,在巩固原有优势经济的基础上,积极发展自己的薄弱环节,做到全面、协调、可持续发展。(2)充分利用国家区域经济发展的政策作为导向,积极发展自身经济。比如青岛,要紧紧抓住近年来环渤海经济圈的建设,促进自身发展。还有西部城市,要抓住国家西部大开发的大背景,积极加快自身经济发展。(3)根据各城市发展实际,调整产业结构,促进第三产业的发展,国际和国内的实践都表明,越是发达国家和地区,第三产业比重越大。

副省级城市作为各自区域经济的额中心,是中国区域经济发展的领导力量,因此,副省级城市的经济发展水平直接决定其区域的经济发展水平,各副省级要积极发展自身经济,提高城市竞争力,发挥和提高区域性城市综合功能。

参考文献:

[1]周璐红,李亚妮,徐建益.副省级城市相对资源承裁力及其社会经济发展研究[J].特区经济,2009,(4).

[2]武春光,于成学,中国副省级城市知识生产效率及其影响因素分析[J].中国科技论坛,2008,(7).

[3]陈志,中国副省级城市综合竞争力评价与比较[J].商业研究,2007,(6).

[4]黄南,李程骅,副省级城市经济发展水平比较与实证分析[J].珠江经济,2008,(9)

第2篇：城市经济发展水平范文

关键词 长江三角洲地区;循环经济;因子分析;聚类分析

中图分类号 F062.2 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2010)09-0007-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2010.09.002

上海市、江苏9个省辖市、浙江6个省辖市在内的长江三角洲地区,是我国经济发展 速度最快、经济总量规模最大的地区,是海外资本进入中国市场的首选落脚点与全球先进制造业基地。2008年度统计数据分析表明,长三角地区以占全国1%的土地承载了全国5.8%的人口、创造全国18.7%的国内生产总值。2008年浙江、江苏和上海二省一市的GDP达到56 387亿元,约占全国GDP总量的22.6%;综合能源消费为44 900万吨标煤/万元,约占全国能源消费总量的16.9%。保持长三角地区的经济增长与人口、资源环境的可持续发展,对中国经济的健康发展有重要意义。2008年8月6日,国务院审议并原则通过了《进一步推进长江三角洲地区改革开放和经济社会发展的指导意见》,提出了长三角地区“科学发展、和谐发展、率先发展、一体化 发展”的要求,实现经济、社会、环境与能源和谐发展是长三角区域的战略之一。研究长三角洲地区循环经济发展水平,针对不同水平的城市分别制定相应对策是本文探讨的重要内容。

1 长江三角洲地区城市循环经济发展的现状与特点1.1 经济快速增长与环境污染增长的趋势并存

长三角二省一市GDP从2000年的19 465.89亿元发展到2007年的56 387.31亿元,7年内增加了1.89倍,年均增长16.4%。从2002年开始,长三角GDP占全国比重就超过了1/5以上,2007年达到22.6%,同时,能源消费总量占全国的1/6以上。

长三角二省一市能源消费总量呈逐年增长态势,2007年达到4.5亿吨标煤/万元(Tce),约占全国的17%。“十五”期间,长三角能源消费总量从2000年的2.07亿Tce增加到2005年的3.72亿Tce,年均增长率达到12.49%,高于同期国家能源消费10.15%的增长速度,其中,上海的增长速度为8.61%,低于全国平均水平;江苏和浙江分别为14.43%和12.90%,均高于全国平均水平。“十一五”期间前二年,长三角两省一市的能源消费总量继续增长,2006年为4.1亿Tce,2007年达到4.49亿Tce,每年增量约为0.37亿-0.38亿Tce,占国家2006年新增能耗总量2.16亿Tce的17%,占国家2007年新增能耗总量1.92亿Tce的20%。

1.2 环境污染是影响未来区域经济协调发展的重要因素

环境污染是整个长三角地区面临的最严重的问题,也是其进一步发展所亟需解决的问题。由于大规模发展加工工业,水污染、大气污染、噪声污染、固体废弃物污染“四大杀手”正威胁着长三角经济和城市的良性发展。1999-2004年上海的废水、烟尘排放量居高不下, 而废气排放量和二氧化硫排放量分别增长了72.7%和17.4%。江苏2004年与1999年相比,工业废水排放量增长了31.0%、工业废气排放量增长了46.9%、二氧化硫排放量增长了32.9%。1999-2004年浙江的废水、废气、二氧化硫排放量分别增长了46.4%、116.9%和29.5%[10]。

严重的水污染、大气污染和耕地污染等,使“长三角”已成为我国新的生态环境脆 弱带,并已出现一些环境问题,其中水污染问题最为突出。目前,京杭运河长三角地区段、太湖、长江下游段、钱塘江段等水资源都受到不同程度的污染。从长三角目前的经济发展趋势看,如果不改变生产方式和调整产业结构,对环境问题不采取有力措施,污染将会进一步恶化,并将直接拖累这一区域经济的整体发展。

王保乾等:长江三角洲城市群循环经济发展水平的实证分析

中国人口•资源与环境 2010年 第9期1.3 国民经济发展对能源的依赖性强

近年来,长三角两省一市能源消费总量的增长与经济发展一直保持同向增长的态 势。从弹性系数分析,“十五”期间,长三角的能源消费弹性系数为0.780 1。“十一五”期间的前二年,能源消费弹性系数为0.561 2。尽管近年来长三角的单位GDP能耗逐年下降,没有出现过反弹,2002年开始下降至1.0 Tce/万元以下,但能源消费弹性系数无论是在“十五”期间,还是在“十一五”期间的前二年,都超过了0.5的界限。特别是江苏省,2004、2005年的能源消费弹性系数甚至超过了1.0,上海和浙江省的能源消费弹性系数也处于较高值的状态。虽然 “十一五”期间前二年有所好转,但仍可以看出,长三角的经济发展对能源的依赖性很强,这种局面短期内难以根本改变。

1.4 能源需求对外的依存度高

长三角地区经济发达,但能源资源短缺,所消费的煤炭、原油、天然气,全都依赖省外调入和国外进口。上海的一次能源几乎全部要由外地调入,其中煤炭全部从外省市调入,原油进口占原油总资源量的93.2%,外来电的比重已从2000年的8.2%上升至2007年的31.05%;浙江省自产原煤仅14万t,水电与核电发电量329.5亿kw•h,能源自给率仅为3.7%,96.3%的能源资源依靠国内外市场;江苏省能源供应以省外调入为主,能源自给率低,2006年江苏省自产原煤2 549万t,原油188.5万t,缺口85%的煤炭和91.8%的原油都要从省外调进和国外进口。随着能源消费总量增加,这一比重还将上升。 能源供应的高度外向依赖性,再加上国际石油市场价格的上涨和储运及安全保障等诸多不确定因素,已严重制约了长三角区域经济社会可持续发展。

1.5 以煤为主的能源结构导致减排压力大

长三角的一次能源消费结构以煤为主,其中发电用煤占了很大比重。2006年上海市煤炭消费占一次能源消费的51.6%;浙江省煤炭消费占61.5%;江苏省煤炭消费占71.4%,远高于国外水平,比全国平均水平高4.6个百分点。预计到2010年长三角地区仅电煤消耗量将达到4亿t,煤炭的大量消耗所排放的CO2和SO2气体对大气环境污染严重,减排压力很大,短期内难以改变。

2 长三角洲地区循环经济指标体系的选择

世界经济发展进程的规律表明,当地区人均GDP处于500-3 000美元之间时,往往 是人口、资源、环境瓶颈制约最严重的时期。长三角目前就处于这一发展阶段,转变经济增长方式,大力发展循环经济,走可持续发展道路是提升长江三角洲城市群全球竞争力的必由之路。

依据国内学者已有的研究成果,结合长江三角洲城市群的实际情况,以科学性、 系统性、可比性和指标的可获取性为基本原则,重点突出循环经济的“3R”原则,从减量化、再利用及资源化、无害化及综合性指标四个方面,选取18个参评因子构成城市循环经济发展水平指标评价体系(见表1)。这些指标涵盖了循环经济评价最核心的内容,因此,能够科学、客观地反映城市的循环经济发展水平。

3 循环经济指标的主因素分析

3.1 数据的采集

本文将选取18个指标,对长三角16个城市2008年的面板数据进行研究,目的是寻找能够衡量循环经济水平的主要因素,并为聚类分析提供基础。

3.2 因子分析

本文运用因子分析的一般模型,确定模型中的参数,然后根据分析结果进行因子解释。本文使用SPSS软件,在对数据进行标准化处理、消除量纲的影响后,进行因子旋转和因子分析。因子分析的一般模式为:

X1=a11F1+a12F2+……+a1nFn+ε

X2=a21F1+a22F2+……+a2nFn+

……

Xm=amF1+am2F2+……+amnFn+εm

式中,x1,x2,…,xm为实测变量;aij(i=1,2,…,m;j=1,2,…,n)为因子荷载;Fi(i=1,2,…,m)为公共因子;εi(i=1,2,…,m)为特殊因子。

采用主成分法,根据特征值大于1的标准选取前4个因子F1(λ1=4.146),F2(λ2=3.184),F3(λ3=2.760),F4(λ4=2.036)(见表2)。累计方差贡献率达到61.11%进行解释能力的相应估计,可以认为四个公因子合理表示了循环经济现象的各因素的线性关系,基本上能解释原数据的绝大部分信息,在对因子旋转过程中选用了方差最大法(Varimax)得到旋转后的因子负荷矩阵。

表1 长三角循环经济发展水平指标评价体系

Tab.1 Circular economy development level of the

Yangtze River Delta Evaluation System

目标层Targetlayer准则层Layerguidelines指标层Index layer符号Symbol循环经济发展水平综合评价指标减量化指标万元GDP能耗(吨标煤/万元)X1万元GDP水耗(t/万元)X2万元GDP电耗(kW•h/万元)X3单位工业增加值能耗(吨标煤/万元)X4万元GDP化学需氧量(COD)排放量(kg/万元)X5万元GDP二氧化硫排放量(kg/万元)X6万元工业产值污水排放量(t/万元)X7再利用及资源化指标工业污水达标排放率(%)X8化肥施用强度(折纯)(kg/hm2)X9农药使用量(kg/hm2)X10工业固废综合利用率(%)X11第三产业占GDP的比率(%)X12无害化指标城镇生活污水集中处理率(%)X13城镇生活垃圾集中处理率(%)X14综合性指标建成区绿化覆盖率(%)X15地区生产总值(万元)X16人均GDP(元)X17地区生产总值增长率(%)X18 因子F1在除了X2、X5、X11、X17上都有较大负荷(大于0.55),且与X1万元GDP能耗、X14城镇生活垃圾集中处理率、X15建成区绿化覆盖率、X18地区生产总值增长率、X6万元GDP二氧化硫排放量成正相关,与X16地区生产总值、X12第三产业占GDP的比率成负相关。

根据经济发展与资源消耗于环境污染的相互制约关系,因子F1包含了环境、能耗和经济发展几个方面的信息,定义为综合发展因子。因子F2在X16地区生产总值和X17人均GDP上有较大负荷,定义为经济发展因子。因子F3在X2万元GDP水耗、X3万元GDP电耗、X4万元GDP化学需氧量排放量上占有较大负荷,定义为资源消耗因子。因子F4在X8工业污水达标排放率、X9化肥使用强度、X10农药使用量上占较大负荷,且与X9、X10成负相关,与X17、X18成负相关,体现了资源再利用及资源化与经济发展的正相关关系,此因子定义为再利用及资源化因子。

根据因子负荷矩阵(见表3)可以得到4个主因子的线性模型。

表3是软件输出的因子模式阵,包含了公因子解释原始变量的方程的回归系数,因此函数关系为:

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 总方差解释表

Tab.2 Variance Explained

因子Component初始特征值Initial Eigenvalues提取因子载荷平方和

Extraction Sums of Squared Loadings旋转后的因子载荷平方和Rotation Sums of Squared Loadings因子特征值

Total因子方差贡献率

% ofVariance累积方差贡献率

Cumulative %因子特征值

Total因子方差贡献率

% ofVariance累积方差贡献率

Cumulative %因子特征值

Total因子方差贡献率

% ofVariance累积方差贡献率

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 因子负荷矩阵

Tab.3 Component Matrix ComponentMatrixa

项目

Item因子Component123456万元GDP能耗0.7240.470-0.1920.0140.1370.038万元GDP水耗0.0820.574-0.717-0.1310.0700.064万元GDP电耗0.2570.5260.639-0.163-0.279-0.073单位工业增加值能耗0.4150.681-0.312-0.359-0.0380.137万元GDP化学需氧量排放量-0.1940.0460.5940.1040.532-0.369万元GDP二氧化硫排放量0.527-0.460-0.206-0.012-0.4820.156万元工业产值污水排放量0.5170.5050.266-0.2640.4920.125工业污水达标排放率0.4240.2230.0650.406-0.354-0.575化肥施用强度(折纯)-0.4070.081-0.224-0.4660.263-0.567农药使用量-0.5870.1370.393-0.483-0.1070.330工业固废综合利用率-0.016-0.1040.4310.3830.3070.299第三产业占GDP的比率-0.5560.211-0.5630.2900.2810.341城镇生活污水集中处理率-0.3090.4270.6220.109-0.2310.181城镇生活垃圾集中处理率0.697-0.3170.263-0.2770.1020.180建成区绿化覆盖率0.6620.5290.0420.2270.031-0.045地区生产总值-0.6700.532-0.1810.387-0.104-0.119人均GDP-0.2320.5630.1690.500-0.1680.167地区生产总值增长率0.521-0.363-0.0870.6300.3230.059提取方法:主成份分析法;

a:提取6种成份。

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

利用以上四个关系式可求得四个因子的得分以及综合得分,以主因子旋转过后的方差贡献率作为权重计算各城市总得分:

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因子得分和总得分及其排名序列,依次为:上海市(1.71)、宁波市(1.55)、杭州市(0.73)、无锡市(0.67)、南京市(0.59)、苏州市(0.16)、镇江市(0.0076)、绍兴市(-0.012)、嘉兴市(-0.13)、常州市(-0.15)、湖州市(-0.18)、南通市(-0.23)、扬州市(-0.32)、泰州市(-0.72)、台州市(-1.03)、舟山市(-2.60)。

从综合得分来看,得分为正的有7个城市,占16个城市的43.8%,说明各城市在循环经济发展水平上存在一定差距。总体来看,综合发展因子对循环经济的总得分贡献率为23.03%,经济发展因子对循环经济总得分的贡献率为17.69%。在城市发展的初级阶段,受资金、技术、人力资源等多方面因素的影响,生产活动往往会选择一些资金投入少、技术水平较低的产业作为其发展的重点。像泰州、南通这样的相对来说循环经济水平较低的城市,2007年人均GDP分别为23 933、27 500元,分别位于长三角16个城市的16、15位。工业总产值主要集中在纺织业,电力、热力的生产和供应业,建筑业,黑色金属冶炼及压延加工业等技术水平不高,资源、能源消耗较高,对环境影响较大的产业。而当城市经济水平发展到一定阶段后,随着资金、技术不断积累,生产工艺技术不断改进及循环经济意识的不断提高,城市循环经济发展水平也不断提高。

资源消耗因子对循环经济贡献率为15.34%,说明资源消耗型产业仍然占有相当比重,未来长三角必须走能源集约型道路。依靠科学技术开发环保技术,制定有利于城市污水集中处理和生活垃圾安全处置的政策,政府应大力支持发展环保产业。

3.3 聚类分析

聚类分析的基本原理是,首先将一定数量的样品以指标各自看成一类,然后根据样品(或指标)的亲疏程度,将亲疏程度最高的两类进行合并。然后考虑合并后的类与其他类之间的亲疏程度,再进行合计。重复这一过程,直至将所有的样品(或指标)合并为一类。

系统聚类法是根据样品或指标之间的亲疏程度来进行合并。衡量亲疏程度的指标有两种,即距离和相似系数。距离是将每个样品看成是m个变量对应的m维空间中的一个点,然后在该空间中定义,距离越近,则亲密程度越高。相似系数接近于1或-1时,认为样品或指标之间的性质比较接近;相似系数接近于0时,认为样品或指标之间是无关的。SPSS软件中使用欧式距离进行聚类分析。

dij=∑pt=1(xit-xjt)2(i,j=1,2,…,n)

通过聚类分析,长三角16城市大致可以分为三类。

上海市作为第一类特大城市在综合发展因子和经济发展因子上占到了绝对的优势地位,上海经济发展水平高,地理位置优越,资源的投入量比较大,生产效率较高,第三产业比较成熟,但受人口、资源、环境的约束,经济发展潜力较其他城市不大。第二类城市杭州、南京、 宁波、苏州、无锡在四个因子上都比第三类城市略高,但在资源利用和污染治理上总体差别并不显著。常州、湖州、嘉兴、 南通、绍兴、台州、泰州、扬州、镇江、舟山为第三类城市。 第二三类属于大中型城市,发展潜力大,自然地理环境较好,但在污水治理、废物处理、第三产业发展上与第一类城市存在一定差距。

4 长江三角洲地区的循环经济功能定位与产业分工4.1 第一类城市

上海市循环经济理念实践较早,金融、贸易、物流等服务业比较发达,循环经济的发展水平领先于长三角其他城市,但与国际同类城市相比还有很大差距。因此,根据上海目前的实际情况,应注重前端治理,把重点放在生产和消费的减物质化上,预防经济“长胖增重”;加大末端废弃物处理,逐步实现自然资源循环利用。

上海是经贸枢纽驱动型城市,它的地域优势是经贸联系广泛,经济腹地大,经济发展快速,带动科技创新,使其循环经济静脉产业中的技术创新优于长江三角洲其他城市。但缺点是土地、能源匮乏,在循环经济的建设上,改变消费方式比改变生产方式更为重要。消费的短期政策思路是直接规范消费领域存在的资源浪费型和环境不友好型的不可持续的消费现象,长期的政策思路是通过宣传教育改变人们的生活、消费价值观,建立和强化人们的资源环境意识。

优先发展与经济生产、社会生活和生态环境相匹配的现代服务业,如现代物流、滨江临海休闲观光业、信息服务业、商贸会展、文化服务业等等。以世博会的召开为契机,积极开展上海循环经济的国际合作交流,尤其是在开发实用技术和先进工艺方面、生态工业园区建设方面,提升发展高附加值、高关联度、低物耗能耗的高科技创新产业和先进制造业,上海市将成为长三角甚至全国学习、借鉴和引进循环经济先进经验的窗口城市。

4.2 第二类城市

杭州、南京、宁波、苏州、无锡这几个城市拥有丰富的自然、文化资源优势,具备建设创新型城市的潜力。但是,制造业高度发达、城市群集聚度高,环境污染问题比较严重。

发展循环经济的首先任务是依靠高新技术和工艺,改造传统制造业,构筑循环经济的技术支撑体系。目前,这些城市发展循环经济的重点是积极调整产业结构,摆脱资源约束和降低环境污染水平,包括信息技术、生物技术以及环境无害化技术,替代技术、再利用技术、系统化技术等等。循环经济政策的重点是加强制造业技术改造的金融支持,改变大多数企业技术改造资金不足的问题。

在区域经济发展层面,充分利用区域间的分工,优先发展资源消耗低和环境影响小的产业,停产或转移目前难以改造升级的生产企业。有步骤地发展现代服务业,尽快改变工业生产中资源和能源粗放利用的现状。同时,促进绿色、生态、高效的都市循环型现代农业的发展,以附加值较高的绿化、良种、花卉等产业为主,发展节水型、土地集约型高效农业。

4.3 第三类城市

第三类城市基本上算是长三角城市群中欠发达地区,这些城市的支柱产业多属于排放固废污染较多的传统产业,传统“粗放型”经济发展方式,导致严重的流域性生态破坏和环境污染,经济发展与环境保护之间的矛盾突出。

作为长三角区域循环经济体系的重要组成部分,该区域承载各类固体废弃物分类拆解和再资源化的产业,即对传统的工业生产的70%-80%工业废弃物进行再利用,同时对电视机、电冰箱、空调等家用电器进行拆解和再利用。尽快出台相关法律政策,构建再生资源回收利用的市场机制,培育资源回收利用产业的市场基础。

第三类城市拥有丰富的自然生态资源和悠久的人文历史,以及广阔地种植、养植、及农产品加工体系,适合发展度假、休闲、会议等“农游合一”、“城乡互补”的第三产业。一方面为一、二类城市居民提供绿色、安全、无污染的农产品,另一方面营造田园风光式的绿色生态环境,吸引发达城市居民休闲度假。需要当地政府从资金、税收、金融保障等方面制定优惠政策扶持。

5 结 论

本文对长江三角洲地区16个城市的循环经济发展水平进行了实证研究。因子分析表 明经济发展因子、资源消耗因子、再利用及资源化因子是影响循环经济发展水平的主要因素。聚类分析表明该区域的16个城市按循环经济发展水平明显分为三个层次,这三个层次基本上与经济发展水平相一致,说明经济发展初期阶段往往要以牺牲环境为代价。根据三类城市循环发展水平及区域功能定位,三类地区循环经济发展政策既相互支撑,重点产业各有特色与分工。上海市应当发展以金融、贸易、物流等为主的服务业,以杭州、南京、苏州等城市为主的二类城市,政策重点是支持企业用高新技术和工艺改造传统制造业,构筑循环经济的技术支撑体系。以常州、湖州、嘉兴等城市为主的三线城市重点发展资源回收产业和农游合一生态旅游产业。

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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：城市经济发展水平范文

关键词：城市化水平；经济发展水平；关系特征；空间格局；河南省

中图分类号：F290 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）12-0138-02

引言

城市化与经济发展水平具有的高度关联性[1]。城市化与经济发展水平之间关系的空间格局研究，对区域城市化与经济发展道路的选择具有明确的实际指导意义。目前，对城市化与经济发展水平关系的研究，多侧重全国或全省的宏观尺度，对市域的研究较少。进入21世纪，中国城镇化进入快速的发展时期，在快速发展的过程中，有些地方出现了片面追求城市化速度、忽视了城市化速度与当地经济发展水平的关系，使得城镇化对当地经济社会发展产生了消极影响。本文基于国际和河南的城市化与经济发展水平的数据，通过定量的比较方法，侧重从市域的空间尺度出发，分析河南省城市化与经济发展水平关系的空间格局特征。

一、研究方法与数据来源

1.研究方法。本文采用陈明星等提出的引入偏离程度的象限图分析方法[2~3]，该方法以多国的城市化与经济发展水平关系为客观判断标准，能够对各地区的指标进行客观的比较分析，更直观的反映城市化与经济发展水平间的关系，增加地区类型的区分度。

具体数据处理方法如下：（1）选取2009年河南省多个地市的人均GDP（PCGDP）和城市化率（UBRAN）作为处理数据。（2）将两个指标数据进行z-score标准化处理，生成经济发展水平指标（ZPCGDP）和城市化水平指标（ZUBRAN）。标准化处理主要是由于数据单位不同，通过标准化处理来消除量纲的影响。

具体处理计算方法如下：z=（xi-x）/s

式中，i是样本观测值（1，2……n）；x为xi的平均值，x=xi /n

S为样本标准差，s=

（3）数据分析，经过处理后的数据ZPCGDP和ZUBRAN分别代表了其偏离PCGDP和ZUBRAN样本中心的程度。把ZPCGDP和ZUBRAN求差，当ZPCGDP-ZUBRAN=0时，表示两者偏离其样本中心的程度完全相同，即完全协调。当ZPCGDP-ZUBRAN>0时表示城市化滞后于经济发展。反之，当ZPCGDP-ZUBRAN

ZUBRAN|>0.1为轻微偏离型，1>|ZPCGDP-ZUBRAN|≥0.5为中度偏离型，当|ZPCGDP-ZUBRAN|>1时，为严重偏离型。据此，把城市化水平和经济发展水平的关系划分为七个类型，即：城市化严重超前、城市化中度超前、城市化轻微超前、基本协调、城市化轻微滞后、城市化中度滞后、城市化严重滞后。

2.数据来源。本文旨在对城市化与经济发展水平关系的市域间比较分析，主要数据指标为城市化指标和经济发展水平指标。城市化水平（URBAN）采用城市人口占总人口的百分比的城市化率来衡量。经济发展水平采用人均GDP（per capita GDP以下简称PCGDP）来衡量，人均GDP是一个包含综合信息的指标，能表达出多个经济相关的维度信息，联合国和世界银行均主要采用其作为衡量各国经济发展水平的指标，在一定程度上包含着产业结构、工资收入等信息，因为产业结构与工资收入与GDP之间存在关联关系[3]。另外，多国的数据比较方法在城市化水平研究中得到较为广泛的采用[3]。因此，本文采用世界多国的城市化和经济发展数据作为比较研究数据，其数据来源于世界银行在线数据库，样本选取采用2009年216个国家和地区数据，去除数据缺失的国家和地区，共有190个样本点。河南省的各地市的城市化和经济发展数据来源于《2010年河南省统计年鉴》，共18个地市，最终样本数为208个。

二、2009年河南省城市化与经济发展水平格局

1.河南省经济发展水平格局。2009年河南省GDP在全国31个省份（不包括港澳台）排名中，排第十九位。河南省2009年经济发展水平的空间格局总体特征是：除郑州的GDP最高外，其他地市大致呈由东向西逐渐增加走势，与该时期城市化水平空间格局基本一致，其中，郑州作为河南省省会人均GDP最高，达到44 231.35元，高于全国平均水平，济源次之为42 180.83元。全省经济发展水平从高到低排序依次为：郑州市、济源市、三门峡市、焦作市、洛阳市、许昌市、鹤壁市、漯河市、平顶山市、安阳市、濮阳市、新乡市、南阳市、开封市、信阳市、商丘市、驻马店市、周口市。经济发展水平空间差异显著。

2.河南省城市化水平格局。2009年河南省城市化水平空间格局特征其与经济发展水平的空间格局基本一致，2009年河南省城市化水平达到37.7%，其中郑州高达63.41%，超过全国平均水平。全省城市化水平从高到低排序依次为：郑州市、鹤壁市、济源市、焦作市、三门峡市、洛阳市、平顶山市、新乡市、开封市、许昌市、漯河市、安阳市、南阳市、濮阳市、信阳市、商丘市、驻马店市、周口市。城市化水平空间分布差异显著。

三、2009年河南城市化与经济发展水平关系格局

1.各地城市化与经济发展水平关系类型划分。根据前述数据处理方法，对河南省地市的人均GDP和城市化率数据进行处理，根据计算结果和划分方法，把河南省18个地市分为五种类型（见图1），即城市化中度超前（I）、城市化轻微超前（II）、基本协调（III）、城市化轻微滞后（IV）、城市化中度滞后（V）。

I类区属于城市化中度超前地区，属于该区的只有郑州市，其城市化水平为63.41%，人均GDP为44 231.35元，是河南经济最发达、人口最为集中的城市。

II类区属于城市化轻微超前类型，属于该区域的只有鹤壁市，其城市化水平为49.62%，人均GDP为25 369.96元。鹤壁市近年来经济发展迅速，城市人口不断增长，但总人口数较少，因此其人均GDP和城市化水平相对较高，发展态势良好。

III类区属于基本协调类型，包括济源、焦作、三门峡、洛阳。其城市化率分别为 49.01%、46.95%、45.4%、44.17%。其人均GDP分别为42 180.83、31 356.15、31 586.92、31 170.19。其城市化和经济发展水平潜力较大。

IV类区属于城市化轻微滞后类型，包括新乡、平顶山、开封、安阳、漯河、许昌、南阳、濮阳、信阳、商丘。城市化率分别为40.96%、41.75%、39.58%、38.93%、39.25%、39.26%、36.63%、35.43%、34.09%、33.38%。人均GDP分别为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。经济发展水平偏低，城市化水平落后。

V类区属于城市化中度滞后类型，包括周口、驻马店，其城市化率分别为29.49%、29.49%。人均GDP分别为10 648.65、11 708.35。还处于城市化起步阶段，经济发展水平和城市化水平都较低。

2.各地城市化与经济发展水平关系的特征。根据上述分类结果，用ARCGIS软件绘制河南省城市化与经济发展水平关系空间分布图，其特征如下：大致呈由东向西逐渐变化，从城市化中度滞后型到城市化基本协调，城市化超前的城市郑州和鹤壁相对分散。

结论

河南省城市化与经济发展水平关系可划分为五个类型。城市化中度超前城市1个，郑州市；城市化轻微超前城市1个，鹤壁市；基本协调型4个，济源、焦作、三门峡、洛阳；城市化轻微滞后型10个，新乡、平顶山、开封、安阳、漯河、许昌、南阳、濮阳、信阳、商丘；城市化中度滞后型两个，周口市、驻马店市。

河南省在市域尺度上经济发展水平和城市化水平关系上存在显著差异。既存在城市化中度超前的城市，又存在中度滞后的城市，部分属于基本协调，多数属于轻微滞后型。

河南省在市域尺度上经济发展水平和城市化水平关系区域分布特征上，大致呈由东向西逐渐变化，从城市化中度滞后型到轻微滞后型，再到城市化基本协调，城市化超前的城市只有两个，并且相对分散。

上述研究，对河南省城市化与经济发展水平关系进行了分类，并分析了空间格局特征，为各地认识自身发展规律，因地制宜的推动城市化与经济协调发展提供有益参考。

参考文献：

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第4篇：城市经济发展水平范文

依据城市物流发展水平与城市经济发展水平的一致程度，将其分类为超前、匹配和滞后三状态。只有城市物流与城市经济发展水平匹配，效用才会最大。他们的匹配是强调城市物流供给与城市经济发展的需求相匹配。所谓匹配考察的包括单纯的量上的匹配，更强调质上的匹配[3]。超前区：城市物流需求不足，小于城市物流服务供给。超前区里可能是城市经济并没有预期繁荣，物流需求量不足，导致物流供给量过剩，市场反映出来的现象是物流设施设备大量闲置。另一种情况是物流企业不顾城市整体经济较落后的现实情况，引进各种先进物流技术，大量增加物流成本使物流需求方无法接受。

匹配区：城市物流需求与供给基本均衡，其表现为市场上基本无闲置物流资源，也不存在需求得不到及时满足的现象。匹配区内城市物流技术可能不是最先进的，物流设施不是最新的，物流发展水平也不是最高的，但其职能效用得到最大化，对城市经济的辅助协调作用体现得最明显。滞后区：城市物流需求明显大于物流服务供给，市场反映出来的表现为物流设施落后，误时延时频率高，物流管理水平低，进而导致物流成本高。造成上述现象的原因是物流发展水平远比城市经济发展水平落后。

二、城市物流对城市经济的影响

城市物流支撑着城市日常经济活动的正常运行。在第一第二利润源相继枯竭的二十一世纪，作为第三利润源的物流对城市经济的影响作用不言而喻。值得提出的是，城市物流对经济发展有正负两面影响。

1.负面影响无论城市物流发展水平是位于超前区或滞后区，对城市经济和环境的消极作用远大于积极作用。当城市物流水平滞后于城市经济发展时，其典型表现是库存仓储量大、服务水平低、物流成本高、物不能通畅其流。低效率的物流运作水平，妨碍了商品流通与区域城市间职能分工与合作，严重损害区域城市经济的“吸收”与“辐射”面积，更不利于生产效率的提高。另一种伪命题是认为城市物流发展水平越快越好。须知若城市经济发展速度跟不上，导致物流有效需求不足，同样会造成物流资源大量闲置，物流成本居高不下，最后物流产业只能成为当地产业的累赘。

第5篇：城市经济发展水平范文

[关键词]城市经济；因子分析；聚类分析 [中图分类号]F121 [文献标识码]A [文章编号]1005-6432（2014）8-0027-02

城市经济是以市级行政区划为地理空间，以市级政权为调控整体，以市场导向，优化配置资源，具有地域特色和功能完备的区域经济。但是，由于传统的生产力布局上的不同，以及在地域、资源、人文和政策上的差异，新疆是一个典型的地区发展不平衡的省份，各城市在经济社会发展水平存在着相大的差异。如何客观、准确地评价新疆各城市社会经济发展现况，分析各城市的差异以及造成差异的主要原因，为各城市能针对性地制订相应的政策和措施提供理论依据，进而促进新疆各城市社会经济协调发展，具有重要的理论和实践意义。

1 评价指标体系的建立

笔者选取指标时遵循指标数据的客观性、可比性和可搜集性原则，力争指标科学地、全面地反映城市社会经济发展水平，从城市经济发展总量、城市发展规模、社会发展水平、居民生活质量四个子系统出发，分析了十个原始数据和统计指标，构成了新疆城市发展差异的评价指标体系。本文所建立的指标体系共包括14个指标，分别从城市经济发展规模、城市产业结构、农业生产规模、工业生产规模、消费品销售、第三产业发展等方面来反映城市经济发展特征（除特殊标记外单位均为万元）。

X1：国内生产量总值X2：固定资产投资量

X3：社会消费品零售总量X4：地方财政收入

X5：工业增加值X6：第一产业生产值

X7：第二产业生产值X8：第三产业生产值

X9：城镇化率X10：居民储蓄存款余额

X11：城市用电量（万千瓦小时）

X12：农作物播种面积（千公顷）

X13：教育事业费

X14：在岗职工平均工资

2 因子分析在经济研究中的应用

2.1 因子分析模型及其步骤

因子分析（Factor Analysis）是从研究相关矩阵内部的依赖关系出发，把一些具有错综复杂关系的变量（指标）归结为少数几个综合因子的一种多变量统计分析方法，并且这些少数几个综合因子能够反映原来多个变量（指标）所反映的绝大部分信息变量（指标）的减少便于进行进一步的计算和分析评价。设X1，X2，… ，Xk为k个观测变量，且都已经经过标准化，具有零均值、单位方差的标准化变量，则因子分析模型的一般表达式为：Xi=ai1f1+ai2f2+…+aimfm+ui（i=1，2，… ，k）在该模型中：f1，f2，…，fm叫做主因子，ui称为特殊因子，aij称为因子负载。

2.2 样本选取及数据来源

本文采用分层抽样方法随机从新疆选取了10个城市作为样本进行分析（乌鲁木齐市、喀什市、昌吉市、阿克苏市、克拉玛依市、阿勒泰市、石河子市、塔城市、库尔勒市、奎屯市），用于探讨如何基于因子分析和聚类分析方法来研究城市的经济发展状况。本文中的所有数据均来源于2012年新疆统计年鉴及各市统计局的有关资料。

2.3 数据处理结果

确定主因子载荷矩阵及解释主因子。对前述选取的14指标，采用SPSS for Window 11.20进行分析，可得到14个指标的相关矩阵R及相关矩阵R的特征值、方差贡献率和累计方差贡献率按照特征值大于1的原则，选出四个主因子，其累计方差贡献率为88.6%，表明四个主因子已经包含了原始14个指标的大部分信息，同时信息损失仅为11.4%，所以取前4个特征值建立因子载荷矩阵。因此，可将指标分为四类，并对各个因子进行命名。综合经济实力因子：X1、X5、X7。农业发展实力因子：X6、X12、X13、X14。第三产业发展因子：X3、X8、X10。工业发展水平因子：X2、X5、X7，同时可以发现累计贡献率分别为：0.448、0.549、0.746、0.905。

依据因子载荷矩阵，计算10个城市样本主因子得分矩阵，结果见下表：

2.4 结果讨论

基于上述因子分析结果，可以得出如下结论：

影响城市经济发展的主要因子是经济发展整体水平和工业生产规模，这两项因子的方差贡献率分别达到44.8%和20.1%。

在所有主因子中，综合经济实力因子是基础，并决定着其他因子的发展。综合经济实力因子得分较高的市，相应的其他因子也较高，以乌鲁木齐市为例，综合经济实力因子为0.952，远远高于其他城市，其第三产业发展因子，工业发展水平因子分别为0.325、0.469，大大超过其他城市的水平，这说明随着经济的发展，人民对生活水平质量也提出了新的要求。

局部看来，各城市工农业发展较为不平衡，差距较大，综合经济实力因子得分高的城市，但其农业发展实力因子得分并没有得到相应的提高。相反，农业发展实力因子得分位居各市前列，而其综合经济实力因子得分却远远落在后面。这说明在发展城市经济的过程中，一方面各城市工业发展较为不平衡，差距较大，另一方面，工业发展却是决定城市经济的主要因素。

3 基于因子得分的乡镇经济聚类分析

根据各个城市主因子得分数据，采用类平均法进行聚类分析，大致将新疆10市的城市经济发展状况分为三类。

第一类：乌鲁木齐市。乌鲁木齐市工业经济实力强，农业和第三产业发展水平也较好，综合发展实力较强，综合经济发展水平也尤为突出。乌鲁木齐在构成要素的14个指标中，有5项排首位（接近占50%），包括国民生产总值、工业增加值、第二产业生产值，而第三产业比重、社会消费品零售总额、2个指标也均位列第二。故其4个主因子得分都均为正，综合实力排列第一。可见具有相对雄厚的经济实力，在10城市经济发展水平最高。

第二类：昌吉市、克拉玛依市、石河子市。这几个城市综合经济实力相对也较好，但与经济发达城市相比在各方面的差距较大。要赶上平均水平，只有靠国家的政策扶持与自身优势特点结合起来，并加大基础设施的投资，为经济的发展打下较好的基础，以提高其整体经济水平。

第三类：喀什市、阿克苏市、阿勒泰市、塔城市、库尔勒市、奎屯市。这些城市以传统农业经济为主，农业经济实力较强，但其工业和第三产业基础薄弱，综合经济实力一般。

4 结论及建议

通过以上分析，我们可以知道，与地区生产总值关系最密切的是工业的发展，其次是第三产业的发展。了解了促使地区经济发展的主要因素，我们便可以对症下药，即大力发展地区工业和第三产业。但是我们不能只追求眼前的经济发展而牺牲未来的长远发展，我们应该在尊重自然发展的客观规律的基础上，大力发展本地区工业和第三产业的同时，加强对周边环境的保护，从而追求地区乃至整个国家长远的可持续发展。

乌鲁木齐作为新疆最发达的一个城市，在经济社会发展过程中，应大力发展第三产业，特别是现代服务业的比重，如大力发展物流业和服务外包业。此外，应充分发挥资源优势加大科技投入，进行技术创新，降低对电力和能源的需求，提高GDP产出效率，实现又好又快的发展目标。而对于喀什、奎屯等城市，由于其经济社会发展基础比较薄弱，差距是全方位的，要实现全面赶超，首要的任务是加快基础设施建设、努力提高经济发展水平和经济实力。加强科技投入，大力调整产业结构，重视招商引资工作，增强企业实力，同时调整农业种植结构，发展各自的特色农业、生态农业。

世界经济趋于全球化，经济运行打破了国界，使城市与城市、企业与企业之间的竞争日益加剧。所以城市的发展不仅要面对国内其他城市的竞争，而且还将遇到世界强国和经济实力强劲城市的挑战。从目前看，我国城市在总体上是落后的，竞争力较低，这直接影响了国家的竞争力。我国加入WTO（世界贸易组织）后，我们的诸多产业将面临直接与国际上同行业竞争的局面，而我们这些产业起步晚、水平低，且由于长期受国家计划经济的保护，与国际水平差距很大，在这样的条件下融入到世界竞争的浪潮中，对我们的生产和发展无疑是一种严峻的考验、城市经济也将面临巨大的挑战。为了迎接这样的挑战，我国城市经济发展的战略思路须作出一系列调整：①加强基础设施建设，落实投资积累政策。②加快工业化和城市化进程，推动产业结构升级。③顺应潮流，结合国情，调整城市发展战略。

参考文献：

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第6篇：城市经济发展水平范文

关键词：混合市场；混合所有制经济；城市经济增长；所有制结构；国有经济；私营经济；港澳台经济；外商经济；国有企业改革

中图分类号：F030；F121文献标志码：A文章编号：16748131（2016）06009110

一、引言

十八届三中全会指出，国有资本、集体资本、非公有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济，是基本经济制度的重要实现形式。混合所有制经济的内涵可从广义和狭义两个层面进行解读：狭义的混合所有制经济，指由不同出资者投资共建或由不同所有制经济组织联合组建而形成的一种企业形式；广义的混合所有制经济，指各种不同所有制的经济相互联系、有机结合而形成的一种宏观经济形式和体制结构。中国的市场经济体制作为一种特殊的转型经济体，与一般市场经济体的一大差异就是企业产权制度的多样化。

学术界关于经济体制和所有制结构的研究由来已久，对混合所有制经济与经济增长关系的研究也具有多样化的视角。国外较早研究混合所有制经济行为的学者是Merrill & Schneider（1966），他们主要研究了国有企业和私人企业如何通过互动行为实现政府对企业运营的影响。Miyazawa（2008）基于数量竞争的假定研究证明，在国有企业与私营企业共存的混合市场中，即使国有企业存在问题也会改进预期的社会福利；相反，完全私有化则会降低预期的社会福利。刘伟和李绍荣（2001）运用CD生产函数和线性对数模型分析认为，非国有经济比重的提高提升了全社会劳动和资本的效率，尤其是资本效率。王文成（2011）探讨了经济周期不同阶段国有经济对经济增长的作用机制，认为国有经济对我国经济健康发展起到了保驾护航的作用，并且混合所有制应该是国有企业改革的一个方向。贺灿飞和潘峰华（2006）研究发现，企业、产业以及区位特定因素决定了城市所有制结构多元化程度，一个城市所有制结构的多元化程度越高，越能发挥市场机制在资源配置中的决定作用，城市竞争力和经济活力越强。Phillips & Shen（2007）基于中国省级面板数据的计量检验发现，国有企业规模和省域经济增长率之间存在显著的负向关系。刘瑞明（2011）对中国1985―2008年的数据分析发现，国有经济比重的下降显著促进了地区经济增长，认为地区间的“经济收敛”需要“所有制结构的收敛”。丁永健和刘培阳（2011）运用我国省级面板数据的实证分析表明，地区国有工业比重与地区经济增长、金融发展水平、对外开放水平以及劳动力充裕程度呈负相关。

任毅，东童童：混合所有制经济有效推动了城市经济增长吗？

综上可知，以往研究所有制结构对经济发展影响的文献，多从单一所有制经济角度入手，鲜有研究多种所有制经济共存的混合市场武常歧和李稻葵（2005）指出，中国市场环境的一个显著特点是不同所有制企业在同一市场竞争；企业大体可以分为国有企业、民营企业和跨国公司在中国的子公司三类，其拥有的资源和面临的环境、目标等发展条件不同，产生的绩效也不同，这种市场类型就是混合市场。本文对混合市场的定义沿用武常歧和李稻葵两位学者的理论，在一个市场中若存在国有经济、私营经济、外商及港澳台经济等多种所有制形式的经济类型，并且不同的经济类型的目标函数和市场行为不同，则认为该市场为混合市场。 对经济发展的影响。有鉴于此，本文立足宏观，以多种所有制共存的混合所有制经济为研究对象，分析在混合所有制市场中多种所有制经济共同发展对城市经济增长的作用。

三、实证检验

1.样本、变量与方法

本文研究样本为中国31个省、直辖市和自治区的地级以上城市（不包括港、澳、台地区），时间区间为2003―2013年。由于一些城市存在数据的缺失以及统计口径的不一致等问题，将这些城市样本剔除，最终样本为255个地级以上城市。本文所有数据均来自于2004―2014年的《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》和《中国区域经济统计年鉴》以及各省、市的政府网站；对于确实无法获取的个别数据，采用插值法进行补齐。

在统计年鉴中，规模以上工业企业的划分有两种方法：一是按登记注册类型划分为内资企业、港澳台企业和外资企业三大类，其中内资企业又包括国有企业、集体企业、股份合作企业、私营企业、股份有限公司、有限责任公司、联营企业和其他内资企业八种；二是按经济类型划分为国有经济、集体经济、私有经济、港澳台经济、外商经济和其他经济六种。本文采用第二种划分方法，由于一些城市集体经济和其他经济这两种经济类型的份额非常低，在统计年鉴中并没有体现，因此样本数据选取了国有经济、私有经济、港澳台经济和外商经济这四种经济类型。

本文构建所有制多样化指标，即各类型所有制工业产出占比的平方和，以表示混合所有制经济的发展程度：

diversityi=100×n[]i=1pgrossij2

其中，pgrossij=grossij[]n[]i=1grossij。i表示混合市场i或城市i，j表示经济类型j，n代表混合市场i共有n种经济类型的工业企业，grossij表示混合市场i的第j种经济类型的规模以上工业企业总产出，pgrossij表示其在所有经济类型规模以上工业企业总产出中的比重。对于n[]i=1pgrossij2，某地区（城市）各种所有制经济类型产出所占比重越趋于平均化，该指标越小（最小值为1/n，此时定义为企业所有制多样化程度最高）；反之，当所有制经济类型越趋于单一化，该指标越大（最大值为1，此时定义为企业所有制多样化程度最低）。由于本文的选取了四种经济类型作为研究对象，因此diversityi的取值范围是[25，100]。

本文选取非农业产出作为被解释变量，解释变量除了所有制多样化指标外，还包括规模以上国有企业产值、私营企业产值、港澳台企业产值和外商企业产值四个变量。同时，根据已有研究的成果，从要素和资本、区位和禀赋、行政和政策三个层面选取了若干控制变量。具体变量解释见表1。

本文构建以下计量模型：

ln nonagrit=β0+iβiln Xit+

jβjln Controlit+εit

其中，Xit为五个解释变量，Controlit为一系列控制变量，εit表示残差项。绝大多数的回归模型着重考察解释变量对被解释变量的条件期望的影响，即均值回归。但如果条件分布不是对称分布，则条件期望很难反映整个条件分布的全貌。为此，Koenker和Bassett于1978年提出了分位数回归（Quantile Regression）的方法，相对于最小二乘估计，分位数回归具有多方面的优势，特别适合具有异方差的数据模型，不要求很强的分布假设，不易受到异常值的影响，估计结果更加稳健。因此，本文采用分位数回归进行实证分析。

1984年，国务院批准14个东部沿海城市为全国首批对外开放城市。时至今日，我国的沿海开放城市已经从最初的14个发展为如今的37个。这些沿海开放城市享受的特殊投资和发展政策，极大地推动了当地的经济发展，从而使得东部沿海地区率先获得了改革开放的红利，城市经济发展水平处于领先地位。2013年，我国首次确定了资源型城市，其中地级市达100多个，这些城市依靠自身丰富的自

然资源推动了城市的发展。

在我国，直辖市和省会城市不仅具有重要的政治功能，在经济、文化等各方面也享有重要地位。1994年，中央将16个城市确定为副省级市（1997年重庆直辖后变为15个城市）。在国民经济和社会发展规划上，副省级市政府拥有省级政府的权限，使这些城市成为改革开放政策红利的受益地区，在经济发展水平上领先于地级市，城市化发展进程和水平处于较高阶段。

2.混合所有制经济对城市经济增长的长期及短期影响

为了更为清晰地考察企业所有制多样化以及不同所有制经济对城市经济增长的影响，本文从长期和短期两方面进行深入探讨，表2中的数据是2003―2013年全国255个城市面板分位数估计结果，表3和表4分别是2003―2007年和2008―2013年的面板分位数估计结果。

从长期来看，混合所有制经济对城市经济增长具有较为显著的推动作用，但作用程度在各分位点并不相同。所有制多样化程度变量系数的绝对值在0.5分位点最大，并且整体呈现倒“U”型变化趋势。在各种所有制经济中，国有企业对城市经济增长的推动作用最大，其他三种经济类型对城市经济增长的推动作用相对较小。其中，国有企业的系数呈现从低分位点到高分位点逐渐上升的趋势，并且在0.9分位点达到最大系数0.06；私营企业在0.75分位点达到最大系数0.03；港澳台企业和外商企业则分别在0.9分位点达到最大系数0.02和0.03。总体来看，近十年来，城市经济发展水平位于前50%的城市，混合所有制经济对城市经济增长贡献显著；城市经济发展水平位于前10%的城市，国有企业、港澳台及外商企业的发展对城市经济增长的贡献显著；城市经济发展水平位于前25%的城市，私营企业的发展对城市经济增长贡献显著。

从短期来看，混合所有制经济对城市经济增长的推动作用在两个时间段中呈现“前期强后期弱”的趋势。2003―2007年，所有制多样化在0.75和09分位点达到最大系数绝对值，呈现随分位点上升而上升的变化趋势；2008―2012年中，该变量对经济增长的影响明显降低，在0.5分位点达到最大。国有企业和私营企业对城市经济增长的影响基本呈现“前低后高”的趋势，港澳台企业和外商企业对城市经济增长的影响则呈现“前高后低”的趋势。2003―2007年，国有企业在0.9分位点达到最大系数0.04，私营企业在0.75分位点达到最大系数003，港澳台企业和外商企业分别在0.9分位点达到最大系数0.03和004；2008―2012年，国有企业在0.9分位点达到最大系数0.08，而私营企业对城市经济增长的影响则明显降低，港澳台企业和外商企业最大系数都在0.9分位点处达到0.02。总体来讲，经济水平处于前50%的城市，混合所有制经济对经济的推动作用显著，并且这种影响力在2003―2007年最为明显；经济水平处于前10%的城市，国有企业对经济的推动作用显著，并且这种影响力随时间推移而增大；经济水平处于前25%的城市，私营企业对经济的推动作用较为显著，并且这种影响力在2003―2007年较为明显；经济水平处于前10%的城市，港澳台企业和外商企业对经济的推动作用显著，并且这种影响力在2003―2007年较为明显。

3.混合所有制经济对城市经济增长影响的区域差异

为了进一步剖析混合所有制经济以及不同所有制经济影响城市经济增长的区域差异，划分东、中、西部地区进行分析。表5是2003―2013年东、中、西部地区面板分位数估计结果。

东部地区：混合所有制经济对城市经济增长的作用显著，在0.9分位点所有制多样化的系数为正，其余分位点均为负，并且系数的绝对值随着分位点的增大而增大。国有企业对城市经济增长的作用均为正且十分显著，同时随着分位点的增大而增大；私营企业对城市经济的增长作用在0.5分位点开始比较显著，并且在0.75分位点达到最大；港澳台企业和外商企业分别在0.75和0.9分位点达到最大系数。

中部地区：混合所有制经济对城市经济增长的作用十分显著。所有制多样化的系数均为负，说明混合所有制经济对中部地区城市经济增长起到了重要的推动作用；国有企业对城市经济增长的推动明显，并且在0.9分位点达到最大系数；私营企业和港澳台企业对城市经济增长的推动作用在0.5分位点开始显著，外商企业则在0.75分位点开始为正，这三种所有制类型的企业均在0.9分位点达到最大系数。

西部地区：混合所有制对城市经济增长的推动作用十分显著，所有制多样化在0.1分位点到达最大的系数绝对值。国有企业对城市经济增长的推动显著，并且随着分位点的增大而增大，在0.9分位点达到最大系数；私营企业的系数在0.5分位点开始显著为正，并且在0.9分位点达到最大系数；港澳台企业和外商企业对城市经济增长的作用基本都不显著，只有在0.9分位点处港澳台企业的系数显著为正。

四、结论与启示

本文通过理论模型和面板分位数回归分析，考察了中国混合所有制市场中多样化的所有制形式及不同所有制企业对城市经济增长的影响。分析发现混合所有制经济确实能够有效推动中国城市经济的增长，但不同所有制经济对城市经济增长的推动作用在长期和短期以及不同区域之间有所不同。从全国范围来看，混合所有制对城市经济增长具有显著的推动作用，这种作用在2003―2007年尤为显著。对经济增长处于不同水平的城市，国有经济的经济增长推动作用均十分显著；但私营经济、港澳台经济和外商经济的推动作用基本是在经济发展水平处于前50%的城市才较为显著。从区域差异来看，较东、西部地区而言，混合所有制经济在中部地区表现出更为活跃的态势。其中，国有经济对城市经济增长的推动作用在区域之间基本没有太大差异，体现了大型国有企业对中国整个城市经济发展的重要性；而私营经济、港澳台经济以及外商经济对城市经济增长的推动作用在区域间的差异则十分明显，尤其是港澳台及外商经济对西部地区城市经济增长的推动作用不显著，这很大程度上是由历史原因和区位条件造成的。

混合所有制经济对经济增长的推动作用，并非随城市经济发展水平的提高而提高。国有经济在不同区域对城市经济增长均有较大的推动作用，且越是经济发展程度高的城市，国有经济对其经济增长的推动力越大。其原因，一方面在于规模以上国有企业在全部规模以上企业中所占比重较大，并且这些企业绝大多数长期分布在我国的一线和二线城市；另一方面也由于这些国有企业大多属于电力、烟草、航运、石油等垄断产业，同类型的私营企业和外商及港澳台企业基本不具备竞争能力，从而使得国有企业长期占有整个中国市场。私营经济对城市经济增长的推动作用并非十分显著，其对经济增长推动较大的城市基本为二、三线城市，对一线大城市经济增长的推动作用并不大。相比国有经济和私营经济，港澳台经济和外商经济对中国城市经济增长的推动作用明显较小，并且区域差异较大。这两类企业大多分布在中国的东部沿海地区和中西部较为发达的城市，因此其对城市经济增长的推动作用有限。

从政策方面来看，发展混合所有制经济，对中国市场经济的发展有着重大的意义。混合所有制经济在我国出现和发展，源于国有企业改革，经过多年股份制改造，虽然很多国有企业早已变成混合所有制，国资占比已较低，但政府过度干预仍明显存在，准入限制并未真正放开，行政化垄断体制也未真正打破。从实际情况来看，国有企业具有多方面的优势，比如资本雄厚、资源充足、人才丰富、技术先进等，但同时也存在包袱重、创新力不足等问题；而非国有企业具有创新力强、效率高、生命力强等优势，但同时存在资源与资本欠缺、技术管理较落后等现实问题。因此，在合适的产业和行业积极发展混合所有制经济，通过取长补短、优势互补，充分发挥各种所有制经济的自身优势，无论对国有企业还是非国有企业，乃至整个混合市场的发展，都将具有重大的积极意义。

对于国有企业而言，走混合所有制道路，寻找国有经济与市场经济相结合的有效形式和途径，有利于国有资本放大功能、保值增值、提高竞争力，有助于“走出去”，是国资和国企改革的重要支撑。对于非国有企业而言，走混合所有制道路，是其进入垄断行业的有效途径，通过参与国资改造、参股国资项目等途径，非国有经济将在资本金、投资领域、竞争力等方面获得极大提升。对于整个国家的经济发展而言，积极发展混合所有制经济，对城市经济的发展以及新型城镇化的推进都有着重要的推动作用。从目前实际情况来看，混合市场的发展程度具有明显的区域差异性，各种所有制经济的发展也呈现较大的区域差异。发展混合所有制经济的确能够有效推动经济增长，但并非要实现混合市场发展的区域均衡化和一致化，而是要在合适的地区选择合适的产业发展混合所有制经济，在典型的城市选择典型的产业实现多样化的所有制形式。这一方面取决于市场的自主选择机制，另一方面也需要地方政府与企业的有效合作。

参考文献：

丁永健，刘培阳.2011.中国地区工业所有制结构的变动研究――基于内地 31个省市面板数据的实证分析[J].经济问题探索 （4）：16.

贺灿飞，潘峰华.2006.中国城市工业所有制结构多元化研究[J].经济地理（5）：780785.

刘瑞明.2011.所有制结构、增长差异与地区差距：历史因素影响了增长轨迹吗？[J].经济研究（S2）：627.

刘伟，李绍荣.2001.所有制变化与经济增长和要素效率提升[J].经济研究（1）：39.

王文成.2011.不同所有形式对经济增长的影响[J].中国软科学（6）：178185.

武常岐，李稻葵.2005.混合市场中的企业行为[J].东岳论丛（1）：3847.

MERRIL W C，SCHNEIDER N. 1966. Government firms in Oligopoly industries：a short run analysis[J]. Quarterly Journal of Economics，80（3）：400412.

MIYAZAWA S. 2008.Innovative interaction in mixed market：an effect of agency problem in Stateowned firm[J]. Economics Bulletin，12 （12）：18.

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：城市经济发展水平范文

关键词：房价；地区生产总值；协整检验；因果关系检验；河南省

中图分类号：F293.3 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2015）15-0063-03

一、房地产价格影响因素分析

房地产是土地、建筑物和地上附着物的综合体，而房价是房地产市场各种关系的综合反映。在2008年金融危机影响下，我国房地产市场经历了高涨、继而下降的时期。房地产市场是我国经济的重要组成部分，由于金融危机造成我国经济的下滑，因此以房地产市场带动我国经济复苏成为发展经济的首要选择。我国为了带动经济的增长，促进了房地产市场的发展，其中金融政策出现了松动，且房地产价格持续上涨并连创新高。房地产开发程度出现了前所未有的高涨，造成了我国房地产价格的非理性上涨。

关于房价的影响因素，一直是关注的焦点。李玲等以北京市为例，阐述了房地产调控政策对房价的影响，指出了高强度的调控政策对房价有明显的抑制作用[1]。车欣薇等的研究表明，各金融中心房地产价格和银行贷款存在长期均衡的关系，房价的波动与银行贷款之间互相影响[2]。谢太峰和路伟认为，货币供应量、贷款利率和国民收入对房地产价格存在不同的影响，货币供应量的增加会迅速推动房地产价格上涨，国民收入的增加对房价的上涨有轻微的推动作用，贷款利率的提高会降低房地产价格[3]。李黎认为，流入房地产市场的货币供应量与房屋销售价格指数之间存在显著地正相关关系[4]。文凤华等从房地产价格与金融脆弱性相联系得出两者存在双向的因果关系[5]。黄忠华、吴次芳、杜雪君从房价、利率的角度出发，分析房价与宏观经济的关系，他们得出房价与GDP之间存在相互因果关系，但房价与利率之间的因果关系不显著；历史的GDP和房价是影响GDP的主要因素[6]。王杰明从房价的角度对城市经济发展水平的理论影响进行分析，最后从房价对城市经济发展的有利影响和不利影响说明房价对城市发展水平的影响效果[7]。

对房地产价格的影响因素很多，每种因素对房价的影响都是不同的，不同的学者对房价影响因素的研究角度也不同。大部分学者都是从货币、宏观金融政策、银行信贷等角度分析了房地产价格的影响因素。已有文献对经济发展水平方面解释房地产价格大都是从房价对经济发展水平方面影响进行分析，但经济发展水平对房价的影响因素分析较少，因此本文从经济发展水平的综合方面分析了河南省房地产价格波动的影响因素。

二、经济发展对房价的实证分析

（一）研究区概况

河南位于中国中东部，是全国经济活动的中心之一。1998―2012年河南省平均房价处于增长趋势，从1998年的977.075元至2012年的3 831.237元，同时，河南省地区生产总值（GDP）也呈现上涨的趋势，由1998年的4 308.24亿元上升至2012年的29 599.31亿元。另外，城市化水平不断提高，从1998的20.8%上升至2012年的42.4%。

（二）变量的选取

房地产价格主要受国家宏观金融政策、经济发展水平、城市化水平、居民收入水平等因素影响，根据科学性、差异性、数据的可获得性等原则，选取GDP（X1，单位：亿元）、城镇化率（X2，单位：%）、城镇居民人均可支配收入（X3，单位：元）为解释变量，商品房的平均价格（Y，单位：元）为解释变量。

选取河南省1998―2012年的GDP、城镇化率、城镇居民人均可支配收入与商品房的平均价格数据，所需数据均来自2012年《河南省统计年鉴》。商品房的平均价格是由商品房销售额比上商品房销售面积，而后利用居民消费价格指数进行折算。为了消除价格的影响，GDP以1998年为基期，将地区人均生产总值指数（上年=100）转化为定基指数，再将定基指数分别乘以1998年人均生产总值得到。

为了减少异方差性和增强线性，将变量取自然对数，分别表示为LnX1、LnX2、LnX3、LnY。计算各变量间的相关系数，结果（见表1）。

由表1结果可知，lnX1与lnX2、lnX3的相关系数分别为0.997和0.998，lnX2和 lnX3的相关系数为0.996，说明lnX1与lnX2、lnX3，lnX2与 lnX3之间有多重线性关系，为了消除变量间的多重线性关系，因此可只选择一个综合性解释变量即lnX1。lnX1与lnY的相关系数为0.995。

lnX1与lnY具有较高的相关性，但并不能说明两者之间有一定的因果关系，因此还需对它们进行协整、因果关系检验来检验两者的因果关系。

（三）平稳性检验

为避免出现“伪回归”现象，需对时间序列进行平稳性检验。根据Eviews6.0得出的单位根检验可以得到，lnX1、lnY时间序列是非平稳的。对lnX1、lnY进行一阶差分检验，t值小于5%的显著水平值，因此，地区人均生产总值和商品房平均价格是一阶单整时间序列。然后在此基础上进行协整性检验。

（四）协整性检验

两个或者两个以上的不平稳时间序列具有各自的波动规律，若它们之间有协整关系，则存在着长期的均衡关系，反之，则不存在长期均衡关系。lnX1和lnY为一阶单整序列，所以满足协整检验的条件：两者为非平稳性变量，都是阶数相同的单整变量。

假设lnX1和lnY之间存在协整关系，利用Johansen法对lnX1和lnY进行协整检验，由运行结果可知，迹检验和最大特征值检验在5%的显著水平上，变量间都存在协整关系。这说明地区生产总值与房地产价格之间存在着协整关系。

协整回归方程为：LnY=0.286488LnX1+7.618319 （1）

（0.00729） （0.09781）

此方程表示GDP每增长1%，商品房价格将上涨0.286488%。该协整方程只是说明了各变量间的长期稳定关系，不能说明相互间的关系，因此，还需进行因果关系检验。

（五） Granger 因果关系检验

进行因果检验是为了确定GDP和房价之间的因果关系。Granger因果检验的前提是变量间序列是否平稳，由ADF检验可知，满足该条件，因此可进行Granger因果关系检验，结果（见表2）。

由表2结果可知，当滞后期为1时，GDP的增长影响房价的上涨，而房价的上涨不是GDP增加的原因。当滞后期为2时，GDP与房价互为因果关系，房价的上涨能拉动GDP的上升，GDP的增长同时也能带动房价的上升。这与我国目前的实际情况大致相吻合。

Granger因果关系检验对滞后期的选择非常敏感，以AIC的值最小为原则确定最佳的滞后期，因此选择滞后期2为最佳结果。

三、结论与讨论

本文通过选取经济发展的综合指标GDP、城镇化率、城镇居民人均可支配收入、商品房平均价格，对城市经济发展水平与房价的关系进行研究。GDP的增长说明了我国经济发展水平的提高和居民生活条件的改善，而经济发展水平的提高和居民生活条件的改善又会拉动房地产需求量的上升。同时，短时间内由于房地产供给缺乏弹性，房地产需求的增加并不会带动房地产供给的增加，结果必然导致房地产价格的上升。

通过SPSS19.0软件对可选变量间进行了相关性分析，并利用EViews6.0统计软件对1998―2012年间的GDP与平均房价进行了平稳性检验、协整性检验和Granger因果关系检验，可以得到以下结论与建议：

1.河南省的房价与GDP存在长期的均衡关系。固定资产投资是拉动经济增长的主要因素，而房地产又是固定资产投资的重要因素之一，因此，房价的升高，促进了固定资产投资的快速增加，从而推动了经济的发展。同时，经济的发展提高了居民生活水平，加大了对房地产的需求。

2.通过Granger因果关系检验，河南省房价和GDP之间存在着双向因果关系，房价的升高或降低会导致GDP的增加或减少。从协整关系可以看出，在其他因素不变的条件下，当GDP上升1%时，房价就会上涨0.286488%，即随着经济的发展，GDP的增加影响房价的高低。因此，经济的持续增加带动了房价的上升和房地产市场的繁荣，反之房地产市场的发展带动了经济的发展，促进了经济的增长。

3.经济快速发展中，研究促进房价与经济发展相协调具有重要的现实意义。重视房价波动的研究，分析房价波动的原因，使房价保持在合理的范围之内，如建立完善的房地产税制，以遏制购房投机者行为的大量出现；房价的适度上涨能够推动经济的发展，应发挥房价对经济发展的积极作用，使经济保持持续的增长；注意房价的上涨速度，防止房价上涨过快，超过经济发展的承受能力，导致经济发展受阻，进而影响房价与经济的协调发展。

参考文献：

[1] 李玲，朱道林，胡克林.基于PSR模型的房地产调控政策对房价影响的研究――以北京市为例[J].资源科学，2012，（4）：787-793.

[2] 车欣薇，郭琨，李斌，王珏.中国金融中心城市房地产价格与银行信贷的关系[J].系统工程理论与实践，2011，（4）：663-671.

[3] 谢太峰，路伟.中国货币供应量、贷款利率、国民收入对房地产价格影响的实证分析[J].首都经济贸易大学学报，2013，（5）：21-28.

[4] 李黎.金融政策对房地产市场影响的效应分析[D].南京：南京航空航天大学，2009.

[5] 文凤华，张阿兰，戴志锋，杨晓光.房地产价格波动与金融脆弱性――基于中国的实证研究[J].中国管理科学，2012，（2）：1-10.

[6] 黄忠华，吴次芳，杜雪君.中国房价、利率与宏观经济互动实证研究[J].中国土地科学，2008，（7）：38-44.

[7] 王杰明.房价对城市经济发展水平的理论影响分析[J].特区经济，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：城市经济发展水平范文

【关键词】中心城市 发展水平 因子分析

与周边城市相比，中心城市在所在地区往往具有雄厚的物质基础和强大的生产能力，拥有优越的自然条件，交通便利，文化教育发达，科学技术力量雄厚，是信息交流中心和金融中心。鉴于独特的优势，中心城市的综合发展在有效带动周边地区和周边城市的经济发展等方面发挥的作用可以说是无可取代的。因此，准确评判中心城市的综合发展水平有很重要的作用。

因子分析的基本思想是根据相关性大小把原始变量分组，使得同组内的变量之间相关性较高，不同组的变量间的相关性较低。因子分析模型是利用降维的思想，由研究原始变量相关矩阵内部的依赖关系出发，把一些具有错综复杂关系的变量归结为少数几个综合因子的一种多变量统计分析方法。本文采用因子分析的方法分析比较全国各中心城市的综合发展水平。

在参考《中国城市统计年鉴》的基础上，选取能够反映城市综合发展水平的12个指标。其中包括8个社会经济指标，分别为：X1-非农业人口数（万人），X2-工业总产值（万元）；X3-货运总量（万吨）；X4-批发零售住宿餐饮业从业人数（万人）；X5-地方政府预算内收入（万元）；X6-城乡居民年底储蓄余额（万元）；X7-在岗职工人数（万人）；X8-在岗职工工资总额（万元）。还包括4个城市公共设施水平的指标，分别为：X9-人均居住面积（平方米）；X10-每万人拥有公共汽车数（量）；X11-人均拥有铺装道路面积（平方米）；X12-人均公共绿地面积（平方米）。

对原始数据进行标准化之后导入到SPSS19.0软件并利用因子分析得到得初步结果。根据特征根大于1的原则，选入3个公共因子，其累计方差贡献率为87.1%。对公共因子进行方差最大化正交旋转之后，得到旋转成份矩阵和三个因子总方差贡献率的比重，则可以将原变量用各个因子进行表示。为了便于得出结论，将输出的载荷矩阵中各列按载荷系数大小排列，使得在同一个公因子上具有较高载荷的变量排在一起，得到按载荷系数大小排列得到的因子载荷矩阵。

由因子载荷矩阵可知，公共因子F1在城乡居民年底储蓄余额、在岗职工工资总额、在岗职工人数、地方政府预算内收入、非农业人口数、货运总量、工业总产值、批发零售住宿餐饮业从业人数这八项上的载荷值都比较大。所以说， F1是一个反映城市规模和经济发展水平的公共因子。一个城市在这个因子上的得分越高，城市规模就越大，经济发展水平越高。在城市经济规模因子F1上得分最高的五个城市是上海、北京、广州、天津和重庆，且上海和北京的得分远远高于其他城市。这说明，在城市规模和经济规模上，上海和北京是我国最大的城市，其规模远远大于其他城市。西宁、银川和海口的城市规模较小，经济发展较慢。公共因子F2在人均拥有铺装道路面积、每万人拥有公共汽车数、人均公共绿地面积上的载荷较大，因此F2是反映城市基础设施水平的公共因子，在该因子上的得分就是反映城市的基础设施水平。深圳、广州和南京在F2上的得分最高，重庆和武汉得分则较低，这说明深圳、广州和南京三个城市的基础设施较好，而重庆和武汉在这方面还要花大力气改善。公共因子F3在人均居住面积上有较大的载荷，说明F3仅仅反映城市居民居住条件。在F3上得分较高的城市主要是上海、重庆和深圳，说明这几个城市的居民在居住条件上比其他城市的居民好，北京和哈尔滨还有待改善。

以各因子的方差贡献率占三个因子总方差贡献率的比重作为权重进行加权汇总，得到各城市的综合得分。综合得分前五名的城市是上海、北京、深圳、广州和天津，综合得分最低的是西宁、银川、兰州、呼和浩特和海口。再结合各因子得分，北京在城市规模和经济发展及基础设施上均是位于前列的，但在人均居住面积上得分较低。上海在城市规模和经济发展水平及人均居住面积上得分较高，但基础设施的得分并不理想。而且，可以发现，综合得分较低的城市在经济发展水平上的得分也普遍较低，可见这些城市要想得到综合发展，首要的还是发展经济，这样才能提高基础设施水平和改善居民居住条件。

利用以上的信息各城市明确所处位置的同时可以详细制定赶超目标，更有针对性地在某个方面加快发展。例如，对于在城市规模和经济发展上表现抢眼的城市，如上海和北京，应该利用这一优势，加快其他方面的发展。如北京可以在改善居民居住环境上下功夫，建立较为完善的公共住房制度，大力推行廉租住房、经济适用住房、限价商品房建设，切实保障中低收入家庭的基本住房需求。对外来务工人员的居住环境也应加强关注。上海则应加强基础设施建设，科学编制城市区域规划，进一步完善城市功能，提高城市的承载能力，使基础设施的发展和目前城市经济巨大发展和居民居住条件遥遥领先的良好态势同步。而那些城市和经济规模比较靠后的城市，要注重把握宏观经济形势，加强战略思维，及时跟踪和认真研究宏观经济形势的变化发展以及变化带来的新情况、新要求，做到审时度势、科学应对。总之，各个中心城市都必须在各自比较弱势的方面加强改进工作，这样才能均衡发展、全面发展，从而达到提高综合发展水平的目的。

参考文献：

[1]范晓莉.基于因子分析的天津滨海新区与海西经济区区域竞争力比较研究, 经济研究,2011,01.

第9篇：城市经济发展水平范文

[关键词]人力资本积累；城市经济增长；城市产业演进

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2017.02.025

全球经济一体化对各个国家的经济发展起到了促进作用，这种背景下打破了城市的发展局限，使得一些具备优势的城市经济发展速度远远超过其他城市的经济发展速度。然而，城市经济发展水平差异的扩大化会给一国的经济状态、社会稳定造成严重影响，这种城市间的经济距离差异会影响资源合理配置，有碍国家的整体经济运行，是需要注意的。

1 基于人力资本的经济增长理论综述

1.1 古典经济增长理论综述

人力资本主要本质就是将人作为资本，视其为经济活动中起决定性作用的因素。在经济学史上第一个将人看作资本，并积极将人的价值使用经济算法计算的经济学家是威廉・佩蒂，他指出了人在国家经济发展中会产生重要的影响作用，提出“土地为财富之母，而劳动为财富之父和能动的要素”观点，这种观点表明威廉认为人是财富创造者，是一切经济活动产生的重要因素。

“人力资本”这个概念是由苏格兰经济学家亚当・斯密提出，亚当・斯密是经济学领域中的代表人物，他对人力资本进行了概括，并且阐述了人力资本为资本的理由。Y本是人们用于发展经济的基础，资本的投入是获取经济效益的重要途径，而人的各种能力和技术都可以将生产活动进行创新或者提高生产效率，因此人们在受到教育获得各种生产技能后再将技能投入到生产中就会促进经济的增加，因此人力资本的概念受到了广泛的认同。[1]

1.2 现代经济增长理论综述

现代经济增长理论分为新古典经济增长理论和新增长理论。其中新古典经济增长理论创立人是索罗（Solow，1956）和斯旺（Swan，1956），索罗利用函数分析方法构建了以技术变量为基础的函数关系，认为在技术发生变化，不断变强的基础上，即使其他资本因素没有变化，也会提高经济边际收益。事实上，在资本主义市场经济发展过程中，这种模型已经被证实了，技术在城市经济发展中确实占据重要位置。

新增长理论是20世纪80年代中期西方宏观经济理论分支中的内容，人们通过数学方法建立了模型，将人力资本因素作为基础核心内容，来重新构建出基于人力资本的经济增长理论。卢卡斯和罗默尔作为最具代表性的经济学者，提出了在模型中以资本的积累来反映时代下的技术进步状态和知识水平的增长程度。[2]

1.3 国内经济增长理论综述

我国的经济增长理论多是从人力资本本身的角度进行研究，大多有关经济增长的理论都是从科技人力资本、政府人力资本、人力资本产权等方面进行分析，或者是利用人力资本解释一些经济现象，对于人力资本与城市经济增长关系的研究涉猎并不多。当前我国有关人力资本的研究理论非常广泛，但是用来分析人力资本影响城市经济增长的研究理论还比较缺乏，这是我国经济学者未来需要加强研究的一个重要方面。

2 人力资本积累作用于城市经济增长的机理

2.1 人力资本积累与城市经济增长

城市经济的发展意味着城市的总体经济实力有大幅度的提高，是区别于一般经济增长的，经济实力的提升代表着城市的经济地位在全国的经济地位中会有所变动，因此研究城市经济增长是十分必要的。而城市经济增长或慢或快，都会受到各种因素的影响，其中人力资本积累的作用因素十分重要。自从进入21世纪，知识经济的影响力越来越强，这使得现代经济发展中物质资本的主导地位已经被削弱，而以人为主导的知识经济占据了发展的前沿，人力资本成为了影响经济发展的重要因素。所以，在城市发展过程中，物质资本的影响力已经远不如人力资本的影响力，城市要想达到扩大经济规模和经济效益的目标也需要以发展城市人力资本集聚为重要步骤。

城市人力资本的积累需要经历积累过程，在逐渐积累的过程中城市人力资本与城市的经济增长是相互作用的。通常，在城市之中如果具有高度积累的人力资本，那么在一定程度上就会促进这座城市的经济增长水平，提高城市的总体经济实力。反之，在发展城市经济的过程中也会为人力资本的积累创造条件。而随着城市经济发展到更高的阶段，人力资本积累产生的影响是超乎人们想象的，对城市经济增长会起到重大的影响作用。[3]

2.2 人力资本积累与城市产业演进

城市经济增长的一个表现方面是产业的结构调整和演进，作为城市经济活动要素流动的表现形式，城市产业的演进也与人力资本积累有非常大的联系。城市产业结构的升级是经济发展进步的表现，产业结构的调整和优化代表了城市人力资本积累到了一定程度，能够发挥出对城市经济增长的促进作用。

2.2.1 人力资本配置对城市产业结构变化的影响

城市产业结构变化需要依靠科技和人才的作用，因此可以说人力资本的配置是影响城市产业结构变化的重要因素。产业结构的调整和优化必须依靠科学、合理的规划，需要先进生产技术的支持。科学技术是第一生产力，而人才是支配科学技术的主导者，因此人力资本在产业结构变化中起着决定性的作用。在生产活动中，产业所需要的生产技术都是依靠专业技术人员研发出来的，当技术投入产业之中，具体的操作和维护流程也是人力资本的另一种表现形式，最后利用技术生产商品，将商品投入到流通环节依然离不开人力资本的配置作用。这些，都说明了未来的城市产业结构变化中人力资本占据着重要的支配位置，要想促进城市经济的增长，就必须实现城市人力资本科学配置。只有处于合适的位置，人力资本发挥的作用才会更加全面具体，也会扩大对城市经济结构调整的影响。

2.2.2 人力资本积累对城市产业结构调整发挥的作用机制

首先，从人力资本配置对城市产业结构变化发挥的作用上来看，人力资本积累能够发挥引领机制的作用。我国城市化发展过程中，注重从全方面提升城市的整体实力，这就为实现人力资本积累提供了条件，城市政府在教育、基础设施等方面的投入也为人力资本形成提供了基础条件，这样在人力资本积累厚度达到一定程度后就会对城市产业结构的调整和优化发挥起到促进作用。并且，随着城市经济的增长，由人力资本带来的作用会表现得更加明显，促进城市经济类型的多样化，实现城市的繁荣与发展。人力资本积累在城市原有的产业结构中发挥了积极作用，同样也促进了城市新兴产业的出现，这是人力资本积累的一大创新机制。新兴产业的发展必然离不开创意和技术的支持，而人力资本中的高科技人才就是支撑起新兴产业的载体。新兴产业与传统产业的最大不同就是新兴产业依托科学技术和知识性人才，这两者都可以通过人力资本积累的过程获得，因此促进城市新兴经济产业的发展是人力资本积累引领机制的重要表现。

其次，人力资本积累可以促进生产活动获得更大的边际收益，这个过程中显示了人力资本积累的支撑机制作用。城市产业结构的升级是资源的重新配置的过程，这个阶段需要不断地改进资源新增量和合理配置资源存量，而人力资本的具体活动会对资源造成影响，高水平的人力资本能够促进产业结构更加合理地调整和优化。

3 结 论

我国城市之间的经济发展水平存在较大差异，而从人力资本积累角度分析其对城市经济增长的影响作用能够为城市经济增长提供理论依据。当前我国经济学研究领域中还需要加强基于人力资本积累的城市经济增长问题的研究，以此来提高我国城市经济发展水平，促进地区的平衡发展。

参考文献：

[1]陈工，陈伟明，陈习定.收入不平等、人力资本积累和经济增长――来自中国的证据[J].财贸经济，2011（2）：12-17.