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结构经济性成本因素分析论文 篇1：
结构转变、经济增长与城乡收入差距
摘要：经济增长体现为一个结构转变的过程，并通过结构转变影响城乡收入差距。综合分析产业结构、城乡结构转变，以及经济增长对城乡收入差距的作用机理，并基于1978—2011年的相关统计数据进行实证检验。结果显示：中国的经济增长与城乡收入差距存在库兹涅茨倒U型关系；城乡二元经济结构的转变有助于缩小城乡收入差距；城市化对城乡收入差距的影响则出现阶段性特征，城乡收入差距随城市化水平的提高呈现出先扩大后缩小的特征。应注重经济增长、转变经济发展方式、以科学发展观推进城市化发展。
关键词：结构转变；经济增长；城乡收入差距
早期经济学家Chenery和Kuznets认为，随着经济的增长，社会经济结构相应会出现一系列的转变，其中有两个基本的结构转变最为显著：一是从以农业为基础的经济向以工业和服务业为基础的经济转变，即产业结构的变化，体现为产业结构的升级；二是农村人口持续不断地向城市迁移，即城乡结构的变化，体现为城市化水平的提高[1-2]。产业结构以及城乡结构的重大转变既是工业化和城市化的重要结果，又是进一步推动经济增长的动力和基础。改革开放以来，中国的经济增长表现出明显的结构转变特征，即由一个传统的农业国演化为工业国。然而在结构转变促进经济增长的同时，收入差距特别是城乡收入差距却被不断拉大。自1978年以来，中国的城乡收入差距整体上不断扩大，忽视日益严重的收入差距问题而去追求经济增长，这必将加剧社会矛盾，甚至引发政治和社会的动荡，反过来又会影响长期经济增长的数量和质量。
我国城乡二元经济结构仍然显著，城市化滞后于工业化，通过改进能释放出巨大的经济增长潜力。目前正处在工业化继续深化、城市化加速发展阶段，这种结构转变的趋势日益强烈，在促进经济增长上仍可期待，很可能导致收入差距的拉大，尤其是城乡收入差距。因此，在研究经济增长与城乡收入关系时，有必要引入中国的结构转变。那么，经济增长是否能够缩小城乡收入差距？在经济增长过程中的结构转变特征又给城乡收入差距带来什么样的影响？为此，本文在梳理相关文献的基础上，从产业结构和城乡结构两大方面切入，并结合改革开放以来的经济增长，对结构转变、经济增长与城乡收入差距的关系进行揭示。
一、文献回顾
关于产业结构对经济发展和收入差距的影响，国内外学者进行了很多研究。早在15世纪，威廉·配第首次提出各国收入水平的差距在于产业结构的差异。国内的毕先萍和简新华（2002）指出，经济欠发达国家的产业结构转变过程不同于发达国家的转变过程，在经济欠发达国家的转变过程中，产业间的产业比重与就业比重会出现严重偏离，使得农业与非农产业之间劳动生产率差距不断扩大，从而进一步使得非农产业部门的收入水平越来越高于农业部门，拉大了城乡收入差距[3]。傅振邦和陈先勇（2012）以湖北省为例，也证实了这一观点。产业结构由低级向高级转换，必然是工业化水平提升的结果[4]。张红宇（2004）认为在世界各国工业化过程中，城乡收入差距是普遍存在的基本事实，在经济发展过程中是能够自动克服收入差距的，只是过程比较漫长[5]。马晓河等（2005）研究了各国工业化阶段与工业反哺农业的关系及其对农民收入的影响[6]。他们基本一致认为城乡收入差距是由城乡（工农）生产力水平差异、要素收入差距等因素所致。
在城市化与城乡收入差距的研究中，理论方面，陈锡文（2011）认为资源、财富大量、快速地向城市集中，以及农村人口向城镇转移明显滞后的增长方式，农村人口向城镇的转移没能与改革以来农业增加值比重不断下降这一事实同步推进，导致了农民收入增长的明显滞后[7]。李文（2000）认为，城市化滞后使农业劳动力严重过剩，影响了农业经营的规模化、产业化和劳动生产率的提高；低下的比较收益制约了农民收入的增长和农村市场的开拓[8]。快速推进城市化，转移农业剩余劳动力，是推动农村和农业现代化、缩小城乡差距的的根本途径。在实证方面，陆铭和陈钊（2004）采用省际面板数据证实了城市化具有显著的缩小城乡收入差距的作用[9]。姚耀军（2005）利用协整分析及Granger因果检验方法实证研究表明城市化水平与城乡收入差距呈负相关，并且城市化是城乡收入差距的Granger原因，城市化有利于缩小城乡收入差距[10]。程开明和李金昌（2007）的研究表明城市偏向与城市化扩大了城乡收入差距，城乡收入差距从反面也提高了城市化水平[11]。周少甫等（2010）通过门槛面板模型对我国1993—2007年城市化进程中城乡收入差距问题进行分析，结果显示城市化水平对城乡收入差距具有显著的门槛效应[12]。从上述研究结果来看，城市化与城乡收入差距的作用关系不完全一致。
关于经济增长对城乡收入差距的影响研究中，刘耀森和李庆（2012）认为经济增长在一定程度上是收入差距拉大的原因[13]。张嫘和方天堃（2007）利用协整及Granger因果检验方法研究了我国城乡收入差距变化与经济增长的关系，认为无论在长期还是在短期，经济增长都是城乡收入差距变化的Granger原因，与库兹涅茨倒U型假说对经济增长与收入分配关系的结论一致[14]。张建辉和靳涛（2011）通过实证研究转型式经济增长与城乡收入差距，结果证实存在库兹涅茨倒U型曲线，转型因素如所有制结构调整有利于缩小城乡收入差距，而市场化进程、对外开放以及地方政府行为模式都在不同程度上扩大了城乡收入差距[15]。晏艳阳和宋美喆（2011）利用面板空间计量经济学方法也验证了我国城乡居民收入差距与经济增长间的关系符合库兹涅茨假说[16]。
综上所述，在结构转变、经济增长与城乡收入差距的研究上，大多基于其中两个方面进行研究，缺乏将三者放在一个统一的框架下的研究。因此，本文将首先分析结构转变、经济增长对城乡收入差距的影响机理，然后通过构建结构转变指数，刻画经济增长、结构转变关于城乡收入差距的动态演进趋势，在此基础上进行实证分析。
二、理论框架
（一）产业结构对城乡收入差距的影响机理
产业结构是指各产业在国民经济中的构成比例，它通过改变要素的边际生产力来影响居民收入分配。产业结构的转变使得原有的资源在整个经济体系中的地位和作用发生了根本性的变化，从而这些要素的边际生产力也随之发生变化，在产品市场与要素市场出清的条件下，要素价格等于其边际生产力，因此，要素的边际报酬在产业结构转换中会发生相应的变动。显然，在按要素分配的经济体制下，要素边际报酬变动会直接对要素所有者的收入水平造成冲击，从而使整个经济的收入分配状况发生变化[17]。非农产业往往比农业生产使用更多的资本品，同时非农产业的生产过程衔接紧密，分工更为具体和细致，斯密谈到分工所带来的种种好处便在紧凑和科学的生产过程中得以体现。此外，非农产业所产生的聚集效应可以使得身处其中的相关行业享受到程度不同的外部经济，这也有助于提高企业生产要素的生产效率。在土地面积给定的情况下，劳动者的密度越大，劳动的边际效率就越低，人多地少的矛盾也将迫使一部分农村劳动力必须选择向外迁移。因此，随着产业结构的转变，第一产业比重不断降低，第二、三产业比重不断升高，人们在现代产业部门的劳动报酬要高于农业部门，出于对更高收入的追求，农村中的劳动者就会自发地从第一产业涌向报酬高的二、三产业，寻求在现代产业部门中就业，所获得的收入也相应提高，有助于提高农民收入，缩小城乡收入差距。
（二）城乡结构对城乡收入差距的影响机理
城乡结构转变体现为城市化水平的提升。一方面，城市化有可能扩大城乡收人差距。一是在我国户籍管理制度下，城乡劳动力自由流动性较差，农村居民主要通过户籍买卖、农地征用、子女考上大学及城乡联姻等几种渠道才能转为城市居民，而这部分人大多针对富裕的农民，其进入城市必然导致城乡收入差距的进一步扩大。二是随着农村剩余劳动力转移到城市，城市的规模聚集效应更为明显，生产效率的提高有利于增加城市居民的收入水平，而对于转移到城市的农民工，各种因素的限制则使他们只能在非正规部门就业，高昂的城市生活成本与背土离乡的情感成本使得原本工作强度大、收入低的农民工收入更低，进一步拉大了城乡收入差距。三是随着大量农村剩余劳动力的转移，城市基础设施的承载压力不断增大，更多投资将投向城市基础设施建设以缓解人口流动引起的城市基础设施供需矛盾，这样投向农村的资金就相应减少，也使得城乡收入差距扩大。另一方面，城市化也有可能缩小城乡收人的差距。一是劳动力由农村流向城市后，城市的劳动力数量增加，加剧了城市劳动力市场竞争，使得城市均衡工资水平下降，而且人口的乡—城流动有利于合理配置资源，提高农村劳动生产效率和人均耕地面积，有利于增加农民收人。二是农民工倾向于在城市工作积累的资金带回农村，通过用于基础设施建设和农业投资，改善农村生产生活条件、提高农民收入。三是随着城市化的推进，城市数量增加、城市规模扩大，城市的辐射效应更大，这样也有利于带动农村地区发展、缩小城乡收入差距。
（三）经济增长对城乡收入差距的影响机理
经济增长对城乡收入差距的作用主要通过“库兹涅茨倒U型曲线”来体现，它说明了经济发展是一个农业部门人口向城市部门转移的过程，农业部门收入较低，内部收入差距较小，城市部门收入较高，且收入差距也较大。农业相对于非农产业而言，劳动生产率较低，随着经济增长，城乡两部门之间的收入差距不断扩大。然而，当一国经济发展达到中等收入水平，部门之间的收入差距才会相应得以收敛。另外，刘易斯模式也体现了这一变化过程。他认为经济增长主要源泉在于城市现代工业部门，由于其凭借较高的工资水平和劳动生产率，相较于农村传统农业部门而言，收入差距在经济发展之初会迅速扩大。随后，农业部门的劳动生产率会随着劳动力的不断吸纳而逐步提高，城市现代工业部门和农村传统农业部门的边际生产率最终达到相等，城乡收入也开始缩小。然而，该模式只强调工业部门的扩张，而忽视农业的发展，假设较为简单[18]。后来，G.拉尼斯和J.C.H.费在刘易斯模型的基础上，假设在农业技术不断进步的条件下，农业劳动生产率的提高将出现劳动力剩余，随着农村剩余劳动力都流入城市现代工业部门，“刘易斯拐点”则会出现，二元经济结构将逐渐消失，城乡收入差距也将缩小。
三、指标选择、模型设定与实证分析
（一）指标选择与模型设定
结构转变指数（sci）。我们从产业结构和城乡结构两个主要方面进行考察。以城乡二元对比系数（dc），即第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的比值，来反映劳动力配置的效率和合理程度，进而用以衡量产业结构转变的趋势和效率。产业结构强度越高，第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的差距越小，农业现代化水平越高，城乡收入差距就小；第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的差距越大，农业现代化水平越低，城乡收入差距就大。其中某产业比较劳动生产率由该产业总产值GDP比重同该产业就业的劳动力比重的比率来表示。城乡结构体现为城市化水平的变化，以城市化率（ur）来表示。城市化率为城镇人口占总人口的比重。因此，本文以城乡二元对比系数和城市化率的平均值来表示结构转变指数（sci）。
经济增长（pgdp）。人均GDP能最直接地反映出人口对经济发展的影响。因此，本文以人均国内生产总值pgdp表示度量经济增长。
城乡收入差距（dis）。本文选择泰尔指数度量我国的城乡收入差距。泰尔指数对高收入和低收入阶层收入的变动比较敏感，城乡收入差距主要体现高低收入两端的变化[19]，泰尔指数不仅可以考虑到城乡居民绝对收入的变化，并且对城乡人口结构的变化也能加以考虑。以dist表示t时期的泰尔指数，其定义和计算公式为：
其中，i=1，2分别表示城镇和农村地区，Pit表示t时期城镇（i=1）或农村（i=2）人口数量，Pt表示t时期的总人口，Yit表示城镇（i=1）或农村（i=2）的总收入（城镇用相应的人口与人均可支配收入之积表示，农村用相应人口与人均纯收入之积表示），Yt表示t时期的总收入。
为了描述结构转变下经济增长对城乡收入差距的影响，我们分别构建如下模型：
其中，lnpgdp、lnsci、lndc、lnur和lndis分别为pgdp、sci、dc、ur和dis的对数形式，一方面在于变量对数的差分近似地等于该变量的变化率，可以消除异方差和指数趋势的影响；另一方面也是为了反映各模型变量之间的长期弹性关系，ε为随机误差项，t代表时间。模型（1）主要估计经济增长和结构转变对城乡收入差距的影响；模型（2）主要估计将结构转变作为条件要素引入经济增长变量后对城乡收入差距的影响；模型（3）主要估计三个典型的结构转变特征对城乡收入差距的影响。
为了捕捉经济增长对城乡收入差距，结构转变下经济增长对城乡收入差距以及结构转变中的城市化水平对城乡收入差距是否有非线性关系，在模型（1）、模型（2）和模型（3）中分别引入了lnpgdp、lnpgdp·lnsci和lnur的平方项。在模型（2）中引入lnpgdp·lnsci这一交互项以揭示引入结构转变后的经济增长对我国城乡收入差距的效应。
本文样本期间选择1978—2011年。原始数据来源于中经网统计数据库。以1978年不变价格为基数，对人均国内生产总值pgdp作了调整，以此度量人均实际经济增长。表1给出了所有变量的描述性统计。图1和图2为城乡收入差距、经济增长和结构转变的特征性变化趋势。
从整体上可以看出，改革开放以来，我国城乡收入差距的泰尔指数总体上在波动中呈逐步扩大的趋势（如图1所示），从1978年的0.091上升到2011年的0.137，上升了50.5%。局部而言，城乡收入差距呈阶段性变化。第一阶段：下降阶段（1978—1983年），泰尔指数从0.091下降到1983年的0.037；第二阶段：上升阶段（1984—1994年），泰尔指数从1984年的0.039上升到1995年的0.135，第一、二阶段在“V”型波动上升；第三阶段：小幅回落阶段（1995—1997年），从1995年0.121回落到了1997年的0.1；第四阶段：持续扩大阶段（1998—2007年），2007年达到最高水平0.161；第五阶段：逐步下降阶段（2008—2011年），自2007年之后，泰尔指数开始从2008年的0.158下降到2011年的0.137，说明随着我国城乡统筹力度的加大，城乡收入差距缩小的趋势开始显现，但绝对差距依然很大，实现城乡统筹发展仍然任重而道远。1993年之前，人均GDP增长率经历了“W”型的先下降后上升，再下降再上升的波动。两最低点为1981年和1990年；两个最高点为1984年和1992年。1993年后，人均GDP增长率经历了“V”型先下降再上升的变化，1999年为最低点。泰尔指数的变化和人均GDP增长率的变化基本相似，尤其是1998年后，两者均呈逐步上升趋势，自2007年后，虽然在2010年有小幅上升，但整体处于下降趋势。
从图2中可以看到，我国城乡二元对比系数在1978—2003年经历了一个先增大后减小，再扩大再减小的“M”型波动，那么这说明我国城乡二元经济结构强度经历了一个先减小后增大，再减小再扩大的“W”型波动，从2004年之后，二元对比系数开始上升，城乡二元结构强度不断减小；城市化率则逐年上升，2011年城市化率超过50%；综合二元对比系数和城市化率后计算出结构转变指数，自1978年以来，整体呈现上升趋势。
图3～图6刻画了经济增长、结构转变以及结构转变式增长与城乡收入差距之间的相关关系。由图3可见，经济增长与城乡收入差距之间具有库兹涅茨的倒U关系，但是下降趋势还很平缓。图4中，将结构转变因素引入到经济增长变量时（结构转变指数与经济增长的交互项），同经济增长与城乡收入差距之间的关系图相似，也具有库兹涅茨的倒U关系。在图5中和图6中，城乡收入差距随城乡二元对比系数的上升而呈现线性下降，随城市化水平的变化而呈非线性变动。这些变量相关关系的描述也进一步说明模型设定形式的合理性。本文将在后面部分的模型估计过程中对这些关系作定量分析和揭示。
（二）实证研究与结果分析
首先采取OLS法对设定模型（1）、（2）、（3）逐步进行回归，回归结果发现，D-W统计值都较小。这说明残差序列存在自相关，需要进行自相关校正。一般来说，经济变量的滞后性容易导致自相关现象的出现。差分法和Cochrane-Orcutt迭代法是克服自相关的常用方法。本文用较简单的高阶自相关校正法，逐步加入被解释变量的滞后一期（AR（1））、滞后两期（AR（2））等作为解释变量，直至消除自相关为止。自相关校正后，各模型的回归结果如表2所示。
结合M11和M12可知，经济增长会扩大城乡收入差距。城乡收入差距将随着经济的增长逐步缩小，这说明经济增长在缩小城乡收入差距上仍起着重要的作用。虽然最初经济增长会扩大城乡收入差距，但从长期来看，有助于缩小城乡收入差距。经济增长与城乡收入差距符合库兹涅茨倒“U”型规律。从2007年以来，中国城乡收入差距的泰尔指数开始从1.61逐年下降到2011年的1.37，虽然绝对值仍然很大，但总体上呈现出收敛性，城乡收入差距正在显示出改善的迹象，印证了中国城乡统筹大方向的正确性。这也表明了目前中国正在进行试点改革的城乡统筹发展具有积极的意义，终结城乡二元经济体制应该成为中国下一歩改革开放的重点内容。
从M13、M21、M22可知，中国的结构转变有助于缩小城乡收入差距，同时，结构转变与城乡收入差距存在线性关系，其曲线关系为倒N型关系，实证结果显示城乡收入差距将随着结构转变指数的提高而逐步缩小。当结构转变纳入经济增长时（经济增长和结构转变的交互项），对城乡收入差距的影响为负且显著，但当把交叉项的二次项纳入时，系数仍然为负数，效果仍然显著，说明了结构转变在长期有助于缩小城乡收入差距。
从结构转变的两个具体方面来看，首先，城乡二元经济结构的转变有助于缩小城乡收入差距。从模型M31来看，系数为负且显著。这说明改革以来，虽然有些年份产业间的产业比重与就业比重会出现严重偏离，使得农业与非农产业之间劳动生产率差距不断扩大，从而进一步使得非农产业部门的收入水平越来越高于农业部门，拉大了城乡收入差距。但整体而言，城乡二元经济结构在趋于缓解，有利于缩小城乡收入差距。其次，城市化对城乡收入差距的影响则出现阶段性特征，城乡收入差距随城市化水平的提高呈现出先扩大后缩小的特征。起初城乡收入差距的扩大不仅在于城市化偏向的政策所致，而且也在于起初农村劳动力的转移，是具有人力资本优势的劳动力的净流出，这部分转化成了城市户口的农村劳动力，导致城乡收入差距的扩大。但随着我国户籍制度和城市政策相对宽松以后，大量的劳动者从农业转移到城市中的第二、三产业，最终劳动力的流动通过要素报酬的均等化缩小了城乡收入差距。模型M33从城乡二元经济结构和城市化共同考察了城乡收入差距，实证研究表明两者在总体上都有助于缩小城乡收入差距。这也说明了面对当前城乡收入差距绝对值还很大的状况，缩小二元经济结构和不断推进城市化有助于缩小城乡收入差距。
四、结论与政策建议
本文主要对经济增长、结构转变和城乡收入差距的关系进行了实证研究。通过理论及实证分析发现经济增长与城乡收入差距存在库兹涅茨的倒U型曲线关系。尽管我国城乡收入差距的绝对值仍然较大，但是已经开始出现改善的迹象，在此改善过程中，经济增长仍起着重要的作用。但由于经济增长必然伴随着结构转变，因此，将结构转变因素纳入到经济增长，从经济增长背后起重要作用的结构性因素来分析城乡收入差距问题才能真正理解经济增长与城乡收入差距之间的关系。实证研究进一步证明了结构转变下的经济增长有助于缩小城乡收入差距，具体而言，促进产业结构升级，缩小城乡二元经济结构，以及不断推进城市化有助于缩小城乡收入差距。基于以上分析，中国要在未来有效地解决中国城乡收入差距持续扩大的问题，有赖于在我国结构转变中去解决。根据研究结论，本文提出以下政策建议。
1. 注重经济增长，尤其要注重经济增长的质量，继续实施城乡统筹战略，逐渐消除城乡二元经济结构。加大对农村与落后地区基础设施建设的财政支出，缩小农村地区与城镇地区经济发展外部环境的差距，降低农村工业化的成本，为加快农村经济的发展创造有利条件。加大对农村地区公共服务建设的倾斜，努力提高农村居民享受的基本公共服务质量，逐步实现城乡就业、教育、医疗、社保等公共服务的均等化，特别要在保障义务教育制度实施的同时，加强农村居民的在职教育、职业教育和高等教育，提高其劳动力的素质和就业能力，加大经济增长给其所带来的机会。
2. 转变经济发展方式，合理调整产业结构，促进产业结构高级化、现代化。采取符合比较优势的产业政策和经济发展战略，为农村剩余劳动力的转移提供更广阔的空间；把工业化与农业产业化相结合，实施工业反哺农业的政策，以工业推动农业的发展，实施农业产业化经营，促进农业产业结构调整和优化，提高农业的附加值和比较劳动生产率，增加农业经营者的收入。
3. 以科学发展观推进城市化发展。尽管高速城市化可以在短期内促进经济增长，但在高速城市化推进过程中，失衡的资源配置、不公的分配将导致城乡收人差距不断拉大，从而增加了长期全面改革开放的成本。城市化是大势所趋，但要理性发展城市化，而不是盲目推进，不能把资源过度偏向大城市，应该以小城镇的建设为重点，充分发挥城镇对农村的辐射和带动作用。
参考文献：
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责任编辑、校对：曹华青
作者：程莉 刘志文 周宗社
结构经济性成本因素分析论文 篇2：
中国西部地区承接产业转移对综合运输结构的影响研究
摘要：中国西部地区承接产业转移对区域内部的综合运输结构具有重要影响，而根据地理和经济因素，可以将中国西部地区分为6大经济区，并在此基础上建立以产业转移量为解释变量，运输结构均衡度、运输网络均衡度为被解释变量的运输结构影响模型，对各经济区2010—2017年的时间序列面板数据进行定量分析，结果发现：中国西部各经济区承接产业转移对综合运输结构的影响程度各有差异。黄河上中游经济区达到了一个发展的瓶颈期，运输量结构和运输网络结构均未产生明显的变动;长江上中游经济区的运输网络结构得到了优化，而运输量结构存在一定的缺陷;珠江上中游经济区充分利用区位优势和政策优势，使得运输量结构和运输网络结构均得到了明显的优化;内蒙古经济区的支柱产业为本地的农牧业，具有运输对象单一的特点，其运输量结构和运输网络结构均不够合理，不能很好地适应该经济区的经济产业需求;新疆经济区作为“一带一路”的枢纽，大量交通基础设施的建设使其运输网络结构不断向好;青藏经济区的自然环境非常恶劣，使运输量结构和运输网络结构的优化均受到了一定程度的滞后。进一步讨论表明，因地制宜地进行中国西部各經济区承接产业转移和综合运输结构调整具有重要意义。
关键词：运输结构;产业转移;中国西部地区;区域经济;西部大开发;“一带一路”;运输量;运输网络
基金项目：国家社会科学基金一般项目“生态文明和产业转移双重约束下西部综合运输系统演变及优化”（15BGL003）
作者简介：左大杰，西南交通大学交通运输与物流学院副教授，主要从事运输政策与行业治理研究，E-mail：zuodajie@swjtu.edu.cn;梁琪琛，西南交通大学交通运输与物流学院硕士研究生，主要从事交通运输规划研究;杨盛蓝，西南交通大学交通运输与物流学院硕士研究生，主要从事交通运输大数据应用研究。
通讯作者：李庆华，西藏大学工学院教授，主要从事交通运输经济与管理研究，E-mail：147060529@qq.com。
综合运输结构是指铁路、公路、水路、航空等运输部门内外部相互联系的各个方面和环节的有机比例和构成，一般体现为运输量结构（通常以各种运输方式的货物周转量反映）和运输网络结构（通常以各种运输方式的运营里程反映），它受到产业经济、社会发展、资源环境等诸多因素的影响并不断发展完善。2010年9月6日印发的《国务院关于中西部地区承接产业转移的指导意见》指出，要求中西部地区发挥资源丰富、要素成本低、市场潜力大的优势，积极承接国内外产业转移，加快中西部地区新型工业化和城镇化进程〔1〕，这标志着中国西部地区在国家政策层面正式成为产业转移的重要平台。
近年来，在国家政策的指导下，能源密集型产业大规模从东部向西部地区转移，导致西部地区对金属、化工、水泥以及一些机械装备等产品的需求不断增加，这对该地区的综合运输能力提出了很高的要求〔2〕。然而，由于地形地貌和长期以来经济发展相对落后等原因，中国西部地区的综合运输结构仍不够完善，出现了已有的综合运输结构与运输需求结构不相适应的矛盾。
同时，由于自然条件、社会条件等多种因素的限制，中国西部的各省级行政区承接产业转移的情况也不尽相同。本文按照地理和经济因素，将地处西部地区的12个省级行政区划分为6大经济区：由陕西省、甘肃省、宁夏回族自治区组成的黄河上中游经济区（Z1），由四川省、重庆市组成的长江上中游经济区（Z2），由云南省、贵州省、广西壮族自治区组成的珠江上中游经济区（Z3）以及处于远西部地带的内蒙古经济区（Z4）、新疆经济区（Z5）和青藏经济区（Z6）。为更好地发挥交通运输作为经济发展的“先行官”的作用，解决区域发展不平衡的问题，探究各经济区承接产业转移对综合运输结构的影响具有重要意义。
多年来，很多学者致力于寻找综合运输结构的影响因素。早在20世纪90年代初，Arnulf Grubler就指出了技术对基础设施的涨落以及运河、铁路、公路和航空等几种主要的运输方式发展的影响〔3〕。Fry、Basso、栗欢、Yu、左大杰以及冯文波等人的研究认为，影响综合运输结构的内在因素主要是经济发展（如产业结构和经济规模等）、运输技术（如承载能力、运送时限、联运能力等），外在因素主要是国家政策（如运输投资政策、对外开放政策等）、基本国情（如地形地貌、资源环境、人口数量、国土面积等）等〔4-9〕。虽然上述研究已经较为全面地指出了综合运输结构的影响因素，但对产业转移影响综合运输结构的关注不足。
随着经济的不断发展，越来越多的学者把研究的重心放到了经济和交通运输发展的关联上来。Talvitie运用数据分析方法，得到了“在一个地区，存在一个与该地区发展水平相匹配的最优交通量”的结论〔10〕。汪传旭运用投入产出法，证实了交通运输业的发展对国民经济发展的正向作用〔11〕。袁长伟等建立了货运需求模型，并以陕西省为例，考察了区域产业经济特性与货物运输需求之间的关系，并得出了“第二产业对货物运输需求变动起主导作用”的结论〔12〕。董敏等建立了系统动力学模型，并将其应用于大连市的综合运输体系与区域经济的互动影响分析中〔13〕。Pradhan对经合组织34个国家1960—2012年的面板数据进行分析，表明交通运输与经济增长之间的双向联系〔14〕。Oladipo等运用VECM模型，证明了在1980—2012年时期尼日利亚道路运输业的发展与经济发展、贫困水平之间存在因果关系〔15〕。吴群琪等建立了超效率三阶段DEA模型，选取GDP、产业结构、R&D经费、人力资本水平等环境变量，对全国各省域的综合运输效率进行了评价〔16〕。芮夕捷等运用Granger因果检验法，认为1993—2015年间，陕西省公路交通资源在区域经济发展中的配置始终不够充足〔17〕。赵怀鑫等基于陕西省、北京市和天津市的数据，采用灰色关联度的算法对经济指标与公路货运量和货运周转量之间的关联性进行分析，用熵权法为总经济指标各时间节点添加权重〔18〕。以上研究成果为进一步分析产业转移对综合运输结构的影响提供了很多可行的方法，但由于中国西部地区存在地理、经济等客观因素导致的内部差异，上述方法无法定量的对比其内部各区域承接产业转移对综合运输结构的影响，难以因地施策。
本文充分借鉴已有的研究基础，建立运输结构影响模型，并结合区域年度运输、经济等统计数据，从运输量和运输网络两个角度，定量考察地处中国西部的6大经济区承接产业转移对综合运输结构的影响，并进行横向对比，提出相应的优化措施，为政府部门因地制宜地进行的宏观调控、制定区域产业转移战略、合理调整综合运输结构、促进各种运输方式的分工协作提供参考。
一、模型与方法
（一）综合运输结构测度
综合运输系统是一个复杂的开放系统，各组分的所占的比例随着时间的推移连续变化。在信息经济学中，熵被用作对某种既存在组成成分品种的变化，又存在成分权重（或百分比，或概率）变化的系统多样性的测度，信息量越大，不确定性就越小，熵也越小;信息量越小，不确定性越大，熵也越大。因此，综合运输的结构特征可以用综合运输结构信息熵S进行测度〔19〕：
（二）模型构建1.变量选取
（1）解释变量。区域产业转移是建立在产业分工的基础上的，既包括产业内部资源要素禀赋的动态调整，又伴随着外部產业发展环境的完善和产业地位的提升。现阶段我国的工业化尚未完成，绝大多数省份的产业结构仍以第二产业为主，且东、中、西部的区域差异较大。因此，当前我国区域间的产业转移主要发生在工业部门，区域工业产值的变动可以在很大程度上体现该区域产业转移的情况。为了形成横向对比，本文从工业增加值的角度，对某区域在某时期的承接产业转移的趋势测算：
i区域在t时期内，用铁路、水路、公路、航空这四种运输方式的货物周转量的均衡度来表示运输量均衡度TEit，用区域内铁路营业里程、等级公路里程、内河航道里程和民航通航里程的均衡度来表示运输网络均衡度LEit。以TEit和LEit作为本文的被解释变量，从运输量结构和运输网络结构两个角度，来描述综合运输结构的演变情况。若TEit和LEit的值较前一时期有所增加，则说明区域的综合运输结构向着更优的方向发展。
（3）控制变量。除产业转移因素外，综合运输结构还受到诸多因素的影响或控制。结合调查数据的可得性，本文另外选取运输投资政策、人口数量、能源消耗量和社会发展程度作为控制变量，分别使用i区域t时期的交通运输财政支出TFit、年末人口总量TPit、能源消费总量ECit和人均地区生产总值RGDPit来刻画。
2.模型设置
产业结构、自然条件、社会发展程度等因素均对综合运输结构调整有一定的推动作用，应当就每个因素对综合运输系统的影响程度进行专门的定量分析。Cobb-Douglas生产函数既可以进行有效的因素影响度测算，也适用于面板数据的分析〔21〕。因此本文依据该生产函数，建立以下基于时间序列面板数据的运输结构影响模型：
两式中前者为产业转移条件下的运输量结构影响模型，后者为产业转移条件下的运输网络结构影响模型。为消除数据可能存在的异方差性，模型中的变量均取自然对数：
其中，α1i，…，α5i分别表示各区域的产业转移量、交通运输财政支出、年末人口总量、能源消费总量以及人均地区生产总值这5个因素对运输量结构的影响系数，β1i，…，β5i表示各区域的上述5个因素对运输网络结构的影响系数，α0i和β0i是截距项，μit和σit是模型的随机扰动项。
（三）检验方法 为了通过本文所建立的运输结构影响模型得到解释变量对被解释变量的影响，需要采用以下步骤进行检验：
Step1： 为了避免时间序列的不平稳性，避免产生“伪回归”的命题，提高研究结果的准确性，首先对模型中的各变量的原始时间序列数据进行单位根检验。由于本文中数据具有样本量较小、各截面独立的特点，因此采用相对有效的Fisher-PP单位根检验的方法。若各变量均为水平平稳的时间序列，或进行差分处理后均为同阶平稳的时间序列，可以进行Step2，否则退出检验〔22〕。
Step2：协整可以用来描述两个及两个以上序列之间的平稳关系。为检验各个变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，本文选取基于Engle and Granger两步检验法（简称E-G两步法）发展产生的Kao检验法，对模型中的各变量的原始时间序列数据进行协整检验。这种方法在第一阶段将回归方程设定为每一个截面个体有不同的截距项和相同的系数;第二阶段基于DF检验和ADF检验的原理，对第一阶段求得的残差序列进行平稳性检验，得到一个t-检验统计量。若该统计量的相伴概率低于0.05，则认为拒绝各变量之间不存在协整关系的零假设，即通过协整检验，可以进行Step3，否则退出检验〔23〕。
Step3：模型的回归，是一个展示变量数据间的相关关系的有效方法。本文所建立的运输结构影响模型是一种变系数模型，各变量的弹性和截距项是随着面数据的截面体不同而变化的。使用广义的最小二乘法对这种模型进行回归，得到无偏且有效的估计量。若决定系数R2接近于1，则说明模型拟合效果很好，可以综合各变量的影响系数和标准误的大小，进一步确定各变量对被解释变量的影响程度，否则该模型无效〔24〕。
以上检验过程如图1所示。
二、实证检验
（一）数据来源及预处理在对比研究承接产业转移对中国西部6大经济区的综合运输结构的影响时，忽略各经济区内部的相关性与差异性，以各经济区内的省级行政区统计数据之和来表示各经济区的统计数据。为保证研究的参考价值，本文中涉及的变量数据全部采用西部各省级行政区2010—2017年的统计结果，来源于《中国统计年鉴》〔25〕。
首先，分别对Z1～Z6中的工业增加值等相关数据根据式（1）和式（2）进行预处理，计算得到解释变量ITit与被解释变量TEit、LEit，逐年变化情况如图2所示。
（二）数据的检验对产业转移量、运输量均衡度、运输网络均衡度和其他影响综合运输结构的控制变量数据做对数化处理后，进行数据的检验。
（1）平稳性检验。对对数化的各变量进行Fisher-PP单位根检验。表2中展示的检验结果表明，在5%的显著性水平下，变量lnIT、
（2）协整检验。使用Kao检验法，分别对运输量结构影响模型和运输网络结构影响模型中的可能出现协整关系的二阶单整变量做协整检验。基于SIC的自动滞后长度选择，将检验的滞后期设定为1。表3的检验结果表明：拒绝变量lnTE与lnIT、lnTF、lnTP、lnEC、lnRGDP之间不存在协整关系的零假设;表4的检验结果表明：拒绝变量lnLE与lnIT、lnTF、lnTP、lnEC、lnRGDP之间不存在协整关系的零假设。因此可以认为两个模型中的变量均通过协整检验，运输量均衡度和运输网络均衡度均与产业转移量之间存在一定的均衡关系，可以进行进一步的模型回归。
（3）模型回归。依据实证数据，使用广义的最小二乘法，分别对运输量结构影响模型和运输网络结构影响模型进行回归求解，可以得到表5和表6中的结果：
表5和表6中的结果表明，本文中所建立的运输量结构影响模型和运输网络结构影响模型，其决定系数R2均接近于1，拟合效果很好。从回归结果的标准误上来看，产业转移量对Z1～Z6的运输量均衡度和运输网络均衡度大多在5%的水平上显著，而大部分控制变量的影响系数的显著性水平要高于5%。因此，回归结果可以在很大程度上说明中国西部各经济区承接产业转移对运输量结构和运输网络结构存在显著的影响。
三、结果与讨论
根据模型回归结果，图3和图4分别展示了当产业转移量（解释变量）每变化1%时，中国西部6大经济区Z1～Z6的运输量均衡度和运输网络均衡度的变化量。
显然，从2010—2017年这八年间，隨着西部大开发战略和产业转移的深入推进，中国西部各经济区的综合运输结构的变化情况各不相同。为了进一步地因地施策、发展完善，针对各经济区承接产业转移对综合运输结构影响的差异现象进行讨论：
（1）产业转移量每变化1%，Z1即黄河上中游经济区的运输量均衡度和运输网络均衡度分别增加了0.0017%和0.0070%，与其他经济区相比，影响不明显。黄河上中游经济区拥有丰富的煤炭、天然气和钢铁等资源，长期以来作为我国主要的工业原材料输出地之一。运输煤炭等大宗货物的需要，该区域的铁路、公路干线、黄河干流航道的开发较早，已经形成了一个较为完备的综合运输体系。因此，该区域的产业结构和综合运输结构达到了一个暂时均衡的状态，发展出现了一个短暂的停滞期，承接产业转移不会引起运输结构出现很大的波动。
（2）产业转移量每变化1%，Z2即长江上中游经济区的运输量均衡度降低了0.0058%，运输网络均衡度增加了0.0133%，与其他经济区相比，承接产业转移对该经济区运输结构的影响相对明显。近年来，由于成渝经济区的迅速发展，逐渐扩张为一个以成都、重庆为核心，连接川西、川东经济带的西部开发重点地区，仅在2010年，平均每个工作日都有4.6亿新资金，416家内外资企业和个体工商户进入成都市场〔26〕。为满足大量的产业和资本的流入，长江上中游经济区着力发展均衡的综合运输结构，大力推进成渝铁路、高速公路等既有线路的扩能建设，对长江水运航道进行重点整治，新建成都天府国际机场，使运输网络结构得到了优化。另外，从2010年到2017年，长江上中游经济区水运货物周转量增加了83.99%，而铁路货物周转量仅增加了1.04%，这说明该经济区把运输量结构调整的重点放在了某一种运输方式上，导致运输量结构出现了明显的缺陷。
（3）产业转移量每变化1%，Z3即珠江上中游经济区的运输量均衡度和运输网络均衡度分别增加了0.0435%和0.0310%，与其他经济区相比，承接产业转移对该经济区运输结构存在特别显著的正效应。珠江上中游经济区毗邻粤港澳大湾区，又是西部地区唯一的海上出口。特别是2014年“珠江—西江经济带”的建设，使得来自广东等较发达地区的纺织业、有色金属加工业、电子信息业等多种产业流入该经济区〔27〕。大量不同种类原材料的运输供给侧需求，促成了货运能力为2000万吨的南宁铁路货运中心的建设，打通了云南与泰国、越南、缅甸、印度等国家连接的边境口岸高速公路，打造了亿吨吞吐量的珠江—西江黄金水道，加快了贵阳等机场的改扩建和航线规划进程，逐步推进多式联运、内通外达的综合运输结构的优化。
（4）产业转移量每变化1%，Z4即内蒙古经济区的运输量均衡度和运输网络均衡度分别降低了0.0126%和0.0250%，与其他经济区相比，承接产业转移对该经济区运输结构存在特别显著的负效应。从2010年到2017年，内蒙古经济区的铁路货物周转量下降了2.83%，铁路营业里程仅增加了0.016%。主要原因在于，该经济区长期以农牧业作为基础产业和支柱产业，据内蒙古自治区农牧业厅的调查显示，仅在2010年，内蒙古全区粮食产量为2158.20万吨，牛奶产量为905.15万吨，肉类产量为238.71万吨，是国家的“粮仓”“奶罐”和“肉库”〔28〕。相比于工业产品，农副产品的运输需求相对较小且单一，因此该经济区的运输结构与产业结构严重不协调。
（5）产业转移量每变化1%，Z5即新疆经济区的运输量均衡度降低了0.0023%，运输网络均衡度增加了0.0395%，与其他经济区相比，承接产业转移对该经济区运输量结构的影响不明显，而对运输网络结构存在特别显著的正效应。新疆经济区地处亚欧大陆腹地和亚欧大陆桥中间地带，是中国向西开放的重要枢纽。在承接产业转移的过程中，该经济区的产业结构以资源开发类产业为主导，需要加强配套交通运输基础设施的建设。截至2014年底，新疆交通网络达到了19.79万公里，构筑起了“五横七纵”的东联内地、西出国际的高等级公路网，兰新高铁将新疆也纳入了“八小时交通圈”中，16座运输机场和188条运营航线使得新疆成为了全国拥有机场最多、航线最长的省区〔29〕。因此，可以认为，产业转移的不断推进，给新疆经济区的交通运输网络带来了发展新动力。
（6）产业转移量每变化1%，Z6即青藏经济区的运输量均衡度和运输网络均衡度分别增加了0.0029%和0.0017%，与其他经济区相比，影响不明显。青藏经济区地处有“世界屋脊”之称的青藏高原，高海拔、千年冻土以及脆弱的生态环境带来的成本和技术问题，严重滞后了该经济区的运输结构的优化。截至2017年，西藏的铁路密度仅为6.4公里/万平方公里，航空运输的运输量又相对较小，无法满足大量原材料和产品的输入和输出。尽管向青藏经济区的产业转移在不断推进，但该经济区的交通基础设施建设仍很难推进，出现了产业转移量的变动，而运输结构基本不变的现象。
四、结语本文将中国西部地区按照地理位置和经济发展情况分为了黄河上中游经济区、长江上中游经济区等六大经济区，并建立了基于Cobb-Douglas生产函数的运输结构影响模型，通过对各经济区2010—2017年间面板数据的分析、检验和回归，分别得到了各经济区的承接产业转移量对运输量结构、运输网络结构的影响，并从各经济区的实际情况出发，分析了产生影响差异的原因。针对分析结果，提出发展建议如下：
（1）继续深化西部大开发战略，同时强化西部地区的软实力和硬实力，做好承接产业转移的保障工作。“软实力”指的是从思想和文化上加强西部地区的投资吸引力，做好相关的宣传工作，“硬实力”指的是从基础设施建设上提升西部地区的经济竞争力，创造一个良好的投资环境。
（2）注意发展的因地制宜，针对不同经济区所具有的不同特点，制定新的承接产业转移和综合运输发展方案：一是黄河上中游经济区，重点在于打破发展瓶颈，使产业结构升级起到对综合运输结构调整的作用;二是长江上中游经济区，在保证运输网络进一步完善的基础上，重点加强铁路运输能力的提高;三是珠江上中游经济区，应继续强化与粤港澳大湾区的经济联系，并打通广西出海通道，加强多式联运建设;四是内蒙古经济区比其他各区域更需要进行产业结构调整，建议吸引来自京津冀地区的第二、三产业到内蒙古经济区进行发展;五是新疆经济区，可以充分發挥边境优势，打通一条综合铁路、公路、航空的“亚欧大陆桥”，促进国际产业交流;六是青藏经济区，发展的重点在于技术的突破，加快川藏、滇藏铁路的设计和施工，争取使运输网络更完善，产品流动更便捷。
（3）把握“一带一路”发展机遇，加强国际合作。西部地区可以借“一带一路”的东风，建立大规模的跨境运输和物流园区、对外经贸合作区，打造一条基于强大的综合运输系统的，集资源、能源、工业产品、信息产业为一体的国际合作产业链，使得西部各经济区的承接产业转移、综合运输结构调整相互促进、相得益彰。
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Research on the Impact of Undertaking Industrial Transfer on
Comprehensive Transportation Structure in Western China
ZUO Dajie， LIANG Qichen， YANG Shenglan， LI Qinghua
Key words： transportation structure; industrial transfer; western China; regional economies; Western （Region） Development of China; the Belt and Road; transportation volume; transportation network
（責任编辑：叶光雄）
作者：左大杰 梁琪琛 杨盛蓝 李庆华
结构经济性成本因素分析论文 篇3：
基于层次分析法的商用车经济性主要影响因素权重分析
摘 要：燃油经济性是车辆使用特性中的重要指标之一。本文首先从特性正向开发的角度，利用层次分析法，确定燃油经济性影响因素间的层次关系，建立判断矩阵，对影响车辆燃油经济性的主要因素权重进行分解。然后以某车型为研究对象，通过cruise软件仿真加以验证，结果表明：车辆燃油经济性的主要因素权重分解合理，为燃油经济性开发目标分解提供了理论和实践依据，提升了整车经济性开发的工作效率。
关键词：经济性；权重；层次分析法
Weight Analyse Of Comercial Vehicle Economy Factors Based on AHP
Liu Wei， Lei ying-jie， Zhang heng， Li ji
（ Dongfeng Commercial Vehicle Technical Center， Wuhan 430056， China ）
1 概述
随着国家《重型商用车辆燃油消耗量限值》等法规标准的颁布实施，商用车用户燃油支出占车辆使用费用的比例上升，导致用户对车辆经济性诉求的提高，促使各汽车生产企业需要就如何提升汽车经济性降低燃油消耗进一步采取措施。
汽车等速百公里燃油消耗量为：
式中，C 为常数；F为行驶阻力，F=FT+FW； ηT为总传动效率。
由上式可知，等速百公里燃油消耗量与等速行驶时的行驶阻力和发动机燃油消耗率成正比，与传动效率成反比。车辆匀速行驶是主要行驶阻力包括滚动阻力和空气阻力。下面就影响商用车经济性主要影响因素加以综述及分析，检讨各因素所占权重。
2 经济性主要影响因素分析
2.1 发动机及系统
发动机是车辆正常运行的核心部件。燃油燃烧所产生总的化学能以及发动机机械和热能的损耗所占比例，都对车辆的燃油消耗产生重大的影响，故发动机对车辆燃油经济性的好坏起着决定性作用。另外发动机附件功的大小是影响车辆燃油经济性的一个方面。
2.2 滚动阻力
滚动阻力是车辆行驶阻力之一，大约消耗发动机燃油燃烧发出功率的6%[1]。主要是由于轮胎结构的迟滞损失引起的，轮胎滚动阻力越小，燃油经济性越好。轮胎滚动阻力主要受轮胎类型、轮胎胎压、轮胎花纹等的影响。
2.3 空气阻力
车辆在运行过程中所需的驱动力很大一部分是用来克服空气阻力，空气阻力是车辆运动时车身与空气发生摩擦所产生的阻力。
式中，CD 为空气阻力系数，A 为迎风面积，ua 为无风时汽车行驶车速。
由式可知，车辆的空气阻力受车身面积、风阻系数和车速等的影响。为了提高车辆的燃油经济性，需优化车身设计，降低空气阻力。
2.4 传动系统
商用车的传动系统主要包括离合器、变速器、驱动桥等。传动系效率越高，传递动力的过程中能量损失就越小，车辆的经济性就越好。保证良好的润滑，可减少传动系运动部件之间的摩擦而增加传动效率，降低燃油消耗量。
2.5 车辆自重
商用车等速百公里燃油消耗量与行驶时的行驶阻力成正比， 而行驶时行驶阻力可以表示为：
式中，G 为车辆自重，f 为滚动阻力系数，i 为坡度，CD 为空气阻力系数，A为迎风面积，ua 为无风时汽车行驶车速。
由式可以看出，车辆等速行驶时的坡度阻力和空气阻力与车辆总质量有关。车辆总质量越大，车辆所受的坡道、滚动阻力越大，车辆运行时所需克服的阻力就越大，消耗的燃油也就越多。
当然，车辆GVW（汽车总质量）一定的情况下不影响整车经济性，但更低的车辆自重会给用户带来更多的载货量，降低单位载货量的燃油消耗，提升运输效率降低运输成本。
2.6 驾驶能力
驾驶员是车辆的操纵者，车辆的起步、加速、选换挡以及速度控制等都与驾驶员的驾驶习惯和技术有决定性的关系，因此驾驶员的驾驶能力也是决定车辆燃油经济性好坏的重要因素之一。研究表明：驾驶员的驾驶操作行为对汽车燃油消耗量的影响非常显著，即使是职业驾驶员，不同的驾驶操作行为也会导致汽车燃油消耗量相差7%～25%[1]。
3 影响因素权重分析
影响经济性的因素众多，各种因素之间关系错综复杂，那么确定出主要影响因素的权重对于商用车经济性的正向开发具有重要意义。
3.1 层次分析法
在本文中，采用层次分析法[5]来对经济性主要影响因素的权重来进行确定。
层次分析法是一种系统分析方法，它适用于将结构错综复杂、模糊不清的相互关系转化为定量分析。其特点是在对复杂决策问题的本质、影响因素以及内在关系进行深入分析之后，构建一个层次结构模型，然后利用较少的定量信息，把决策的思维过程数学化，从而为求解多目标、多准则或无结构特性的复杂决策问题提供一种简便方法。在进行经济性指标权重的设定中，可以通过选定典型的干系人专家，采用层次分析法AHP（Analytic Hierarchy Process）对其进行主观评价。评价过程主要包括如下两个步骤。
3.1.1 评价人选择
采用项目管理中干系人分析法选择3-5个专家参与指标权重的评价。干系人指积极参与项目或其利益可能受项目实施或完成的积极或消极影响的个人或组织[4]。在商用车整车经济性的设计过程中，干系人通常包括整车开发人员、系统开发人员、试验人员。在确定评价人员时，可以在这3个领域中选择。
3.1.2 权重计算
通常层次分析法把所要研究的问题分解为不同的组成因素，然后根据总目标要求，按照各个因素之间的相互关联影响以及隶属关系将因素按不同层次聚集组合，形成一个多层有序递阶的层次结构图。然后两两比较每一层次中各因素相对于上一层目标的相对重要程度，构造出两两比较的判断矩阵。层次分析法包括如下步骤：
1） 根据具体指标之间重要性的相对程度，设定判定矩阵标度，包括标度范围和极差，见表1。
2） 分析系统中各因素之间关系，建立层次结构模型。
请专家针对每个层级中的指标进行打分，构建出判断矩阵A，并进行一致性检验。判断矩阵的一致性指标CI与同阶平均随机一致性指标RI之比称为随机一致性比率，记作CR，即CR = CI/RI规定当CR<0.1时，认为判断矩阵具有令人满意的一致性；否则，就需要调整判断矩阵，使其满足CR<0.1。一致性检验的步骤如下：
① 矩阵的元素按列归一化计算：
② 将按列归一化后的元素按行相加计算：
③ 同理将按行相加计算得到的列元素归一化，计算权重系数：
④ 计算矩阵的最大特征值 λmax ；
⑤ 计算一致性指标：
从表2中查找随机一致性指标RI[6]，计算相对一致性指标CR = CI/RI。
对每位专家的打分进行加权平均，形成最终的目标权重。
3.2 主要影响因素权重分解
3.2.1 因素分级
根据影响车辆经济性6大主要因素和子因素进行分级，见表3。
3.2.2 因素权重分解
根据从事经济性开发和试验干系人分析结果，在整车开发人员中选择了两位专家，试验人员中选择了一位专家进行因素权重的层次分析。
其中一位专家的的判断矩阵及按前述方法计算的权重如表4～表12所示。并计算一致性比率CR，进行一致性检验。
同理计算其他专家单一因素下各指标的相对权重，并进行一致性检验。然后对同一指标下的三位工程师的评分取算术平均作为单个指标的权重，得到表13：
4 验证及应用
由于试验误差在3%左右，第三级部分要因缺少相应试验条件和数据，故下面主要以第一、二要因方面进行仿真验证。
在2.5节中说明GVW一定的情况下，车辆自重对经济性没有影响，这里不再进行验证，因此调整一级要因权重，结果见表14：
某车型在开发之初设定经济性目标在基础车型水平上提升6%。将一二级要因权重整合后，确定主要因素分解指标见下表15：
4.1 动机总成影响
以200 g/kw·h比油耗线为基准优化2.3%，即将200 g/kw·h比油耗线扩大至204 g/kw·h范围，见图1。在cruise中仿真得到表16，可见油耗可优化2.21%。
4.2 发动机附件功影响
以采用电控风扇为例，降低功率消耗对油耗的贡献见表17，可见功耗降低10%可提升经济性0.55%。
4.3 滚动阻力影响
只调整轮胎的滚动阻力系数进行仿真，分别优化10%，20%，30%对油耗贡献见图2，可见滚动阻力系数优化约6.5%，80km/h等速油耗可提升1.2%。
4.4 空气阻力影响
只调整整车空气阻力系数进行仿真，优化0.5%，1.5%，3%对油耗贡献见图3，可见空气阻力系数优化约1.78%，80km/h等速油耗可提升0.5%。
4.5 传动系统影响
以某车型常用档位，常用车速下，在cruise软件中不改变传动系统匹配条件下调整传动系统效率仿真得到表18的数据，可见效率每提升1%，可获得约0.8%的油耗改善。
4.6 驾驶能力影响
前面第2.6节中已经指出相关研究表明同的驾驶操作行为会导致汽车燃油消耗量相差7%～25%，这里通过层次分析法的打分将其权重确定为16.3%，为平均水平。表19是某车型对发动机部分负荷特性进行优化对用户驾驶习惯干预后统计得到的节油效果。
经过以上仿真分析和验算，证明按主要因素权重对该车型的经济性提升指标的分解是合理并可行的。
基于国内现有技术水平，针对以上经济性影响因素，可采用表20中列举技术进行商用车经济性的改善和提升。
5 结论
车辆经济性是整车特性开发中较为重要的特性之一，从特性正向开发角度，在接收到用户对车辆经济性（油耗）诉求的输入后，如何有效的科学的进行经济性开发目标的转化和分解，是正向开发流程中较为重要的一个环节。本文针对商用车整车动经济性主要影响因素，采用管理学、统计学的相关理论进行了较为系统性的研究，确定了各要因的权重指标，可为达成经济性目标指出有效的工作方向，改善整车经济性开发的工作效率。
由于试验精度目前不能对全部影响因素进行权重的确定和验证，同时相关提升经济性技术的应用开发除了满足特性的需求外，还需要考虑技术的实施难度和对整车成本的影响，所以后续需要就各因素的提升技术难易度和成本进行综合研究，以寻找更加高效、更加有成本竞争力的综合性权重分解。
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作者：刘伟 雷颖? 张衡 李冀