中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)空間格局演化研究

白書建, 鄭新奇, 梁 宇

(中國地質(zhì)大學(xué)(北京) 信息工程學(xué)院, 北京 100083)

中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)空間格局演化研究

白書建, 鄭新奇, 梁 宇

(中國地質(zhì)大學(xué)(北京) 信息工程學(xué)院, 北京 100083)

為深化對(duì)中原經(jīng)濟(jì)空間發(fā)展格局的認(rèn)識(shí)，為中原經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、健康發(fā)展提供決策參考，該文將中原經(jīng)濟(jì)區(qū)232個(gè)縣域作為研究對(duì)象，選取人均GDP為評(píng)價(jià)指標(biāo)，采用探索性空間統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)2000—2014年中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)的全局和局部演變特征進(jìn)行了研究。結(jié)果表明：2000—2014年中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)總體差異呈擴(kuò)大—縮小—擴(kuò)大的趨勢；縣域人均GDP呈顯著的正的空間自相關(guān)，縣域經(jīng)濟(jì)在空間上聚集分布；縣域經(jīng)濟(jì)的局部空間分布主要表現(xiàn)為HH聚集模式，變化較小，形成了以中西部的鄭州—洛陽和北部的武安市—邯鄲市峰峰礦區(qū)、高唐縣—荏平縣為中心的三個(gè)HH集聚區(qū)，經(jīng)濟(jì)引擎作用明顯，LL區(qū)主要分布在東南部的亳州市和阜陽市，其集聚態(tài)勢先增強(qiáng)后減弱，HL區(qū)和LH區(qū)相對(duì)較少，且沒有明顯的分布規(guī)律。

縣域經(jīng)濟(jì); 空間格局; 探索性空間統(tǒng)計(jì)分析; CPER

區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異是學(xué)者們持續(xù)關(guān)注的焦點(diǎn)之一，適當(dāng)?shù)膮^(qū)域差異促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)于加快落后地區(qū)發(fā)展、保持發(fā)達(dá)地區(qū)競爭力是十分有益的，過大的差異往往對(duì)區(qū)域發(fā)展產(chǎn)生不利的影響[1]。20世紀(jì)90年代以來國內(nèi)外學(xué)者就開始關(guān)注我國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異問題，國內(nèi)外學(xué)者針對(duì)不同研究層面、不同研究單元，采用不同的指標(biāo)和方法對(duì)不同區(qū)域、不同時(shí)段進(jìn)行了研究[2-11]。2011年建設(shè)中原經(jīng)濟(jì)區(qū)上升為國家戰(zhàn)略以來，學(xué)者們開始對(duì)中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行了研究，但由于其成立時(shí)間晚，現(xiàn)有研究涉及較少[12]。現(xiàn)有研究多以地市為研究單元[13-15]，選取一期數(shù)據(jù)[16]或者幾個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)進(jìn)行分析[17-18]，以縣域?yàn)檠芯繂卧鹉赀M(jìn)行研究的較少[19]，以至于在時(shí)間、空間上都無法精確地反映出區(qū)域經(jīng)濟(jì)的差異情況。

鑒于此，本研究選用中原經(jīng)濟(jì)區(qū)各縣域2000—2014年連續(xù)15年的人均GDP統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)及中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣級(jí)行政區(qū)劃矢量數(shù)據(jù)，通過計(jì)算變異系數(shù)、定義鄰接空間權(quán)重矩陣，運(yùn)用空間統(tǒng)計(jì)分析中的探索性空間統(tǒng)計(jì)分析(Exploratory Spatial Data Analysis，ESDA)方法[20]，借助ArcGIS提供的工具分析其內(nèi)部經(jīng)濟(jì)的差異情況及其動(dòng)態(tài)演變規(guī)律。此研究可以深化對(duì)中原經(jīng)濟(jì)空間發(fā)展格局的認(rèn)識(shí)，為中原經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、健康發(fā)展提供決策參考，同時(shí)對(duì)同類研究具有一定的參考價(jià)值。

1 研究區(qū)域、數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

根據(jù)2012年11月國務(wù)院正式批復(fù)的《中原經(jīng)濟(jì)區(qū)規(guī)劃》，中原經(jīng)濟(jì)區(qū)(Central Plains Economic Region，CPER)范圍涵蓋了河南全省、山東西南部、安徽西北部、河北南部和山西東南部共5省30市3縣(區(qū))。地處我國中心地帶，地理位置顯要、交通發(fā)達(dá)、市場潛力巨大、文化底蘊(yùn)深厚[21]。截至2014年底，經(jīng)濟(jì)總量約5.4萬億元，人口約1.65億人，面積28.9萬km2，分別占全國比重的8.5%，12.04%，3%，在我國改革發(fā)展大局中具有重要地位。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本研究區(qū)范圍依據(jù)2012年11月國務(wù)院正式批復(fù)的《中原經(jīng)濟(jì)區(qū)規(guī)劃》中發(fā)布的5省30市3縣(區(qū))范圍確定。以2014年的行政區(qū)劃為基礎(chǔ)，以縣域?yàn)檠芯繂卧??？紤]到省轄市市區(qū)內(nèi)部各區(qū)之間的相似性以及數(shù)據(jù)的可獲取性，將市區(qū)視為一個(gè)研究單元，最后一共得到232個(gè)縣域單元(173個(gè)縣(區(qū))，29個(gè)縣級(jí)市、30個(gè)省轄市市區(qū))。所需數(shù)據(jù)主要來源于2001—2015年的《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及河南、山東、安徽、山西、河北省相應(yīng)年份的統(tǒng)計(jì)年鑒或者經(jīng)濟(jì)年鑒，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)由相應(yīng)年份的縣市統(tǒng)計(jì)年鑒或統(tǒng)計(jì)公報(bào)獲得。

邯鄲市峰峰礦區(qū)沒有緊鄰市區(qū)，面積大，將其作為一個(gè)獨(dú)立的研究單元，考慮到長時(shí)間序列數(shù)據(jù)獲取困難，人均GDP采用邯鄲市市區(qū)數(shù)據(jù)；此外，淮南市潘集區(qū)面積小且處于經(jīng)濟(jì)區(qū)邊界，數(shù)據(jù)獲取困難，本研究不予考慮；2004年12月27日漯河市區(qū)劃把郾城一分為三，正式命名為郾城區(qū)，所以2000—2004年漯河市市區(qū)的人均GDP采用GDP總量除以人口總量的方法計(jì)算得到。

2 研究方法

2.1 變異系數(shù)

變異系數(shù)反映單位均值上的離散程度，消除對(duì)比的變量數(shù)列水平高低不同所帶來的影響，因此可以用來衡量區(qū)域發(fā)展差異或不平衡的程度，其計(jì)算公式如下：

(1)

2.2 全局空間自相關(guān)分析

全局空間自相關(guān)分析的功能在于描述要素的整體分布情況，判斷要素在空間上的分布模式是聚集、分散或是隨機(jī)。常用的指標(biāo)有Moran′sI，Geary′sC和廣義G統(tǒng)計(jì)量。本研究采用Moran′sI，計(jì)算公式如下：

(2)

I的取值范圍為[-1，1]，I大于0表示正的空間自相關(guān)，變量在空間上呈聚集分布模式；I小于0表示負(fù)的空間自相關(guān)，變量在空間上呈分散分布模式；I等于0表示不相關(guān)，變量在空間上呈隨機(jī)分布模式。由于受研究單元總數(shù)n大小的影響，用I指數(shù)推斷空間模式還必須與隨機(jī)模式中的I指數(shù)作比較，可以構(gòu)造標(biāo)準(zhǔn)化的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z來檢驗(yàn)空間自相關(guān)的顯著性，Z的計(jì)算公式為：

(3)

2.3 局部空間自相關(guān)分析

全局型空間自相關(guān)統(tǒng)計(jì)量是對(duì)整個(gè)研究區(qū)概括出的統(tǒng)計(jì)量，只能夠指出現(xiàn)象在空間的分布模式是聚集、分散或是隨機(jī)，但不能指出聚集地、分散地在哪兒；另外由于空間異質(zhì)性的存在，在研究區(qū)的某些區(qū)域上空間自相關(guān)值是高的，另外一些區(qū)域上的值可能是低的，甚至可能在研究區(qū)的某一部分中找到正的空間自相關(guān)而在另一些區(qū)域中找到負(fù)的空間自相關(guān)。因此，要解決空間過程中的潛在不穩(wěn)定性問題，就需要進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析。常用的局部空間自相關(guān)指標(biāo)有局部Moran指數(shù)(Ii)、局部G統(tǒng)計(jì)量、Moran散點(diǎn)圖，本研究采用局部Moran指數(shù)，其形式如下：

(4)

式中：S表示變量x的標(biāo)準(zhǔn)差，其他符號(hào)的含義同全局Moran指數(shù)。Ii值也需要構(gòu)造標(biāo)準(zhǔn)化的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z來進(jìn)行檢驗(yàn)。

3 結(jié)果與分析

3.1 縣域經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)演變?nèi)址治?/p>

使用ArcGIS 10.0的統(tǒng)計(jì)功能和空間統(tǒng)計(jì)分析的模式分析工具分別計(jì)算CPER縣域人均GDP的變異系數(shù)和全局Moran指數(shù)，并利用Z值法對(duì)空間自相關(guān)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見圖1，而隨之輸出的全局Moran′sI顯著性檢驗(yàn)的ZScore值，最大值為10.617，最小值為5.875。由圖1可知Cv值的變化分為三個(gè)階段：2000—2006年Cv值波動(dòng)上升，CPER縣域經(jīng)濟(jì)的差異總體上呈擴(kuò)大趨勢；2006—2013年Cv值逐漸下降，表明CPER縣域經(jīng)濟(jì)的相對(duì)差異逐年降低；而2013—2014年Cv增大，說明CPER縣域經(jīng)濟(jì)的總體差異再次擴(kuò)大。2000—2014年，Cv值處于波動(dòng)狀態(tài)，CPER縣域經(jīng)濟(jì)總體差異呈現(xiàn)擴(kuò)大—縮小—擴(kuò)大的趨勢。

圖1 CPER 2000-2014年縣域人均GDP的

2000—2014年，Moran′sI值均大于零，歷年全局Moran′sI均通過0.01下的顯著性水平檢驗(yàn)(0.01顯著性水平下Z的臨界值2.58)，表明CPER縣域經(jīng)濟(jì)呈正的空間自相關(guān)，且顯著，縣域經(jīng)濟(jì)在空間上呈聚集模式分布，即經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)縣和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)縣集中，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的縣和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的縣集中。由圖1可知Moran′sI值的變化分為三個(gè)階段：2000—2008年Moran′sI值逐年增加，表明縣域經(jīng)濟(jì)在空間上聚集不斷加強(qiáng)，各縣域之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系逐漸增強(qiáng)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異減小；2008—2012年Moran′sI基本穩(wěn)定，表明這一時(shí)期CPER縣域經(jīng)濟(jì)聚集情況無明顯變化；而2012—2014年Moran′sI下降，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡趨勢擴(kuò)大，其縣域經(jīng)濟(jì)聚集分布放緩。

3.2 縣域經(jīng)濟(jì)空間格局及動(dòng)態(tài)演變局部詳析

根據(jù)局部Moran指數(shù)的計(jì)算公式，利用ArcGIS 10.0空間統(tǒng)計(jì)分析聚類分布制圖工具，選取中原經(jīng)濟(jì)區(qū)“十五”、“十一五”、“十二五”規(guī)劃末期(2000年、2005年、2010年)以及2014年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，繪制其縣域人均GDP 在0.05顯著性水平下LISA集聚圖并對(duì)其結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，見圖2，圖中HH表示高觀測值的區(qū)域單元被同是高值的區(qū)域所包圍的空間聯(lián)系形式；HL表示高觀測值的區(qū)域單元被低值的區(qū)域所包圍的空間聯(lián)系形式；LL低觀測值的區(qū)域單元被同是低值的區(qū)域所包圍的空間聯(lián)系形式；LH低觀測值的區(qū)域單元被高值的區(qū)域所包圍的空間聯(lián)系形式。

2000年，CPER縣域經(jīng)濟(jì)的局部空間分布主要表現(xiàn)為HH模式，共15個(gè)縣，比重達(dá)到71.42%。中西部的鄭州市區(qū)、新鄭市、滎陽市、鞏義市、新密市、登封市、偃師市和長葛市形成了一個(gè)HH聚集區(qū)，晉城市區(qū)、澤州縣、沁陽市形成另一個(gè)HH聚集區(qū)；北部的武安市、邯鄲市區(qū)、邯鄲縣、邯鄲市峰峰礦區(qū)形成了另一個(gè)HH聚集區(qū)；長治市區(qū)、濮陽市區(qū)、漯河市區(qū)是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的縣域單元，而其周圍是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的縣域單元，形成了3個(gè)HL區(qū)；東南部的臨泉縣、阜南縣以及東部的夏縣形成了兩個(gè)LL區(qū)。

2005年，在HH聚集區(qū)的帶動(dòng)作用下，欒川縣、洛陽市區(qū)、伊川縣、義馬市、新安縣、濟(jì)源市、孟州市、溫縣、博愛縣發(fā)展起來，使中西部的兩個(gè)HH聚集區(qū)連在一起，但長葛市、晉城市區(qū)、澤州縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度相對(duì)降低，退出HH聚集區(qū)；長治市區(qū)、周口市區(qū)同周邊相比其經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢已不明顯，河津市、濮陽市形成2個(gè)經(jīng)濟(jì)凸出區(qū)；東南部的LL聚集區(qū)向東北發(fā)展，新增加了鄲城縣、太和縣、利辛縣、界首市、阜陽市區(qū)五個(gè)縣域單元。

2010年，HH聚集區(qū)縣域個(gè)數(shù)增加為23個(gè)，中西部的HH聚集區(qū)進(jìn)一步向西發(fā)展，澠池縣加入，北部的HH聚集區(qū)中，邯鄲縣和邯鄲市區(qū)退出，但高唐縣和荏平縣形成一個(gè)新的HH區(qū)；濮陽市周邊的優(yōu)勢消退，但河津市經(jīng)濟(jì)仍處于領(lǐng)先地位；垣曲縣、沁縣自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后于周邊區(qū)域，形成兩個(gè)新的LH區(qū)；在周邊縣(市)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)下，夏縣和鄲城縣發(fā)展起來，但渦陽縣加入HH區(qū)。

2014年整個(gè)區(qū)域的局部聚集情況發(fā)生了較大的變動(dòng)。HH區(qū)縣域的比重占顯著縣域總數(shù)的74.07%，孟津縣及長葛市的加入使中西部的HH聚集區(qū)成為連續(xù)區(qū)域，但欒川、伊川、澠池、博愛縣沒有跟上該HH聚集區(qū)的經(jīng)濟(jì)步伐，此外涉縣也退出北部的HH聚集區(qū)。垣曲縣、沁縣在周邊縣市的拉動(dòng)下突出重圍，但東南部的上蔡縣和臨泉縣成為新的經(jīng)濟(jì)塌陷區(qū)；東南部連續(xù)的LL集聚區(qū)被打破，界首市、阜陽市區(qū)、渦陽縣、臨泉縣退出，但北部的巨鹿縣形成一個(gè)新的LL區(qū)。河津市的經(jīng)濟(jì)領(lǐng)先地位消失，項(xiàng)城市的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢凸顯。

整體而言，2000—2014年中原經(jīng)濟(jì)區(qū)CPER縣域經(jīng)濟(jì)的局部空間分布主要表現(xiàn)為HH模式，變化幅度較小，且中西部逐步形成了一個(gè)以鄭州—洛陽為中心的HH集聚區(qū)，成為一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展引擎，對(duì)周邊區(qū)域單元的帶動(dòng)作用明顯，使HH集聚規(guī)模不斷擴(kuò)大，北部也在形成以武安市、邯鄲市峰峰礦區(qū)為中心以及高唐縣、荏平縣為中心的新經(jīng)濟(jì)增長極。LL區(qū)主要分布在中原經(jīng)濟(jì)區(qū)東南部的亳州市和阜陽市，其趨勢經(jīng)歷了分散—集聚—分散分布的過程，相應(yīng)的其集聚態(tài)勢先增強(qiáng)，后減弱，但2005年以后，LL區(qū)縣域個(gè)數(shù)及比重都在降低，說明CPER經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢越來越好。HL區(qū)和LH區(qū)相對(duì)較少，且分布沒有明顯的規(guī)律。這種空間格局的形成與演變，與各縣的區(qū)位條件、資源環(huán)境以及國家政策緊密相關(guān)。

圖2 2000-2014年中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域人均GDP LISA集聚圖(p≤0.05)。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié) 論

本文以中原經(jīng)濟(jì)區(qū)232個(gè)縣域?yàn)檠芯繉?duì)象，選取人均GDP為評(píng)價(jià)指標(biāo)，通過ArcGIS 10.0計(jì)算2000—2014年的Cv值、全局Moran′sI以及2000年、2005年、2010年、2014年4個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)的局部Moran′sI，并繪制CPER人均GDP在0.05顯著性水平下的LISA集聚圖，反映出中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的縣域經(jīng)濟(jì)空間格局演化。結(jié)論如下：(1) 2000—2014年CPER縣域經(jīng)濟(jì)總體差異呈現(xiàn)擴(kuò)大—縮小—擴(kuò)大的趨勢；(2) 縣域人均GDP呈顯著的正空間自相關(guān)，縣域經(jīng)濟(jì)在空間上呈聚集模式分布；(3) 縣域經(jīng)濟(jì)的局部空間分布主要是以HH經(jīng)濟(jì)空間集聚狀態(tài)為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)類型，形成了以中西部的鄭州—洛陽和北部的武安市—邯鄲市峰峰礦區(qū)、高唐縣—荏平縣為中心的三個(gè)HH聚集區(qū)，中西部HH區(qū)形成一個(gè)顯著的經(jīng)濟(jì)中心，且不斷擴(kuò)張，帶動(dòng)作用明顯；LL區(qū)主要分布在研究區(qū)東南部的亳州市和阜陽市，其集聚態(tài)勢先增強(qiáng)后減弱，HL區(qū)和LH區(qū)相對(duì)較少，且分布沒有明顯的規(guī)律。

4.2 討 論

傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析方法假設(shè)研究區(qū)內(nèi)的各個(gè)單元之間是相互獨(dú)立的，分析時(shí)只考慮樣本值的大小，不考慮研究對(duì)象在地理空間的分布特征及其相互間的位置關(guān)系，這與地理學(xué)第一定律矛盾，此外，傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析方法可視化水平不高；衡量縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的穩(wěn)定可靠的指標(biāo)體系尚未建立，因此在采用多個(gè)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)往往存在分析結(jié)果的不穩(wěn)定性等問題，指標(biāo)的內(nèi)容不同、個(gè)數(shù)不同都會(huì)造成分析結(jié)果的不同，而且對(duì)于縣域研究單元，其長時(shí)間、大量指標(biāo)數(shù)據(jù)的獲取有一定的難度，而單一指標(biāo)克服了這方面的不足；對(duì)于同一研究區(qū)域，選用不同的研究單元，其結(jié)果往往不同，研究單元過大，不足以反映出區(qū)域內(nèi)部的變化，研究單元太小，會(huì)造成人力財(cái)力的浪費(fèi)，對(duì)省及經(jīng)濟(jì)區(qū)層面的研究多以縣域?yàn)閱卧?；為降分析結(jié)果的偶然性，對(duì)于時(shí)間節(jié)點(diǎn)的選擇要遵循一定的規(guī)律，選取具有代表性的年份，如國民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展五年規(guī)劃期末年。本研究僅僅探討了從2000—2014年CPER縣域經(jīng)濟(jì)空間格局動(dòng)態(tài)演變過程，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間差異的理解與判斷都是初步的，而對(duì)造成其演變的原因并未涉深層次的分析，還需要進(jìn)一步探討。

[1] 靳城,陸玉麒.基于縣域單元的江蘇省經(jīng)濟(jì)空間格局演化[J].地理學(xué)報(bào),2009,64(6):713-724.

[2] 羅慶,李小建,楊慧敏.中國縣域經(jīng)濟(jì)空間分布格局及其演化研究:1990—2010年[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2014,31(1):1-7.

[3] 曾浩,余瑞祥,左椏菲,等.長江經(jīng)濟(jì)帶市域經(jīng)濟(jì)格局演變及其影響因素[J].經(jīng)濟(jì)地理,2015,35(5):25-31.

[4] 王慧,孫晉芳,余靜.山東省縣域經(jīng)濟(jì)時(shí)空分異演化特征研究[J].地域研究與開發(fā),2014,33(5):16-20.

[5] 馬曉熠,裴韜.基于探索性空間數(shù)據(jù)分析方法的北京市區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異[J].地理科學(xué)進(jìn)展,2010,29(12):1555-1561.

[6] 吳建民,丁疆輝.縣域內(nèi)部經(jīng)濟(jì)空間差異及其原因研究:以河北無極縣為例[J].地域研究與開發(fā),2011,30(2):33-37.

[7] 鐘紹軍,劉洪.中國人均GDP區(qū)域趨同性時(shí)空演變分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2015(16):83-88.

[8] 趙明華,鄭元文.近10年來山東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異時(shí)空演變及驅(qū)動(dòng)力分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2013,33(1):79-85.

[9] 劉楠,謝永生,索改弟,等.基于ESDA的陜西省縣域經(jīng)濟(jì)空間格局演變[J].水土保持研究,2014,21(3):73-78.

[10] 蔣海兵,徐建剛,商碩.鹽城市鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)差異空間分析[J].地域研究與開發(fā),2010,29(1):42-48.

[11] 歐向軍,葉磊,張洵,等.江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異與極化比較[J].經(jīng)濟(jì)地理,2012,32(7):24-29.

[12] 張偉麗,張翠.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)增長俱樂部趨同及其演變:基于縣域尺度的加權(quán)馬爾科夫鏈分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2015,29(8):14-19.

[13] 薛寶琪.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)空間格局演化分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2013,33(1):15-20.

[14] 孟騫.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展路徑研究[D].河南開封:河南大學(xué),2014.

[15] 張偉麗,楊慧敏.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)省際邊界經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展及空間格局演化分析:兼與長三角省際邊界區(qū)的比較[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2015(1):6-11.

[16] 許淑娜.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)分析[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué),2014,53(6):1470-1473.

[17] 胥亞男,李二玲,屈艷輝,等.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局及演變[J].經(jīng)濟(jì)地理,2015,35(4):33-39.

[18] 趙文亮,陳文峰,孟德友.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)及時(shí)空格局演變[J].經(jīng)濟(jì)地理,2011,31(10):1585-1591.

[19] 楊賀,劉金平.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)空間相關(guān)性分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2012(1):32-36.

[20] Anselin L. Spatial Econometrics: Methods and Models[M].Boston: Kluwer Academic Publishers,1988.

[21] 國家發(fā)展和改革委員會(huì).中原經(jīng)濟(jì)區(qū)規(guī)劃(2012—2020年)[EB/OL]. http:∥www.ndrc.gov.cn/zcfb/zcfbghwb/201402/P020140221361043804373.pdf,2012-12-03/2016-5-1.

StudyontheEconomicSpatialPatternatCountyLevelinCentralPlainsEconomicRegion

BAI Shujiang, ZHENG Xinqi, LIANG Yu

(SchoolofInformationEngineering,ChinaUniversityofGeosciences,Beijing100083,China)

In order to deepen the understanding of the Central Plains Economic Region (CPER) economic space development pattern and provide decision-making reference for the sustained and healthy development of CPER, per capita GDP was selected to be the evaluating indicator. We use ESDA analyzing method to explore the evolution characteristics of global and local economic spatial structure at the county level in CPER from 2000 to 2014. The domestic economy of CPER showed the trend of expanding-narrowing-expanding at global level during the period from 2000 to 2014. The domestic per capita GDP is positive and significantly spatial autocorrelation, while the local economic shows aggregating spatial pattern. Local spatial distribution of the county economy is HH aggregation model with little changes, forming three HH concentrated centers: Zhengzhou—Luoyang, Wuan—Fengfeng mining area and Gaotang—Renping with obvious economic engine effect. LL area mainly distributs in the southeastern of Bozhou and Fuyang. Its agglomeration trend goes enhancing at first and then weakening. The HL and LH areas are relatively small and have no obvious distribution patterns.

county economy; spatial pattern; ESDA; Central Plains Economic Region

2016-07-13

：2016-08-06

國土資源部公益性行業(yè)科研專項(xiàng)經(jīng)費(fèi)項(xiàng)目“基于‘生命共同體’的京津冀土地用途管制政策模擬仿真技術(shù)”(201511010-7)

白書建(1990—),男,河南鄭州人,碩士研究生,主要研究方向是地理信息科學(xué)與技術(shù)。E-mail:bsj14914@cugb.edu.cn

鄭新奇(1963—),男,河南洛陽人,博士,教授,博士生導(dǎo)師,主要研究領(lǐng)域是地理信息科學(xué)與技術(shù),集約用地理論、方法與技術(shù),空間數(shù)據(jù)挖掘,土地信息技術(shù)與應(yīng)用等。E-mail:zhengxq@cugb.edu.cn

F061.5

：A

：1005-3409(2017)02-0229-05