Scientia Geographica Sinica 2016 , 36 (8): 1134-1140

Orginal Article

新时期中国经济增长的空间格局

李在军¹^,²^,, 张雅倩¹^,², 胡美娟¹^,², 马志飞¹^,², 吴启焰¹^,²^,

1.南京师范大学地理科学学院/江苏省地理信息资源开发与利用协同创新中心, 江苏南京 210023
2.北部湾可持续发展监测与优化教育部重点实验室, 广西南宁530001

Spatial Pattern of Chinese Economic Growth at County Level in the 21th Century

Li Zaijun¹^,²^,, Zhang Yaqian¹^,², Hu Meijuan¹^,², Ma Zhifei¹^,², Wu Qiyan¹^,²^,

1.School of Geography Science, Nanjing Normal University, Jiangsu Center for Collaborative Innovation in Geograophical Information Resource Development and Application, Nanjing 210023, Jiangsu, China
2.Key Laboratory of Environment Change and Resources Use in Beibu Gulf (Ministry of Education), Nanning 530001, Guangxi, China

中图分类号: F129.9

文献标识码: A

文章编号: 1000-0690（2016）08-1134-07

通讯作者: 通讯作者：吴启焰,教授。E-mail: chiyanwu@gmail.com

收稿日期: 2016-01-27

修回日期: 2016-03-20

网络出版日期: 2016-08-20

基金资助: 国家自然基金项目（41271176）资助

作者简介:

作者简介：李在军（1989-）,男,山东临沂人,博士研究生,主要研究方向为区域经济及城市地理学研究。E-mail:junzailinyi@163.com

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摘要

针对1998~2013年中国2 303个县域经济增长格局与变迁研究表明：县域经济空间关联格局相对较稳定,高高区呈团块式集中于东部沿海,带状式分布于内蒙地区,低低区散布中西部地区;县域增长时空关联特征及变化大体相一致,经济增长潜力或活力的环渤海、长江三角洲、珠江三角洲及内蒙古地区的县域单元LISA时间路径移动长度变化较大;中西部地区县域LISA时间路径长度较短,经济增长缺乏活力,而时间路径弯曲度最大的地区主要分布于缺乏稳定空间依赖方向的京九沿线、110°E附近及西藏部分县域。

关键词： 县域经济 ; 空间格局 ; 时空动态性 ; 时空跃迁

Abstract

Entering the 21th century, under the context of coordinated regional development strategy, identifying the trend of spatio-temporal evolution of regional economy growth plays an important role in timely optimizing spatial pattern and formulating reasonable spatial development strategy. By characterizing regional economy growth with per capita gross domestic product (GDP) and under the framework of exploratory spatio-temporal data analysis (ESTDA), this article focuses on analyzing spatio-temporal dynamic evolution of 2 303 counties’ economy growth in China in 1998-2013. The main results are following that: 1) There are synchronous trends of widening disparity and enhancing spatial association trends of county units’ economy growth. To be specific, regional economic growth disparity results from enhancing spatial association, while spatial association in space reflects widening regional economy growth disparity. 2) Local spatial association pattern of county units’ economic growth is relatively stable with time evolution. For instance, high-high areas like a mass type are mainly clustering in the eastern coastal region and exhibiting strip distribution type in Inner Mongolia region, and the amounts of high-high areas tend to increase. while low-low areas are mainly distributing in the vast Midwest region, but the amounts of low-low regions are decreasing. So, dominant economy core areas in future are still along both east-west axis of the Longhai-Lanxin showing belt development and along the north-south axis of eastern coastal regions. 3) The LISA time path can help find where are the most economic growth potential and vitality. The longest regions of LISA time path are mainly distributed around Bohai Sea, the Changjiang River Delta, the Zhujiang River Delta and the Inner Mongolia Region, while the shortest regions of LISA time path are widely located in Midwest counties which are economic backward areas and lack of upward economic momentum. Regions with maximum tortuosity of LISA time path are often lack of local stable spatial dependent direction, such as areas along the line of Beijing-kowloon railway, adjacent to longitude of 110°E and part of counties in Tibet. Hence, it is firstly essential to develop the Jing-Shan economic trough belt, then motivating its effect in connecting the west and east of China. 4) According to space-time transition matrix of local Moran's I, the maximum probability value of together up is just 0.061, while the frequency of type IV is 0.936 8. This implies that county units’ economic structure and local spatial association structure have higher stability and there exists to some degree path-dependent or space-locked mode.

Keywords： county economic growth ; characteristics of spatial pattern ; space-time dynamics ; space-time transitions

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李在军, 张雅倩, 胡美娟, 马志飞, 吴启焰. 新时期中国经济增长的空间格局[J]. , 2016, 36(8): 1134-1140 https://doi.org/

Li Zaijun, Zhang Yaqian, Hu Meijuan, Ma Zhifei, Wu Qiyan. Spatial Pattern of Chinese Economic Growth at County Level in the 21th Century[J]. Scientia Geographica Sinica, 2016, 36(8): 1134-1140 https://doi.org/

区域经济差异一直是永恒而经典的研究课题,新时期随着中国经济发展战略的不断调整,中国经济增长差异呈不断缩小、趋同态势,中国经济增长不断呈现新的空间格局特征,倪鹏飞等人指出未来中国将呈现“东中一体,外围倾斜”的空间格局新特征^[1],而判别地区经济增长的时空差异特征,有助于识别中国经济空间的新变化,这对于适时调整中国空间布局战略,突破经济发展的地理分界线有着重大现实意义。

自2000年来,随着国家实施西部大开发战略,中部崛起,支持落后地区,尤其是一带一路战略的实施开展,中西部地区得到快速的发展^[2,3],那么,地区间的经济差异是否同样呈缩小趋势?一些学者采用新的研究方法,研究新时期不同尺度的中国经济增长的差异。其中,2000年以来省际区域经济差异研究表明,中国经济差异先呈小幅上升,后持续下降趋势^[4];事实上,2008年后中国地市经济增长呈下降趋势^[5];但是在2002~2009年间中国县域尺度上,经济差异先呈下降趋势,之后又上升^[6];另外,1998~2009年间中国经济差异在三大地带、省级、地级及县级尺度呈波动下降趋势^[7,8]。另一方面,一些学者从趋同视角证明了中国区域经济差异趋同的态势,其中,对1990~2007年间中国240个地级市经济增长的收敛性进行研究,表明中国城市间存在绝对 $\begin{matrix} β \end{matrix}$ 收敛,且收敛速度显著提高^[9];同期,对中国329个地市经济增长空间俱乐部趋同进行检验,发现地市经济增长存在2个空间趋同俱乐部,即高高（HH）及低低（LL）2个区域组,组内差异趋于缩小而组间差异不断扩大^[10];对于上述情形,有学者认为省域和城市经济趋同速度大体相当,但省域及城市经济增长不存在绝对趋同,而表现出增长趋异^[11];也有学者对中国县域经济增长收敛性进行研究,发现中国县域经济存在 $\begin{matrix} σ \end{matrix}$ 收敛和绝对 $\begin{matrix} β \end{matrix}$ 收敛,且具有比省区经济更强的收敛性^[12]。此外,随着区域经济增长的外溢效应、地理收缩效应、网络化效应等综合作用使得地区间经济联系更密切,空间联动态势显著,有助于增强区域一体化^[13~15]。

相关中国经济增长时空动态变化过程的研究表明：① 中国区域经济差异在不同尺度上呈现出缩小态势。② 中国区域经济增长在不同尺度上均表现出一定的趋同。③ 中国区域经济增长的空间溢出及联动效应不断增强。上述研究为揭示新时期中国经济增长的新格局提供了丰富证据,这些证据有望证实东中经济发展的一体化,但多针对中国区域经济差异现状特征进行描述,并未归纳或剖析中国经济增长连续时空动态变化的空间新格局或新特征。基于此,本文为识别中国经济空间新特征,进一步佐证上述事实,基于ESTDA框架对1998~2013年间中国县域经济增长的时空特征进行分析,以期发现这一或其它经济空间新格局,为更好地经济决策提供服务。

1 数据来源与研究方法

1.1 数据来源

由于中国幅员辽阔、历史悠久,行政区划在不同的发展阶段经历了不同的变化,为保证研究单元的完整性,统一按照2008年行政区划进行归并（研究区不包括香港、澳门及台湾）,最终得到包括县、自治县、县级市和市辖区共2 303个研究单元。以1998~2013年各县域人均GDP数据表征各县市经济发展,选取1998年、2003年、2008年及2013年5个时间断面分析中国县域经济发展的局部空间格局特征,相关统计数据来源于各年份《中国县（市）社会经济统计年（1998~2014）》^[16]、《中国城市统计年鉴（1998~2014）》^[17]、各省统计年鉴、地级市年鉴及部分市、县、区国民经济与社会发展统计公报。

1.2 研究方法

首先,采用传统的不均衡性指数测度经济增长差异;然后,基于空间探索性分析技术诊断地区间经济增长的空间关联性;最后,通过LISA时间路径解析地区经济增长时空关联格局特征。

1）不平等系数与全局空间自相关。区域发展均衡性具有高水平及低水平两种均衡状态,低水平均衡则表示缺乏带动及辐射周围地区的核心增长极,使得区域间缺乏增长动力,不利于经济增长。基尼系数与变异系数是探测区域经济增长差异不均衡性的重要指标,其值越大表明地区间差距越大;而全局空间相关指数,即Moran’s $\begin{matrix} I \end{matrix}$ 可进一步诊断区域经济的空间均衡集聚性,其取值为[-1,1],值越接近1,表示空间自相关性越强,即相邻地区间经济增长趋于集聚,经济发展空间不均衡性较强,受空间权重设定而导致不同结果,鉴于本文研究尺度较小,故选择基于Rook邻接的空间权重设定方法,并采用Z值对结果进行检验^[18]。

2）局部空间自相关。局部空间自相关可进一步判断空间单元的集聚位置或区域,Local Moran’s $\begin{matrix} I \end{matrix}$ 可以研究同一区域内发生集聚状态的具体位置,其形式为^[19]：

$\begin{matrix} I_{i} = z_{i} {\sum^{}}_{j} w_{ij} z_{j} \end{matrix}$ （1）

式中, $\begin{matrix} z_{i} \end{matrix}$ 和 $\begin{matrix} z_{j} \end{matrix}$ 是区域 $\begin{matrix} i \end{matrix}$ 和区域 $\begin{matrix} j \end{matrix}$ 的标准化的观测值, $\begin{matrix} {w_{i}}_{j} \end{matrix}$ 是空间权重。Local Moran’s $\begin{matrix} I \end{matrix}$ 同Moran散点图一致,将值分解为4个象限,即高高（HH）、低高（LH）、高低（HL) 及低低。其中,第一象限（HH）和第三象限（LL）的点表示空间正相关,即相同经济发展水平的区域集聚,而第二象限（LH）和第四象限（HL）的点具有空间负相关,具有异质性集聚特征。

3） LISA时间路径。LISA通过连续时间路径观察散点图中各样本单元的演变特征,使得传统静态的LISA更具动态性^[20,21]。在给定的时间内,每个县域单元的LISA坐标由GDP的标准化值及空间滞后项组成,LISA的不同时点的移动路径可表示为[( $\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}$ , $\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}$ ),( $\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}$ , $\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}$ ),...,( $\begin{matrix} {y_{i,}}_{t} \end{matrix}$ , $\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}$ )],其中, $\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}$ 表示为 $\begin{matrix} i \end{matrix}$ 县在 $\begin{matrix} t \end{matrix}$ 年的GDP, $\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}$ 为 $\begin{matrix} i \end{matrix}$ 县在 $\begin{matrix} t \end{matrix}$ 年的空间滞后项^[22]。因此,通过可视化县域单元的GDP值及其空间滞后项的空间移动,LISA时间路径可解释各县域经济发展在区域范围内的时空协同演化,并诊断局部空间差异的时空动态性,根据其几何特征可分解为相对长度及弯曲度。

① LISA时间路径的相对长度。LISA时间路径相对长度（ $\begin{matrix} {\tilde{N}}_{i} \end{matrix}$ ）的计算公式为：

$\begin{matrix} {\tilde{N}}_{i} = \frac{N \times \overset{T - 1}{\sum_{t = 1}} d (L_{i, t}, L_{i, t + 1})}{\sum_{i}^{=} \overset{T - 1}{\sum_{t = 1}} d (L_{i, t}, L_{i, t + 1})} \end{matrix}$ (2)

式中, $\begin{matrix} N \end{matrix}$ 为空间单元的数量, $\begin{matrix} T \end{matrix}$ 为年度时间间隔, $\begin{matrix} {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}$ 为空间单元 $\begin{matrix} i \end{matrix}$ 在时间 $\begin{matrix} t \end{matrix}$ 的LISA坐标, $\begin{matrix} d ({L_{i}}_{,}_{t}, {L_{i}}_{,}_{t}_{+ 1}) \end{matrix}$ 为空间单元 $\begin{matrix} i \end{matrix}$ 从时间 $\begin{matrix} t \end{matrix}$ 到 $\begin{matrix} t + 1 \end{matrix}$ 的移动距离。如果 $\begin{matrix} {\tilde{N}}_{i} \end{matrix}$ >1,表明县域单元 $\begin{matrix} i \end{matrix}$ 的相对移动距离大于所有县域单元LISA时间路径移动的平均值,表明局部范围内县域或其邻居经济增长更具潜力或活力,使得县域单元的移动更加动态,另则相反。

② LISA时间路径的弯曲度。LISA时间路径弯曲度（ $\begin{matrix} D_{i} \end{matrix}$ ）的公式：

$\begin{matrix} D_{i} = \frac{\overset{T - 1}{\sum_{t = 1}} d (L_{i, t}, L_{i, t + 1})}{d (L_{i, t}, L_{i, t + 1})} \end{matrix}$ （3）

式中,如果县域单元 $\begin{matrix} i \end{matrix}$ 的LISA相对移动比平均值更加曲折,那么 $\begin{matrix} D_{i} \end{matrix}$ >1, $\begin{matrix} D_{i} \end{matrix}$ 越大表明LISA时间路径越弯曲,表明更加变动的局部空间依赖方向和更加变动的经济增长过程,反之,表明县域经济更具稳定的局部空间结构特性。

2 结果分析

2.1 空间差异的时间特征

图1中,中国县域经济基尼系数值大于0.4,且呈不断上升趋势,其中,1998~2009年间基尼系数（Gini）增幅较小,而2010~2013年间继续抬高,表明县域经济差异不断增大,由于度量经济差异的尺度越小,越能反映实际经济差异现状;而全局Moran’s $\begin{matrix} I \end{matrix}$ 均大于0.4（均通过 $\begin{matrix} Z \end{matrix}$ 值检验,在0.01水平下显著）,且则不断增大,1998~2009年间Moran’s $\begin{matrix} I \end{matrix}$ 增幅较小,而2010~2013年间Moran’s $\begin{matrix} I \end{matrix}$ 上升到更高水平,最高值为0.56,这表明县域经济的空间关联性不断增强;可见,县域经济差异与空间关联呈一致变化趋势,县域经济增长在空间上的集聚或扩散是经济增长相对差异变化的具体表现,而经济增长相对差异变化是经济发展在空间聚集或扩散的结果。

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图1 县域经济的基尼系数及Moran’ s $I$

Fig.1 The Gini coefficient and Moran’s I of economic variation at county level

2.2 稳定的局部空间关联格局

总体来看,虽然高高区数量由1998年的529个减少到2013年的473个,低低区由1998年的1 309个增加到2013年的1 398个,但4个时段县域经济局部空间关联格局相对较稳定（图2）。其中,高高区主要保持在东部沿海及内蒙地区,组团式集中于辽中南半岛、环渤海地区、长江三角洲地区、珠江三角洲地区、福州地区及天山北坡地区,低低区散布在广大中西部地区,而高低及低高区数量变化较少,未来可能形成以陇海-兰新东西向的纵深发展轴及东部沿海南北向的辐射带;由东部沿海向中部过渡地带出现大范围南北向的低低区域,连成一条低低断裂带,即所谓的京汕低谷带,该地带无论是GDP总量、人均GDP及增速上大都低于全国平均水平,其现状并未因京九铁路的开通而成长为新的增长带,相反,出现增速缓慢、经济极化等系列问题^[23]。

具体来看,随着时间演变,珠三角地区高高区不断减少,空间范围缩小,这是由于伴随着新一轮内涵式产业升级调整的压力,使得经济增长放缓^[24];而长三角及环渤海地区高高区数量有所增加,经济增长的扩散效应增强;东北地区高高区基本呈沿沈大线、哈尔滨、长春、呼伦贝尔及锡林郭勒盟周边分布,且数量有所增加,而低低区稳定在黑河市及大兴安岭地区,这与杜鹏^[25]等人的研究结论大体一致;4个时段,内蒙古西部及天山北坡高高区范围呈不断扩大态势,这是由于区域优势资源开发带来的经济增长效应;中部地区高高区集中分布于中原城市群及武汉城市群周边,且范围有所减小,说明中部崛起的效果并不显著。

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图2 县域经济的LISA冷热区

Fig.2 The spatial pattern of LISA at county level

2.3 局部空间关联格局动态演化

根据式（2、3）计算各个县域单元LISA时间路径的空间几何特征,利用ArcGIS 10.2软件以自然断裂点法进行可视化（图3）。由图3a知,LISA时间路径相对长度最长的县域主要分布于环渤海、长三角、珠三角及内蒙古地区,这与LISA冷热空间格局大体相一致,说明这些地域范围内的县域或其邻居经济增长更具潜力或活力,使得县域自身及相邻地区经济增长不断向高水平演进,而广大中西部地区县域LISA时间路径长度较短,经济增长缺乏活力,相对发展滞后。

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图3 县域经济LISA时间路径几何特征的空间分布

Fig.3 The spatial pattern of geometrical characteristics of LISA time trajectories at county level

LISA时间路径弯曲度最大的地区主要分布于京九沿线、110°E附近及西藏部分县域,表明这些地区的局部空间依赖方向更加变动,缺乏持续拉动经济增长的增长极,而东部沿海县域局部空间关联的弯曲度相对较低,表明相对稳定的空间依赖性及空间变动方向。

2.4 县域经济的局部时空作用机制

LISA时间路径的移动方向表明了LISA象限散点图的变动趋势,而Local Moran’s $\begin{matrix} I \end{matrix}$ 转移概率矩阵和时空跃迁有助于刻画各县域散点在不同局部相关类型间的转移^[26,27],将整个时段内县域单元经济增长局部时空关联数量类型增减变化情况,划分为4种类型,Ⅰ型表示某一县域自身的相对跃迁,包括HH_t→LH_t₊₁、HL_t→LL_t₊₁、LH_t→HH_t₊₁、LL_t→HL_t₊₁;Ⅱ型表示县域单元空间临近县域的跃迁,而县域自身状态不变,包括HH_t→HL_t₊₁、HL_t→HH_t₊₁、LH_t→LL_t₊₁、LL_t→LH_t₊₁;Ⅲ型表示县域自身与临近县域单元均发生跃迁,包括同向变化的HH_t→LL_t₊₁、LL_t→HH_t₊₁及异向变动的HL_t→LH_t₊₁、LH_t→HL_t₊₁;Ⅳ型表示县域与临近县域均未发生跃迁（表1）,根据4个类型的划分,进一步得到局部空间凝聚力 $\begin{matrix} S_{t} \end{matrix}$ 。

由表1看出,县域单元局部时空关联类别间存在转移的可能性,但同时向上转移的概率较小,最大0.061 0,表明县域经济增长的局部空间结构较稳定,改变自身经济增长的相对位置较为困难。1998~2013年Local Moran’s $\begin{matrix} I \end{matrix}$ 时空跃迁矩阵保持IV型跃迁的县域比重93.68%,即 $\begin{matrix} S_{t} \end{matrix}$ =0.936 8,其中,跃迁至LL型县域的比重为58.37%,跃迁至HH型县域比重为21.63%,而跃迁至HL及LH分别有3 326及3 583次,所占比重为9.63%及10.37,表明中国大部分县域经济增长的局部空间联动性较弱,缺乏共同向上跃迁的动力,体现一定的局部锁定或路径依赖特征。可以预见,未来中国经济增长较难形成东中一体化态势,当前应着力提升京汕低谷带的“承东启西”作用,构筑联通东中一体化的网络通道。

表1 Local Moran’s $I$ 时空跃迁矩阵

Table 1 Space-time transition matrices of Local Moran’s I

	数量（次）	HH	LH	LL	HL
HH	7529	0.9386	0.0230	0.0050	0.0333
LH	3362	0.0455	0.8578	0.0840	0.0027
LL	20061	0.0016	0.0130	0.9684	0.0169
HL	3593	0.0610	0.0022	0.1063	0.8305

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3 结论与讨论

寻求经济增长的时空过程是地理学研究重要导向,也是经济增长演变的内在要求,本文以人均GDP为指标,选取中国2 303个县级行政单元,采用ESTDA框架探究经济增长过程的时空关联格局,得到以下结论：

1）中国县域经济增长差异不断拉大,且存在较强正时空关联性,这种空间关联变化变化与县域发展差异变化相一致,县域经济增长在空间上的集聚或扩散是经济增长相对差异变化的具体表现,而经济增长相对差异变化是经济发展在空间聚集或扩散的结果。

2）县域经济局部空间关联格局随时间演化相对较稳定,高高区呈团块式集中于东部沿海,而带状式分布于内蒙地区,低低区散布在广大中西部地区,而高低及低高区数量变化较少,未来可能形成以陇海-兰新东西向的纵深发展轴及东部沿海南北向的辐射带。

3）县域单元LISA时间路径移动长度变化较大的县域主要集中分布于更具经济增长潜力或活力的环渤海、长江三角洲、珠江三角洲及内蒙古地区,而广大中西部地区县域LISA时间路径长度较短,经济增长缺乏活力,相对发展滞后;时间路径弯曲度最大的地区主要分布缺乏稳定空间依赖方向的京九沿线、110°E附近及西藏部分县域;因此,未来中国经济增长较难形成东中一体化态势,当前应着力提升京汕低谷带的“承东启西”作用,构筑联通东中一体化的网络通道。

4）中国县域经济增长的空间相关性具有较高的稳定性,局部空间结构较稳定,而大部分县域经济增长的局部空间联动性较弱,缺乏共同向上跃迁的动力,体现一定的局部锁定或路径依赖特征。

探寻县域经济增长的时空关联特征,一方面,可评价区域协调发展政策的实施效果,为今后区域政策重点调控及倾斜的目标地区提供参照;另一方面,有助于识别区域经济增长的核心,构建与培育合理的经济增长极,有效发挥增长极的辐射带动作用。分析具体型塑中国县域经济增长宏观格局的影响要素,是破解经济增长路径依赖的重要举措。

The authors have declared that no competing interests exist.

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[10]	张伟丽, 覃成林,李小建. 中国地市经济增长空间俱乐部趋同研究: 兼与省份数据的比较 [J].地理研究, 2011,30(8):1457-1470. https://doi.org/10.11821/yj2011080012 URL Magsci [本文引用: 1] 摘要利用ESDA方法和空间计量模型对中国329个地市经济增长空间俱乐部趋同假说进行检验,并与省份数据进行比较,最后探讨其形成机制。结果表明:地市ESDA分析得到的区域组更加符合俱乐部趋同"组内趋同而组间趋异"的特点;地市经济增长存在两个空间趋同俱乐部,其形成机制是,在经济行为的空间异质性和增长的局域空间溢出效应的共同作用下,产生不均衡空间分布,形成HH与LL两个区域组。在它们内部各地市之间的相互作用程度比区域组之间高,因而诱发了HH组、LL组内出现增长集聚。伴随着增长的持续,HH组、LL组的集聚程度不断提高,两组之间的经济增长差异不断扩大,于是形成两个空间趋同俱乐部。 [Zhang Weili, Qin Chenglin, Li Xiaojian. Study on spatial club convergence of prefectural economic growth: In comparison with provincial data. Geographical Research, 2011,30(8):1457-1470.] https://doi.org/10.11821/yj2011080012 URL Magsci [本文引用: 1] 摘要利用ESDA方法和空间计量模型对中国329个地市经济增长空间俱乐部趋同假说进行检验,并与省份数据进行比较,最后探讨其形成机制。结果表明:地市ESDA分析得到的区域组更加符合俱乐部趋同"组内趋同而组间趋异"的特点;地市经济增长存在两个空间趋同俱乐部,其形成机制是,在经济行为的空间异质性和增长的局域空间溢出效应的共同作用下,产生不均衡空间分布,形成HH与LL两个区域组。在它们内部各地市之间的相互作用程度比区域组之间高,因而诱发了HH组、LL组内出现增长集聚。伴随着增长的持续,HH组、LL组的集聚程度不断提高,两组之间的经济增长差异不断扩大,于是形成两个空间趋同俱乐部。
[11]	文余源,余俊逸. 中国区域经济增长的β趋同分析 [J].区域经济评论, 2015,(2):18-252015,(2):18-25. URL [本文引用: 1] 摘要随着我国对外开放和市场化改革的不断深入,区域间经济发展差距日益扩大,区域协调发展成为我国区域政策的主要内容,经济增长收敛性问题也因此成为学界关注的焦点。基于Barro和Sala-I-Martin(1992)经济增长趋同理论的实证分析表明,中国省域和城市的经济增长不存在绝对β趋同,而是存在增长趋异,但在控制工业化、信息化、城市化、市场化和开放化等变量条件下,却表现为条件β趋同。由此表明,实现区域协调发展,应加大对欠发达地区的支持力度,做好发达地区与欠发达地区间的产业转移与承接和产业结构调整工作,细化区域政策至城市单元级。 URL [本文引用: 1] 摘要随着我国对外开放和市场化改革的不断深入,区域间经济发展差距日益扩大,区域协调发展成为我国区域政策的主要内容,经济增长收敛性问题也因此成为学界关注的焦点。基于Barro和Sala-I-Martin(1992)经济增长趋同理论的实证分析表明,中国省域和城市的经济增长不存在绝对β趋同,而是存在增长趋异,但在控制工业化、信息化、城市化、市场化和开放化等变量条件下,却表现为条件β趋同。由此表明,实现区域协调发展,应加大对欠发达地区的支持力度,做好发达地区与欠发达地区间的产业转移与承接和产业结构调整工作,细化区域政策至城市单元级。
[12]	陈芳,龙志和,林光平. 中国县域经济差距及其收敛性的实证研究 [J].云南财经大学学报,2011,(6):49-55. URL [本文引用: 1] 摘要以县域经济为研究对象,运用Theil系数、变异系数以及面板数据回归分析方法对中国县域经济差距及其收敛性问题进行实证研究.研究发现:中国县域经济差距自2004年以来有缩小的趋势,分区域看,东、中、西部县域经济具有不同的收敛特征；同时,中国县域经济间具有比省域经济更强的收敛性,这说明中国省域经济差异的主要来源不是县域经济间的差异,而在于城市经济问的差异. [Chen Fang, Long Zhihe, Lin Guangpin. An empirical study on economic disparity and convergence across China’s counties. Journal of Yunnan University of Finance and Economics, 2011,(6):49-55.] URL [本文引用: 1] 摘要以县域经济为研究对象,运用Theil系数、变异系数以及面板数据回归分析方法对中国县域经济差距及其收敛性问题进行实证研究.研究发现:中国县域经济差距自2004年以来有缩小的趋势,分区域看,东、中、西部县域经济具有不同的收敛特征；同时,中国县域经济间具有比省域经济更强的收敛性,这说明中国省域经济差异的主要来源不是县域经济间的差异,而在于城市经济问的差异.
[13]	李敬,陈澎,万广华,等. 中国区域经济增长的空间关联及其解释——基于网络分析方法 [J].经济研究,2014,(11):4-16. URL [本文引用: 1] 摘要本文测度了1978-2012年中国区域经济增长的空间关联关系,并运用网络分析法和QAP方法,全新解构了区域经济增长的空间关联特征及影响因素。主要发现有:(1)中国区域经济增长空间网络具有稳定性和多重叠加性,共存在179个空间关联关系。(2)中国区域经济可分四个功能板块。第一板块是"双向溢出板块",主要由东部发达地区组成;第二板块是"经纪人板块",由具有较强经济增长活力的省份组成;第三板块是"主受益板块",由中西部发展较快的地区组成;第四板块是"净受益板块",由中西部落后地区组成。(3)中国区域经济增长溢出效应具有明显梯度特征。第一板块是经济增长的发动机,它将经济增长的动能传给第二板块,第二板块又将动能传给第三和第四板块。(4)中国区域经济增长在空间关联上具有"近水楼台先得月"和"门当户对"特征,地理位置的空间相邻、投资消费结构和产业结构的相似可以解释50.2%的空间关联。 [Li Jing, Chen Peng, Wan Guanghua et al. Study on the spatial correlation and explanation of regional economic growth in China—Based on analytic network process. Economic Research Journal, 2014,(11):4-16.] URL [本文引用: 1] 摘要本文测度了1978-2012年中国区域经济增长的空间关联关系,并运用网络分析法和QAP方法,全新解构了区域经济增长的空间关联特征及影响因素。主要发现有:(1)中国区域经济增长空间网络具有稳定性和多重叠加性,共存在179个空间关联关系。(2)中国区域经济可分四个功能板块。第一板块是"双向溢出板块",主要由东部发达地区组成;第二板块是"经纪人板块",由具有较强经济增长活力的省份组成;第三板块是"主受益板块",由中西部发展较快的地区组成;第四板块是"净受益板块",由中西部落后地区组成。(3)中国区域经济增长溢出效应具有明显梯度特征。第一板块是经济增长的发动机,它将经济增长的动能传给第二板块,第二板块又将动能传给第三和第四板块。(4)中国区域经济增长在空间关联上具有"近水楼台先得月"和"门当户对"特征,地理位置的空间相邻、投资消费结构和产业结构的相似可以解释50.2%的空间关联。
[14]	潘文卿. 中国的区域关联与经济增长的空间溢出效应 [J].经济研究,2012,(1):54-65. https://doi.org/10.3969/j.issn.1009-9972.2014.17.029 URL 摘要本文使用探索性空间数据分析工具研究了1988-2009年间中国各省区人均GDP的空间分布格局与特征,结果显示：一方面,存在着全域范围的正的空间自相关性,并且这种相关性随着时间的推移在增大;另一方面,局域相关也显示出中国局域性的空间集聚特征越来越明显。以一个表征市场潜能对地区经济发展影响的新经济地理学模型为基础,本文通过计量分析进一步考察了中国区域经济发展的空间溢出效应。经验分析表明,空间溢出效应是中国地区经济发展不可忽视的重要影响因素,市场潜能每增长1%,地区人均GDP增长率将提高0.47%,超过了地区固定资产投资增长的弹性值。当然,实证分析也发现这种空间溢出效应会随着地区间距离间隔的增加而减少。 [Pan Wenqing. Regional linkage and the spatial spillover effects on regional economic growth in China. Economic Research Journal, 2012,(1):54-65.] https://doi.org/10.3969/j.issn.1009-9972.2014.17.029 URL 摘要本文使用探索性空间数据分析工具研究了1988-2009年间中国各省区人均GDP的空间分布格局与特征,结果显示：一方面,存在着全域范围的正的空间自相关性,并且这种相关性随着时间的推移在增大;另一方面,局域相关也显示出中国局域性的空间集聚特征越来越明显。以一个表征市场潜能对地区经济发展影响的新经济地理学模型为基础,本文通过计量分析进一步考察了中国区域经济发展的空间溢出效应。经验分析表明,空间溢出效应是中国地区经济发展不可忽视的重要影响因素,市场潜能每增长1%,地区人均GDP增长率将提高0.47%,超过了地区固定资产投资增长的弹性值。当然,实证分析也发现这种空间溢出效应会随着地区间距离间隔的增加而减少。
[15]	刘建国,张文忠. 中国区域全要素生产效率的空间溢出关联效应研究 [J].地理科学,2014,34(5):522-53. Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>运用空间计量模型对1990~2011 年中国全要素生产率进行研究，发现：此间中国省域全要素生产率在大部分年份呈现了空间自相关性，表明这22 a 间中国省域全要素生产率并不是完全的随机状态，受其它区域的影响。进一步运用空间计量经济模型从空间维度探究了区域全要素生产率的影响因素，研究表明：经济的集聚水平越高，全要素生产率会得到显著改善；人力资本对经济增长与效率的提升有着显著地积极作用，并表现一定程度的溢出；政府干预和产业结构对全要素生产率的影响为负，说明政府部门要减少对经济的干预；同时表明了中国的产业结构可能存在不合理的地方；信息化水平、基础设施水平对全要素生产率的影响为正，但基础设施水平在统计学意义上并不显著；民营化所占比重的提升对全要素生产率的改进是显著的，因为私有化致使企业的权力下放有助于提高技术效率；经济开放水平显著提升了中国的区域全要素生产率；中国部分省份土地投入规模过大而出现规模不经济的问题。从全要素生产率在各个地区间溢出的证据出发，各个地方政府在统筹区域经济发展的过程中不仅需要考虑本地区经济发展的实际，需要打破目前行政区经济的界限，实现跨区域的协调与合作，实现共赢，最终实现所有地区全要素生产率的提高。</p> [Liu Jianguo, Zhang Wenzhong. The spatial spillover effects on regional total factor productivity in China. Scientia Geographica Sinica, 2014,34(5):522-53.] Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>运用空间计量模型对1990~2011 年中国全要素生产率进行研究，发现：此间中国省域全要素生产率在大部分年份呈现了空间自相关性，表明这22 a 间中国省域全要素生产率并不是完全的随机状态，受其它区域的影响。进一步运用空间计量经济模型从空间维度探究了区域全要素生产率的影响因素，研究表明：经济的集聚水平越高，全要素生产率会得到显著改善；人力资本对经济增长与效率的提升有着显著地积极作用，并表现一定程度的溢出；政府干预和产业结构对全要素生产率的影响为负，说明政府部门要减少对经济的干预；同时表明了中国的产业结构可能存在不合理的地方；信息化水平、基础设施水平对全要素生产率的影响为正，但基础设施水平在统计学意义上并不显著；民营化所占比重的提升对全要素生产率的改进是显著的，因为私有化致使企业的权力下放有助于提高技术效率；经济开放水平显著提升了中国的区域全要素生产率；中国部分省份土地投入规模过大而出现规模不经济的问题。从全要素生产率在各个地区间溢出的证据出发，各个地方政府在统筹区域经济发展的过程中不仅需要考虑本地区经济发展的实际，需要打破目前行政区经济的界限，实现跨区域的协调与合作，实现共赢，最终实现所有地区全要素生产率的提高。</p>
[16]	国家统计局农村社会经济调查司.中国县(市)社会经济统计年鉴(1998~2014)[M].北京:中国统计出版社. [本文引用: 1] [National Bureau of Statistics of China. China County Statistical Yearbook. Beijing: China Statistics Press, 1998-2014.] [本文引用: 1]
[1]	倪鹏飞,李冕,王雨飞. 中国经济地理呈现新格局 [J].西部大开发,2015,(6):76-80. https://doi.org/10.3969/j.issn.1009-8631.2015.06.017 URL [本文引用: 3] 摘要正未来20年,这一城市体系将支撑起覆盖32个城市群、近1000个城市、近20000个小城镇,超大城市、特大城市、大城市、中等城市、小城市、小城镇、居民点协调发展的城市中国新版图。"胡焕庸线"是我国经济地理的一条重要分界线,反映了近代以来中国经济空间的基本格局,也反映出我国空间发展的严重失衡。作为一个广疆域、多民族的大国,如何破解胡焕庸线将是中国的一项长期重大课题。笔者在长期研 [Ni Pengfei, Li Mian, Wang Yufei. The new spatial patterns in China’s economic geography. West China Development, 2015,(6):76-80.] https://doi.org/10.3969/j.issn.1009-8631.2015.06.017 URL [本文引用: 3] 摘要正未来20年,这一城市体系将支撑起覆盖32个城市群、近1000个城市、近20000个小城镇,超大城市、特大城市、大城市、中等城市、小城市、小城镇、居民点协调发展的城市中国新版图。"胡焕庸线"是我国经济地理的一条重要分界线,反映了近代以来中国经济空间的基本格局,也反映出我国空间发展的严重失衡。作为一个广疆域、多民族的大国,如何破解胡焕庸线将是中国的一项长期重大课题。笔者在长期研
[17]	国家统计局城市社会经济调查司.中国城市统计年鉴(1998~2014)[M].北京:中国统计出版社. [本文引用: 1] [National Bureau of Statistics of China.China City Statistical Yearbook.Beijing: China Statistics Press, 1998-2014.] [本文引用: 1]
[2]	吴启焰,陈浩. 云南城市经济影响区空间组织演变规律 [J].地理学报,2007,62(12):1244-1252 Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>对1990-2004 年云南省城镇发展差异进行分析，发现自20 世纪90 年代以来云南省城市综合实力总体呈差异扩大的趋势，表现出小城市发展缓慢且分化不明显，少数高位城市极化，在空间呈现明显的核心—边缘倾向等特征。其后，进一步展示云南省城市经济影响区空间演化的阶段性规律：① 20 世纪90 年代以前云南省城市经济影响区被特殊的地理环境分割成破碎且难以整合的小型离散化的格局；② 自20 世纪90 年代以来，随着地区工业化和城市化加速进行，交通通讯网络的发育和辐射，中小城市得以发育，伴随于城市经济影响区空间扩张与收缩，云南省城市经济影响区逐渐从单层离散分布演变为三层嵌套结构，并不断朝更高级的结构形态演进，即云南省城市经济影响区空间呈现显著的、由小规模离散分布阶段、过渡转型阶段到嵌套复合阶段的时空演化序列。最后，针对这种时空演化序列，笔者解析出云南省城市经济影响区在不同时空条件组合下的三种空间扩展类型：单向拓展类型、多向拓展类型和邻接扩展类型。</p> .[Wu Qiyan, Chen Hao. Urban economic effect region spatial evolution: Taking Yunnan Province as an example. Acta Geographica Sinica, 2007,62(12):1244-1252.] Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>对1990-2004 年云南省城镇发展差异进行分析，发现自20 世纪90 年代以来云南省城市综合实力总体呈差异扩大的趋势，表现出小城市发展缓慢且分化不明显，少数高位城市极化，在空间呈现明显的核心—边缘倾向等特征。其后，进一步展示云南省城市经济影响区空间演化的阶段性规律：① 20 世纪90 年代以前云南省城市经济影响区被特殊的地理环境分割成破碎且难以整合的小型离散化的格局；② 自20 世纪90 年代以来，随着地区工业化和城市化加速进行，交通通讯网络的发育和辐射，中小城市得以发育，伴随于城市经济影响区空间扩张与收缩，云南省城市经济影响区逐渐从单层离散分布演变为三层嵌套结构，并不断朝更高级的结构形态演进，即云南省城市经济影响区空间呈现显著的、由小规模离散分布阶段、过渡转型阶段到嵌套复合阶段的时空演化序列。最后，针对这种时空演化序列，笔者解析出云南省城市经济影响区在不同时空条件组合下的三种空间扩展类型：单向拓展类型、多向拓展类型和邻接扩展类型。</p>
[18]	王少剑,王洋,赵亚博. 广东省区域经济差异的多尺度与多机制研究 [J].地理科学,2014,34(10):1184-1192. Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>以广东省88 个县域为基本单元,基于“多尺度和多机制”框架,综合运用了总体差异指数、空间自相关、空间多水平回归等方法,分析了广东省1990~2010 年区域经济差异的时空动态演变。① 总体差异指数测度表明,20世纪90 年代初期以来,广东省区域经济差异在地区尺度、地级尺度、县级尺度和城乡尺度均表现出不断增大的趋势,地理尺度和空间组织对区域经济差异有很大影响。② 基于GIS应用,空间自相关检测发现广东省在经济发展过程中存在空间集聚“俱乐部趋同”现象,潜在地加深了区域经济差异。③ 空间多水平回归分析表明,全球化、简政放权、固定资产投资是促使区域经济差异加剧的主要原因,而市场化在一定程度上缓和了区域经济差异,城乡分异和地形因素也是区域经济差异的影响因素,但显著性较低。</p> [Wang Shaojian, Wang Yang, Zhao Yabo. GIS-based multi-scale and multi-mechanism research on regional inequality in Guangdong Province. Scientia Geographica Sinica, 2014,34(10):1184-1192.] Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>以广东省88 个县域为基本单元,基于“多尺度和多机制”框架,综合运用了总体差异指数、空间自相关、空间多水平回归等方法,分析了广东省1990~2010 年区域经济差异的时空动态演变。① 总体差异指数测度表明,20世纪90 年代初期以来,广东省区域经济差异在地区尺度、地级尺度、县级尺度和城乡尺度均表现出不断增大的趋势,地理尺度和空间组织对区域经济差异有很大影响。② 基于GIS应用,空间自相关检测发现广东省在经济发展过程中存在空间集聚“俱乐部趋同”现象,潜在地加深了区域经济差异。③ 空间多水平回归分析表明,全球化、简政放权、固定资产投资是促使区域经济差异加剧的主要原因,而市场化在一定程度上缓和了区域经济差异,城乡分异和地形因素也是区域经济差异的影响因素,但显著性较低。</p>
[19]	Anselin L. Local indicators of spatial association-LISA [J].Geographical Analysis,1995,27(2):93-115 URL [本文引用: 1]
[20]	Ye X Y. Comparative space time dynamics [D]. Santa Barbara:University of California,Santa Barbara and San Diego State University,2010. [本文引用: 1]
[3]	赵璐,赵作权. 基于特征椭圆的中国经济空间分异研究 [J].地理科学,2014,24(8):979-986. URL [本文引用: 1] 摘要根据克鲁格曼的"两个自然"理论,运用空间统计SDE方法,在GIS技术的支持下,基于中国国土空间特征椭圆系列——国土均衡分布椭圆、国土地形分布椭圆、人口分布椭圆等,在空间上定量刻画了中国经济空间分异的基本特征,并为分析经济空间分异提供了新的方法参考。主要结论如下:1在"两个自然"的分异作用下,中国经济空间分异主要以东-西方向为主。相对于国土均衡分布椭圆,国土地形分布椭圆明显偏西,长、短轴均明显减小,这反映出中国高地势主要集中分布在西部;中国人口空间分布靠近东部地区,其椭圆长、短轴长度均显著减小,充分表现出了经济活动的空间分异特征和空间聚集特征;2国土地形等"第一自然"要素对社会经济活动的控制作用显著。人口分布椭圆对于地形分布椭圆的空间分异系数为89.55%,其93%的空间展布范围位于胡焕庸线的东南,且分布轴线基本与胡焕庸线平行;3在"第二自然"聚集机制的作用下,中国城市体系人口、GDP主体集中在胡焕庸线东南方约20%的大陆国土面积上,且二者之间也存在着明显的空间差异。从"第一自然"要素的空间分异和控制作用来看,胡焕庸线以西地区,特别是西北侧地区发展经济、集聚人口的功能较弱。同时,由于区域发展的内在核心动力聚集机制的空间差异性,区域发展的过程也呈现不平衡的特征。从兼顾效率和公平的角度出发,可通过重点培育人口分布较为集中的成渝城市群、关中城市群等中西部经济增长极拉动中国经济增长和市场空间向中西部发展;可通过制定相关政策吸引人口向GDP分布椭圆北部地区流动、聚集,发挥人口的红利作用,推进经济增长由南向北发展。 [Zhao Lu, Zhao Zuoquan. Projecting the spatial variation of economic based on the specific ellipses in China. Scientia Geographica Sinica, 2014,24(8):979-986.] URL [本文引用: 1] 摘要根据克鲁格曼的"两个自然"理论,运用空间统计SDE方法,在GIS技术的支持下,基于中国国土空间特征椭圆系列——国土均衡分布椭圆、国土地形分布椭圆、人口分布椭圆等,在空间上定量刻画了中国经济空间分异的基本特征,并为分析经济空间分异提供了新的方法参考。主要结论如下:1在"两个自然"的分异作用下,中国经济空间分异主要以东-西方向为主。相对于国土均衡分布椭圆,国土地形分布椭圆明显偏西,长、短轴均明显减小,这反映出中国高地势主要集中分布在西部;中国人口空间分布靠近东部地区,其椭圆长、短轴长度均显著减小,充分表现出了经济活动的空间分异特征和空间聚集特征;2国土地形等"第一自然"要素对社会经济活动的控制作用显著。人口分布椭圆对于地形分布椭圆的空间分异系数为89.55%,其93%的空间展布范围位于胡焕庸线的东南,且分布轴线基本与胡焕庸线平行;3在"第二自然"聚集机制的作用下,中国城市体系人口、GDP主体集中在胡焕庸线东南方约20%的大陆国土面积上,且二者之间也存在着明显的空间差异。从"第一自然"要素的空间分异和控制作用来看,胡焕庸线以西地区,特别是西北侧地区发展经济、集聚人口的功能较弱。同时,由于区域发展的内在核心动力聚集机制的空间差异性,区域发展的过程也呈现不平衡的特征。从兼顾效率和公平的角度出发,可通过重点培育人口分布较为集中的成渝城市群、关中城市群等中西部经济增长极拉动中国经济增长和市场空间向中西部发展;可通过制定相关政策吸引人口向GDP分布椭圆北部地区流动、聚集,发挥人口的红利作用,推进经济增长由南向北发展。
[21]	郭永锐,张婕,卢韶婧,等. 中国入境旅游经济空间格局的时空动态性 [J].地理科学,2014,34(11):1329-1304. URL [本文引用: 1] 摘要以中国31个省域作为研究单元,以入境旅游外汇收入作为入境旅游经济的衡量指标,运用ESTDA框架,通过ESDA、LISA时间路径和时空跃迁等方法,从时空耦合的视角对中国2001~2011年省域入境旅游经济空间格局的时空动态性进行分析。研究发现:中国入境旅游经济存在弱正相关,表现为一种弱积聚格局,入境旅游经济空间差异呈现先缩小后扩大的趋势;东部沿海旅游经济发达地区具有更加动态的局部空间结构,而中西部旅游经济欠发达地区具有更加稳定的局部空间结构;湖北省在空间依赖方向上具有最大的波动性,而浙江省在空间依赖方向上具有最大的稳定性;中国入境旅游经济空间格局的演化具有较强的空间整合性,出现协同高增长趋势的省份主要集中在东部地区,而出现协同低增长趋势的省份主要集中在中西部地区;中国入境旅游经济的局部区域结构和空间自相关性非常稳定,具有一定的路径依赖或锁定特征。 [Guo Yongrui, Zhang Jie,Lu Shaojing et al. Spatio-temporal change of the inbound tourism economic development in China. Scientia Geographica Sinica, 2014,34(11):1329-1304.] URL [本文引用: 1] 摘要以中国31个省域作为研究单元,以入境旅游外汇收入作为入境旅游经济的衡量指标,运用ESTDA框架,通过ESDA、LISA时间路径和时空跃迁等方法,从时空耦合的视角对中国2001~2011年省域入境旅游经济空间格局的时空动态性进行分析。研究发现:中国入境旅游经济存在弱正相关,表现为一种弱积聚格局,入境旅游经济空间差异呈现先缩小后扩大的趋势;东部沿海旅游经济发达地区具有更加动态的局部空间结构,而中西部旅游经济欠发达地区具有更加稳定的局部空间结构;湖北省在空间依赖方向上具有最大的波动性,而浙江省在空间依赖方向上具有最大的稳定性;中国入境旅游经济空间格局的演化具有较强的空间整合性,出现协同高增长趋势的省份主要集中在东部地区,而出现协同低增长趋势的省份主要集中在中西部地区;中国入境旅游经济的局部区域结构和空间自相关性非常稳定,具有一定的路径依赖或锁定特征。
[4]	冯长春,曾赞荣,崔娜娜. 2000年以来中国区域经济差异的时空演变 [J].地理研究,2015,34(2):234-246. https://doi.org/10.11821/dlyj201502004 Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>基于经济区、省（直辖市、自治区）、地区（市、区、盟、自治州）三级空间单元,以2000-2012年人均GDP为指标,采用Theil指数二阶分解和ESDA空间统计方法,探索中国区域经济差异的时空演变。结果表明：① 2000年以后经济差异呈现“先小幅上升、后持续下降”的趋势,且省内差异>经济区间差异>省间差异;② 相比北部沿海、东部沿海、长江中游、南部沿海等综合经济区,黄河中游、大西北、大西南、东北等综合经济区内的省间差异相对较大;③ 省内差异减小的省份呈现增多趋势;④ 地级单元经济差异以空间正关联为主,HH类型有扩大趋势,LL类型较为稳定,HL和LH类型则较少且分布零散。在此基础上,从国家政策、地理区位、资源禀赋、资产投资和行政分割等角度探讨了经济差异的原因。</p> [Feng Changchun, Zeng Zanrong, Cui Nana. The economic disparities and their spatio-temporal evolution in China since 2000. Geographical Research, 2015,34(2):234-246.] https://doi.org/10.11821/dlyj201502004 Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>基于经济区、省（直辖市、自治区）、地区（市、区、盟、自治州）三级空间单元,以2000-2012年人均GDP为指标,采用Theil指数二阶分解和ESDA空间统计方法,探索中国区域经济差异的时空演变。结果表明：① 2000年以后经济差异呈现“先小幅上升、后持续下降”的趋势,且省内差异>经济区间差异>省间差异;② 相比北部沿海、东部沿海、长江中游、南部沿海等综合经济区,黄河中游、大西北、大西南、东北等综合经济区内的省间差异相对较大;③ 省内差异减小的省份呈现增多趋势;④ 地级单元经济差异以空间正关联为主,HH类型有扩大趋势,LL类型较为稳定,HL和LH类型则较少且分布零散。在此基础上,从国家政策、地理区位、资源禀赋、资产投资和行政分割等角度探讨了经济差异的原因。</p>
[22]	Rey S J,Ye X. Comparative spatial dynamics of regional systems [C]//Páez A et al. Progress in spatial analysis:theory, computation, and thematic applications. Heidelberg: Springer, 2010. [本文引用: 1]
[23]	李建新,钟业喜,黄洁,等. 21世纪以来京汕低谷带经济发展差异研究 [J].经济地理,2015,35(8):10-18. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2015.08.002 URL [本文引用: 1] 摘要京汕低谷带在全国经济发展由东向西战略转移过程中具有承东启西的重大责任,研究京汕低谷带经济发展差异具有重现实意义。首先,将京汕低谷带作为整体,考量了21世纪以来其在全国经济发展格局中地位的演变,发现其经济总量、均量在全国地位变化可分为快速下降和波动性缓慢下降两个阶段,发展速度亦处于劣势,客观上证实了经济低谷的存在;其次,以市域为研究单元,对低谷带内部经济综合发展差异做进一步的时空演变分析,结果表明：低谷带市域经济发展差异在时序上呈不断增大态势,尤其是绝对差异;市域经济发展水平的空间差异十分明显,各发展类型区域在空间分布上以“组间分异,组内集聚”为主特征;低谷带各城市经济发展水平整体上提升缓慢,陷入到“有点无轴”的发展困境。最后,基于京汕低谷带的发展困境进一步探讨了促使其经济振兴的政策措施。
[5]	李在军,胡美娟,马志飞,等. 中国地市经济增长的时空演变及机制分析 [J].地理与地理信息科学,2015,31(6):88-93. https://doi.org/10.3969/j.issn.1672-0504.2015.06.017 URL [本文引用: 1] 摘要区域经济增长的时空格局及驱动力分析是制定区域政策的重要依据,该文以人均GDP表征经济增长,采用经验正交函数与空间滤波模型,探寻1985-2012年间中国335个地市经济增长的时空演变及影响因素,得出以下结论:1)地市经济增长呈"稳步抬升—渐趋稳定—开始下降"变化态势,总体变动不大,但在空间上呈现显著的集聚特征;2) 地市经济增长主要呈东西反相分布,1985-2004年间东部地市的经济增长速度较快,西部地市发展较慢,而2004-2012年间中西部地市的经济成长较快,东部地市相对减缓,经济增长差异开始缩小;3)基于空间滤波误差模型识别出投资、消费、外贸、产业结构优化升级对地市经济增长起到显著拉动作用,财政支出、从业人员数量对地市经济发展的影响显著为负,城市化水平及区位条件对地市经济增长的促进作用并不显著。 [Li Zaijun, Hu Meijuan,Ma Zhifei et al. Analysis on temporal-spatial evolution and mechanisms of economic growth in China at municipal level. Geography and Geo-information science, 2015,31(6):88-93.] https://doi.org/10.3969/j.issn.1672-0504.2015.06.017 URL [本文引用: 1] 摘要区域经济增长的时空格局及驱动力分析是制定区域政策的重要依据,该文以人均GDP表征经济增长,采用经验正交函数与空间滤波模型,探寻1985-2012年间中国335个地市经济增长的时空演变及影响因素,得出以下结论:1)地市经济增长呈"稳步抬升—渐趋稳定—开始下降"变化态势,总体变动不大,但在空间上呈现显著的集聚特征;2) 地市经济增长主要呈东西反相分布,1985-2004年间东部地市的经济增长速度较快,西部地市发展较慢,而2004-2012年间中西部地市的经济成长较快,东部地市相对减缓,经济增长差异开始缩小;3)基于空间滤波误差模型识别出投资、消费、外贸、产业结构优化升级对地市经济增长起到显著拉动作用,财政支出、从业人员数量对地市经济发展的影响显著为负,城市化水平及区位条件对地市经济增长的促进作用并不显著。
[23]	[Li Jianxin, Zhong Yexi, Huang Jie et al. Economic development disparities of Jing-shan Economic Trough Belt since 2000. Economic Geography, 2015,35(8):10-18.] https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2015.08.002 URL [本文引用: 1] 摘要京汕低谷带在全国经济发展由东向西战略转移过程中具有承东启西的重大责任,研究京汕低谷带经济发展差异具有重现实意义。首先,将京汕低谷带作为整体,考量了21世纪以来其在全国经济发展格局中地位的演变,发现其经济总量、均量在全国地位变化可分为快速下降和波动性缓慢下降两个阶段,发展速度亦处于劣势,客观上证实了经济低谷的存在;其次,以市域为研究单元,对低谷带内部经济综合发展差异做进一步的时空演变分析,结果表明：低谷带市域经济发展差异在时序上呈不断增大态势,尤其是绝对差异;市域经济发展水平的空间差异十分明显,各发展类型区域在空间分布上以“组间分异,组内集聚”为主特征;低谷带各城市经济发展水平整体上提升缓慢,陷入到“有点无轴”的发展困境。最后,基于京汕低谷带的发展困境进一步探讨了促使其经济振兴的政策措施。
[24]	齐元静,杨宇,金凤君. 中国经济发展阶段及其时空格局演变特征 [J].地理学报,2013,68(4):517-531. Magsci [本文引用: 1] 摘要地级行政单元在中国经济发展中扮演着越来越重要的角色,是落实区域发展战略和相关政策的重要空间依托。现有研究中缺乏针对中国地级行政单元经济发展阶段及其时空格局演变的实证研究。本文在对经济发展阶段划分标准进行辨析的基础上,从全国和地级两个层面对中国经济发展的阶段性及其时空特征进行系统分析,并通过Global Moran's I 指数和Getis-Ord Gi<sup>*</sup>指数探讨了中国经济发展的空间演变规律。研究发现:① 总体而言,中国经济发展一直处于相对的集聚状态,自1990 年到2010 年由初级产品生产阶段进入工业化的中期阶段,经济发展格局呈现出“均衡—不均衡—逐步均衡”的演变特征。② 中国经济发展呈现出明显的由沿海向内陆地区推进的总体趋势,中西部发展水平较高的城市主要是区域性中心城市和资源富集型城市两种类型。③ 中国经济发展的热点区域呈现出“北移西进”的态势,东部沿海地区空间联动发展的效应有所减弱,呈现出“南上北下”的趋势,中西部地区城市仍以单体式发展为主,区域带动效应较弱,联动发展态势不明显。④ 从时间趋势来看,虽然全国经济发展出现了放缓的趋势,但中西部地区的经济增速却快速提高,已经明显高于沿海地区。⑤ 资源富集地区是中西部经济增长的热点地区,采用人均GDP单一指标测算的部分资源富集地区的经济发展阶段存在“虚高化”的特征,资源大规模集中开发带动经济总量迅速膨胀的同时,却掩盖了背后的经济结构失调和社会发展滞后等诸多问题,应引起决策者和学术界的持续关注。
[6]	Li G D, Fang C L. Analyzing the multi-mechanism of regional inequality in China [J].The Annals of Regional Science,2014,52(1):155-182. https://doi.org/10.1007/s00168-013-0580-2 URL [本文引用: 1] 摘要 This paper advances the multi-mechanism framework, integrates the GIS technology and spatial panel data models for analyzing regional inequality mechanism. Applying this integrated methodology, we investigate China鈥檚 regional inequality at the county level using a comprehensive panel dataset that includes socioeconomic, environmental, locational, policy and GIS data from 1992 to 2010. The results show that Chinese regional inequality at the county level has a non-stationary dynamic structure, mirroring global inequality and spatial autocorrelation. In addition, the spatial panel data models analysis reveals the relative influence of explanatory variables. The impact of essential productive factors on regional development is gradually fading. Industrialization and decentralization play the most important role. The influence of marketization on regional development is not clear. The expansion of urban built-up areas has exerted a strong influence on the uneven regional development. Policy and transportation factor plays an indispensable role in regional inequality. The analysis additionally recognizes that socioeconomic factors play a dominant role, beyond policy and location factors. The role of environmental factors appears to be masked. This paper suggests that more attention needs to be paid to micro-inequality to coordinate inter-county and intra-county inequality under the pressure of rapid industrialization, urbanization and modernization of agriculture. Given the pattern of economic development, deepening balanced development reforms, optimizing and upgrading the industrial structure might be effective ways to develop a more coordinated regional development structure in China at the county level. Copyright Springer-Verlag Berlin Heidelberg 2014
[7]	陈培阳,朱喜钢. 基于不同尺度的中国区域经济差异 [J].地理学报, 2012,67(8):1085-1097. Magsci [本文引用: 1] 摘要采用变异系数、泰尔指数、空间自相关和尺度方差等统计方法从地带、省级、地级和县级4 个尺度对1998-2009 年中国区域经济差异进行测度和空间格局比较分析。① 差异测度研究表明, 自1998 年以来, 中国区域经济差异在4 个尺度上均表现出扩大的趋势;省级、地级和县级单元人均GDP具有显著的空间自相关性, 其中地级和县级人均GDP的空间自相关程度呈扩大趋势。② 尺度方差及其分解研究表明, 尺度方差及其构成大小依次排列均为县级、地级、省级、地带, 即尺度越小, 尺度方差越大, 对区域经济差异的贡献份额也越大。③ 空间格局研究表明, 不同尺度区域经济空间关联格局总体相对稳定, HH类型集聚区大多分布于东部沿海地区, LL类型在中西部地区的大规模集聚是不同尺度区域经济空间自相关性的主要原因;各尺度显著空间关联类型对总体空间自相关和区域经济差异的影响各不相同。
[24]	[Qi Yuanjing, Yang Yu, Jin Fengjun. China’s economic development stage and its spatio-temporal evolution: Aprefectural-level analysis. Acta Geographica Sinica, 2013,68(4):517-531.] Magsci [本文引用: 1] 摘要地级行政单元在中国经济发展中扮演着越来越重要的角色,是落实区域发展战略和相关政策的重要空间依托。现有研究中缺乏针对中国地级行政单元经济发展阶段及其时空格局演变的实证研究。本文在对经济发展阶段划分标准进行辨析的基础上,从全国和地级两个层面对中国经济发展的阶段性及其时空特征进行系统分析,并通过Global Moran's I 指数和Getis-Ord Gi<sup>*</sup>指数探讨了中国经济发展的空间演变规律。研究发现:① 总体而言,中国经济发展一直处于相对的集聚状态,自1990 年到2010 年由初级产品生产阶段进入工业化的中期阶段,经济发展格局呈现出“均衡—不均衡—逐步均衡”的演变特征。② 中国经济发展呈现出明显的由沿海向内陆地区推进的总体趋势,中西部发展水平较高的城市主要是区域性中心城市和资源富集型城市两种类型。③ 中国经济发展的热点区域呈现出“北移西进”的态势,东部沿海地区空间联动发展的效应有所减弱,呈现出“南上北下”的趋势,中西部地区城市仍以单体式发展为主,区域带动效应较弱,联动发展态势不明显。④ 从时间趋势来看,虽然全国经济发展出现了放缓的趋势,但中西部地区的经济增速却快速提高,已经明显高于沿海地区。⑤ 资源富集地区是中西部经济增长的热点地区,采用人均GDP单一指标测算的部分资源富集地区的经济发展阶段存在“虚高化”的特征,资源大规模集中开发带动经济总量迅速膨胀的同时,却掩盖了背后的经济结构失调和社会发展滞后等诸多问题,应引起决策者和学术界的持续关注。
[25]	杜鹏,韩增林,王利,等. 东北地区县区经济增长空间格局演化 [J].地理研究,2015,34(12):2309-2319. https://doi.org/10.11821/dlyj201512009 URL [本文引用: 1] 摘要基于ESDA方法,选取东北地区343个县级地区GDP平均增长量和平均增长率作为变量,分析1992-2012年4个时段经济总体增长、空间关联及格局演变特征。研究表明:1研究区经济增长量呈现由强集聚向弱集聚变化的趋势,冷点和热点区域圈层分布明显,热点区域由东南部向南部和西部移动。2各单元平均经济增长率逐渐下降,高值区空间上由分散向集中转变,由中南部向西迁移。低值区呈分散布局,由东南向西北迁移。3研究区平均经济增长率经历了弱—强—弱的空间集聚过程,冷点和热点区域呈现分散—集中—分散的变化趋势,辽中南和锡林郭勒盟区域内单元增长速度较快。4基础相对较差的单元具有较高的增长速度,但经济基础较好的哈大沿线单元仍是区域发展的中心区域。
[7]	[Chen Peiyang, Zhu Xigang. Regional inequalities in China at different scales. Acta Geographica Sinica, 2012,67(8):1085-1097. ] Magsci [本文引用: 1] 摘要采用变异系数、泰尔指数、空间自相关和尺度方差等统计方法从地带、省级、地级和县级4 个尺度对1998-2009 年中国区域经济差异进行测度和空间格局比较分析。① 差异测度研究表明, 自1998 年以来, 中国区域经济差异在4 个尺度上均表现出扩大的趋势;省级、地级和县级单元人均GDP具有显著的空间自相关性, 其中地级和县级人均GDP的空间自相关程度呈扩大趋势。② 尺度方差及其分解研究表明, 尺度方差及其构成大小依次排列均为县级、地级、省级、地带, 即尺度越小, 尺度方差越大, 对区域经济差异的贡献份额也越大。③ 空间格局研究表明, 不同尺度区域经济空间关联格局总体相对稳定, HH类型集聚区大多分布于东部沿海地区, LL类型在中西部地区的大规模集聚是不同尺度区域经济空间自相关性的主要原因;各尺度显著空间关联类型对总体空间自相关和区域经济差异的影响各不相同。
[8]	陈培阳,朱喜钢. 中国区域经济趋同:基于县级尺度的空间马尔科夫链分析 [J].地理科学, 2013,33(11):1302-1308. Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>采用传统马尔可夫链和空间马尔可夫链统计方法从县级尺度对1998~2009 年中国区域经济增长趋同进行判定和时空格局分析。根据全国人均GDP的平均值将2 345 个县市按经济发展水平分为5 种类型，计算其马尔可夫链矩阵和空间马尔可夫链矩阵，并进行类型转变及其与邻域类型转变关系的空间格局演化分析。研究结果表明：① 自1998 年以来，中国区域经济增长存在明显的俱乐部趋同，并出现空间极化现象；其中高、低水平趋同俱乐部稳定性最强；② 趋同俱乐部稳定性强弱具有地带分异特征，表现为东部最为稳定，中部最不稳定；③ 趋同俱乐部转变受邻域环境影响显著，一个地区若以较高水平的发展县市为邻，则其增长的可能性会大大增加，反之则概率减小；④ 城市群地区趋同俱乐部稳定，周边地区类型转变明显。</p>
[25]	[Du Peng, Han Zenglin, Wang Li et al. Spatial pattern evolution of economic growth in counties and districts of Northeastern China. Geographical Research, 2015,34(12):2309-2319.] https://doi.org/10.11821/dlyj201512009 URL [本文引用: 1] 摘要基于ESDA方法,选取东北地区343个县级地区GDP平均增长量和平均增长率作为变量,分析1992-2012年4个时段经济总体增长、空间关联及格局演变特征。研究表明:1研究区经济增长量呈现由强集聚向弱集聚变化的趋势,冷点和热点区域圈层分布明显,热点区域由东南部向南部和西部移动。2各单元平均经济增长率逐渐下降,高值区空间上由分散向集中转变,由中南部向西迁移。低值区呈分散布局,由东南向西北迁移。3研究区平均经济增长率经历了弱—强—弱的空间集聚过程,冷点和热点区域呈现分散—集中—分散的变化趋势,辽中南和锡林郭勒盟区域内单元增长速度较快。4基础相对较差的单元具有较高的增长速度,但经济基础较好的哈大沿线单元仍是区域发展的中心区域。
[26]	程叶青,王哲野,张守志,等. 中国能源消费碳排放强度及其影响因素的空间计量 [J].地理学报,2013,68(10):1418-1431. https://doi.org/10.11821/dlxb201310011 Magsci [本文引用: 1] 摘要碳排放所引起的全球气候变化对人类经济社会发展带来了严峻的挑战。中国政府承诺到2020 年GDP碳排放强度较2005 年降低40%~45%,这一目标的实现有赖于全国层面社会经济和产业结构的实质性转型,更有赖于省区层面节能减排的具体行动。基于联合国政府间气候变化专门委员会(IPCC) 提供的方法,本文估算了全国30 个省区1997-2010 年碳排放强度,采用空间自相关分析方法和空间面板计量模型,探讨了中国省级尺度碳排放强度的时空格局特征及其主要影响因素,旨在为政府制定差异化节能减排的政策和发展低碳经济提供科学依据。研究结果表明:① 1997-2010 年,中国能能源消费CO<sub>2</sub>排放总量从4.16 Gt 增加到11.29Gt,年均增长率为7.15%,而同期GDP年均增长率达11.72%,碳排放强度总体上呈逐年下降的态势;② 1997-2010 年,碳排放强度的Moran's I 指数呈波动型增长,说明中国能源消费碳排放强度在省区尺度上具有明显的空间集聚特征,且集聚程度有不断增强的态势,同时,碳排放强度高值集聚区和低值集聚区表现出一定程度的路径依赖或空间锁定;③ 空间面板计量模型分析结果表明,能源强度、能源结构、产业结构和城市化率对中国能源消费碳排放强度时空格局演变具有重要影响;④ 提高能源利用效率,优化能源结构和产业结构,走低碳城市化道路,以及实行节能减排省区联动策略是推动中国实现节能减排目标的重要途径。
[8]	[Chen Peiyang, Zhu Xigang. Regional convergence at county level in China. Scientia Geographica Sinica, 2013,33(11):1302-1308.] Magsci [本文引用: 1] 摘要 <p>采用传统马尔可夫链和空间马尔可夫链统计方法从县级尺度对1998~2009 年中国区域经济增长趋同进行判定和时空格局分析。根据全国人均GDP的平均值将2 345 个县市按经济发展水平分为5 种类型，计算其马尔可夫链矩阵和空间马尔可夫链矩阵，并进行类型转变及其与邻域类型转变关系的空间格局演化分析。研究结果表明：① 自1998 年以来，中国区域经济增长存在明显的俱乐部趋同，并出现空间极化现象；其中高、低水平趋同俱乐部稳定性最强；② 趋同俱乐部稳定性强弱具有地带分异特征，表现为东部最为稳定，中部最不稳定；③ 趋同俱乐部转变受邻域环境影响显著，一个地区若以较高水平的发展县市为邻，则其增长的可能性会大大增加，反之则概率减小；④ 城市群地区趋同俱乐部稳定，周边地区类型转变明显。</p>
[9]	洪国志,胡华颖,李郇. 中国区域经济发展收敛的空间计量分析 [J].地理学报,2010,65(12):1548-1558. Magsci [本文引用: 1] 摘要通过空间计量经济学经济收敛标准分析方法的扩展，就中国240 个地级及以上城市的经济增长收敛性展开讨论。运用Moran's I 探讨中国区域经济空间相关模式与集聚，发现1990-2007 年间人均GDP水平显示出强烈的全局正自相关，且局部空间结构相对稳定，各城市要脱离原来的集群有一定困难。文章指出收敛标准分析存在错误方程设定，空间计量分析方法是合适的。空间计量分析结果表明中国城市间存在绝对β收敛，与非空间模型相比收敛速度显著提高且可信，空间因素在区域经济增长与收敛过程中起到重要作用。但敏感性分析显示，绝对收敛的同一稳态以及在空间上并不稳健。从机制看，中国城市间同时存在新古典增长理论和新增长理论所强调的趋同机制。最后，对促进绝对收敛的区域政策进行了讨论，并提出通过模拟经济收敛过程，是判断区域政策有效性的重要工具。
[26]	[Cheng Yeqing, Wang Zheye, Zhang Shouzhiet al. Spatial economic analysis of carbon emission intensity and its driving factors from energy consumption in China. Acta Geographica Sinica, 2013,68(10):1418-1431.] https://doi.org/10.11821/dlxb201310011 Magsci [本文引用: 1] 摘要碳排放所引起的全球气候变化对人类经济社会发展带来了严峻的挑战。中国政府承诺到2020 年GDP碳排放强度较2005 年降低40%~45%,这一目标的实现有赖于全国层面社会经济和产业结构的实质性转型,更有赖于省区层面节能减排的具体行动。基于联合国政府间气候变化专门委员会(IPCC) 提供的方法,本文估算了全国30 个省区1997-2010 年碳排放强度,采用空间自相关分析方法和空间面板计量模型,探讨了中国省级尺度碳排放强度的时空格局特征及其主要影响因素,旨在为政府制定差异化节能减排的政策和发展低碳经济提供科学依据。研究结果表明:① 1997-2010 年,中国能能源消费CO<sub>2</sub>排放总量从4.16 Gt 增加到11.29Gt,年均增长率为7.15%,而同期GDP年均增长率达11.72%,碳排放强度总体上呈逐年下降的态势;② 1997-2010 年,碳排放强度的Moran's I 指数呈波动型增长,说明中国能源消费碳排放强度在省区尺度上具有明显的空间集聚特征,且集聚程度有不断增强的态势,同时,碳排放强度高值集聚区和低值集聚区表现出一定程度的路径依赖或空间锁定;③ 空间面板计量模型分析结果表明,能源强度、能源结构、产业结构和城市化率对中国能源消费碳排放强度时空格局演变具有重要影响;④ 提高能源利用效率,优化能源结构和产业结构,走低碳城市化道路,以及实行节能减排省区联动策略是推动中国实现节能减排目标的重要途径。
[27]	Rey S J. Spatial empirics for economic growth and convergence [J].Geographical Analysis, 2001,33(3): 195-214. https://doi.org/10.1111/j.1538-4632.2001.tb00444.x URL [本文引用: 1] 摘要 This paper suggests some new empirical strategies for analyzing the evolution of regional income distributions over time and space. These approaches are based on extensions to the classical Markov transition matrices that allow for a more comprehensive analysis of the geographical dimensions of the transitional dynamics. This is achieved by integrating some recently developed local spatial statistics within a Markov framework. Insights to not only the frequency with which one economy may transition across different classes in the income distribution, but also how those transitions may or may not be spatially dependent are provided by these new measures. A number of indices are suggested as ways to characterize the space-time dynamics and are illustrated in a case study of U. S. regional income dynamics over the 1929鈥1994 period.
[9]	[Hong Guozhi, Hu Huaying, Li Xun. Analysis of regional growth convergence with spatial econometrics in China. Acta Geographica Sinica, 2010,65(12):1548-1558.] Magsci [本文引用: 1] 摘要通过空间计量经济学经济收敛标准分析方法的扩展，就中国240 个地级及以上城市的经济增长收敛性展开讨论。运用Moran's I 探讨中国区域经济空间相关模式与集聚，发现1990-2007 年间人均GDP水平显示出强烈的全局正自相关，且局部空间结构相对稳定，各城市要脱离原来的集群有一定困难。文章指出收敛标准分析存在错误方程设定，空间计量分析方法是合适的。空间计量分析结果表明中国城市间存在绝对β收敛，与非空间模型相比收敛速度显著提高且可信，空间因素在区域经济增长与收敛过程中起到重要作用。但敏感性分析显示，绝对收敛的同一稳态以及在空间上并不稳健。从机制看，中国城市间同时存在新古典增长理论和新增长理论所强调的趋同机制。最后，对促进绝对收敛的区域政策进行了讨论，并提出通过模拟经济收敛过程，是判断区域政策有效性的重要工具。

中国地市经济增长空间俱乐部趋同研究: 兼与省份数据的比较

2011

... 自2000年来,随着国家实施西部大开发战略,中部崛起,支持落后地区,尤其是一带一路战略的实施开展,中西部地区得到快速的发展^[2,3],那么,地区间的经济差异是否同样呈缩小趋势?一些学者采用新的研究方法,研究新时期不同尺度的中国经济增长的差异.其中,2000年以来省际区域经济差异研究表明,中国经济差异先呈小幅上升,后持续下降趋势^[4];事实上,2008年后中国地市经济增长呈下降趋势^[5];但是在2002~2009年间中国县域尺度上,经济差异先呈下降趋势,之后又上升^[6];另外,1998~2009年间中国经济差异在三大地带、省级、地级及县级尺度呈波动下降趋势^[7,8].另一方面,一些学者从趋同视角证明了中国区域经济差异趋同的态势,其中,对1990~2007年间中国240个地级市经济增长的收敛性进行研究,表明中国城市间存在绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

收敛,且收敛速度显著提高^[9];同期,对中国329个地市经济增长空间俱乐部趋同进行检验,发现地市经济增长存在2个空间趋同俱乐部,即高高（HH）及低低（LL）2个区域组,组内差异趋于缩小而组间差异不断扩大^[10];对于上述情形,有学者认为省域和城市经济趋同速度大体相当,但省域及城市经济增长不存在绝对趋同,而表现出增长趋异^[11];也有学者对中国县域经济增长收敛性进行研究,发现中国县域经济存在

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

收敛,且具有比省区经济更强的收敛性^[12].此外,随着区域经济增长的外溢效应、地理收缩效应、网络化效应等综合作用使得地区间经济联系更密切,空间联动态势显著,有助于增强区域一体化^[13~15]. ...

中国地市经济增长空间俱乐部趋同研究: 兼与省份数据的比较

2011

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国区域经济增长的β趋同分析

2015

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国区域经济增长的β趋同分析

2015

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国县域经济差距及其收敛性的实证研究

2011

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国县域经济差距及其收敛性的实证研究

2011

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国区域经济增长的空间关联及其解释——基于网络分析方法

2014

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国区域经济增长的空间关联及其解释——基于网络分析方法

2014

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国的区域关联与经济增长的空间溢出效应

2012

中国的区域关联与经济增长的空间溢出效应

2012

中国区域全要素生产效率的空间溢出关联效应研究

2014

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国区域全要素生产效率的空间溢出关联效应研究

2014

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

2014

... 由于中国幅员辽阔、历史悠久,行政区划在不同的发展阶段经历了不同的变化,为保证研究单元的完整性,统一按照2008年行政区划进行归并（研究区不包括香港、澳门及台湾）,最终得到包括县、自治县、县级市和市辖区共2 303个研究单元.以1998~2013年各县域人均GDP数据表征各县市经济发展,选取1998年、2003年、2008年及2013年5个时间断面分析中国县域经济发展的局部空间格局特征,相关统计数据来源于各年份《中国县（市）社会经济统计年（1998~2014）》^[16]、《中国城市统计年鉴（1998~2014）》^[17]、各省统计年鉴、地级市年鉴及部分市、县、区国民经济与社会发展统计公报. ...

2014

中国经济地理呈现新格局

2015

... 区域经济差异一直是永恒而经典的研究课题,新时期随着中国经济发展战略的不断调整,中国经济增长差异呈不断缩小、趋同态势,中国经济增长不断呈现新的空间格局特征,倪鹏飞等人指出未来中国将呈现“东中一体,外围倾斜”的空间格局新特征^[1],而判别地区经济增长的时空差异特征,有助于识别中国经济空间的新变化,这对于适时调整中国空间布局战略,突破经济发展的地理分界线有着重大现实意义. ...

... 1）不平等系数与全局空间自相关.区域发展均衡性具有高水平及低水平两种均衡状态,低水平均衡则表示缺乏带动及辐射周围地区的核心增长极,使得区域间缺乏增长动力,不利于经济增长.基尼系数与变异系数是探测区域经济增长差异不均衡性的重要指标,其值越大表明地区间差距越大;而全局空间相关指数,即Moran’s

\begin{matrix} I \end{matrix}

可进一步诊断区域经济的空间均衡集聚性,其取值为[-1,1],值越接近1,表示空间自相关性越强,即相邻地区间经济增长趋于集聚,经济发展空间不均衡性较强,受空间权重设定而导致不同结果,鉴于本文研究尺度较小,故选择基于Rook邻接的空间权重设定方法,并采用Z值对结果进行检验^[18]. ...

... ,1],值越接近1,表示空间自相关性越强,即相邻地区间经济增长趋于集聚,经济发展空间不均衡性较强,受空间权重设定而导致不同结果,鉴于本文研究尺度较小,故选择基于Rook邻接的空间权重设定方法,并采用Z值对结果进行检验^[18]. ...

中国经济地理呈现新格局

2015

\begin{matrix} I \end{matrix}

2014

云南城市经济影响区空间组织演变规律

2007

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

云南城市经济影响区空间组织演变规律

2007

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

广东省区域经济差异的多尺度与多机制研究

2014

\begin{matrix} I \end{matrix}

广东省区域经济差异的多尺度与多机制研究

2014

\begin{matrix} I \end{matrix}

Local indicators of spatial association-LISA

1995

... 2）局部空间自相关.局部空间自相关可进一步判断空间单元的集聚位置或区域,Local Moran’s

\begin{matrix} I \end{matrix}

可以研究同一区域内发生集聚状态的具体位置,其形式为^[19]： ...

Comparative space time dynamics

2010

... 3） LISA时间路径.LISA通过连续时间路径观察散点图中各样本单元的演变特征,使得传统静态的LISA更具动态性^[20,21].在给定的时间内,每个县域单元的LISA坐标由GDP的标准化值及空间滞后项组成,LISA的不同时点的移动路径可表示为[(

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}

),(

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}

),...,(

\begin{matrix} {y_{i,}}_{t} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

)],其中,

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

表示为

\begin{matrix} i \end{matrix}

县在

\begin{matrix} t \end{matrix}

年的GDP,

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

为

\begin{matrix} i \end{matrix}

县在

\begin{matrix} t \end{matrix}

年的空间滞后项^[22].因此,通过可视化县域单元的GDP值及其空间滞后项的空间移动,LISA时间路径可解释各县域经济发展在区域范围内的时空协同演化,并诊断局部空间差异的时空动态性,根据其几何特征可分解为相对长度及弯曲度. ...

基于特征椭圆的中国经济空间分异研究

2014

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

基于特征椭圆的中国经济空间分异研究

2014

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国入境旅游经济空间格局的时空动态性

2014

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}

),(

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}

),...,(

\begin{matrix} {y_{i,}}_{t} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

)],其中,

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

表示为

\begin{matrix} i \end{matrix}

县在

\begin{matrix} t \end{matrix}

年的GDP,

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

为

\begin{matrix} i \end{matrix}

县在

\begin{matrix} t \end{matrix}

中国入境旅游经济空间格局的时空动态性

2014

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}

),(

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}

),...,(

\begin{matrix} {y_{i,}}_{t} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

)],其中,

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

表示为

\begin{matrix} i \end{matrix}

县在

\begin{matrix} t \end{matrix}

年的GDP,

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

为

\begin{matrix} i \end{matrix}

县在

\begin{matrix} t \end{matrix}

2000年以来中国区域经济差异的时空演变

2015

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

2000年以来中国区域经济差异的时空演变

2015

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

Comparative spatial dynamics of regional systems

2010

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{1} \end{matrix}

),(

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{2} \end{matrix}

),...,(

\begin{matrix} {y_{i,}}_{t} \end{matrix}

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

)],其中,

\begin{matrix} {y_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

表示为

\begin{matrix} i \end{matrix}

县在

\begin{matrix} t \end{matrix}

年的GDP,

\begin{matrix} y {L_{i}}_{,}_{t} \end{matrix}

为

\begin{matrix} i \end{matrix}

县在

\begin{matrix} t \end{matrix}

21世纪以来京汕低谷带经济发展差异研究

2015

... 总体来看,虽然高高区数量由1998年的529个减少到2013年的473个,低低区由1998年的1 309个增加到2013年的1 398个,但4个时段县域经济局部空间关联格局相对较稳定（图2）.其中,高高区主要保持在东部沿海及内蒙地区,组团式集中于辽中南半岛、环渤海地区、长江三角洲地区、珠江三角洲地区、福州地区及天山北坡地区,低低区散布在广大中西部地区,而高低及低高区数量变化较少,未来可能形成以陇海-兰新东西向的纵深发展轴及东部沿海南北向的辐射带;由东部沿海向中部过渡地带出现大范围南北向的低低区域,连成一条低低断裂带,即所谓的京汕低谷带,该地带无论是GDP总量、人均GDP及增速上大都低于全国平均水平,其现状并未因京九铁路的开通而成长为新的增长带,相反,出现增速缓慢、经济极化等系列问题^[23]. ...

中国地市经济增长的时空演变及机制分析

2015

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国地市经济增长的时空演变及机制分析

2015

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

21世纪以来京汕低谷带经济发展差异研究

2015

中国经济发展阶段及其时空格局演变特征

2013

... 具体来看,随着时间演变,珠三角地区高高区不断减少,空间范围缩小,这是由于伴随着新一轮内涵式产业升级调整的压力,使得经济增长放缓^[24];而长三角及环渤海地区高高区数量有所增加,经济增长的扩散效应增强;东北地区高高区基本呈沿沈大线、哈尔滨、长春、呼伦贝尔及锡林郭勒盟周边分布,且数量有所增加,而低低区稳定在黑河市及大兴安岭地区,这与杜鹏^[25]等人的研究结论大体一致;4个时段,内蒙古西部及天山北坡高高区范围呈不断扩大态势,这是由于区域优势资源开发带来的经济增长效应;中部地区高高区集中分布于中原城市群及武汉城市群周边,且范围有所减小,说明中部崛起的效果并不显著. ...

Analyzing the multi-mechanism of regional inequality in China

2014

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

基于不同尺度的中国区域经济差异

2012

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国经济发展阶段及其时空格局演变特征

2013

东北地区县区经济增长空间格局演化

2015

基于不同尺度的中国区域经济差异

2012

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国区域经济趋同:基于县级尺度的空间马尔科夫链分析

2013

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

东北地区县区经济增长空间格局演化

2015

中国能源消费碳排放强度及其影响因素的空间计量

2013

... LISA时间路径的移动方向表明了LISA象限散点图的变动趋势,而Local Moran’s

\begin{matrix} I \end{matrix}

转移概率矩阵和时空跃迁有助于刻画各县域散点在不同局部相关类型间的转移^[26,27],将整个时段内县域单元经济增长局部时空关联数量类型增减变化情况,划分为4种类型,Ⅰ型表示某一县域自身的相对跃迁,包括HH_t→LH_t₊₁、HL_t→LL_t₊₁、LH_t→HH_t₊₁、LL_t→HL_t₊₁;Ⅱ型表示县域单元空间临近县域的跃迁,而县域自身状态不变,包括HH_t→HL_t₊₁、HL_t→HH_t₊₁、LH_t→LL_t₊₁、LL_t→LH_t₊₁;Ⅲ型表示县域自身与临近县域单元均发生跃迁,包括同向变化的HH_t→LL_t₊₁、LL_t→HH_t₊₁及异向变动的HL_t→LH_t₊₁、LH_t→HL_t₊₁;Ⅳ型表示县域与临近县域均未发生跃迁（表1）,根据4个类型的划分,进一步得到局部空间凝聚力

\begin{matrix} S_{t} \end{matrix}

. ...

中国区域经济趋同:基于县级尺度的空间马尔科夫链分析

2013

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国区域经济发展收敛的空间计量分析

2010

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

中国能源消费碳排放强度及其影响因素的空间计量

2013

... LISA时间路径的移动方向表明了LISA象限散点图的变动趋势,而Local Moran’s

\begin{matrix} I \end{matrix}

\begin{matrix} S_{t} \end{matrix}

. ...

Spatial empirics for economic growth and convergence

2001

... LISA时间路径的移动方向表明了LISA象限散点图的变动趋势,而Local Moran’s

\begin{matrix} I \end{matrix}

\begin{matrix} S_{t} \end{matrix}

. ...

中国区域经济发展收敛的空间计量分析

2010

\begin{matrix} β \end{matrix}

\begin{matrix} σ \end{matrix}

收敛和绝对

\begin{matrix} β \end{matrix}

〈

〉

新时期中国经济增长的空间格局

Spatial Pattern of Chinese Economic Growth at County Level in the 21th Century

1 数据来源与研究方法

1.1 数据来源

1.2 研究方法

2 结果分析

2.1 空间差异的时间特征

2.2 稳定的局部空间关联格局

2.3 局部空间关联格局动态演化

2.4 县域经济的局部时空作用机制

3 结论与讨论

参考文献 文献选项 原文顺序 文献年度倒序 文中引用次数倒序 被引期刊影响因子

参考文献

原文顺序

文献年度倒序

文中引用次数倒序

被引期刊影响因子