中國(guó)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展差異的解釋
——基于Shapley值分解方法

吳 靜 ，白中科，2，3

（1.中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（北京）土地科學(xué)技術(shù)學(xué)院，北京 100083；2.自然資源部土地整治重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，北京 100035；3.自然資源部礦區(qū)生態(tài)修復(fù)工程技術(shù)創(chuàng)新中心，北京 100083）

1 引言

資源型城市作為中國(guó)特殊的城市類型，其豐富的資源使其在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面與普通城市存在差異，尤其是在影響城市城鎮(zhèn)化發(fā)展的主導(dǎo)因素和區(qū)域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平上與普通城市存在較大的差別，主要表現(xiàn)為：（1）資源稟賦是影響資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展的主導(dǎo)因素。總體來(lái)看，影響城鎮(zhèn)化水平差異的因素包括地理區(qū)位、交通路網(wǎng)、政策支持、產(chǎn)業(yè)布局等[1]。除上述普適性的影響因素外，資源型城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展還受制于資源，包括資源儲(chǔ)量和資源產(chǎn)品市場(chǎng)等[2]。資源型城市的人口規(guī)模受資源開(kāi)采和資源產(chǎn)業(yè)的興衰影響，如日本資源型城市Yubari因煤炭資源豐富而聞名于世，1960年當(dāng)?shù)厝丝谝?guī)模達(dá)到116 908人，但隨著資源枯竭，煤礦企業(yè)關(guān)閉，1990年90%的人口外流[3]。同時(shí)也有研究表明，資源產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格上漲能夠帶動(dòng)當(dāng)?shù)厝丝诤徒?jīng)濟(jì)的發(fā)展，故資源產(chǎn)品市場(chǎng)環(huán)境也影響著資源型城市城鎮(zhèn)化的發(fā)展[4-5]。（2）東北地區(qū)資源型城市①文中出現(xiàn)的四大區(qū)域的資源型城市指：東北地區(qū)為黑龍江、吉林、遼寧；東部地區(qū)為河北、浙江、福建、山東、廣東、江蘇；中部地區(qū)為山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)為內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、新疆、寧夏省（自治區(qū)）內(nèi)的地級(jí)市資源型城市。的城鎮(zhèn)化水平高于全國(guó)及其他地區(qū)資源型城市的城鎮(zhèn)化水平，而東部地區(qū)普通城市②2017年全國(guó)地級(jí)層面行政區(qū)劃334個(gè)，本文表述的普通城市是除盟、自治區(qū)、地區(qū)以及資源型城市后剩下的地級(jí)市。城鎮(zhèn)化水平最高，截至2017年，全國(guó)、東北、東部、中部和西部地區(qū)資源型城市城鎮(zhèn)化率分別為58.52%、61.85%、57.97%、55.16%和51.22%，可見(jiàn)東北地區(qū)最高；而普通城市四大區(qū)域的城鎮(zhèn)化率分別為56.53%、64.38%、55.29%和51.08%，即東部地區(qū)遠(yuǎn)高于全國(guó)及其他地區(qū)。

全國(guó)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展的差異化，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)諸多不利的影響。一是由于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互影響，城鎮(zhèn)化水平的失衡會(huì)加劇區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的失衡；二是城鎮(zhèn)化與工業(yè)化發(fā)展相互影響，城鎮(zhèn)化水平的差異化會(huì)拉大地區(qū)間收入水平，影響全面建成小康社會(huì)的大計(jì)。產(chǎn)生這種差異化的原因是多方面的，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、生態(tài)環(huán)境等[6]，而伴隨著經(jīng)濟(jì)體制改革、工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及發(fā)展大環(huán)境的變化，各影響因素對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化水平影響的貢獻(xiàn)度如何？

目前，研究城鎮(zhèn)化水平差異的文獻(xiàn)較多，但對(duì)差異的解釋及其貢獻(xiàn)度的文獻(xiàn)較少，而其中以資源型城市為研究對(duì)象的文獻(xiàn)更少。在研究城鎮(zhèn)化水平差異及其影響因素方面，尺度上涵蓋了區(qū)域、省級(jí)、市級(jí)和縣域尺度，方法上包括直接描述法、變異系數(shù)、泰爾指數(shù)法、空間分析法、綜合評(píng)價(jià)法、各種計(jì)量模型等，內(nèi)容上側(cè)重于考察區(qū)域空間城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系[7-12]。在對(duì)差異的解釋及其貢獻(xiàn)度方面，周一星、許學(xué)強(qiáng)等從自然條件、工業(yè)布局、政府政策、經(jīng)濟(jì)水平等角度解釋了中國(guó)地域、省域城鎮(zhèn)化程度差異[13-14]。劉盛和等通過(guò)區(qū)位商的變化來(lái)衡量城鎮(zhèn)化水平的省際差異[15]。王志寶等通過(guò)以城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)指數(shù)和城鎮(zhèn)人口的相對(duì)增長(zhǎng)指數(shù)為變量構(gòu)建人口城鎮(zhèn)化貢獻(xiàn)模型，并從這兩方面的貢獻(xiàn)率來(lái)分析省級(jí)行政單元的城鎮(zhèn)化差異[16]。姚東基于空間面板數(shù)據(jù)，采用夏普利值分解方法對(duì)影響區(qū)域城鎮(zhèn)化的影響因素進(jìn)行排序[17]。周靖祥運(yùn)用泰爾指數(shù)的分解中組間和組內(nèi)差距來(lái)分析省內(nèi)和省際對(duì)城鎮(zhèn)化差異的貢獻(xiàn)率[18]。本文借鑒前人的研究，以新型城鎮(zhèn)化理念為指導(dǎo)，基于選取資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要影響因素所構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建回歸模型，運(yùn)用Shapley值分析方法對(duì)影響資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的差異化的因素進(jìn)行分解，得到各影響因素對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的貢獻(xiàn)度。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、研究方法和變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

《全國(guó)資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013—2020年）》公布了262個(gè)資源型城市，其中地級(jí)市資源型城市126個(gè)。由于資源型城市設(shè)市時(shí)間不一，且經(jīng)歷了多次行政區(qū)劃調(diào)整，包括兼并與重組，資源型城市中最晚設(shè)立為地級(jí)市的時(shí)間為2002年，故本文將時(shí)間節(jié)點(diǎn)設(shè)定為2003—2017年。另外由于部分地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重（如大興安嶺地區(qū)、海西州等），故將這樣的樣本剔除，由此得到115個(gè)地級(jí)市資源型城市樣本，共1 725個(gè)觀測(cè)值。本文數(shù)據(jù)均來(lái)源于2004—2018年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，資源型城市所在各省、市、自治州統(tǒng)計(jì)年鑒作補(bǔ)充，選取的部分變量值由筆者計(jì)算得來(lái)。

2.2 研究方法

本文采用基于回歸方程的Shapley值分解方法，對(duì)三個(gè)不平等指標(biāo)Gini系數(shù)、對(duì)數(shù)離差均值（GE0）和泰爾指數(shù)（GE1）進(jìn)行分解，并以三者的算術(shù)平均值表示各影響因素對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化水平的最終貢獻(xiàn)度。

2.2.1 基于回歸方程的Shapley值分解

Shapley值分解研究來(lái)源于Shorrocks的自然分解理論，是在合作博弈論的理論基礎(chǔ)上，衡量決定因素對(duì)目標(biāo)變量的貢獻(xiàn)[19-20]?；貧w方程是建立決定因素和目標(biāo)變量間的數(shù)量關(guān)系，萬(wàn)廣華[21]將二者有機(jī)的結(jié)合起來(lái)，以中國(guó)農(nóng)村收入差異為實(shí)例，對(duì)農(nóng)村區(qū)域差異進(jìn)行了分解，以回歸方程為基礎(chǔ)的夏普利值分解通用框架是假定Y=F（X，U）為一個(gè)回歸模型，其中，Y是因變量（根據(jù)研究目的確定），X是影響的因素，U是殘差項(xiàng)，那么Y可以表示為：

式（1）中：α+是確定部分，表示因不同變量而產(chǎn)生的結(jié)果（如當(dāng)Y表示收入時(shí)，則表示不同因素影響下產(chǎn)生的收入流）。

在上述回歸方程的基礎(chǔ)上，采用Shorrocks的方法去除某一變量，如果不平等程度因此而上升（下降），那么這個(gè)變量就產(chǎn)生了一個(gè)負(fù)（正）的貢獻(xiàn)，該變量即為降低（增加）不平等的因素。通過(guò)該方法可以將不平等度量指標(biāo)分解成每個(gè)自變量的貢獻(xiàn)、殘差項(xiàng)的貢獻(xiàn)和常數(shù)項(xiàng)的貢獻(xiàn)[22]。

2.2.2 Gini系數(shù)

Gini系數(shù)是目前國(guó)內(nèi)外使用最多的用于解釋區(qū)域發(fā)展不平衡的相對(duì)指標(biāo)[22]，具體計(jì)算公式如下：

式（2）中：n為地區(qū)數(shù)量；xi和xj分別為地區(qū)i和j的城鎮(zhèn)化水平；μ為城鎮(zhèn)化水平的均值。

2.2.3 廣義熵指數(shù)

廣義熵指數(shù)（Generalized Entropy, GE）由THEIL于1967年利用信息理論中的熵概念計(jì)算收入不平等而提出并在1972年對(duì)其擴(kuò)展[21，23-24]。根據(jù)厭惡不平等的程序不同，可以分為對(duì)數(shù)離差均值（GE0）和泰爾指數(shù)（GE1），表達(dá)式如下：

式（3）—式（4）中：n、xi、μ的含義與Gini系數(shù)公式中的相同；fi表示i地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)量占全國(guó)城鎮(zhèn)人口數(shù)量的比重。

2.3 變量選取及綜合測(cè)度

資源型城市是快速工業(yè)化的結(jié)果，其城鎮(zhèn)化發(fā)展過(guò)程具有資源主導(dǎo)性、高速低質(zhì)性[25]。新型城鎮(zhèn)化以人為本為發(fā)展目標(biāo)，要求城鎮(zhèn)化進(jìn)程中人口、土地、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等關(guān)鍵要素保持協(xié)同，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)崗位、資源環(huán)境本底條件等保持一致[26-29]。鑒于此，以數(shù)據(jù)的可獲取性為原則，本文結(jié)合前人的研究[30-39]，從經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、產(chǎn)業(yè)、空間、公共服務(wù)和生態(tài)環(huán)境6個(gè)方面入手，選取影響資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展的因素。

（1）經(jīng)濟(jì)因素。人均GDP避免了人口規(guī)模的影響，因此采用人均GDP指標(biāo)來(lái)反映資源型城市的綜合經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（2）社會(huì)因素。非農(nóng)就業(yè)崗位為人口轉(zhuǎn)移提供了橋梁，由于隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，新增城鎮(zhèn)人口就業(yè)越來(lái)越依賴于第三產(chǎn)業(yè)，因此選第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)來(lái)表示。

（3）產(chǎn)業(yè)因素。第二、三產(chǎn)業(yè)GDP反映城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，分別用第二、三產(chǎn)業(yè)增加值比GDP表示。

（4）空間因素。用人均道路面積、人口密度表示資源型城市空間發(fā)展形態(tài)。

（5）公共服務(wù)因素。資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展具有濃重的政府主導(dǎo)色彩，用各城市財(cái)政支出除以當(dāng)年GDP表示政府對(duì)城市建設(shè)等公共服務(wù)方面的投入。

（6）生態(tài)環(huán)境因素。SO2是資源型產(chǎn)業(yè)排放的主要的污染物，用工業(yè)SO2排放量反應(yīng)資源型城市生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。

3 基于面板數(shù)據(jù)的資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展模型估計(jì)

3.1 模型設(shè)定與統(tǒng)計(jì)描述

為減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性，對(duì)采用絕對(duì)數(shù)的變量取對(duì)數(shù)，并設(shè)定半對(duì)數(shù)模型如下：

式（5）中：i表示第i個(gè)地級(jí)市資源型城市，t表示年份，j表示第j個(gè)變量；β表示不同影響因素的系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。對(duì)于個(gè)別年份的缺失數(shù)據(jù)，本文利用stata.15進(jìn)行多重補(bǔ)漏，表1是各變量的描述統(tǒng)計(jì)。

3.2 模型估計(jì)檢驗(yàn)

通過(guò)F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健Hausman檢驗(yàn)來(lái)確定估計(jì)方法，各檢驗(yàn)結(jié)果如表2?？梢钥闯?，F(xiàn)檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)均顯示拒絕原假設(shè)，F(xiàn)檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)的結(jié)果表明存在個(gè)體效應(yīng),說(shuō)明固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于OLS模型。Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果表明應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。由于本文采用了截面數(shù)量遠(yuǎn)大于時(shí)間序列的短面板數(shù)據(jù)，因此可能存在同期截面相關(guān)和組間異方差問(wèn)題，所以采用Pesaran檢驗(yàn)進(jìn)行同期截面相關(guān)檢驗(yàn)，采用GREENE提出的修正的Wald統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)異方差，結(jié)果如表3。

3.3 回歸結(jié)果與分析

為消除截面相關(guān)和異方差的影響，本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)校正標(biāo)準(zhǔn)誤PCSE（Panel Corrected Standard Errors）進(jìn)修修正，修正回歸結(jié)果與固定效應(yīng)回歸結(jié)果如表4。

根據(jù)上表，各變量對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展均在1%顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、產(chǎn)業(yè)、空間、公共服務(wù)、生態(tài)環(huán)境均對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化的發(fā)展具有影響，但影響的方向與程度各不相同。其中，lnc3、lnpgdp、gdp2、gdp3、cz、lnpd和lnpr的提高對(duì)城鎮(zhèn)化水平發(fā)展具有顯著的正向影響，生態(tài)環(huán)境對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展影響為負(fù)。

表1 描述統(tǒng)計(jì)Tab.1 Descriptive statistics

表2 模型檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Test results of model

表3 截面相關(guān)和異方差檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Test results of cross-sectional correlation and heteroscedasticity

表4 PCSE修正后的估計(jì)結(jié)果Tab.4 Estimation results of PCSE modification

4 基于Shapley值的資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展差異分解

基于以上回歸分析進(jìn)行Shapley值分解，分解結(jié)果如表5。

無(wú)論從單個(gè)因素貢獻(xiàn)排序還是看其均值，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重是造成資源型城市城鎮(zhèn)化水平差異的最重要因素，2003—2017年其貢獻(xiàn)率排名居第一位，平均貢獻(xiàn)率達(dá)到97.79%?！笆濉庇?jì)劃提出“對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)進(jìn)行戰(zhàn)略性調(diào)整，加快工業(yè)改組改造和結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，大力發(fā)展服務(wù)業(yè)”，經(jīng)過(guò)多年的努力，已有研究表明，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)化的拉動(dòng)能力逐步增強(qiáng)[40]，且隨著供給側(cè)改革不斷深入，使第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占比上升，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，盤活資源型城市發(fā)展，而這樣的改革是漸進(jìn)的過(guò)程，優(yōu)先改革的試點(diǎn)區(qū)域必然與后改革的區(qū)域形成差異，結(jié)果是拉開(kāi)了資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展差異的第二大貢獻(xiàn)因素是財(cái)政支出占GDP比重，2003—2017年三個(gè)指數(shù)均排名第二，平均貢獻(xiàn)率為13.71%。中國(guó)資源型城市在傳統(tǒng)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下發(fā)展而來(lái)，長(zhǎng)期以來(lái)受制于制度、技術(shù)等的影響，轉(zhuǎn)型難度大。經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)改革背景下，資源型城市難以適應(yīng)市場(chǎng)發(fā)展新要求，加之全球資源產(chǎn)品市場(chǎng)不景氣，導(dǎo)致資源型企業(yè)效益下降，故政府對(duì)資源型城市的財(cái)政支出對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展起到了重要的作用。資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展差異的第三大貢獻(xiàn)因素是人口密度，平均貢獻(xiàn)率為0.51%。排名第四位的是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)崗位，平均貢獻(xiàn)率為0.24%。處于第五位的是人均擁有道路面積，平均貢獻(xiàn)率為0.03%。人口密度的上升能夠在空間上產(chǎn)生集聚效應(yīng)從而吸引勞動(dòng)力、企業(yè)進(jìn)入，增加非農(nóng)就業(yè)崗位，增強(qiáng)城市對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的吸納能力，有利于資源型城市城鎮(zhèn)化的發(fā)展。人均擁有道路面積反應(yīng)資源型城市基礎(chǔ)設(shè)施供給情況，長(zhǎng)期以來(lái)，資源型城市的基礎(chǔ)設(shè)施一直相對(duì)薄弱，是阻礙資源型城市轉(zhuǎn)型發(fā)展的難題之一，因此，改善基礎(chǔ)設(shè)施能夠促進(jìn)資源型城市城鎮(zhèn)化。

另外，工業(yè)二氧化硫排放量、人均GDP和第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化水平差異的相對(duì)貢獻(xiàn)率均值為負(fù)，即為縮小差距的力量。由表4可以看出，工業(yè)二氧化硫排放量與資源型城市城鎮(zhèn)化呈反向發(fā)展，工業(yè)二氧化硫排放量表征了資源型城市的生態(tài)環(huán)境，即生態(tài)環(huán)境越差，越不適宜生產(chǎn)生活，城鎮(zhèn)化發(fā)展受到影響，而通過(guò)控制污染物的排放量，能夠刺激城鎮(zhèn)化發(fā)展，縮小資源型城市城鎮(zhèn)化水平發(fā)展差距。人均GDP和第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重與資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展呈顯著正相關(guān)關(guān)系。人均GDP表征區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，隨著市場(chǎng)化改革深入，城市群戰(zhàn)略的實(shí)施，有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化，促進(jìn)城鎮(zhèn)化平衡發(fā)展，縮小城鎮(zhèn)化差異。從資源型城市的內(nèi)涵出發(fā)，第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重代表著資源型城市與非資源型城市最主要的區(qū)別所在，而不同的資源類型又使各資源型城市間的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)不同。需要指出的是，盡管第三產(chǎn)業(yè)的驅(qū)動(dòng)作用已經(jīng)超過(guò)第二產(chǎn)業(yè)，但對(duì)于中西部區(qū)位較差的資源型城市，工業(yè)仍然是實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展的核心驅(qū)動(dòng)力[25]，并以此來(lái)縮小區(qū)域間城鎮(zhèn)化差距。

表5 資源型城市城鎮(zhèn)化水平差異的夏普利值的分解Tab.5 Shapley decomposition results of the urbanization of resource-based cities

5 結(jié)論與討論

本文利用2003—2017年地級(jí)市資源型城市面板數(shù)據(jù)，以新型城鎮(zhèn)化理念為指導(dǎo)，考慮了影響資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、產(chǎn)業(yè)、空間、公共服務(wù)和生態(tài)環(huán)境6個(gè)方面的影響因素，構(gòu)建了固定效應(yīng)模型，并以此為基礎(chǔ)用Shapley值分解法對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展差異進(jìn)行了分解，量化了各因素對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展影響的貢獻(xiàn)度，綜合上述分析，得到如下結(jié)論：

（1）第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重是形成各資源型城市城鎮(zhèn)化差異的主要原因，其平均貢獻(xiàn)率為97.79%，其次財(cái)政支出占GDP比重對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化水平差異化的貢獻(xiàn)排名第二，平均貢獻(xiàn)率為13.71%，人口密度、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)和人均擁有道路面積也是資源型城市城鎮(zhèn)化水平差異化的原因，但貢獻(xiàn)率較小，分別為0.51%、0.24%和0.03%。

（2）工業(yè)SO2排放量、人均GDP和第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展水平差異化的貢獻(xiàn)率為負(fù)，是縮小資源型城市城鎮(zhèn)化水平發(fā)展差異的因素。

基于以上分析，本文所選取各影響因素對(duì)資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻(xiàn)度，明確了是何種因素在加劇和削弱這種差距，這有利于政府部門進(jìn)行宏觀調(diào)控，以實(shí)現(xiàn)區(qū)域城鎮(zhèn)化發(fā)展的平衡。由于本文選取的指標(biāo)均為影響資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展的共性指標(biāo)，未考慮不同資源型城市的本底情況的影響因素，如位置、規(guī)模、屬性等，而如果對(duì)這方面的情況加以考慮，所得結(jié)果會(huì)更具有針對(duì)性。同時(shí)也需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)一步挖掘，考慮影響資源型城市城鎮(zhèn)化發(fā)展因素的綜合性。這將是今后的研究中需要重點(diǎn)關(guān)注的方面。