中国旅游发展空间非均衡与极化论文

中国旅游发展空间非均衡与极化论文（精选4篇）

篇1：中国旅游发展空间非均衡与极化论文

针对农民人均纯收入的区域差距, 目前国内的研究成果主要集中在三个方面: 一是探究农村居民收入差距整体变化趋势, 利用锡尔系数进行空间分解研究[1]。 二是挖掘区域差距形成的因素,多采用指数分解或回归方程等方法[2,3,4,5]。 三是依靠探索性空间数据分析方法, 解读农村居民收入差距的空间集聚现象,发现农民收入增长的热点和冷点地区[6,7]。 近年来, 综合采用数理统计和地统计分析方法成为研究区域差异的一种趋势[8]。 综观这些已有研究,我们发现: 1)研究尺度以宏观为主,微观尺度相对不足。 主要关注省际间农民收入差异格局, 对省内县市间农民收入差异及影响因素的探讨不足[3,4,5];而针对县域尺度时,研究多聚焦于发达地区[6,7,8],欠发达地区相对欠缺。 2)研究时间尺度相对较短。 大量研究集中于较短的时间尺度[9],或者使用节点年份的截面数据[10]进行分析,从而影响了分析结果的完整性、连续性和说服力[11]。 3)研究方法需要改进。 已有研究多采用锡尔指数衡量区域差距[12],可锡尔指数的分解方法存在缺陷,它没有将各子样本的分布状况纳入分析[13,14],因此难以准确衡量各地区差距的来源与构成。 使用地统计分析虽然可以测度空间集聚现象, 但无法对各地区之间的差距进行量化呈现。

甘肃省地处中国西北区, 位于90°13′-108°46′E和32°31′-42°57′N之间, 是中国三大自然地理单元的交汇处,地形狭长,地理跨度大,地貌、气候类型复杂多样,具有明显的过渡性。 各地发展水平差异大, 不均衡性强。 2013年全省GDP达6 268.01亿元,居全国第27位, 人均GDP为24 297元, 位列全国第30位,全年农村居民人均纯收入仅5 107.8元 ,位居全国第31位,属典型的欠发达地区。

因此,本文以甘肃省为研究对象,以86个县域为分析单元, 利用1988-2012年间各县域农民人均纯收入数据, 采用Dagum基尼系数及其子群分解方法,测度县域及五大区域( 河西区、陇中区、陇东区、 民族区、 陇南区) 农民人均纯收入的空间非均衡程度,并揭示其来源与构成。 其次,借鉴Esteban和Ray[15]、Esteban等[16]以及Lasso和Urrutia[17]的方法, 构建农民人均纯收入的ER、EGR和LU指数, 反映其空间极化特征。

1数据来源与研究方法

1.1数据来源

本文选取1988-2012年间86个县级行政单元的农民人均纯收入作为研究的基础数据。 数据来源于1989-2013年间《 甘肃发展年鉴》。 由于《 甘肃发展年鉴》 并不统计农村居民纯收入的价格指数,因此部分学者采用消费者价格指数进行处理[8],而周红利和和荣[1]认为这没有必要,因为采用替代性的价格指数,参数越多可能造成的计算误差越大。 因此本文所采用的数据均为当期现价,没有进行跨期调整。 所有县名均以2013年的名称为标准。

1.2研究方法

1.2.1 Dagum基尼系数Dagum[13]提出了一种新的基尼系数及其分解方法, 即将总体基尼系数分解为三个部分:Gw表示地区内差距的贡献,Gnb表示地区间净值差距的贡献,Gt表示超变密度的贡献, 并满足G=Gw+Gnb+Gt。 目前还没有学者将此方法应用于对农民人均纯收入的区域差距分析中。 总体基尼系数计算方法为:

式中:yji( yhr) 表示甘肃省内j( h) 地区任意一区域的农民人均纯收入,Y軍表示甘肃省各县农民人均纯收入的平均值,n表示县域的个数,k表示地区划分的个数, nj( nh) 表示j( h) 地区内县域的个数。

其次, 依据地区内农民人均纯收入对地区进行排序,公式为:

地区内基尼系数公式为:

式中: Gjj表示j地区的地区内基尼系数, Y軍j表示j地区农民人均纯收入的均值。

地区内差距的贡献计算公式为:

式中:Gw表示地区内差距的贡献,pj=nj/n,sj=njY軍jn Y軍, j=1,2,…,k。

地区间基尼系数计算公式为:

式中:Gjh表示j,h地区的地区间基尼系数。

地区间净值差距的贡献计算公式为:

式中:Gnb表示地区间净值差距的贡献。

超变密度的贡献公式为:

式中:Gt表示超变密度的贡献,Djh为j,h地区间相对农民人均纯收入的影响,其定义如公式( 8) 所示。 其中, 我们将djh定义为地区间农民人均纯收入贡献率差值,可以理解为是j,h地区中所有yji-yhr>0的样本值加总的数学期望;pjh定义为超变一阶矩,可以理解为j,h地区中所有yhr-yji>0的样本值加总的数学期望[18]。

1.2.2空间极化的测度极化与区域差距二者并不相同, 极化强调的是所有成员围绕样本局部平均值成聚类式分布, 而基尼系数测度则只强调所有成员偏离全体平均值的分布情况[19]。 区域要素空间极化的内涵丰富,Esteban和Ray[15]认为极化是中间阶层消失或者向两极周围聚集的现象。 修春亮等[20]认为各区域差别扩大, 形成一个或者两个极的过程为极化。 目前,极化测度指数有W型与ER型。 众多学者采用了W指数对发达地区县域农民人均纯收入空间极化进行了测度[8,9,20]。 出于稳健性的考虑,本文采用ER指数、EGR指数和LU指数测度甘肃省农民人均纯收入的空间极化程度, 对县域农民人均纯收入空间极化的研究做适当的补充。

ER[15]指数公式为:

式中:n为分组个数;p为比重,即各组组内样本数与总体样本数的比值,pi、pj分别表示第i、j组的份额; xi、xj分别为第i、j组样本的农民人均纯收入的平均值;参数K>0,是起标准化作用的常数。 α 为( 0,1.6)之间的任意值。

EGR[16]指数公式为:

式中:G为基尼系数,G间为Dagum基尼系数分解中组间基尼系数的贡献。 参数K>0,是起标准化作用的常数;β>0,是组内聚合程度的敏感性参数。 公式( 12) 右侧第二项反映了组内差距程度。

当各组成员的农民人均纯收入存在重叠时, EGR指数中第二项不能反映出组内不平等程度 。 Lasso和Urrutia[17]对其做出了改进,即LU指数,在该指数基础上, 我们构造了农民人均纯收入空间分布的极化LU指数,公式为:

式中:Gi为第i组农民人均纯收入的基尼系数, 其余字母含义与EGR指数类似。 从公式( 13) 可以发现, LU指数将组内聚合程度的影响直接体现在ER指数的认同函数中,这在一定程度上克服了EGR指数在各组成员农民人均纯收入存在重叠时的缺陷[21]。 最后,三个指数越大,说明农民人均纯收入的极化程度越高;反之,其极化程度越低。

1.2.3参数假定与区域划分为满足三类极化指数在0到1之间,我们对相关参数进行调整,最终确定如下:在测度极化指数时,我们取K=0.004,α=1.5,β=0.3。

由于经济地理区位、自然资源禀赋、社会发展政策等存在差异, 导致区域差距映射在不同的空间尺度上时,表征出不一致的特征。 错误的子区域划分甚至可能导致区域间“ 异质性”被人为“ 同质化”[22]。 本文借鉴相关研究[23],将甘肃省划分为五大区域( 河西区、 陇中区、陇东区、民族区、陇南区),其中河西区包括酒泉市、嘉峪关市、张掖市、武威市、金昌市;陇中区包括兰州市、白银市、定西市;陇东区包括平凉市、庆阳市; 民族区包括甘南藏族自治州与临夏回族自治州;陇南区包括天水市和陇南市。

2农民人均纯收入的地区差异特征

2.1农民人均纯收入的时空演变规律

根据甘肃省86个县区1988-2012年间农民人均纯收入数据,基于自然断裂法,以1988年和2012年为时间基点展示其空间格局( 图1)。 由图1可以看出,甘肃省农民人均纯收入存在显著的空间差异,且西北差异大、东南差异相对小,这体现了全省经济发展差异格局。 1988-2012年间,河西经济区农民人均纯收入始终处于较高水平, 并表现出一定的路径依赖, 其中天祝县与古浪县处于河西区与陇中区的交汇处,呈现出明显的塌陷特征;陇中区农民人均纯收入高值由兰州向白银扩散, 但与定西市差距逐渐扩大;陇东区农民人均纯收入高值扩散态势显著;民族区表现出了显著的发展滞后,高值区退缩态势显著; 陇南区农民人均纯收入的空间格局变化不大, 关中天水经济区的发展并没有表现出扩散效应, 当前仍以集聚效应为主。 河西经济区、兰( 州) 白( 银) 经济区、陇东经济区逐步形成,而陇南及民族地区发展较为滞后。 河西经济区由于区域一体化水平相对较高, 酒( 泉) 嘉( 峪关) 一体化、金( 昌) 武( 威) 一体化发展迅速,处于明显的经济扩散过程;陇中地区围绕兰白都市圈,经济联系较为密切,而对定西市并没有形成显著的扩散效应;陇东经济区初步形成,区域一体化程度有所加深, 但并没有出现一个显著的区域增长核心。

图2直观地描述了全省及五大区域1988-2012年间农民人均纯收入的演变轨迹。 整体上农民人均纯收入呈上升态势, 但各地区增速和水平存在着一定差异。 河西、陇中地区收入水平高,增长速率快,二者均高于全省平均值;而民族地区、陇东及陇南地区低于全省平均值。 从时序变化来看,表现出明显的阶段性:1988-1994年间, 各地区农民人均纯收入相对稳定,1994-2012年处于快速上升阶段。若以1988年为基期,2012年河西、陇中、陇东、民族地区、陇南五大区域的农民人均纯收入分别年均增长11.01%、 11.15%、11.52%、9.95%、11.25%、10.61%; 若以2007年为基期,2012年河西、陇中、陇东、民族地区、陇南五大区域内农民人均纯收入分别年均增长13.14%、 13.85%、14.04%、14.80%、15.58%、14.78%。

图2 甘肃及五大区域农民人均纯收入的演变态势 Fig.2 Evolving trends of per capita net income of rural residents in Gansu and five regions

2.2农民人均纯收入空间非均衡的测度与分解

根据D agum[13]提出的基尼系数 , 对甘肃省内部五大区域1 988-2012年间的农民人均纯收入进行测评 。

2.2.1总体地区差距总体基尼系数变化趋势并不平稳,出现了反复波动,存在显著的上升期与下降期。 1989-1993年间, 基尼系数呈下降趋势 ;1994-1997年间呈上升趋势;1998-1999年间又转变为下降趋势,2000年短暂上扬后,又开始稳步下降。 从图3中可以发现几个显著的拐点,即1993年、1998年、2000年。 1992年后,随着我国经济体制的全面转型,农民收入来源发生了变化。1994-1997年间陇南地区发生了持续大旱,造成了大量的经济损失,影响了农民人均纯收入提高。2000年以来,我国实施西部大开发战略,缩小了甘肃各地区整体差距。 这一现象与发达地区形成反差,1995-1999年间, 江苏省的基尼系数相对差异在缩小[8],而甘肃省则表现出扩大的态势;20022006年间,江苏省相对差异呈扩大趋势,而甘肃省呈现稳定下降的变化态势。

图3 总体基尼系数的演变态势 Fig.3 Evolving trends of Gini coefficients

2.2.2地区内差距及其演变态势从区内看, 趋同性与差异性共存( 图4),河西、陇东、陇南、民族地区基尼系数表现出趋同性, 而陇中地区表现出显著的差异性。

图4 地区内差距的演变态势 Fig.4 Evolving trends of the internal disparities in different regions

从演变过程来看, 民族地区的差距变动数值最大,1988-2012年间呈波动下降的趋势, 可分为快速下降期( 1988-1990年间)、稳步上升期( 1990-1994年间)、缓慢下降时期( 1994-2012年间)。陇南地区可分为两个主要时期:稳步上升期( 1989-1996年间)和稳步下降并趋于稳定时期( 1996-2012年间)。陇中地区恰恰相反,1988-1994年间呈下降趋势,1994-2012年间呈缓慢上升并趋于稳定。 陇东地区内差距一直在0.08上下波动,由于其内部差距较小,相对的其变动幅度较大, 最高年份1997年是最低年份1994年数值的1.66倍。 总体而言,1988-1999年间地区内差距变化较为剧烈,而2000-2012年间变化较为缓和。

2.2.3地区间差距及其演变态势整体上 , 农民人均纯收入区际差距变化过程较为复杂 , 然而单纯以2012年与1988年比较 , 各地区间差距变化并不显著 ( 图5 ) 。

河西与陇南的区际差距最大, 河西与民族地区的区际差距次之,陇东和陇南的区际差距虽有波动, 但较长时期内二者差距最小。 从演变过程考察,陇东与民族地区、陇东与陇南、民族地区与陇南的区际差距演变过程较为特殊。 陇东与民族地区、民族地区与陇南的区际差距演化趋势十分相似,1988-1990年间呈下降趋势,1990-1994年间缓慢上升,1994年之后 ( 除1997年) 呈稳步下降趋势并趋于稳定;陇东和陇南的区际差距可以分为三个阶段,1988-1996年间呈稳步上升,1996-2000年间为剧烈波动期,2000-2012年间为稳定期。 其余各地区之间的区际差距波动具有很强的趋同性, 大致可以分为四个阶段,19881989年间为上升期,1989-1994年间为缓慢下降期, 1994-2000年间为剧烈波动期,2000-2007年间为基本稳定期,2007-2012年间为略有下降期。

以河西与陇东地区为例, 若以1994年为基期, 则1994-1997年间其区际差距年均上升13.4%;若以2000年为基期, 则2000-2007年间两者之间的区际差距年均下降0.29%。另外,可以明显地发现,各地区与陇南之间的区际差距极值几乎都出现在1997年, 这从另一个侧面说明陇南地区自然灾害对农民人均纯收入的深刻影响。

2.2.4地区差距的来源及其贡献率地区内差距的贡献率缓慢下降并趋于稳定( 图6),超变密度及区际差距的贡献率呈反向变动。 区际差距贡献率较大,表明区际差距是导致全省农民人均纯收入总体地区差距的重要来源;区内差距的贡献率最小,表明五大区域内差距较小,具有一定的同质性。 从演变过程来看, 地区内差距的贡献率变动较平稳, 整体上呈缓慢下降态势,由1988年的峰值( 15.87%)逐年下降至2007年的最低值( 12.58%)。 区际差距的贡献率与超变密度的贡献率呈现出明显的反向变化, 二者的变化均以1994年为转折点,1989-1994年间超变密度差距贡献率逐年上升,并于1994年达到最大值( 31.95%); 1994-2012年间,总体呈下降趋势,到2012年出现了最小值( 34.81%)。 而区际差距贡献率的变化趋势恰恰相反。 1989-1994年间,区际差距的贡献率迅速下降,1994年达到最小值( 31.95%);1994-1997年迅速上升,1997年达到最大值( 54.42%);1997-2012年趋于稳定状态。

图6 地区差距贡献率的演变态势 Fig.6 Contribution rates of regional disparities

3农民人均纯收入的极化研究

三种极化指数( ER指数、EGR指数、LU指数) 均呈上升趋势( 图7),表明极化加剧,与县域农民人均纯收入差距总体下降趋势形成强烈反差。其中ER极化指数最大, 从时序变化来看, 可分为三个阶段: 1988-1993年间 ,ER近乎维持稳定 ;1993-1997年间,ER快速上升,1997-2012年间,ER加速上升,其增加数值越来越大。

1989-2012年间,ER、EGR、LU指数分别年均上升11.76%、11.81%、21.35%, 而2012年总体基尼系数为1988年的1.007倍。 其原因在于区内差距下降, 而区际差距上升。 同1988年相比,2012年区内差距年均下降0.60%,区际差距年均上升1.26%,同时超变密度年均下降1.10%。 均表明区内同质性增强,区际间对抗程度上升, 中间阶层的消失导致极化程度的上升。 超变密度的下降说明在五大区域分组情况下,各地区农民人均纯收入表现出显著的差距,区际收入水平重叠减少,地区内同质性加强,同样导致了极化程度的上升。 与发达的江苏省相比较[8],欠发达的甘肃省极化程度显著不同, 发达地区经历了下降—波动上升—小幅降低的变化趋势, 然而甘肃省的极化程度仍然未表现出下降的态势, 区域间均衡发展面临的形势更为严峻。

图7 甘肃农民人均纯收入的极化指数演变态势 Fig.7 Polarization index of per capita net income of rural residents in Gansu

4结论

本文利用甘肃86个县市区1988-2012年农民人均纯收入的数据,按照五大区域进行分组,对甘肃农民人均纯收入的空间非均衡与极化程度进行了实证研究。 结果表明:1)农民人均纯收入存在着明显的空间非均衡性,各区域内部差距逐渐缩小,区际差距显著。 整体来看,2012年五大区域中陇中地区内差距最大,其次是河西地区、民族地区、陇南地区,陇东地区内差距最小。 区际差距均经历了较复杂的变化过程。 基尼系数贡献率结果显示,区际差距是影响农民人均纯收入差异的主要原因, 且区际差距贡献率呈先下降后上升趋势, 而超变密度贡献率与其变化态势相反,表明五大区域间农民人均纯收入差距较大。 2) 农民人均纯收入空间分布的极化ER、EGR和LU指数结果显示,极化程度呈现出上升趋势,主要是由于区内差距的下降和区际差距的上升共同引起的。 说明五大区域分组情况下,除陇中地区外,各区域内部同质性增强, 各区域之间异质性与对抗性进一步增加。

5建议

甘肃省五大区域自然条件差异巨大, 发展阶段不尽相同, 区际差距的上升与极化程度的增强都对甘肃省区域协调发展提出了新的挑战。 在加强五大区域相互合作的前提下, 突出区域特色才是可行的发展方式。

1) 陇中地区内部差异长期维持在较高值 ,且有扩大的趋势。 因此定西市需要加快融入兰白都市经济圈的步伐,主动承担都市圈的部分功能,通过产业转移和接续提升自己的发展能力, 带动农民收入水平提高。 另一方面,加强特色农业的产业化程度,发展城郊农业及农产品深加工,提高农民的收入水平。 同时利用交通条件和资源优势, 发展现代物流及文化旅游,拓宽农民收入的来源。

篇2：中国旅游发展空间非均衡与极化论文

关键词：非均衡；体育；发展战略；失衡

中图分类号：G80-05文献标识码：A文章编号：1007-3612(2007)12-1712-03

1非均衡发展理论

非均衡发展理论为上世纪中期兴起的经济学理论。非均衡发展理论的提出源自人们在资源稀缺的状态下对如何有效提高资源利用率以促进发展所作的考虑。由于人类生存的社会、自然条件存在着较大的区域差异，统一的资源配置模式显然难以获得有效的资源利用率，为了实现人类社会共同发展的宏伟目标，采取适度的“偏好”发展策略，将资源优先配置到社会、自然禀赋较好的区域或部门，使之形成良性的合力区，通过这些有条件的区域或部门优先发展所发挥出的辐射效应与扩散效用，带动落后地区发展，最终实现共同发展。

非均衡发展理论主要有以下几种形式：1) 梯度转移理论。2) 发展极理论。3) 缪尔达尔—赫希曼模式。4) 倒“U”字形理论。5) 集中的非中心化理论。

2非均衡理论对体育发展的启示

1) 中国体育发展战略的选择与运用是一个动态调试的过程，均衡与非均衡是相对的、动态的，应当根据各地区具体情况灵活的选择与调整体育发展策略，以防止将某种战略绝对化；2) 均衡发展是体育发展的根本目的，是体育发展的理想状态，是我们发展体育的价值基础。而体育非均衡发展是发展体育的具体策略、必需手段，体育非均衡发展的根本目的在于促成更高层次、更加全面、更高水平的体育均衡发展；3) 我国各区域自然、社会、经济、体育条件差异较大，对优势地区采取适度非均衡体育发展战略是必然的，也是必须的，并且适度的体育发展差距有利于刺激体育进一步的发展；4) 非均衡发展并不是没有限制的发展，所谓的非均衡是就局部范围而言的，从整体上看，则是一个动态均衡的发展过程，所以体育发展应保持“总体的均衡，局部不均衡”的良性发展态势；5) 加强对我国体育非均衡发展状态的监控与调试，防止过度非均衡发展导致的发展失衡；6) 对于体育发展落后地区，应当采取适当的政策倾斜，加大对这些地区的投入，为他们创造好赶超发展所需的诸种条件，同时，体育落后地区也不能消极的等、靠、要，必须积极采取措施，发挥自身优势谋求发展；7) 对体育实施非均衡发展战略，追求发展效率的同时，必须注意维护有效的体育公平。

3中国体育非均衡发展实践

3.1中国体育选择非均衡发展战略的必然性

1) 我国幅员辽阔，经济基础与发展条件不尽相同，区域之间、城乡之间在历史文化、资源禀赋方面存在着较大的差异，体育采用非均衡发展战略具备现实土壤。2) 面对日益激烈的国际体坛竞争，为了能尽快提高我国竞技体育水平，在国际体育大赛取得良好比赛成绩，维护我国的大国地位、展示良好的国家形象，必须实施体育非均衡发展战略。3) 改革开放以来，经济领域广泛采用非均衡发展战略对体育实施非均衡发展起到了良好的示范作用。4) 提供差别化的体育产品、体育服务，满足人民群众日益增长的多元化体育需求，使体育非均衡发展显得十分迫切。5) 国家相关政策的颁布为体育非均衡发展提供了制度保障，例如奥运争光计划。

3.2中国体育实行非均衡发展战略三大举措

1) 启动了奥运争光战略，利用体育举国体制能集中整合、投放资源的体制优势，将有限资源较多的配置到竞技体育领域，促进了我国竞技体育的快速发展。1984年在全国体育发展战略、体育改革会议上正式提出奥运会战略，把在奥运会上名列前茅作为发展目标。并要求“各级体委都要立足本地区，面向全世界，为奥运会做贡献”，把运动技术水平作为体育强国的标志。1995年7月，国家体委颁布《奥运争光计划纲要》，2002年再次提出《2001—2010年奥运争光计划纲要》。通过一系列政策、文件的不断强化，我国逐步确立了优先发展竞技体育的非均衡发展战略。依靠对竞技体育实行优先发展战略，我国的奥运成绩节节攀升，近年来，我国体育代表团在奥运赛场屡创佳绩。

2) 体育社会化。一直以来，体育被当作为国家的一项事业，国家设有专门的体育组织管理机构，政府划拨专项资金发展体育。随着经济社会的发展， 人们的体育需求日渐呈现出多样化的趋势，国家体育产品供给不足与人民群众不断增长的体育需求之间的矛盾日益突出，同时，随着我国体育工作重心往竞技体育转移，体育的普及与提高矛盾也日显突出。这一些矛盾无疑根源于政府力量不足、社会力量没有得到有效的释放。为了缓解这两大矛盾，推动体育社会化已成为了中国体育改革的不二选择。

3) 体育市场化。积极推进体育社会化的过程中，还有一个与体育社会化等同重要的工作，那就是积极培育体育市场，促进体育市场化。根据公共部门经济学理论，体育产品按照其属性可以三分为公共体育产品、准公共体育产品、私人体育产品，一项活动属于公益还是私益关键看其产出的产品是公共产品还是私人产品。体育市场化的大力推进，表现为体育资源不再全部为政府垄断，而是按照市场规律，在相关法规的规范下，实现市场优化配置。束缚得到解除，体育资源在市场中表现出极大的活力，各类体育市场空前繁荣，各种体育产品企业如雨后春笋一般涌现于神州大地。体育市场的繁荣，极大的缓解了人民群众日益增长的体育需求与政府有限的体育产品供给之间的矛盾，但也使得大部分的体育资源非均衡的集中于经济发达、地理位置优越的少数地区，从而更大程度的加大了我国不同区域体育发展的差距。

3.3中国体育非均衡发展现状

1) 区域体育发展不平衡，东部沿海地区地区体育发展水平明显高于中西部地区的体育发展水平。据2001年群众体育调查资料显示：“在2000年，我国东部地区体育人口为21.5%，人均体育消费为74.27元；西部体育人口为8.1%，人均体育消费为47.52元。据董新光等人研究，我国有1/3的省区对奥运争光计划的贡献不足5%；1/3省区的20个单项的运动员对奥运争光计划的贡献为零。

2) 城乡体育发展不平衡。为了说明城市体育与农村体育发展的不均衡，我们可以比较一下全国体育场馆的分布情况。据第五次全国体育场地普查数据公报：截止2003年12月31日，我国各系统、各行业、各种所有制形式（不含港澳台地区）共有符合第五次全国体育场地普查要求的各类体育场地850 080个，乡（镇）村仅有66 446个。

3) 竞技体育与群众体育发展不平衡。在奥运赛场上，我国竞技体育大放异彩，奥运排名已上升为第二。相比之下，群众体育水平相对低下，2001年，我国平均每万人只拥有4.7个体育馆，而早在1990年，世界上的一些发达国家每万人拥有体育场馆的数量就远远超过了我国当前的数量：日本平均每万人拥有体育馆26个，意大利平均每万人拥有体育馆21个，芬兰平均每万人拥有体育馆45.7个，德国平均每万人拥有体育馆24.8个。

4) 竞技体育内部发展不平衡。尽管我国在奥运赛场上获得的金牌数已稳居金牌榜前列，但从近几届我国奥运会获得金牌的项目来看，我们的优势仍然集中于跳水、乒乓球、体操、举重、射击、羽毛球、柔道等少数项目上，田径、游泳、球类、水上项目等大项的夺金能力仍然不强。

3.4非均衡发展战略对中国体育发展的影响非均衡战略对中国体育发展的影响是深远而持久的，既有积极的影响，也有负面消极的影响。从积极方面考虑：1) 促使人们的体育发展观念发生转变，效率观得到重视；2) 中国体育整体水平得到迅速提升；3) 体育资源实现优化配置，禀赋较好的区域、体育部门获得了优先发展，并积累了一定的资源、经验，为带动后发展区域、部门发展创造了良好的条件；4) 竞技体育发展迅速，发展水平居于世界前列，形成了一系列的优势项目、潜优势项目。从负面看，(1) 效率观的强调使得体育发展的公平观受到忽视；(2) 导致体育发展结构失调。尽管中国体育整体水平提高迅速，但局部与局部之间发展不平衡，城乡、区域、竞技体育与群众体育发展不协调，发展差距在进一步拉大。

4中国体育实施非均衡发展战略，必须警惕发展失衡

事物发展的过程是一个矛盾双方既对立又同一的过程。通常而言，事物的发展过程有四个变量：发展的方向、发展的轴、发展的轨迹、发展的度。

如图1所示，矛盾的同一决定了事物发展的轴与方向，矛盾的对立使得矛盾双方沿着发展轴形成波浪式或者螺旋式的发展轨迹，而发展的度的存在限定了矛盾双方对抗的范围，在度的范围内，矛盾双方相互对抗，事物在曲折中发展；如图2所示，如果矛盾双方力量过于悬殊，对抗失衡，就会使得事物的发展轨迹越出度的范围，那么此时事物的发展过程就会出现一个结构性的断裂过程，事物发展偏离了正确的方向，其结果是发展的停滞。

中国体育非均衡发展战略的选择与实施极大程度的促进了我国体育事业的发展。适当的发展差距有利于刺激发展，然而，过分强调体育发展的效率，过分开发体育资源势必会忽视体育发展过程中应有的公平，必将人为扭曲体育的发展结构，一旦体育发展的结构出现严重的失衡，就会出现图2所示的发展失度，其结果必然会严重阻碍中国体育可持续发展的进程。当前，我国体育发展过程中已经在局部出现了由于过度非均衡发展所引发的失衡现象，例如竞技体育结构不合理、利益矛盾突出、体育人才后继乏力、专业队萎缩；城乡体育、区域体育发展失衡，沿海发达地区的体育发展与西部贫困地区的体育发展存在结构上的断裂等等，对于这些问题应当给予足够重视，尽快研究出调控策略，使得发展失衡的体育领域尽快回到如图1所示的良性发展道路上来。

5以科学发展观为指导对体育非均衡发展战略进行调控

面对非均衡发展所带来的问题，党中央国务院提出了以人为本、全面、协调、可持续发展的科学发展观。当前，我国正处于全面建设社会主义和谐社会的关键时期，和谐社会强调人与人、人与自然、人与社会和谐共处；强调社会资源兼容共生；强调社会结构合理；强调社会行为规范；强调社会运筹的得当。那么，科学发展观以及发展协调观的提出，是否是对中国社会普遍采用的非均衡发展战略的决然否定呢？回答这一质疑，必需从观念上弄清什么是发展观、什么是发展战略以及二者的关系。发展观是人们对发展问题的基本看法与价值判断，它决定了人们在发展过程中的态度与行为选择。发展战略是在发展观的指导下建立起来的长期性的发展策略。科学发展观属于发展观的范畴，非均衡发展战略则是属于发展战略的范畴，二者并非是矛盾的关系，而是同一体系两个不同层次问题的呈现，一为“体”，一为“用”。科学发展观与发展的和谐观的提出并不在于否定现行的非均衡发展战略，而是对非均衡发展战略的价值目标、发展手段与调控措施做出进一步的完善。

对体育非均衡发展战略进行调控的目的在于使体育的发展始终符合科学发展观的精神。其调控内容主要包括价值调控与手段调控两项。价值调控在于使非均衡发展与科学发展观在价值取向上保持一致；手段调控则是通过改变体育发展的各种条件、方法，使得体育非均衡发展适度。调控方法则主要包括自调与外控。自调是基于体育事业的发展能够按照一定的经济、社会以及体育发展规律，进行自我完善；而外控则是通过改变体育发展的外部因素，从而促使体育非均衡发展始终处于一个有利于体育可持续发展的适度范围。

参考文献：

［1］ 中共中央中宣部.科学发展观学习读本［M］.北京：学习出版社，2006，1.

［2］ 邓伟杰.和谐社会笔记［M］.上海：三联书店，2005，6.

［3］ 国家体育总局政法司.体与软科学成果汇编2001［M］.北京，2001.

［4］ 司正家.几种非均衡发展理论的比较与启示［J］.实事求是，1999(6):46-50.

［5］ 崔晓汉.对平衡问题的哲学思考［J］.深圳大学学报，2004(1)：43-48.

［6］ 秦椿林，等.论中国群众体育的非均衡发展［J］.北京体育大学学报，2004，27(7)：865-868.

篇3：中国旅游发展空间非均衡与极化论文

民营经济作为除了国有和国有控股企业以外的多种所有制经济的总和,已经成为中国经济的重要组成部分和推动中国经济发展的重要力量,民营经济在自身规模不断发展壮大的同时,还为中国带来了巨大的经济效益和社会效益,成为驱动中国经济发展的主要动力。改革开放以来,中国经济保持了年均10%的增长速度,而民营经济增长速度更是达到了20%,民营企业从改革开放之初的10万家发展到目前超过1 000万家,民营资本占全社会总资本的60%。民营经济的发展不仅有利于发挥市场的配置作用,实现政企分开,所有权和经营权分离,而且有利于吸纳社会就业、增加供给、提高人民生活水平和质量。十八届三中全会更是提出了权利平等、机会平等、规则平等的理念,强调了民营经济的社会地位和不可侵犯性,标志着中国民营经济发展到一个新的阶段。

然而,由于传统计划经济体制的思想和国内外经济环境的影响,尤其是金融危机以后,中国民营经济在发展的过程中,面临着严峻的挑战,具体表现在发展宏观环境不完善,企业起点低,融资渠道不畅,科技含量不高,经营管理理念落后等。在此背景下,中国民营经济发展水平参差不齐,存在明显的空间非均衡特征。基于此,本文要解决两个基本问题:一是中国民营经济区域分布特征及演变态势,即解决中国民营经济发展空间差异问题;二是中国民营经济空间极化程度和极化方向问题。对于上述问题的研究,不仅可以丰富中国民营经济理论研究,从空间角度为中国民营经济发展研究提供新视角,而且可以为中国各层主体制定民营经济发展战略、缩小民营经济区域差异提供理论依据和决策参考。

从目前国内外关于中国民营经济相关理论来看,研究主要集中在以下几个方面:

第一,中国民营经济发展研究。孙丽环(2005)以吉林省为研究对象,通过与发达民营经济省份对比,提出了吉林省民营经济发展的对策建议[1]。秦尊文等(2013)认为民营经济发展为社会创造了就业岗位,吸纳了劳动力,对于新型城镇化建设和提高城镇化率具有重要意义[2]。陈广胜(2007)从制度、科技、组织、管理、文化等方面提出要推进创新民营经济发展模式[3]。此外,陈晓雪等(2009)构建了民营企业竞争力指标评价体系,对区域民营经济发展情况进行了评价[4]。陆玉梅等(2013)采用数据包络法对江苏省民营经济运行效率及其影响因素进行了评价与测度[5]。

第二,中国民营经济与金融关系研究。孙巍等(2005)借鉴了日本中小企业融资经验,启示和促进了我国民营经济发展[6]。中国人民银行成都分行课题组(2005)认为外部环境、预算约束和需求偏好等因素决定了民营经济金融服务需求差异的形成[7]。卢成万等(2012)认为民间金融发展与民营经济增长之间存在一种长期正相关关系,即民间金融发展将会促进民营经济增长[8]。

第三,中国民营经济与制度关系研究。陈晓峰(2005)认为制度失衡是制约民营经济做强做大的关键,制度化迟滞使得民营经济发展面临障碍[9]。王志凯(2007)认为中国民营经济是在区域制度不断变迁演进中发展的[10]。孙立(2010)探讨了政府管理制度改革对民营经济发展的促进作用[11]。钱巨炎(2013)梳理了浙江财税推动民营经济转型升级的实践,并提出了下一步财政政策建议[12]。

第四,中国民营经济发展影响因素研究。外资企业对中国民营企业劳动生产率具有显著的正向溢出效应[13],并且基于FDI的产业集群有利于民营经济的发展[14]。此外,有学者分别认为技术创新[15]、劳资关系[16]、软环境[17]、集群发展[18]、品牌创新[19]等对民营经济发展具有促进作用。

综观现有关于中国民营经济的研究主要集中于以上四个方面,而对于中国民营经济空间研究比较匮乏,即使有关于民营经济区域研究,比如,王宜强等(2012)基于GIS研究了福建省民营经济空间格局[20],胡大立等(2012)利用统计分析了江西和东部民营经济发展的差距[21],然而,他们的研究都是停留在统计描述层面,没有系统有效分析中国民营经济空间差距的演变态势以及空间极化问题。为此,本文重点研究金融危机后(2008—2012年)中国民营经济空间发展问题,选取由中华全国工商业联合会每年定期发布的中国民营企业500强数据1,利用GIS、基尼系数和Theil指数及其分解方法来研究中国民营经济空间差异及其演变态势,使用ER指数、Wolfson指数、TW指数测算中国民营经济极化程度,并应用KZ指数分析中国民营经济极化方向。

二、研究方法与数据

(一)空间差异研究方法

1. 基尼系数。最早由意大利经济学家基尼提出,用洛伦斯曲线来判断收入分配公平程度的指标。本文引入基尼系数概念,采用2008—2012年中国民营企业500强数据,来测算基尼系数指标,分析中国民营经济发展空间差异问题。

根据相应省份将全国分为n组2,wi、mi、pi分别表示第i省民营500强企业营业收入份额、平均营业收入和企业频数(i=1,2,3,…,n),按平均营业收入(mi)对全部样本由小到大排序,可得基尼系数G计算公式:

其中,为从1到n的累积收入比重 。

2. Theil指数。也称作泰尔熵标准,由Theil在1967年利用信息理论熵的概念演化而来,用于计算收入不平等现象,其优点是可以衡量组间和组内差异对总体差异的影响程度。本文引入Theil指数概念,来测度中国民营经济发展总体空间差异及区域间和区域内差异程度,Theil指数值越大表示空间差异越大。Theil指数T测度如公式(2)所示,其中Yij表示第i区域中第j省民营500强企业当年营业收入,Nij表示第i区域第j省当年民营500强企业数量,N表示所有民营500强企业数量。

定义Ti为第i区域内各省差异,如公式(3)所示:

其中,Yi和Ni分别表示第i区域民营500强企业营业收入和数量。同时,Theil指数可以进行群组分析,并将总体差异分解为组内差异和组间差异。为此,本文进行Theil指数分解如公式(4)和(5)。定义TBR和TWR分别表示区域间差异和区域内差异。

上述Theil指数测算方法,其中,公式(2)计算中国民营企业500强营业收入整体Theil指数,公式(3) 计算每个区域企业营业收入的区域内各省Theil指数,公式(4)计算区域间Theil指数,公式(5)计算区域内Theil指数。本文Theil指数计算公式,用于处理两次分组数据,即某一收入单元又分为了若干亚收入单元。

(二)空间极化研究方法

Esteban et al(1994)认为“极化”是区域经济发展面临中间阶层消失或向两极聚集的趋势,极化分为经济极化和社会极化[22]。空间极化意味着极化的基本特征和过程在空间上显著表现,也就是说,在一定时期一定范围内,区域经济发展存在不均衡性,经济发展要素在空间上存在差异与集聚现象。为此,提出本文的空间极化测度方法。

1. Esteban-Ray指数。根据传统Esteban-Ray指数,本文构建中国民营经济Esteban-Ray指数,如公式(6)所示。

其中, A为标准化系数,,表示区域按企业数加权的营业收入均值。α为敏感度系数,α∈(0,1.6),越接近于1.6,表明ER指数与基尼系数差距越大,本文取α值为1.5。pi为区域权重,本文表示区域民营企业数权重。xi为区域经济指标,本文表示区域民营500强企业平均营业收入。ER指数越大表示中国民营企业500强空间分布极化程度越高,反之,则极化程度越低。

2. Wolfson指数。Wolfson(1994)利用洛伦斯曲线提出测量收入和财富分布极化的方法,即Wolfson指数[23]。本文利用该指数来测度中国民营企业500强空间分布极化程度,计算公式如(7)所示:

其中,L(0.5)表示为底层向上一半企业营业收入之和与全部民营500强企业营业收入之和的比值。G为基尼系数。M(median)表示全部区域企业平均营业收入的中间值,M(mean)表示全部区域企业平均营业收入。

3. Tsui -Wang指数。在Wolfson指数基础上,Wang and Tsui(2000)基于排序公理,利用“两极分化”和“扩散增加”提出了新的空间极化测度指数[24]。Tsui-Wang指数如公式(8)所示。

其中,θ为正的常数标量,N为中国民营500强企业数量,πi为第i区域的民营企业数量,xi为第i区域企业平均营业收入,m为所有区域企业平均营业收入的中位数,r∈(0,1),本文取θ=1,r=0.5。TW指数取值处于0到1之间,指数越大表示空间极化程度越严重。

4. KZ指数。Zhang and Kanbur(2001)利用广义熵的可分解性将区域非均衡分解为两部分,包括区域内非均衡和区域间非均衡,并用区域间非均衡与区域内非均衡的比值来测度空间极化程度,即KZ指数[25]。本文利用Theil指数将总体差异进行群组分解后的组间差异和组内差异比值,即中国民营经济区域间差异和区域内差异比值,作为测度空间极化程度的KZ指数。

(三)数据来源及处理

本文使用中国民营500强企业平均营业收入作为中国民营经济发展水平的衡量指标。同时,本文所采用的数据来源于中华全国工商业联合会以及《中国统计年鉴》。鉴于数据的可获得性以及时效性等特点,本文收集整理了2008年以来31个省、自治区、直辖市的中国民营企业500强数据,样本数据的时间跨度为2008年到2012年3。本文中东部地区包括北京、天津、河北、山东、辽宁、江苏、浙江、上海、广东、福建、海南、广西,西部地区包括陕西、甘肃、四川、贵州、重庆、云南、青海、宁夏、新疆、西藏,中部地区包括内蒙古、吉林、黑龙江、山西、安徽、河南、湖北、湖南、江西。在此基础上,本文构建了相关空间差异与极化模型,并加以测度。

三、中国民营经济发展空间分布及差异

(一)中国民营经济发展空间分布特征

1. 中国民营经济发展GIS空间分布现状。本文采用Arcgis软件进行可视化空间分析,绘制2012年中国民营经济发展的空间分布图,如图1和图2所示。其中,图1表示2012年各省民营500强企业营业收入分布状况,从图中可以看出,浙江和江苏民营企业500强营业收入处于绝对优势,东中西部民营企业营业收入呈现为明显的递减态势。图2表示2012年各省中国民营500强企业数量分布状况,浙江民营500强企业数量最多,其次是江苏、山东、广东等东部省份民营企业数量,同样,呈现出较为明显的东强西弱的分布特点。

2. 中国民营经济发展态势。本文整理了2008—2012年中国民营经济发展情况表,如表1所示。从2008年后中国民营企业500强营业收入呈现两位数的增长。营业收入总和从2008年的41 099.2亿元发展到2012年的105 775亿元,年均增长27.37%,尤其是2010年,民营企业营业收入增长45.88%,呈现了快速增长态势。单位企业营业收入逐年提高,2012年中国民营企业500强平均营业收入达到211.5亿元,年均增长27.38%。最高和最低的企业营业收入均呈现增 长趋势 , 年均增长 分别为12.88% 和27.40%,最低企业营业收入增长率远高于最高企业营业收入增长率。

本文测算了中国民营经济东中西部企业营业收入和数量的占比情况,如表2所示。从表中数据可知,东部无论在营业收入还是数量方面都处于绝对优势,但是这种优势随着时间推移在不断递减,营业收入占比从2008年的84.77%下降到2012年的79.06%,企业数量占比从81.00%降为75.2%,降幅较为明显。与此同时,中部和西部民营经济仍然处于劣势地位,中西部企业营业收入和数量都没有超过15%。然而,中部和西部民营经济在不断发展,企业营业收入和数量占比都呈现上涨态势,营业收入方面,中部地区从2008年的9.95%上升到2012年的12.15%,西部地区从5.28%上升到8.82%;企业数量方面,中部地区和西部地区也有明显上升,并且西部地区上升幅度要高于中部地区。

(二)中国民营经济发展空间差异分析

为了分析中国民营经济发展的空间差异,本文采用基尼系数和Theil指数及其分解方法,测度中国民营经济发展的空间差异。

1. 中国民营经济发展空间差异分析———基于基尼系数和Theil指数。根据基尼系数和Theil指数计算公式,本文测算了中国民营经济发展空间差异,如表3所示。从中可以看出,中国民营经济空间差异的基尼系数和Theil指数变化趋势基本一致,呈现V字型变动。在经历2008年较大值后,2009年基尼系数和Theil指数均出现最小值分别为0.147 6和0.019 0。其中,基尼系数在经历2009年最低值后,开始逐年略有增加,但增加幅度较小。Theil指数2010年比2009年有所增加,之后逐年下降,2010—2012年年均下降5.28%。

2. 中国民营经济发展空间差异分解。本文利用Theil指数分解,将中国划分为东部、中部和西部三大区域,并将总体差异分解为组间和组内差异,测算了区域间和区域内民营经济发展差异水平,如表4所示。从中不难看出,区域内差异对总体差异的贡献要大于区域间差异对总体差异的贡献,区域内差异是造成总体差异的主要因素,考察期内平均贡献率为90.22%,而区域间差异贡献率不足15.00%,平均贡献率为9.78%。区域间差异在5年内呈现U型变化趋势,2008年TBR为0.003 2,随后开始下降,直到2012年再次上升为0.003 1,区域间差异对总体差异贡献上升;而区域内差异在考察期内呈现出波浪变动趋势,在经历2008年高点后,2009年进入了低点,于2010年再次上升,此后区域内差异逐年下降,2012年降为0.019 6,说明近两年区域内差异有所收敛(见图3)。

通过测算东、中、西部三大区域的内部差异可以看出,横向比较西部地区内部空间差异较大,均大于东中部地区,东部地区内部差异在2008年和2012年要高于中部地区,其余年份中部地区内部差异要高于东部地区(见表4)。纵向比较西部地区呈现M型变化趋势,2011年西部地区内部差异达到最大值,2012年下降较为明显;中部地区呈现倒U型变化趋势,在2010年内部差异达到最大值后,开始下降,具有收敛趋势;东部地区呈现W型变化趋势,在2008年、2010年和2012年处于高点,其他年份较低,内部差异在近期有变大趋势(见图4)。

四、中国民营经济发展的空间极化分析

(一)中国民营经济发展空间极化特征

根据2008—2012年中国民营经济发展数据,本文按照东、中、西部进行分组,测算中国民营经济发展的空间极化指数,包括ER指数、Wolfson指数、TW指数和KZ指数,结果如表5所示。在此基础上,本文绘制了中国民营经济发展空间极化指数变化趋势图,如图5所示。从图表中可以发现,2008—2012年各空间极化指数呈现上下浮动的态势,由于各指数对于空间极化敏感程度不同,因此,各指数数值结果不同,反映的中国民营经济空间极化趋势略有不同,但是从总体趋势来看,各指数均呈现出类似U型的变动趋势。区域分组的空间极化指数中,TW指数对于中国民营经济发展空间极化敏感程度较高,测度的数值最大,其次是ER指数和Wolfson指数。其中,TW指数波动幅度较小,ER指数变动幅度最大。

基于考察期内极化指数演变过程来看,极化指数可以分为两个阶段:第一阶段为2008—2010年,极化指数处于高位下降阶段,除ER指数外,三年期间各指数都呈现下降趋势,说明这一阶段中国民营经济极化集聚现象有所减弱。其中,TW从0.466 4下降到0.455 9,年均下降1.14%,降幅较小;Wolfson指数从0.222 9下降到0.191 5,年均下降7.17%;KZ指数从0.136 8下降到0.081 5,年均下降21.00%,降幅较大;而ER指数持续两年下降趋势,从2008年的0.299 3降为2009年的0.166 2,下降44.28%,下降幅度较大。第二阶段为2011—2012年,各指数呈现整体略有上升阶段,反映出本阶段中国民营经济发展空间极化和集聚现象有所上升。其中,ER指数经历了2009年的下降后开始了连续4年的增加,直到2012年的0.278 5,平均涨幅18.96%,说明空间极化程度有加强趋势;TW指数和Wolfson指数在本阶段先上升后下降,分别从2011年的0.460 4、0.2291下降到2012年的0.441 1、0.221 7,降幅分别为4.18%和3.21%;KZ指数从2011年0.087 2上升到2012年的0.158 2,上升幅度为81.47%。

(二)中国民营经济发展空间极化方向

空间极化指数ER指数、Wolfson指数以及TW指数,仅仅能够测度中国民营经济极化的总体趋势,但不能反映出空间极化的方向,而KZ指数在上述指数基础上,利用可分解的广义熵理论,将整体差异分解为区域间差异和区域内差异,本文利用组间不均衡值和组内不均衡值之比,即Theil指数分解的区域间差异和区域内差异比值来测量区域空间极化和集聚的变化。KZ指数大小表示中国民营经济发展在空间方向上强弱集聚大小。本文除了测算东、中、西部KZ指数,还分别按照沿海—内陆和南方—北方4进行Theil指数分解,并测算了沿海—内陆、南方—北方KZ指数,如表6所示。从各方向上KZ指数值来看,KZ指数均未超过0.55,说明区域间差异要明显小于区域内差异,东—中—西部、沿海—内陆、南方—北方之间的空间极化程度微弱,而空间极化主要表现为区域内差异问题,区域内民营经济集聚现象要明显强于区域间民营经济的集聚。

从东—中—西部方向来看,中国民营经济空间极化强弱趋势呈现U型变化,并且在东中西部方向上,空间极化程度要强于沿海—内陆、南方—北方方向空间极化程度。空间极化程度从2008年的0.136 8开始下降至2009年最低点0.081 5,而后逐步上升到2012年的0.158 2。从沿海—内陆方向来看,空间极化强弱变动趋势也呈现V型变动,2008年中国民营经济在沿海—内陆方向上出现了最大空间极化现象,KZ指数达到0.086 3,之后2009年下降到最小值0.014 0,随后,连续三年呈现上升趋势,直至2012年的0.084 7。在此方向上空间极化强度要大于南方—北方方向。在南方—北方方向上空间极化现象不明显,发展呈现上下波动趋势,2011年达到最大空间极化值0.011 8,但从考察期总体来看,中国民营经济空间极化程度有加强趋势,2012年集聚强度是2008年的6.6倍。从中国民营经济空间极化总体趋势来看,在经历了初期较大空间极化程度后,中期有所下降,近期空间极化集聚程度出现上升态势。东—中—西部方向空间极化程度最为强烈,其次是沿海—内陆方向,而南方—北方方向空间极化程度较弱。

五、结论

本文选取了金融危机后(2008—2012年)中华全国工商业联合会每年发布的中国民营企业500强数据,首先,采用GIS可视化分析工具分析了2013年中国民营经济空间分布现状,然后,统计描述了中国民营经济近年来发展态势并测度了不同区域民营经济发展分布情况,进而,利用基尼系数和Theil指数分别测算了中国民营经济空间差异程度,并使用Theil指数分解测定了区域间、区域内差异及三大区域内部差异,在此基础上,本文构造了ER指数、Wolfson指数、TW指数分别测度中国民营经济极化程度,用KZ指数分析了中国民营经济极化方向问题。

本文研究结果表明:(1)中国民营经济在金融危机后实现了快速发展,总收入和企业数量逐年提高,但是,从GIS空间分布图来看,中国民营经济发展存在空间非均衡的状态,其中,东部民营经济发展具有绝对优势,中部次之,西部最弱。(2)中国民营经济整体空间差异(基尼系数和Theil指数)较小,近年来,空间差异呈现V型变动趋势。(3)从Theil指数分解可知,中国民营经济区域内大于区域间差异对总体差异的贡献,其中,区域内差异是造成中国民营经济空间差异的主要因素,贡献率平均为90.22%。(4)从东、中、西三大区域内部差异来看,西部地区民营经济内部差异最大,高于中部和东部地区;中部和东部地区民营经济内部差异分别呈现倒U型和W型变动趋势。(5)对极化指数测度可得,中国民营经济极化指数均呈现类似U型变化趋势,其中,TW指数值最大,波动较小,ER指数波动较大,Wolfson指数近年有下降趋势。(6)通过对中国民营经济空间极化方向分析表明,区域内极化要大于区域间极化,在东中西部方向极化程度要强于沿海—内陆、南方—北方空间极化程度,在考察初期,极化程度较为强烈,中期有所下降,近期空间极化程度有加强趋势。

摘要：通过选取金融危机后中国民营企业500强数据,构建相关指数实证研究中国民营经济发展空间差异和极化问题。研究结果表明:中国民营经济发展存在空间差异,东部地区民营经济占据绝对优势;区域内差异是造成中国民营经济总体空间差异的主要因素,其贡献率要大于区域间贡献率;三大区域中,西部地区民营经济内部差异比东部和中部地区内部差异大;中国民营经济各极化指数呈现类似U型变动趋势,东—中—西部方向空间极化程度最为强烈,其次是沿海—内陆方向,而南方—北方方向空间极化程度较弱。

篇4：区域经济集聚与空间极化演变

[关键词]空间极化；区域经济；集聚；延边

[中图分类号]F127[文献标识码]A[文章编号]1002-2007(2011)03-0070-05

[收稿日期]201l-0l-05

[基金项目]2008年国家社会科学基金项目：“图们江边境地区开发对提高边境少数民族聚集区开放性经济水平之研究”，项目批准号：08XMZ045；2011年度首尔国立大学经济系第二阶段BK21培养国际化经济学者教育研究事业团资助。

[作者简介]1.金华林，男(朝鲜族)，延边大学经济管理学院院长，教授，博士生导师，研究方向为世界经济；2.李天国，通讯作者，男(朝鲜族)，延边大学经济管理学院助教，韩国首尔国立大学经济系博士研究生，研究方向为国际金融、宏观经济。(延吉133002)

空间极化是各种经济和社会要素在空间上的分化与集聚，它是在一定地理区域中，通过经济资源配置，形成增长中心及城镇体系的过程，它表现为动态演变过程，是推动区域发展的一种重要力量。在国外的经济学文献中，区域结构可以被理解成一些城镇在地理上分离而功能上却形成网络，聚集在一个或多个更大城市周围的状态，或者也可以是一些整合城市和它们周围的腹地。近年来，郊区的扩大使得人们逐渐将城市问题看作是一个区域经济现象。在地理经济范围和社会化进程扩大的条件下，区域中产生单个经济中心或者多中心，使得集聚经济体的各种同位资源相互作用。但对经济集聚的实证研究并未与空间范围内经济集聚本身变化相适应。郊区系统的结构经常简单地被认为是理所当然的现象。在均衡分析方法中，空间经济组织并未受到应有的重视。

国内关于空间极化的研究并不多，甄峰等研究改革开放以来广东省空间极化后，得出了区域出现多极化且次级核心区形成的结论。他们认为广州的地位被香港所取代，韶关等老中心城市的地位不断下降，深圳为首的新兴城市已发展成新区域增长中心。李正华等采用测度熵和TW指数相结合的方法，从不同集聚层次对1993—2005年间的长三角地区指标进行不均衡和极化演化分析，得出低水平集聚层次上进行决策可以有效降低区域不均衡的结论。朱华友等在经济带概念基础上，通过经济带的形成和演进理论，论证了长春一吉林经济带的存在性，分析其结构、功能及空间联系形式。他们认为长春一吉林经济带目前是一个弱经济带，其扩散效应较弱。李丽等运用Mann-Kendall法的突变点分析改革开放以来江苏省区域经济差异后，认为1978年江苏省区域经济发展水平空间分布格局表现出南北梯度，而1999年的变化为苏中地区向苏南地区集聚、苏北地区向苏中地区集聚的特点，2007年的经济发展水平格局变为更加向苏南集聚的特点。宋丽思等构建了城市区域创新发展综合指数后，用1998年-2007年的城市数据，考察了我国城市区域创新空间极化的动态变化趋势。研究结果表明，在我国京津冀、长三角、珠三角和成渝等区域内，存在显著的空间极化现象。极化指数的变化趋势呈不对称的交替性上升下降运动特征。马国霞等人采用GIS空间分析技术，对近15年来京津冀都市圈经济极化增长进行空间模拟，得出的结论主要有京津冀都市圈经济增长极化趋上升；经济中心向外围的变化并不距离衰减；京津冀都市圈以北京和天津为两大极核，空间极化现象随时间变化而呈现扩大的趋势等。

自改革开放以来，延边朝鲜族自治州作为享受西部大开发政策的边疆少数民族地区，与其他西部民族地区一样，随着经济增长和社会的发展，区域产业结构逐渐升级，经济社会体制得到转型，开始出现区域空间极化的问题。主要表现在以延吉为代表的经济增长极逐步形成，并在地区经济增长过程中，人才、科技、教育等各种经济社会要素向经济中心区域集中，产生出区域增长核心与边缘。经济中心与周边小城镇的经济差距不断扩大，延吉、珲春、敦化等地区经济增长相对迅速，而龙井、和龙等城市经济增长速度相对缓慢。本文将运用因子分析方法和聚类分析方法，建立区域空间极化评价指标，分析西部民族地区空间极化的演变过程。作为西部民族地区的一个案例，将以延边朝鲜族自治州为研究对象，剖析二十年来地区各市(县)受到的极化程度与演变过程，为西部民族地区经济发展政策提供有益借鉴。

一、数据采集与研究方法

多年来，延边地区各县(市)经济发展状况各异。在向市场经济体制的转型过程中，计划经济体制下的产业布局发生着巨大变化，经济增长模式与主导产业也在逐步改变。因子分析法可以有效地将多种指标进行提炼，把握区域经济最基本特征。

(一)因子分析原理

因子分析是用相对少的互相独立的因子来替代原有变量，把复杂关系变量归结为少量因子的一种多变量统计分析方法。假设原有变量有k

(二)数据采集

延边地区包括六市两县，本文针对这八个县(市)作为基本地域单元进行数据采集，研究二十年来州域空间极化演变。利用历年《延边统计年鉴》和县与市区统计资料，重点对1990年、2002年和2009年份各县市的经济社会指标进行分析。选择2002年的指标作为评价年度的原因在于国务院批复延边地区正式享受西部大开发政策的时间为2001年3月份。因此，2002年作为享受西部大开发政策的第一年，具有重要政策意义。空间极化指标的选取，力求能全面反映延边地区的经济社会发展水平。本文所选取的指标分别是人均地区生产总值(x1)、每万人卫生机构床位数(x2)、高中在校生人数在城市人口中所占比重(x3)，各类专业技术人员占城市人口比重(x4)、固定电话用户比重(x5)、非农业劳动力人口占总人口比重(x6)，人均社会商品零售额(x7)等。其中，人均地区生产总值代表城市经济实力，每万人卫生机构床位数衡量城市社会保障环境，高中在校生人数比重用于衡量城市人力资源，各类专业技术人员占城市人口比重衡量城市技术创新能力，固定电话用户比重衡量城市通讯等基础设施环境，非农业劳动力人口占总人口比重衡量城市化水平。

(三)空间极化评价方法与研究程序

不同的研究者曾采用不同的方法评价区域空问极化状态，如格林(1988)的南北分区法，极化指标分析法等。对于延边各县(市)经济空间极化与集聚状态，也可以采用不同的方法。本文用综合指数法来比较区域经济和社会发展状态，衡量空间极化程度。首先，从各种区域经济发展指标中选取七种重要指标，采用因子分析方法对延边地区内8个县市的各种经济社会指标进行因子提取。其次，通过降维的方法，提炼出少量基本

因子，并通过这些少量基本因子对延边各县(市)进行评分，得出各县(市)综合实力排名。最后，以聚类分析方法，划分各县(市)在区域经济所属类别，便于把握空间集聚状态。通过比较近二十年来的关键年份，如1990年、2002年以及2009年的空间极化状态，得出区域空间经济集聚的变化和极化趋势，这有利于把握延边地区空间极化动态特征，也有利于地方政府整合区域经济要素、调配区域经济各种资源，提高政策效率。

二、延边地区空间极化分析

(一)1990年地区空间极化分析

首先对1990年延边地区7项经济社会发展指标采用z-score标准化法进行标准化处理，之后求出相关矩阵和特征值。特征值大于1的主成分有2个，结合其方差贡献率和碎石检验准则(Scree Test Criterion)，提取2个因子。由表1因子载荷可以看出，因子1在大部分因子上有较大的载荷。

前两个因子累计贡献率达到84.15％，可以认为这两个因子解释了原有数据的大部分信息。根据旋转因子负荷矩阵，可以将两个因子命名为经济增长因子和社会发展因子。并通过这两个因子，计算各县、市因子得分。以各因子的方差贡献率为权重对各因子进行计算，得到延边地区各县、市经济社会发展综合实力评价指数。

由表3可以看出，1990年延吉市的得分遥遥领先，是延边地区的经济空间中心。图们市、珲春市、和龙市名列第三、第四及第五位。其中，珲春市因其独特的地理位置(中、朝、俄三国交界地带，中国从水路到达韩国东海岸、日本西海岸乃至北美、北欧的最近点)，曾经在20世纪90年代初，被誉为东北亚“金三角”，受到国际社会的广泛关注。此时延边地区已经开始出现核心——边缘结构，即以延吉市为中心，而以龙井市、汪清县、安图县为边缘的格局。延边地区在原有的计划经济体制下，呈现低层次的空间均衡。

(二)2002年延边地区空间极化状态

在对2002年统计指标进行因子分析后，同样得到两个因子，其累积贡献率达到91.01％，旋转因子载荷矩阵如表2。根据其旋转因子载荷矩阵，仍然把两个因子命名为经济增长和社会发展因子。计算因子得分后，以旋转后方差比重为其综合权重，得到各县市的综合评价指标。通过聚类分析对各县市综合评价分数进行排序，得到2002年延边地区空间极化状态。

从表中可以看出，进入2000年后，延边地区的延吉市仍然作为增长极，发挥中心城市的作用，而紧随其后的是图们市，其余六个县市皆变成第三类城市。与1990年相比较，延边地区各县市的综合指数排名中，前三位没有发生变化，仍然是延吉市、图们市和珲春市的顺序。但和龙市由第四位降到第五位，取而代之的是敦化市，由1990年的第七位上升至第四位。龙井市由第五位降到第八位。

这一时期，延边地区经过90年代初期一阵盲目的图们江地区开发热潮后，由热至冷，逐渐恢复正常的发展。其中，敦化市、珲春市处于城市开发定位的过渡调整阶段。龙井市经过经济体制的转型，大量工业企业无法适应新市场经济体制，面临停产和整顿，综合实力日趋下降。延吉市的经济要素集聚使得区域极化趋势持续。与1990年相比，更多城市降为边缘地区，龙井市在延边地区原有的重要性降低，图们市、敦化市经济地位得到巩固和增强。

(三)2009年延边地区空间极化状态

根据2009年的延边统计数据进行因子分析，得到两个因子，累计贡献率达到85.02％。根据旋转因子载荷矩阵，仍然将两个因子命名为经济增长和社会发展因子。计算因子得分后，旋转因子方差比重为其综合权重，得到2009年延边地区各县市综合评价指数。通过聚类分析，得出各县市综合实力排名。

从表5可以看出，进入2000年以来，延边地区极化现象更加明显。中心城市延吉市和其他7个县市之间的差距加大，与第三类城市之间的差异尤为明显。珲春市和敦化市在经过2000年初的调整后，经济社会发展明显。城市综合实力位次再次改变，珲春市取代图们市上升至第二位，和龙市由第五位再次下降为第七位。第三类城市中的汪清县、安图县、和龙市、龙井市的分数非常靠近。珲春市和敦化市升入第二类城市，再次形成金字塔形的结构。

三、结论

作为边疆少数民族地区，延边的区域经济活动呈现出经济中心指向倾向，其内部空间极化结构在逐步改变。

首先，从20世纪90年代以来，延边地区的空间结构逐步呈现极化的动态过程，这种过程如同全国大多数区域城市一样，与计划经济体制的区域均衡发展相比，在市场经济体制下，空间极化日趋显现。但延边地区地处东北边疆地区，其极化趋势并不如沿海城市那样突出。延吉市在二十年来一直单独处于区域经济核心城市地位，而且这种状况日趋强化。区域空间极化结构从1990年的金字塔形到2002年的⊥字型，再恢复到2009年的金字塔形结构。通过2000年初期的经济发展战略的转型，空间结构得到调整和稳定。区域空间结构受到国家发展政策、国内外经济发展形势和城市自身发展定位等因素的影响。

其次，延吉市作为区域经济中心和增长极，应该加强和提高区域资源的集聚实力。区域经济的发展与区域经济中心的辐射能力联系紧密。而这种辐射能力依赖经济中心的极化作用。加强延吉的核心城市地位，提升中心城市的经济实力、政治地位和社会文化和生活水平，使区域经济的集聚产生辐射与扩散作用。但也要避免盲目和过度地集中，中心城市与边缘城市应产业分工明确、有序发展。边缘城市可以发展特色产业，以便区域内形成多层次和主副明显的产业发展格局。