長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)空間結(jié)構(gòu)與集聚特性研究

摘要：基于長(zhǎng)三角地區(qū)2000至2010年第三產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用空間探索性數(shù)據(jù)分析方法，對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的空間分布格局進(jìn)行探討，認(rèn)為長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)在總體上存在顯著正全域空間自相關(guān)性。局域自相關(guān)分析揭示了該地區(qū)空間分布的異質(zhì)性，特別是滬寧一線體現(xiàn)出顯著高值空間集聚特征，蘇北地區(qū)存在顯著低值集聚特征，浙江大部分地區(qū)具有空間分散特征且不顯著。

關(guān)鍵詞：長(zhǎng)三角；第三產(chǎn)業(yè)；空間結(jié)構(gòu)；集聚

中圖分類號(hào)：F0615 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收稿日期：2013-03-27

作者簡(jiǎn)介：魚鴻杰 （1984-），男 ，江蘇鹽城人，上海社會(huì)科學(xué)院部門經(jīng)濟(jì)研究所博士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織。 我國(guó)的長(zhǎng)三角地區(qū)已形成了以上海為核心的江蘇浙江經(jīng)濟(jì)帶，2010年國(guó)務(wù)院正式批準(zhǔn)的《長(zhǎng)江三角洲地區(qū)區(qū)域規(guī)劃》，首次提出將長(zhǎng)三角建設(shè)成為全球重要的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)中心。2010年該地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值以及就業(yè)比重分別已達(dá)474%、436%，高于全國(guó)平均水平的385%與346%?？臻g統(tǒng)計(jì)分析表明空間事物屬性間存在著一定的相關(guān)特性，并隨著空間距離的縮小不斷增強(qiáng)，特別是許多空間屬性存在空間集聚特性。忽略空間事物的相關(guān)特性，會(huì)使傳統(tǒng)實(shí)證分析結(jié)果造成一定的偏差，而空間統(tǒng)計(jì)分析技術(shù)的興起正克服了這一弱點(diǎn)，可以以此深入探究空間事物屬性間的相關(guān)性，并以此得出更加豐富而有意義的結(jié)論。因此，深入探究長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)空間分布特性，對(duì)于制定合理的區(qū)域間第三產(chǎn)業(yè)政策具有重要意義。

一、研究方法

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的研究主要聚焦于：一是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展特征及其內(nèi)部結(jié)構(gòu)分析（李江帆等，2003）；二是第三產(chǎn)業(yè)與第一、二產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系（李江帆，2004；趙凱，2009）；三是第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)效應(yīng)（顧乃華，2002；魏作磊，2004；曾國(guó)平等，2005；韓漢君等，2007），多數(shù)學(xué)者認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)具有較強(qiáng)的勞動(dòng)力吸納能力；四是第三產(chǎn)業(yè)的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)比較（彭志龍，2001；李冠霖等，2005）；五是試圖嘗試從貿(mào)易、能源、城市化、工業(yè)化等視角來(lái)研究第三產(chǎn)業(yè)（張宗益，2010；羅知，2011）。但是，上述研究并未考慮第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間聯(lián)系性，實(shí)證分析并未突破主流經(jīng)濟(jì)學(xué)中空間事物無(wú)關(guān)聯(lián)及均質(zhì)性的假設(shè)局限（吳玉鳴，2006），忽略了區(qū)域間可能存在的空間相互作用?？臻g探索性數(shù)據(jù)分析方法（ESDA）是空間統(tǒng)計(jì)分析技術(shù)的核心方法之一，主要通過(guò)可視化技術(shù)來(lái)揭示空間依賴性與異質(zhì)性，探索空間分布格局[1-2]。主要分為全域自相關(guān)分析與局域自相關(guān)分析。

（一）空間權(quán)重矩陣

空間權(quán)重矩陣對(duì)確定區(qū)域間鄰近關(guān)系具有重要的作用，是空間自相關(guān)分析的基礎(chǔ)與前提，主要分為鄰接矩陣、距離矩陣與經(jīng)濟(jì)矩陣。本文主要采用鄰接矩陣來(lái)設(shè)定長(zhǎng)三角地區(qū)的空間鄰近關(guān)系。當(dāng)兩城市相鄰時(shí)權(quán)重值Wij=1，否則Wij=0。此外考慮到舟山市孤立在外，為避免產(chǎn)生孤島現(xiàn)象，同時(shí)考慮其與寧波現(xiàn)實(shí)聯(lián)系密切，因此認(rèn)為其與寧波相鄰。

（二）全域自相關(guān)分析

全域自相關(guān)分析主要是對(duì)整個(gè)區(qū)域內(nèi)的空間總體特性進(jìn)行描述，本文采用Global Morans I測(cè)算全域自相關(guān)程度，具體公式如下：

其中，N表示所研究區(qū)域數(shù)量，xi、xj為觀測(cè)值，Wij為空間權(quán)重矩陣，x=∑Ni=1xiN，S2=1N∑Ni=1（xi-x）2，I的取值范圍為-1與1之間，且其必須經(jīng)原假設(shè)為變量間不存在空間自相關(guān)性的標(biāo)準(zhǔn)化Z值進(jìn)行檢驗(yàn)（見公式（2）），顯著性水平由Z值的P值來(lái)確定，通常為005[3]。若I大于0且顯著，則表明存在正的空間自相關(guān)性，即具有較高（較低）第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的城市趨于與具有較高（較低）發(fā)展水平的城市相鄰；若I小于0且顯著，則存在負(fù)的空間自相關(guān)性，即具有較低（較高）第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的城市趨于與具有較高（較低）發(fā)展水平的城市相鄰。

總第437期

魚鴻杰：長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)空間結(jié)構(gòu)與集聚特性研究

2013/09（三）局域自相關(guān)分析

全域自相關(guān)分析在整體上揭示了空間依賴程度，卻忽略了可能存在的局部不穩(wěn)定性[4]，而局域自相關(guān)分析中，通過(guò)Moran 散點(diǎn)圖中的四象限來(lái)展現(xiàn)區(qū)域與其相鄰區(qū)域的空間相關(guān)關(guān)系，以此來(lái)探索局域空間的異質(zhì)性，有利于揭示被全域自相關(guān)分析掩蓋的局域空間特性。具體到本文，其橫坐標(biāo)為標(biāo)準(zhǔn)化的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，而縱坐標(biāo)為該地區(qū)相鄰地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的空間地理加權(quán)平均值（同樣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理），其中第一（高-高）、三（低-低）象限為正的空間自相關(guān)性，體現(xiàn)了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的空間集聚特性，而第二（低-高）、四（高-低）象限為負(fù)的空間自相關(guān)性，體現(xiàn)了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的空間分散特性。

此外，Moran散點(diǎn)圖并沒有給出局域空間相關(guān)特性的顯著性水平，而LISA集群圖與顯著性水平圖克服了這一缺陷，并且有利于分析區(qū)域間空間相互作用模式。顯著的高-高區(qū)域某種程度上存在一定的輻射擴(kuò)散作用，從而帶動(dòng)周邊地區(qū)發(fā)展，形成空間集聚，而顯著的高-低區(qū)域體現(xiàn)了該區(qū)域通過(guò)回流效應(yīng)惡化了周邊地區(qū)的發(fā)展。

二、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）指標(biāo)選取

本文在借鑒相關(guān)研究成果[5-6]的基礎(chǔ)上，從發(fā)展規(guī)模、發(fā)展速度以及產(chǎn)業(yè)高級(jí)化角度來(lái)衡量第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文用第三產(chǎn)業(yè)增加值、人均第三產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人數(shù)來(lái)衡量發(fā)展規(guī)模，用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)率衡量發(fā)展速度，并用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重衡量產(chǎn)業(yè)的高級(jí)化程 （二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文以長(zhǎng)三角所轄兩省一市（江蘇省、浙江省、上海市）為研究區(qū)域?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，選取2000-2010年三個(gè)地區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行ESDA分析。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。限于篇幅，原始數(shù)據(jù)不再列出。

1.指標(biāo)權(quán)重的設(shè)定。運(yùn)用層次分析法（AHP）確定各指標(biāo)權(quán)重，具體步驟為：（1）構(gòu)造兩兩比較判斷矩陣；（2）計(jì)算判斷矩陣的最大特征根和特征向量；（3）對(duì)判斷矩陣進(jìn)行一致性檢驗(yàn)，若不通過(guò)檢驗(yàn)，則需重新設(shè)定判斷矩陣；（4）確定權(quán)重：對(duì)特征向量進(jìn)行歸一化處理得到各指標(biāo)權(quán)重Wi [7]。應(yīng)用yaahpv060計(jì)算各指標(biāo)權(quán)重，權(quán)重值如表1所示。

2.數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。為消除數(shù)據(jù)的量綱量級(jí)，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，公式為：

x′ij=xij-minxjmaxxj-minxj

其中，x′ij指標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)，xij指未標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)，maxxj、minxj分別指該指標(biāo)數(shù)據(jù)中的最大值與最小值。

3.綜合指數(shù)計(jì)算。將經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)乘以各自的指標(biāo)權(quán)重并求和，可以得出各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的綜合指數(shù)。限于篇幅，綜合指數(shù)不再列出。

4.空間分位圖分析?；陂L(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)綜合指數(shù)，運(yùn)用GeoDa軟件畫出長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)空間分位圖（如圖1），可以初步展現(xiàn)長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)的空間分布特征，其中第四級(jí)排列為第三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)區(qū)域，第三、二、一級(jí)排列逐級(jí)遞減，特別是第一級(jí)排列為長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平最差區(qū)域。

圖1 長(zhǎng)三角第三次產(chǎn)業(yè)空間分位圖 （1）觀察圖（a）、（b），處于第三、四級(jí)排列的城市數(shù)由2000年的19個(gè)下降為2010年的13個(gè)，比例由76%下降為52%，而第二級(jí)排列由0變?yōu)?個(gè)。由此可見，十年來(lái)長(zhǎng)三角地區(qū)各城市間第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平差異具有擴(kuò)大之勢(shì)。特別是浙江省2000年僅2個(gè)城市處于第一、二級(jí)排列，而2010年擴(kuò)大為4個(gè)，同時(shí)排列區(qū)域更加分散。具體來(lái)看，2000年第三產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢(shì)區(qū)域主要分布在浙江南部以及以上海為中心的長(zhǎng)三角中部地區(qū)，而至2010年浙江南部各市域第三產(chǎn)業(yè)的分布表現(xiàn)出明顯的差異性，江蘇卻形成了以滬寧一線為主的第三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)區(qū)域。

（2）由圖（c），從2000-2010年均值來(lái)看，浙江省除湖州、嘉興、紹興、衢州等4個(gè)城市外，其余市域均為第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的占優(yōu)區(qū)域；而江蘇省僅滬寧一線5個(gè)城市為占優(yōu)區(qū)域，其余市域第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平均相對(duì)較差。此外，上海無(wú)論是2000年、2010年亦或是十年均值來(lái)看均顯示第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢(shì)地位。

總之，空間分位圖展現(xiàn)了長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)空間分布規(guī)律以及變動(dòng)趨勢(shì)。值得一提的是，經(jīng)過(guò)十年的發(fā)展演變，滬寧一線，特別是蘇錫常異軍突起，使得該地區(qū)成為第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的占優(yōu)區(qū)域，為整體帶動(dòng)蘇北地區(qū)乃至整個(gè)長(zhǎng)三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)帶來(lái)機(jī)遇。此外，浙江南部逐漸分化的第三產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)分布帶，為各地區(qū)發(fā)揮特有的稟賦優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)該地區(qū)的合理產(chǎn)業(yè)布局提供了契機(jī)。

三、ESDA分析

空間分位圖初步展現(xiàn)了長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)空間分布規(guī)律，然而其并未揭示該區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)空間分布的內(nèi)在機(jī)理。因此，下文將運(yùn)用空間探索性數(shù)據(jù)分析方法（ESDA）來(lái)進(jìn)一步揭示長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)空間分布的依賴性與異質(zhì)性等空間聯(lián)系結(jié)構(gòu)。

（一）全域自相關(guān)分析

表2為長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)全域自相關(guān)Global Morans I統(tǒng)計(jì)量值以及對(duì)應(yīng)的P值，可以發(fā)現(xiàn)Morans I統(tǒng)計(jì)量均為正值，且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。由此可知，長(zhǎng)三角地區(qū)25個(gè)城市第三產(chǎn)業(yè)在空間分布上并非表現(xiàn)出完全隨機(jī)分布的狀態(tài)，而是表現(xiàn)出某些市域的相似值之間在空間上的集聚，即具有較高第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的城市趨于與具有較高發(fā)展水平的城市相鄰，而第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)低水平城市趨于與相對(duì)低水平城市相鄰。此外，由圖2 Global Morans I趨勢(shì)圖可知，Global Morans I呈現(xiàn)波動(dòng)的狀態(tài)，十年來(lái)長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的空間集聚態(tài)勢(shì)并不穩(wěn)定，2003年達(dá)到集聚的峰值，而2009年的空間集聚特性尤為顯著。

（二）局域自相關(guān)性分析

1. Moran 散點(diǎn)圖。圖3為長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)Moran散點(diǎn)圖，而表3列出了散點(diǎn)圖各象限對(duì)應(yīng)的市域表。比較圖3（a）與（b）兩圖，可以發(fā)現(xiàn)多數(shù)城市分布于第一、三象限，表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)性，這恰好印證了全域自相關(guān)Global Morans I 為正的自相關(guān)性的總體趨勢(shì)。具體來(lái)看，2000年多數(shù)城市位于第一象限，即第三產(chǎn)業(yè)相對(duì)發(fā)展水平較高的城市趨向于與發(fā)展水平較高的城市相鄰，而2010年正的空間自相關(guān)性主要聚集于第三象限。此外，Moran 散點(diǎn)圖揭示了長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)空間分布的非典型區(qū)域，如第二（四）象限所展現(xiàn)的空間分布的異質(zhì)性特征，即第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低（高）的城市趨向于與較高（低）的城市相鄰，體現(xiàn)了負(fù)的空間自相關(guān)性，其偏離了總體的正的自相關(guān)性特征。然而，從2000-2010年的均值來(lái)看（圖c）該地區(qū)在第二象限具有較為明顯的聚集，體現(xiàn)為低-高的負(fù)的自相關(guān)性。

由表3可知2000、2010年以及十年均值來(lái)看，上海、蘇錫常等滬寧一線城市均處于第一象限（高-高）區(qū)域，而低-低城市主要分布在蘇北地區(qū)，如徐州、連云港等5個(gè)城市。另外，異質(zhì)性區(qū)域（低-高、高-低）中浙江省占居多數(shù)。由此可見，江蘇、上海體現(xiàn)出明顯的空間集聚特征，而浙江空間分散特征較為顯著。

此外，觀察表3中2000年、2010年各象限中城市的變動(dòng)，可以發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)空間分布的市域躍遷模式：（1）由高-高象限躍遷至低-高象限，如泰州與舟山；（2）高-高象限躍遷至低-低象限，如金華；（3）低-高象限躍遷至低-低象限，如衢州；（4）由高-低象限躍遷至低-低象限，如揚(yáng)州、寧波、麗水。其中，第一種躍遷模式主要源于該城市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與周圍相鄰地區(qū)的差異擴(kuò)大，尤其是泰州十年間第三產(chǎn)業(yè)綜合指數(shù)增長(zhǎng)92%，而其周邊相鄰市域平均增長(zhǎng)了154%，差距高達(dá)62%；第二、三種躍遷模式中周邊相鄰區(qū)域均由高值區(qū)變?yōu)榈椭祬^(qū)，即周邊地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對(duì)于其他地區(qū)發(fā)展較為滯后，而這點(diǎn)與空間分位圖中所顯示的浙江南部地區(qū)空間分布的演變特征相一致；第四種躍遷模式中具有較高發(fā)展水平的城市最終被發(fā)展水平較低的周邊城市同化，陷入低水平的發(fā)展陷阱。

上述結(jié)果反映了長(zhǎng)三角各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)存在著空間自相關(guān)性以及異質(zhì)性，并揭示了該地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)空間分布格局及其演進(jìn)特征。

2. LISA 集群圖與顯著性水平圖。圖4、圖5分別顯示了長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)LISA集群圖及其對(duì)應(yīng)的顯著性水平圖。2000年時(shí)低-低類型處于主導(dǎo)地位，特別是蘇北地區(qū)存在顯著的低-低區(qū)域空間聚集，表明其空間上并非隨機(jī)分布而是形成連片集聚區(qū)域，其第三產(chǎn)業(yè)體現(xiàn)為發(fā)展相對(duì)滯后區(qū)域間的空間集聚分布；具有較高第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的蘇州地區(qū)，憑借與上海相鄰的區(qū)位優(yōu)勢(shì)形成顯著的高-高的正的空間自相關(guān)性，而負(fù)的空間自相關(guān)性則由具有顯著低-高性質(zhì)的嘉興反映，不難理解，相對(duì)于其周邊地區(qū)上海、蘇州、杭州，嘉興的三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，這點(diǎn)恰好與空間分位圖1（a）相吻合。

圖4 長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)LISA 集群圖

圖5 長(zhǎng)三角第三產(chǎn)業(yè)LISA顯著性水平圖

2010年與2000年相比，變化較為顯著。其中：（1）蘇北地區(qū)僅徐州一個(gè)城市處于低-低區(qū)域，顯著的低-低連片區(qū)域明顯減少，通過(guò)計(jì)算綜合指數(shù)發(fā)現(xiàn)，十年間蘇北的宿遷、淮安第三產(chǎn)業(yè)分別增長(zhǎng)303%、205%，而徐州僅增長(zhǎng)123%；（2）作為正著力建設(shè)“四大中心”的上海，發(fā)揮其擴(kuò)散輻射效應(yīng)，帶動(dòng)周邊蘇錫常地區(qū)形成顯著的高值集聚區(qū)域；（3）南通市由非顯著性區(qū)域變?yōu)轱@著的低-高區(qū)域，可以看出其受到周邊蘇錫常等區(qū)域回流作用，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后。

從十年均值來(lái)看，蘇北地區(qū)低-低連片區(qū)域以及上海的高-高區(qū)域輻射效應(yīng)尤為顯著。此外，無(wú)論是2000年、2010年亦或是十年均值來(lái)看，浙江省除嘉興外，其余城市并未表現(xiàn)出空間分布的顯著性特征。由此可見浙江各區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間相互作用并不明顯，而聯(lián)系空間分位所展示的該地區(qū)具有明顯的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢(shì)，特別是2010年相對(duì)于2000年空間分異性變大，浙江可以借此根據(jù)地區(qū)的區(qū)位稟賦優(yōu)勢(shì)，采取不同第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，實(shí)現(xiàn)地區(qū)間第三產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，最終形成顯著的高-高類型第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域。

四、結(jié)語(yǔ)

本文通過(guò)空間探索性數(shù)據(jù)分析方法，包括全域自相關(guān)與局域自相關(guān)等分析工具，對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)近十年來(lái)第三產(chǎn)業(yè)的空間分布格局進(jìn)行了初步探索，揭示了該地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)空間分布的依賴性與異質(zhì)性等空間聯(lián)系結(jié)構(gòu)。全域自相關(guān)分析表明，長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平存在顯著的正空間自相關(guān)性，即具有較高（較低）三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的城市趨于與發(fā)展水平較高（較低）的城市相聚集，且在2003年尤為顯著。同時(shí)，局域自相關(guān)分析中，Moran散點(diǎn)圖以及LISA集聚圖與顯著性水平圖顯示了長(zhǎng)三角地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)空間分布的異質(zhì)性，蘇北地區(qū)存在顯著的低-低區(qū)域，滬寧一線形成顯著的第三產(chǎn)業(yè)高值集聚區(qū)域，而浙江雖大多數(shù)城市表現(xiàn)為異質(zhì)性，但并不顯著。

近些年來(lái)，以蘇南模式崛起的蘇錫常地區(qū)，憑借毗鄰上海的優(yōu)勢(shì)區(qū)位，第三產(chǎn)業(yè)異軍突起，同時(shí)其對(duì)蘇北地區(qū)形成強(qiáng)大的空間極化作用，致使蘇北地區(qū)的資金、人力、技術(shù)資源流向蘇南地區(qū)，阻礙蘇北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，最終引致蘇北形成顯著的三次產(chǎn)業(yè)低-低區(qū)域；以溫州模式著稱的浙江地區(qū)，其批發(fā)零售貿(mào)易、餐飲業(yè)等傳統(tǒng)的第三產(chǎn)業(yè)擁有較大的優(yōu)勢(shì)，然而其新興的三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為滯后，且區(qū)域間存在差異，如中心城市杭州、寧波等地金融、信息咨詢、計(jì)算機(jī)應(yīng)用服務(wù)等占據(jù)優(yōu)勢(shì)，而欠發(fā)達(dá)的浙西南地區(qū)仍舊以傳統(tǒng)的三次產(chǎn)業(yè)為主，這恰好解釋了浙江高發(fā)展水平但卻非顯著空間異質(zhì)性的特點(diǎn)。 從今后研究的拓展內(nèi)容看，若能夠深入分析第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部具體各行業(yè)的空間分布特征，則結(jié)果不但更加全面，而且可能還會(huì)從更加細(xì)致的行業(yè)分類中揭示第三產(chǎn)業(yè)空間分布更多細(xì)微的特征，這有利于全面了解和掌握長(zhǎng)三角地區(qū)各城市間空間相互作用機(jī)制，從而制定更加合理的區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，促進(jìn)區(qū)域間三次產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

注釋：

① 位于坐標(biāo)軸上的點(diǎn)所屬城市未在表中列出。

參考文獻(xiàn)：

[1] Luc Anselin. Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Kluwer Academic，Boston，1988.

[2] 孟斌，王勁峰，張文忠.基于空間分析方法的中國(guó)區(qū)域差異研究[J].地理科學(xué)，2005（4）：393-400.

[3] 魯鳳，徐建華.中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的空間統(tǒng)計(jì)分析[J].華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2007（2）：44-51.

[4] 宣國(guó)富，徐建剛，趙靜.基于ESDA的城市社會(huì)空間研究-以上海市中心城區(qū)為例[J].地理科學(xué)，2010（2）：22-29.

[5] 黃京鴻，葛永軍，刁承泰.中國(guó)各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)[J].經(jīng)濟(jì)地理，2001，21（1）：43-46.

[6] 呂一清，何躍.基于灰色神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)的預(yù)測(cè)模型[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2011（4）：157-159.

[7] 吳育華，劉喜華，郭均鵬.經(jīng)濟(jì)管理中的數(shù)量方法[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2008.