摘 　 要：针对传统的统计学方法无法有效刻画居民收入空间格局演变的不足，该文提出了一种将数理统计与空间统计相结合的方法。采用探索性空间数据分析（ Ｅ Ｓ Ｄ Ａ ） 方法，研究了 １ ９ ８ ９ 年— ２ ０ １ １ 年苏中苏南地区县域单元城镇居民人均可支配收入的变化，较好地描述了收入差异的时序变化和空间格局演变特征。研究发现：县域单元的城镇居民人均可支配收入的绝对差异逐年增大，相对差异呈阶段性波动增大；同时，城镇居民人均可支配收入呈高度的空间自相关，收入水平相似的单元在空间上集聚，苏南处于高值簇，热点区聚集；苏中处于低值簇，冷点区聚集；此外，城镇居民人均可支配收入增长空间格局不稳定，冷热点区切换频繁，冷热点区呈高度集聚，其他类型区域的分布态势减弱。

关键词：苏中；苏南；时空演变；城镇居民人均可支配收入；空间自相关

    １　 引言

区域经济差异一直备受专家学者的关注，特别是改革开放以来，区域非均衡发展成为区域经济发展的典型特征之一。众多专家学者采用不同的指标和方法，对区域间的经济差异进行专门研究，并取得不少成果，为促进区域经济的协调发展提供借鉴作用。国内研究主要从区域经济差异原因的视角出发。首先，政府宏观调控政策，特别是东部导向政策被认为是一个重要的驱动原因 ［１ ］ 。也有学者以经合组织（ Ｏ Ｅ Ｃ Ｄ ） 分析区域经济增长的方法为基础，测算了２ ０ ０ ０年— ２ ０ ０ ５年中国大陆３ １个省级行政单位 Ｇ Ｄ Ｐ 的变化，指出人均资本的增加是Ｇ Ｄ Ｐ增长的最重要推动因素 ［２ ］ 。还有学者提出二元结构 ［３ ］ 、资源禀赋和基础设施 ［ ４ ］ 等均有可能是区域经济差异的重要因素。为了更精确地解释经济分化 驱 动 原 因，通 过 探索性空间 数 据 分 析 （ Ｅ Ｓ－Ｄ Ａ ） ，针对江苏省 １ ９ ９ ３ 年— ２ ０ ０ ７ 年人均 Ｇ Ｄ Ｐ 经济格局的演化，有学者将驱动力归结为历史发展基础、经济区位、区域发展政策和对外开放等方面 ［５ ］ 。以往研究主要在全国、东、中、西三大经济地带、省际这一大尺度展开 ［２ ， ６ － ７ ］ 。但是三大经济带和省际经济差异分析，忽视了区域内部的差异，因此以县域尺度的研究开始出现 ［５ ， ８ － ９ ］ ，但是主要集中在对农村收入的研究 ［８ － ９ ］ ，鲜有针对县域单元城镇居民收入差异的研究，而且县域经济在整个国民经济中处于基础地位，具有较好的稳定性，适合作为研究单元 ［１ ０ ］ 。

２　 研究区域，数据与方法

２ ． １　 研究区域与数据江苏省，自 古 乃 “ 富饶之 地”“ 鱼 米 之 乡” 。江苏的综合经济实力在全国一直处于前列。苏中苏南地区经济稳步上升，但是区域间经济发展的差异也在不断增大。本文所用数据来源于１ ９ ９ ０年— ２ ０ １ ２年 《 江苏省统计年鉴》 。由于 ２ ０ ０ ９ 年— ２ ０ １ １ 年的人均可支配收入有部分缺失，用职工平均工资代替，职工平均工资是可支配收入的重要体现，故对整体数据的完整性有较强的借鉴作用。

２ ． ２　 研究方法

２ ． ２ ． １　 统计分析指标选取１ ） 基尼系数基尼系数是由意大利经济学家基尼于１ ９ ９ ２年提出，根据协方差方法可把基尼系数表示为 ［１ １ － １ ３ ］ ：Ｇ ＝ ２ ／ （ ｎ２＋ μ ｙ ［ ］） × ∑ｎｉ ＝１ｉ × ｙ ｉ － （ ｎ ＋１ ） ／ ｎ式中： Ｇ 为基尼系数；ｎ 是区域数量； ｙ ｉ 为第 ｉ 区域城镇人均收入；μ ｙ为各县域单元城镇人均收入的平均； ｉ 为城镇人均收入从小到大排序时的序号。２ ） 沃尔夫森指数沃尔夫森指数是沃尔夫森利用基尼系数推导出的一个衡量区域经济总体差异程度的指标，公式为 ［１ １ ］ ：Ｗ ＝２ 　 Ｕ ＊ － Ｕ（ ）１ ／ Ｍ式中： Ｗ 为沃尔夫森指数，Ｕ ＊ 为修正了的县域单元城镇居民人均可支配收入的平均值， Ｕ １ 为最贫困的 １ ／ ２人口的平均收入， Ｍ 为城镇居民人均收入的中位数。

２ ． ２ ． ２　 地统计空间自相关方法１ ） Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ ’ ｓ 　Ｉ指数Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ ’ ｓ 　Ｉ指数是用于衡量空间要素的相互关系。与一般统计学中的相关系数类似，不同系数值表示不同的含义。Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ ’ ｓ 　Ｉ 指数的计算公式为：Ｉ ＝∑ｎｉ ＝１ ∑ｎｊ ≠ ｉｗｉ ｊ（ｘ ｉ － 珚 ｘ ） （ ｘ ｊ － 珚 ｘ ）Ｓ２ ∑ｎｉ ＝１ ∑ｎｊ ≠ ｉｗｉ ｊ式中： ｘｉ 和 ｘ ｊ 分别为 ｉ 区域和 ｊ 区域的城镇居民人均可支配收入； Ｗｉ ｊ为空间权重矩阵的要素，可以采用邻接标准和距离标准来判定，本文采用的是邻接标准，即区域 ｉ 与区域 ｊ 有公共边，则 Ｗｉ ｊ取１ ，否则取０ 。２ ） Ｇ ｅ ｔ ｉ ｓ － Ｏ ｒ ｄ 　Ｇ ｅ ｎ ｅ ｒ ａ ｌ 　Ｇ指数全局空间聚类 Ｇ ｅ ｔ ｉ ｓ － Ｏ ｒ ｄ 　Ｇ ｅ ｎ ｅ ｒ ａ ｌ 　Ｇ 指数表达式为 ［１ １ － １ ３ ］ ：（ ）Ｇ 　 ｄ ＝∑ｎｉ ＝１ ∑ｎｊ ＝１ Ｗｉ ｊ（ ）ｄ 　 ｘ ｉ ｘ ｊ ／ ∑ｎｉ ＝１ ∑ｎｊ ＝１ｘ ｉ ｘ ｊ ｉ ≠（ ） ｊ式中： ｄ 为距离， Ｗｉ ｊ（ ）ｄ 为以距离规则定义的权重，当区域 ｉ 和 ｊ 的距离小于 ｄ 时， Ｗｉ ｊ（ ）ｄ为１，否则为０ ； ｘ ｉ 和 ｘ ｊ 为区域 ｉ 和 ｊ的观测值。（３ ） Ｇ ｅ ｔ ｉ ｓ － Ｏ ｒ ｄ 　 Ｇ ＊ 指数Ｇ ｅ ｔ ｉ ｓ － Ｏ ｒ ｄ 　 Ｇ ＊ 是用来检验局部地区是否存在统计显著的高值和低值，其计算公式为：Ｇ ＊ｉ （ ） ｄ ＝ ∑ｎｊ ＝１ Ｗｉ ｊ（ ）ｄ 　 ｘ ｊ ／ ∑ｎｊ ＝１ｘ ｊ式中： ｄ 、 Ｗｉ ｊ（ ）ｄ 、 ｘ ｉ 和 ｘ ｊ 与 Ｇ ｅ ｔ ｉ ｓ － Ｏ ｒ ｄ 　Ｇ ｅ ｎ ｅ ｒ ａ ｌ 　Ｇ指数相同。

３　 县域城镇居民可支配收入区域格局的时序演变

３ ． １　 城镇居民可支配收入基本情况自１ ９ ８ ９年以来，苏中苏南地区的城镇居民人均可支配收入水平持续上升，但绝对差异和相对差异却在不断增大。从表 １ 看出：极差由 １ ９ ８ ９ 年的 ６ ６ ０元增至２ ０ １ １年的２ ３ ３ ３ ２元；标准差由１ ９ ８ ９年的１ ８ １元增至２ ０ １ １年的５ ８ ５ ５元，区域间城镇居民人均可支配收入的绝对差异逐年增大。极商由１ ９ ８ ９年 的 １ ． ６ ０ 增 至 ２ ０ １ １ 年的 １ ． ９ ７ ，增 幅 达 到２ ３％ ，变异系数的增幅达到２ ９％ ，在整体上，苏中苏南地区城镇可支配收入差异呈增大趋势，期间波动性显著。下降趋势，期间波动变化态势较为显著。在１ ９ ８ ９年— １ ９ ９ ６年的波动幅度较大，振幅达到３ ０，波动幅度最大的是南京市，由于地处内陆，远离经济与居民生活具有良好耦合协调发展关系的上海 ［１ ４ ］ ，在２ ０ ０ ０年— ２ ０ ０ ８ 年，平均增长指数出现小幅回升。在 ２ １ 世纪初，江苏省提出 “ 三沿”战略（ 沿沪宁线、沿江和沿东陇海） ，其中，沪宁线和沿江线给苏中苏 南 的 经 济 发 展 带 来 了 新 的 生 机。随 着２ ０ ０ ８年美国次贷危机爆发，苏中苏南地区也受到影响，平均增长指数在２ ０ ０ ９年急剧下降至 ６ ． ０ ，经济增长明显放缓。图 １　 城镇居民人均可支配收入平均增长指数折线图Ｆ ｉ ｇ ． １　Ｔ ｈ ｅ 　Ｌ ｉ ｎ ｅ 　Ｃ ｈ ａ ｒ ｔ 　ｏ ｆ 　ｔ ｈ ｅ 　Ａ ｖ ｅ ｒ ａ ｇ ｅ 　Ｇ ｒ ｏ ｗ ｔ ｈ 　Ｉ ｎ ｄ ｅ ｘ 　ｏ ｆＵ ｒ ｂ ａ ｎ 　Ｒ ｅ ｓ ｉ ｄ ｅ ｎ ｔ ｓ 　Ｄ ｉ ｓ ｐ ｏ ｓ ａ ｂ ｌ ｅ 　Ｉ ｎ ｃ ｏ ｍ ｅ图 ２　 城镇居民人均可支配收入变异系数折线图Ｆ ｉ ｇ ． ２　Ｔ ｈ ｅ 　Ｌ ｉ ｎ ｅ 　Ｃ ｈ ａ ｒ ｔ 　ｏ ｆ 　Ｖ ａ ｒ ｉ ａ ｂ ｉ ｌ ｉ ｔ ｙ 　 Ｉ ｎ ｄ ｅ ｘ 　ｏ ｆ 　ｔ ｈ ｅＵ ｒ ｂ ａ ｎ 　Ｒ ｅ ｓ ｉ ｄ ｅ ｎ ｔ ｓ 　Ｄ ｉ ｓ ｐ ｏ ｓ ａ ｂ ｌ ｅ 　Ｉ ｎ ｃ ｏ ｍ ｅ

３ ． ２　 城镇居民人均可支配收入区域差异和极化程度演变过程　　 为了深入地揭示样本地区县域城镇居民收入区域差异和极化程度，引入基尼系数和沃尔夫森指数（ 见表１和图３ ） 。从表１看出，基尼系数由１ ９ ８ ９年的０ ． ０ ７ ２增至２ ０ １ １年的０ ． ０ ９ ２ ，增幅达到２ ７ ． ８％ ，整体呈上升趋势，期间波动显著。 １ ９ ８ ９年— ２ ０ １ １年样本区域的沃尔夫森指数走势和基尼系数大致相同， １ ９ ８ ９ 至 ２ ０ １ １ 年的增幅为 ２ ２ ． ９％ ，表明样本区域内的相对差异增大。根据相对差异的阶段 性 变 化 趋 势，选 取 峰 值 和 谷 值 年 份，即１ ９ ８ ９年、 １ ９ ９ ４ 年、 １ ９ ９ ５ 年、 １ ９ ９ ７ 年、 ２ ０ ０ ０ 年、２ ０ ０ ４ 年和 ２ ０ １ １ 年断面对县域单元城镇居民收入的空间格局进行研究。

４　 县域城镇居民人均可支配收入区域格局的空间演变

４ ． １　 城镇居民人均可支配收入空间格局的整体特征空间自相关性使用全局和局部两种指标，全局指 标 用 于 探 测 整个区域的空 间模式 ［１ ５ ］ 。计算Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ ’ ｓ 　Ｉ 指数（ 见表 ２ ） ，各年份全局的 Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ ’ ｓ 　Ｉ值均在 ０ ． ４ ７ 以上，表明苏中苏南地区城镇居民人均可支配收入存在全局空间正相关，相似的地区在空间上聚集分布。结合图４ ， Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ ’ ｓ 　Ｉ指数呈降低态势，期间波动显著。 Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ ’ｓ 　Ｉ指数在观察期内有比较明显的阶段性特征，空间集聚态势呈现从强到弱态势，但总体格局基本保持稳定。

４ ． ２　 城镇居民人均可支配收入空间格局演变空间自相关全局指标有时会掩盖局部状态的不稳定性，因此在很多场合使用局部指标。局部指标用来计算一个空间单元与邻近单元就某一属性的相关程度，可进一步揭示样本区域的空间聚集与分散特征 ［１ ６ ］ 。根据区域相对差异阶段性变化趋势，利用 Ａ ｒ ｃ Ｇ Ｉ Ｓ分别计算１ ９ ８ ９年、 １ ９ ９ ４年、１ ９ ９ ５ 年、 １ ９ ９ ７ 年、 ２ ０ ０ ０ 年、 ２ ０ ０ ４ 年和 ２ ０ １ １ 年县域单元的 Ｇ ｅ ｔ ｉ ｓ － Ｏ ｒ ｄ 　Ｇ＊ 指数，生成冷热点演化图１ ） 整体而言， １ ９ ８ ９年至２ ０ １ １年，苏中苏南地区城镇居民人均可支配收入冷热点区域呈较稳定的集聚分布，且整体结构呈高度聚集的东西斜对称的空间特征。苏南地区处于高值簇，热点高值簇区域聚集，苏中地区处于低值簇，冷点低值簇区域聚集。苏中苏南地区的经济发展存在南北极化现象。２ ） 热点区主要分布在南部的沿海区域，即苏南地区。无锡市、苏州市、常熟市、昆山市、太仓市和吴江市一直是经济热点区域，江阴市４个关键年份为热点区域。另外南京、宜兴和常州等市部分年份为经济热点区域，经济热点区域呈沿海向内陆扩展的趋势。３ ） 次热点地区主要在苏南，集中于宜兴—常州—靖江—张家港—南通一线及其周围县域单元。分布区域受到热点地区的辐射带动作用，呈向内陆扩展趋势。４ ） 次冷点地区主要分布在苏中沿海城市和苏南内陆城市，主要包括启东市和如东县等沿海城市，南京市和溧水县等内陆城市，呈现明显的空间集聚分布。随着经济热点和次热点地区向内陆的扩展，次冷点区域正被逐渐压缩。５ ） 冷点地区主要位于苏中的北部一带，主要分布在宝应县、高邮市和兴化市等城市。自１ ９ ９ ４年以来，溧水县和高淳县转变为次冷点地区，冷点区整体呈局部收缩态势。

４ ． ３　 城镇居民人均可支配收入增长空间格局演变采用自然断裂点法对平均增长指数的 Ｇ ｅ ｔ ｉ ｓ －Ｏ ｒ ｄ 　Ｇ＊ 指 数 进 行 可 视 化 表 达，选 取 １ ９ ８ ９ 年—１ ９ ９ ４ 、 １ ９ ９ ４年— １ ９ ９ ５ 、 １ ９ ９ ５年— １ ９ ９ ７ 、 １ ９ ９ ７年—２ ０ ０ ０ 、 ２ ０ ０ ０ 年— ２ ０ ０ ４ 和 ２ ０ ０ ４ 年— ２ ０ １ １ 年共 ６ 个时间段，生成增长空间格局演化图１ ） 增长冷点区和热点区出现多次的切换，极少县域单元能保持稳定的增长类型。各类型区的空间集聚 格 局 呈 现 先 弱 后 强 的 态 势。 １ ９ ８ ９ 年—１ ９ ９ ７ 年增长的冷热点区和次热点区呈显著的空间集群分布； １ ９ ９ ７ 年— ２ ０ １ １ 年增长冷点区呈显著的空间集聚分布。２ ） 增长热点区自 １ ９ ８ ９ 年开始由苏南沿海向内陆迁移。冷点区和热点区频繁切换，冷点区多呈集聚分布，热点区分布零散。次热点区和次冷点区分布比较广泛，主要分布在内陆地区。３ ） 各类型区域出现过多次跃迁与交替。由于相邻县域之间的经济发展具有相似性，故热点区和次热点区、冷点区和次冷区的跃迁方向呈现高度一致性。在１ ９ ８ ９年— １ ９ ９ ４年该阶段热点区和次热点区主要集聚在苏南地区，冷点区主要集聚在苏中地区；在 １ ９ ９ ４ 年— １ ９ ９ ５ 年该阶段发生南北切换。

５　 结束语

本文采用 Ｅ Ｓ Ｄ Ａ 技术对 １ ９ ８ ９ 年— ２ ０ １ １ 年苏中苏南地区县域单元的城镇居民人均可支配收入的格局时空演变进行分析，研究得出：苏中地区和苏南地区的区域差异和极化程度存在不断增大趋势，相邻区域间的相关性逐渐增强，正是在这种形势之下，政府提出苏中融入苏南战略，充分发挥苏南经济对苏中经济的带动作用，促进苏南优质产业向苏中转移，使苏中在本身资源优势和劳动力优势的基础上实现经济快速发展。本文采用标准差和极差来描述区域间的收入差异，研究结果会受到总体收入水平的影响；用绝对差异来研究区域间的收入差距，与实际会产生一定的偏差，以期在以后的研究中改进方法的精确度和效率。

参考文献［ １ ］ 　 邓庆远． 影响我国区域经济差异的政府宏观调控与制度创新因素［ Ｊ ］ ． 经济经纬，２ ０ ０ ５ （ ４ ） ： ４ ３ － ４ ６．［ ２ ］ 　 赵继敏， 刘卫东． ２ ０ ０ ０ — ２ ０ ０ ５年我国省际经济增长差异及其因素分解［ Ｊ ］ ． 经济地理，２ ０ ０ ８ ， ２ ８ （ ５ ） ： ７ ６ ０ － ７ ６ ４．［ ３ ］ 　 袁媛， 陈兴鹏， 善孝玺． 甘肃省县域经济发展差异的时空演变分析［ Ｊ ］ ． 测绘科学，２ ０ １ ４ ， ３ ９ （ １ ） ： ５ ２ － ５ ８．［ ４ ］ 　 陈学刚， 杨兆萍 ． 基于 Ｅ Ｓ Ｄ Ａ － Ｇ Ｉ Ｓ 的新疆县域经济时空差异研究［ Ｊ ］ ． 测绘科学，２ ０ ０ ８ ， ３ ３ （ ３ ） ： ６ ２ － ６ ５．［ ５ ］ 　 靳诚， 陆玉麒 ． 基于县域单元的江苏省经济空间格局演化［ Ｊ ］ ． 地理学报，２ ０ ０ ９ ， ６ ４ （ ６ ） ： ７ １ ３ － ７ ２ ４．［ ６ ］ 　 孟斌， 王劲峰， 张文忠， 等 ． 基于空间分析方法的中国区域经济差异研究［ Ｊ ］ ． 地理科学，２ ０ ０ ５ ， ２ ５ （ ４ ） ： ３ ９ ３ － ４ ０ ０．［ ７ ］ 　 徐建华， 鲁凤， 苏方林， 等． 中国区域经济差异的时空尺度分析［ Ｊ ］ ． 地理研究，２ ０ ０ ５ ， ２ ４ （ １ ） ： ５ ７ － ６ ８．［ ８ ］ 　 孟德友， 陆玉麒 ． 基于县域单元的江苏省农民收入区域格局时空演变［ Ｊ ］ ． 经济地理，２ ０ １ ２ ， ３ ２ （ １ １ ） ： １ ０ ５ － １ １ ２．［ ９ ］ 　 白彩全， 张蓉， 宋伟轩， 等． 基于 Ｅ Ｓ Ｄ Ａ － Ｇ Ｉ Ｓ的长三角县域农民人均纯收入格局时空演变［ Ｊ ］ ． 农业现代化研究， ２ ０ １ ４ ，３ ５ （ ３ ） ： ３ ０ ８ － ３ １ ２．［ １ ０ ］高焕喜 ． 县域经济有关基本理论问题探析［ Ｊ ］ ． 华东经济管理， ２ ０ ０ ５ ，１ ９ （ ４ ） ： ７ １ － ７ ３．［ １ １ ］赵文亮， 王春涛， 陈文峰， 等． 基于县域单元的河南农民收入区域分异时空格局［ Ｊ ］ ． 地域研究与开发，２ ０ １ ２ ， ３ １（ ４ ） ：５ ６ － ６ ０．［ １ ２ ］孟德友， 陆玉麒 ． 基于基尼系数的河南县域经济差异产业分解［ Ｊ ］ ． 经济地理，２ ０ １ １ ， ３ １ （ ５ ） ： ７ ９ ９ － ８ ０ ４．［ １ ３ ］王洋， 修春亮． １ ９ ９ ０ — ２ ０ ０ ８年中国区域经济格局时空演变［ Ｊ ］ ． 地理科学进展，２ ０ １ １ ， ３ ０ （ ８ ） ： １ ０ ３ ７ － １ ０ ４ ６．［ １ ４ ］宋伟轩， 白彩全， 廖文强， 等． 长三角地区经济发展水平与居民生活质量耦合协调性研究［ Ｊ ］ ． 长江流域资源与环境， ２ ０ １ ３ ，２ ２ （ １ １ ） ： １ ３ ８ ２ － １ ３ ８ ８．［ １ ５ ］张松林， 张昆 ． 全局空间自相关 Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ 指数和 Ｇ 系数对比研究 ［ Ｊ ］ ． 中 山 大 学学报： 自 然 科 学 版，２ ０ ０ ７ ， ４ ６（ ４ ） ：９ ３ － ９ ７．［ １ ６ ］张松林， 张昆 ． 空间自相关局部指标 Ｍ ｏ ｒ ａ ｎ 指数和 Ｇ 系数研究［ Ｊ ］ ． 大地测量与地球动力学，２ ０ ０ ７ ， ２ ７ （ ３ ） ： ３ １ － ３ ４ ．