城市经济发展水平

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城市经济发展水平范文第1篇

关键词：主成分分析；聚类分析；经济发展水平；评价

中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）08-0017-04

引言

我国幅员辽阔、地域广大。不同区域的资源与环境禀赋情况有较大的差异，这也导致不同地区间的经济发展水平的差异较大。自科学发展观提出以来，如何促进区域经济的协调发展成为一项重要的命题，相关研究也越来越得到重视。而想要通过制定适合的政策来统筹区域经济的协调发展，就必须对区域经济发展的水平做出合理的评价，根据实际情况，找出区域经济发展水平不均衡的关键症结，对症下药[1]。本文将结合江苏省区域经济发展的现状，选取反映2015年江苏省13个地级市经济发展水平的主要统计指标，运用主成分分析和聚类分析的方法对江苏省各地级市的经济发展的基本状况进行综合评价，从而分析江苏省各地级市经济发展的总体情况以及彼此间的差异，并对其今后的发展提出若干建议。

一、指标的选取及评价体系的建立

在选取合适的评价指标以建立评价体系时，既要考虑能够反映经济总量的指标，也要考虑反映经济质量的指标。基于此，本文共选取了11项指标，构成了江苏省各城市经济发展水平的评价体系。这11项指标分别反映了城市经济发展水平的三个方面，具体如下。

（1） 综合经济实力指标：地区生产总值（X1）、公共财政预算收入（X2）、城镇固定资产投资（X3）、工业总产值（X4）。

（2） 人民生活水平指标：人均GDP（X5）、居民人均可支配收入（X6）、居民人均生活消费支出（X7）、人均储蓄存款（X8）。

（3） 对内对外经济指标：社会消费品零售总额（X9）、净出口总额（X10）、实际外商直接投资（X11）。

根据上述指标，将2015年江苏省各市的指标值列入表中，得到表1的统计数据。

二、数据处理方法及过程

（一）统计方法

本文采用了主成分分析和聚类分析两种方法，对江苏省各市的经济指标进行分析。主成分分析是一种通过降维技术把多个变量把多个变量化为少数几个主成分的统计分析分析方法，这些主成分能够反映原始变量的绝大部分信息[3]。

聚类就是将数据对象分组成为多个类或者簇，使得同一个簇中的对象之间具有较高的相似度，而不同簇中的对象之间具有较大的差别[4]。

（二）提取主成分和公因子

使用SPSS 20.0软件进行数据处理，用方差最大法进行正交旋转，使成分负载向0和1两极分化。计算主因子分值采用回归法。

表2是因子分析后提取主成分的结果，在本例中，有两个成分的特征值是大于1的，他们的累计方差贡献率为94.547%，即两者合计能解释94.547%的方差，完全符合我们的需要。所以我们将成分1和2提取出来作为主成分，抓住最关键的因素，而其余成分包含的信息较少，所以舍去。

（三）因子旋转

由于提取公因子无法得到最好的分析结果，所以通过因子的旋转来获得更好的解释，如表3。

从表3可以看出，第一主成分在地区生产总值、公共财政预算收入、城镇固定资产投资、工业总产值、社会消费品零售总额、进出口总额、实际外商直接投资等指标的载荷较大，这些都是主要反映一个地区经济总量的指标，所以在本例中我们将第一主成分定义为“经济总量因子”；第二主成分在人均GDP、居民人均可支配收入、居民人均生活消费支出、人均储蓄存款等指标上具有较大的载荷，@是反映人民生活水平的指标，因此可以将第二主成分定义为“生活水平因子”。

（四）得分及排名

通过spss得出了各个城市的因子得分，用各城市因子1和因子2的得分乘以相应的方差的算术平方根，得出13座城市的主成分1和主成分2的得分，再结合各主成分得分，通过各主成分的方差贡献率占两个主成分总方差贡献率的比重作为权重进行加权汇总求出综合得分[5]：

（五）聚类分析

为了验证因子分析的正确性，我们进一步利用SPSS软件再对已选定的第一主成分和第二主成分得分进行聚类分析。本次聚类采用系统聚类法，距离测度采用平方Euclidean距离，得到系统聚类分析的谱系图（图1）

三、结果分析与结果讨论

（一）结果分析

根据表4，通过各城市的两个主成分得分、综合得分及其排名，结合系统聚类分析的结果，我们发现，江苏省的13个城市可以较为详细地划分为以下四类。

第一类仅有苏州一个城市。可以看出，苏州市的综合得分遥遥领先于其他城市，在构成指标体系的11项指标中，有9项指标排名全省第一，综合得分也是遥遥领先。

第二类城市有两个，为南京和无锡。从11项指标中我们可以看到，大部分指标，南京市和无锡市都分别占据了第二或第三，可见这两座城市的经济发展水平在省内仅次于苏州市；从综合得分看，这两座城市的得分也分列二、三名。

第三类城市有五个，分别是常州、南通、扬州、镇江、泰州。这五座城市均为江苏省内的沿江城市，有一定的经济基础与经济实力，各项经济指标均位于省内中游水平。

第四类城市有五个，分别是徐州、盐城、连云港、淮安、宿迁。这五座城市全部是苏北城市，经济发展水平相对较为落后，从综合各项得分看与其他城市差距明显。

（二）结果讨论

从以上的分析结果，我们可以就江苏省各城市经济发展水平的情况得出以下结论。

1.各城市间的经济发展水平差距较大。放眼全国来看，江苏省的各城市之间的发展差距已经属于比较小的，但是，光从数据分析的结果来看，即使是省内差距相对较小，江苏省各城市间经济发展水平的差距依然十分明显。

2.经济发展水平的南北差异明显。从分类结果我们可以发现，第一、第二类城市，即苏州、南京、无锡，均为苏南发达城市，苏北五市则全都在第四类城市中。可见，目前江苏省的总体情况依然是南部经济强于北部，且经济发展水平呈现由南向北递减的趋势。

3.通过对城市间分类的进一步细化仍可发现城市间的同异。如第一、第二类的三座城市可以归为一类，即苏南核心城市，这三座城市普遍具备雄厚的经济实力，在全国范围内也是名列前茅的。第四类的五座苏北城市则可再细分为两类，其中，徐州、盐城两座城市地域广大、人口众多，它们较其他三个苏北城市在发展上更具优势，具体体现在这两个城市在经济总量因子的得分和综合得分都排在全省6、7位；而第四类城市中的其他三个：连云港、淮安、宿迁三市则在各项指标上排名垫底，与其他城市相比落后较多。

四、对策及建议

根据以上分析结果，我们对江苏省经济发展提出以下建议。

（一）充分发挥苏南核心城市的辐射作用，带动周边城市共同发展

从分析结果来看，苏南的苏州、南京、无锡三市的经济实力在省内处于领先地位。而在2016年4月22日《第一财经周刊》的最新版“新一线”城市名单中，江苏省的以上三个城市均成功入围。作为省内的领头羊，这三个城市应当进一步发挥辐射作用。江苏省内存在着较为明显的发展梯次，目前第一、第二类的三个城市都在进行产业升级与转型，一些转移的产业进入到第三、第四类城市中则会给这些城市的经济发展带来新的活力。所以，应进一步做好省内资源的合理配置，从而实现先发展的带动后发展的，最终实现全省综合实力的提升。

（二）加快沿江一体化的进程，推进苏中融入苏南

近些年来，随着交通越来越便利，苏南与苏北的联系也越来越紧密，在这一过程中，南通、泰州、扬州这三个沿江城市获益最多，相比其他苏北城市发展更快，加上在地理上位置的相似，这三座城市从广义的“苏北”脱离，被称为“苏中”。尽管如此，苏中与苏南发达城市的差距依然较大。因此，应当从加强交通设施建设着手，完善城际间的交通运输环境，尤其是完善沿江以及跨江的交通线路，科学规划区域内部的产业布局，强化城市间的产业联系，促进省内沿江城市的一体化发展，坚实推进苏中城市融入苏南。

（三）进一步加强对苏北城市发展的支持力度，努力打造苏北中心城市

从统计数据和分析结果来看，苏北城市的经济发展水平同苏南，甚至苏中相比都仍有明显差距。所以，应进一步加强对苏北的政策支持，推动苏北继续保持快速健康发展。此外，由于苏北五市与苏南五市在地理上相隔较远，所以，亟须在苏北五市范围内打造一个中心城市，带动苏北整体发展。

参考文献：

[1] 张超锋，张斌儒.基于因子分析的我国区域经济发展水平实证研究[J].生态济：学术版，2014，（1）：167-170.

[2] 江苏省统计局.江苏统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，2016.

[3] 吕文广.甘肃农业现代化进程测度及特色农业发展路径选择研究[D].兰州：兰州大学，2010.

城市经济发展水平范文第2篇

关键词：建成区绿地率；经济发展；计量分析；时空差异

中图分类号：TU985.2 文献标识码：A 文章编号：0439-8114（2016）16-4317-05

DOI：10.14088/ki.issn0439-8114.2016.16.062

改革开放以来，中国经济持续高速增长，至2014年底，年均增长率在9.5%以上[1]。城市经济发展既对城市绿地建设水平提出了更高要求，也为其快速提升提供了必要的物质基础。1981-2014年中国建成区绿地面积从11.00万hm2增至182.00万hm2，建成区绿地率从14.79%增至36.29%[2]。目前，中国经济发展已进入到转方式调结构的重要时期[3]，城市绿地建设也步入新的发展阶段[4]，且不同地区间的城市经济发展状况与绿地建设水平均存在较大差异[5]，故探究前者对后者影响的时空差异，对全国及各地区城市绿地建设有针对性地把握经济发展新契机，更好地利用经济发展的促进作用，具有重要的理论意义与实践价值。

目前，尚未有学者就城市经济发展对城市绿地建设水平影响的时空差异做出研究，相关研究侧重于讨论两者间的内在关系。例如，吴彤等[6]以南京为研究对象，定量分析出经济发展水平与绿地规模存在显著相关性；刘鹏等[7]以绵阳作为研究对象，借助软件SPSS 10.0，分析出绵阳市经济增长与绿地建设水平间存在密切关系。在上述成果基础上，开展以下方面的探讨将使研究体系更加完整，针对全国层面、不同地区层面等多个空间单元分别进行实证分析，比较不同空间单元城市经济发展对城市绿地建设水平影响的差异；分析比较不同时间段内城市经济发展对城市绿地建设水平影响的差异及演变趋势。

1 变量选取、数据基础与研究范围

1.1 变量选取

城市经济是以城市空间为载体，通过人口、资本、技术等高度聚集，形成二、三产业快速发展及结构不断优化的地区经济[8]，其促进绿地建设水平提高主要体现在总产值增加、人均产值提升、地均产值增长、产业结构升级、绿地建设投资增加等方面。体现城市经济发展及城市绿地建设水平的变量选取如下：

1）二、三产业总值（INV），单位为亿元，表征城市经济总产值。由于第一产业的产值占城市经济总产值比例较小，且对城市绿地建设水平影响程度较弱，故选第二与第三产业产值之和表征经济总产值。

2）人均二、三产业总值（PNV），单位为万元/人，表征人均产值。计算该指标的人口变量选城区常住人口更具科学性，但其统计口径发生过变化，故选统计口径一致且数据连续性强的城市非农人口作为替代。

3）地均二、三产业总值（MD），单位为千元/m2，表征地均产值。计算该指标时选建成区面积作为其分母。

4）三产比重（SC），单位为%，表征产业结构。该指标是通过第三产业产值与二、三产业总值相比得到的。

5）园林绿化固定资产投资（TZ），单位是万元，表征城市绿地建设投资。此类投资为城市园林绿化固定资产再生产活动，包括改建、扩建及新建园林绿化等活动[2]。

6）建成区绿地率（GBD），单位为%，表征城市绿地建设水平。反映城市绿地建设水平的指标很多，有建成区绿地面积、人均公园绿地面积、建成区绿化覆盖率等，但建成区绿地率具有统计口径一致、数值精确、作为相对指标更适合用于不同地区间进行比较等优势[9]。

1.2 数据来源及处理

以上各指标来自《中国城市建设统计年鉴（报）》、《中国城市统计年鉴》与《中国人口和就业统计年鉴》（《中国人口统计年鉴》）。为尽可能消除异方差对实证检验的影响，对部分指标采取对数化处理[10]，处理后各变量名称为lnINV、lnPNV、MD、SC、lnTZ、GBD。

1.3 研究范围

在空间尺度上，根据《中国城市建设统计年鉴》中按区域经济带划分地区的方式，将中国划分为东、中、西三大地区。在时间尺度上，根据中国二、三产业产值年均递增速率的逐年变化情况，将1996-2014年划分为3个时间段（图1）。1996-2004年总产值年均增速不断加快；2005-2010年为总产值年均增速处于波动起伏阶段；2011-2014年为总产值年均增速下降阶段。

2 实证分析

2.1 单位根检验及协整检验

在回归分析前需验证各指标序列是否平稳或存在长期均衡关系[11]。针对全国1996-2014年面板数据进行检验（表1），各指标的差分序列均在1%显著性水平下接受LLC、Im-Pesaran-Skin、Fisher-ADF、Fisher-PP检验，说明各变量均为一阶单整序列。在此基础上需考察变量间是否有长期均衡关系，故有必要进行协整检验。

由于Pedroni检验允许存在较大程度个体差异，故本研究选此方法进行检验[10]。由表2可知，Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic、Group PP-Statistic与Group ADF-Statistic均通过5%显著性水平检验。由于研究样本数量较小，故主要参考Panel ADF-Statistic与Group ADF-Statistic的检验结果，确定变量间存在协整关系。综上所述，全国面板数据可以进行回归分析。

2.2 建立计量模型

通过F检验及Hausman检验，发现全国及三大地区的面板数据均拒绝常截距模型与随机效应模型，故采用固定效应模型进行研究，考察不同时空内城市经济发展对城市绿地建设水平影响的状况及差异[9]。建立计量模型如下：

GBDit=C+β1lnINVit+β2lnPNVit+β3lnMDit+β4lnSCit+β5lnTZit （1）

式中，C为常数项，β1～β5为回归系数，GBDit、INVit、PNVit、MDit、SCit、TZit分别代表第i个省份第t年的建成区绿地率、二三产业总值、人均二三产值、地均二三产值、三产比重和园林绿化固定资产投资。

2.3 城市经济发展对城市绿地建设水平影响空间尺度分析

由表3可知，全国及三大地区城市经济发展对城市绿地建设水平影响的回归结果。全国经济变量T值均显著，且显著性水平高；三大地区由于各自特点，其内部个别经济变量T值不显著。模型调整后R2均较高，F值较高且显著，表明各模型拟合度均较好。回归结果说明基于全国及三大地区，各经济变量对城市绿地建设水平的解释力强[12]。

2.3.1 全国SC回归系数最大，MD影响效果最弱 从全国层面看，经济总产值增加、人均及地均产值提高、产业结构升级与园林绿化固定资产投资均较大程度促进建成区绿地率提高。在各变量增幅相同的前提下，SC最大程度促进GBD增加。SC回归系数为0.199 4，表示其每增长10%，GBD将提高19.94%。INV、TZ、PNV对GBD的影响效果显著且作用力较强，T值分别为9.474 1、8.828 6与2.316 5，回归系数分别是0.021 7、0.012 2与0.011 3。MD对GBD的影响效果及作用力度均较弱，T值为1.920 6，回归系数为0.018 6。造成上述现象的原因主要是：①城市产业结构与城市绿地建设水平间的联系十分密切，前者的调整与升级既对后者的提高提出了迫切需求，也为后者创造了更多的发展空间与有利条件；②城市经济总产值及人均、地均产值增加都会为城市绿地建设提供必备的物质基础与资金保障；③园林绿化固定资产投资中的一部分资金用于修复、改造原有建设，仅一部分用作新增投资，且投资的绿地仅为建成区绿地的一部分，故园林绿化投资对城市绿地建设的促进力度相对较小；④研究时段内，建成区面积扩张过快，导致地均产值的增长相对较慢，其影响效果及作用力度相对较弱。

2.3.2 东部SC作用力度最大，MD影响效果不显著 从东部尺度看，SC对GBD的促进力度最大，回归系数为0.267 9，表示SC每增长10%，GBD将提高26.79%；INV对GBD的促进力度排第2位，回归系数为0.020 9；PNV、TZ对GBD的作用力度较小且接近，回归系数分别是0.015 9与0.013 2，但PNV的T值仅为1.922 3；MD对GBD的影响效果不显著。造成上述现象的原因有：①东部城市产业结构升级很快，比重不断加大的第三产业对城市绿地的需求最强烈，且其所给予后者的发展空间最大，同时，与城市绿地建设相关的产业也大幅增加；②东部产业总值高，提升速度快，对绿地建设水平提高的支撑作用十分明显；③研究时段内，东部城市人口数量与建成区面积增长均过快，减缓了人均产值及地均产值的提升速度，导致其对绿地建设水平提高的作用效果减弱。

2.3.3 中部SC作用力度最大，PNV影响效果不显著 从中部尺度看，SC对GBD的促进力度最强，回归系数为0.166 8；MD对GBD的促进力度较弱于SC，回归系数为0.034 9；TZ的回归系数为0.017 4，与全国、东部、西部相比，其在中部的促进力度更大；INV的促进力度最弱，回归系数为0.015 2；PNV的影响效果不显著。造成上述现象的原因主要有：①本地区产业结构调整、升级处于不断加快阶段，与城市绿地建设水平间的联系不断加深；②本地区城市绿地建设基础相对薄弱，强有力的园林绿化投资使其建设水平能够快速提升；③中部人口基数较大，导致人均产值增加对城市绿地建设水平的促进作用相对较弱；④中部建成区面积扩张速度相对较慢，地均产值的提升则相对较快，对城市绿地建设水平的促进作用相比其他地区更为明显。

2.3.4 西部MD作用力度最大，SC影响效果不显著 从西部尺度看，MD对GBD的作用力度在各变量同幅度增加条件下最大，且在全国及各地区间相对最大，回归系数为0.040 8，表示其每增加10%，GBD增长4.08%；PNV的促进力度排第二位，回归系数为0.027 6；INV与TZ的促进作用较为接近，回归系数分别为0.010 6与0.008 6；SC影响效果不显著。造成上述现象的原因有：①西部建成区面积相对较小，人口相对较少，两者的扩张速度均较慢，而随着西部大开发等政策制度的落实与实施，经济总量快速增长，使西部地均产值与人均产值相对较快提升，成为促使城市绿地建设水平提高的重要因素；②西部产业结构较落后，第三产业产值比重小，较难在短时间内改变现状。

2.4 城市经济发展对城市绿地建设水平影响时间尺度分析

本研究不仅基于空间尺度进行分析，也从时间尺度考察了不同时间段中国经济发展对城市绿地建设水平影响的差异及演变情况。对1996-2004年、2005-2010年、2011-2014年3个时间段分别进行检验，得到回归结果（表4）。模型调整后R2均较高，F统计量均在1%水平显著，表明各模型整体拟合均较好，即在不同时间段内城市经济发展对城市绿地建设水平提高均具有很强的解释力。

2.4.1 1996-2004年SC作用力度最强，MD与PNV影响效果不显著 此时间段内，在各变量同幅增加条件下，SC对GBD的作用力度最大，回归系数为0.351 3，表示SC每提高10%，GBD增加35.13%；INV促进力度较大，回归系数为0.035 1；TZ促进力度较小，回归系数为0.008 4；MD与PNV的影响效果不显著。造成上述现象的原因主要有：①此阶段的城市产业结构进入到加速调整与升级时期，三产比重不断提升，对城市绿地建设的需求不断提升，且为其创造更多的发展空间；②城市产业总值快速增加，为城市绿地建设的多方面均提供了必要保障，在基本物质层面支撑了其水平稳步提高；③针对城市绿地建设的专项投资还相对较少，对其整体水平提升的促进力度相对较弱；④在本阶段内，城市建成区规模与人口均处于快速增长阶段，人均及地均产值的增速相对减缓，对城市绿地建设水平影响不显著。

2.4.2 2005-2010年SC作用力度减弱，TZ作用力度增强 此时间段内回归模型的拟合度在3个模型中最高；SC回归系数为0.218 8，对GBD的促进作用与前一阶段相比开始减弱，但作用力度仍最大；MD对GBD的作用效果变得显著，作用力度排第二位；TZ的回归系数为0.019 5，相比前一阶段，其对GBD的促进力度相对增强；INV与PNV的作用效果不显著。造成上述现象的原因主要有：①该阶段城市经济发展水平明显高于上一阶段，其对城市绿地建设水平提高的促进作用明显增强；②促进城市绿地建设水平提升的各方面因素增多，产业结构升级对其的影响比重开始下降；③该阶段城市绿地建设更加受到重视，由于相关政策、建设理念等影响，对城市绿地的投资力度不断增强。

2.4.3 2011-2014年各变量作用力度减弱 此时间段内经济发展的大多变量对GBD的作用力度均减弱。SC的作用力度仍最大，回归系数为0.167 7，但较前一阶段已大幅减小；TZ作用力度较大，回归系数是0.012 4，但也较前一阶段有所减弱；INV的作用力度最小，回归系数为0.004 9；PNV与MD的影响效果不显著。造成上述现象的原因主要有：①中国整体经济增速较上一阶段开始放缓，制约了经济发展，尤其是在总产值、人均及地均产值增加方面对绿地建设的促进作用；②在转型时期，经济发展更加侧重于通过产业结构升级、固定资产投资等方面促进城市绿地建设水平提升。

3 结论与讨论

3.1 结论

1）中国城市经济发展有力地促进了城市绿地建设水平提高，产业结构升级、总产值增加、人均产值增长、地均产值提升、固定资产投资加大均不同程度的为其提供了强大动力。在相同幅度增加的条件下，产业结构升级对城市绿地建设水平提高的促进力度最强。

2）从空间尺度看，城市经济发展对不同地区城市绿地建设水平提高的促进作用存在差异。产业结构升级在东部和中部的促进力度最大，而在西部的影响效果不显著；经济总产值增加的促进力度在东部排第二位，在中部与西部均排第三位；人均产值提高的促进力度在西部排第二位，在东部排第三位，而在中部影响效果不显著；地均产值增加的促进力度在西部排第一，在中部排第二，而在东部影响效果不显著；园林绿化固定资产投资的影响效果均显著，但除中部外，在其他地区的作用力度均最小。

3）从时间尺度看，中国城市经济发展对城市绿地建设水平的促进力度呈现为先加强，后不断减弱的趋势。产业结构升级虽在不同阶段均保持最强促进作用，但随时间推移，其作用力度不断降低；经济总量增加的促进强度在大多数时期处于第二位，且促进力度也在逐步下降；园林绿化固定资产投资的促进力度先大幅加强，后又小幅减弱；地均产值提高的促进效果经历了由不显著转为显著，后又变为不显著的过程；人均产值增加在各阶段的影响效果均不显著。

3.2 讨论

1）中国城市经济发展对城市绿地建设水平提高的促进作用不断减弱是客观趋势，需深刻认识与积极利用两者间的规律及作用机制，把握好现阶段产业结构升级与园林绿化固定资产投资加大为城市绿地建设带来的良好契机，发挥好转型时期经济发展所能提供的促进效力。

2）各地区需就各自经济发展现状做出合理判断与部署，为城市绿地建设水平提高探寻新的动力源。东部应在经济总产值快速增加、产业结构不断升级的同时，更加注重加快人均产值及地均产值的提高；中部应更加重视产业结构升级与经济总产值增长；西部应大力推进产业结构调整与园林绿化固定资产投资，带动城市绿地建设水平快速提升。

3）促进城市绿地建设水平提高的因素众多，经济发展仅为其中的一个重要方面。城市用地规模、城市人口数量、相关政策、建设理念、自然地理条件等均对城市绿地建设起到了推动或抑制作用[4]。在经济发展的促进作用减弱时，可通过扩张城市建设用地规模、制定相关政策措施等途径，在更多方面合理且较快地促进城市绿地建设水平提升。

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城市经济发展水平范文第3篇

关键词： 新疆；城市化效率；经济发展水平；耦合关系

中图分类号：F127.45 文献标识码：A DOI：10.13677/65-1285/c.2016.04.09

欢迎按以下方式引用：丁广伟.新疆城市化效率与经济发展水平的时空耦合分析[J].克拉玛依学刊，2016（4）60-68.

一、引言

城市化进程是工业化发展、社会化组织和市场化管理的重要标志。随着市场化、全球化的不断深入，作为现代社会发展载体的城市化日益成为推动国家或区域发展的重要驱动力。[1]48-52新疆地处西北边陲既有网络上被评为：全国最富有的城市――克拉玛依市，又有国家重点扶贫区域――南疆三地州，区域间城市化与经济发展差异悬殊。2000年新疆城镇化率仅为33.75%，2013年新疆城镇化率达44.47%，新疆城镇化正处于快速发展阶段。然而，在新疆城市化进程中却产生高能耗、低效率、区域差异大等一系列问题，城市化效率与经济发展水平的关系问题逐渐成了研究热点。

目前，国内外学者对城市化效率与经济发展水平关系的研究主要集中于以下几个方面：20世纪70年代，钱纳里通过对世界各国的城市化水平和人均GDP进行统计分析，得出城市化与经济发展呈正相关。[2]24-26方创琳等（2011）利用Bootstrap―DEA方法测算我国城市化效率，认为我国城市化效率存在地区差异，东部地区高于中西部地区。[3]1011-1022孙东琪等（2013）通过对长江三角洲城市群的研究，认为城市化效率与经济发展存在动态耦合关系，经济发展水平较高的城市会首先摆脱城市化效率带来的效用。[4]1061-1071刘雷等（2015）通过对山东省17个地级市的城市化效率与经济发展水平的耦合度进行测算，发现山东省的城市化效率与经济发展水平存在动态耦合关系，目前山东省处于呈倒“U”型分布的左侧发展阶段。[5]75-82关于新疆城镇化与经济发展的研究主要在以下几方面：韩桂兰、孙建光（2008）研究了新疆农村人口城镇化与经济发展之间的关系。[6]128-130李广舜（2008）通过对新疆城市化现状研究，发现新疆城市化发展缓慢、南北疆区域差异大等问题，认为应该加快推进新疆城镇化。[7]18-22刘雅轩等（2014）利用DEA和Malmquist指数模型方法，对新疆15个地州的城市化效率及其变化情况进行了分析。结果表明，新疆城市化效率呈现先上升后下降的趋势，整体的城市化仍旧依靠扩张投入要素的粗放型增长方式。[8]42-50

总体而言，目前，关于城市化效率与经济发展水平关系的研究多以实证为主，研究范围多集中在中、东部经济发达地区，对城市化效率与经济发展水平都相对较低的西部地区研究较少。新疆国土面积166万平方千米，占全国的1/6，作为少数民族聚居区、“西部大开发”重点区、“丝绸之路经济带”核心区，新疆的城市化与经济发展对地区的社会、政治、经济具有重要影响。因此，本文运用DEA模型分析了新疆15个地州市的城市化效率，运用熵值法测算其经济发展综合水平，并运用耦合度模型研究二者的时空变化，以期为我国城市化效率的提高提供借鉴。

二、模型构建与数据来源

（一）模型构建

1.DEA模型：测算城市化效率

DEA（Data Envelopment Analysis，数据包络分析法）是一种线性规划模型，DEA模型分为CCR（规模收益不变模型）与BCC（规模收益可变模型）两种类型。CCR模型是由美国运筹学家 Charnes、Cooper、Rhodes 以“相对效率”概念为基础，根据多指标投入和多指标产出对相同类型的决策单元进行相对有效性或效益评价的一种系统分析方法。BCC模型是在CCR模型的基础之上假设其规模收益可变得到的。[9]51-56

DEA模型假设有n个决策单元（DMU），每个地州市视为一个决策单元i=1，2，3，…，m；其中xi、yi、Q分别表示第i个地州市的投入、产出变量和相对效率值，根据CCR模型，该线性规划为：

式（1）中MinQ为目标函数；s.t.代表限制性条件；为各个地州市在某一指标上的权重变量；和分别代表决策单元的原始投入和产出值。CCR模型是在假设决策单元为固定规模收益（CRS）的情况下得到的，利用CCR模型计算得到的Q为决策单元的综合效率，包括技术效率和规模效率两部分。

在CCR模型中加入的约束条件，即可得到BBC模型。

式（2）中Q表示决策单元的纯技术效率（VRSTE），综合效率可以分解为技术效率和规模效率两部分，且综合效率=纯技术效率×规模效率。[9]51-56

2.熵值法：测算经济发展水平

本文利用熵值法对新疆15个地州市的经济发展水平进行测算。熵值法是多指标综合评价的一种重要方法，它根据指标数据提供的信息量进行客观赋权，以减少主观因素的影响，使结果更加精确。[10]387-398

3.耦合协调度模型：测算城市化效率与经济发展水平的耦合协调关系

（1）耦合度模型。耦合是一个物理学概念，指的是两个或两个以上的系统或运动形式通过各种相互作用而彼此影响的现象，而耦合度是系统或要素相互影响的程度。本文把城市化效率与经济发展水平相互作用、彼此影响的程度定义为城市化效率―经济发展水平耦合协调度，并通过城市化效率指标与经济发展水平指标体系构建响应模型，定量测算二者关系。[11]38-45具体计算公式为：

从空间范围来看，新疆经济中心不断向北疆集聚，地域差异日趋明显。经济发展快的地区逐渐集中在自然条件好、资源丰富、交通沿线附近，如乌鲁木齐市、克拉玛依市、巴音郭楞蒙古自治州等地依靠其丰富的自然资源经济取得快速发展；而南疆三地州与其他地区的经济发展差距日益扩大。

（三）新疆城市化效率与经济发展水平耦合关系

根据前文运用DEA模型测算的新疆城市化效率与熵值法测算的新疆经济综合发展水平的结果，运用公式（3）（4）测算新疆15地州市4个时间点的城市化效率与经济发展水平的耦合度与耦合协调度。耦合度越大，说明城市化效率与经济发展水平之间越协调；反之则不协调。

根据表2数据，利用Excel、ARCGIS10.2可绘制 1998、2003、2008、2013年新疆15地州市的城市化效率与经济发展水平耦合度（图3）以及空间分布图（图4）。根据聚类原理以及新疆的实际情况，将新疆城市化效率与经济发展水平的耦合度划分为4种类型（表3）：低度耦合，中度耦合，较高耦合，高度耦合。

从时间维度分析，新疆15地州市1998-2013年城市化效率与经济发展水平耦合度呈现缓慢上升（1998-2003年）――迅速上升（2003-2008年）――缓慢下降（2008-2013年）的趋势。新疆15地州市在1998、2003、2008、2013年4个年份年的耦合度整体平均值分别为0.5173、0.52550、0.58104、0.57432。在1998-2008年期间，新疆经济快速发展，首先，一系列的重大基础设施密集建设，对当地经济带动效应明显，增加了当地就业，城镇化投入形成规模经济，促进了城市化效率的提高。另外，新疆在大力发展当地优势产业的同时，积极承接东部产业转移，工业化水平得到极大提高，工业对劳动力需求持续增加。农业领域，随着现代机械设备的应用，极大地降低了劳动力需求，农村剩余劳动力向城市转移，纯技术效率水平提高。新疆经济发展极大地影响当地城市化效率水平，城市化效率水平的提高又促进了当地经济发展。由于石油化工产业占新疆产业比重较大，主导产业的扩散效应已达到相对稳定状态，经济发展对城市化效率的促进作用下降。2009年新疆积极推进兵团城镇化建设，截至2013年底，新疆建设兵团城镇化水平已达62%。新疆城镇化受政府主导影响较大，且2009年受金融危机及一系列复杂社会因素的影响，新疆城镇化效率受社会因素影响日益明显。新疆15地州市城市化效率与经济发展水平的耦合协调度呈现缓慢下降（1998-2008年）――急剧下降（2008-2013年）趋势，地域差异明显。1998、2003、2008、2013年的耦合协调度整体平均值分别为0.5062、0.5013、0.5019、0.4603，说明新疆城市化与经济发展水平彼此促进的质量呈下降趋势，并且日益明显。

从空间维度分析：（1）乌鲁木齐市最早出现城市化效率与经济发展水平的耦合度下降趋势。造成这种现象的原因是：乌鲁木齐作为新疆首府城市、亚欧大陆桥重要的城市节点，乌鲁木齐的经济发展更多依赖商贸物流、产业集聚等其他因素，城市化效率对经济发展贡献的权重相对较小；另外，乌鲁木齐1998年的城市化率已达到82.7%，其城市化水平已处于较高阶段，很难再快速提高，所以乌鲁木齐城市化效率与经济发展水平之间的耦合度水平较低且出现一定程度的下降。（2）克拉玛依市、阿勒泰地区、塔城地区、克孜勒苏柯尔克孜自治州、吐鲁番地区、哈密地区在此期间的城市化效率与经济发展水平的耦合度出现不同程度下降。其原因是克拉玛依市、博尔塔拉蒙古自治州等地区属于资源密集型地区，资源性产业占其GDP比重较大，产业结构单一，其经济发展受资源开发的影响较大，受城市化影响较小，故这些地区城市化效率与经济发展水平的耦合度较低。（3）喀什地区、和田地区、石河子市、昌吉回族自治州、伊犁哈萨克自治州等地区城市化效率与经济发展水平的耦合度迅速提高。喀什、和田地区属于国家扶贫重点开发地区，经济基础薄弱，城市化水平较低。近来受西部大开发、对口援疆等一系列优惠政策影响，喀什、和田地区经济取得快速发展，经济发展的同时极大地促进了当地城市化水平，而城市化水平的提高又为当地经济发展提供了动力，二者相互促进。石河子市、昌吉回族自治州是“天山北坡经济带”中心地区、亚欧大陆桥沿线城市，城市化水平与经济发展都处于迅速上升期，城市化效率与经济发展水平耦合度不断提高。昌吉回族自治州、伊犁哈萨克自治州、喀什地区、和田地区和石河子市在2013年的城市化效率与经济发展水平的耦合度都处于较高水平，但是前4个地州与石河子市的耦合协调度差异悬殊。前者属于城市化率与经济发展水平都处于较低阶段的高度耦合，石河子市属于城市化率与经济发展水平处于较高阶段的高度耦合。

四、结论、对策与讨论

（一）结论

1.新疆15地州市城市化综合效率总体呈先上升后下降的趋势，达到DEA有效的地州数下降明显。新疆城市化的扩张主要靠增加投入，而技术效率未达到最优状态，并且纯技术效率不断下降，最终导致综合效率下降。从空间格局来看，北疆城市化效率明显优于东疆与南疆地区。

2.新疆整体经济发展水平呈现缓慢上升――急剧上升的趋势。从空间格局来看，经济发展的区域差异日益扩大，北疆地区经济发展水平优于其他地区。

3.1998-2013年，新疆15地州市城市化效率与经济发展水平的耦合度呈现缓慢上升――急剧上升―缓慢下降的趋势。从空间格局来看，（1）城市化效率与经济发展水平存在动态耦合关系，经济发展水平较高的城市会首先摆脱城市化效率带来的促进作用。（2）依靠矿产资源发展的地区其城市化效率与经济发展水平的耦合度相对较低。（3）在城市化效率与经济发展水平耦合度相同时，由于经济发展水平不同，二者的耦合协调度不同。

（二）对策

1.增加新疆固定资产投资，协调区域经济差异

新疆现阶段有11个地州市的城市化处于规模报酬递增阶段，并且一些地区基础设施、医疗教育条件等还比较薄弱，新疆应充分利用“丝绸之路经济带”核心区地位，加大固定资产投入，尤其是在南疆地区，以协调区域经济发展差异。

2.加强教育发展

技术不仅是制约新疆城市化效率提高的重要因素，也是促进新疆经济发展的动力。新疆劳动力丰富，但劳动力素质相对较低，应加大新疆教育投入，加强技能培训，如普及中小学双语教学、增加南疆地区高等学校数量等。

3.积极转变经济发展方式

新疆生态环境脆弱，城市大多聚集在绿洲地区，在城市化与经济发展过程中应积极转变经济发展方式，制定科学合理的城市与经济发展规划，积极建设生态城市。在自然资源丰富地域，如克拉玛依市、巴音郭楞蒙古自治州等地，应延长主导产业的产业链，增加附加值，并在此基础上积极发展新兴产业，提升经济发展质量。

4.大力维护边疆及社会安全

近期世界恐怖势力、宗教极端势力猖獗，新疆与多个国家相邻，易受恐怖势力影响，应大力维护新疆社会稳定，为新疆经济发展与城市化建设营造良好的社会环境。

（三）讨论

1.新疆地处西域边陲，多民族聚居，城市化与经济发展都处于上升期，研究其城市化效率与经济发展水平的耦合关系对类似区域的发展有着重要借鉴意义。研究发现，新疆城市化效率与经济发展水平呈现缓慢上升――急剧上升――缓慢下降的趋势，与东部发达地区明显呈倒“U”型发展趋势略有不同，新疆城市化效率与经济发展的耦合度未来趋势如何，还需进一步研究。

2.新疆依靠矿产资源发展的地区城市化率与经济发展水平耦合度不是很高，别的区域是否如此，还需进一步研究。因此，应加强对资源型地区或产业结构单一地区的城市化效率与经济发展水平耦合度的实证研究。

参考文献：

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[2]钱纳里，塞尔昆.发展的型式：1950-1970[M].李 新华等译，北京：经济科学出版社，1988.

[3]方创琳，关兴良.中国城市群投入产出效率的综合测度与空间分异[J].地理学报，2011（8）.

[4]孙东琪等.长江三角洲城市化效率与经济发展水平的耦合关系[J]地理科学进展，2013（7）.

[5]刘雷，张华.山东省城市化效率与经济发展水平的时空耦合关系[J]经济地理，2015（8）.

[6]韩桂兰，孙建光.新疆人口城镇化与经济发展水平的相互关系研究[J].全国商情（经济理论研究），2008（10）.

[7]李广舜.对新疆城镇化发展问题的思考[J].新疆大学学报，2008（5）.

[8]刘雅轩，肖逸，段祖亮.基于DEA的新疆城市化效率研究[J]新疆财经.2014（4）.

[9]李红锦，李胜会.基于DEA模型的城市化效率实证研究――我国三大城市群的比较[J].大连理工大学学报（社会科学版），2012（3）.

城市经济发展水平范文第4篇

(一)基本假设FujitaMasahisa和Jacques－FrancoisThisse(2002)综合了中心－模型和张伯伦关于中间投入品多样性的方法构建了关于粘性劳动力与区域专业化的两区域、一种生产要素以及三部门模型。本文的模型基本假设与之相似。模型中包含两个区域，即城市地区和城市以外的边缘地区;一种生产要素:劳动力，且劳动力是粘性的，其不能在区域间流动;经济系统中有三个部门:制造业部门、服务业部门和传统部门，其中服务业部门为制造业部门提供服务产品。这里假定制造业部门和传统部门使用劳动力，且劳动力在空间上是不流动的，所以假定制造业部门产品是同质的，并且假定制造业部门具有规模报酬不变的特征以及完全竞争的市场结构。所有劳动力的偏好是一致的，可以用(1)式所表示的效用函数来代表。其中，表示消费者效用，代表对制造业部门使用低生产率服务产品而生产的同质产品的消费，代表对制造业部门使用高生产率服务产品而生产的同质产品的消费，A代表对传统部门产品的消费。，表示在消费者总支出额中对制造业部门各产品的支出份额，表示对传统部门产品的支出份额。与之前的模型不同，本文借鉴了ToshihiroOkubo(2010)关于企业异质性的研究思路，将服务业部门划分为生产效率不同的异质企业。假定服务业部门以规模收益递增和垄断竞争为特征，生产多样化的现代服务业产品，以满足制造业部门的服务需求，其区际之间交易遵循冰山交易成本，区内交易无交易成本，并且依据劳动生产率的不同而表现出企业异质性特征。为了方便研究，假设现代服务业部门有两类生产效率水平不同的企业:一种类型为低生产率水平的企业，需要较多单位的劳动力及具有较高的边际成本，称其为“”企业;另一种类型为高生产率水平的企业，需要较少单位的劳动力及具有较低的边际成本，称其为“”企业。其中，每个企业都需要使用一单位资本作为固定资本投入，则现代服务企业类型j生产产量需要单位的劳动力，其生产函数如(2)所示。关于企业异质性的引入，本文假设现代服务业部门的异质性企业“”和“”的单位投入系数分别为和，且。每个区域在初始均衡条件下拥有相同的“”企业和“”企业分布，和分别表示“”企业和“”企业区域内企业数量的构成，其中，这个企业类型的份额表示生产率分布，在Melitz(2003)的研究中是外生给定的。由于每个区域的每单位资本与个体边际成本有关，因此可用不同企业单位投入系数和来测量。假设决定企业异质性的成本差异要高于“”企业和“”企业的相对分布比率，具体关系见(3)式。

(二)消费者行为消费者效用函数由柯布道格拉斯效用函数表示，所有劳动力的偏好是一致的，并消费同质产品。地区代表性消费者效用函数如(1)式所示。如果为消费者收入，是传统部门产品价格，而是制造业部门低端产品的价格，是制造业部门高端产品的价格，则消费者的预算约束为。

二、均衡分析

本文中的模型是在制造业部门使用服务部门产品的前提下展开的。当使用服务部门的产品时，制造业部门之所以在某区域集聚，是因为服务产业聚集在该区域，然后吸引制造业部门区位选择至此，而制造业部门集聚此地，又提供了大量的服务产品需求，因此又会吸引大量的服务业部门集聚，相互作用，不断循环。命题2企业异质性可以作为引起聚集的一种力量，更多的异质性企业更可能导致完全聚集的产生并在一定条件下保持稳定。相对于低效率服务企业而言，高效率服务企业由于自身单位投入系数较低而集聚在城市地区表现出的稳定性更高。

三、指标选择与数据说明

(一)指标选择通常情况下，经济活动规模越大，所产生的规模经济和外部经济效应就越明显，也就越能吸引更多的企业集聚于此。因此，经济活动规模是衡量一个城市经济发展水平的重要指标。本文将指标体系共划分为两大类:一类是城市经济发展水平指标，主要从经济活动规模来描述;另一类是城市空间结构演变过程中的影响因素指标，是指影响城市空间结构演变过程中的一些外部因素，主要包括腹地的综合实力、贸易比率、人力资本水平、交通基础设施水平、信息基础设施水平、制造业集聚度、服务业集聚度、物流业集聚度以及宏观税率水平等指标。本文选取的研究对象是香港，香港以其优越的自然条件、自由的市场制度、发达的金融和物流服务以及完善的法律制度，已经成为全球公认的国际化大都市。香港不但拥有完备的交通基础设施以及信息基础设施，还提供较为完善的如融资、保险、经纪、仲裁与法律服务等中高端服务业。此外，很多国际知名的企业和国际组织总部都选择在香港经营业务。因此，选择香港作为新型城镇化的代表来分析城市空间结构演变的对象具有代表性。

(二)数据说明鉴于相关数据的可得性和时间的连续性，本文采用2001年－2012年香港的季度时间序列数据，相关数据来源于2001年12月至2012年12月的《香港统计月刊》。本文的计量分析主要使用以下变量，详细划分见表1所示的城市经济发展水平和影响因素的指标体系，计量软件为Eviews6．0。

四、实证分析

(一)平稳性检验基于VAR模型要求系统中各变量的平稳性要求，本文通过AugmentedDickey－Fuller检验方法对时间序列ftop、gdp、hum、infor、jem、zem、tax、trade、traf、yem进行平稳性检验，结果显示这些时间序列均为一阶差分平稳过程，具体见表2所示。

(二)协整关系检验下面采用Johansen最大似然法来对以服务企业机构数量比重为代表的城市经济发展水平和各演进影响因素进行协整检验。如表3所示，根据LR、FPE、AIC和HQ准则，确定VAR模型的最大滞后阶数为3阶，那么设定Johansen检验的滞后期为2。选择由ftop和gdp、infor、trade、traf、jem、yem构成的列向量有确定线性趋势且变量之间存在4个协整关系，具体见表4。协整关系方程表明在长期均衡关系中，以服务企业机构数量比重为代表的城市发展水平与腹地综合实力、信息基础设施水平、贸易比率、交通基础设施水平、服务业集聚度和物流业集聚度之间存在稳定关系。而人力资本水平和宏观税率水平对 服务企业机构数量比重的影响不具有显著性，此处暂不考虑这两种因素的影响。具体而言，腹地综合实力和贸易比率每增长1%分别会引起城市经济发展水平提高1．09%和1．57%;而信息基础设施水平和交通基础设施水平在长期内对中心城市表现出负向作用，即两个因素每增长1%会引起城市经济发展水平降低1．14%和2．00%;同样，企业异质性对中心城市长期发展的贡献也较大且均起到了负向作用，服务企业集聚度和物流企业集聚度的负向效应系数分别为－1．45和－2．18。

(三)误差修正模型的估计基于协整关系检验可知，变量城市经济发展水平(ftop)与腹地综合实力(gdp)、人力资本水平(hum)、信息基础设施水平(infor)、贸易比率(trade)、交通基础设施水平(traf)、服务业集聚度(jem)、物流业集聚度(yem)等因素之间存在长期均衡关系。因此，根据范晓莉(2012)［15］、郝寿义和范晓莉(2012)［16］的研究方法，在协整关系检验的基础上进一步建立中心城市的误差修正模型，探寻各演进影响因素与发展水平变量之间的短期动态关系，如式(37)所示。其中，误差修正项为，误差修正系数为－0．04，说明了城市经济发展水平增长率的误差修正项具有负向的修正机制，即发展水平增长率对长期均衡的偏离会对短期的发展水平增长率波动产生一个负向影响，但调整速度稍慢，不具有显著性。从ECM模型来看，短期内城市经济发展水平除了受自身增长率的影响外，还受到滞后一期的腹地综合实力的正向影响和滞后二期的腹地综合实力的负向影响。同时，滞后一期及二期的信息基础设施水平和服务企业集聚度的增长率对于发展水平增长率具有负向作用。而滞后一期贸易比率的增长对发展水平增长率短期内起到正向影响，短期正向效应系数为0．01。而滞后二期的交通基础设施水平的增长率对发展水平的增长影响也为正，短期效应系数为0．04。此外，滞后一期的物流业集聚度的提高则对城市发展起到了正向效应作用。

(四)脉冲响应与方差分解1．脉冲响应函数分析脉冲响应函数的结果显示，对于来自于“城市经济发展水平”自身的冲击显著为正，冲击响应在第一期为最大值并逐步下降，在第二期达到最小值后处于一种波动的状态;对于来自于“腹地综合实力”的一个标准差的冲击响应在前五期内呈现倒U型的负向效应，从第六期呈现稳步上升的正向影响;对于来自“信息基础设施水平”的一个标准差的冲击响应显著为正，从第一期至第五期均呈现稳定上升的正向影响趋势;而对于来自于“贸易比率”的一个标准差的冲击是显著为正的，在前五期呈现倒U型的波动状态后呈现稳定的正向效应影响;对于来自于“交通基础设施水平”的一个标准差的冲击响应显著为负，整体呈现先上升后下降的负向波动状态，且负向影响力度逐渐减弱;对于来自于“企业异质性”影响因素的一个标准差的冲击来说，在前二期内服务企业集聚的贡献为负，从第三期开始逐渐上升，直至第七期达到峰值，此后呈现平缓下降的正向影响趋势。而来自于“物流企业集聚”贡献在前三期内影响力度较弱，从第四期开始呈现U字型的负向影响，从第十五期以后转为稳定上升的正向影响趋势。综上所述，在短期内城市经济发展水平除了受自身发展水平的较大影响外，服务业集聚度和物流业集聚度的提高对城市经济发展水平带来较大的正向冲击效应。而信息基础设施水平在短期内对中心城市发展起到较强的促进作用，但长期内则表现为抑制作用。此外，贸易比率在短期内对中心城市的影响较弱，但在长期中表现出较强的正向影响力度;与之类似，腹地综合实力也主要在长期内利于城市经济发展水平的提高。2．预测方差分解分析在VAR模型的基础上对城市经济发展水平指标的预测均方误差进行分解。结果显示，短期内主要受到城市自身发展水平的影响，占比为81．36%，同时还受到服务业集聚度、贸易比率和交通基础设施水平高低的影响，占比分别为2．77%。6．46%和8．11%。长期而言，腹地综合实力、贸易比率、服务业集聚度是影响中心城市发展的最重要的因素，影响占比分别为7．39%、11．7%和9．97%，其中服务业集聚度的影响力度上升较快。此外，长期内交通基础设施水平仍发挥较大的影响作用，影响占比为9．7%，而信息基础设施水平和物流业集聚度的影响力较弱，但也呈现逐步上升的趋势。

五、结论与政策含义

城市经济发展水平范文第5篇

1.断裂点理论

断裂点理论是关于城市或区域间相互作用的一种理论。该理论认为城市的吸引范围是由城市的规模和相邻城市间的距离决定的，相邻两城市吸引力达到的平衡点即为断裂点。故两个城市影响区域的分界点（即断裂点）可以通过建立公式计算得出。

2.边界城市与内地城市相互影响分析

按照最大———最小规范化进行数据变换，得出临汾市17个城市的中心性强度值。利用公路里程数计算位于省际边界地区的永和、大宁、吉县、乡宁与位于内地地区的古县、安泽、浮山七个城市各城市间的距离及各城市距断裂点的距离。通过建立数学模型计算可以看出，位于内地的城市其经济发展水平要高于位于边界的城市。

边界城市与内地城市之间的发展差异

通过以上分析可以看到，边界地区城市与内地地区城市之间的发展差异十分明显。

（一）收入水平差异

位于内地城市的收入水平整体要高于边界城市。除了乡宁在7个城市中排名第二，其余边界城市永和、大宁、吉县的地区生产总值大大低于内城市古县、安泽、浮山。人均国内生产总值、固定资产投资、社会消费品零售总额、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入几项位于最后三位的也都是永和、大宁、吉县，排于前列的边界城市只有乡宁。

（二）产业比重差异

临汾市边界城市位于吕梁山脉尾端，地形崎岖，交通不便，阻碍了当地经济的发展，第一产业比重过大，导致了边界城市经济的发展落后。

（三）第三产业水平差异

永和、大宁、吉县综合发展实力水平低，排在后三位，但第三产业水平却不低。第三产业比重与第二产业比重大致成反比关系，第三产业比重与其增长率大致成正比。临汾市7个城市人均地区生产总值主要由第二产业水平决定。总体来说，内地城市优势要远远优于边界城市。

边界城市经济发展的对策

（一）完善交通网，改善交通落后状况

临汾边界城市位于临汾西部，属吕梁山脉南端，县内沟壑纵横，梁峁交错。西靠黄河，与陕西的连接只有一条国道经过，境内没有一条铁路与高速通过，交通落后阻碍了经济的发展。“要致富，先修路”。山西省十二五规划中“三纵十一横”高速公路建设与临汾有关的有，西纵—右玉杀虎口－芮城风陵渡，贯穿临汾边界四城市；第八横—黎城下浣－永和永和关；第九横—黎城下浣－吉县七郎窝，贯穿永和、吉县与陕西相连。这些高速公路的建设为临汾边界城市的发展提供了机遇。边界城市要抓住机遇，将当地优势转化为经济优势，提高经济发展水平。

（二）进一步调整经济结构

临汾西部边界城市除乡宁外，永和、大宁、吉县能源资源缺乏，第二产业水平低，而第一产业所占比重过大，导致当地经济发展水平滞后，与内地城市相比存在较大差距。要把调整产业结构作为当地经济发展的重中之重，利用当地农业优势发展农产品加工工业，增加产业链，逐渐从低端向高端转化。边界城市旅游资源发达，拥有吉县壶口瀑布、乡宁云丘山等等一大批自然人文遗产。边界城市第三产业水平占总GDP的比重不低，要进一步加大力度开发旅游资源，增加第三产业就业人数，使第三产业成为当地经济收入的主要来源。

（三）完善信息网络，加强区域经济协作

现代社会是信息的时代，高速地运作才能获得经济的效益。加强边界城市的对外联系与区域合作，发挥地方特色，才能将本地的独特优势转化为巨大的经济效益。吉县苹果、大宁木枣作为山西乃至全国的有名的产品，要加大宣传，进一步提高知名度。边界效应既存在劣势，同时也蕴含着机遇，利用同周边区域的共同优势打造大区域优势，可以促进相互之间的发展。

（四）政府应加大政策扶植

对边界城市经济的发展，必须依托政府政策支持。省际边界的划分，使得边界县市成为城市的边缘，容易被忽略，两省之间的恶性竞争也影响到边界城市的发展。只有依托政府政策的扶植，两省共同发展才能真正发挥优势，促进省际边界城市发展。