京津冀第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的實(shí)證分析

摘要：本文結(jié)合京津冀地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)及城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的現(xiàn)狀與特征，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，結(jié)果顯示：兩者發(fā)展趨勢并不完全同步。進(jìn)而對(duì)數(shù)據(jù)做回歸分析，發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在一定程度上是促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的。因此，應(yīng)采取相應(yīng)措施，促進(jìn)京津冀城市群進(jìn)一步發(fā)展。

關(guān)鍵詞：第三產(chǎn)業(yè)；城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)；京津冀地區(qū)

一、引言

自2007年相關(guān)支持政策出臺(tái)以來，京津冀地區(qū)已發(fā)展成為新的增長極。但城鄉(xiāng)不協(xié)調(diào)導(dǎo)致該地區(qū)主要城市作用不明確。北京的技術(shù)產(chǎn)業(yè)慢慢作用于周邊地區(qū)；隨著濱海新區(qū)的開發(fā)建設(shè)，天津在一段時(shí)間內(nèi)被不斷分化；河北副中心城市的經(jīng)濟(jì)實(shí)力不強(qiáng)，使城市群地區(qū)難以共享城市中心的發(fā)展成果。因此，在第三產(chǎn)業(yè)迅猛發(fā)展的同時(shí)，注重城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)、縮小差距實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展，已經(jīng)成為一個(gè)重要問題。

二、實(shí)證分析

（一）主成分分析

本文選取第三產(chǎn)業(yè)增加值、從業(yè)人員數(shù)目以及固定資產(chǎn)投資作為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、就業(yè)及投資方面的指標(biāo)，選取城鄉(xiāng)人均可支配收入比、固定資產(chǎn)投資比、二三產(chǎn)業(yè)增加值與第一產(chǎn)業(yè)增加值之比代表城鄉(xiāng)生活、投資以及空間方面的指標(biāo)。

運(yùn)用SPSS，對(duì)北京市、天津市以及河北省主要地市2014年的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，根據(jù)輸出結(jié)果可知第一主成分特征值是1.165，可解釋總方差的38.84%；第二主成分特征值是1.005，占總方差的33.512%；第三主成分特征值小于1，說明力度非常弱。因此，抽出的主成分?jǐn)?shù)量為二。得到各主成分得分表達(dá)式為：F1=SE1*0.660-SE2*0.618+SE3*0.202； F2=SE1*0.037+SE2*0.345+SE3*0.935 （SE為原始變量標(biāo)準(zhǔn)化后的變量） 。繼而利用兩個(gè)主成分所對(duì)應(yīng)的方差百分比進(jìn)行加權(quán)，公式為：Score=F1*38.84%+F2*35.512%。同理對(duì)第三產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。得到分析結(jié)果如表1。

由表1所示，得分越高的城市，表明主成分對(duì)其影響程度越大，城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)或第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越高。第三產(chǎn)業(yè)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展步調(diào)不一致。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展高水平的城市不一定處于城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的高層次，如南開區(qū)。全市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平低也不一定城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)處于下游，如和平區(qū)。因此完全一致的促進(jìn)作用并未完全實(shí)現(xiàn)，接下來利用回歸分析來驗(yàn)證其促進(jìn)作用是否存在。

（二）線性回歸分析

選取城鄉(xiāng)居民收入比代表城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平，為被解釋變量Y；以第三產(chǎn)業(yè)增加值代表第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，為解釋變量x。選取典型地市的2007-2014的時(shí)間序列作為資料，建立回歸模型。

得到調(diào)整后的可決系數(shù)為0.827，表明模型回歸程度高，回歸模型F統(tǒng)計(jì)量P值為0.019，小于0.05，表示這個(gè)模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從而得出模型的線性回歸方程為：Y=0.03x+84.919。表明x上升1%，Y可提高0.03%。由此可得知，第三產(chǎn)業(yè)在城市和農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展以及提高其協(xié)調(diào)水平上具有一定的積極作用。

三、結(jié)論與對(duì)策

總體來看，京津冀地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)了城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平的提高，但并非完全同步。原因主要在于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在制度上的偏差，農(nóng)村居民沒有得到實(shí)惠。其次在于各城市之間差異較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、人口集中的城市土地承載力緊張。最后，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)于城鄉(xiāng)就業(yè)影響的表現(xiàn)，反映出我國第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)布局及在就業(yè)吸納方面更多是促進(jìn)城鎮(zhèn)就業(yè)的發(fā)展，而對(duì)農(nóng)村的就業(yè)帶動(dòng)明顯不夠，導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距不斷加大。因此，要堅(jiān)持大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。

作者簡介：

孔琪（1993.08- ），女，漢族，山東淄博人，碩士研究生在讀，現(xiàn)就讀于天津財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)系，應(yīng)用統(tǒng)計(jì)專業(yè)。