基于GIS空間分析的汾河流域經(jīng)濟(jì)空間分異分析

楊 偉， 姜曉麗

(1.太原師范學(xué)院地理科學(xué)學(xué)院，山西晉中 030619；2.太原師范學(xué)院城鎮(zhèn)與區(qū)域發(fā)展研究所，山西晉中 030619)

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基于GIS空間分析的汾河流域經(jīng)濟(jì)空間分異分析

楊 偉1， 姜曉麗2

(1.太原師范學(xué)院地理科學(xué)學(xué)院，山西晉中 030619；2.太原師范學(xué)院城鎮(zhèn)與區(qū)域發(fā)展研究所，山西晉中 030619)

以汾河流域各縣域?yàn)檠芯繂卧?，選取1994～2013年研究區(qū)人均GDP數(shù)據(jù)，以GIS空間分析方法為基礎(chǔ)，分別從絕對(duì)差異、相對(duì)差異、空間分異特征等角度對(duì)其20年來(lái)的經(jīng)濟(jì)空間分異態(tài)勢(shì)進(jìn)行分析。結(jié)果表明：汾河流域縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩極分化態(tài)勢(shì)明顯；太原市作為區(qū)域核心，對(duì)周邊縣市的輻射帶動(dòng)作用逐漸減弱；流域中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，以孝義市為核心，依靠資源稟賦以及交通區(qū)位條件等，經(jīng)濟(jì)增速明顯，成為新的高值聚集區(qū)；流域南部缺乏明顯的中心城市，臨汾市作為汾河流域南部人口最為集中的城市，但其經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)較慢，對(duì)周邊縣域的輻射帶動(dòng)能力較弱，作為局部核心城市的作用不顯著。

經(jīng)濟(jì)空間分異；汾河流域；GIS；空間自相關(guān)

區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間分異格局是進(jìn)行區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間開(kāi)發(fā)的重要基礎(chǔ)，但它卻是一個(gè)相對(duì)被忽視的研究領(lǐng)域[1]。區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間分異是區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間差異形成和演變機(jī)制的過(guò)程表征[2]，伴隨著區(qū)域分工和經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)演化的整個(gè)過(guò)程。通過(guò)對(duì)特定區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)進(jìn)行時(shí)空分析，可以較為精確地反映出這一地區(qū)各種人文、社會(huì)、經(jīng)濟(jì)要素的綜合發(fā)展歷程[3]。早期的研究主要集中于對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間組織形式的判定，即區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間分異格局研究，形成了諸多經(jīng)典空間結(jié)構(gòu)模式，主要包括國(guó)外學(xué)者提出的核心-邊緣結(jié)構(gòu)[4]、多核心-邊緣結(jié)構(gòu)[5]、網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)[6]，以及國(guó)內(nèi)學(xué)者提出的點(diǎn)-軸結(jié)構(gòu)[7]、雙核結(jié)構(gòu)[8]、點(diǎn)-軸-面結(jié)構(gòu)[9]和板塊結(jié)構(gòu)[10]。在研究方法上，越來(lái)越多的定量分析手段被用于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異測(cè)度，主要有主成分分析法、聚類分析法、指標(biāo)差異分析法(如標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)等)，Moran指數(shù)[11]、BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)等[12]。此外，GIS空間分析方法也被用來(lái)分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間差異[13]，以探索地理研究對(duì)象的空間關(guān)系并對(duì)空間集聚及空間異常進(jìn)行可視化表達(dá)。

山西是我國(guó)煤炭資源大省，在長(zhǎng)期的發(fā)展過(guò)程中形成了以煤炭資源開(kāi)采、加工為主，工農(nóng)業(yè)聯(lián)系薄弱，城鄉(xiāng)發(fā)展差異較大的區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間格局。汾河被譽(yù)為山西的“母親河”，流域位于山西省中南部，發(fā)揮著承接南北，帶動(dòng)省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用。筆者以汾河流域?yàn)檠芯繉?duì)象，采用定性與定量相結(jié)合的分析方法，從相對(duì)差異、絕對(duì)差異以及空間分異特征等方面對(duì)1994～2013年汾河流域縣域經(jīng)濟(jì)的空間分異特征進(jìn)行探索，探討縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與區(qū)域空間結(jié)構(gòu)調(diào)整的契合點(diǎn)，從而為實(shí)現(xiàn)壯大縣域經(jīng)濟(jì)，縮小城鄉(xiāng)差異，促進(jìn)流域城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的目標(biāo)提供理論支撐。

1　數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1研究區(qū)概況汾河流域地跨山西省中部和西南部，地理坐標(biāo)為110°30′～113°32′E、35°20′～39°00′N。汾河流域面積39 471 km2，約占全省面積的1/4，涉及忻州、太原、晉中、呂梁、臨汾、運(yùn)城、長(zhǎng)治、晉城8個(gè)地級(jí)市，40多個(gè)縣(市、區(qū))，居住人口1 315萬(wàn)，約占全省人口的38.76%。糧食產(chǎn)量占全省的37%，煤炭資源儲(chǔ)量占全省的30%左右，煤炭產(chǎn)量占全省的26.2%，地區(qū)生產(chǎn)總值占全省的50%左右。汾河流域以占全省1/4的面積，支撐著超過(guò)全省1/3的人口，貢獻(xiàn)著占全省近1/2的GDP，同時(shí)也是山西省重要的生態(tài)功能區(qū)、人口密集區(qū)、糧棉主產(chǎn)區(qū)、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)，在山西省的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中占有十分重要的地位。

1.2數(shù)據(jù)來(lái)源選取人均GDP作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)分異評(píng)價(jià)指標(biāo)，人均GDP可以反映人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，能夠比較充分地反映區(qū)域差異的內(nèi)涵，并且容易獲取，數(shù)據(jù)的連續(xù)性、可信性以及完整性較好[14]。該研究數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《山西統(tǒng)計(jì)年鑒》。

參照世界銀行的區(qū)域經(jīng)濟(jì)分類辦法和標(biāo)準(zhǔn)，將觀察年份汾河流域各地區(qū)劃分為4類經(jīng)濟(jì)區(qū)：①經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)，人均GDP低于流域平均值的50%；②經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)，人均GDP為流域平均值的50%～100%；③經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)區(qū)，人均GDP為流域平均值的100%～150%；④經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)，人均GDP高于流域平均值的150%。

1.3研究方法

1.3.1流域經(jīng)濟(jì)絕對(duì)差異評(píng)價(jià)。流域經(jīng)濟(jì)的絕對(duì)差異是指流域內(nèi)不同縣域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的實(shí)際差異，表現(xiàn)為不同縣域經(jīng)濟(jì)數(shù)值之間以及與區(qū)域平均數(shù)值之間存在的差距。它可以反映流域內(nèi)部不同地區(qū)，尤其是發(fā)達(dá)地區(qū)與不發(fā)達(dá)地區(qū)之間的發(fā)展差距，以及流域的平均發(fā)展水平，是流域經(jīng)濟(jì)整體分異情況最直觀最顯著的體現(xiàn)[15]。

該研究選用極差分析和標(biāo)準(zhǔn)差分析來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)流域經(jīng)濟(jì)絕對(duì)差異的分析，前者用于測(cè)算區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高與最低間的差異；后者則用于測(cè)算流域內(nèi)各個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與區(qū)域平均值的離散水平，計(jì)算公式為：

R=Ymax-Ymin

(1)

式中，R為極差；Ymax為經(jīng)濟(jì)水平最高區(qū)域人均GDP；Ymin為經(jīng)濟(jì)水平最低區(qū)域人均GDP。

(2)

1.3.2流域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異評(píng)價(jià)。相對(duì)差異表現(xiàn)為相對(duì)于流域平均水平而言不同縣域經(jīng)濟(jì)的分異程度，它反映流域內(nèi)部各個(gè)地區(qū)之間的貧富差異的大小程度，以及各個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在區(qū)域中所處的地位，是區(qū)域內(nèi)部分異情況的體現(xiàn)[16]。這里選取變異系數(shù)以及洛倫茨曲線對(duì)流域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異進(jìn)行分析。

變異系數(shù)又稱離散系數(shù)，是標(biāo)準(zhǔn)差和均值的比值，反映單位均值上的離散程度，計(jì)算公式為：

(3)

洛倫茨曲線用于顯示流域人均GDP分布的集中或離散程度，反映流域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異。此外，它還可以反映各縣域在區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異變化中的貢獻(xiàn)，展示區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的空間特性[17]。洛倫茨曲線橫軸表示按人均GDP由小到大排列的縣域個(gè)數(shù)累積百分比，縱軸表示與縣域排列對(duì)應(yīng)的各縣域的累積百分比。

1.3.3空間自相關(guān)分析。采用全局Moran’sI指數(shù)和局部Moran’sI指數(shù)進(jìn)行空間自相關(guān)分析，通過(guò)對(duì)流域經(jīng)濟(jì)空間分布格局的描述與可視化，發(fā)現(xiàn)空間集聚和空間異常，揭示研究對(duì)象之間的空間相互作用機(jī)制[18]。全局Moran’sI指數(shù)取值范圍為[-1，1]，當(dāng)其為正時(shí)，表示該屬性在空間分布上具有同質(zhì)(即高值與高值或低值與低值)積聚特征；當(dāng)其顯著為負(fù)時(shí)，該屬性在空間分布上具有異質(zhì)(即高值與低值)積聚的特征；當(dāng)其趨近于0時(shí)，表示該屬性的空間不相關(guān)特征顯著。Moran’sI計(jì)算公式如下：

(4)

2　結(jié)果與分析

1994和2013年汾河流域經(jīng)濟(jì)區(qū)空間分布見(jiàn)圖1。由圖1可以看出，汾河流域整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后，流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)占主要地位，無(wú)論是1994年還是2013年，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)所占比重均超過(guò)流域所轄縣域的半數(shù)以上。與1994年相比，流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)數(shù)量有所減少，由1994年的13個(gè)縣市減少到2013年的8個(gè)縣市，其中部分縣市發(fā)展緩慢，始終為經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)，如靜樂(lè)、嵐縣等。此外，流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)縣市個(gè)數(shù)略有增加，由1994年的2個(gè)增加到2013年的6個(gè)，其中流域中部部分縣市發(fā)展迅速，如孝義市、靈石縣等，特別是孝義市，已躋身全國(guó)百?gòu)?qiáng)縣的行列。在過(guò)去的20年中，汾河流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有了較大的提高，人均GDP由1994年的3 319元增加到2013年的36 324元，但流域整體仍以經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)占主體地位，部分縣市經(jīng)濟(jì)發(fā)展后勁不足，流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)差異仍較為明顯。

2.1汾河流域經(jīng)濟(jì)絕對(duì)差異分析1994～2013年汾河流域人均GDP標(biāo)準(zhǔn)差及極差變化情況見(jiàn)圖2。由圖2可以看出，1994～2013年用標(biāo)準(zhǔn)差和極差測(cè)算的汾河流域經(jīng)濟(jì)絕對(duì)差異整體上呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢(shì)，除去2000年略有下降之外，其余年份均呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。汾河流域經(jīng)濟(jì)絕對(duì)差異變化過(guò)程可以大致劃分為兩個(gè)階段，1994～2002年的緩慢增長(zhǎng)階段，即各縣域經(jīng)濟(jì)差異較小，經(jīng)濟(jì)空間分異特征不明顯；以及2002～2013年的快速增長(zhǎng)階段，即各縣域經(jīng)濟(jì)差異逐漸拉大，經(jīng)濟(jì)空間分異特征越來(lái)越明顯。

2.2汾河流域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異分析1994～2013年汾河流域人均GDP變異系數(shù)變化情況見(jiàn)圖3。由圖3可知，1994～2013年用變異系數(shù)測(cè)算的汾河流域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異呈現(xiàn)出波動(dòng)狀態(tài)，變異系數(shù)最小值出現(xiàn)于2004年，流域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異較小。在2006和2008年出現(xiàn)連續(xù)兩年的增長(zhǎng)，并在2008年出現(xiàn)變異系數(shù)最大值，流域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異出現(xiàn)擴(kuò)大趨勢(shì)。但在之后的2010及2013年，變異系數(shù)又連續(xù)下降，流域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異減小。

1994～2013年汾河流域各縣域人均GDP變異系數(shù)及洛倫茲曲線變化情況見(jiàn)表1。由表1可知，在變異系數(shù)增大的年份(1998、2002、2006、2008年)，洛倫茨曲線多表現(xiàn)為偏離45°對(duì)角線，區(qū)域趨于不均衡，其中只有2002年雖然變異系數(shù)增大，但曲線變化并不明顯，主要是由于曲線整體均發(fā)生變化。而變異系數(shù)減小的年份(1996、2000、2004、2010、2013年)，洛倫茨曲線均整體或部分表現(xiàn)為靠近45 °對(duì)角線，區(qū)域更趨向于均衡發(fā)展。在研究時(shí)段內(nèi)，1998年曲線中下段發(fā)生較明顯偏離，說(shuō)明流域的不均衡主要是由人均GDP較高的縣域造成的，它們的發(fā)展速度明顯快于其他地區(qū)(比重增長(zhǎng)，造成人均GDP較低縣域的比重降低，進(jìn)而多個(gè)人均GDP較低縣域的累積值占總數(shù)百分比降低)，而2006年表現(xiàn)出中上段發(fā)生明顯偏離的現(xiàn)象，表明在該年份內(nèi)流域內(nèi)的不均衡主要是由人均GDP較低的縣域造成的，其發(fā)展速度明顯慢于其他地區(qū)。

圖1　1994和2013年汾河流域經(jīng)濟(jì)區(qū)空間分布Fig.1　The spatial distribution of economic zone in Fen River valley in 1994 and 2013

圖2　1994～2013年汾河流域人均GDP標(biāo)準(zhǔn)差及極差變化情況Fig.2　Standard deviation and range changes of GDP per capita in Fen River valley during 1994-2013

圖3　1994～2013年汾河流域人均GDP變異系數(shù)變化情況Fig.3　CV changes of GDP per capita in Fen River valley during 1994-2013

由于曲線較多，不能一一列出，選取研究時(shí)段的起始和終結(jié)年份1994和2013年，以及研究時(shí)段內(nèi)變化較大的年份2008年作為對(duì)比，結(jié)果見(jiàn)圖4。從圖4可以看出，汾河流域縣域經(jīng)濟(jì)洛倫茨曲線存在較大的彎曲程度，區(qū)域發(fā)展不均衡現(xiàn)象較為明顯。較之1994年，2008年彎曲程度發(fā)生較大幅度偏離，表明在這個(gè)時(shí)間段內(nèi)汾河流域經(jīng)濟(jì)空間分異程度不斷加大，財(cái)富向更發(fā)達(dá)地區(qū)集中。而到2013年，曲線彎曲程度又逐漸較小，汾河流域在經(jīng)濟(jì)總量不斷增加的同時(shí)，區(qū)域間發(fā)展更趨向于均衡發(fā)展。

2.3汾河流域經(jīng)濟(jì)空間分異特征分析

2.3.1整體空間分異特征。通過(guò)計(jì)算汾河流域各縣市的Moran’s I指數(shù)來(lái)分析1994和2013年流域縣域經(jīng)濟(jì)的地理空間集聚情況。1994年Moran’s I值為0.31，且P值小于0.01，表明該年份內(nèi)汾河流域經(jīng)濟(jì)水平相近縣域的空間集聚特征明顯，即經(jīng)濟(jì)水平高的縣域和經(jīng)濟(jì)水平低的縣域各自具有顯著的空間集聚特征。2010年Moran’s I值為0.07，P值大于0.1，表面經(jīng)濟(jì)水平相近縣域的空間集聚特征不顯著，呈隨機(jī)分布的特征。

表11994～2013年汾河流域各縣域人均GDP變異系數(shù)及洛倫茨曲線變化情況

Table 1CV and Lorenz curve changes of GDP per capita in Fen River valley during 1994-2013

年份Year變異系數(shù)變化ChangeofCV數(shù)值Numericalvalue趨勢(shì)Trend洛倫茨曲線變化ChangeofLorenzcurve中上端Middleupperend中下端Middlelowerend1994————————————1996-0.0454--靠近———19980.0499++———偏離2000-0.0225-靠近———20020.0124+——————2004-0.0620--靠近———20060.0917++偏離———20080.0177+偏離偏離2010-0.0467--靠近靠近2013-0.0491--靠近靠近

注：表中，“變異系數(shù)變化”一列，“+”表示概念的變異系數(shù)比上一年變大，“-”則表示變小，“+ +”或“- -”表示變化較為明顯。“洛倫茨曲線變化”一列，“——”表示變化不明顯，“靠近”表示曲線比上一年更靠近45°對(duì)角線，亦即更趨于均衡；“偏離”表示曲線比上一年更偏離45°對(duì)角線，亦即更遠(yuǎn)離均衡。

Note：In the column of “change of CV”,+ stands for CV is bigger than the previous year,- stands for CV becomes smaller,++ or -- indicates the change is obvious.In the column of “change of Lorenz curve”,—— stands for the change is not obvious,“close to” stands for the curve is closer to the 45 degree diagonal line than the previous year,namely tends to be more balanced; “deviate” stands for the curve is more deviation to the 45 degree diagonal line than the previous year.

圖4　1994、2008、2013年汾河流域縣域經(jīng)濟(jì)洛倫茨曲線Fig.4　Lorenz curve of county-level economy in Fen River valley in 1994,2008,2013

2.3.2局部空間分異特征。1994和2013年汾河流域經(jīng)濟(jì)空間分異特征見(jiàn)圖5。從圖5可以看出，1994年“高高”(HH)類型包括太原市、古交市、晉中市以及清徐縣，“低低”(LL)類型包括靜樂(lè)縣和嵐縣。表面在汾河流域以省域中心城市太原為核心，包含周邊各縣市的經(jīng)濟(jì)水平較高的縣域集聚區(qū)。在這一時(shí)期，太原作為區(qū)域核心城市，通過(guò)與周邊區(qū)域的合作，對(duì)周邊縣域產(chǎn)生較強(qiáng)經(jīng)濟(jì)輻射和帶動(dòng)作用，并形成共同發(fā)展的良好局面。而在流域北部，由于區(qū)位條件和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)等因素的影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，形成經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后區(qū)域。其他縣市經(jīng)濟(jì)的空間極化特征不顯著。而到2013年，“高高”類型城市為孝義市和靈石縣，“低低”類型城市沒(méi)有變化。表明在過(guò)去的20年中，流域中部孝義市和靈石縣發(fā)展速度較快，經(jīng)濟(jì)水平高于周邊縣市。其他縣市空間極化特征不明顯。縣域經(jīng)濟(jì)局部空間分異特征的變化表明，由于汾河流域各縣域的發(fā)展基礎(chǔ)、速度和態(tài)勢(shì)的不同，縣域經(jīng)濟(jì)的空間極化特征有所弱化，相鄰縣域經(jīng)濟(jì)水平的極度同質(zhì)和異質(zhì)特性正逐漸減弱，加之流域內(nèi)縣域經(jīng)濟(jì)多依靠資源來(lái)發(fā)展的特有情況，縣域經(jīng)濟(jì)越來(lái)越趨向參差不齊的隨機(jī)分布狀態(tài)。

圖5　1994和2013年汾河流域經(jīng)濟(jì)空間局部分異特征Fig.5　Economic spatial dissimilarity characteristics of Fen River valley in 1994 and 2013

3　結(jié)論

以汾河流域?yàn)檠芯繉?duì)象，基于GIS空間分析方法，分別從絕對(duì)差異、相對(duì)差異以及空間分異特征等方面對(duì)其經(jīng)濟(jì)空間分異變化特征進(jìn)行了分析，得出以下結(jié)論：①汾河流域縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩極分化態(tài)勢(shì)明顯，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)與經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)所占比重雖較少，但二者之間的差距在逐漸擴(kuò)大。②太原市作為區(qū)域核心，對(duì)周邊縣市的輻射帶動(dòng)作用逐漸減弱。1994年以太原市為核心形成縣域經(jīng)濟(jì)的高值聚集區(qū)，而到2013年這一區(qū)域消失，且古交市由1994年的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)退化為2013年的經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)，晉中市及清徐縣則由1994年的經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)區(qū)變?yōu)?013年的經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)。③流域中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，以孝義市為核心，依靠資源稟賦以及交通區(qū)位條件等，經(jīng)濟(jì)增速明顯，成為新的高值聚集區(qū)。④流域南部缺乏明顯的中心城市，臨汾市作為汾河流域南部人口最為集中的城市，但其經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)較慢，對(duì)周邊縣域的輻射帶動(dòng)能力較弱，作為局部核心城市的作用不顯著。

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Analysis on Spatial Differentiation of Economy in Fen River Valley Based on GIS

YANG Wei1,JIANG Xiao-li2

(1.School of Geography Science,Taiyuan Normal University,Jinzhong,Shanxi 030619; 2.Institute of Urban and District Development,Taiyuan Normal University,Jinzhong,Shanxi 030619)

With counties of Fen River valley as the study area,selecting GDP per capita during 1994-2013,based on GIS spatial analysis method,economic spatial differentiation in recent 20 years were analyzed from perspectives of absolute difference,relative difference,spatial differentiation characteristics.The results showed that：the phenomenon of polarization is obvious in economic development of counties in Fen River valley; as the core of the region,the radiation and driving function of Taiyuan to neighboring county has been weakened gradually; the speed of economic development in middle part of Fen River valley is faster,depend on its endowment of resources and specific geographic position,the economic growth is apparent and become the new high value accumulation area; the south part of Fen River valley is short of core city,as the most population concentrated city in this area,the economic growth of Linfen is relatively slow,and lack the radiation and driving function to neighboring area,and can not play the role of core city in this area.

Economic spatial dissimilarity; Fen River valley; GIS; Spatial autocorrelation

山西省高等學(xué)校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地項(xiàng)目(2015333)；山西省高等學(xué)校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究一般項(xiàng)目(2016261)。

楊偉(1984- )，男，山西太原人，講師，博士，從事城市與區(qū)域發(fā)展研究。

2016-06-17

S-9

A

0517-6611(2016)21-196-05