城市蔓延是否带来了我国城市生产效率的损失_基于夜间灯光数据的实证研究_秦蒙
城市蔓延是否带来了我国
城市生产效率的损失？
———基于夜间灯光数据的实证研究
秦 蒙１，
!刘修岩１，２
（１．东南大学经济管理学院，江苏南京２１００９６；
２．南京信息工程大学中国制造业发展研究院，江苏南京２１００４４
） 摘 要：
城市蔓延的经济与社会影响是城市经济学的前沿研究主题之一。其中，关于城市蔓延对生产率作用的研究，学术界存在较大分歧，且相关研究多见于理论分析，基于大量城市样本特别是中国数据的实证研究很少。本文使用２０００－２０１２年中国地级城市层面的面板数据，借助全球夜间灯光数据构造了专门的城市蔓延指数，并运用混合截面回归、面板随机效应回归和工具变量法进行了多角度的稳健性检验，最终证实：来自中国的证据明确地支持了城市蔓延不利于生产率提高的结论，其深层含义是当前我国城市内部还普遍存在空间集聚经济效应。此外，研究还发现了一个有趣的现象：随着城市化的推进，城市蔓延对生产率的负面影响似乎在逐渐减弱。
关键词：
城市蔓延；生产率；面板数据；工具变量 中图分类号：
Ｆ２９３；Ｆ０６１．１ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００１－９９５２（２０１５）０７－００２８－１３收稿日期：２０１５－０２－０２
基金项目：国家社科基金项目“转型背景下我国城市蔓延的形成机理与经济效率影响研究”（１５Ｂ
ＪＬ１０７）；中央高校基本科研业务费专项资金资助项目（２２４２０１４Ｒ３００１５，２２４２０１５Ｓ３０００２）；教育部哲学社会科学发展报告《中国制造业发展研究报告》项目（１３Ｊ
ＢＧ００４）作者简介：秦 蒙（１９８
９－），男，山东济宁人，东南大学经济管理学院博士研究生；刘修岩（１９７９－），男，山东济宁人，东南大学经济管理学院副教授、博士生导师，南京信息工程大学中国制造业发展研究院兼职研究员。
①此处的城镇化水平用城镇人口占总人口的比重计算。数据来源：赵春玲，《市场机制与绿色城镇化》，光明日报，２０１３年１１月１３日。
一、引言和文献综述
城市蔓延是国内外城市化进程中值得关注的现象和问题。国内外城市蔓延的典型和普
遍特点是城市空间快速且低密度的过分扩张，使原来主要集中在中心区的城市活动扩散到城市外围，对汽车通勤的依赖增大，城市形态呈现出分散、低密度等特点。城市蔓延通常伴生经济、社会和生态环境等方面的问题，如土地资源浪费、单位面积产出下降、农业用地大幅减少和污染加剧等（王家庭和张俊韬，２０１０
）。 ２
０世纪中后期以来，城市蔓延在西方国家逐渐成为愈发普遍的现象，国外学者将蔓延归结为市场经济力量、政府规划低效、交通设施进步乃至社会文化等多方面因素的结果（Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ和Ｙａｎｎｉｓ，１９８７；Ｂｕｒｃｈｆｉｅｌｄ等，
２００６）。改革开放后，我国的城市化进程显著加快，城镇化水平从１９７８年的１７．９２％提高到２０１２年的５２．５７％。①
同时，城市蔓延现象在我国开始大量出现，王家庭和张俊韬（２０１０
）的研究发现，国内３５个大中城市普遍具有明显的蔓·
８２·第４１卷第７期财经研究
Ｖ
ｏｌ．４１Ｎｏ．７２０１５年７月Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ Ｊｕｌ．２０１５
延趋势。我国城市蔓延的动因比西方国家更复杂，
除了城市居民收入提高和交通设施改善等与国外类似的因素之外，我国现有的土地财政体系和城乡二元户籍制度，使得国内城市蔓延在成因机理和外在表现上具有一定的特殊性（李永乐和吴群，２０１３；郭志勇和顾乃华，２０１３
）。相比大多已基本完成城市化的发达国家，我国的城市化还在快速发展，高速的城市扩张还将延续。因此，我国城市蔓延的经济、环境以及社会影响将是一个重要的研究话题。 国内现有文献特别是相关的实证研究，
大多集中于对蔓延“前因”和“现状”的讨论，少有研究涉及“后果”，也就是对城市蔓延所带来的经济和社会效应的考察。新型城镇化是我国重要的国家战略，提升城市经济效率、高效规划利用土地资源、在城市空间扩张和建设水平提高的基础上实现“人的城镇化”等都是新型城镇化的关键。其中，城市生产效率能在一定程度上反映城镇化的效果，鉴于此，本文将探究城镇化进程中城市蔓延对城市生产效率的影响。 随着１
９世纪西方国家工业化和城市化的发展，区域因素特别是城市空间特征对生产率的影响也开始被关注。马歇尔从劳动力共享、中间产品投入和知识溢出三个方面阐述了集聚外部性对生产率的积极影响。新经济地理学在不完全竞争和规模报酬递增的前提下，侧重从市场潜力的视角来解释集聚经济的正面作用。尽管要素集聚与城市蔓延这两个概念的侧重点有很大区别，很多学者的论点却暗含了城市蔓延会降低集聚度从而不利于生产率提高的经济学机理（Ｃｉｃｃｏｎｅ和Ｈａｌｌ，１９９６）。但是，也有人认为之前对城市蔓延的批判过于理论化、简单化。Ｇｌａｅｓｅｒ和Ｋｈａｎ（２００４）指出，运输成本的降低和通信技术的发展降低了厂商在空间上临近和“面对面交流”的重要性，削弱了传统理论中集聚经济的基本假设，对城市蔓延和生产率的负向关系提出了质疑。此外，在密度较高的城市，容易因为交通拥挤、高房价导致“集聚不经济”超过集聚对生产率的贡献，城市蔓延可能利于生产效率的提高（Ｆａｌｌａｈ等，２０１１）。然而，Ｐｏｒｔｅｒ（１９９８
）的研究强调了信息技术的发展不能取代近距离交流，因为信息时代的知识溢出变得更复杂更重要，对信息精确度的要求也更高，因此经济集聚的动力依然存在。由此看来，从集聚经济的视角出发，城市蔓延对生产效率究竟有何种影响在理论层面并未形成一致的结论。 实证研究方面，
Ａｌｏｎｓｏ（１９７１）借用微观经济学厂商理论中的成本收益曲线分析了城市规模扩大的边际效应及最优的城市规模，但生产率只是城市规模效应的一个方面。在Ａｌｏｎｓｏ（１９７１
）研究的基础上，Ｓｖｅｉｋａｕｓｋａｓ（１９７５）用美国城市数据证实了城市规模的增加会带来相应城市生产率的上升，
不过城市规模扩张跟城市蔓延也不完全等同，两者最大的区别就是城市规模并未考虑密度。Ｃｉｃｃｏｎｅ和Ｈａｌｌ（１９９６）以美国各州为样本，研究发现就业密度提高一倍，劳动力生产率可提高６％。而Ｓｂｅｒｇａｍｉ（２００２）用Ｂａｌａｓｓａ指数、Ｋｒｕｇｍａｎ指数和熵指数来测度经济集聚，做出了与前者相反的论断。Ｌｅｅ和Ｇｏｒｄｏｎ（２００７）基于美国１９９０－２０００年大都市区的数据，考察了城市空间结构对其就业增长的影响。研究考虑了城市本身规模与空间结构的交互作用，发现对小城市而言，密集的城市结构才有利于就业增长。虽然经济或人口密度的下降，通常意味着城市蔓延水平上升，但平均密度只是对蔓延状况相当粗略的一种描述，两者未必存在严格的反向关系。相比之前仅考虑密度和城市规模的研究，Ｂｒｕｌｈａｒｔ和Ｓｂｅｒｇａｍｉ（２００９）在描述城市空间结构上又进了一步，结果发现一个区域的城市化率和首位度对其生产率没有实质性影响。Ｆａｌｌａｈ等（２０１１）构造了蔓延指数来度量市区居住人口的密度分布情况，而非简单地使用规模或平均密度，从而更精确地量化了城市蔓延，得到的结论是城市蔓延和生产效率存在负向联系，在小规模的城市，蔓延对生产率的负面影响更大。
国内也有基于城市层面的诸多实证研究。范剑勇（
２００６）证实了经济密度的提高可以显著提升地区生产率，不过其使用的是截面数据，难以度量集聚经济的动态效应。柯善咨和姚德龙
·
９２·秦 蒙、刘修岩：城市蔓延是否带来了我国城市生产效率的损失？
（２００８
）用非农就业密度、第二产业占全国比重和第二产业占本地ＧＤＰ份额来刻画经济集聚，发现集聚有利于劳动生产率的上升，
而且周边邻近地区的集聚也有正面溢出效应。郭腾云和董冠鹏（２００９）利用ＧＩＳ分析方法、数据包络分析法（ＤＥＡ）和Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ模型探究了国内特大城市紧凑度的提高对城市技术进步及技术效率的影响。郭琪和贺灿飞（２０１２）应用了包含“经济密度、距离和市场分割”三方面因素的３Ｄ分析框架，发现城市的经济密度提高对生产率存在正向影响。肖文和王平（２０１１）将城市规模和集聚经济同时纳入模型，分别用城市非农就业数量和城市企业数量来衡量。刘修岩（２００９）阐述了马歇尔地方化经济和Ｊａｃｏｂｓ城市化经济这两种集聚经济的机理，在此基础上用地级市面板数据考察两种集聚对城市生产率的影响，并规避了内生性带来的偏误。孙晓华和郭玉娇（２０１３）使用门限回归分析法，同时将城市规模和集聚经济纳入实证分析（集聚经济又包括专业化、多样化集聚），发现从全要素生产率提升的角度看，国内的小规模城市更适宜专业化集聚，大型城市则应该发展多样化经济。
综上，
从严格的意义上讲，目前国内几乎没有针对城市蔓延对生产率影响的实证研究，至少现有的相关研究对城市蔓延的定义不够准确：城市人口增加，城市用地扩张抑或是经济要素的集聚与否，都难以精确地描述城市的低密度蔓延现象。本文将借鉴Ｆａｌｌａｈ等（２０１１）的思路，结合全球夜间灯光数据库和中国行政区域矢量数据库，对中国的城市蔓延程度进行度量，然后对我国城市蔓延的经济绩效，特别是蔓延对城市生产率的影响展开实证分析，并运用面板数据的工具变量法（ＩＶ）
解决可能的内生性问题。二、模型与变量
（
一）研究模型设定 有关城市生产率的实证研究中，
有文献使用柯布－道格拉斯生产函数（简称Ｃ－Ｄ函数）作为分析的起点和框架（Ｆ
ａｌｌａｈ等，２０１１；杨青山等，２０１１）。Ｙ＝ＡＫαＬβ（１
）其中，Ｙ是一个区域或城市的总产出，Ｋ和Ｌ分别代表资本和劳动力的总投入，
假定城市内所有厂商都是完全竞争的，α和β分别是资本和劳动在收入中所占的份额。 在此基础上，
将人力资本Ｈ看作是和物质资本类似的一种投入，进入生产函数并对经济增长做出贡献。并假定每一个厂商的生产均具有规模报酬不变的特点，不难证明，此时生产函数中三种要素的指数之和为１。于是上式被改写成：
Ｙ＝ＡＫαＬβＨ１－α－β（２
） 将式（
２）两边除以劳动力数量Ｌ，得到下式。等式左侧是劳均收入ｙ，右侧分别为全要素生产率Ａ、
劳均物质资本ｋ和劳均人力资本存量ｈ。ｙ＝Ａ
ｋαｈ１－
α－β（３） （
３）式表明人均（劳均）产值取决于全要素生产率和人均拥有的物质、人力资本水平。其中，Ａ是全要素生产率（又称为索洛剩余），其数值与资本存量（包括物质资本Ｋ和人力资本Ｈ）
和劳动力投入数量Ｌ无关。全要素生产率Ａ的变化会在资本存量和劳动力投入不变的情况下引致生产函数曲线（或曲面）的平行移动。全要素生产率取决于若干因素，可写成：Ａ＝Ｆ（ｓｐｒａｗｌ，ｓｃａｌｅ，ｆｄｉ，ｃａｐｉｔａｌ，μ）
（４） ｓｐ
ｒａｗｌ代表城市蔓延度。在资本和劳动力既定时，要素空间分布改变，进而城市的低密度蔓延对产出的影响将是本研究关注的重点。城市化首先是一个空间集聚的过程，集聚可以通过知识技术外溢、劳动力市场汇集和中间投入品共享等途径，降低企业运行成本，增·
０３
·２
０１５年第７期
大企业搜寻合适资源的成功率，从而带来城市总体生产效率的提升。然而，当人口或经济活动集聚度超过一个城市的承载能力后，进一步集聚会导致空间拥挤，对生产率反而会有负面效果，即当集聚产生的经济社会效应达到边际效率递减的临界点时，城市空间结构会趋于分散化。因此，理想状态下的城市蔓延，应该是城市集聚优势与集聚不经济之间自我平衡的结果（Ｂｕｒｃｈｆｉｅｌｄ等，２００６）。但在现实世界中，由于外部性和行政干预的存在，城市空间扩张的强度往往大于其合意水平（Ｂｒｕｅｃｋｎｅｒ和Ｆａｎｓｌｅｒ，１９８３），导致城市集聚活动在其边际效率的递减临界点之前就开始分散，
而这种过度和过早的城市蔓延会增加城市内部货物运输的交通费用，增加“面对面交流”（ｆａｃｅ ｔｏ ｆａｃｅ）的时间与货币成本，阻碍企业间信息的顺畅沟通与准确传达，削弱城市内部集聚经济优势，于是会对经济增长产生负面效应。
ｓｃａｌｅ是城市规模，在物质和人力资本的人均拥有量不变、经济开放度不变、城市蔓延度不变的前提下，城市规模本身的扩大所带来的收益就是城市规模经济。Ａｌｏｎｓｏ（１９７１）将不同的城市规模与人均成本和收益曲线、边际成本和收益曲线联系起来，揭示了城市规模经济的含义。考虑到城市规模达到一定程度后可能会继续增大，人均收益和人均净收益可能会下降，出现规模不经济，所以预期城市规模和人均收入或存在类似库兹涅茨曲线的“倒Ｕ形”关系，借鉴范剑勇和石灵云（２００９）的方法，引入规模变量及其二次项来刻画这种关系。 ｆｄｉ衡量了城市经济的对外开放度。经济开放水平提高，将提高区域内的市场竞争强度，也有助于当地的国内企业学习来自发达国家的生产技术和管理经验，因此预期开放度提高会促进经济增长。ｃａｐ
ｉｔａｌ是省会虚拟变量。一个省区内高水平的科研院所和高校大多集中于省会、直辖市或自治区首府。
①新研发或者新引进的技术知识在传播中存在随距离增加而衰减的趋势，虽然当今科技进步使得距离对知识扩散的负面影响减小了，但也未能消除（Ｐｏｒｔｅｒ，１９９８）。因而，集中了较多科研资源的省会城市可能比周边城市更早、更好地享有新知识新科技带来的好处。此外，即便高等教育的人力资本在不同的城市甚至省份之间存在溢出，拥有较多高校的城市在获取高素质劳动力上依然拥有优势。因此，在其他条件相同时，预期省会城市会有更好的经济增长表现。μ为不能度量或被忽略的其他随机干扰因素。根据前面的分析，为了检验城市蔓延对生产效率的影响，我们建立如下的计量方程：
Ｌｎｙｉｔ＝ａ１Ｌｎｓｐｒａｗｌｉ，ｔ－１＋ａ２ｐｆｄｉｉ，ｔ－１＋ａ３ｃａｐ
ｉｔａｌｉ＋ａ４Ｌｎｅｍｐｉ，ｔ－１＋ａ５Ｌｎｅｍｐ
２
ｉ，ｔ－１
＋ａ６ｐ
ｉｎｖｅｓｔｉ，ｔ－１＋ａ７Ｌｎｅｄｕｉ，ｔ－１＋Ｃ＋ｕｉ＋ｖｔ＋εｉｔ（５
）其中，被解释变量是劳均实际收入ｙ，Ｃ是常数项，ｖｔ、ｕｉ分别代表不随截面（地级市）和时间（年份）变化的固定效应，εｉｔ是随机误差项。依据劳动生产率的定义和公式（３），本文使用实际劳均ＧＤＰ作为被解释变量，
结合之前理论模型部分的讨论，物质资本投资量和人力资本投资水平会影响若干年后的实际劳均收入。
②若物质或人力资本的投资相对被解释变量的滞后期太短，
从物质资本的角度看，新投资的厂房设备及公共基础设施可能还未充分使用；对于人力资本投资，更是需要一段时间的就业实践和“干中学”，才能充分发挥其作用，提高
·
１３·秦 蒙、刘修岩：城市蔓延是否带来了我国城市生产效率的损失？
①②以国内“
９８５工程”院校为例，我国现有共计３９所“９８５高校”，其中３５所位于省会或直辖市，若考虑现有的１２０所“２
１１高校”（包括９８５高校），有１０４所的主要校区位于省会、自治区首府或直辖市。依据Ｃ－Ｄ函数，年份ｔ的人均收入取决于ｔ年度的人均物质资本存量、人均人力资本存量及全要素生产率。物质资本存量的估算较为复杂且容易带来较大误差，而人力资本较为抽象，估算其存量更加困难。但是，在折旧率不变，不发生极端情况（例如大地震）的前提下，物质及人力资本存量会因之前年份相应投资水平的增加而增加，也就是说，存量和之前几年的流量有正向关系（本文样本期内的“极端情况”极少，不会对结果造成干扰）。鉴于此，本文将用之前某一年的年度投资量来反映ｔ年的资本存量。此外，自变量滞后于被解释变量，也会在很大程度上帮助我们克服内生性问题。
生产率（张晓青，２００９）。若将滞后期定得太长，又容易导致物质及人力资本投资的解释力偏弱。经过综合考虑，将滞后期定为４年。在式（４）中，影响全要素生产率Ａ的因素同样也应是实际劳均收入的解释变量，包括本文关注的核心———城市蔓延度以及对外开放度、城市规模等。为了更好地解释经济含义，
同时也考虑到城市蔓延和对外开放对生产率的影响很可能也需要一段时间，将所有的解释变量相对被解释变量都滞后４年。 （
二）变量介绍 １．
被解释变量 本文使用我国地级市样本展开研究，
①以２００４年、２００８年和２０１２年度的地级市层面劳均实际收入作为被解释变量。用地级市的二、三产业ＧＤＰ除以同年份该市的非农就业总
量，可得到名义劳均收入。使用２００４－２０１２年的ＧＤＰ缩减指数可以构造出固定基期的价格指数，进而求出实际劳均收入。由于只有省级层面的ＧＤＰ缩减指数可获得，在数据处理中，某省（自治区）的价格指数将适用于同时期的省（自治区）内所有地级市。
２．
城市蔓延指数 早期的学者曾用城市人口或就业的平均密度来反映蔓延，
但平均密度指标的缺陷在于：它无法反映城市内部人口分布的空间差异性，即无法区分城市人口究竟是集中分布，还是均匀分布，因此只能作为城市蔓延的粗略度量。有学者（如王家庭和张俊韬，２０１０）使用城市建成面积增速和城市人口增速的比值，即土地—人口增长弹性来定量测度城市蔓延，但这一指标难以适用于城市面积或市区人口出现负增长的城市，且该指数的核心依然是城市人口密度，并不能从根本上克服平均密度指标的固有缺陷。为此，本文借鉴Ｆａｌｌａｈ等（２０１１）的方法，构造反映城市空间形态的蔓延指数：
Ｓ＝０．５×（Ｌ％－Ｈ％）＋０．５（６
） Ｓ代表城市蔓延度，
Ｌ％为市区内人口密度低于全国平均值的街区的常住人口占市区总人口的比重；Ｈ％为一个城市内高于全国平均人口密度的街区人口比重。该指数的取值在０
－１之间，
越接近１，城市蔓延度越高。相比此前用密度衡量城市蔓延的方法，这一指数没有将城市的人口当作整体，而是考虑到了其细分单元，避免了城市某块区域密度异常高（或异常低）导致的对总体密度的扰动。用当期全国城市人口密度平均数作为街区分类的依据，也避免了人为设定城市蔓延标准的主观性，在测量蔓延程度时能顾及不同时期的经济社会发展水平。这一指标对于中国这种正在经历快速城市化的发展中国家来说颇有价值。本文借鉴Ｆａｌｌａｈ等（２０１１
）的思路和方法，鉴于中国城市内部细分尺度人口数据的缺乏，我们基于夜间灯光数据，采用城市内部灯光亮度低于（或高于）全国平均水平的栅格面积占比来反映城市低（或高）密度空间比重，即在公式（６
）中采用低、高密度区域面积占整个城市面积的比重来计算Ｌ％和Ｈ％。②Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ等（
２０１２）指出，夜间灯光在很大程度上反映了人类活动，当人口与ＧＤＰ数据在某个区域或细分尺度上不可获得或是可信度不太高时，灯光数据可作为ＧＤＰ和人口密度
等变量的良好替代指标。近年来，国内外许多学者已经开始利用遥感技术提供的夜间灯光影
·
２３
·２
０１５年第７期①②本文的地级市样本不包括直辖市、
香港和澳门特别行政区，以及西藏自治区和台湾省的地级城市。此外，考虑到某些城市样本在考察时期内缺乏数据连贯性（如地级市总面积发生了较大变化），因此剔除了行政区划面积变化超过５％的城市样本。
近年来利用夜间灯光数据来提取城市格局特征得到了广泛的应用。杨眉等（
２０１１）发现采用灯光亮度６位阈值进行城市空间格局提取，可以最大程度地避免灯光影像背景噪声的影响。因此，本文也把城市灯光亮度的临界值设定为６，也就是说，只有亮度大于６的栅格才会被看作城市区域加以提取。
像数据作为人类活动的代理变量来研究经济增长和城市发展等问题。
３．
其他控制变量 ｐ
ｉｎｖｅｓｔ是年度固定资产投资占城市总ＧＤＰ的比值，用来反映当年的物资资本投资水平。人均人力资本投资ｅｄｕ用高级中学在校生人数占城市总户籍人口的比重来计算，
①在校高中生是地区内潜在的人力资本，占人口的比例越高，若干年后的人力资本存量就越大。对外经济开放度ｐｆｄｉ用地级市当年的外商直接投资占其ＧＤＰ的比重来表示。ｃａｐ
ｉｔａｌ是省会城市虚拟变量，如果该城市是省会或自治区首府，则赋值为１，否则为０。最后，城市规模用该地级市的非农就业数量ｅｍｐ来度量，相比城市户籍人口，在城市就业的劳动者数量更接近于真实的城市经济规模。
４．
工具变量 为了尽可能克服城市蔓延变量的内生性，
我们选择了一些外生性指标作为城市蔓延指标的工具变量，具体包括地表粗糙度和地表粗糙度的平方。地表粗糙度是反映区域地形特征的指标，它反映了地表起伏变化与侵蚀程度。一方面，在正常情况下，地表粗糙度不受人为因素的影响，具有很强的外生属性。另一方面，粗糙的地表会提高城市规划建设、交通网络建造与使用的成本（Ｒａｍｃｈａｒａｎ，２００９），客观上影响城市的格局和经济要素的分布。观察本文的城市面板数据，我们发现城市蔓延和地表粗糙度之间的确存在着显著的“倒Ｕ形”关系。在地表粗糙度的临界值之前，粗糙度的增加将提高城市的蔓延程度，但对于地表粗糙度过高的地方，例如周围被大型山脉包围的地区（Ｂｕｒｃｈｆｉｅｌｄ等，２００６），其城市蔓延程度将较低。 （
三）数据来源介绍 １．
全球灯光及行政区划数据 全球夜间灯光数据由隶属于美国国防气象卫星计划（Ｄｅｆｅｎｓｅ Ｍｅｔｅｏｒｏｌｏｇ
ｉｃａｌ ＳａｔｅｌｌｉｔｅＰｒｏｇｒａｍ，ＤＭＳＰ）的气象卫星观测所得，数据来自于美国国家宇航局（ＮＯＡＡ）网站，②报告了地球上每个３０ｓ×３０ｓ的栅格单元③上取值范围从０到６３的灯光强度，该数据采集方法严谨，具有相当高的可信度和客观性。
城市蔓延指数的构建需要城市栅格尺度上的灯光亮度数据，
但在样本期间内，中国部分地级城市的行政区划调整幅度较大，使得一些城市的面积和经济活动指标缺乏一致性。为了消除上述影响，采用Ａｒｃｇｉｓ软件用基于固定年份（２０００年）的行政区划数据，对相应年份各城市内部的灯光数据进行了提取。本文的地级城市行政区划数据，来自于国家基础地理信息中心提供的１ ４００万矢量地形图。
２．
其他数据 计算ｐｉｎｖｅｓｔ、ｅｄｕ、ｅｍｐ和ｐｆｄｉ所需的数据来源于１９９６－２００８年的《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》；计算实际收入需要名义人均收入和省级价格指数，都来自１９９６－２０１２年的《
中国城市统计年鉴》和《中国统计年鉴》。各地级城市的地表粗糙度需要·
３３·秦 蒙、刘修岩：城市蔓延是否带来了我国城市生产效率的损失？
①②③很多本科以上学历的毕业生并不在高校所在城市就业定居，
大学生和研究生的人力资本在地级市层面上存在较大溢出。鉴于此，仅考虑高中生对地区人力资本的影响（其实高中教育也存在一些溢出）。高等教育对生产率的部分效应通过省会虚拟变量ｃａｐ
ｉｔａｌ反映。夜间灯光数据的下载地址为ｈｔｔｐ：／／ｎｇｄｃ．ｎｏａａ．ｇｏｖ／ｅｏｇ／ｄｍｓｐ／ｄｏｗｎｌｏａｄＶ４ｃｏｍｐ
ｏｓｉｔｅｓ．ｈｔｍｌ。在赤道附近，
一个栅格面积约０．８６平方公里，该数据采用的是球面坐标系统，以度（"）为单位，３０秒度约等于０．００８３度。前文中数字高程数据采用的是平面投影坐标系统，以米（Ｍ）为单位，栅格单元为９０ Ｍ×９０ Ｍ，二者之间存在着一定的换算关系。在此，单位不做统一。
借鉴Ｒａｍｃｈａｒａｎ（２００９）的方法，采用各省份内栅格高程的标准差来衡量，借助Ａｒｃｇ
ｉｓ软件对空间分辨率为９０ Ｍ×９０
Ｍ的数字高程模型数据处理得到。①三、实证分析
（
一）回归结果分析 本文以方程（
５）为基础，应用计量软件ｓｔａｔａ１１，采用混合截面数据与面板数据结合的思路进行实证检验，对本文工具变量的选用效果也进行了豪斯曼检验。
１．
混合截面回归 表１的四列回归结果具有相同的解释变量，
同样控制了年份固定效应。其中，第三、四列没有城市固定效应，第二、四列对城市蔓延指数ｓｐｒａｗｌ使用了工具变量。二、三、四列的回归结果支持了城市蔓延不利于区域生产率提高的假说，
第一列却相反。考虑到第一列回归没有使用工具变量，可能存在内生性带来的偏误（豪斯曼检验拒绝了ＩＶ工具变量回归和ＯＬＳ回归没有差异的假设，
说明有必要设置工具变量），使得系数显著性也低于后三列，我们认为国内的城市蔓延和人均收入的负向关系可以成立。其他控制变量，包括人力资本投资ｅｄｕ、对外开放度ｆｄｉ和城市规模变量的一次项和平方项，在几个结果中基本都具有相同的符号，只是系数大小和显著水平稍有差异。下面将基于表１第二列结果展开分析。
表１ 混合截面回归的结果
估计方法ＯＬＳ－Ｐｏｏｌｅｄ ＩＶ－Ｐｏｏｌｅｄ ＯＬＳ－Ｐｏｏｌｅｄ ＩＶ－Ｐｏｏｌｅｄ自变量ｌｎｅｐｇｄｐ
ｔ ｌｎｅｐｇｄｐ
ｔ ｌｎｅｐｇｄｐ
ｔ ｌｎｅｐｇｄｐ
ｔｌｎｓｐｒａｗｌｔ－
１０．
３２１＊
（２．５４）－０．３３８
＊
＊＊（－４．１６）－０．４９３
＊
＊＊（－７．６８）－１．７９８＊
＊＊
（－４．０８）ｌｎｅｄｕｔ－１
０．０２１４（１．５７
）０．０３０１
＊
（２．２０）０．１７３
＊＊＊
（８．６５）０．１０６
＊＊
（３．１
２）ｐｆｄｉｔ－１０．０
１７７＊
＊＊（３．５１）０．０２２２＊
＊＊
（４．５
１）０．０３４２＊
＊＊
（６．０１）－０．００６９７（－０．４５）ｐｉｎｖｅｓｔｔ－１０．０２７８（０．３２
）－０．０２４９（－０．２８
）－０．２２６（－１．６６）０．１４５（０．６７）ｌｎｅｍｐ
ｔ－１１．２２５＊＊＊（４．８５）１．４６４＊＊＊
（５．７５）０．０９２３（０．３６）０．６７４（１．７８）ｌｎｅｍｐ
２ｔ－１－０．１１４＊＊＊（－４．２３
）－０．１４６＊＊＊（－５．３５）－０．０３０６（－１．２０
）－０．０９１３＊（－２．３８
）Ｃａｐｉｔａｌ－１．４９４＊
＊＊（－３．８９
）０．１７８（０．７５
）０．３３８＊
＊＊（４．４６
）０．２８５＊
＊（２．８９
）＿ｃｏｎｓ７．９３６＊＊＊（１０．２８）６．０９６＊＊
＊（９．３７）９．５０８＊＊
＊（１５．０５）８．２６９＊＊
＊（８．４１）年份固定效应是是是是城市固定效应
是
是
否
否
Ｎ
６６６
６５７ ６６６
６５７Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ２
０．９０６１ ０．９０３９
０．５１７３
０．２０９２Ｈａｕｓｍａｎ ｔｅｓｔ Ｃｈｉ２（２３０）＝－８．４２ Ｃｈｉ２（９）＝－５．９５
说明：
（１）括号中为该系数的ｚ值，＊＊＊、＊＊
和＊分别表示变量在０．１％、１％和５％的置信水平下显著。下表同。（２）Ｈａｕｓｍａｎ检验结果的卡方值为负，表明原假设不合理（Ｓｃｈｒｅｂｅｒ，２００８），此时应该选用工具变量法的回归结果，下表同。
·
４３·２
０１５年第７期①数字高程模型（
ＤＥＭ）是用一组有序数值阵列形式表示地面高程的一种实体地面模型，它在测绘、水文、气象、地貌、地质、土壤、通讯、气象、军事等国民经济和国防建设以及人文和自然科学领域有着广泛应用。地表粗糙度变量是地面高度标准差的自然对数值，地表粗糙度的二次项就是该对数值的平方。前文中，城市规模的二次项的含义与此类似。
被解释变量和城市蔓延变量均为自然对数形式，ｌｎｓｐ
ｒａｗｌｔ－１的系数代表了城市蔓延对劳均收入的弹性，其他条件不变时，城市蔓延指数提高１％，
此地区四年后的实际劳均收入会遭受０．３４％的负面影响，该结论在０．１％的水平上显著，这说明当前国内的城市蔓延不利于地区经济增长。ｌｎｅｄｕｔ－１和ｐｆｄｉｔ－１分别在５％和０．１％的显著水平上与实际劳均收入正相关，高中教育的普及度上升和对外开放度提高都促进了生产率增长，与我们之前的预期相
吻合。用就业量表示的城市规模及其平方项的系数都非常显著，ｌｎｅｍｐｔ－１和ｌｎｅｍｐ２
ｔ－１的系
数符号在０．１％水平上分别显著为正和负，证明了我国劳均收入和城市规模之间存在“倒Ｕ形”曲线关系。省会虚拟变量ｃａｐ
ｉｔａｌ的系数为正但未通过显著性检验。 ２．
面板数据的随机效应回归 表２的四列回归结果中，二、三、四列的ｌｎｓｐｒａｗｌｔ－１系数均显著为负，只有第一列的该系数为正。考虑到第一列没有使用工具变量，或存在内生性导致的偏误，可认为面板数据回归依然验证了城市蔓延和城市生产率的负向关系。接下来将基于第四列回归结果展开分析。城市蔓延指数ｓｐｒａｗｌ在５％的显著水平上与生产率负相关，城市蔓延增加１％，４年后的实际劳均收入将下降１．０６％。这与之前基于混合截面回归得到的结论一致，再次验证了城市蔓延对城市生产率的负面作用。ｌｎｅｄｕｔ－１和ｐｆｄｉｔ－１均在１％的显著水平上与实际劳均收入正相关，这与混合截面回归结果基本一致，增加人力资本投资和参加国际竞争都能促进
生产率的提高。ｌｎｅｍｐｔ－１和ｌｎｅｍｐ２
ｔ－１的系数符号分别为正和负，
证明了劳动生产率和城市规模之间的“倒Ｕ形”曲线关系。省会虚拟变量为正且显著，说明国内的省会（或自治区首府）相比同省（区）其他地级市存在独到的优势，譬如高水平的科研院所更加集中。综上，不管是混合截面回归还是随机效应的面板数据回归，得到的结果具有较高的一致性。
表２ 面板数据随机效应回归的结果
估计方法ＲＥ ＩＶ－ＲＥ ＲＥ ＩＶ－ＲＥ自变量
ｌｎｅｐｇｄｐ
ｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｓｐｒａｗｌｔ－１０．３２１＊（２．５４）－０．４８１＊＊＊
（－７．６７）－０．３５１＊＊＊
（－４．４４）－１．０６４＊
（－２．２５）ｌｎｅｄｕｔ－１
０．０２１４（１．５７）０．０３１７＊（２．２
９）０．０５１６＊＊＊（３．８
１）０．０４５６＊＊＊（３．３
５）ｐｆｄｉｔ－１０．０１７７＊＊＊
（３．５１）０．０２３１＊＊＊
（４．６７）０．０２８１＊＊＊
（６．００）０．０２５３＊＊＊
（５．２３）ｐｉｎｖｅｓｔｔ－１０．０２７８（０．３２）－０．０３４６（－０．３９）－０．０６２２（－０．７０）－０．０６２４（－０．７０）ｌｎｅｍｐ
ｔ－１１．
２２５＊＊＊（４．８５）１．５０９＊＊＊
（５．８０）０．９７３＊＊＊
（４．３６）１．３８９＊＊＊
（４．８３）ｌｎｅｍｐ
２
ｔ－１－０．１１４＊＊＊
（－４．２３）－０．１５１＊＊＊
（－５．４３）－０．１０５＊＊＊
（－４．５３）－０．１５１＊＊＊
（－４．７４）ｃａｐｉｔａｌ－１．４９４＊＊＊（－３．８９）０．５４４＊＊（２．９１）０．５０２＊＊＊（４．６０）０．４３５＊＊（３．０７）＿ｃｏｎｓ８．６
９４＊＊＊（１１．１８）５．５３６＊＊＊
（８．５８）８．０３１＊＊＊
（１４．８１）６．１９２＊＊＊
（８．３２）年份固定效应是
是
是
是
城市固定效应
是是否否Ｎ
６６６ ６５７ ６６６ ６５７Ａｄｊ
ｕｓｔｅｄ Ｒ２ ０．９３９７
０．９３６４
０．４７２３
０．４５０３
Ｈａｕｓｍａｎ ｔｅｓｔ
ｃｈｉ２（２３０）＝－３７．９２
ｃｈｉ２（９）＝２５．
２４Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２＝０．００００
·
５３·秦 蒙、刘修岩：城市蔓延是否带来了我国城市生产效率的损失？
（
二）稳健性检验 为保证估计结果更加可靠，
需要从多个角度进行稳健性分析。具体方法可以将样本分成几个部分分别估计，也可以对核心变量重新测度后再次考察。
１．
分阶段截面数据回归 表３展示了将全部样本分成三组不同时间段的数据后，
重新进行横截面回归的结果。也就是说，三组回归分别以２００４年、２００８年和２０１２年度劳均收入的自然对数值为被解释变量，对２０００年、２００４年和２００８年的自变量进行回归。
每一组回归又分别采用了Ｏ
ＬＳ和ＩＶ两种估计方法。对于每一组的估计，Ｈａｕｓｍａｎ检验结果显示ＯＬＳ和ＩＶ回归结果存在明显差别，
倾向于选择带有工具变量的估计。２０００－２００４年和２００４－２００８年的子样本显示，
城市蔓延对城市生产率的影响均为负且在５％水平上显著；就２００８－２０１２年的子样本而言，城市蔓延对生产率的影响也为负，但显著性不高。至此，不管是采用混合截面回归、面板数据回归还是截面数据分组回归，城市蔓延对生产率的负面影响都得到了印证。在２０００－２００４年，城市蔓延指数增加１％会导致实际劳均收入下降２．６６％，下一个４年里，城市蔓延的负面影响为１．９５％，在２００８－２０１２年，不管是采用ＯＬＳ回归系数－０．３６或是ＩＶ回归系数－１．４６，都比之前系数的绝对值小，这从一个侧面说明了随着时间的推移，城市蔓延对生产率的负面影响在逐渐变弱。
表３ 分阶段截面数据的回归结果
ｔ＝２００４年
ｔ＝２００８年
ｔ＝２０１２年
ＯＬＳ ＩＶ ＯＬＳ ＩＶ ＯＬＳ ＩＶｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌ
ｎｅｐｇｄｐｔｌｎｓｐｒａｗｌｔ－１－０．
５１１＊＊＊（－３．７５）－２．６６３＊
＊（－２．
６４）－０．４３６＊＊＊（－４．０３）－１．９５３
＊
（－２．
３８）－０．３５９
＊
＊＊（－３．
３７）－１．４５９（－１．７４）ｌｎｅｄｕｔ－１
０．１６０＊＊＊
（５．
７１）０．０７６３（１．３７）０．２９２＊＊＊
（８．６３）０．１８８＊（２．５６）０．２６３＊＊
（３．
０８）０．０２７９（０．１４）ｐｆｄｉｔ－１０．０
２３６＊＊
（２．９５
）－０．０２４３（－０．９８）０．０４１６
＊＊＊
（４．６３
）－０．００５２（－０．１８）０．０７２８
＊＊＊
（４．４７
）０．０１０３（０．２１）ｐｉｎｖｅｓｔｔ－１０．４５７（１．２５）－０．１６６（－０．２８）－０．２４５（－１．１５）－０．０７９８（－０．２６）－０．６１５
＊＊＊
（－３．
４４）－０．０８８９（－０．１９）ｌｎｅｍｐ
ｔ－１－０．６６８（－１．７３）－０．２３５（－０．４０）－０．０３３０（－０．０９）０．３０７（０．５６）０．０６１０（０．１０）１．２３５（１．０７）ｌｎｅｍｐ
２
ｔ－１０．０４９９（１．２４）０．００９４
（０．１５）－０．０１６２（－０．４１）－０．０５３７
（－０．９５）－０．０３１０（－０．５４）－０．１４７
（－１．３０）ｃａｐｉｔａｌ０．１１２（０．８０）０．０６５７（０．３２）－０．１２３（－０．９５）－０．１３１（－０．７５）０．４７４＊＊＊（４．２６）０．４２９＊＊（３．１２）＿ｃｏｎ
ｓ１１．１９＊＊＊
（１１．９７）９．７４１＊＊＊
（６．４６）９．５２９＊＊＊
（９．９５）８．６３５＊＊＊
（６．２２）９．７５１＊＊＊
（６．１２）７．５４１＊＊
（２．９４）Ｎ
２４２
２３９
２４８
２４５
２５３
２４９
Ａｄｊ
ｕｓｔｅｄ Ｒ２
０．３３１３－
０．４７５８ ０．０４８５
０．３２２０
０．０３１８Ｈａｕｓｍａｎ ｔｅｓｔ
ｃｈｉ２（７）＝－４．３６ ｃｈｉ２（７）＝－３．６０ ｃｈｉ２（７）＝－１．９３
２．
因变量重新调整后的面板数据回归和混合截面回归 在现有实证研究中，
生产率可以用劳均ＧＤＰ（杨青山等，２０１１）或人均ＧＤＰ（柯善咨和姚德龙，２００８；肖文和王平，２０１１）来表示。接下来，保持自变量都不改变，将人均实际ＧＤＰ的对数值作为被解释变量再次做出估计。表３中的四列估计结果均有工具变量，一、二列是混合截面回归，三、四列是面板数据随机效应回归。四列结果中，蔓延指数ｓｐｒａｗｌ对人均收入的影响均显著为负。与劳均收入作为因变量时的结果相比，蔓延指数的符号没有变化，显著水平和绝对值也没有明显差异，其他解释变量的符号和显著性同样没有太大改变，可认·
６３·２
０１５年第７期
定本文的研究结果相当稳健。
表４ 采用人均ＧＤＰ作为被解释变量的回归结果
估计方法ＩＶ－Ｐｏｏｌｅｄ ＩＶ－Ｐｏｏｌｅｄ ＩＶ－ＲＥ ＩＶ－ＲＥ自变量ｌｎｒｐｇｄｐｔｌｎｒｐｇｄｐｔｌｎｒｐｇｄｐｔｌｎｒｐｇｄｐｔ
ｌｎｓｐｒａｗｌｔ－１－０．３８５＊＊＊
（－６．７３）
－１．７２７＊＊＊
（－４．３１）
－０．７２３＊＊＊
（－１５．３４）
－１．６４６＊
（－２．３６）
ｌｎｅｄｕｔ－１０．０５６３＊＊＊
（５．９３）
０．１４０＊＊＊
（４．６４）
０．０６０８＊＊＊
（５．８７）
０．０７６４＊＊＊
（５．６９）
ｐｆｄｉｔ－１０．０１２５＊＊＊
（３．６７）
０．００４９
（０．３５）
０．０１４７＊＊＊
（３．９６）
０．０２００＊＊＊
（４．２１）
ｐｉｎｖｅｓｔｔ－１０．１８１＊＊
（２．９８）
０．１９９
（１．０１）
０．１６１＊
（２．４２）
０．１１３
（１．３９）
ｌｎｅｍｐｔ－１０．６３４＊＊＊
（３．５９）
０．２５３
（０．７４）
０．７３８＊＊＊
（３．７８）
０．９０５＊＊
（２．８８）
ｌｎｅｍｐ２ｔ－１－０．０７５３＊＊＊
（－３．９８）
－０．０４１５
（－１．２０）
－０．０８８６＊＊＊
（－４．２３）
－０．１１１＊＊
（－３．０５）
ｃａｐｉｔａｌ０．５６４＊＊
（３．０６）
０．１５４
（１．７４）
０．４３７＊＊＊
（３．５５）
０．３２５
（１．６５）
＿ｃｏｎｓ８．２３９＊＊＊
（１７．９０）
８．３２５＊＊＊
（９．３８）
６．９２０＊＊＊
（１４．２８）
７．２５５＊＊＊
（８．１８）
年份固定效应是是是是
城市固定效应是否是否Ｎ ６６０ ６６０ ６６０ ６６０Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ２ ０．９５７１ ０．４００３ ０．９６６５ ０．５０５７
３．改变城市空间结构变量后的面板数据回归和混合截面回归
用城市经济活动（或人口）的密度来表征城市空间结构虽然存在缺陷，但在早期很多实证研究中，不失为考察城市空间结构的一个好办法（Ｃｉｃｃｏｎｅ和Ｈａｌｌ，１９９６；范剑勇，２００６）。王家庭等（２０１０）和Ｆａｌｌａｈ等（２０１１）的城市蔓延指数，都跟人口密度存在较大联系。如果城市平均密度高，说明城市区域内经济要素集聚的倾向大，城市蔓延的可能性较低。之前实证结论认为城市蔓延不利于生产率的提高，因此预期密度指标与生产率呈正向关系。在表４中回归的基础上，将城市蔓延指数ｓｐｒａｗｌ置换为同期的城市区域平均灯光密度ｄｅｎｓ再次回归。表５中的前两列代表混合截面回归的结果，后两列代表随机效应的面板数据回归结果。不难看出，无论采用哪种估计，城市灯光密度对实际劳均收入的影响均在１％水平上显著，系数均为正，符合预期，呼应了此前以蔓延指数作为自变量时所得的结论。
表５ 用灯光密度代替蔓延指数后的回归结果
估计方法ＩＶ－Ｐｏｏｌｅｄ ＩＶ－Ｐｏｏｌｅｄ ＩＶ－ＲＥ ＩＶ－ＲＥ
自变量ｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔｌｎｅｐｇｄｐｔ
ｌｎｄｅｎｓｔ－１０．６７９＊＊
（２．８１）
１．１２１＊＊＊
（５．１１）
１．５７９＊＊＊
（６．６６）
１．１２７＊＊
（３．１６）
ｌｎｅｄｕｔ－１０．０３０８＊
（２．０６）
０．１３５＊＊＊
（５．９２）
０．０３６９
（１．８７）
０．０４７３＊＊
（３．０５）
ｐｆｄｉｔ－１０．０２０９＊＊＊
（３．８２）
０．０２４７＊＊＊
（３．４４）
０．０２２２＊＊
（３．０６）
０．０２２８＊＊＊
（３．９５）
ｐｉｎｖｅｓｔｔ－１－０．０３２４
（－０．３４）
－０．２４４
（－１．８３）
－０．０７２３
（－０．５７）
－０．０７９０
（－０．７９）
ｌｎｅｍｐｔ－１１．４８８＊＊＊
（５．１１）
０．４３８
（１．６４）
１．６６１＊＊＊
（５．１５）
１．２０３＊＊＊
（４．３９）
ｌｎｅｍｐ２ｔ－１
－０．１４５＊＊＊
（－４．６５）
－０．０６５１＊
（－２．４２）
－０．１６３＊＊＊
（－４．６７）
－０．１３０＊＊＊
（－４．５４）
·
７
３
·
秦 蒙、刘修岩：城市蔓延是否带来了我国城市生产效率的损失？
续表５ 用灯光密度代替蔓延指数后的回归结果
估计方法ＩＶ－Ｐｏｏｌｅｄ ＩＶ－Ｐｏｏｌｅｄ ＩＶ－ＲＥ ＩＶ－ＲＥ自变量
ｌｎｅｐ
ｇｄｐｔｌｎｅｐ
ｇｄｐｔｌｎｅｐ
ｇｄｐｔｌｎｅｐ
ｇｄｐｔｃａｐｉｔａｌ－１．
０２８＊
＊＊（－４．７５）０．２１８
＊
＊（２．８０）０．０８１０（０．２６
）０．３０２
＊
（２．１９）＿ｃｏｎｓ４．８
９９＊＊＊（３．７７
）５．７２６＊＊＊
（５．１１
）－３．８９５＊
（２．４６）年份固定效应是是是是城市固定效应
是否是否Ｎ
６５７ ６５７ ６５７ ６５７Ａｄｊ
ｕｓｔｅｄ Ｒ２
０．８８３８
０．５５３７
０．８７５６
０．５３２６
通过以上稳健性检验和分析，
我们发现，不管是分成若干个样本组重新回归，还是对被解释变量和核心自变量重新测度
，结果都没有发生明显变化，指向了同一结论：城市蔓延不利于城市生产率的提高。这或许是源自以下两方面机理：（１）经济要素在城市空间的集聚有利于信息的交流和知识的外溢。虽然当今信息和通讯技术的发展已经减少了“面对面交流”的重要性，但很多厂商特别是中小企业，依然需要靠面对面的商务会谈来获取准确的商业信息，很多生产技能的学习仍需要课堂式的培训才能更好地掌握，而城市空间的过度蔓延，会提高这些活动的成本；（２）紧凑的城市内部结构能更充分地利用基础设施（Ｇｌａｅｓｅｒ和Ｋｈａｎ，２００４
）。因此，城市蔓延会增加企业经营成本，尤其是提高了货物运输费用，从宏观角度看，也增加了区域基础设施建设成本，并以税收等形式转化为当地企业的成本，从而对经济发展产生不利影响。于是，整个城市表现为经济要素空间集聚的正效应大于“集聚不经济”。这与Ｆａｌｌａｈ等（２０１１）针对美国城市蔓延的实证结论接近，也与范剑勇（２００６）、柯善咨等（２００８）和刘修岩（２０１４
）在国内省级及地市级层面进行的集聚效应检验结果相互印证。四、结论与政策建议
国内外的城市经济学界针对城市低密度蔓延带来的影响已做出了不少理论上的探讨。不过，国内目前罕有这方面的实证研究。本文基于２０００－２０１２年的地市层面数据，用夜间灯光作为经济活动的替代，构建了我国地级市的城市蔓延指数，并采用工具变量法应对可能的内生性偏误，最终证明：在我国，城市蔓延对劳动生产率普遍有负向效应。该结论也通过了多种方法的稳健性检验。
本文结论从另一个角度说明，
现阶段国内大多数城市内部依然存在明显的集聚经济，经济要素的集中分布通常会比要素分散能获得更高效的利用。也给当今国内各级别（特别是地级市）政府部门提供了一些政策方面的启示。首先，实现我国城镇化的健康发展，需要城乡之间基础设施和公共服务的一体化，注重城乡和谐共处，避免城市空间扩张对乡村空间和农村生活质量造成挤压。新型城镇化发展愈发强调“人的城市化”和“产业城市化”，而不是简单的“土地城市化”。所以，在城市发展和土地利用过程中，不能过多强调城市建成区面积的扩大，需要注重单位面积内的产出效率，注重土地利用绩效。建议政府在规划时，更多地发挥市场对要素集聚与分散的调节作用，尽量减少人为引导经济要素向外迁移的行政力量，最好使城市（镇）化发展进程随着人口的集聚和产业水平的上升“瓜熟蒂落”，而不是对城市“拔苗助长”。其次，我国一些大中城市出现了交通拥挤和房价过高等问题。但从生产效率的角度看，未来我国城市化发展依然需要较为紧凑的内部空间结构，这对国内政府部门的城市管理能力提出了更高的要求。在城市人口密度越来越高的普遍趋势下，不能仅靠无限度·
８３·２
０１５年第７期
的土地扩张来缓解人口压力，提高基础设施质量及交通管理能力、改善公共卫生才能解决问题。
此外，
研究结果肯定了教育和对外开放的作用。随着经济社会的发展，国内投入的教育资源数量上和质量上都在提高，而教育资源向经济落后地区和农村地区倾斜，有助于当前基础教育普及度的进一步提高；经济对外开放度的决定因素复杂，很大程度上非地方政府可以决定，不过减少地区间要素流动壁垒，促进国内、省内的贸易和投资，也能促进区内资源的更好利用。最后需要注意的是，城市蔓延对生产率的影响是一个随时间动态变化的结果，正如本文所发现的，我国城市蔓延的生产率负效应在逐渐变小。因此，与城市空间结构有关的政策和规划，需要在区域发展过程中及时调整。
主要参考文献：
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Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ，１９８３，６５（３）：４７９－４８２．［１４］Ｂｒｕｌｈａｒｔ Ｍ，Ｓｂｅｒｇａｍｉ Ｆ．Ａｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎ ａｎｄ ｇｒｏｗｔｈ：Ｃｒｏｓｓ－ｃｏｕｎｔｒｙ ｅｖｉｄｅｎｃｅ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｕｒｂａｎ Ｅ－ｃｏｎ
ｏｍｉｃｓ，２００９，６５（１）：４８－６３．［１５］Ｂｕｒｃｈｆｉｅｌｄ Ｍ，Ｏｖｅｒｍａｎ Ｈ，Ｐｕｇａ Ｄ ｅｔ ａｌ．Ｃａｕｓｅｓ ｏｆ ｓｐｒａｗｌ：Ａ ｐｏｒｔｒａｉｔ ｆｒｏｍ ｓｐａｃｅ［Ｊ］．Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ
Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００６，１２１（２）：５８７－６３３．［１６］Ｃｉｃｃｏｎｅ Ａ，Ｈａｌｌ Ｒ．Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ａｎｄ ｔｈｅ ｄｅｎｓｉｔｙ ｏｆ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ａｃｔｉｖｉｔｙ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，１９９６，８６（１
）：５４－７０．［１７］Ｆａｌｌａｈ Ｂ Ｎ，Ｐａｒｔｒｉｄｇｅ Ｍ Ｄ，Ｏｌｆｅｒｔ Ｍ Ｒ．Ｕｒｂａｎ ｓｐｒａｗｌ ａｎｄ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ ＵＳ ｍｅｔｒｏｐｏｌｉｔａｎａｒｅａｓ［Ｊ］．Ｐａｐｅｒｓ ｉｎ Ｒｅｇ
ｉｏｎａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅ，２０１１，９０（３）：４５１－４７２．［１８］Ｇｌａｓｅｒ Ｅ，Ｋｈａｎ Ｍ．Ｓｐｒａｗｌ ａｎｄ ｕｒｂａｎ ｇｒｏｗｔｈ［Ｍ］．Ｈａｎｄｂｏｏｋ ｏｆ Ｒｅｇｉｏｎａｌ ａｎｄ Ｕｒｂａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００３．［１９］Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ Ｊ Ｖ，Ｓｔｏｒｅｙｇａｒｄ Ａ，Ｗｅｉｌ Ｄ Ｎ．Ｍｅａｓｕｒｉｎｇ
ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ ｆｒｏｍ ｏｕｔｅｒ ｓｐａｃｅ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｅ－·
９３·秦 蒙、刘修岩：城市蔓延是否带来了我国城市生产效率的损失？
ｃｏｎｏｍｉｃ
Ｒｅｖｉｅｗ，２０１２，１０２（２）：９９４－１０２８．［２０］Ｌｕｃａｓ Ｒ，Ｈａｎｓｂｅｒｇ Ｒ．Ｏｎ ｔｈｅ ｉｎｔｅｒｎａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ ｃｉｔｉｅｓ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，２００２，７０（４）：１４４５－１４７６．［２１］Ｐｏｒｔｅｒ Ｍ．Ｃｌｕｓｔｅｒｓ ａｎｄ ｔｈｅ ｎｅｗ ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ｏｆ ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ［Ｊ］．Ｈａｒｖａｒｄ Ｂｕｓｉｎｅｓｓ Ｒｅｖｉｅｗ，１９９８，７６（６）：７７－９０．
［２２］Ｒａｍｃｈａｒａｎ Ｒ．Ｗｈｙ ａｎ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｃｏｒｅ：ｄｏｍｅｓｔｉｃ ｔｒａｎｓｐｏｒｔ ｃｏｓｔｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｇｅｏｇｒａｐｈｙ，２００９，９（４）：５５９－５８２．
［２３］Ｓｖｅｉｋａｕｓｋａｓ Ｌ．Ｔｈｅ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｏｆ ｃｉｔｉｅｓ［Ｊ］．Ｔｈｅ Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９７５，８９（３）：３９３－４１３．
Ｄｏｅｓ Ｕｒｂａｎ Ｓｐ
ｒａｗｌ Ｌｅａｄ ｔｏ ＵｒｂａｎＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ
Ｌｏｓｓｅｓ ｉｎ Ｃｈｉｎａ？ＥｍｐｉｒｉｃａｌＳｔｕｄｙ
Ｂａｓｅｄ ｏｎ Ｎｉｇｈｔｔｉｍｅ Ｌｉｇｈｔ ＤａｔａＱｉｎ Ｍｅｎｇ１，Ｌｉｕ Ｘｉｕｙ
ａｎ１，
２
（１．Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，Ｓｏｕｔｈｅａｓｔ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１００９６，Ｃｈｉｎａ；２．Ｃｈｉｎａ Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ ｏｆｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，Ｎａｎｊｉｎｇ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ
Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ Ｓｃｉｅｎｃｅ ＆Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１００４４，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ａｎｄ ｓｏｃｉａｌ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｆ ｕｒｂａｎ ｓｐｒａｗｌ ａｒｅ ａ ｆｒｏｎｔｉｅｒ ｔｏｐ
ｉｃ ｉｎ ｕｒｂａｎｅｃｏｎｏｍｉｃｓ．Ｔｈｅｒｅ ｉｓ ｃｏｎｓｉｄｅｒａｂｌｅ ｄｉｖｅｒｇｅｎｃｅ ｉｎ ａｃａｄｅｍｉａ ａｓ ｆｏｒ ｔｈｅ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｏｆ ｔｈｅ ｒｏｌｅ ｏｆｕｒｂａｎ ｓｐｒａｗｌ ｉｎ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ；ａｎｄ ｍｏｓｔ ｏｆ ｒｅｌａｔｉｖｅ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｆｏｃｕｓｅｓ ｏｎ ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ ａｎａｌｙｓｉｓａｎｄ ｅｍｐｉｒｉｃａｌ ｓｔｕｄｙ ｂａｓｅｄ ｏｎ ｌａｒｇｅ ｎｕｍｂｅｒｓ ｏｆ ｃｉｔｉｅｓ，ｅｓｐｅｃｉａｌｌｙ ｔｈｅ ｄａｔａ ｆｒｏｍ Ｃｈｉｎａ，ｉｓｒａｒｅ．Ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｅｍｐｌｏｙｓ ｔｈｅ ｐａｎｅｌ ｄａｔａ ｏｆ ｐ
ｒｅｆｅｃｔｕｒｅ－ｌｅｖｅｌ ｃｉｔｉｅｓ ｉｎ Ｃｈｉｎａ ｆｒｏｍ ２０００ｔｏ２０１２，ａｎｄ ｃｏｎｓｔｒｕｃｔｓ ｓｐｅｃｉａｌ ｕｒｂａｎ ｓｐｒａｗｌ ｉｎｄｅｘ ｂｙ ｇｌｏｂａｌ ｎｉｇｈｔｔｉｍｅ ｌｉｇｈｔ ｄａｔａ ｔｏ ｍａｋｅ ａｍｕｌｔｉ－ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ ｒｏｂｕｓｔｎｅｓｓ ｔｅｓｔ ｂｙ ｐｏｏｌｅｄ ｃｒｏｓｓ－ｓｅｃｔｉｏｎａｌ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ，ｐａｎｅｌ ｄａｔａ ＲＥ ｒｅ－ｇｒｅｓｓｉｏｎ ａｎｄ ｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔａｌ ｖａｒｉａｂｌｅｓ（ＩＶ）．Ｆｉｎａｌｌｙ ｉｔ ｃｏｎｆｉｒｍｓ ｔｈｅ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ ｔｈａｔ ｕｒｂａｎｓｐｒａｗｌ ｉｓ ｎｏｔ ｃｏｎｄｕｃｉｖｅ ｔｏ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｇｒｏｗｔｈ ｔｈｒｏｕｇｈ ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ Ｃｈｉｎａ．Ｉｔ ｐｒｏｖｉｄｅｓｔｈｅ ｄｅｅｐ ｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎ ｔｈａｔ ｔｈｅｒｅ ｇｅｎｅｒａｌｌｙ ｅｘｉｓｔｓ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｓｐａｔｉａｌ ａｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎ ｉｎ－ｓｉｄｅ ｕｒｂａｎ ｃｉｔｉｅｓ．Ｉｎ ａｄｄｉｔｉｏｎ，ｉｔ ａｌｓｏ ｆｉｎｄｓ ａｎ ｉｎｔｅｒｅｓｔｉｎｇ ｐｈｅｎｏｍｅｎｏｎ ｔｈａｔ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ａｄ－ｖａｎｃｅｍｅｎｔ ｏｆ ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ，ｔｈｅ ｎｅｇａｔｉｖｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｕｒｂａｎ ｓｐｒａｗｌ ｏｎ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｓｅｅｍｓ ｔｏｗｅａｋｅｎ ｃｏｎｓｔａｎｔｌｙ
． Ｋｅｙ
ｗｏｒｄｓ：ｕｒｂａｎ ｓｐｒａｗｌ；ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ；ｐａｎｅｌ ｄａｔａ；ｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔａｌ ｖａｒｉａｂｌｅ（责任编辑 石 头）
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０１５年第７期
基于夜间灯光数据与Landsat数据
基于夜间灯光数据与Landsat数据 城市建成区提取对比评价 ——德阳市2011年 摘要：基于DMSP/OLS稳定夜间灯光均值数据构建了一个反映区域城市化水平的灯光指数。以德阳市建成区为例，基于2011年稳定 夜间灯光均值数据采用统计数据法，根据Landsat数据提取的建成 区面积作参考，分析成为城市建成区的DMSP/OLS稳定夜间灯光均 值数据的灯光指数值。研究表明,灯光指数与反映城市化水平的复 合指数存在较高的相关关系,可以用于我国城市化水平及其时空差 异分析和城市化进程监测。 一．引言 遥感技术具有多波段、多时相以及覆盖范围广的特性使其在城市扩展监测、环境监测、生态评价、人口密度和城市规划管理等 研究中得到了广泛的应用。夜间灯光遥感数据来源于美国军事气象 卫星DMSP(Defense Meteorological Satellite Pro-gram)搭载的 OLS(Operational Linescan System)传感器。OLS有别于传统的传 感器,它具有很强的光电放大能力,可在夜间工作,能探测到城市灯 光甚至小规模居民地、车流等发出的低强度灯光,明显区别于黑暗 的乡村背景。 二．研究区概况 德阳市位于四川盆地成都平原东北部，地处东经103°45′-105°15′北纬30°31′-31°42′之间。南靠成都，北接绵阳，
东壤遂宁，西邻阿坝。1983年8月经国务院批准为省辖地级市， 四川省重点建设的九大城市之一，是成都旅游门户圈的重要组成 部分。全市幅员面积5818平方公里。德阳市境狭长，东西宽约 65公里，南北长约162公里，地势西北高东南低。西北部为龙门 山脉中段，山地面积1171.87平方公里，占全市总面积的19.68%； 中部为成都平原东北部，面积1838.75平方公里，占全市总面积 的30.88%；东南部为盆中丘陵，面积2943.13平方公里，占全市 总面积的49.44%。 三．数据与方法 3.1数据来源 夜间灯光数据来源于美国国家海洋和大气管理局NOAA(National Oceanic and Atmospheric Ad-ministration)下 属的国家地球物理数据中心NGDC (National Geophysical Data Center ,https://www.360docs.net/doc/5b3370569.html,/dmsp/download.html)。 DMSP卫星以每天14轨的速度绕地球飞行一周,经过赤道的地方时 为10∶50与22∶50。OLS传感器有两个通道:可见光通道和热红 外通道。可见光波段范围0.4～1μm,光谱分辨率为6 bit,灰度值 范围为0～63;热红外通道波段范围是10～13μm,光谱分辨率为8 bit,灰度值范围0～255。其获取的图像幅宽为3 000 km,全分辨 率数据的地面采样距离为0.56 m,目前已有的夜间灯光遥感图像 的数字产品。 3.2数据处理
1978-2016中国城市GDP排名变化
1978-2016中国城市GDP排名变化 1978年 排名城市 GDP值（亿） 1 上海 272.81 2 北京 108.8 3 天津 82.65 4 重庆 67.32 5 长春 51.2 6 哈尔滨 45.7 7 沈阳 44 8 广州 43.09 9 大连 42 10 武汉 39.91 11 青岛 38.63 12 成都 35.94 13 南京 34.83 14 鞍山 32 15 苏州 31.95 16 石家庄 29.9 17 南通 29.38 18 唐山 29.11 19 杭州 28.4 20 烟台 25.78 1979年 1香港1117亿 2上海286亿 3北京120亿 4天津93亿 5重庆80.98亿 6广州48亿 7武汉46.20亿 8成都41.3亿 9南京38.64亿 10杭州33.5亿 11宁波24.15亿 12济南26.5亿 13长沙21.3亿 14深圳1.9亿 1980年
1香港1422亿 2上海311亿 3北京139亿 4天津103.5亿 5重庆90.68亿 6广州57亿 7武汉53.44 8青岛48.65 9成都46.29 10南京42亿 11杭州40.65亿 12宁波29.53 13济南28.8 14长沙23.1 15深圳2.7亿 这是1980年的，某些城市比如沈阳数据遗失，根本找不到了. 1981年 1香港1712 亿 2上海324 3北京139.15 4天津108 5重庆97.2 6广州63 7武汉56.29 8成都49 9杭州46.8 10南京43.1 11宁波32 12济南31.5 13长沙25.7 14深圳4.95 这一年香港突飞猛进，北京原地踏步，其他城市座次基本不变，另外沈阳大连等城市数据遗失，无法查找。 1983年 1香港2134亿 2上海352 3北京183.1 4天津123.4 5重庆120 6广州79
夜间灯光数据研究的现状与趋势
Data Base Technique ? 数据库技术Electronic Technology & Software Engineering 电子技术与软件工程? 197【关键词】夜间灯光数据 研究方法 研究领域 1 引言 全球DMSP/OLS 夜间灯光数据，主要是 由美国地理数据中心所提供的，而夜间灯光数据正是由此得来。其主要包括的产品稳定灯光数据，以及负荷标定和非辐射标定夜间灯光强度数据，而稳定夜间灯光数据所包括的地点，主要以城镇等灯光具有一定稳定性的特点，而去除了短暂性事件如火灾等，此数据这个时候就有了大约1km 的数据空间分辨率，63级的数据值，其中夜间灯光数据在对数据的获取上，有着较强的获取性，无需较大的处理量，亮度指标可以对空间经济活动强度进行反映等方面的优势，在研究长时间和大尺度的城市群空间扩展是非常适合的。 2 发展背景 针对城市区域人类活动的广度还有强度， DMSP/OLS 夜间灯光均可以进行全面的表征，同时对于城市体系时光所关联的各种矢量网络要素之间，具有着明显的联系。不但如此，在对城市体系时空评估上，DMSP/OLS 夜间灯光在让单一统计指标所存在的缺陷得到较好改善的同时，也对综合指标体系所存在的过度性等不足进行了完善，对单一评估指标和综合指标体系，从理论上进行了深度的融合，而且通过实证发现，在分析我国大陆地区城市体系等级结构，还有其在空间上所采取的格局上都是切实可行的，而且还能够对此种可行性实施相应的评估。 3 研究方法 从最近几年来发展的趋势来看，城市建 设的步伐越来越快，由此在城市建成区的提取上让DMSP/OLS 夜间灯光数据得到了诸多的应用。现阶段所采取的提取方式，其中有很大一部分因素，是因为在空间分辨率上，DMSP/OLS 数据与 A VHRR 是相同的，由此就为更大尺度城市的研究提供了一种好的手段，有利于独特数据的获取。主要集中在如下几种方法： 3.1 经验阈值法 因为在研究此方法上，主要是基于前人夜间灯光数据研究的现状与趋势 文/尹晓雪 所研究的基础，并且和自身有关的背景知识紧密结合从而进行确定的，基于此，在全部方法当中，此种方法自然而然的就成为了一个非常方便，并且有着较高实现性的一种方法。与此同时，虽然此种方法无需依赖于其他数据实施辅助，但所提取的结果，会因为研究者的不同而发生改变，主观性非常的强。3.2 突变检测法对于城市区域多边形在各个阈值下的边长，都是需要获取的，只有这样才可以实现此种方法，而且也需要较多的处理操作，增加了工作的强度，不具有较为快捷的操作，但此种方法无需依赖于其他辅助数据的支撑，借助代码，能够实现相对比后两种方法较高的自动化。除此之外，夜间灯光数据自身，对最终阀值的确定起着重要的作用，客观性比较强，同时和城市建成区自身的具体情况相符合。3.3 统计数据比较法此种方法有着较高的便捷性，极易借助编程的方法而实现。但此种方法实现的基础，离不开研究区域建成区所统计的数据为支撑，基于受到来自于辅助数据的约束。同时对于城市建成区的面积，在未获取统计数据的条件下也是无法虎丘的，不可以用于估算未知城市建成区的面积。3.4 较高分辨率影像数据空间比较法此种方法在对城市建成区获取上，主要是基于TM 影像的基础上而实现的，而且以此作为主要的标准，用以提取夜间灯光的数据，可以最大化的利用城市建成区的空间特征。4 研究领域在美国对DMSP/OLS 实施发射，对于各个类型城市所发出的灯光，此卫星传感器都可以进行有效的捕捉，其中包含如交通等各种各样强度的等。基于此，在提取城镇信息上，这让DMSP/OLS 夜间灯光数据得到了诸多的应用，主要包括如下方面：4.1 环境方面从现阶段的实际情况来看，城市有着越明亮的灯光，那就会有着越严重的光污染，在对光污染研究上，可采用夜间灯光数据，而且和GIS 技术相结合，通过将直接和间接光污染两者相互叠加，可以获取到地区光污染的等级图，并且通过分析，能够获取到在传播和发展上光污染的过程和趋势。4.2 灾害在监测火灾上，可以借助DMSP/OLS 夜间灯光影像而实现，为治理火灾和保护资源提供了必不可少的信息。4.3 能源开采石油期间会有非常多的天然气产生， 因为运输等天然气处理技术设施，在所需要的成本上需要支出的比较多，这让大部分油气公司在处理方式上，选择了直接焚烧的方式。而DMSP/OLS 夜间灯光影像的出现，则可以为燃烧天然气等方面提供有效的信息，杜绝油气公司浪费的现象。4.4 渔业在对捕鱼业跟踪上，可以说渔火监测提供了重要的支撑，可以用于估算鱼类的数量，为鱼类的长期发展管理提供了非常重要的信息。4.5 城镇对于人类活动和城镇社会经济生态，DMSP/OLS 夜间灯光数据可以从多个角度领域进行反映，可以在城镇发展当中进行综合性的应用，可以让城镇发展期间所在统计数据上存在的不足得到有效的弥补。5 发展趋势在未来的研究趋势上，夜光遥感数据主要集中在如下几个方面：（1）保证数据具有高度的一致性和相应的兼容性。现阶段，针对研究领域所存在的不同，能够对由DMSP/OLS 所衍生的数据集进行采用，但数据在兼容性和一致性方面仍然存在一定的限制，基于此，在校准不同卫星等后，为研究领域提供有着较好稳健性的数据，促进其得到深入的发展。（2）提供高数据质量和全新的性能方法。在对夜间灯光数据质量的提高上，可以说辐射校正和减少饱和效应是非常重要的方法。（3）交叉研究多个学科。在有效促进各个学科之间进一步发展上，可以说学科背景不同的学者进行交流，在这其中发挥着重要的意义。（4）综合应用遥感卫星数据在研究上。紧密结合其他遥感卫星数据，可以起到互补的效果，将DMSP/OLS 的优点发挥到最大，继而能够在更多的领域上对此卫星数据进行应用。参考文献[1]卓莉,李强,史培军,陈晋,郑璟,黎夏.基于夜间灯光数据的中国城市用地扩展类型[J].地理学报,2006(02).[2]何春阳,李景刚,陈晋,史培军,潘耀忠,李京,卓莉,一之瀬俊明.基于夜间灯光数据的环渤海地区城市化过程[J].地理学报,2005(03).作者简介尹晓雪（1993-），女，河北省邢台市人。在读硕士研究生。作者单位云南师范大学信息学院 云南省昆明市 650500
中国大陆各省份和337个城市GDP排名
中国大陆各省份和337个城正文开始 2010年，中国两岸四地经济总量（GDP）为55206.07亿美元。其中，大陆49092.80亿美元，台湾3793.88亿美元，香港2107.30亿美元，澳门212.10亿美元。 2010年，两岸四地总人口约为13.65亿人。其中，大陆约13.3亿人，台湾约2300万人，香港约703万人，澳门约54万人。 2010年，两岸四地人均GDP平均为4043美元。其中，大陆为3678美元，台湾为16442美元，香港为30088美元，澳门为38968美元。 2010年，两岸四地外汇储备合计为30106.22亿美元。其中，大陆为23991.52亿美元，台湾为3481.98亿美元，香港为2449.22亿美元，澳门为183.50亿美元。 排名省份GDP（单位：亿元人民币）增速 1广东39082 9.5% 2江苏34061 12.4% 3山东33805 11.9% 4浙江22832 8.9% 5河南19367 10.7% 6河北17027 10% 7辽宁15065 13.1% 8上海14901 8.2% 9四川14151 14.1% 10湖南12930 13.6% 11湖北12832 13.2% 12福建11950 12% 13北京11866 10.1% 14安徽10053 12.9% 15内蒙9700 17% 16黑龙江8288 11.1% 17陕西8187 13.6% 18广西7700 13.9% 19江西7589 13.1% 20天津7501 16.5% 21吉林7203 12.3% 22山西7100 6% 23重庆6527 14.9% 24云南6168 12.1% 25新疆4270 8% 26贵州3887 11% 27甘肃3380 10% 28海南1647 11.7% 29宁夏1335 11.6% 30青海1081 10.1% 31西藏437 12.1% 1、上海市14900.93亿元增8.2% （沪） 2010-10-8 官方数据：2010年中国大陆各省份和… 2、北京市11865.90亿元增10.1% （京）
多元化经营与公司生产效率分析
多元化经营与公司生产效率分析 一、引言 多元化经营是企业发展的一种战略。是企业战略管理理论、企业成长 理论的重要组成部分，也是国内外企业实现规模扩张、速壮大发展的 重要措施。2010年1月1日，中国———东盟自贸区的启动，把与地 缘最接近东南亚各国的中国西南地区推到了东盟合作战略的前沿。中 国政府为西南地区及西南地区企业积极参与东盟经济合作与竞争提供 了系列的政策支持的同时，也积极鼓励西南地区企业参与国际竞争与 兼并，将企业做大做强，成为具有国际竞争力的企业集团。西南地区 企业面临前所未有的发展机遇的同时，也面临着挑战。企业如何在机 遇与挑战并存的东盟自贸区背景下，选择匹配自身的多元化发展战略，进一步壮大企业规模与经济实力、进一步提升经营效率与企业竞争力，有效参与国际竞争，值得我们思考。本文以2009~2013年泛西南地区 制造业428家上市公司为研究样本，以主成份分析方法得到企业发展 机会综合指标，以DEA数据包络分析法得到企业生产效率指标，再借 鉴Hansen1得出的“门槛模型”对研究的样本实行分组，进一步研究 企业在不同发展机会下多元化经营与公司资本效率之关的区间效应， 为我国泛西南地区企业实现规模扩张，提升企业竞争力寻找多元化决 策依据。 对企业多元化相关理论的研究始于19世纪70年代的欧美资本市场。 之后，随着研究的发展，多元化经营与企业价值（或绩效）关系研究 成为了焦点之一。归纳起来主要有三种观点：一种观点认为企业多元 化经营能够利用内部资本市场优化资源配置、突破外部融资约束；协 助企业有效化解竞争威胁提升企业抗击外部风险水平；实现企业渠道、管理等资源共享，提升资本配置效率，为企业创造更多的价值，即 “多元化溢价”论（GrantRMetal，19882；VillalongaB，20043；WernerfeltB，19844；BodnarGMetal，20005）。另一种观点认为多元 化经营会造成企业“多头管理”困难、组织协调水平下降、代理成本 上升从而引起企业竞争优势变弱；还会造成企业内部有限的资源过渡
精益七大浪费八大浪费及现场七大效率损失改善法(权威分享含参考答案)
制造不良品的效率损失（上） 产生不良的损失原因分析与改善策略 （一）产生不良效率损失的原因 制造不良品的浪费应该包括以下几种： 基本浪费 当产生不良品时，会造成原材料、人工、设备、能源、管理费用等成本浪费。 返修和报废的浪费 不良产品需要返工修补时，会产生额外的修复、选别、检验等成本浪费，报废则意味着完全的损失。 救火成本 若产生不良品，订单交期可能因此而延误，会产生比如紧急换线、调货、加班、海运变空运等等的救火成本。 防火成本 防火成本是指为了预防救火成本的出现而投入的管理成本。 不良品未被发现而继续向后流出的损失 如果一个不良品在产生的第一时间没有被发现，其结果很可能造成大批量的返工，大批量的返工会产生连锁反应。比如，大批量的返工可能会影响企业的生产进度，导致生产计划的变更。而生产计划的变更，会导致产品来不及交付，还可能会影响到别的订单的产品，致使整个生产进度都会受到波及干扰。同时可能出现救火成本和预防这种情况出现的防火成本。 在管理上这叫做一人错误百人忙，它是一种成本扩大的连锁效应。 图6-1 成本倒增曲线 【图解】 通常一个错误往后传递，会产生所谓的“成本倒增曲线”。这个曲线在日本有一个指数是1：35：600。 它指的是，在产生不良品的第一个时间点进行改正，可能纠正的成本只要1元人民币。若这个错误往后传 递到下一道工序、工段或部门后再被发现，企业需要弥补错误的成本可能是35元人民币。而在更后面的流 程中被发现，弥补错误的成本可能要高达600元人民币。 比如，技术部门的一张图纸上有一个技术参数写错。在技术部门更改，可能3分钟就解决了，也许成 本会低于1元人民币；若这张图纸的错误没有被发现，已经进入车间开始裁减材料时才被发现，可能成本 是35元人民币；假如这时还没有发现错误，继续往后倒流，员工按照图纸进行加工，在做了500个或1000 个以后，到质量检验的时候才发现错了，这个时候要返工，很可能要花600元人民币的代价才能弥补这个 错误。 （二）产生不良效率损失的改善策略 一个产品不良的错误会产生很多的波动，而且每一个波动都会带来变化。假设在生产流程中有一次不良品，就可能会有500个不良品必须返工，这就会产生变化。企业的生产计划要变更，所有物料供应计划要变更，所有生产工艺准备的时间计划也要变更。只要波动的来源不消除，企业的生产计划就永远跟不上变化。因此，要消除产生不良品的效率损失，关键
基于夜间灯光数据的城市中心体系识别及特征研究——以武汉市为例
基于夜间灯光数据的城市中心体系识别及特征研究 ——以武汉市为例 周婕，卢孟 摘要:本文以武汉市为例，提出了利用遥感数据识别城市公共中心的方法。基于2000、2005和2010年三个年份MODIS遥感影像、DMSP/OLS夜间灯光数据以及Landsat TM/ETM影像数据和统计年鉴数据，通过计算标准城市用地复合指数NUACI并采用核密度分析方法生成密度分布图；并对NUACI密度分布进行空间聚类和密度分级，识别不同年份城市公共中心等级和规模，分析2000-2010年武汉市城市公共中心体系演变规律。结果显示：2000-2010年间武汉市城市公共中心体系由“单中心”向“多中心”结构演变，三镇发展并不均衡，受自然条件的制约，武汉城市公共中心的空间演变沿交通轴向扩展特征显著，总体呈现沿江纵向与垂江横向“十字型”发展格局。 关键词:夜间灯光数据，城市中心体系，识别方法，演变规律，武汉市 城市中心是城市开展政治、经济、文化等公共活动的地域，是提升城市生活品质的重要空间载体。城市中心承担了城市功能和运行的职能，不仅为广大市民提供了行政、商业、商务、文化、休闲等全方位服务，同时也是社会进步的标志。随着经济社会的不断发展和市民生活水平的提高，社会公众对公共活动的需求也日益提高，使得城市逐渐衍生出具有不同职能、不同等级的城市中心。诸多城市中心要素间通过相互作用及相互联系，按照一定的秩序和内部联系构成了城市中心体系，投射在城市地域上呈现出不同空间形态，是城市空间结构的核心组成部分和表现形式[1]。从空间规划视角对城市中心体系进行研究具有十分重要的意义，不仅可以确立整体城市中心体系的等级规模和空间结构，促进合理城市空间形态的形成，战略性地引导城市空间的优化与发展，同时也可以为城市总体规划修编提供科学可信的依据。 1 城市中心体系概念 对于城市中心的概念，不少工具词典及专业词典都有相应的阐述。早期的研究偏向于从空间结构层面对城市中心进行定义，而近年来的研究则更为全面综合，对于城市中心的定义也更为多元复杂。从物质性空间要素角度来看，城市中心在空间、尺度、区位以及公共设施等方面存在领先优势，在区域内部处于主导地位；从功能性要素角度来看，城市中心是多元产业、多项职能及多层次经济活动产生交集的地带，在经济层面、公共交往、文化认知等多个层面存在相对领先的向心作用，通过不同等级的人流、物流和信息流的集聚表现出不同层
生产效率评价表
目录项次内容页码 1 前言 (4) 2 管理绩效指标分析 (5) 2.1 生产效率分析………………………………………………………………5-7 2.2 生产力分析…………………………………………………………………………7-9 2.3 质量效率分析………………………………………………………………………10-12 2.3.1 进料检验分析 2.3.2 制程检验分析 2.3.3 成品检验与客诉分析 2.4 人力资源分析………………………………………………………………………12-14 2.4.1 间接人员比率分析 2.4.2 人员知识结构分析 2.4.3 人员流动率分析 2.5 资材库存分析 (15) 3 管理系统运作分析 (16) 3.1 业务 (16) 3.2 工程 (17) 3.3 生管 (17) 3.4 物控 (17) 3.5 采购 (18) 3.6 仓储 (17) 3.7 生产 (18) 3.8 品管 (18) 3.9 财务 (18) 3.10 人资 (19) 4 绩效管理改善简介…………………………………………………………………20-23 5 评估总结陈述 (24) 6 绩效管理体系推行计划表…………………………………………………………25-30 7 绩效管理体系推行辅导协议书……………………………………………………31-34 8 绩效管理公司资证数据 (35) 1. 前言
在X总：提升效率、降低成本、规范管理的管理部署下，〖深圳市聚人众管理技术有限公司〗朱毅顾问，何国清副总和邵波专员于2010年11月3日对〖深圳市XXXXXX有限公司〗的生产现场、运作流程以及管理效率方面进行了初步了解和评估。 评估形式：现场查看 / 调阅报表 / 询问相关人员 评估原则： 1. 不锦上添花，不述说公司已用现实证明的优点和成功之处； 2. 择主要评述，非直接影响到业绩的小缺微弊留待日后顺机解决。 数据源：本报告中引用的资料，除有另行注明外，均来自公司 评估内容：陈述如后------ 面对不断往下压价的市场和客户，面对不断往上增长的物料和人工成本，作为企业经营者，逆境之中将面临3种选择： 1. 糟糕的公司在抱怨中消亡； 2. 普通的公司在逆境中辛苦的经营； 3. 而卓越的公司则因此在变革中成长和壮大. 不要盲目把管理不善归咎于人员素质，其影响力无论如何都是小于组织的，企业管理的真相是： 组织流程决定竞争力，管理工具决定执行力.
提高生产效率降低成本
一、 生产活动系统循环 （生产要素） （管理要素） 二、 生产力的意义即指： 最小的人员 最少的材料产出 最少的设备及维护费用
因产品设计或规格方面之疵病而增加的工作量 因制造或操作之不当而增加之工作量 因管理缺陷而产生之无效时间 工作人员控制范围内之无效时间 改善方法：针对 B 部分→利用VA ，VE 的方法 C 部分→IE 的方法 D ，E 部分→PAC 的方法 2直 接 率 能 率 标准化率 平 衡 率 生产效率 ● 生产效率=直接 率X 能率X 标准化率X 平衡率 例=70%X 80%X 75%X 70%=% 有效时间=8 HR X = HR =8 HR = HR 一、 ●
即： 二、 1 ● ● 技术改良（加工方法、切削条件┄┄等）。 ● 布置及搬运合理化。 ● 作业改善（操作方法、工作顺序、作业动作定量┄┄等）。 2．实施效率的提高标准时间与实际时间的比值提高。 ● 实际的生产力 == 制造方式╳实施效率 例：（现状） 50% == 100% ╳ 50% （改善一）100% == 200% ╳ 50% （改善二）100% == 100% ╳ 100%
三、现场浪费经常出现的七种形态： 肆、现场综合效率（生产性）的概要
（除 外 工 时） ● 综合效率 能率 （作业者的责任）（管理者的责任） 注1：综合效率虽因设备、不良品、等待材料等因素而变化，但实 际上受以下两原因影响变动更大。 ● 第一线督导者的作业指导及监督。 ● 作业者的工作意愿。 注2：除外工时系指管理者的损失时间，为阻碍生产之因素。 （附表） 伍、综合效率的损失原因分析 一、 综合效率的损失时间比率： （对总出勤时间比） * 因作业者的理由* 因经营者、管理者 的理由 * 因不可避免的理由因作业者责任所引起者：
中国城市GDP查询文件
目录 一，按城市GDP值排序 1，一级经销商（GDP>=1500亿元）············2—5页 2，二级经销商（1500亿元>GDP>=200亿元）········5—11页 3，三级经销商（GDP<200亿元）·············11—17页 二，按各省会城市名字拼音首字母A—Z排序（含各市、区、县GDP数值） 1， A 安徽省·····················18—19页 2， F 福建省·····················20—21页 3， G 甘肃省广东省广西省贵州省··········22—27页 4， H 海南省河北省河南省··············28—35页 黑龙江省湖北省湖南省·············36—42页 5， J 吉林省江苏省江西省··············43—49页 6， L 辽宁省·····················50—51页 7， N 内蒙古宁夏····················52页 8， Q 青海省·······················52页 9， S 山东省山西省··················53—58页陕西省四川省··················59—64页 10， X 西藏新疆······················65页 11， Y 云南省······················66—68页 12， Z 浙江省······················69—71页 13，四大直辖市：北京、天津、上海、重庆········72—73页
2014年全国城市GDP数据报告与经销商级别划分排名名称行政级别所属省份2014GDP（亿元）级别 1 上海直辖市上海21602.1 2 一级 2 北京直辖市北京19500.6 一级 3 广州副省级、省会广东15420.1 4 一级 4 深圳副省级广东14500.23 一级 5 天津直辖市天津14370.1 6 一级 6 苏州地级市江苏13015. 7 一级 7 重庆直辖市重庆12656.69 一级 8 成都副省级、省会四川9108.89 一级 9 武汉副省级、省会湖北9000 一级 10 杭州副省级、省会浙江8343.52 一级 11 无锡地级市江苏8070.18 一级 12 南京副省级、省会江苏8011.78 一级 13 青岛地级市山东8006.6 一级 14 大连副省级辽宁7650.8 一级 15 沈阳副省级、省会辽宁7223.7 一级 16 长沙省会湖南7153.13 一级 17 宁波副省级浙江7128.9 一级 18 佛山地级市广东7010.17 一级 19 郑州省会河南6201.9 一级 20 唐山地级市河北6100 一级 21 烟台地级市山东5613 一级 22 东莞地级市广东5490.02 一级 23 济南省会山东5230.19 一级 24 泉州地级市福建5218 一级 25 南通地级市江苏5038.89 一级 26 哈尔滨副省级、省会黑龙江5000 一级 27 长春副省级、省会吉林5000 一级 28 石家庄省会河北4900 一级 29 西安副省级、省会陕西4884.1 一级 30 福州省会福建4678.5 一级 31 合肥省会安徽4672.9 一级 32 徐州地级市江苏4435.82 一级 33 潍坊地级市山东4420.7 一级 34 常州地级市江苏4360.93 一级 35 大庆地级市黑龙江4332.7 一级 36 温州地级市浙江4003.86 一级 37 绍兴地级市浙江3967.29 一级 38 鄂尔多斯地级市内蒙古3955.9 一级
资源配置与生产效率分析
资源配置与生产效率分析 西方主流经济学框架下关于金融与经济增长关系的理论分析，主要集中于金融体系是如何通过克服市场摩擦来提高资源配置效率，这种摩擦包括信息成本和交易成本。在主流的新古典主义经济学框架下，Debreu(1959) 和Arrow(1964)较早认为，金融系统有助于改善信息不对称(Diamond1984)和减少市场交易成本。通过金融系统的调节作用，如调配储蓄，传递有用的市场信息以及监管治理结构，可以实现更有效率的投资和产出。同时，金融系统的资源配置效率也得到了提升。 相反，按照凯恩斯主义熊彼特主义经济学的框架，金融系统的另一个重要功能信用创造，被认为是金融发展的生产效率。凯恩斯主义熊彼特主义认为金融对于经济发展来说是内生的，金融系统的主要功能是在市场中创造货币和信用(Davidson，20XX;Lavoie，1984，20XX;Palley，1996)。金融系统为满足公司的投资需求创造信用，将会把储蓄分配到公司和家庭之中。信用的有效发展提升了金融系统的产出效率，这种从投资到储蓄的信用创造过程与主流框架恰恰相反。 金融系统的两个核心功能可以加以区分：在主流框架下是配置效率，而在凯恩斯主义熊彼特主义框架下是产出效率。其实客观来分析两者，这两个框架并不矛盾，因为他们关注的是金融系统功能的不同角色：配置效率关注金融的质量(定性视角)，而产出效率关注金融的数量(定量视角)。 一、配置效率：定性视角 从早期Schumpeter(1934)以及Gurley和Shaw(1955)的研究开始就主张发达的金融体系会推动经济增长更加迅速。基于索洛模型的新古典增长理论也认为推动金融系统发展与实际部门增长有两个基本渠道：资本积累和全要素生产率(一般解释为索洛剩余)。资本积累的来源是调配和聚集储蓄。通过调配的方式，金融系统为提供资金并促成其运用新技术完成有效的投资项目，这将提高创新和更高经济产出的可能性。定性视角的研究表明，金融系统发展提高了金融资源配置的效率，但是由于市场不完善的存在(Greenwood和Jovanovic，1990)降低了金融服务的质量，金融系统必须发展新的金融技术以降低信息不对称的水平。 很多学者从金融系统的制度视角开始他们的分析研究。Merton和Bodie(1995)指出金融系统的功能和服务比金融结构要更加稳定。到底在经济发展中金融系统所担任的是什么角色，从功能论的角度会为我们提供一个更好的理解。根据Levine(1997，20XX)，Merton(1992)，以及Mert on和Bodie(1995，
提高生产效率降低成本10-10
（生产要素） （管理要素） 二、 生产力的意义即指： 最小的人员 最少的材料 产出 最少的设备及维护费用
产品或操作的基本工作量 因产品设计或规格方面之疵病而增加的工作量 因制造或操作之不当而增加之工作量 因管理缺陷而产生之无效时间 工作人员控制范围内之无效时间 V A ，VE 的方法 C 部分→IE 的方法 D ，E 部分→PAC 的方法 2直 接 率 能 率 标准化率 平 衡 率 生产效率 ● 生产效率=直接 率X 能率X 标准化率X 平衡率 例=70%X 80%X 75%X 70%=29.4% 有效时间=8 HR X 29.4=2.4 HR =8 HR--2.4 HR =5.6 HR 叁、现场高劳动生产力的两大主流 一、 ●
即： 二、 1 ● 设备投资（省力化投资）。 ● 技术改良（加工方法、切削条件┄┄等）。 ● 布置及搬运合理化。 ● 作业改善（操作方法、工作顺序、作业动作定量┄┄等）。 2．实施效率的提高标准时间与实际时间的比值提高。 ● 实际的生产力 == 制造方式╳实施效率 例：（现状） 50% == 100% ╳ 50% （改善一）100% == 200% ╳ 50% （改善二）100% == 100% ╳ 100%
三、现场浪费经常出现的七种形态： 肆、现场综合效率（生产性）的概要
（除 外 工 时） ● 综合效率 = = = 能率直接率 （作业者的责任） 注1：综合效率虽因设备、不良品、等待材料等因素而变化，但实际上 受以下两原因影响变动更大。 ● 第一线督导者的作业指导及监督。 ● 作业者的工作意愿。 注2：除外工时系指管理者的损失时间，为阻碍生产之因素。 （附表） 伍、综合效率的损失原因分析 一、 综合效率的损失时间比率： （对总出勤时间比） * 因作业者的理由 * 因经营者、管理者 的理由 * 因不可避免的理由 因作业者责任所引起者：
夜间灯光数据在城市测绘信息研究中的应用
夜间灯光数据在城市测绘信息研究中的应用DMSP/OLS数据以其独特的光电放大特性与对夜间灯光的获取能力，为人 类城市活动监测的良好数据源。综合DMSP/OLS夜间灯光数据在城镇信息提取、社会经济因子空间化监测，城市体系空间变化等方面的应用，其中重点介绍了利用灯光数据提取城镇信息以及对社会经济因子的空间化模型的研究现状。 标签：夜间灯光；GDP空间化；变化分析 1、引言 美国国防气象卫星计划是美国国防部极轨卫星项目。该卫星运行在高度约830 km的太阳同步轨道，周期约101 min每天绕地球飞行14圈，可得到4次全球覆盖图。DMSP/OLS传感器采集的是夜间灯光辐射信号，不同于传统卫星传感器获取的太阳辐射反射信号，能探测到小规模居民地发出的低强度灯光，区别于黑暗的背景。因此。DMSP/OLS被用于人类活动的监测研究。 2、城镇信息提取 通过夜间灯光来进行城镇信息的提取是目前在众多关于城市变化研究中常用的数据源及手段。并结合相关文章研究内容，将夜间的灯光应用在城镇的建成区提取中的主要方法包括以下几类： 2.1 经验研究法 依据DMSP/OLS灯光數据的特性，研究者凭借已有的科研成果，相关地区的对比和自身的活动经验进行判断。城镇与非城镇发展的根本不同，使得建成区与非建成区的差异存在着相似性，反映在夜间灯光信息上就是不同城镇的最佳提取阈值局限在一个范围内。同一地区不同时期，城镇建设上的继承性使在某一时期的研究中获得的最佳阈值可供前后时期参考。研究者继而为目标城镇的夜间灯光图像给出一个合理有效的阈值。 2.2 区域周长突变分析法 使用此方法时，研究者对夜间灯光图像从一个较低灰度值开始逐渐提升阈值并计算亮斑区域的周长，当阈值仍在分割城镇的建成区与非建成区时，亮斑区域的周长将逐渐减小；而当阈值从分割建成区与非建成区转而分割城镇的建成区内部时，亮斑区域周长变化的趋势将发生改变。因为城镇的建成区通常有着较为规整的边界，所以当夜间灯光图像从建成区边界收缩时产生的轮廓破裂会使亮斑区域周长不再沿之前的趋势变化，而是表现为周长突然增大。研究者分析亮斑区域周长变化数据时，找到突变点加以分析即可获得一个分割阈值。 2.3 统计数据校正法
数据生产效率分析报告
数据生产效率分析报告 1数据生产效率整体情况 1.1各工序间平均生产效率基线 数据大赛已经结束，根据大赛积累的数据结果统计，各生产工序之间的生产效率基线，如下表1： 表1 内业一天平均生产效率 单位：平方公里 根据表1得出以下结论： 1）信息录入一天平均生产效率为4.07平，按90%折算，为3.66平。 2）影像处理一天平均生产效率为72.25平，按90%折算，为65.03平。 3）更新一天平均生产效率为5.88平，按90%折算，为5.29平。 4）矢量化一天平均生产效率为2.58平，按90%折算，为2.32平。 根据以上数据得出（按90%折算），内业一天的平均生产效率为1.61标准平方公里/人日，如果加工一个300平方公里的项目，内业生产约为186天。（未包含嵌道和配图） 1.2项目评审时生产效率之间对比 目前毛利润评审时内业平均生产效率按1.4标准平方公里/人日进行评审，根据数据技能大赛数据统计结果建议在以后的毛利润评审过程中可以提高内业生产效率的评估，可以按整体内业一天的平均生产效率，建议值为1.6标准平方公里/人日，也可以按各个工序的一天平均生产效率，最后进行累加来评审项目的毛利润。 2影像矢量化数据分析 因信息录入、影像处理、更新嵌道等工序员工参与较少，在这里将不作为主要对象进行分析，可详见原始数据的统计，《数据技能大赛效率分析.xlsx》。影像矢量化作为数据加工主要工序，本次对矢量化做主要分析，主要从以
下几个方面进行了统计： 1）最快用时与最慢用时进行了对比； 2）最快一天生产效率与最慢一天生产效率进行了对比； 3）排名靠前与排名靠后之间进行了对比； 4）根据现有员工工资水平对比； 5）根据员工学历进行了对比； 6）根据员工入职年限进行了对比分析； 7）根据部门分工对比； 8）根据地区状态进行了对比。 说明：因考题题量较大，有部分员工没有在规定的时间内完成，并且根据评分结果分析，后面完成矢量成果质量还达不到规定的要求，最后在统一时间内提交比赛成果，这样会造成统计的生产效率会偏高。 2.1矢量化最快用时与最慢用时之间对比 1.制作1.17平方公里矢量化最快用时及最慢用时，并根据大赛时间原始数据，折算成一天8小时计算，统计 出一天的平均生产效率，见表2： 表2 最快与最慢用时对比 从表2中可以看出，最快一天与最慢一天的平均生产效率之差为1.82平，速度快了近43.75%，说明排后的员工技能提升的空间很大。 2.2前10名与后10名之间对比 1.分别统计前10名，前30名，前50名以及后10名，30名，后50名的生产效率，见表3： 表3 前10名与后10名之间对比 从表3中可以看出，前10名生产效率与后10名生产效率之差为1.23平，速度快了近34.45%，后50名员工
夜间灯光数据与中国社会经济指标的关联研究
Geomatics Science and Technology 测绘科学技术, 2017, 5(3), 93-105 Published Online July 2017 in Hans. https://www.360docs.net/doc/5b3370569.html,/journal/gst https://https://www.360docs.net/doc/5b3370569.html,/10.12677/gst.2017.53012 The Correlation Investigation between the Nighttime Light Data and Socio-Economic Data in China Qing Wang State Key Laboratory of Information Engineering in Surveying, Mapping and Remote Sensing, Wuhan University, Wuhan Hubei Received: May 30th, 2017; accepted: Jun. 19th, 2017; published: Jun. 21st, 2017 Abstract Timely and reliable nighttime light data (NTL) derived by remote sensing satellite is closely re-lated to social-economic life, and thus the study about the correlation information between NTL and socio-economic (e.g., population and gross domestic product (GDP)) is very crucial for pre-dicting and revising the hysteretic and incorrect census data of socio-economy. However, at present, the related research in China is extremely rare. In view of this, in this paper, the DMSP- OLS Nighttime Lights (DMSP/OLS NTL) data of China between 1992 and 2012 were implemented to reveal the correlation information between NTL and socio-economic data from multiple pers-pectives (including space and time). Moreover, a systematic correction methods was developed to improve DMSP/OLS NTL data, which can remove the influence of water and gas flare, diminish blooming phenomenon, and make DMSP-OLS NTL data without onboard calibration become more continuous and comparable. The experiment in this paper revealed that the strong correlation between the socio-economic data (including GDP and population) and NTL. Furthermore, the de-tailed correlation and linear model was presented, which showed great potential for revising and predicting the census data of China. Keywords DMSP/OLS, Nighttime Light Data, GDP, Population, Correlation Investigation 夜间灯光数据与中国社会经济指标的关联研究 王青 武汉大学测绘遥感信息工程国家重点实验室，湖北武汉 收稿日期：2017年5月30日；录用日期：2017年6月19日；发布日期：2017年6月21日 文章引用: 王青. 夜间灯光数据与中国社会经济指标的关联研究[J]. 测绘科学技术,2017, 5(3): 93-105.
近年全国各大城市GDP数据
以下是2010年全国各大城市GDP数据 1上海17000亿元10% 2北京13777.9亿元 10.2% 3广州10500亿元 4深圳9500亿元13.5% 5天津9108.83亿元17.4% 6苏州9000亿元 以下为2009年全国各大城市GDP数据。 1、上海市14900.93亿元8.2％上海 2、北京市11865.9亿元10.1% 北京 3、广州市9118.6亿元11% 广东1 4、深圳市8245亿元10.5% 广东2 5、天津市7500亿元16.5% 天津 6、苏州市7400亿元11% 江苏1 7、重庆市5856亿元14.9% 重庆 8、杭州市5098.66亿元10% 浙江1 9、无锡市5000亿元11.5% 江苏2 10、青岛市4900亿元11% 山东1 11、佛山市4742.6亿元13 .5% 广东3 12、成都市4502.60亿元14.7% 四川1 13、武汉市4500亿元13% 湖北1 14、大连市4410亿元15% 辽宁1 15、沈阳市4350亿14.1% 辽宁2 16、宁波市4214.6亿元8.6% 浙江2 17、南京市4170亿元11.5% 江苏3 18、东莞市4080 亿元10% 广东4
19、唐山市3951.6 亿元11% 河北1 20、烟台市3720亿元12.4% 山东2 21、长沙市3370 亿元14.7% 湖南1 22、郑州市3362.24 12% 河南1 23、济南市3350亿元12% 山东3 24、哈尔滨市3258.1亿13% 黑龙江1 25、石家庄市3063.62 10.6% 河北2 26、泉州市3002亿11.2% 福建1 27、长春市2919亿元15% 吉林1 28、南通市2907亿元14% 江苏4 29、潍坊市2775亿元11% 山东4 30、西安市2576亿元14.5% 陕西1 31、淄博市2572亿元12% 山东5 32、温州市2570亿元6% 浙江3 33、福州市2520.7亿元12.6% 福建2 34、常州市2430亿元11.4% 江苏5 35、绍兴市2375.5亿6.9% 浙江4 36、徐州市2260亿元13% 江苏6 37、东营市2257.88亿元9.2% 山东6 38、济宁市2240亿元12% 山东7 39、临沂市2214.09亿元13% 山东8 40、台州市2200亿元12% 浙江5