中國長三角地區城市增長極協調發展水平研究

王保乾,鄭顯艷,王 程,WANG Lu

(1.河海大學技術創新與經濟發展研究所,江蘇 南京 211100; 2.College of Business Administration, University of Northern Iowa, IA 50614-0123)

改革開放之后，我國實施東南沿海優先發展的區域戰略，培育了長江三角洲、珠江三角洲和環渤海經濟圈在內的三大區域經濟增長極。長三角地區是指長江在其入?？谒纬傻臎_積平原， 狹義的范圍北起通揚運河，南抵錢塘江、杭州灣，西至南京以西，東到海邊，包括上海市全部、江蘇省南部、浙江省的杭嘉湖平原，面積約5萬km2；廣義的范圍指上海市、江蘇省、浙江省和安徽省東部組成的經濟圈，本文中的長三角地區是狹義范圍的長三角地區，包括上海市、江蘇省的南京市、蘇州市、無錫市、常州市、鎮江市、揚州市、泰州市、南通市和浙江省的杭州市、寧波市、嘉興市、湖州市、紹興市、舟山市、臺州市，共16座城市。長三角地區具有良好的自然條件和經濟基礎，是我國重要的戰略樞紐。隨著我國外向型經濟的不斷發展，全球化的城市分工體系明確，在上海經濟發展的帶領下，長三角地區城市之間的功能分工和經濟合作更加緊密，形成了具有競爭力的城市群網絡。筆者通過比較長三角地區內部城市(增長極)間的協調發展水平，探討如何促進長三角地區城市增長極間的均衡協調發展。

關于增長極協調發展的文獻主要有:一是極化促進增長極自身的快速發展。Perroux[1]認為,經濟增長一般不會同時出現在所有地方,而且不同極的強度有所不同,然后通過不同渠道擴散,并對整個經濟產生不同的最終影響。Myrdal和Hirschman分別用兩個相對立的效應概括了增長極對周邊地理空間或城市腹地發揮的作用,Myrdal使用極化效應與回流效應,而Hirschman則使用滲透效應和極化效應,認為“極化效應”會促進和拉動外圍地區的要素和經濟活動趨向于增長極,逐漸產生集聚效應和規模經濟,刺激增長極自身發展[2-3]。二是極化效應在促進增長極快速發展的同時,也迅速拉大與周邊地區的發展差距。楊大利[4]選取1985—1990年我國農村縣域經濟的數據,研究我國地區發展差異的變遷軌跡,結果表明,我國大多數地區省內經濟差異在不斷擴大。Bjorn等[5]選取1988—1995年我國10個省份的城市收入數據,研究發現這些城市的收入差距也在迅速擴大。蒲英霞等[6]基于ESDA全局和局部空間自相關分析,研究了江蘇省縣域總體和局部空間差異的變化趨勢及原因,結果發現,這種差異性在總體上呈現縮小趨勢,但南北空間在循環積累的作用下會進一步擴大差異。三是由于擴散效應,增長極帶動周邊地區的協調發展。劉淑慧[7]認為高低梯度地區間能夠不斷實現創新技術擴散和轉移,但需要適時建立產業對接機制。張兆同[8]認為應該不斷推動我國增長極的擴散效應和產業間的關聯效應,逐步取消企業轉移粘性,增加企業轉移的動力和對擴散地區產業的承接力等。朱俊成[9]定量地研究了城市經濟級能、經濟關聯、流通強度與外向功能指數等對長三角16個城市經濟運行態勢,在診斷性分析的基礎上,認為長三角地區應該實現多中心協同共生、創新發展和集群式發展、新型城市化道路等對策。

綜上所述,增長極對區域經濟發展具有雙重效應,增長極帶來區域經濟增長的同時,也帶來極點與周邊地區或極點之間的發展差異性。通過實證測量和分析增長極引起的差異性,發現中國采取非均衡增長戰略擴大了區域間經濟發展差異。因此,如何協調區域增長極與周邊地區或增長極之間的經濟發展具有重要的研究意義。

1 模型構建

1.1 空間相關性檢驗

一般情況下,假設區域間的要素可以自由流動,且區域間的經濟屬性具有自相關性,則認為城市增長極間的區域發展是協調的,可以排除不相關性與隨機性的干擾。由于長三角地區16個城市增長極之間的要素流動不存在區域壁壘,即要素可以自由流動。下面運用莫蘭指數模型分析長三角地區16個城市增長極之間的空間自相關性。如果存在空間自相關,則我們就可以得到長三角地區16個城市增長極的區域發展是協調的這個結論。

1.1.1 模型選擇

莫蘭指數(Moran’s I)是檢驗空間自相關性的常用模型,分為全局莫蘭指數和局部莫蘭指數。本文只需證明長三角16個城市增長極之間總體上呈現空間的經濟相關性即可,不必深入了解單個城市增長極與其余城市增長極之間的相關性,因此選擇全局莫蘭指數檢驗。若全局莫蘭指數為零,表示不存在相應的空間相關性,各個單元的相互影響隨機變動;若全局莫蘭指數不為零,表示各經濟單元存在一定的空間相關性。

全局莫蘭指數模型如下所示:

(1)

1.1.2 系數矩陣的確定

依據公式(1)計算全局莫蘭指數的關鍵在于確定空間權重系數矩陣W及其內部的各元素wij,本文采用點相鄰的原則,確定空間權重系數矩陣W為

(2)

在GeoDA軟件點處理的原則下,根據長三角城市區劃,將相鄰的兩個城市增長極定義為1,不相鄰的定義為0,可以便捷地獲得相應的空間權重系數矩陣。利用空間經濟學分析軟件GeoDA,本文測算出了2007—2011年長三角地區16個城市增長極之間的空間經濟自相關系數,見表1。

表1 長三角地區城市增長極空間自相關性系數

從表1的數據可以看出,Moran’s I值均大于0,且通過5%顯著性水平檢驗,說明從2007—2011年,長三角地區16個城市增長極之間一直存在經濟空間相關性,并且這種相關性隨著時間的推移愈加明顯,即16個城市增長極之間的經濟聯系日益緊密,各城市經濟增長極間理論上存在最優的協調發展度。

1.2 協調發展水平的綜合指標體系選擇

根據系統性、易獲得性、量化可比、目的導向和時效性等原則,本文衡量區域經濟發展水平的綜合指標體系見表2。

1.3 數據來源與處理

實證分析的數據來源于上海市、江蘇省和浙江省的統計年鑒和網站,包括2011年16個城市26個經濟、社會、環境發展水平指標的面板原始數據,然后對原始數據進行去量綱化處理,在保持量綱一致的基礎上再進行指標一致化處理,確保進入因子分析數據在量綱和方向特征上的一致性。

2 城市增長極協調水平的實證分析

2.1 KMO和Bartlett球形度檢驗

KMO和Bartlett球形度檢驗用以檢驗所取數值是否適合采用因子分析法進行數據分析,以及分析結果是否會通過顯著性水平檢驗。在本次實證研究中,經濟發展水平、社會發展水平與環境發展水平指標的KMO值都介于0.5～0.6之間。Bartlett球形度檢驗顯著性水平為0.000,0.000和0.001,小于臨界值0.05,因此進入因子分析的數據均通過檢驗,進入因子分析后將得到有效的結果(表3)。

表2 衡量區域經濟協調發展的指標體系

表3 KMO和Bartlett球形度檢驗統計數據

2.2 確定二級指標主成分

利用SPSS17.0軟件對經過預處理的數據進行分析,得到3個二級指標系統各自的主成分、主成分特征值、累計方差貢獻率和統計檢驗等多個統計信息，如表4所示。

表4 因子分析主成分特征值及方差情況

主成分的選取以特征值大于1或累計共性方差極大(≥85%)為標準。針對經濟發展水平指標,其前3位主成分特征值均大于1,且其累計解釋總方差達85.998%,因此可以選取前3個主成分代表經濟發展水平項下原先諸多三級指標。同理,對于社會發展水平和環境發展水平二級指標,分別選取社會發展水平的前3個主成分和環境發展水平的前2個主成分代表原始指標。

2.3 二級指標綜合評價

結合指標體系中代入因子分析的數據,利用各城市增長極若干三級指標數據所承擔的主成分旋轉載荷,分別計算經濟發展水平指標、社會發展水平指標和環境發展水平指標各自主成分評價值。再利用主成分在各自指標層次內的主成分權重計算長三角地區16個城市增長極3個二級指標的綜合評價值Fi(i=1,2,3),其計算方法如下所示:

(3)

2.4 一級綜合評價指標的確定

根據層次分析方法計算得出三大二級指標相互之間的權重關系,分別為0.545,0.286,0.167,從而可知最終各城市增長極一級指標的綜合評價值為

V=0.545F1+0.286F2+0.167F3

(4)

2.5 城市增長極協調發展水平的判斷

根據因子分析得出的每一個城市增長極在每一項指標下的評價值,對其進行偏度(Skewness)和峰度(Kurtois)的測量,即可對長三角地區城市增長極協調發展水平進行具體的判斷，結果如表5、表6所示。

表5 長三角地區城市增長極指標評價結果

2.5.1 經濟發展水平判斷

經濟發展水平指標的偏度為1.821,整個數據呈右偏形態,在圖形的右側存在長尾。右偏分布表明,在低于正態分布均值水平的前提下,大部分城市的經濟發展水平指標低于或略高于0.090 33的均值水平,僅有上海、蘇州、杭州、無錫和南京5座城市經濟發展水平高于均值。另一方面,經濟發展水平指標的峰度為3.618,遠遠超過標準正態分布1,尖頂明顯,表明大部分數據在均值附近集聚。通過比較16座城市經濟發展水平指標排序可知,上海(12.885 5)和蘇州(6.513 1)分值遠遠高于其他14座城市所得分數,從排序第三的杭州(2.934 7)開始,指標值大量在0.090 33±2.500范圍內集聚。表明上海、蘇州的經濟發展水平與其他城市存在明顯差異性。

表6 指標評價結果描述性統計數據

2.5.2 社會發展水平判斷

社會發展水平指標的偏度為-0.096,整個數據呈左偏形態,在圖形的左側存在長尾。左偏分布表明,在高于正態分布均值水平的前提下,大部分城市的社會發展水平指標高于或略低于-1.875×10-5的均值水平,常州、揚州、南通和泰州的得分較低,離平均水平相對較遠,位于左尾上。另一方面,社會發展水平指標的峰度為-0.722,略微小于正態分布1值,表明圖形基本與正態分布的峰度重合,略微呈扁平狀。說明經濟集聚性不明顯,沒有哪一座城市的表現過于突出,其發展差異相對較小。與經濟發展水平指標相比,長三角16座城市在社會發展水平上的差異性不如經濟性差異明顯。

2.5.3 環境發展水平判斷

環境發展水平指標的偏度為0.743,整個數據呈右偏分布,在圖形的右側存在長尾。其中杭州、蘇州、寧波、上海和南京的環境發展水平指標得分較高,位于圖形的右尾上,其余11座城市與均值較接近,分布在像限的左側。環境發展水平指標的峰度為-0.774,與社會發展水平指標類似,略低于標準正態分布值1,其圖形呈略微扁平狀。與經濟發展、社會發展指標相比,環境發展指標的偏度為正、峰度為負,區別于前者偏度與峰度的同號特征。說明盡管少數城市環境指標得分較高,但其高出平均水平的部分并未對峰度造成足夠大的影響,城市間的環境差異性不大。

2.5.4 綜合發展水平判斷

長三角地區16個城市增長極綜合協調發展水平指標的偏度為1.373,整個數據呈右偏分布,其中上海、蘇州、杭州、南京、無錫和寧波的綜合得分較高,位于圖形的右尾上,其余11座城市與均值較接近,分布在像限的左側。綜合指標的峰度為1.607,高于標準正態分布值1,呈“尖頂”形態,但綜合評價指標的峰度數值比經濟發展水平峰度小,說明經濟、社會和環境的綜合指標集聚水平低于經濟發展指標的集聚水平。

綜上所述,最終綜合評價指標值的偏度與峰度數值與經濟發展水平保持一致,其排序也與經濟發展水平的排序相對一致,但是由于社會發展水平與環境發展水平差異性的影響,綜合指標值的偏度與峰度與經濟指標相比稍有回落。這表明:經濟發展的差異性是極化效應的主要因素,社會發展與環境發展的差異性卻有利于減弱極化效應的影響,促進區域經濟更加協調發展。

3 研究結論與建議

根據本文所做的實證研究和結果分析,不難發現在長三角16座城市增長極之間,其發展水平總體而言仍存在較大的差異性,并且這種差異絕大部分是由經濟發展水平巨大的差異性導致,社會發展與環境發展水平的差異性則相對較小,其協調程度相對更高。因此,促進長三角地區城市增長極之間協調發展,應該首先確保促進城市間經濟發展水平的協調發展,并且強化城市間的社會發展水平與環境發展水平的協調度。

3.1 優化經濟布局

長三角城市增長極的經濟協調發展需要從整體臺面上優化總體布局,而非單獨某一個城市的自行決策。要做到總體布局需要長三角地區16座城市的共同參與和區域甚至國家層面的領導和最終決定,可以以上海為發展核心,同時提出若干發展帶的經濟布局(滬寧和滬甬杭發展帶、沿江發展帶、沿灣發展帶、沿海發展帶、寧湖杭沿線發展帶、沿湖發展帶、沿東隴海線發展帶、沿運河發展帶和沿溫麗金衢線發展帶)。這些發展帶一部分直接以城市增長極為核心,將城市連接成長三角區域內的次級增長極,另外一部分以地理范圍或交通線路為界限,如:太湖、京杭大運河、沿海線和東隴海鐵路線等,實際上仍然是以該地理范圍或交通線路上的城市為實施規劃的主體。總體布局優化的重要作用在于可以從整體上對長三角地區經濟發展的方式和方向進行計劃,促使城市增長極的經濟發展更為相互協調和互動,避免各城市的發展單純為了自身利益而帶來弊端。

3.2 謀求錯位發展

首先,長三角城市增長極體系中存在“一體兩翼”的格局,上海、南京和杭州等城市已經形成較強的經濟集聚能力。為謀求區域經濟的協調發展,其他城市應錯位發展,尋求新的發展空間和增長點。城市的錯位發展應該從城市的功能錯位和城市的產業布局錯位考慮,充分發揮城市自身資源稟賦情況和不同城市發展循環累積的歷史因素。其次,依托城市自身的發展優勢,明確各自城市或城市群在長三角內部承擔的經濟角色,如根據上海建設國際貿易中心、國際航運中心和國際金融中心的角色定位,蘇南地區可以積極配合發展制造業和沿長江內港運輸業等,與上海形成補充和錯位。培育南京都市圈和寧鎮揚一體化,與蘇南蘇錫常都市圈形成呼應,并輻射蘇中和皖江經濟帶等泛長三角地區。城市的產業錯位發展是城市功能錯位的具體體現,各城市應選擇各自的主導產業,避免城市之間產業同構和同業惡性競爭現象,對部分成熟市場行業采取市場細化的方式獲得競爭優勢。上海市應重點發展金融、航運和貿易等產業,建設國際性服務中心;南京與杭州則充分利用地理區位因素,成為長三角北翼和南翼的服務中心;一些制造業城市在發展先進制造業的過程中,要不斷加快產業的轉型升級,選擇相應的服務業作為城市未來的主打產業等。

3.3 社會和環境協調發展

城市增長極之間的協調發展要求將增長極之間的社會發展與環境發展納入整個發展全局之中,保證增長極之間在交通、通訊、就業、教育、文化、醫療及環境保護等方面有著同樣的待遇,強化城市增長極之間現有的社會與環境協調發展水平,并做到有所增強。與經濟方面的“求異”發展不同,社會與環境方面對于促進長三角城市協調發展的關鍵在于“大同”,即所采取的一系列政策和措施應該在社會與環境保護方面做到共享與一體化的實現。

a. 推進城市之間跨區域重大基礎設施和社會環境等方面的一體化,有效地為長三角一體化和城市間要素的流通提供支撐,增強增長極的擴散效應。社會環境和基礎設施的建設在于機制和政策的共享和一體化,提升各城市增長極在交通、能源、信息交流、社會事業和公共服務等方面的共享和互通,從而降低資源,特別是勞動力對于行政和社會事業的附著屬性,降低人員流通的成本,為提升城市協調發展水平提供更加自由的勞動力、資源和制度等要素。并通過法律及政府法規的推動,促進中小城市提升居民生活的環境質量,吸引大城市人財物向中小城市自由流動,促進區域經濟協調發展。

b. 長三角地區城市之間應該將生態環境保護等方面的問題納入區域協調發展的框架,從企業生產和居民生活兩方面對環境保護問題采取足夠的重視。居民生活過程中產生的環境問題可以通過媒體宣傳或觀念灌輸的方法預防和解決,而企業生產帶來的環境保護問題則需要城市內部相關規章制度和城市之間的合作達成。例如太湖流域的藍藻事件,盡管污染所在地主要位于江蘇省無錫市,但是考慮到太湖流域上下游綜合治理,仍然需要環太湖流域城市的共同參與。因此,在環境治理和環境保護的問題上,特別是企業生產帶來的環境問題,區域內部應該明確相關的懲戒制度,出臺有關的環境保護法律法規,并確保這些文件能夠對區域內所有的城市產生效力。

參考文獻：

[1] PERROUX F.Economic space,theory and applications[J].Quarterly Journal of Economics,1950,1(64):89-104.

[2] MYRDAL G.Economic Theory and Underdeveloped Regions[M].London:Duckworth,1957.

[3] HIRSCHMAN A O.The Strategy of Economic Development[M].New Haven:Yale University Press,1958.

[4] 楊大利.改革以來中國省內地區差異的變遷[J].中國工業經濟,1995(1):62-67.

[5] BJORN G,LI S.The anatomy of rising earnings inequality in urban China[J].Journal of Comparative Economies,2001(29):118-135.

[6] 蒲英霞,葛瑩,馬榮華,等.基于ESDA的區域經濟空間差異分析：以江蘇省為例[J].地理研究, 2005(11):965-974.

[7] 劉淑慧.增長極理論及其在我國的運用探討[J].經濟師,2001(8):21-22.

[8] 張兆同.論我國增長極的擴散效應實現[J].江蘇社會科學,2009(6):73-77.

[9] 朱俊成.基于多中心與區域共生的長三角地區協調發展研究[J].中國人口·資源與環境,2010(21):150-158.