竇同宇+夏安桃

摘 要 采用核密度分析、馬爾科夫鏈、空間馬爾科夫鏈等非參數(shù)分析方法，分析湖南省縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空演變規(guī)律.研究表明：（1）整體呈現(xiàn)出“總體趨向分異，板塊趨向收斂”的空間轉(zhuǎn)移變化格局.（2）密度分布曲線經(jīng)歷了先向右偏移后向左偏移的轉(zhuǎn)移變化；核密度值（0.6～0.8）集中區(qū)，人均GDP不斷降低，表明低狀態(tài)水平的縣區(qū)相對(duì)更加“落后”；核密度極值區(qū)則由“雙核”演變到“單核”，形成了一個(gè)高密度值的收斂區(qū)域.（3）湖南省4個(gè)狀態(tài)水平的穩(wěn)定性是高狀態(tài)>低狀態(tài)>中高狀態(tài)>中低狀態(tài)，在由低狀態(tài)到高狀態(tài)的4個(gè)區(qū)域背景下，低一級(jí)狀態(tài)向高一級(jí)狀態(tài)轉(zhuǎn)移的概率之和由小變大.最后，根據(jù)不同狀態(tài)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平，提出了針對(duì)性的政策建議.

關(guān)鍵詞 縣域經(jīng)濟(jì)；核密度分析；馬爾科夫鏈；空間馬爾科夫鏈；時(shí)空演變

中圖分類號(hào) K902 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1000-2537（2017）05-0017-07

A Study of County Economy in Time-Space Evolution of Hunan Province Based on Non-parametric Analysis

DOU Tong-yu， XIA An-tao*， HU Yao-duo

（College of Resources and Environmental Science， Hunan Normal University， Changsha 410081， China）

Abstract This article makes use of kernel density analysis， Markov chains， spatial Markov chains and other non-parametric analysis tools to investigate the time-space evolution of county economic growth in Hunan province. Our research results show that： （1） A spatial pattern of shift changes is apparent， exhibiting that the general trend is different but the block trend is convergent. （2） The density distribution curve has undergone shift changes from moving to the right and then to the left. The kernel density value is concentrated （0.6～0.8）， per capita GDP keeps falling， the county economy at low levels is relatively more “backward”， and the kernel density maximum area have evolved from the “double core” mode into the “single core” mode， so it forms a convergent region of high density values. （3） The stability order of the four states is as follows： high state > low state > medium high state > medium low state， in Hunan province. From the low state to the high state of the four-regional background， the sum of the probabilities of the transfer increased from the lower state to the higher state. Finally， according to different levels of economic development at the end of this paper， some suggestions and advice have been proposed.

Key words county economy； kernel density analysis； Markov chains； spatial Markov chains； time-space evolution

區(qū)域經(jīng)濟(jì)的趨同性和差異性作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)時(shí)空演變研究的重要內(nèi)容，自20世紀(jì)90年代以來便備受關(guān)注[1-3].概括來說，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨同與差異的研究維度上，形成了時(shí)間和空間2個(gè)維度[4]，其中，時(shí)間維度上多采用參數(shù)分析，空間維度則更加注重非參數(shù)分析.目前區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨同與差異的實(shí)證分析研究多集中于時(shí)間維度上的參數(shù)分析，即利用不同指標(biāo)構(gòu)建指標(biāo)體系或運(yùn)用相關(guān)性分析進(jìn)行α-趨同和β-趨同檢驗(yàn)[5-6]，這類分析多采用平行數(shù)據(jù)，由此忽略了變量的內(nèi)生邊界問題和空間的相關(guān)性問題，導(dǎo)致不同區(qū)域視為“孤島”，因此并不能有效揭示地區(qū)與地區(qū)之間的時(shí)空關(guān)聯(lián)特征以及空壓縮后的區(qū)域整體.隨著對(duì)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)及內(nèi)生增長(zhǎng)理論的研究深入化，越來越多的強(qiáng)調(diào)空間溢出效應(yīng)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的巨大作用，并運(yùn)用空間統(tǒng)計(jì)分析方法進(jìn)行區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨同與差異的演變分析以及不同空間區(qū)域背景下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本質(zhì)研究[7].

非參數(shù)分析方法主要包括核密度分析以及改進(jìn)后的核密度分析、馬爾科夫鏈、空間馬爾科夫鏈等，并在區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同研究中得到了廣泛的應(yīng)用[8-9]，此類方法能夠較好地刻畫出整體區(qū)域和局部區(qū)域的增長(zhǎng)分布動(dòng)態(tài)，從而在一定程度上彌補(bǔ)參數(shù)檢驗(yàn)分析在空間研究的不足[10].目前，基于非參數(shù)分析方法的區(qū)域經(jīng)濟(jì)時(shí)空演變研究多集中于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)[2-3，10]，而對(duì)內(nèi)陸省份研究還較少，為此，分析湖南省各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的趨同性和異質(zhì)性，揭示時(shí)空演變規(guī)律具有重要的研究?jī)r(jià)值.endprint

鑒于以上分析，文章重點(diǎn)探討湖南區(qū)域發(fā)展初始狀態(tài)及背景對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空演變影響、不同類型縣域之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的趨同性和異質(zhì)性分析.方法路徑上，選用趨勢(shì)圖分析、核密度分析、馬爾科夫鏈、空間馬爾科夫鏈等研究方法，借助Arcgis 10.4平臺(tái)，探討湖南省縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)演變規(guī)律，從而為湖南省促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供重要的理論啟示和決策參考價(jià)值.研究區(qū)共涉及湖南?。?4°38′～30°08′N， 108°47′～114°15′E）98個(gè)縣（縣級(jí)市、市轄區(qū)），從區(qū)域板塊劃分來看，可分為洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)、長(zhǎng)株潭城市群板塊、湘南地區(qū)和大湘西地區(qū)4個(gè)區(qū)域板塊，并結(jié)合區(qū)域宏觀背景和湖南省區(qū)域發(fā)展政策，選取1990，2002和2014年3個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)，劃分為1990—2002和2002—2014兩個(gè)時(shí)間階段.

1.1 研究方法

1.1.1 趨勢(shì)面分析 趨勢(shì)面是指實(shí)際曲面的近似值，能夠?qū)⒀芯繀^(qū)域的屬性值轉(zhuǎn)換為具有高度的三維透視圖，主要有投影數(shù)據(jù)點(diǎn)、桿、軸和投影趨勢(shì)線等顯示功能組成，投影數(shù)據(jù)點(diǎn)指落在X、Y、Z方向格網(wǎng)上的數(shù)據(jù)投影點(diǎn)，桿指點(diǎn)到X、Y平面垂線的粗細(xì)和顏色，投影趨勢(shì)線可以定義為：假設(shè)Zi（xi，yi）為縣市區(qū)i的人均GDP水平，（xi，yi）為平面空間坐標(biāo)（其中軸代表東西方向，軸代表南北方向），根據(jù)趨勢(shì)面的定義可得到公式：

式中，Ti（xi，yi）為趨勢(shì)函數(shù)，表示大范圍內(nèi)的趨勢(shì)值，εi為自相關(guān)的隨機(jī)誤差.

1.1.2 核密度估計(jì)法 核密度估計(jì)[11]作為一種非參數(shù)估計(jì)方法，具有參數(shù)估計(jì)難以比擬的優(yōu)點(diǎn)，Kernel密度能夠有效、直觀地反映地理要素的空間集聚狀況，并選用等值線表示經(jīng)濟(jì)格局趨同分布的空間變化趨勢(shì)，核密度值越高，表明經(jīng)濟(jì)區(qū)域空間上就越集聚.

采用4次多項(xiàng)式核函數(shù)來估計(jì)，設(shè)p出的密度為λh（p），估計(jì)值為λh（p），其公式為[12]：

式中，p為帶估計(jì)點(diǎn)的位置，pi為落在以p為圓心，h為半徑的圓形范圍內(nèi)的第i個(gè)研究區(qū)域的位置，h代表步長(zhǎng)，即以p為源點(diǎn)的曲面在空間上延展的寬度，h值的大小會(huì)影響到密度估計(jì)值的平滑程度.

1.1.3 馬爾科夫鏈 馬爾科夫鏈主要用于研究無后效條件下時(shí)間和狀態(tài)均為離散的隨機(jī)轉(zhuǎn)移問題.將 t 年份人均GDP類型的概率分布表示為一個(gè) 1 × k 的狀態(tài)概率向量 Et，記為 E（t）=（E1，t E2，t E3，t……Ek，t） ，而不同年份人均GDP類型之間的轉(zhuǎn)移用一個(gè) k × k 的馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣來表示，記公式為 mij=nij / ni ，表示 t 年份屬于類型 i 的區(qū)域在下一年份轉(zhuǎn)移到 j 類型的轉(zhuǎn)移概率.

1.1.4 空間馬爾科夫鏈 空間馬爾科夫鏈可以有效揭示不同區(qū)域背景下區(qū)域經(jīng)濟(jì)單元的發(fā)展?fàn)顩r，彌補(bǔ)區(qū)域單元研究中對(duì)空間相互作用的忽視.空間馬爾科夫鏈將傳統(tǒng)馬爾科夫鏈方法與“空間滯后”相結(jié)合，其轉(zhuǎn)移概率矩陣以縣域 i 在初始年份的空間滯后類型為條件，將傳統(tǒng)的 k×k階馬爾科夫矩陣分解為N（N為空間滯后類型的總數(shù)）個(gè)k×k的條件轉(zhuǎn)移概率矩陣，空間滯后值則是該區(qū)域周邊地區(qū)屬性值的空間加權(quán)平均，通過區(qū)域?qū)傩灾岛涂臻g權(quán)重矩陣的乘積來計(jì)算，其公式為：Lag=∑YijWij[13]，本文采用共用一個(gè)邊界的面要素是相鄰要素原則來確定的空間權(quán)重矩陣.

1.2 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)采用人均GDP（各縣市區(qū)當(dāng)年GDP總量除以當(dāng)年戶籍人口數(shù)）刻畫縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，原始數(shù)據(jù)來源于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991—2015）.行政區(qū)劃則以湖南省2014年行政區(qū)劃為標(biāo)準(zhǔn).數(shù)據(jù)處理方面，參考相關(guān)文獻(xiàn)的劃分方法[10]，按照數(shù)量接近原則，將湖南省各縣市區(qū)人均GDP劃分為4種類型：①低狀態(tài)水平：人均GDP低于全省平均的75%；②中低狀態(tài)水平：人均GDP處于全省平均的75%～100%；③中高狀態(tài)水平：人均GDP處于全省平均的100%～125%；④高狀態(tài)水平：人均GDP高于全省平均的125%.

2 結(jié)果與分析

2.1 縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總體空間趨勢(shì)圖分析

為判定湖南省總體空間格局演變的分異趨勢(shì)，分別繪制1990，2002和2014年空間趨勢(shì)面圖（圖1），分析可知，（1）湖南省人均GDP總體分布格局呈東北向西南遞減趨勢(shì)，且隨著時(shí)間的推移，東西方向的投影趨勢(shì)線斜率不斷增大，1990年?yáng)|西方向斜率最小，2014年斜率最大，這一變化表明總體格局上東西方向趨向于分異；（2）在四大區(qū)域板塊單元中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻趨向于收斂，東北方向上，桿的高度之間的差值不斷減小，一定程度上表明了長(zhǎng)株潭城市群板塊所轄縣市區(qū)趨向于收斂，西、南方向上，桿的高度之間的差值基本保持不變，表明湘西板塊和湘南板塊所轄縣市區(qū)的差異并沒有擴(kuò)大.基于上述趨勢(shì)分析，湖南省空間演變上形成了“總體趨向分異，板塊趨向收斂”的空間變化格局.

選取1990，2002和2014三個(gè)時(shí)間橫斷面，依次在時(shí)間推移和空間層次上進(jìn)行核密度估計(jì)分析，依此來判斷縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)趨勢(shì)和空間演變格局.首先進(jìn)行時(shí)間序列上的總體趨同分析，其中所采用的數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化以后的縣域人均GDP，圖2為各縣域人均GDP標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)值在3個(gè)年份上的核密度估計(jì)圖，分析可知：（1）核密度曲線的形狀上看，3個(gè)年份上的總體趨勢(shì)沒有發(fā)生太大變化，呈正偏態(tài)分布，表現(xiàn)出明顯的“單峰型”.表明湖南省總體縣域經(jīng)濟(jì)水平在中低水平上集中.（2）從密度分布整體的移動(dòng)變化上，經(jīng)歷了先向右偏移后向左偏移的一個(gè)轉(zhuǎn)變.1990—2002核密度分布曲線整體向右偏移，說明這一期間縣域人均GDP差距不斷縮小，2002—2014核密度分布曲線整體轉(zhuǎn)至向左偏移，說明這一期間縣域人均GDP差距重新拉大，板塊之間的差異逐步擴(kuò)大，與空間趨勢(shì)圖分析相一致.（3）密度分布曲線的核密度值變化上，核密度值（0.6～0.8）最多的縣市區(qū)，其標(biāo)準(zhǔn)差之后的人均GDP不斷降低，最直觀的表現(xiàn)為峰值不斷下降.表明近 25 年來湖南省省縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分化趨勢(shì)更加嚴(yán)重，中低狀態(tài)發(fā)展水平的縣區(qū)相對(duì)更加“落后”.endprint

為進(jìn)一步探測(cè)湖南省各縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間熱點(diǎn)，運(yùn)用ArcGIS 10.4中的核密度分析工具（設(shè)置搜索半徑為20 km），得出其空間層次變化（圖3），分析可知：（1）空間分布上來看，湖南省核密度演變呈現(xiàn)由“雙核”到“單核”的空間轉(zhuǎn)變.1990年呈雙核結(jié)構(gòu)，主核心是以長(zhǎng)沙市、株洲市和湘潭市市轄區(qū)以及長(zhǎng)沙縣為中心，次級(jí)核心是以郴州市市轄區(qū)為中心；2000和2014年則演變?yōu)閱魏私Y(jié)構(gòu)，以郴州市轄區(qū)為核心的次級(jí)核心消失，長(zhǎng)株潭板塊核密度值演化為高密度值，而湘南地區(qū)板塊核密度值演化為中低密度值，變化表明兩大板塊的縣域經(jīng)濟(jì)逐步趨向于空間趨同.（2）核中心擴(kuò)張形式上來看，不同等級(jí)的若干小核逐步由離散狀態(tài)走向融合，形成了一個(gè)更大區(qū)域范圍的主核心區(qū).以長(zhǎng)沙市、株洲市和湘潭市市轄區(qū)為核心的主核心區(qū)不斷向外圍擴(kuò)張，演變成核心連綿區(qū)，這種變化表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同更多的體現(xiàn)在各板塊之間，與空間趨勢(shì)面分析的結(jié)論一致.（3）從核中心和核面積的增長(zhǎng)與遞減角度分析，可劃分為兩個(gè)階段：1990—2002為核中心遞減階段，除主核心區(qū)外，其余核密度中心數(shù)量和核面積大小逐步減小或消失，其中以洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)板塊變化最為明顯；2002—2014為核中心增長(zhǎng)階段，無論是核密度中心數(shù)量和核面積大小都得到了較大程度的增長(zhǎng)，演變?yōu)閱魏诵内呁?

2.3 縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的馬爾科夫鏈分析

在初步探究縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間演變特征的基礎(chǔ)之上，為進(jìn)一步揭示縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在轉(zhuǎn)移變化規(guī)律，運(yùn)用馬爾科夫鏈和空間馬爾科夫鏈進(jìn)行量化分析.首先采用馬爾科夫鏈對(duì)轉(zhuǎn)移變化的概率進(jìn)行分析，其次結(jié)合空間滯后變量探究不同區(qū)域背景下對(duì)狀態(tài)轉(zhuǎn)移變化的影響，并將這種狀態(tài)轉(zhuǎn)移空間可視化.將數(shù)據(jù)分級(jí)表編輯并進(jìn)行地圖融合、相交等地理處理，用1，2，3和4代表不同等級(jí)類型，統(tǒng)計(jì)整理分析得到表1.可以發(fā)現(xiàn)，湖南省縣域經(jīng)濟(jì)單元類型轉(zhuǎn)變存在以下特征.

在轉(zhuǎn)移概率矩陣中，主對(duì)角線上的值表示并未發(fā)生轉(zhuǎn)移變化的概率，其余則表示不同縣域經(jīng)濟(jì)水平之間發(fā)生的轉(zhuǎn)移概率.具體可以描述為：（1）縱向分析來看，1990—2002和2002—2014兩個(gè)階段對(duì)角線上轉(zhuǎn)移概率均大于非對(duì)角線上轉(zhuǎn)移概率；兩個(gè)階段的對(duì)角線概率表現(xiàn)為“兩端高概率值，中間低概率值”，大小順序?yàn)?.948，0.928，0.831和0.675，0.957，0.943，0.782和0.72；相鄰狀態(tài)水平縣域更容易發(fā)生概率轉(zhuǎn)移，表現(xiàn)為對(duì)角線中間兩值更容易發(fā)生概率轉(zhuǎn)移波動(dòng)；以上變化體現(xiàn)出湖南省縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的趨勢(shì)趨向于維持初始類型，穩(wěn)定性呈現(xiàn)出高狀態(tài)>低狀態(tài)>中高狀態(tài)>中低狀態(tài)的分布特征.（2）兩個(gè)階段對(duì)比變化來看，中高狀態(tài)水平和高狀態(tài)水平轉(zhuǎn)移概率越來越穩(wěn)定，反映湖南省縣域經(jīng)濟(jì)得到了一定程度的發(fā)展，低狀態(tài)水平變得更加穩(wěn)定，低狀態(tài)水平轉(zhuǎn)移到中低狀態(tài)和中高狀態(tài)的概率減小，則說明低狀態(tài)水平的縣域往中低狀態(tài)和中高狀態(tài)轉(zhuǎn)移難度增大.

為檢驗(yàn)上述類型轉(zhuǎn)移是否具有顯著性，采用似然比統(tǒng)計(jì)量對(duì)原假設(shè)Q1進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，原假設(shè)是轉(zhuǎn)移具有平穩(wěn)性即相互獨(dú)立性，基于p=0.01顯著性，Q1=29.423>λ2（8）=20.09其中對(duì)自由度進(jìn)行剔除轉(zhuǎn)移概率為0的元素，自由度變?yōu)?.所以拒絕原假設(shè)湖南省縣域人均GDP 類型轉(zhuǎn)移具有相互獨(dú)立性的假設(shè)，表明其轉(zhuǎn)移類型存在顯著性差異.

2.4 空間滯后對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析

將創(chuàng)建后的空間權(quán)重矩陣與區(qū)域觀測(cè)值向量相乘，得到空間滯后算子，進(jìn)而構(gòu)建1990—2002年，2002—2014年兩個(gè)階段的空間馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移矩陣，如表2.

分析可知：（1）湖南省各縣域所處區(qū)域背景類型具有加速或阻止其狀態(tài)轉(zhuǎn)移的作用.概括來講，如果區(qū)域背景對(duì)各縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不產(chǎn)生影響，表2中1990—2002年和2002—2014年期間各自的的 4 個(gè)條件矩陣應(yīng)將分別相等.但事實(shí)是不同鄰居條件下，區(qū)域人均GDP類型的轉(zhuǎn)移概率各不相同，在1990—2002年期間，處于高狀態(tài)水平下的低狀態(tài)向中高狀態(tài)轉(zhuǎn)移的概率要比低狀態(tài)水平下的低狀態(tài)向中高狀態(tài)轉(zhuǎn)移的概率要高出0.3.（2）縣域所處區(qū)域背景類型對(duì)狀態(tài)轉(zhuǎn)移的貢獻(xiàn)度不同.在1990—2002年和2002—2014年期間，不同區(qū)域背景下的低一級(jí)狀態(tài)向上一級(jí)狀態(tài)的概率和相差較大，1990—2002年期間，由低到高4個(gè)區(qū)域背景下的轉(zhuǎn)移概率和分別為0.179，0.32，0.077和0.53，除中高狀態(tài)水平區(qū)域背景下的轉(zhuǎn)移概率小于低狀態(tài)水平的轉(zhuǎn)移概率之外，其余兩種轉(zhuǎn)移概率均大于低狀態(tài)水平的轉(zhuǎn)移概率；2002—2014年期間，由低到高4個(gè)區(qū)域背景下的轉(zhuǎn)移概率和分別為0.144，0.298，0.323和0.455，三種狀態(tài)水平的轉(zhuǎn)移概率均大于低狀態(tài)水平的轉(zhuǎn)移概率，且轉(zhuǎn)移概率和隨著區(qū)域背景水平的提高而增大.

對(duì)兩個(gè)時(shí)間階段的統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)， 1990—2002年Q2統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算結(jié)果為65.723， 當(dāng)對(duì)自由度進(jìn)行調(diào)整后，自由度由36變?yōu)?0， 在a=0.01的顯著性水平下， Q2>x2（30）=50.89， 因此拒絕接受1990—2002年湖南省及其鄰居區(qū)域人均GDP類型轉(zhuǎn)移在空間上相互獨(dú)立這一原假設(shè). 同樣，2002—2014年統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值為Q2=78.873， 拒絕2002—2014年湖南省及其毗鄰區(qū)人均GDP類型轉(zhuǎn)移在空間上相互獨(dú)立的原假設(shè).

為進(jìn)一步揭示空間轉(zhuǎn)移變化和轉(zhuǎn)移規(guī)律，將縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)類型劃分為穩(wěn)定低狀態(tài)、穩(wěn)定中狀態(tài)（包括中低狀態(tài)水平和中高狀態(tài)水平）穩(wěn)定高狀態(tài)、向下轉(zhuǎn)移、中低水平波動(dòng)、中高水平波動(dòng)和向上轉(zhuǎn)移等7種類型，進(jìn)行可視化，可視化結(jié)果如圖4.

上述轉(zhuǎn)移結(jié)果表明湖南省縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨同與差異的類型轉(zhuǎn)變?cè)诳臻g關(guān)系上存在明顯的空間關(guān)聯(lián)特征，區(qū)域類型轉(zhuǎn)變的方向傾向于與鄰域轉(zhuǎn)變的方向一致.具體來說：（1）中低狀態(tài)水平和中高狀態(tài)水平更容易利用自身的區(qū)位優(yōu)勢(shì)和受鄰居的影響，向其他類型趨同轉(zhuǎn)移的概率較高，穩(wěn)定性較低，數(shù)量上所占比例較大，空間分布上主要集中于長(zhǎng)株潭板塊和大湘南板塊.在1990—2002年期間，向上轉(zhuǎn)移的有瀏陽(yáng)市、株洲縣、攸縣、寧鄉(xiāng)、湘鄉(xiāng)市和韶山市等18個(gè)縣市，其中處于長(zhǎng)株潭板塊的有7個(gè)，占比為38.9%，2002—2014年期間向上轉(zhuǎn)移的有10個(gè)縣市，其中處于長(zhǎng)株潭板塊的有5個(gè)，占比為50%，這些向上轉(zhuǎn)移市縣的區(qū)域背景為穩(wěn)定高水平狀態(tài)和穩(wěn)定中等水平狀態(tài).（2）而處于高狀態(tài)水平和低狀態(tài)水平的縣域，具有相對(duì)的“獨(dú)立性”，受鄰居狀態(tài)影響較小，能夠保持較高的穩(wěn)定性.1990—2002年期間穩(wěn)定低狀態(tài)水平的縣市有26個(gè)，集中分布于張家界市、湘西土家族苗族自治州、益陽(yáng)市、懷化市和永州市的所轄縣市區(qū)，數(shù)量為25個(gè)，占比96.1%，這些地區(qū)的區(qū)域背景處于低狀態(tài)水平，2002—2014年期間其低狀態(tài)水平縣市的分布狀況與1990—2002年期間基本相同.為研究區(qū)域向不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)類型轉(zhuǎn)變是否與周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平類型存在空間關(guān)聯(lián)性，將區(qū)域鄰域類型轉(zhuǎn)變格局與區(qū)域類型轉(zhuǎn)變格局進(jìn)行疊加，并可視化，可視化結(jié)果如圖5.分析可知：endprint

（1）從數(shù)量上看，1990—2002年階段到2002—2014年階段區(qū)域自身和鄰域發(fā)生的轉(zhuǎn)變類型相同的縣市區(qū)數(shù)量由47個(gè)提高到52個(gè)，在總數(shù)中所占比例由48%提高到51.2%，其中自身和鄰域都保持不變的縣市區(qū)所占比例有35.7%提高到45.9%，主要分布于湘南地區(qū)和大湘西地區(qū).（2）自身和鄰域發(fā)生轉(zhuǎn)移的空間分布格局上看，其中自身和鄰域都發(fā)生向下轉(zhuǎn)變的縣市主要分布于與四川相鄰接的湘西板塊和與湖北相鄰接的洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)板塊；自身和鄰域都發(fā)生不變的縣市主要集中湘南板塊和湘西板塊，并逐漸由南部轉(zhuǎn)移到北部；自身和鄰域都發(fā)生向上轉(zhuǎn)變的縣市主要分布于長(zhǎng)株潭板塊的所轄縣市，如1990—2002年期間的湘鄉(xiāng)市和茶陵縣，2002—2014年期間的醴陵市.

上述結(jié)果表明湖南省縣市發(fā)展水平的類型轉(zhuǎn)變?cè)诳臻g上并非孤立，而是存在明顯空間相互關(guān)系，區(qū)域類型轉(zhuǎn)變的方向傾向于與鄰域轉(zhuǎn)變的方向一致.因此，這種空間轉(zhuǎn)移機(jī)制是促使高狀態(tài)水平和低狀態(tài)水平縣市趨向空間趨同和空間異化的重要原因.

3 建議

（1） 低狀態(tài)水平和中低狀態(tài)水平的縣域要積極利用好政策紅利、金融支持和精準(zhǔn)扶貧等政策現(xiàn)實(shí)，完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，優(yōu)化投資環(huán)境、強(qiáng)化生態(tài)環(huán)境保護(hù)，積極形成符合縣域特色的產(chǎn)業(yè)招商、產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)促進(jìn)的產(chǎn)業(yè)體系建設(shè).此外，要積極創(chuàng)新發(fā)展理念，走地域串聯(lián)協(xié)同發(fā)展的新途徑.

（2）中高狀態(tài)水平和高狀態(tài)水平要進(jìn)一步創(chuàng)新市縣經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展規(guī)劃，保持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的先進(jìn)性，同時(shí)，還應(yīng)增強(qiáng)高狀態(tài)趨同區(qū)域的溢出效應(yīng)，通過提高道路密度和建立快速交通網(wǎng)絡(luò)等方式提升長(zhǎng)株潭增長(zhǎng)核心區(qū)的輻射帶動(dòng)作用.

（3）低狀態(tài)水平地區(qū)要進(jìn)一步積極甄別優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)與政府因勢(shì)利導(dǎo)相結(jié)合，培育地方企業(yè)自生能力.湘西板塊相對(duì)于長(zhǎng)株潭等增長(zhǎng)極核企業(yè)自生能力較差，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，競(jìng)爭(zhēng)力較弱，因此，西部地區(qū)應(yīng)利用豐富的勞動(dòng)力資源、土地資源和生態(tài)環(huán)境，發(fā)展適合的專業(yè)化經(jīng)濟(jì)，接受產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，積極打造西部地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極.

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