2005—2014年安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)時(shí)空差異特征分析

郟 建 , 倪建華,2 ， 楊再貴 ， 王金茵 ， 王結(jié)臣

(1.南京大學(xué) 地理信息科學(xué)系,南京 210023；2.皖西學(xué)院 資源環(huán)境與旅游管理系，安徽 六安 237012； 3.廣州地量行城鄉(xiāng)規(guī)劃有限公司，廣州510080)

2005—2014年安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)時(shí)空差異特征分析

郟 建1, 倪建華1,2， 楊再貴3， 王金茵1， 王結(jié)臣1

(1.南京大學(xué) 地理信息科學(xué)系,南京 210023；2.皖西學(xué)院 資源環(huán)境與旅游管理系，安徽 六安 237012； 3.廣州地量行城鄉(xiāng)規(guī)劃有限公司，廣州510080)

采用多指標(biāo)對(duì)安徽省2005—2014年的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行評(píng)價(jià)，并用變異系數(shù)、基尼系數(shù)對(duì)安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行測(cè)度，分析10年來區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的演變；將位序-規(guī)模法則應(yīng)用于縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展變化分析，運(yùn)用空間自相關(guān)方法分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的空間格局，并從政策導(dǎo)向、地理區(qū)位等方面分析其原因。研究結(jié)果表明:10年來安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異略有起伏，但總體相對(duì)穩(wěn)定，近年來有逐漸縮小的趨勢(shì)，區(qū)域之間有明顯的集聚效應(yīng)。

區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異；主成分分析；變異系數(shù)；基尼系數(shù)；位序-規(guī)模法則；空間自相關(guān)；安徽省

0 引言

由于資源稟賦、地理區(qū)位、國家政策等的影響，區(qū)域間呈現(xiàn)出了不同程度的經(jīng)濟(jì)差異。區(qū)域差異是區(qū)域非均衡發(fā)展的一種地理現(xiàn)象，也是地理學(xué)和區(qū)域發(fā)展研究的一個(gè)核心問題[1]。20世紀(jì)90年代以后，中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異成為研究熱點(diǎn)。大量的研究成果集中在應(yīng)用不同指標(biāo)、多種方法對(duì)多尺度區(qū)域單元的經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行測(cè)度并分析其分布格局、演化、動(dòng)力機(jī)制等方面。在區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的指標(biāo)方面或采用單一指標(biāo)如人均GDP[2-4]，或利用聚類分析、主成分分析等方法進(jìn)行多指標(biāo)綜合[5-7]；對(duì)于空間差異的測(cè)度，主要方法有變異系數(shù)、基尼系數(shù)、Theil指數(shù)、尺度方差、小波分析等方法及其分解形式[8-13]，以及結(jié)合探索性空間分析技術(shù)(ESDA)分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的分布格局[14-15]；研究中的不同尺度表現(xiàn)為綜合分析地帶、省、市、縣多尺度差異[16-17]，或分析地區(qū)、省域內(nèi)縣域經(jīng)濟(jì)差異[18-20]。

安徽省是華東地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)落后的一個(gè)省，眾多學(xué)者采用不同的方法對(duì)安徽省經(jīng)濟(jì)差異的空間關(guān)聯(lián)性、分布格局、機(jī)理等進(jìn)行了大量的研究，這些研究偏重于采用單一指標(biāo)對(duì)安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的空間格局進(jìn)行分析，研究單元多為縣級(jí)行政單位。為了更全面地分析安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)時(shí)空差異與空間格局，本研究運(yùn)用多個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)對(duì)安徽省近10年來地級(jí)行政單元和縣級(jí)行政單元的經(jīng)濟(jì)實(shí)力進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，并利用變異系數(shù)、基尼系數(shù)對(duì)全省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行測(cè)度，運(yùn)用位序-規(guī)模法則分析區(qū)域發(fā)展規(guī)律，采用空間自相關(guān)等方法分析其區(qū)域差異的空間格局，揭示安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)的時(shí)空差異特征，并從政策、地理區(qū)位等方面分析其原因。

1 研究區(qū)域與方法

1.1 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來源

改革開放以來，安徽省進(jìn)入快速發(fā)展階段，特別是近10年來，整體經(jīng)濟(jì)實(shí)力有了顯著的提高，但區(qū)域之間仍然存在的發(fā)展不平衡現(xiàn)象嚴(yán)重影響了地區(qū)均衡、穩(wěn)健發(fā)展，研究安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異時(shí)空格局的演變，對(duì)于促進(jìn)各區(qū)域穩(wěn)定、快速、協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。2005—2014年，安徽省縣級(jí)行政單元沒有變化，共有78個(gè)縣市(以下如無特別說明，均指包括縣、縣級(jí)市和地級(jí)市市轄區(qū)在內(nèi)的單元)，地級(jí)市由17個(gè)減少到16個(gè)(2011年撤銷巢湖市，將其所轄一區(qū)四縣劃歸其他地級(jí)市)。本研究以地級(jí)市和縣市為基本研究單元，選取評(píng)價(jià)區(qū)域經(jīng)濟(jì)單元實(shí)力的指標(biāo)，利用主成分分析法對(duì)2005—2014年安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)單元進(jìn)行得分計(jì)算，作為評(píng)價(jià)區(qū)域經(jīng)濟(jì)單元經(jīng)濟(jì)實(shí)力的綜合指標(biāo)。數(shù)據(jù)主要來源于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》(2006—2015年)，相關(guān)地圖數(shù)據(jù)經(jīng)由矢量化紙質(zhì)地圖得到。

1.2 研究方法

1.2.1 區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異測(cè)度。區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的測(cè)度一般有標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)、極差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等方法，本研究采用多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)力之間的相對(duì)差異，選取變異系數(shù)、基尼系數(shù)[20]對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)力相對(duì)差異進(jìn)行測(cè)度。

1.2.2 位序-規(guī)模法則與分形。在城市地理學(xué)中，多運(yùn)用城市的人口規(guī)模及其位序之間的規(guī)律來表征城市體系規(guī)模的發(fā)展變化，反映城市規(guī)模和城市規(guī)模位序之間的定量關(guān)系[21]，其基本形式為：lnPi=A-qlnRi。式中：Pi是第i個(gè)城市的人口；A是規(guī)模最大的城市人口；Ri是第i個(gè)城市的位序；q是常數(shù)。

對(duì)于位序-規(guī)模法則，城市地理學(xué)中也常用帕累托(Pareto)公式表示：N=AP-D。式中：N為大于門檻人口規(guī)模的城市數(shù)量；D為城市規(guī)模分布的維數(shù)；A為系數(shù)；P為城市人口規(guī)模。由于城鎮(zhèn)體系的等級(jí)結(jié)構(gòu)存在無標(biāo)度性，具有分形特征，帕累托公式的常系數(shù)D被看作是分維數(shù)，D和前式中的q存在如下關(guān)系：D×q=R2。式中：R2為判定系數(shù)。借鑒這一理論，將區(qū)域單元經(jīng)濟(jì)實(shí)力從強(qiáng)到弱排序，研究安徽省縣域單元經(jīng)濟(jì)實(shí)力位序與其經(jīng)濟(jì)規(guī)模是否滿足位序-規(guī)模法則，在此基礎(chǔ)上分析安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)在整體上的變化規(guī)律。

1.2.3 空間自相關(guān)。分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間格局一般需對(duì)研究區(qū)域進(jìn)行空間自相關(guān)分析，可分為全局空間自相關(guān)分析和局部空間自相關(guān)分析[22]。通過計(jì)算全局莫蘭指數(shù)來表征區(qū)域總體的空間關(guān)聯(lián)度和空間差異程度，全局莫蘭指數(shù)統(tǒng)計(jì)量取值介于-1～1之間，絕對(duì)值越趨近于1，表示研究區(qū)域內(nèi)各研究單元的空間相關(guān)性越顯著(顯著正相關(guān)或顯著負(fù)相關(guān))，而其值為0時(shí)表示空間內(nèi)各區(qū)域單元之間空間不相關(guān)；通過計(jì)算局部莫蘭指數(shù)來表征局部區(qū)域空間關(guān)聯(lián)，當(dāng)某一區(qū)域單元的局部莫蘭指數(shù)為正時(shí)，表示該區(qū)域單元是高值被高值包圍(高-高，高值集聚)，或是低值被低值包圍(低-低，低值集聚)；當(dāng)其為負(fù)時(shí)表示區(qū)域單元與周圍單元相異，低值被高值包圍(低-高)，或高值被低值包圍(高-低)。

2 安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)力評(píng)價(jià)及其演變

2.1 評(píng)價(jià)指標(biāo)選取

區(qū)域綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力是一個(gè)綜合性、系統(tǒng)性的概念，指標(biāo)體系應(yīng)由一系列相互聯(lián)系、相互依賴的多個(gè)指標(biāo)構(gòu)成，從而全面、準(zhǔn)確反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力上的差距[23]。

根據(jù)完備性、可比性、代表性、可行性等原則[24]，選取11個(gè)主要的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)：人均GDP(x1)、人均財(cái)政收入(x2)、職工平均工資(x3)、農(nóng)民年人均純收入(x4)、人均工業(yè)增加值(x5)、人均社會(huì)消費(fèi)品總額(x6)、人均固定資產(chǎn)投資(x7)、財(cái)政收入占GDP比重(x8)、第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重(x9)、第二產(chǎn)業(yè)比重(x10)、第三產(chǎn)業(yè)比重(x11)。為了保持評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的一致性，對(duì)安徽省地級(jí)市研究單元和縣市研究單元使用同一指標(biāo)體系。

2.2 安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)力評(píng)價(jià)

利用SPSS軟件對(duì)安徽省各區(qū)域單元選取的指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，提取特征根大于1的主成分，并用KMO測(cè)量取樣適當(dāng)性和Bartlett球形檢定來檢驗(yàn)所選數(shù)據(jù)是否適合做主成分分析，表1，表2分別是安徽省2005—2014年縣市和地級(jí)市的KMO值、Bartlett顯著性概率和提取的特征根大于1的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率。

表1中各個(gè)年份的KMO值均在0.6以上，考慮到樣本數(shù)(2011年前17個(gè)，以后16個(gè))較少，而變量相對(duì)較多(11個(gè)變量指標(biāo))，為保持對(duì)于縣市和地級(jí)市統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的一致性，本研究認(rèn)為地級(jí)市KMO值在0.6以上、Bartlett顯著性概率小于0.005即表示適合做主成分分析。根據(jù)特征根大于1的主成分選取原則，提取的主成分累計(jì)方差貢獻(xiàn)率絕大多數(shù)均在80%以上，表明提取的主成分涵蓋了大部分的信息，能夠較好地說明安徽省地級(jí)市的綜合實(shí)力水平。

表2中，各個(gè)年份的KMO值都>0.7，Bartlett顯著性概率均為0.000，小于0.005，根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為KMO值大于0.7表示適合做主成分分析，且根據(jù)特征根大于1的主成分選取原則，提取的主成分累計(jì)方差貢獻(xiàn)率大多數(shù)均在70%以上，表明提取的主成分涵蓋了大部分信息，能夠較好說明安徽省縣市的綜合實(shí)力水平。

計(jì)算安徽省各年的主成分分量的得分，以各主成分分量的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重，加權(quán)求和得到各縣市、地級(jí)市經(jīng)濟(jì)實(shí)力的綜合指數(shù)。在某一特定年份中，區(qū)域單元的綜合指數(shù)越高，表明該單元在該年中經(jīng)濟(jì)實(shí)力越強(qiáng)，反之越弱。

2.3 安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)力的演變

利用SPSS軟件計(jì)算得到的各區(qū)域單元的綜合指數(shù)反映的是特定年份該區(qū)域單元在整個(gè)安徽省內(nèi)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力水平，會(huì)出現(xiàn)得分值為負(fù)的現(xiàn)象，考慮到需要計(jì)算的變異系數(shù)和基尼系數(shù)，對(duì)所有的區(qū)域得分進(jìn)行變換，使其整體上為正數(shù)，變換后的數(shù)據(jù)只有數(shù)值大小的變化，數(shù)值表示的綜合實(shí)力水平不發(fā)生變化。

2.3.1 地級(jí)尺度。由于地級(jí)區(qū)域單元數(shù)量較少，計(jì)算其全局莫蘭指數(shù)不具備實(shí)際參考意義，地級(jí)區(qū)域單元的差異測(cè)度只考慮變異系數(shù)和基尼系數(shù)。地級(jí)單元間區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異呈現(xiàn)出起伏變化、但總體上保持平穩(wěn)的變化趨勢(shì)(圖1)。變異系數(shù)在近10年來波瀾起伏，整體年際變化不大，水平漸近線大致在0.58左右；基尼系數(shù)曲線輕微起伏，接近一條水平線。變異系數(shù)和基尼系數(shù)基本保持相似的變化趨勢(shì)，即安徽省2005—2014年區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異在地級(jí)尺度上整體呈現(xiàn)出了一種平穩(wěn)的變化趨勢(shì)。

表1 安徽省2005—2014年地級(jí)市主成分分析適當(dāng)性檢定

表2 安徽省2005—2014年縣市主成分分析適當(dāng)性檢定

圖1 安徽省2005—2014年地級(jí)尺度的變異系數(shù)、基尼系數(shù)

2.3.2 縣級(jí)尺度。變異系數(shù)和基尼系數(shù)呈現(xiàn)出整體下降的變化趨勢(shì)(圖2)。變異系數(shù)除2011年有較為明顯的短暫上升外，其他年份均表現(xiàn)出了平穩(wěn)下降的態(tài)勢(shì)；基尼系數(shù)在2011年也有較為明顯的上升，除2013年下降顯著外，其他年份變化不大，考慮到變異系數(shù)和基尼系數(shù)計(jì)算數(shù)值的差異，本研究認(rèn)為變異系數(shù)和基尼系數(shù)10年來基本保持了相同的變化趨勢(shì)。整體上，變異系數(shù)和基尼系數(shù)分別由2005年的0.80，0.37降至2014年的0.60，0.29，變化相對(duì)顯著，表明安徽省10年來區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異在縣級(jí)尺度上呈現(xiàn)出的是一種差異逐漸減小的趨勢(shì)，說明了安徽省10年來雖然在地級(jí)尺度上區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異變化沒有明顯特征，但在更小的縣級(jí)尺度上能夠反映出較為明顯的變化規(guī)律?？h級(jí)尺度上全局莫蘭指數(shù)在2010年之前一直是逐年平穩(wěn)增加的，2010年后開始波動(dòng)起伏(圖2)，峰值出現(xiàn)在2010年且為0.25，其他年份值介于0.03～0.25之間，表明安徽省縣域經(jīng)濟(jì)在空間上具有較為明顯的正相關(guān)性，即綜合實(shí)力較強(qiáng)(或較弱)的縣域經(jīng)濟(jì)單元在一定程度上趨于相鄰集聚，從全局莫蘭指數(shù)10年來的變化情況可以看出安徽省這種空間集聚的趨勢(shì)正在逐年增強(qiáng)，但是從其數(shù)值大小來看，整體上縣域經(jīng)濟(jì)單元的空間集聚效應(yīng)卻并不顯著。

圖2 安徽省2005—2014年縣級(jí)尺度的變異系數(shù)、基尼系數(shù)、莫蘭指數(shù)

2.3.3 比較分析。變異系數(shù)和基尼系數(shù)無論是在地級(jí)尺度還是縣級(jí)尺度上都表現(xiàn)出了極其相似的變化趨勢(shì)，但二者在不同尺度上的變化曲線不盡相同：在地級(jí)尺度上，呈現(xiàn)出的是一種波動(dòng)起伏但總體上趨于平穩(wěn)的變化趨勢(shì)；縣級(jí)尺度呈現(xiàn)的是雖略有起伏但整體緩慢下降的變化趨勢(shì)。① 在2種尺度下變化趨勢(shì)的顯著差異表明尺度對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異現(xiàn)象具有重要影響，在相同的研究時(shí)間截面內(nèi)，即使采用相同的指標(biāo)和測(cè)度方法，計(jì)算結(jié)果也會(huì)因?yàn)槌叨榷霈F(xiàn)較大的差別。通過對(duì)比不同尺度的基尼系數(shù)變化趨勢(shì)曲線，地級(jí)尺度空間差異年際變化不明顯，而縣級(jí)尺度上表現(xiàn)出了相對(duì)顯著的變化情況，說明越小的空間尺度越能揭示區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異格局的空間異質(zhì)性特征。② 在同一尺度下，變異系數(shù)和基尼系數(shù)的數(shù)值差異相對(duì)較大，這是由于二者所表現(xiàn)的內(nèi)涵不盡相同：變異系數(shù)反映的是區(qū)域單元綜合實(shí)力評(píng)價(jià)估值相對(duì)于平均值的變異程度，越高表明變異程度越高；反之越低?？v觀2種尺度下變異系數(shù)值的大小，可以發(fā)現(xiàn)安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異變異程度相對(duì)明顯(變異系數(shù)>0.5)；基尼系數(shù)反映的是區(qū)域單元綜合實(shí)力的整體差異性，值的大小反映的是平均化程度的大小，在2種尺度下，基尼系數(shù)的值均維持在較低的水平(基尼系數(shù)<0.4)，這表明安徽省同一尺度下，盡管區(qū)域單元之間綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力得分的變異程度高，但整體而言相互之間的經(jīng)濟(jì)實(shí)力差距仍保持在一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的范圍內(nèi)。③ 在空間自相關(guān)的測(cè)度上，安徽省縣域經(jīng)濟(jì)的全局空間自相關(guān)呈逐漸上升并趨于穩(wěn)定的變化趨勢(shì)，但總體上全局莫蘭指數(shù)的絕對(duì)值較小，表明空間相關(guān)性并不顯著；全局莫蘭指數(shù)與變異系數(shù)的變化趨勢(shì)不一致，但這二者并不矛盾：變異系數(shù)是一個(gè)與地理位置無關(guān)的數(shù)值，僅僅反映的是數(shù)據(jù)之間的離散程度，而莫蘭指數(shù)的大小與地理位置有關(guān)，從而可以反映數(shù)據(jù)在空間的集中或分散程度[25]?？h級(jí)尺度的全局空間自相關(guān)測(cè)度均通過5%的顯著性檢測(cè)，表明安徽省在縣級(jí)尺度上各區(qū)域單元之間的空間集聚越來越明顯，但整體上集聚效應(yīng)不突出。

3 安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間格局

3.1 安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征

以安徽省縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力得分為縱軸，以縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力得分位序?yàn)闄M軸，對(duì)2005—2014年安徽省縣級(jí)行政單元經(jīng)濟(jì)實(shí)力進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析(表3)。表中各年的曲線擬合的判定系數(shù)均大于0.9，說明安徽省縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r滿足位序-規(guī)模法則。

在位序-規(guī)模法則中，常數(shù)q是反映城市規(guī)模結(jié)構(gòu)的參數(shù)，隨著時(shí)間的推移，q沒有變化，說明該城市體系中各級(jí)規(guī)模城市的增長速度較為一致；如果q值增大，則說明較大城市的增長快于較小城市的增長，區(qū)域內(nèi)城市發(fā)展趨向大型化；反之則說明總體上較小城市的增長快于較大城市，城市規(guī)模分布分散的力量大于集中的力量。整體而言，安徽省10年間縣域經(jīng)濟(jì)位序-規(guī)模擬合曲線q值在最初的幾年變化不大，近2年內(nèi)有逐漸減小的趨勢(shì)，可以看出安徽省縣域經(jīng)濟(jì)在過去10年間多是趨向于各規(guī)模城市平穩(wěn)發(fā)展；縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力的分維值的變化反映的是縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的均衡程度，也可以看出安徽省過去10年主要呈現(xiàn)的是一種均衡發(fā)展的態(tài)勢(shì)。

表3 2005—2014年安徽省縣域經(jīng)濟(jì)位序-規(guī)模分析表

3.2 安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間格局變化

近年來，無論是從省域整體還是區(qū)域單元上，安徽省GDP總量和人均GDP都有了明顯的提升，這是從單一指標(biāo)而言；而10年來人們生產(chǎn)生活消費(fèi)水平明顯提高，起居生活條件顯著改善，安徽省經(jīng)濟(jì)實(shí)力顯著增強(qiáng)已是不爭(zhēng)的事實(shí)。但是，區(qū)域整體經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)并不能掩蓋區(qū)域單元之間經(jīng)濟(jì)實(shí)力的差異，事實(shí)上，安徽省區(qū)域單元之間經(jīng)濟(jì)差異仍然存在，研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異空間格局的演變，從而保持區(qū)域的均衡穩(wěn)定發(fā)展，對(duì)于安徽省這樣一個(gè)發(fā)展相對(duì)落后的省份而言，尤為重要。安徽省地級(jí)市數(shù)量較少，對(duì)于基于地級(jí)尺度的空間差異格局的分析并無實(shí)際意義，所以研究安徽省經(jīng)濟(jì)實(shí)力空間格局主要是從縣級(jí)尺度上。

從安徽省2005，2014年2個(gè)時(shí)間截面的縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力得分散點(diǎn)圖以及10年來的變化(圖3)可以看出：① 10年來，安徽省縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力得分高值聚類(高-高象限)明顯增多，低值聚類(低-低象限)的縣域單元總數(shù)比較穩(wěn)定；2008年以后，散點(diǎn)圖中位于4個(gè)象限內(nèi)的區(qū)域單元數(shù)基本保持穩(wěn)定，從2個(gè)時(shí)間截面的散點(diǎn)圖可以看出，縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力得分與空間滯后向量的線性擬合線斜率由2005年的小于0轉(zhuǎn)化為2014年的大于0，這與前述中計(jì)算的全局莫蘭指數(shù)保持一致，而高-高和低-低象限的區(qū)域總數(shù)占據(jù)了整個(gè)區(qū)域的大部分，說明安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)在縣級(jí)尺度上具有集聚效應(yīng)，且這種集聚效應(yīng)在2008年之前是逐年上升的，2007年之后基本保持穩(wěn)定。② 位于高-低象限和低-高象限的縣市10年間在減少，且減少的數(shù)量與高值聚類增加的數(shù)量保持平衡，說明空間上相鄰的2個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的趨同效應(yīng)比較明顯，較發(fā)達(dá)的區(qū)域單元對(duì)周邊區(qū)域具有輻射作用。③ 位于低-低象限的區(qū)域單元數(shù)10年來基本保持不變，且占據(jù)了接近區(qū)域單元總數(shù)的一半，說明安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后的地區(qū)成為了整個(gè)區(qū)域的主體，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著不均衡現(xiàn)象，部分經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)緩慢的縣市其經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r在10年間沒有明顯的改善，安徽省縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著一定程度的兩極分化。

圖3 安徽省2005—2014年縣域經(jīng)濟(jì)得分散點(diǎn)變化圖

為了進(jìn)一步探索安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異在縣級(jí)尺度上空間格局，繪制出0.05顯著性水平下的2005，2014年縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力Lisa圖(圖4)。10年來，安徽省縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力差異的分布格局特征：① 2005年的高值區(qū)域單元主要是各個(gè)地級(jí)市的市區(qū)，在整個(gè)區(qū)域范圍內(nèi)零星分布，高值集聚區(qū)域主要在皖東南，長江沿線、靠近江蘇的大部分區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r相對(duì)于其他地區(qū)明顯較好；2014年，這種狀況得到了延續(xù)，皖東南相對(duì)于東北部區(qū)域經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)仍然明顯，部分市轄區(qū)如淮南市市轄區(qū)、合肥市市轄區(qū)等對(duì)周邊縣市產(chǎn)生良性影響，帶動(dòng)了鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。② 對(duì)比2005，2014年縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力Lisa圖，低值區(qū)域單元的分布在10年間變化不大，安徽西北部的大部分地區(qū)成為了經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后的集聚區(qū)域，10年間這種差異略有減少，但集聚效應(yīng)明顯增強(qiáng)。③ 在0.05的顯著性水平上，顯著低值集聚區(qū)域單元增多(顯著低-低)，且主要聚集在皖西北的邊界區(qū)域，其他類型(高-高、低-高)的顯著區(qū)域略有增加，說明安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異在10年間進(jìn)一步拉大；空間異質(zhì)性有所減少，但大量低值集聚的狀況沒有得到顯著改善。

3.3 安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間格局變化的動(dòng)因分析

2005年安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)較好的主要是地級(jí)市市轄區(qū)以及皖東南長江沿線的縣市，分布較為零散，優(yōu)勢(shì)區(qū)域尚未對(duì)周邊縣市產(chǎn)生帶動(dòng)作用，這一時(shí)期區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要依靠地理區(qū)位和資源稟賦等，長江沿岸的馬鞍山、蕪湖、銅陵等地，依托便利的水上交通要道，率先建立起經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)；鄰近江蘇和浙江的當(dāng)涂、廣德等地經(jīng)濟(jì)發(fā)展也明顯優(yōu)于皖西北地區(qū)；淮南、淮北等地?fù)碛休^為豐富的礦產(chǎn)資源，黃山更是風(fēng)靡國內(nèi)外的旅游勝地，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相較于其他地區(qū)具有顯著優(yōu)勢(shì)；地級(jí)市市轄區(qū)相對(duì)于普通縣市，工業(yè)基礎(chǔ)與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在差異，一般而言，市轄區(qū)重點(diǎn)、優(yōu)先發(fā)展。

經(jīng)過10年的快速發(fā)展，安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間格局變化顯著，經(jīng)濟(jì)發(fā)展除了資源稟賦、地理區(qū)位等的差異，還與區(qū)域政策有關(guān)。2014年安徽省發(fā)展良好的縣市集中連片，皖東南長江沿線的市轄區(qū)，以及省會(huì)合肥等地對(duì)周圍縣市經(jīng)濟(jì)輻射作用明顯。20世紀(jì)90年代之初，安徽就提出了“開發(fā)皖江，呼應(yīng)浦東”的政策，90年代中后期又有“一線兩點(diǎn)”(“一線”指長江沿線的“馬蕪銅宣”，“兩點(diǎn)”指合肥、黃山兩市)；2005年的“東向發(fā)展，加速融入長三角經(jīng)濟(jì)圈，是安徽省崛起的主軸線”、“中心城市帶動(dòng)戰(zhàn)略”和2006年明確提出構(gòu)建合肥經(jīng)濟(jì)圈、皖江城市帶、“兩淮一蚌”沿淮城市群；2010年國務(wù)院正式批準(zhǔn)《皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)規(guī)劃》確立的“一軸雙核兩翼”的產(chǎn)業(yè)布局，皖江城市帶的空間格局逐步形成。部分區(qū)域的快速持續(xù)發(fā)展固然與地理資源環(huán)境緊密相關(guān)，區(qū)域發(fā)展的政策傾斜也造就了如合肥經(jīng)濟(jì)圈等空間分布格局的出現(xiàn)。

圖4 安徽省2005，2014年縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力顯著性水平Lisa圖

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

安徽省2005—2014年在地級(jí)和縣級(jí)2個(gè)尺度上區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異雖略有起伏，但總體上呈現(xiàn)出的是一種相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)，且近兩三年來有逐漸縮小的趨勢(shì)，各區(qū)域沒有發(fā)生明顯跳躍式發(fā)展的現(xiàn)象；安徽省在縣級(jí)尺度上各個(gè)年份均有不同程度的空間集聚現(xiàn)象。

安徽省縣域經(jīng)濟(jì)10年間的變化可以用位序-規(guī)模法則進(jìn)行擬合分析和縣域單元局部莫蘭指數(shù)的計(jì)算。安徽省10年來整體上各區(qū)域單元呈現(xiàn)出的是一種相對(duì)穩(wěn)定的發(fā)展趨勢(shì)，部分區(qū)域如合肥及其周邊、蕪湖等沿江城市發(fā)展較快；縣級(jí)尺度上具有相當(dāng)程度的空間集聚效應(yīng)，但各區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異仍然存在，且出現(xiàn)了不同程度的兩極分化現(xiàn)象，這說明安徽省今后在保證平穩(wěn)快速發(fā)展的同時(shí)，也要注重區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)穩(wěn)定和均衡發(fā)展。

4.2 討論

本研究從地理區(qū)位、資源稟賦和區(qū)域政策等方面分析了安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異格局變化的原因，10年前，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與自身地理資源環(huán)境緊密相關(guān)，10年后隨著區(qū)域政策的傾斜，自身地理?xiàng)l件并不突出的地區(qū)如合肥等地也進(jìn)入快速發(fā)展階段。實(shí)際上，造成安徽省經(jīng)濟(jì)差異格局變化的原因是多方面的，除卻以上幾種還有自然環(huán)境、歷史因素及其他經(jīng)濟(jì)因素等。

[1] 王少劍,方創(chuàng)琳,王洋,等.廣東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的方向及影響機(jī)制[J].地理研究,2013,32(12):2244-2256.

[2] 曹芳東,黃震方,吳江,等.1990年以來江蘇省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異時(shí)空格局演化及其成因分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2011,31(6):895-902.

[3] 方葉林,黃震方,陳文娣,等.2001—2010年安徽省縣域經(jīng)濟(jì)空間演化[J].地理科學(xué)進(jìn)展,2013,32(5):831-839.

[4] 馬曉熠,裴韜.基于探索性空間數(shù)據(jù)分析方法的北京市區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異[J].地理科學(xué)進(jìn)展,2010,29(12):1555-1561.

[5] 李麗,管衛(wèi)華.改革開放以來江蘇省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異格局演化研究[J].經(jīng)濟(jì)地理,2010,30(10):1605-1611.

[6] 李建豹,白永平,羅君,等.甘肅省縣域經(jīng)濟(jì)差異變動(dòng)的空間分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2011,31(3):390-395.

[7] 余鑫星,宮少穎,吳永興.浙江省縣域經(jīng)濟(jì)差異的空間統(tǒng)計(jì)分析[J].地域研究與開發(fā),2012,31(3):27-32.

[8] 西獻(xiàn)新,王良健.泛珠三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的因素分解[J].地理與地理信息科學(xué),2008,24(5):51-56.

[9] 李恒凱,劉小生,陳優(yōu)良.基于GIS的區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析模型研究及應(yīng)用——以江西省為例[J].地域研究與開發(fā),2011,30(4):141-144.

[10] 蔡安寧,莊立,梁進(jìn)社.江蘇省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異測(cè)度分析——基于基尼系數(shù)分解[J].經(jīng)濟(jì)地理,2011,31(12):1995-2000.

[11] 孟德友,陸玉麒.基于基尼系數(shù)的河南縣域經(jīng)濟(jì)差異產(chǎn)業(yè)分解[J].經(jīng)濟(jì)地理,2011,31(5):799-804.

[12] 李名升,孫虎,韓良,等.吉林省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2006,26(S1):41-44.

[13] 徐建華,魯鳳,蘇方林,等.中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的時(shí)空尺度分析[J].地理研究,2005,24(1):57-68.

[14] 尚正永,張小林,盧曉旭,等.安徽省區(qū)域城市化格局時(shí)空演變研究[J].經(jīng)濟(jì)地理,2011,31(4):584-590.

[15] 楊振山,蔡建明,高曉路.利用探索式空間數(shù)據(jù)解析北京城市空間經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式[J].地理學(xué)報(bào),2009,64(8):945-955.

[16] 李小建,喬家君.20世紀(jì)90年代中國縣際經(jīng)濟(jì)差異的空間分析[J].地理學(xué)報(bào),2001,56(2):136-145.

[17] 陳培陽,朱喜鋼.基于不同尺度的中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異[J].地理學(xué)報(bào),2012,67(8):1085-1097.

[18] 艾少偉,陳肖飛,魏明潔.河南省縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力時(shí)空差異研究[J].地域研究與開發(fā),2012,31(2):32-36.

[19] 許旭,金鳳君,劉鶴.成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)實(shí)力的時(shí)空差異分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2010,30(3):388-392.

[20] 陳培陽,朱喜鋼.福建省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異及其空間格局演化[J].地域研究與開發(fā),2009,28(1):53-57.

[21] 談明洪,呂昌河.以建成區(qū)面積表征的中國城市規(guī)模分布[J].地理學(xué)報(bào),2003,58(2):285-293.

[22] 夏永久,朱喜鋼,儲(chǔ)金龍.安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)格局時(shí)空演變研究[J].地域研究與開發(fā),2012,31(4):41-46.

[23] 薄錫年.河北省縣域經(jīng)濟(jì)綜合競(jìng)爭(zhēng)力研究[D].保定:河北農(nóng)業(yè)大學(xué),2007.

[24] 王強(qiáng),穆久順.縣域經(jīng)濟(jì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系初探[J].邊疆經(jīng)濟(jì)與文化,2004(4):32-35.

[25] 蒲英霞,葛瑩,馬榮華,等.基于ESDA的區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間差異分析——以江蘇省為例[J].地理研究,2005,24(6):965-974.

Analysis of Regional Economical Time-Space Disparities in Anhui Province from 2005 to 2014

Jia Jian1, Ni Jianhua1,2, Yang Zaigui3, Wang Jinyin1, Wang Jiechen1

(1.DepartmentofGeographicInformationScience,NanjingUniversity,Nanjing210023,China; 2.DepartmentofResourcesEnvironmentandTourismManagement,WestAnhuiUniversity,Lu’an237012,China; 3.GuangzhouDLHUrbanandRuralPlanningCo.Ltd.,Guangzhou510080,China)

Although Anhui Province has entered a rapid development stage in recent years, there are still differences between regions. In order to analyze the regional inequality, using multi-index to assess the comprehensive economic strength of Anhui from 2005 to 2014, then utilizingCvand Gini coefficient to estimate its regional inequality, the paper analyzes the evolution of regional inequality in the last decade. Applying rank-size law to analyze the changes of county economy. By means of the method of spatial autocorrelation to expose the spatial distribution of regional inequality, the paper explains the reason in terms of policy guidance and geographical location. The results show that although the regional inequality varied a little in last decade, on the one hand, it maintained a relatively stable status by and large, and it appears narrowing in recently, on the other hand, there is an obvious spatial agglomeration between different regions.

regional inequality; principal component analysis; variable coefficient; Gini coefficient; rank-size law； spatial autocorrelation; Anhui Province

2015-01-15；

2016-03-30

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(41571377)

郟建(1990-)，男，安徽亳州市人，碩士，主要從事GIS分析、應(yīng)用與開發(fā)研究，(E-mail)jiajn@sina.cn。

F127

A

1003-2363(2016)03-0023-05