張艷俠， 陳劉尊

(安徽師范大學 國土資源與旅游學院，安徽 蕪湖 241002)

一、引言

“十三五”時期是實現(xiàn)全面建成小康社會的決勝階段，也是中國各地區(qū)實現(xiàn)脫貧的關(guān)鍵期。目前，中國城市居民早已實現(xiàn)了小康生活，而許多處于社會基層的農(nóng)村居民還未達到小康標準。與農(nóng)村聯(lián)系較為緊密的縣域經(jīng)濟的發(fā)展有助于吸引農(nóng)村剩余勞動力就業(yè)，提升農(nóng)村居民的生活水平。

對縣域經(jīng)濟的研究一直是學術(shù)界關(guān)注的焦點，經(jīng)濟學、地理學的學者們從不同角度研究了縣域經(jīng)濟的發(fā)展差異。一部分學者將重點放在研究方法的分析上：陳利等以云南省為例，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)視角采用基尼系數(shù)產(chǎn)業(yè)分解方法、偏離份額分析方法，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變對云南省縣域經(jīng)濟差異的影響[1]；宋曉珍等以河西地區(qū)為例探討經(jīng)濟差異問題，以縣域為研究單位，運用主成分—聚類分析法和泰爾指數(shù)，分析河西地區(qū)縣域經(jīng)濟綜合差異和縣域經(jīng)濟發(fā)展差異的演變軌跡[2]132；王毅等以人均GDP為衡量指標，利用區(qū)域特定方向差異指數(shù)、尺度方差、總體差異測度指數(shù)，分析2000—2014年間湖北省縣域經(jīng)濟差異表現(xiàn)的方向性、最佳尺度及原因[3]。另一部分學者研究經(jīng)濟發(fā)展的演化特征和空間分布：紀小美等采用多層次回歸模型、探索性時空數(shù)據(jù)分析等方法，研究1990—2013年福建省縣域經(jīng)濟差異的時空動態(tài)與動力機制[4]；周曉艷等采用人均GDP數(shù)據(jù)，利用泰爾指數(shù)對最優(yōu)研究尺度進行分析選擇，綜合運用空間馬爾科夫模型和探索性空間分析方法，分析湖北省近20年區(qū)域經(jīng)濟差異時空演變格局[5]；陳洪全等以縣域為基本單元，以GDP和人口為指標，運用絕對差異指標和相對差異指標等經(jīng)典統(tǒng)計方法，以及可分解的泰爾指數(shù)和區(qū)域分離指數(shù)，分析2002—2012年江蘇省沿海經(jīng)濟發(fā)展差異的演變趨勢和空間變化特征[6]；汪志等采用傳統(tǒng)的統(tǒng)計分析方法與ESDA方法，以縣域為研究單元，以人均GDP為測度指標，選取1997—2009年數(shù)據(jù)，從時空視角分析皖江城市帶縣域經(jīng)濟發(fā)展的演變特征[7]。還有部分學者如董亞寧、吳仲文等從影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的因素角度進行研究[8-9]。

較多的文獻涉及對經(jīng)濟發(fā)展的時空差異、演化及空間格局的研究，而對地區(qū)性經(jīng)濟差異的比較及驅(qū)動因子的研究尚顯不足?；诖?，本文從經(jīng)濟地理學的角度，以皖江城市帶的30個縣為例，分析縣域經(jīng)濟的空間分布特征及其差異，運用SPSS19.0作回歸分析，找出影響縣域經(jīng)濟發(fā)展差異的主要驅(qū)動因子，為實現(xiàn)縣域經(jīng)濟的均衡發(fā)展提供決策依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來源及研究方法

(一)研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

2010年國務院正式批復《皖江城市帶示范區(qū)規(guī)劃》，將安徽省的沿江城市納入國家產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的發(fā)展戰(zhàn)略，這一政策的落實給安徽省沿江地區(qū)帶來了巨大的發(fā)展機遇。皖江城市帶地處長江中下游地區(qū)，包括59個市、區(qū)、縣，區(qū)域面積7.6萬平方公里，截至2015年底，地區(qū)生產(chǎn)總值達到16 237.4億元，是2009年6600億元的2.46倍。短短幾年，皖江城市帶經(jīng)濟迅速增長，這與國家政策的實施密切相關(guān)。但受惠地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展存在一定的差異，區(qū)域經(jīng)濟不均衡現(xiàn)象依舊存在。本文數(shù)據(jù)主要來源于2008—2016年《安徽省統(tǒng)計年鑒》、2016年《中國縣域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、皖江城市帶各縣2015年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

(二)研究方法

泰爾系數(shù)是泰爾于1967年利用信息理論中熵的概念來計算收入的不平等，以衡量地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展差距。泰爾系數(shù)越大表示地區(qū)之間的收入越不平等，不均衡現(xiàn)象越突出。用公式表示為

其中，I(0)為泰爾系數(shù)，n為縣城的個數(shù)，yi為縣域GDP占皖江城市帶縣域總GDP的比重，pi為縣域人口占皖江城市帶縣域總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

用SPSS19.0對影響區(qū)域發(fā)展有關(guān)的因子作回歸分析，以確定各影響因子所占比重，找出影響區(qū)域發(fā)展差異的主要驅(qū)動力，為實現(xiàn)皖江城市帶各縣經(jīng)濟的均衡發(fā)展提出實際性建議。根據(jù)各因素對經(jīng)濟發(fā)展的影響，建立回歸分析模型Y=β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+……。其中，Y為被解釋變量人均GDP，X1，X2，X3，X4……為解釋變量，β1，β2，β3，β4……為解釋變量的系數(shù)。

三、皖江城市帶縣域經(jīng)濟發(fā)展差異分析

(一)經(jīng)濟發(fā)展水平差異

宋曉珍等認為縣域經(jīng)濟發(fā)展水平的測度就是對其經(jīng)濟發(fā)展的實力、活力及動力進行衡量[2]134。人均GDP無疑是縣域經(jīng)濟發(fā)展實力最直觀的反映，而人均財政收入以及人均社會消費品零售總額則在一定程度上是經(jīng)濟發(fā)展活力與潛力的表征。根據(jù)皖江城市帶縣域經(jīng)濟發(fā)展的實際情況，并結(jié)合已有研究成果，本文通過分析2015年皖江城市帶30個縣的人均GDP、人均財政收入、人均社會消費品零售總額差異，來探究皖江經(jīng)濟帶各縣經(jīng)濟發(fā)展水平差異狀況。

從人均GDP的地區(qū)分布差異來看，人均GDP較高的地區(qū)集中在皖江城市帶的中部，以肥西、繁昌兩縣為首的人均GDP最高，達60 000元以上，其他地區(qū)包括望江、定遠、舒城、太湖、宿松、廬江、岳西等縣人均GDP較低，均在20 000元以下。皖江城市帶縣域人均GDP空間分布存在很大的差異，最高的繁昌縣與最低的望江縣相差65 393元，這一巨大差異是縣域經(jīng)濟均衡發(fā)展中不容忽視的問題。

從人均財政收入差異分布來看，人均財政收入以繁昌縣最高，達到10 960元；其次為蕪湖縣，7536元；望江縣最低，為735元。人均財政收入較高的地區(qū)集中分布在皖江城市帶東北部蕪湖、馬鞍山兩個城市所轄的縣，較低區(qū)為西南部的宿松、樅陽、太湖等縣，其人均財政收入均在1000元以內(nèi)。由此可以看出，皖江城市帶各縣的人均財政收入存在一定的差距。

從人均社會消費品零售總額差異分布來看，總體分布較為分散，繁昌縣最高，為14 942元；其次分別為當涂、蕪湖、旌德、青陽等縣；定遠縣最低，為5474元。最高地區(qū)與最低地區(qū)相差近萬元。各縣人均社會消費品零售總額較低的縣主要分布在皖江城市帶西南、西北地區(qū)，較高的縣主要分布在皖江城市帶東部、中部地區(qū)。

(二)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展差異

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化主要涉及到第一、二、三產(chǎn)業(yè)所占比重的相對變化。由配第-克拉克定理可知，最終產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化是從業(yè)人員由第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二產(chǎn)業(yè)進而向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，因此第二、三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟總產(chǎn)值的貢獻逐漸增加。

由2007、2011和2015年3個年份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所占比例的變化情況可知，第二產(chǎn)業(yè)的比重逐漸增加且增長較快，第一產(chǎn)業(yè)比重總體呈下降趨勢，第三產(chǎn)業(yè)比重變化不穩(wěn)定。從第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化情況看，2011年皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的政策剛落實，此時農(nóng)業(yè)發(fā)展所占比例還處于較高水平，從2007年到2011年農(nóng)業(yè)比例下降甚微，大多在0.01%～2%之間徘徊。只有南陵縣和石臺縣兩個農(nóng)業(yè)占比上升的縣城，上升比例分別為0.58%和0.37%，這主要與兩地旅游觀光農(nóng)業(yè)的發(fā)展有關(guān)。第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重在2011年都有所提升，2015年各縣第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差距開始凸顯，僅有潛山、旌德、東至、石臺四縣的第二產(chǎn)業(yè)先后出現(xiàn)回落趨勢，其他縣城的工業(yè)迅猛發(fā)展，最高的為繁昌縣，已達到71.8%。由此可知，從產(chǎn)業(yè)政策實施到發(fā)揮作用具有一定的時滯效應，2011年皖江地區(qū)的產(chǎn)業(yè)政策剛實施，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響并不是很大，到2015年，政策效應開始凸顯，皖江城市帶的產(chǎn)業(yè)有很大的發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)比重變化幅度不大，在20%～30%范圍內(nèi)波動，只有少數(shù)如東至、石臺兩縣在40%左右。2007—2011年，皖江地區(qū)縣城的第三產(chǎn)業(yè)比重呈現(xiàn)降低的趨勢，2011—2015年有所增加，主要是因為前期注重工業(yè)立縣，當工業(yè)發(fā)展逐漸穩(wěn)定時，開始將一些要素投入到第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。這是適合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變規(guī)律的。

(三)皖江城市帶縣域經(jīng)濟發(fā)展的時間差異

通過對皖江城市帶縣域發(fā)展泰爾系數(shù)的分析，得出泰爾系數(shù)變化情況。皖江城市帶各縣泰爾系數(shù)的變化總體呈上升趨勢，說明近些年皖江城市帶縣域收入差距呈擴大趨勢。皖江城市帶各縣泰爾系數(shù)的變化可以分為兩個階段：第一階段為2007—2011年，此階段各縣域之間的泰爾系數(shù)呈遞增趨勢，各縣域受國家地區(qū)發(fā)展政策的影響較小，大都根據(jù)自身的自然、社會經(jīng)濟條件各自發(fā)展，此時受區(qū)位和資源的影響較大；第二階段為2011—2015年，泰爾系數(shù)的總趨勢呈下降狀態(tài)，說明經(jīng)濟發(fā)展差異有縮小的趨勢，但仍處在較高水平?！锻罱鞘袔С薪赢a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)》的實施對各縣的影響很大，隨著沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)向內(nèi)地轉(zhuǎn)移，各縣域因地制宜，根據(jù)自身條件承接適合自己發(fā)展的產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟發(fā)展取得了良好的成效。

由以上各個角度對皖江城市帶30個縣城的比較，我們發(fā)現(xiàn)：相同的優(yōu)惠政策在同一地區(qū)的不同縣城所引起的經(jīng)濟增長速度不同，各方面都較為領(lǐng)先的是蕪湖縣、南陵縣、繁昌縣、當涂縣等，相對較為落后的是舒城縣、定遠縣、望江縣、太湖縣、宿松縣等，這些地區(qū)發(fā)展差異如此大的原因值得我們深究。

四、影響縣域經(jīng)濟發(fā)展差異的驅(qū)動因子分析

(一)縣域經(jīng)濟發(fā)展與驅(qū)動因子的相關(guān)性分析

區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展與資金、技術(shù)、勞動力及土地的投入息息相關(guān)。本著面板數(shù)據(jù)處理的科學性、系統(tǒng)性、規(guī)范性等原則，結(jié)合王毅、吳仲文、畢燕等人的研究[3，9-10]，并綜合皖江城市帶縣域經(jīng)濟的實際情況，最終選取城鎮(zhèn)化水平(%)、第一二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重(%)、地方固定資產(chǎn)投資(萬元)、年末金融機構(gòu)各項貸款余額(億元)、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值(萬元)、財政支出(萬元)、建設用地面積(千公頃)、農(nóng)業(yè)機械總動力(萬千瓦特)、人口密度(人/平方千米)等11個指標作為解釋變量，人均GDP作為被解釋變量。

學者王曉鴻等人經(jīng)過定性與定量分析，證實人均GDP與第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重(%)(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu))實為雙向推進[11]。配置要素在產(chǎn)業(yè)間合理的流動、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級可促進經(jīng)濟發(fā)展和人均GDP的提高，而經(jīng)濟的發(fā)展與GDP的提高又促進產(chǎn)業(yè)良性發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化不僅是對經(jīng)濟發(fā)展的一種響應，而且在一定程度上成為驅(qū)動因素。因此，人均GDP作為被解釋變量，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重(%)(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu))作為其中一項解釋變量是合理的。利用SPSS統(tǒng)計分析軟件，分析人均GDP與這些指標之間相關(guān)關(guān)系的大小，見表1。

表1 縣域經(jīng)濟驅(qū)動因子相關(guān)性分析

注：**表示在0 .01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)，*表示在 0.05 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

由表1可知，在α=0.01的顯著性水平時，人均GDP與城鎮(zhèn)化水平、第二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、地方固定資產(chǎn)投資、年末金融機構(gòu)各項貸款余額、財政支出呈正相關(guān)，Pearson相關(guān)系數(shù)分別為0.483、0.761、0.691、0.472、0.466；人均GDP與第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重呈負相關(guān)，Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.761。人均GDP與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、居民儲蓄存款余額、建設用地面積、農(nóng)業(yè)機械總動力在0.01和0.05的置信水平下不呈現(xiàn)顯著相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)應用統(tǒng)計學中對Pearson相關(guān)程度的界定，r的取值范圍在[-1,1]，當∣r∣<0.3 時，表明兩個變量之間的相關(guān)程度極弱；0.3≤∣r∣<0.5 時，表明兩個變量之間相關(guān)程度一般，呈低度相關(guān)關(guān)系；0.5≤∣r∣<0.8 時，表明兩個變量之間有一定的相關(guān)關(guān)系，可視為顯著相關(guān)；∣r∣≥0.8 時，兩個變量之間呈顯著的高度相關(guān)。因此，人均GDP與第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，與第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重呈顯著負相關(guān)，與城鎮(zhèn)化水平、年末金融機構(gòu)各項貸款余額、財政支出及人口密度呈低度相關(guān)性。在顯著性的雙側(cè)檢驗中，在α=0.01的顯著性水平下，其顯著性檢驗值小于0.01的有城鎮(zhèn)化水平、第一二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、地方固定資產(chǎn)投資、年末金融機構(gòu)各項貸款余額、財政支出等指標，這些指標均通過了顯著性檢驗，其余指標的顯著性檢驗值均大于0.01，無法通過檢驗，不作為影響縣域經(jīng)濟發(fā)展差異的主要驅(qū)動因子。

(二)模型的建立與相關(guān)系數(shù)的確定

通過顯著性檢驗的影響因子有：X1城鎮(zhèn)化水平(%) ，X2第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重(%)，X3第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重(%)，X4地方固定資產(chǎn)投資(萬元)，X5年末金融機構(gòu)各項貸款余額，X6財政支出(萬元)。建立多元線性回歸分析模型為Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6。

回歸分析結(jié)果顯示：R是相關(guān)系數(shù)，其值為0.909；R2是相關(guān)系數(shù)的平方，值為0.827，又稱可決系數(shù)，判定線性回歸的擬合程度，R2越大，回歸模型的擬合程度越好；調(diào)整R2是調(diào)整后的可決系數(shù)；由R2等于0.827可知，線性回歸的擬合程度較好，可以用以上幾個指標進行回歸分析。

為了消除共線性對回歸方程的影響，經(jīng)過回歸分析，系統(tǒng)自動排除了第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重指標?；貧w方程的顯著性檢驗F值為22.821，P值Sig.=0.000<0.001，拒絕原假設，回歸模型極其顯著。

表2 回歸系數(shù)

注：因變量為人均GDP。

回歸分析結(jié)果表明：有3個對經(jīng)濟發(fā)展驅(qū)動力較大的因子，分別是第二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、城鎮(zhèn)化水平及年末金融機構(gòu)各項貸款余額。其中第二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響呈正相關(guān)，年末金融機構(gòu)各項貸款余額對經(jīng)濟發(fā)展的影響呈負相關(guān)。

五、結(jié)論與啟示

通過對皖江城市帶30個縣經(jīng)濟發(fā)展指標如人均GDP、人均財政收入、人均社會消費品零售總額的空間分布的比較，發(fā)現(xiàn)繁昌、南陵、肥西等縣各指標都領(lǐng)先于其他地區(qū)，而舒城、鳳陽、望江等縣處于落后地區(qū)，空間分布差異現(xiàn)象較突出；進而研究2007—2015年皖江城市帶的泰爾系數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)泰爾系數(shù)總體呈上升狀態(tài)，近些年有下降的趨勢，但速度較小，區(qū)域發(fā)展差距仍處于較高的水平。從影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的因素資本、土地、勞動力等角度，利用SPSS軟件進行回歸分析，選取第一二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重、地方固定資產(chǎn)投資、年末金融機構(gòu)各項貸款余額等指標，分析縣域經(jīng)濟差異驅(qū)動因子，可以得出第二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、城鎮(zhèn)化水平及年末金融機構(gòu)各項貸款余額對經(jīng)濟發(fā)展差異的影響較大。

要實現(xiàn)皖江城市帶縣域經(jīng)濟的均衡發(fā)展，首先要提高第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重，工業(yè)是國民經(jīng)濟發(fā)展的動力，服務業(yè)是國民經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎。繼續(xù)引進大型企業(yè)，建設特色工業(yè)園區(qū)，推動園區(qū)又好又快的發(fā)展。皖江城市帶各縣經(jīng)濟發(fā)展不均衡與第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展聯(lián)系緊密，繁昌、南陵、肥西、蕪湖等經(jīng)濟發(fā)展較好的縣，其第二、三產(chǎn)業(yè)所占比重達到90%以上，第一產(chǎn)業(yè)所占比重不到10%。定遠、望江、宿松、鳳陽、太湖等經(jīng)濟發(fā)展相對落后地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)所占比重達到23%以上，定遠縣第一產(chǎn)業(yè)比重高達35.39%，說明該地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻值較大，而第二、三產(chǎn)業(yè)所占比例較小，因此應發(fā)揮各地區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢，提高其所占比重。

其次，加快推進城鎮(zhèn)化進程，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，注重城鎮(zhèn)化質(zhì)量水平的提高。推進城鎮(zhèn)化進程有利于投資和消費需求的增加，進而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二、三產(chǎn)業(yè)；城市的發(fā)展可以吸引大量農(nóng)民進城務工，一方面解決部分農(nóng)村剩余勞動力就業(yè)，提高農(nóng)村居民收入，另一方面解決企業(yè)用工不足的問題，緩解企業(yè)用工危機；城鎮(zhèn)化進程表現(xiàn)為鄉(xiāng)村土地變?yōu)槌鞘泄I(yè)用地、農(nóng)民進城轉(zhuǎn)變?yōu)楣と?、城市文明向鄉(xiāng)村傳播等一系列變化，有利于城鄉(xiāng)一體化的實現(xiàn)。此外，皖江城市帶各縣城鎮(zhèn)化質(zhì)量水平的提高有利于經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

再次，適當降低年末金融機構(gòu)各項貸款余額的比重。年末金融機構(gòu)各項貸款余額即年末金融機構(gòu)未收回的資金。應提高銀行的存款準備金率，以備資金無法及時回籠，存在金融風險，擾亂金融秩序；縣域內(nèi)貸款的增加說明資金的使用率較高，對金融機構(gòu)與企業(yè)都有好處，但如果貸款過多，出現(xiàn)巨額壞賬，金融機構(gòu)的資金將無法按時收回，會給金融機構(gòu)帶來很大的金融風險。因此，適當降低年末金融機構(gòu)各項貸款余額有利于金融機構(gòu)持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展。

最后，本文運用大量定量分析方法，定性分析相對較少，相關(guān)指標選取是否絕對合理亦有待進一步考證，且本文從宏觀層面提出皖江城市帶縣域經(jīng)濟均衡發(fā)展的意見與建議，如何從微觀層面切入，針對不同利益主體提出切實可行的方案，值得我們進一步思考。