導語：如何才能寫好一篇地區(qū)經濟發(fā)展水平，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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關鍵詞：因子分析；聚類分析；判別分析：經濟發(fā)展

一、引言

當今社會是一個信息爆炸的時代，社會中存在多種不確定性，所以要正確使用數據分析方法進行數據分析，有效提取信息是生活中決策的關鍵。我國經濟發(fā)展水平是大家都很關心的問題，它關系到人民的生活水平，社會的發(fā)展程度以及國家的綜合國力，因此研究我國各地區(qū)的經濟發(fā)展水平非常有必要。

因子分析、聚類分析和判別分析是多元統(tǒng)計分析中三個重要的分析方法。本文針對2005年全國31個省市自治區(qū)直轄市(除港澳臺地區(qū)外)的主要經濟發(fā)展指標，先后運用因子分析方法、聚類分析方法和判別分析方法，進行分析評價。

二、文獻綜述

目前，針對區(qū)域經濟的研究很多，隨著研究地不斷深入，越來越多的定量方法被引入進來。吳玉鳴在采用因子分析法對我國31個行政區(qū)劃的第三產業(yè)綜合發(fā)展水平進行了評估，提出實施第三產業(yè)非均衡協調發(fā)展戰(zhàn)略。梁曉俐對全國30個行政區(qū)劃的經濟發(fā)展水平進行了主成分分析，根據因子加權綜合得分進行分類排序，得到全國的經濟發(fā)展水平總體上呈現東高西低的地域分布。這幾篇文章都只是對各地區(qū)經濟發(fā)展水平進行了排序，并沒有很好地進行分類，不利于看出各個地區(qū)經濟發(fā)展的快慢情況。陳佳、吳潤衡、劉喜波先后運用因子分析方法和聚類分析方法針對2004年全國31個省市自治區(qū)直轄市(除港澳臺地區(qū)外)的26個主要經濟發(fā)展指標進行分析評價。王維、李仕明、肖磊先后運用因子分析方法和聚類分析方法，對全國31個省、市、自治區(qū)的地區(qū)經濟發(fā)展水平進行動態(tài)分析。這幾篇文獻使用的數據都已經比較陳舊，不能反映近幾年的經濟發(fā)展。為了彌補以上不足，本文對全國2006年的經濟數據進行分析，首先對所選的經濟指標做因子分析，科學有效地縮減指標規(guī)模，得出三個意義較為明確的公共因子，再用聚類分析方法，得到各地區(qū)經濟發(fā)展層次分布狀況，最后用判別分析方法看所選方法的判斷準確性。

三、樣本數據

本文選取了2005年全國地區(qū)23個主要經濟發(fā)展指標(數據來源：《中國國家統(tǒng)計年鑒2006》)：年底人口數(萬人)；就業(yè)人員(萬人)；職工人數(萬人)；地區(qū)生產總值(億元)；人均地區(qū)生產總值(元)；商品房銷售額(萬元)；竣工房屋面積(萬平方米)；房屋住宅銷售面積(萬平方米)；職工平均工資(元)；旅游外匯收入(百萬美元)；社會消費品零售總額(億元)；各地區(qū)貨物周轉量(億噸公里)；各地區(qū)貨運量(萬噸)；各地區(qū)客運量(萬人)；城鎮(zhèn)居民平均每人全年總收入(元)；農村居民平均每人全年總收入(元)；城鎮(zhèn)居民全年最終消費支出(億元)；農村居民全年最終消費支出(億元)；城鎮(zhèn)固定資產投資(億元)；外商投資總額(億美元)；稅金總額(萬元)；利潤總額(億元)；工業(yè)增加值(億元)。

四、統(tǒng)計分析

本文采用SPSS11.5進行統(tǒng)計分析。

(一)對原始數據的因子分析和主成分分析

1、KMO檢驗與Bartlett球度檢驗(見表1)。KOM值是用于比較觀測相關系數值與偏相關系數值的一個指標，其值越逼近于1，表示對這些變量進行因子分析的效果越好。本樣本的KOM值為0.792，適合因子分析，而且可以得到比較滿意的結果。而且，Bartlett球度檢驗的顯著性概率為0.000小于顯著性水平0.05，也說明適合因子分析。

2、旋轉后的因子載荷矩陣。利用SPSS提取了三個因子，因為未經旋轉的載荷矩陣中，因子變量在許多變量上都有較高的載荷，為了使因子更具直觀含義，所以運用方差極大法對因子載荷矩陣旋轉。因子1包括年底人口數、就業(yè)人員、職工人數、地區(qū)生產總值、房屋住宅銷售面積、社會消費品零售總額、各地區(qū)貨運量、各地區(qū)客運量、城鎮(zhèn)居民全年最終消費支出、農民居民全年最終消費支出、城鎮(zhèn)固定資產投資、利潤總額和工業(yè)增加值，主要反映經濟總量和人民生活水平，所以可以命名為經濟總量因子；因子2包括人均地區(qū)生產總值、商品房銷售額、竣工房屋面積、職工平均工資旅游外匯收入、城鎮(zhèn)居民平均每人全年總收入、農村居民平均每人全年總收入、外商投資總額和稅金總額，反映的是全社會各方面收入情況，可以命名為收入因子；因子3只有各地區(qū)貨物周轉量這一個變量，這個變量對于我國經濟發(fā)展具有重要作用，所以可以命名為經濟發(fā)展因子。

3、因子得分函數。根據因子得分矩陣，可以得到因子得分函數：

(二)對綜合得分數據的聚類分析

對全國各地區(qū)經濟發(fā)展水平進行3－6類的聚類分析，類間距離為類間平均鏈鎖法，樣本間距離為歐式距離平方法。通過對比發(fā)現分為四類是比較恰當的，能夠體現各省市經濟發(fā)展的快慢情況。分成四類時：北京和上海屬于第一類；江蘇、浙江和山東屬于第三類；廣東屬于第四類；其他屬于第二類。我們分析不同類的地區(qū)時同樣采用指標平均值。

通過分析各類均值結果，可以得出各類地區(qū)所選取的經濟指標方面發(fā)展的水平情況，綜合分析就可得出各類地區(qū)的發(fā)展水平。

(三)對各類進行判別分析

因為本身所選的樣品就比較少，所以沒有從中抽調一些分析，這樣我們可以用交互驗證的方法來判別聚類效果優(yōu)劣(見表2)。

表2顯示了交互驗證結果?？梢钥吹皆撆袆e函數的準確率為100％，交互驗證的結果和自身驗證的結果完全相同，因此該判別函數是較為穩(wěn)定的。

五、結論

應該說本文的分析結果對于宏觀地考察地區(qū)經濟發(fā)展狀況以及對各地區(qū)制定和調整經濟發(fā)展戰(zhàn)略是具有一定的實際意義的。

從因子分析的結果來看，因子l包含了全部信息的65.136％，這說明我國經濟的發(fā)展主要是經濟總量的增長。

以下幾個問題值得我們注意：城鎮(zhèn)固定資產投資額的載荷較高，所以投資熱問題是我們一直比較關注的；人口因素的載荷也是比較高，說明人口因素在中國經濟增長中所起的作用不容忽視；交通運輸量相關指標的載荷很大，這說明交通在經濟發(fā)展中起了很重要的作用，而且從目前來看，各個城市都比較重視交通的發(fā)展。

因子2反映了一個我們現在比較關注的問題――城鄉(xiāng)差距問題。此外，商品房和住房指標的載荷也很突出，說明2005年我國的房地產業(yè)的發(fā)展非常突出，從目前的形式來看，房地產仍然是非常熱門的。

從聚類分析的結果，可以得出如下結論：2005年，經濟發(fā)展最快的省份是廣東；其次是江蘇、浙江、山東三省；發(fā)展中等的是北京、上海；其他省份發(fā)展相對比較慢。

從判別分析的結果來看，以上分類的結果是比較理想的。

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關鍵詞：經濟增長；資源豐裕度；資源詛咒

中圖分類號：F291 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2015）024-000-01

我國是資源大國，但從資源分布情況上來看，我國的自然資源主要分布在西部地區(qū)，是我國礦產資源以及能源的主要集中地。理論上來說，豐裕的自然資源儲備可以作為經濟發(fā)展的有力支撐，帶動經濟的全面快速發(fā)展，但是由于存在資源陷進，西部地區(qū)的發(fā)展水平并不及資源相對貧瘠的東部沿海地區(qū)。這一現實情況，從主觀上也說明了在我國西部地區(qū)，資源的豐裕程度與經濟的發(fā)展水平并不成正相關關系，也初步的說明了我國的確存在“資源詛咒”理論中的一些經濟現象。

為了探討我國西部地區(qū)資源豐裕而經濟發(fā)展水平相對落后的客觀現實，本部分通過建立省際面板數據來實證檢驗我國西部地區(qū)資源豐裕度與經濟發(fā)展水平的相關性，為本次課題進一步的研究打下基礎，為資源開發(fā)利用與經濟發(fā)展的關系做出理論解釋。

一、自然資源制約我國經濟增長的傳導機制

中國區(qū)域的發(fā)展水平呈現出比較明顯的差異性的重要特征，自然資源是相對于豐裕的中西部的地區(qū)而方，這其中的經濟發(fā)展水平以及于增長速度大大不如資源匱乏的東部的一部分地區(qū)。深入的來分析在于市場經濟條件之下自然資源制約著我國地區(qū)經濟增長的各類的傳導機制，是離不開投資、創(chuàng)新、人力資本、腐敗等這四類重要的渠道的。

是以自然資源做為主要的經濟結構導致投資水平的下降問題。對于我國大部分資源的豐裕的地區(qū)而言，資源開采以及于加工行業(yè)都占有著比較大的一部的份額。嚴重的依賴于自然資源阻礙著人力資本的積累以及于科技創(chuàng)新水平的不斷的提高。

我國的礦產資源產權的相關的制度是不合理，更加容易滋生腐敗的現象。在國內，礦產資源的全部的所有權并未得到優(yōu)化的重要保障，資源采掘業(yè)的產權制度存在著一定的弊端，地方政府以及于各級資源管理部門行使事實上的所有權，這樣更加容易引發(fā)出地方政府官員以及于資源開采方進行勾結，滋生出一部分的腐敗的個人行為。我國資源豐裕地區(qū)也形成了的以初級部門為主的產業(yè)的相關結構，無法進行充分的發(fā)揮著人力資本的重要作用，不能夠提供比較良好的創(chuàng)新性的環(huán)境，因此，這樣也不能夠吸引、培養(yǎng)出比較高層次的人才以及于企業(yè)家。

二、模型實證結果與分析

模型實證結果擴散型自然資源和集中型自然資源兩個變量，可以看出集中型自然資源的系數為-0.15025，雖然不顯著，但也能說明擴散型自然資源對經濟增長有著遏制作用。而擴賽型自然資源對經濟增長有顯著的正向關系。究其原因正如前文所分析的西部地區(qū)中大部分地區(qū)主要依靠一產來拉動經濟的增長。所以森林，土地和水資源能夠促進經濟的增長。而集中型自然資源沒有發(fā)揮它應有的對經濟的促進作用。一方可能是因為像煤炭、石油等集中型自然資源更容易產生尋租行為。二是像煤炭資源，自從九三年以來，我國逐步的放開了除電煤之外的所有的煤炭的價格的管制，并且實行隨行就市、企業(yè)自主的協商定價的煤價相關政策以來，雖然還是存在著短暫的下跌的情況，但是總體而言煤炭的價格上漲勢頭也是比較明顯的。

國內投資以及于教育對于經濟增長都有著比較顯著的正向的促進性的作用。比較符合在現階段的固定資產是我國各地區(qū)經濟增長的主要推動力的事實。而人力資本更是經濟增長至關重要的因素。當加入這兩個變量時，集中型自然資源資源仍然呈現負向不顯著，擴散型自然資源與經濟增長有顯著的正向關系。

模型中創(chuàng)新與對外開放度對經濟增長都呈現出正向不顯著關系。由于西部地區(qū)受地理位置影響對外貿易方面一直較為落后。同時可能因為資源型城市的產業(yè)的結構比較單一、科技進步水平也比較低，因而破壞性的開采的操作行為造成了一系列的破壞生態(tài)的環(huán)境問題比較突出， 可見投資壞境不盡如人意。將這兩個變量加入到模型中，集中型自然資源仍然對經濟增長負向不顯著，擴散型自然資源呈現顯著的正向影響。

因此，通過將西部地區(qū)2003-2010年面板數據進行回歸，證明了前面的分析：擴散型自然資源有助于第一產業(yè)發(fā)展，西部地區(qū)排名第一的產業(yè)仍是做為經濟增長的主要性的源泉，但是集中型的自然資源未能夠發(fā)揮其應有的對經濟增長的促進作用。

參考文獻：

[1]馬宏.社會資本、金融發(fā)展與經濟增長――基于中國東中西部省際數據的實證檢驗比較[J].經濟問題.2013（09）

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保稅區(qū)亦稱保稅倉庫區(qū)，是一國海關設置的或經海關批準注冊、受海關監(jiān)督和管理的可以較長時間存儲商品的區(qū)域。保稅區(qū)是中國繼經濟特區(qū)、經濟技術開發(fā)區(qū)、國家高新技術產業(yè)開發(fā)區(qū)之后，經國務院批準設立的新的經濟性區(qū)域，是我國目前開放度和自由度最大的經濟區(qū)域。1990年6月，中國批準設立了第一個保稅區(qū)――上海外高橋保稅區(qū)后，其后陸續(xù)設立了天津、深圳沙頭角、深圳福田、大連、廣州、廈門、張家港、?？?、寧波、福州、青島、汕頭、珠海、鹽田等共計15個保稅區(qū)。保稅區(qū)設立可分為兩期：第一期為1990-1993年的13個，第二期為1996年的2個，之后，國家沒有再批建新的保稅區(qū)。15個保稅區(qū)均設在我國東部沿海的九個省和直轄市，上海、天津、遼寧、江蘇、海南、浙江、山東各建1個，福建有2個，廣東多達6個，其中深圳市有3個（成思危，2004）。

保稅區(qū)最初的功能定位是出口加工、國際貿易、轉口貿易、保稅倉儲和商品展示。經過十多年的發(fā)展，全國15個保稅區(qū)的保稅倉儲、轉口貿易、商品展示功能有了不同程度的發(fā)展，有的更側重于貿易物流功能，而有的則更側重于加工功能，自由貿易功能發(fā)展不足（劉輝群，2005）。但從目前的發(fā)展來看，保稅區(qū)貿易功能相對較強，在吸引外資和發(fā)展出口制造業(yè)方面類似于經濟技術開發(fā)區(qū)。根據我國保稅區(qū)的發(fā)展現狀，我們可以將保稅區(qū)分為以下類型：綜合型、工貿型、物流型和生產加工型。未來，保稅區(qū)的功能定位將更傾向于與國際接軌，保稅區(qū)實現區(qū)港聯動，促進現代國際物流和高科技產業(yè)的發(fā)展，保稅區(qū)向自由貿易區(qū)轉型將成為基本趨勢（張世坤，2005）。

從1990年以來，我國保稅區(qū)建設取得了長足的發(fā)展，經濟規(guī)模增長較快，經濟效益明顯提高。本文根據現有統(tǒng)計數據，計算了2006年保稅區(qū)主要經濟指標（見表1）。從保稅區(qū)目前發(fā)展現狀看，暫不考慮各保稅區(qū)管理體制、區(qū)位等差別，僅從功能定位角度看，可以初步發(fā)現，功能越齊全的保稅區(qū)的經濟效益往往越高，表現在產值密度、稅收密度、進出口密度等指標領先于其他保稅區(qū)。特別地，在引入保稅物流功能后，往往會使得保稅區(qū)的經濟效益明

顯改善。

二、我國保稅區(qū)發(fā)展水平的評價

對保稅區(qū)綜合經濟規(guī)模和經濟效益評價進行定量分析，是在單指標評價的基礎上進行加權綜合評價，該模型強調指標的群體性，指標之間具有替代作用，即個別指標的落后對系統(tǒng)整體功能不會造成太大影響。

由于各指標的量綱不同，不能進行相互比較和計算，在綜合分析前必須對各指標進行無量綱化處理，所謂的指標無量綱化就是清除量綱和數量級的影響，將指標的實際值轉化為可以綜合的指標評價值，從而解決評價指標的可綜合性。本研究采用的無量綱化的方法如下：

某行業(yè)某指標的標準化數值＝（該行業(yè)該指標值－所有行業(yè)該指標的最小值）/（所有行業(yè)該指標的最大值－所有行業(yè)該指標的最小值）。

在運用綜合評價模型時，按照加權求和的計算方法，設第i個指標的無量綱化指標值為xi，對應的權重為wi，則加權求和計算模型為：

ρ=Σwixi(1)

其中，綜合經濟規(guī)模的單項評價指標包括：工業(yè)產值、稅收、進出口貿易額；綜合經濟效益的單項評價指標包括：單位面積的工業(yè)產值、稅收、進出口貿易額。基于數據的可得性和計算的便利性，采用改進的三標度層次分析法（IAHP）計算權重wi。根據以上模型計算保稅區(qū)經濟規(guī)模和經濟效益的綜合得分，結果見圖1。從中可以看出，深圳、上海保稅區(qū)的綜合經濟規(guī)模和經濟效益最高，汕頭、珠海保稅區(qū)綜合得分最低，?？诒６悈^(qū)居中?？梢?，綜合型的保稅區(qū)往往可以獲得較高的綜合經濟規(guī)模和經濟效益，單一的生產加工型保

稅區(qū)在綜合經濟規(guī)模和經濟效益方面的表現往往差強人意。

三、保稅區(qū)發(fā)展對腹地經濟的依賴

保稅區(qū)作為中國對外開放的窗口，在發(fā)展國際貿易、吸引外商投資等方面發(fā)揮了重要作用，有力地促進了腹地經濟的發(fā)展（王莉，2005）。本部分利用計量模型考察保稅區(qū)綜合經濟規(guī)模與腹地城市經濟之間的關系，利用計量軟件EVIEWS6.0進行回歸分析，模型的回歸結果見表2。

注：表中單元格給出了相應的回歸系數，括號內為t值。顯著性水平**代表p-value＜0.05。

1.腹地城市經濟規(guī)模?；貧w模型采用腹地城市GDP指標代表經濟規(guī)模，回歸結果表明，腹地城市GDP的回歸系數在5%的水平上通過了顯著性檢驗，而封關面積的回歸系數并不顯著?？梢?，保稅區(qū)的綜合經濟規(guī)模與腹地城市的經濟總量顯著正相關，腹地城市經濟總量越大，保稅區(qū)綜合經濟規(guī)模越大。上海、深圳保稅區(qū)依托所在城市的經濟增長，擴大了自身的產業(yè)規(guī)模。這表明：保稅區(qū)經濟規(guī)模的水平更多的受到當地綜合經濟發(fā)展水平的影響，而保稅區(qū)已開發(fā)面積雖然對其經濟規(guī)模有正向影響，但在引入腹地城市變量之后，其影響變得不再顯著。因此，未來保稅區(qū)的開發(fā)和經濟發(fā)展更有賴于腹地經濟增長，只有腹地城市經濟的迅速擴張才能支撐保稅區(qū)的快速發(fā)展（趙欖，常勇，2008）。

2.腹地城市工業(yè)化水平?；貧w模型采用腹地城市工業(yè)產值代表工業(yè)化水平，回歸結果表明，腹地城市工業(yè)產值的回歸系數在5%的水平上通過了顯著性檢驗，模型的擬合度較高。可見，保稅區(qū)的綜合經濟規(guī)模與腹地城市的工業(yè)規(guī)模顯著正相關，腹地城市工業(yè)規(guī)模越大，保稅區(qū)綜合經濟規(guī)模越大。上海、深圳的工業(yè)化程度較高，工業(yè)規(guī)模較大，推動了兩地保稅區(qū)經濟的較快增長。雖然張家港保稅區(qū)所在城市蘇州的工業(yè)產值規(guī)模很大，但是它并沒有帶動保稅區(qū)相應的經濟規(guī)模，其可能的原因是保稅區(qū)與周邊地區(qū)沒有形成密切的產業(yè)關聯。這說明：一方面，未來保稅區(qū)的開發(fā)和經濟發(fā)展還有賴于腹地工業(yè)化的快速推進，另一方面，保稅區(qū)的產業(yè)定位必須充分考慮腹地城市的產業(yè)基礎，只有與腹地城市形成緊密的產業(yè)關聯，形成產業(yè)鏈的互動延展才能推動保稅區(qū)的產業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

3.腹地城市對外開放水平。回歸模型采用腹地城市進出口貿易額代表對外開發(fā)水平，回歸結果表明，腹地城市進出口貿易額的回歸系數在1%的水平上通過了顯著性檢驗，模型的擬合度較高?？梢?，保稅區(qū)的綜合經濟規(guī)模與腹地城市的進出口貿易額顯著正相關，腹地城市進出口貿易額越大，保稅區(qū)綜合經濟規(guī)模就越大?？梢姡虾?、深圳經濟的外向度高，進出口規(guī)模大，推動了兩地保稅區(qū)經濟的較快增長，而張家港保稅區(qū)的綜合經濟規(guī)模與蘇州的進出口規(guī)模并不相稱。

四、保稅區(qū)進一步發(fā)展的對策

1.整合產業(yè)鏈，推動保稅區(qū)招商引資。產業(yè)鏈招商對于壯大一個地方的產業(yè)，促進地方經濟的發(fā)展作用越來越大。從保稅區(qū)的發(fā)展看，在招商引資中貫徹產業(yè)鏈的整合方法，就是要圍繞產業(yè)定位，按照“龍頭項目――產業(yè)鏈――產業(yè)集群――制造業(yè)基地”的發(fā)展思路，參與主導產業(yè)鏈各環(huán)節(jié)分工、截取高附加值環(huán)節(jié)、打造完整產業(yè)鏈、延伸創(chuàng)新產業(yè)鏈。要以國際產業(yè)轉移為契機，引進一批投資規(guī)模大、輻射帶動作用強、科技含量高、市場前景好的大項目；做好產業(yè)配套，積極承接周邊區(qū)域大項目的輻射，催生特色產業(yè)鏈；全面提升保稅區(qū)對接和控制區(qū)內外產業(yè)鏈的能力，建立整合產業(yè)鏈的集群競爭優(yōu)勢。

2.打造物流平臺，推動國際物流業(yè)發(fā)展。保稅區(qū)國際物流設施平臺的構建，主要是用于解決區(qū)內進出口貨源基地、各層級倉庫網點及設施技術、貨物流動過程、貨物流動的方向和速度等重大戰(zhàn)略問題，應該涉及對外交通運輸體系、區(qū)內交通運輸體系、復合運輸體系、集裝箱裝載系統(tǒng)，以及倉庫、堆場、轉運站、成組裝載系統(tǒng)和保稅查驗場地等方面，為保稅區(qū)貨物進出、通關監(jiān)管，區(qū)港聯動運作機制的建立創(chuàng)造有利條件。要構筑和完善以多式聯運體系為核心的國際物流聯運體系；要吸引航運集團共同建設國際物流園區(qū)；要構建保稅區(qū)國際物流信息平臺，主要包括貨物跟蹤子系統(tǒng)、電子數據交換子系統(tǒng)（EDI）、綜合服務子系統(tǒng)、物流運作支持子系統(tǒng)等4個部分；要引進和培養(yǎng)優(yōu)秀的物流管理人才；要選擇培育國際物流運作主體及發(fā)展物流主體形式；要創(chuàng)新保稅物流園區(qū)海關監(jiān)管模式；要健全保稅區(qū)物流產業(yè)政策法規(guī)。

3.加強區(qū)域合作創(chuàng)新，推動保稅區(qū)與腹地經濟互動發(fā)展。樹立“大市場、大作為”的觀念，了解、收集市場信息，利用各種經貿洽談會等平臺，制定保稅區(qū)企業(yè)和產品的外向推廣計劃，支持、鼓勵企業(yè)實施“走出去”、“請進來”的戰(zhàn)略。進一步加強保稅區(qū)與腹地城市產業(yè)合作與互動，推動生產要素的跨地區(qū)高效流動和資源的優(yōu)化整合。保稅區(qū)要圍繞保稅區(qū)主導產業(yè)，促進區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。創(chuàng)新平臺是以產學研合作平臺為主體、技術創(chuàng)新平臺為核心、創(chuàng)新服務平臺為保障的大系統(tǒng)。保稅區(qū)要大力推進產學研結合，積極引導保稅區(qū)企業(yè)與大學、科研院所按照現代企業(yè)制度的要求或聯合協作的方式，合資、合作興辦各類技術創(chuàng)新機構。大力支持立足本區(qū)域覆蓋腹地城市的重點產業(yè)和重點企業(yè)，組建行業(yè)技術創(chuàng)新中心和企業(yè)內部重點工程中心，以增強主導產業(yè)的自我創(chuàng)新能力，改造傳統(tǒng)產業(yè)，帶動腹地城市相關產業(yè)發(fā)展。

篇4

【關鍵詞】學前教育；發(fā)展水平；影響因素

一、我國地區(qū)學前教育發(fā)展水平與主要影響因素

（一）我國地區(qū)學前教育發(fā)展水平

我國很多地區(qū)由于受到經濟發(fā)展水平影響，人們的消費觀念存在不同，同時也影響到了學前教育發(fā)展水平，導致兩者之間存在較大差異。如果將我國分成東部、中部、西部，那么就可以看出三者在經濟發(fā)展上的差別，我國東部經濟較為發(fā)達，學前教育發(fā)展水平也就很高；其次為中部，中部地區(qū)經濟發(fā)展相比于東部發(fā)展較為緩慢，落后于東部，其學前教育發(fā)展水平與東部相比也較為滯后；最后為西部，西部地區(qū)屬于我國經濟發(fā)展最為緩慢地區(qū)，整體經濟發(fā)展水平較差，也就導致其學前教育發(fā)展水平較差，很多適齡兒童都沒有接受過學前教育，也有些和沒有接受過正規(guī)學校教育。如果從具有指標看，就會看到，我國東部地區(qū)無論是在幼兒入園率上，還是幼師數量上都有具有明顯優(yōu)勢，不僅比其他地區(qū)高出很多，還比全國平均水平高出很多，對于中部地區(qū)來說，由于地方財政支持力度較為薄弱，也就使公辦幼兒園數量難以得到提升，而西部地區(qū)由于經濟發(fā)展較為緩慢，城市與農村之間差異較大，對于學前教育發(fā)展水平上的差異就會很大。

（二）影響學前教育發(fā)展的主要因素

由于我國地區(qū)經濟發(fā)展水平存在不同，也就導致了學前教育發(fā)展水平出現差別，總的來看，影響學前教育發(fā)展的主要因素一般在于學前教育供求情況。如果從供給上看可以得知，經濟發(fā)展水平能夠決定財政撥款的多少，以東部地區(qū)為例，由于東部地區(qū)經濟發(fā)展較快，人們生活質量較好，生活中各種基礎設施也很完善，政府在其他方面上需要投入的資金也很少，這樣一來就有了足夠資金用于支持學前教育，而西部地區(qū)經濟發(fā)展水平較差，需要財政撥款的地方也很多，要是故意加大對學前教育的投入，就會使本身就有限的財政資金更高減少，地方政府所面臨的壓力也很大。從需求上看，主要影響學前教育發(fā)展的因素是地區(qū)人力數量和經濟發(fā)展水平，對于東部地區(qū)來說，經濟發(fā)展水平較高也就帶動了人口數量的增長，使得適齡學前教育兒童也就明顯多于其他地區(qū)，因此對于學前教育資源的需要也在增多，政府為解決適齡兒童入園難問題也就加大了對學前教育的投入。

二、提升地區(qū)學前教育發(fā)展水平的主要措施

在我國，影響地區(qū)學前教育發(fā)展水平的主要因素是地區(qū)經濟發(fā)展水平存在差異，特別是東西部地區(qū)教育發(fā)展差距較大，導致兩地區(qū)在學前教育發(fā)展水平上的差距也很大，不僅地區(qū)經濟發(fā)展水平能夠影響地區(qū)學前教育發(fā)展水平，人口結構。財政資金投入也會影響教育資源的實際分配情況。因此，要提升地區(qū)學前教育發(fā)展水平應從改變政府投入模式、加大教育經費以及做好貧困補助工作等三方面入手。

（一）改變政府投入模式

通常情況下，政府財政撥款的多少將直接影響到辦學體制，兩者具有緊密聯系。一般而言，政府所提供的財政支持僅局限于公辦幼兒園，尤其是重點幼兒園是其主要投資對象，因此，過度投資于公辦幼兒園，使其總體建設越來越好，但非公辦幼兒園其建設情況則會越來越差，這樣一來就使少數幼兒園無論是在入園率上，還是在教育質量上都會得到提升，但畢竟是少數，同時這樣的投入模式也不利于學前教育機會的增加，使學前教育機會受到限制。所以，對于政府來說，一定要轉變這種投入模式，不僅要對公辦幼兒園給予財政支持，還要對民辦幼兒園給予財政支持，平衡兩種不同歸屬幼兒園的款項，不斷提升幼兒園教育質量與基礎建設，從而全面提升幼兒園教育質量。

（二）地方政府應適當加大學前教育經費

對于學前教育來說，政府對其發(fā)展影響較大，因此，地方政府一定要予以教育經費支持。這就要求地方政府根據地方實際情況，適當的教育經費進行改革。地方政府應成為學前教育的主要從投資體，并根據當地實際經濟情況給予財政支持。所以，對于上級政府部門來說，在對學前教育進行投入以前，一定要將地區(qū)經濟發(fā)展水平和當地適齡兒童數量作為主要參考對象。尤其是經濟發(fā)展水平較為落后的地區(qū)和少數民族地區(qū)，一定要適當加大對其投入，以便轉變因地區(qū)經濟發(fā)展水平存在差異和人口結構不同而出現適齡兒童受學前教育機會不均等的情況。

（三）做好貧困補助工作

無論是經濟發(fā)展水平較高地區(qū)，還是經濟發(fā)展水平相對落后地區(qū)都有經濟條件好和經濟條件差的家庭存在，這就需要地方政府和幼兒園根據自身情況做好貧困補助工作。對于政府來說，應設立學前教育專款，主要用意補助經濟困難家庭和弱勢家庭的適齡兒童，讓他們與其他兒童一樣享有受學前教育的權利，對于幼兒園來說可以根據實際情況每年定期收入免費學前教育兒童，確定數量，這樣不僅可以提升幼兒園在社會中的形象與地位，還能使幼兒園發(fā)展得更好。此外，政府和幼兒園也可以通過宣傳形式，讓社會愛心人士贊助貧困適齡兒童，通過他們的幫助是適齡兒童接受學前教育中，這樣不僅可以提高學前教育機會，還是能受教育兒童數量得到提升。

結 論

在我國城鄉(xiāng)生活水平與東西部經濟發(fā)展水平差距較大，也就使學前教育發(fā)展情況出現了不同，學前教育對于國家未來發(fā)展有很大影響，尤其是教育備受重視的今天，學前教育也受到了國家的重視，但由于受諸多因素的影響，學前教育發(fā)展水平出現的差異，這樣也影響到了國家的發(fā)展情況。為此，本文研究了地區(qū)學前教育發(fā)展水平及其影響因素，并根據我國實際情況提出了一些合理有效解決辦法，希望能夠被相關人士采納。但其中一定會有不足之處，希望能夠得到專業(yè)教師或學者的指引，以便完善論文。

參考文獻：

篇5

經濟發(fā)展時空演變研究

引言：本文首先闡述了我國經濟發(fā)展時空演變的研究方法，然后對我國經濟發(fā)展時空演變的結果進行了分析。

一、對于我國經濟發(fā)展時空演變的研究方法

經濟發(fā)展的水平與效率分析方法：

對于經濟發(fā)展水平分析，就是采用現有的人均GDP、公共財政收入、固定資產投資總額等等指標數據，采取相應的標準化處理，并且根據公式對我國的各個地區(qū)經濟水平進行評價。

對于經濟發(fā)展效率分析，采用的較為普遍的是DEA評價方法。而又包括CCR模型和BCC模型，CCR模型的假設往往與實際情況不相符合，因為其采取的假設是規(guī)模報酬不變，進而計算決策單元的綜合效率。相對來講BCC模型測算的便是規(guī)模報酬可變情況下的技術效率，更加貼合實際。在這里，本文便采用了BCC模型來作為最基本的分析模型，其能幫助我們獲得經濟發(fā)展綜合效率和經濟發(fā)展的純技術效率以及經濟發(fā)展規(guī)模效率等三個指標。

基于以上兩種分析方法的耦合分析。簡單來講，就是將經濟發(fā)展水平區(qū)分高低，將經濟發(fā)展效率也區(qū)分高低，從而進行整合，而得到四個基本類型。

二、我國經濟發(fā)展時空演變的結果分析

1.經濟發(fā)展的水平演變分析

近些年來，從我國經濟發(fā)展的整體水平來看，各個地區(qū)仍然存在著較大的差距。上海以及北京的一直處于較為明顯的領先狀態(tài)。而隨著時間的改變，我國的各個省份之間的經濟發(fā)展水平排名產生了一些新的變化。除了廣東、山西、河北出現下降情況，其他省份均有不同程度的進步。例如2003年我國的經濟發(fā)展水平最大值和最小值之間的差距為0.612，但是隨著我國經濟的快速發(fā)展，我國各個地區(qū)經濟發(fā)展的差距正在逐步縮小。例如在2013年經濟發(fā)展水平最大值和最小值之間的差距已經縮小為0.493。

我們還應該意識到，隨著我國經濟發(fā)展水平各個地區(qū)的持續(xù)增長，其排名產生了新的變化。北京和上海一直領先于我國經濟的先進水平。而近些年來，廣東、浙江、江K經濟等東部地區(qū)也得到了較快的發(fā)展，取得了較高的水平。重慶、湖北、河南等中部地區(qū)以及內蒙古、吉林等北部地區(qū)的經濟也得到了較快的增長，而在這里需要提出的是，河北山西，黑龍江等地經濟發(fā)展水平排名有所下滑，而我國南部的海南，廣西等，西北部的，甘肅，等經濟發(fā)展水平也取得了一定的提高。

2.經濟發(fā)展的效率演變分析

通過軟件進行分析，我們可以發(fā)現整體來看，我國經濟發(fā)展的綜合效率并不高。對于經濟發(fā)展綜合效率的最優(yōu)，只有極少數的省份才能實現。而通過一些數據可以發(fā)現，近幾年來最優(yōu)的省份占總省份的比重基本穩(wěn)定。

我國各地區(qū)經濟發(fā)展的綜合效率差距呈現先縮小而又增大的情況。因為近些年來，我國只有少數的省份中綜合效率實現最優(yōu)，而效率較高的省份與其他省份之間綜合效率差距有所增大，這在一定程度上導致了平均的綜合效率只一般的水平，甚至出現了下降的情況。

近些年來，我國存在的少量最優(yōu)省份中，比例較大的市依靠純粹的技術來取得效率的最優(yōu)，相比較之下，依靠綜合效率以及規(guī)模效率取得最優(yōu)省份的數量比例較小。并且，存在著經濟發(fā)展純技術效率得到加強，規(guī)模效率有所減弱，表明我國經濟發(fā)展正由規(guī)模效率向純技術效率方向轉變。

3.基于耦合方法對我國區(qū)域類型的分析

在我國相對來講，其具有較高的經濟發(fā)展水平，以及有效的經濟發(fā)展效率省份可以單獨劃分為一個類型。例如2013年相關數據所顯示的北京、天津、上海三個省份，便屬于該類型。這一類型的省份有成熟的經濟，發(fā)展水平要高于其他省份，也就是說，其經濟發(fā)展具有較高的質量。

具有較高經濟發(fā)展水平，但是經濟發(fā)展效率卻較為低下的省份，此類型的省份單獨劃分為一個類型。例如，2013年有2013年有江蘇、廣東、浙江、山東、遼寧、福建等城市，這些城市沒有較高的經濟發(fā)展質量。

經濟發(fā)展水平不高，但是其有有效的經濟發(fā)展效率的省份也被劃分為一個類型。在2003年黑龍江以及河北被歸為這一類型，在進幾年來的相關數據中，沒有省份被歸為此類。

經濟發(fā)展水平不高，并且經濟發(fā)展效率又較為低下的省份也被單獨劃分為一個類型。根據一些數據可以發(fā)現，這一類型的省份有所增加，又逐漸趨于穩(wěn)定。

4.基于耦合方法對我國空間格局的分析

通過對進幾年來的相關數據進行比較，可以看到，我國的各個省市中，經濟發(fā)展相對成熟，并且發(fā)展質量又比較高的省份少之又少，在總體中也只占很小的比例。并且都只在我國的東部地區(qū)；經濟發(fā)展一般的省份，占總省份的數量便有所增加，達到了19.35%，并且其中一部分經濟發(fā)展相對較高，效率卻較低的省份也屬于東部地區(qū)，而另一部分經濟發(fā)低，效率較高的省份則很少被發(fā)現；比較之下，我國的絕大部分省份的經濟發(fā)展尚且不成熟，有數據顯示，其占我國總省份的70.97%，其大部分處于中部和西部地區(qū)。

三、總結

本文分別對我國的省級行政單位進行了經濟發(fā)展水平以及經濟發(fā)展效率兩個角度的分析和概括，并進行整合，從而分析了我國經濟發(fā)展的時空演變。所以，根據上文可以很清楚的知道，我國各個地區(qū)、省份之間存在較大的經濟發(fā)展差距，很多省份存在著一些亟待解決的問題。

參考文獻：

[1]付正義，涂建軍，李小敏，哈琳.我國經濟發(fā)展的時空演變分析[J].經濟地理，2016，02：11-18.

篇6

論文關鍵詞:經濟發(fā)展水平　差異性　非均衡性　農村社會養(yǎng)老

論文摘要:經濟發(fā)展水平決定農村社會養(yǎng)老保險的規(guī)模、結構及社會化程度，我國農村各地經濟發(fā)展水平差異性較大，農村居民與城市居民收入、農村東中西部收入及各地區(qū)內農民收入差距明顯。我國農村社會養(yǎng)老保障制度應區(qū)分經濟發(fā)達地區(qū)、欠發(fā)達地區(qū)、落后地區(qū)分別進行設計，建立非均衡性農村社會養(yǎng)老保障制度。

為適應農村經濟發(fā)展，我國從20世紀80年代中期就開始探索研究農村社會養(yǎng)老保障的新途徑。然而，由于我國地域遼闊，農村人口眾多，地區(qū)間差異大，發(fā)展極不平衡，盡管自20世紀90年代起各地都在積極探討建立農村養(yǎng)老保險制度，但由于制度設計缺乏可行性，總是問題多多或中途流產，以致1999年國務院中途叫停農村基本養(yǎng)老保險制度。隨著我國經濟快速發(fā)展，設計、建立與地區(qū)相適應的農村社會養(yǎng)老保險制度已勢在必行。本文從經濟發(fā)展水平對農村社會養(yǎng)老保障制度的影響、我國農村經濟發(fā)展水平的差異性等方面著手，對我國建立非均衡的農村養(yǎng)老保障制度進行探討，以求教于同人。

一、經濟發(fā)展水平對農村社會養(yǎng)老保險制度的影響

(一)經濟發(fā)展水平決定著農村社會養(yǎng)老保險的規(guī)模

農村社會養(yǎng)老保險在實施中需要國家給予財政支持，實施范圍愈廣，保障規(guī)模愈大，所需要國家財政撥款愈多。西方發(fā)達國家經濟發(fā)展水平較高，社會保障支出占國民生產總值的比例較高，由此農村社會養(yǎng)老保險的規(guī)模較大，而發(fā)展中國家經濟實力弱，其社會養(yǎng)老保障的規(guī)模、水平大大低于發(fā)達國家。我國處在社會主義初級階段，生產力落后，經濟發(fā)展水平低，在我國歷年的國民收人中，消費基金一般占70%左右，而消費基金的大部分用于以按勞分配為主要形式的工資部分，只有大約占消費基金10%的部分用于社會保障，這一部分僅占國民收人的7%。而這部分的社會保障基金也只有小部分被用于農村社會養(yǎng)老保險，所以我國農村社會養(yǎng)老保險的覆蓋面很小，只集中在經濟較發(fā)達地區(qū)。

(二)經濟發(fā)展水平決定著農村社會養(yǎng)老保險的結構

農村社會養(yǎng)老保險的結構指農村社會養(yǎng)老保險各種保險項目之間的比例關系。在經濟發(fā)展水平低的情況下，農民的社會養(yǎng)老保障需求受到抑制，也只能選擇低水平的保險項目，無法選擇高水平的保險項目，從而使農村社會養(yǎng)老保險的結構表現為低層次性和不完整性。反之，如果一國的經濟發(fā)展水平較高，國家有充足的財力滿足農村社會養(yǎng)老保險需求，農民有繳費的經濟能力，就可以選擇高水平的保險項目，這種農村社會養(yǎng)老保險模式就會依據社會成員多方面的需求走向項目齊全化和體系完整化。我國由于農村經濟發(fā)展水平較低，農民的財力有限，農村社會養(yǎng)老保險的保障水平較低，僅能保障老年人的基本生活需要。

(三)經濟發(fā)展水平決定著農村社會養(yǎng)老保險的社會化程度

農村社會養(yǎng)老保險的社會化程度是反映其模式水平高低的一個重要因素，主要包括籌資的社會化、保障對象的社會化、服務的社會化等。農村社會養(yǎng)老保險的社會化程度主要是由農村經濟發(fā)展水平來決定的，當農村經濟發(fā)展水平高時，農民支付能力高，保障模式水平的社會化程度就比較高，資金來源渠道多，保障對象全民化，保障的覆蓋面寬。如瑞典模式，其社會化程度較高，保障對象為全體公民，實現了保障對象社會化;在資金來源上，實行個人和企業(yè)納稅并與國家財政補貼相結合的方式，實現了籌資的社會化;在資金的籌措與管理上，普遍采用了基金化、經營化、貨幣化的方式。由于我國經濟發(fā)展水平低，因而其社會化程度比較低，籌資渠道也比較單一。

二、我國農村社會經濟發(fā)展水平的差異性

1.我國城鄉(xiāng)居民收人差距顯著

改革開放以來，盡管我國的整體經濟水平有了很大提高，但大多數農民生活水平仍然很低，城鄉(xiāng)差距逐漸拉大，從表1可以看出，2004年，我國城市居民人均純收人9 421.6元，而農村居民人均純收人僅為2 936.4元，由此可見，與城市相比，農村居民人均收人水平還相當低，而且差距顯著，因此，不能建立城鄉(xiāng)一體化的養(yǎng)老保險制度，只能建立不同于城鎮(zhèn)的農村社會養(yǎng)老保險制度。

2.農村東中西部地區(qū)居民平均收人差距明顯

黨的之后，針對當時的國情，我們黨提出讓一部分地區(qū)、一部分人先富起來，最終實現共同富裕。在“效率優(yōu)先，兼顧公平”思想的指導下，我國的經濟獲得了較大的發(fā)展，但也出現了不少問題，如全國各地區(qū)的經濟發(fā)展極不平衡、貧富差距進一步拉大。1978年，中部地區(qū)和西部地區(qū)的收人水平基本持平，但進人1985年以來，地區(qū)收人水平差距逐漸拉大。從表中可以看出，西部和中部發(fā)展相對較慢，而東部地區(qū)的經濟發(fā)展較快，1985年，東部農村家庭總收人為西部地區(qū)的142%，2004年達到169%(見表2)。

3.各地區(qū)農村居民的收人差距不斷拉大

我國農村居民的收人差距也在不斷拉大，收人分配極不均衡，低收人農戶與高收人農戶的收人差距進一步擴大。按農戶人均收人水平進行5等份分組(每組各占總戶數的20 0，6 ) ，2001年高低收人組農戶的收人比為6.76:1(以低收人組農戶的收人為1)，2002擴大為6.88:1，2003年進一步擴大為7.32:1(見表3)。

由上述可見，我國各地區(qū)經濟發(fā)展極不平衡，東部沿海地區(qū)的許多省市的農村經濟發(fā)展較快，經濟發(fā)展水平已經很高，農民的經濟實力也較雄厚，與發(fā)達地區(qū)相比，中西部地區(qū)農村經濟水平還很低。我國農村地區(qū)經濟發(fā)展的差異性決定了在目前不可能建立起全國統(tǒng)一的農村社會養(yǎng)老保障體系，只能進行分類設計和實施。農村社會養(yǎng)老保障是建立在一定的經濟基礎之上的，經濟發(fā)展為農村社會養(yǎng)老保障提供物質基礎，即農村社會養(yǎng)老保障必須遵循與社會經濟發(fā)展相適應的客觀規(guī)律，非均衡農村養(yǎng)老保障制度的建立必須以一定的經濟基礎為前提，這種經濟主導性規(guī)律是導致農村養(yǎng)老非均衡保障的支配性規(guī)律，其內涵是農村養(yǎng)老保障實質是一種經濟現象，其保障的非均衡形成的根本原因是經濟發(fā)展的區(qū)域差異性。一般而言，農村不同地區(qū)，經濟愈發(fā)達的地區(qū)，社會化養(yǎng)老的需求愈高，保障水平愈高，而落后的地區(qū)則相反;農村同一地區(qū)，收人愈高的群體，社會化養(yǎng)老的需求愈高，保障水平愈高，反之亦然。

三、非均衡農村養(yǎng)老保險制度的設計

從當前中國農村經濟發(fā)展的水平來看，大體可以分為三類:

(一)經濟發(fā)達地區(qū)的農村社會養(yǎng)老制度

我國經濟發(fā)達地區(qū)已經具備了建立農村社會養(yǎng)老保險的經濟條件，應積極地推進農村社會養(yǎng)老保障制度，努力建立城鄉(xiāng)一體化的農村社會養(yǎng)老保險。為了構建城鄉(xiāng)一體化的農村社會養(yǎng)老保險制度，經濟發(fā)達地區(qū)的農村社會養(yǎng)老保險制度可以參照城鎮(zhèn)的社會養(yǎng)老保險制度，具體做法為:

1.保障項目多樣化

經濟發(fā)達地區(qū)農民生活比較富裕，觀念也比較開放，除了基本生活以外，他們對農村社會養(yǎng)老保險還有更高的需求，在保障標準上，可以多設定一些檔次，并適當地提高每個檔次的水平，以適應發(fā)達地區(qū)農民的保險需求。

2.加大集體補助與財政支持比例

經濟發(fā)達地區(qū)是改革開放的前沿，經濟快速發(fā)展的同時也帶動了農村集體經濟的大發(fā)展，集體經濟的厚實為農村社會養(yǎng)老保險制度的建立提供了集體經濟支持，集體經濟承擔部分農民養(yǎng)老保險的保費也是其責任和義務。尤其值得注意的是，部分經濟發(fā)達地區(qū)集體經濟對改善當地農民生活質量和水平提供了很大的支持。但對農民養(yǎng)老問題卻很少投人，多為直接的現時支付，應該利用集體經濟這一優(yōu)勢條件，加大農民養(yǎng)老的集體經濟支持力度。同時目前經濟發(fā)達地區(qū)建立的農村社會保障，當地財政很少支持，保障制度抗風險能力很脆弱，必須從制度上規(guī)定連續(xù)性向基金注人適量財政資金，加大基金的公共積累水平。

3.規(guī)范繳費基數，實行與城鎮(zhèn)一體繳費

以農村勞動力人均純收人作為繳費基數，以與農村勞動力的收人狀況相適應，一方面保證征繳的可行性，另一方面實現保障與生活水平的對等性，繳費率與城鎮(zhèn)一致，實行城鄉(xiāng)社會保障制度的統(tǒng)一性。

4.向農民開征農村社會養(yǎng)老保障稅，實現農村社會養(yǎng)老的“社會性”

將現行的社會養(yǎng)老保險費改為社會養(yǎng)老保障稅，解決農村社會養(yǎng)老保險保費征繳困難和參保群體不穩(wěn)定性問題，開征保障稅在實現擴面的同時，更能強化征繳，降低管理成本，保證基金的征收和穩(wěn)定。

5.健全基金的保值、增值機制

發(fā)達地區(qū)的保障資金的各種管理機制比較健全，投資的機會較多，應該健全機制，有效地實現基金的保值、增值。

(二)經濟欠發(fā)達地區(qū)農村社會養(yǎng)老保險

經濟欠發(fā)達地區(qū)是指收人水平介于貧困與富裕之間的地區(qū)，這類地區(qū)在我國農村經濟發(fā)展中占據的比例較大。從收人水平角度而言，是介于貧窮與小康之間的一種收人水平和生活水平。隨著社會主義市場經濟的發(fā)展，這類地區(qū)經濟發(fā)展水平有所提高，農業(yè)的產業(yè)結構有所調整，收人水平和生活水平得到了一定的改善。這表明經濟欠發(fā)達地區(qū)農村已經走出了貧困線，但還沒有達到富裕階段。我國中西部地區(qū)經濟發(fā)展水平較低，而且區(qū)域內部經濟差異也很大，不完全具備建立農村社會養(yǎng)老保障制度的經濟條件。

欠發(fā)達地區(qū)應采取以家庭養(yǎng)老為主體，建立多層次、多渠道的養(yǎng)老保障體系。欠發(fā)達地區(qū)以家庭養(yǎng)老為主體是指在條件不具備或不適合推行農村社會養(yǎng)老保險的地區(qū)暫不普遍推行農村社會化養(yǎng)老，當一些地區(qū)滿足了社會化養(yǎng)老條件后再實施，以及在一些已經滿足了實行社會養(yǎng)老的特殊人群中率先實施社會養(yǎng)老。欠發(fā)達地區(qū)在農村社會養(yǎng)老保險制度的設計過程中應注意下列問題:

1.以保障其基本生活為基本原則

欠發(fā)達地區(qū)在建立農村社會養(yǎng)老保障制度時，在保障標準上，應堅持宜低不宜高，以能保障其基本生活為前提，以后隨著經濟的發(fā)展，生產力水平的提高，逐步提高保障標準。切忌保障水平超出當地經濟承受能力，給國家造成困難和負擔。

2.加強養(yǎng)老保險基金的統(tǒng)一管理與財政支持

養(yǎng)老保險基金的使用一定要建立監(jiān)督機制，增強透明度。由于欠發(fā)達地區(qū)投保檔次一般較低，每年收取保費較少，因此，其各級管理機構的人員工資應由財政撥付，其辦公費用，每年按所收保費的一定比例由縣管理處統(tǒng)一提取，分級使用。

3.優(yōu)先保障重點對象

欠發(fā)達地區(qū)農村由于經濟發(fā)展水平還較低，社會保障能力和群眾承受能力有限，因此欠發(fā)達地區(qū)農村的社會保障必須堅持優(yōu)先保障重點對象的原則，包括五保對象、殘疾人、優(yōu)撫對象、特困戶等，這對于穩(wěn)定社會，促進欠發(fā)達農村經濟發(fā)展，密切干群關系，加強國防建設和促進兩個文明建設，具有更為重要的意義。

(三)經濟落后地區(qū)的農村養(yǎng)老

我國農村經濟落后地區(qū)所占比例比較大，20世紀80年代中期農村貧困線的標準為206元，在此線以下的低收人農村人口有1.125億，占農村人口總數的14.8%，到2004年農村貧困線的標準為668元，在此線下的農村人口有2 610萬，貧困發(fā)生率為2.8%，其中東部地區(qū)人口為374萬，中部地區(qū)為931萬，西部為1 305萬。農村低收人人口為4 977萬，占農村人口的比重為5.3%，東、中、西部低收人人口分別為837萬、1 744萬和2 396萬。經濟落后地區(qū)的經濟主要表現在生產方式原始，生產手段落后，基礎設施薄弱;農民的收人普遍低于全國平均水平，收人低，消費差，投人少，自我發(fā)展能力弱，生活困難;消費水平和消費質量低，僅能維持最簡單的消費。由于收人水平低，有限的收人全都用于生活消費，決定了其生產的低投人，導致了自我發(fā)展能力弱。

篇7

關鍵詞：因子分析 聚類分析 經濟發(fā)展 邯鄲

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2016）01-195-03

邯鄲位于河北省南端，晉冀魯豫四省交匯處，歷史悠久、文化源遠流長，在春秋時期就作為一個地方經濟中心的城邑見于史冊。邯鄲交通便利，工業(yè)基礎雄厚，自然資源、旅游資源豐富，近幾年其經濟取得了很大的發(fā)展，由于資源、交通、人口等因素，各縣的經濟發(fā)展水平存在較大的差異。

對于各縣經濟發(fā)展差異，已有的研究主要集中在地區(qū)經濟差異的現狀、原因及解決措施等方面。本文選取14個指標構建評價體系，運用因子分析和聚類分析方法，以邯鄲15個縣（峰峰礦區(qū)、市內三區(qū)除外）為樣本，采用因子分析的方法， 對各縣經濟實力排序， 然后在此基礎上采用聚類分析的方法， 結合因子分析提取的三大公因子對各地區(qū)進行類型劃分， 最后進一步分析邯鄲各縣經濟發(fā)展水平存在差異的原因，并對縮小縣域經濟發(fā)展水平差異，協調縣域經濟發(fā)展提出建議。

一、數據來源和指標選取

為了全面客觀地衡量邯鄲市各縣的經濟發(fā)展水平遵循指標數據的客觀性、可獲取性等原則，選擇合適指標，建立評價模型，進而研究邯鄲各縣的經濟發(fā)展水平。

數據來源于河北省統(tǒng)計局官網2013年統(tǒng)計年鑒中各縣（市）主要國民經濟指標（2012年）中提供的各項數據。

指標的選取是在考慮影響全面客觀地衡量邯鄲市各縣的經濟發(fā)展水平，借鑒相關研究成果，結合邯鄲地區(qū)的實際情況和具體問題，遵循合理性、科學性、可操作性等原則下，選擇邯鄲地區(qū)15個縣的14項指標建立指標體系，即選取X1生產總值（萬元），X2農林牧漁業(yè)產值（萬元），X3工業(yè)產值（萬元），X4第二、三產業(yè)比重（%），X5人均GDP（元），X6全社會固定資產投資總額（萬元），X7人均地方財政收入（元），X8人均地方財政支出（元），X9農村居民人均純收入（元），X10人均社會消費品零售總額（元），X11城鄉(xiāng)居民人均儲蓄余額（元），X12常用耕地面積占行政區(qū)總面積的比例（%），X13醫(yī)院、衛(wèi)生院床位數（床），X14普通中學專任教師（人）等14個指標建立指標體系。

二、邯鄲各縣經濟發(fā)展水平的因子分析

因子分析利用降維的思想，由研究原始變量相關矩陣內部的依賴關系出發(fā)，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數幾個綜合因子的一種多變量統(tǒng)計分析方法。通過因子分析，保證數據信息丟失較小的原則下，對原有數據進行降維簡化，最終用少數幾個公共因子來評價各地區(qū)的經濟發(fā)展水平。通過因子分析，可以實現對各地區(qū)經濟發(fā)展水平進行等級排序，避免人為評分的主觀性，使評價結果更為客觀。

（一）因子分析的適宜性檢驗

運用軟件SPSS19.0，對指標數據進行因子分析適宜性檢驗。本文通過對數據進行KMO統(tǒng)計量和Bartlett’s球形檢驗，見表1。

由表1可以得出，KMO值=0.615>0.6，Bartlett球體檢驗的sig取值0.000，表示拒絕各變量是獨立的假設，所選數據通過了KMO統(tǒng)計量和Bartlett’s球形檢驗。故選取指標數據適宜進行因子分析。

（二）公共因子個數的選取

從表2和圖1得：前三個公因子能夠反映原始指標92%的信息，且特征值均大于1，具有顯著代表性，并且碎石圖驗證了提取前三個因子的可行性。因此，前三個因子包含了原指標的絕大部分信息，可以代替原14指標對邯鄲市各縣的經濟發(fā)展水平進行評價。

（三）因子分析與模型建立

由于初始載荷矩陣不夠簡明，各因子的含義不夠突出，為此，本文在因子旋轉時采用方差最大正交旋轉法，使各個指標在某個因子上產生較高載荷，在其他因子產生載荷較小，經過6次迭代收斂，得到旋轉后的因子載荷矩陣，如表3（見下頁）所示。

表3可知，第一個公因子F1在生產總值（X1）、農林牧漁業(yè)產值（X2）、第二、三產業(yè)比重（X4），人均GDP（X5），固定資產投資（X6）、人均財政收入（X7），人均財政支出（X8）、人均消費品零售總額（X10）、人均儲蓄余額（X11）、耕地面積比例（X12）等指標上有較大載荷，這些指標是縣域經濟發(fā)展綜合實力展示的重要指標。所以，可以將F1命名為經濟發(fā)展因子；第二個公因子F2在工業(yè)產值（X3）、醫(yī)療機構床位數（X13）、學校專任教師數（X14）等指標上有較大載荷，這些指標是縣域科技發(fā)展的現狀和潛力的重要指標，所以，可以將F2命名為科技發(fā)展因子；第三個公因子F3在農村居民人均純收入（X9）等指標上有較大載荷，這個指標是縣域民生發(fā)展的現狀的重要指標，所以，可以將F3命名為民生發(fā)展因子。

（四）綜合得分及評價

根據各因子的方差貢獻率占總方差貢獻率的比重作為權重并進行加權匯總，得到各地區(qū)經濟發(fā)展水平的綜合得分F，其計算公式為：

F=（58.122×F1+24.493×F2+9.400×F3）/92.005

將邯鄲所轄各縣的數據代入，得到15個縣的經濟發(fā)展因子得分F1、科技發(fā)展因子得分F2、民生發(fā)展因子得分F3，以及經濟綜合發(fā)展水平得分F，并進行排序，見表5。

由表5可知，在經濟發(fā)展因子F1上得分最高的前三個縣區(qū)依次是武安、涉縣、邯鄲縣，其中武安的得分約為2.34，涉縣約為1.84，遠遠高過其他縣區(qū)，在此項因子的得分上有11個縣得分為負值，這就是說，武安、涉縣經濟發(fā)展能力遠高于其他縣區(qū)，其他縣區(qū)需加大對此項因子的重視度。在科技發(fā)展因子F2上得分最高的前三個縣區(qū)依次是永年、武安和大名，其中永年的得分約為2.27，遠遠高過其他縣區(qū)，說明永年縣對教育、工業(yè)、醫(yī)療等行業(yè)的較為重視，經濟發(fā)展?jié)摿^大。在民生發(fā)展因子F3上得分最高的前三個縣區(qū)依次是永年、邯鄲縣、武安，特別是永年的得分約為1.46，農民平均純收入遠高于其他縣區(qū)，生活質量較高。在經濟發(fā)展綜合得分F上最高的兩個縣區(qū)依次是武安、涉縣，特別是武安綜合得分約為1.92，遠遠高于其他縣區(qū)，說明武安整體經濟實力強，對經濟發(fā)展的各方面都很重視。武安在經濟發(fā)展因子、科技發(fā)展因子、民生發(fā)展因子都處在全市各縣前三名。

三、邯鄲各縣經濟發(fā)展水平的聚類分析

聚類分析將個體或對象分類，使得同一類中的對象之間的相似性比其他類的對象的相似性更強。其目的在于使類間對象的同質性最大化和類與類間對象的異質性最大化。常用的聚類方法有：系統(tǒng)聚類法、K均值聚類法、模糊聚類法等，本文采用的是系統(tǒng)聚類法中的離差平方和法。

（一）聚類分析的過程

在上述因子分析得到三個公因子的基礎上，根據指標特征，我們選用系統(tǒng)聚類法中Ward法對各縣經濟發(fā)展水平進行聚類分析。借助SPSS18.0軟件，距離上采用歐式平方距離，得到譜系聚類圖如圖2（見下頁）。

（二）聚類分析的結果及評價

聚類分析的結果（表6，見下頁）表明：邯鄲市15個縣按經濟發(fā)展水平的高低可分為以下五類：第一類為發(fā)達縣域，包括武安、涉縣；第二類為較為發(fā)達縣域，主要是磁縣、邯鄲縣；第三類為中等發(fā)達縣域，主要是永年縣；第四類為一般發(fā)展縣域，包括成安、曲周、廣平、館陶、雞澤、邱縣、肥鄉(xiāng)、臨漳；第五類為相對落后地區(qū)，包括魏縣、大名。

第一類縣域：武安、涉縣為經濟發(fā)達縣域，綜合得分遠高于其他縣的得分，特別是武安的綜合得分為1.92，在經濟發(fā)展因子、科技發(fā)展因子及民生發(fā)展因子的得分排名依次1，2，2；涉縣在經濟發(fā)展因子得分位列第二，在科技發(fā)展因子及民生發(fā)展因子有待提高。這類地區(qū)位于邯鄲地區(qū)的西部丘陵地區(qū)，礦產資源豐富，旅游業(yè)發(fā)達，工廠企業(yè)眾多，經濟發(fā)展迅猛，為邯鄲各縣經濟發(fā)展的典范。

第二類縣域：磁縣、邯鄲縣為較為發(fā)達縣域，綜合得分排名依次為第3名和第4名。這類地區(qū)經濟發(fā)展擁有一定經濟基礎和實力，區(qū)位優(yōu)勢明顯，邯鄲縣圍繞邯鄲市，磁縣位于邯鄲南部，且馬頭電廠與邯鄲市相鄰，邯鄲機場就建在磁縣碼頭鎮(zhèn)。在經濟發(fā)展因子、科技發(fā)展因子及民生發(fā)展因子的得分排名在比較靠前，各方面發(fā)展較為均衡。

第三類縣域：永年縣為中等發(fā)達縣域，綜合得分排名為第5名。這類地區(qū)位于邯鄲市北部，人口和農業(yè)大縣，人口超過100萬，永年縣城緊鄰邯鄲市，交通便利；近年來，永年房地產業(yè)發(fā)展較快，在蔬菜種植、軸承生產等方面有一定的特色，永年廣府古城是旅游勝地，也是太極文化之鄉(xiāng)。永年縣在科技發(fā)展因子及民生發(fā)展因子的得分排名均為第一，發(fā)展?jié)摿^大，但由于縣域人口眾多，在經濟發(fā)展因子上得分最低，需發(fā)揮自身優(yōu)勢，加快經濟發(fā)展。

第四類縣域：成安、曲周、廣平、館陶、雞澤、邱縣、肥鄉(xiāng)、臨漳等8個縣為一般發(fā)展縣域。這類地區(qū)位于邯鄲地區(qū)的東部，地處華北平原，各縣農業(yè)較為發(fā)達，均為地域和人口小縣，工業(yè)、第三產業(yè)相對落后。在經濟發(fā)展因子和科技發(fā)展因子的得分均為負數，但各縣應發(fā)揮自己的特色和優(yōu)勢，在養(yǎng)殖業(yè)、特色種植、招商引資等方面加大力度，增強自身的經濟發(fā)展力，逐步縮小各縣域經濟發(fā)展的差異。

第五類縣域：魏縣、大名為經濟發(fā)展相對落后地區(qū)。這類縣域位于邯鄲地區(qū)東南部，兩縣均為人口大縣（90萬以上），經濟發(fā)展相對緩慢。在經濟發(fā)展因子和民生發(fā)展因子得分較低，排名均在10名以后，而科技發(fā)展因子得分較高，排名均在前5名。這類縣域應采取措施努力提高經濟發(fā)展效益，改善人民生活水平，同時控制人口數量，發(fā)揮縣域特色，比如魏縣的鴨梨，大名的香油。

總之，通過上述簡單的分析，結合邯鄲地區(qū)自身的情況，制定各縣域經濟發(fā)展戰(zhàn)略。在市政府的統(tǒng)一協調下，各縣發(fā)揮各自的優(yōu)勢和特色，逐步縮小各縣間經濟發(fā)展水平的差距，實現全市各縣均衡發(fā)展、持續(xù)發(fā)展、綠色發(fā)展之路。

四、結論

本文利用因子分析和聚類分析方法，對2012年邯鄲各縣經濟發(fā)展水平進行了綜合分析和評價，結果表明：（1）邯鄲各縣經濟發(fā)展主要受三大因子影響。其中經濟發(fā)展因子F1貢獻最大，貢獻率為58%，科技發(fā)展因子F2是影響經濟發(fā)展的第二大因素，貢獻率為24.5%，民生發(fā)展因子F3是影響經濟發(fā)展的第三大因素，貢獻率為9.5%。（2）把三個公因子作為聚類分析的變量，不僅剔除了傳統(tǒng)聚類分析中變量間的信息重疊，提高了聚類精度，而且把聚類分析和因子分析結合起來，使得分析更加全面、客觀。（3）運用因子分析法對邯鄲15個縣的經濟發(fā)展水平進行了排序；運用聚類分析把邯鄲15個縣劃分為五個經濟發(fā)展區(qū)域，并提出更有針對性的經濟發(fā)展政策。（4）從經濟發(fā)展因子、科技發(fā)展因子、民生發(fā)展因子三個方面從發(fā)，分析邯鄲各縣域經濟發(fā)展的特點，從而便于各縣從中找出自己的亮點和不足，進而制定與自身適宜的經濟發(fā)展策略，為邯鄲各縣域的經濟發(fā)展提供決策參考。

[本文為2014年度邯鄲市哲學社會科學規(guī)劃研究課題（2014030）；2014年度河北省社會科學發(fā)展研究民生調研專項課題（201401603）]

參考文獻：

[1] 何曉群.多元統(tǒng)計分析[M].北京：中國人民大學出版社，2012

[2] 馬慶國.管理統(tǒng)計――數據獲取、統(tǒng)計原理、SPSS工具與應用研究[M]北京：科學出版社，2002

[3] 田冰，王東，等.基于因子分析與聚類分析的安徽省城市綜合實力分析評價[J].金屬材料與冶金工程，2007（4）

[4] 河北經濟年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2013

[5] 河北省統(tǒng)計年鑒[M].河北省統(tǒng)計局，2013

[6] 陳希鎮(zhèn)，林俊濤.用多元統(tǒng)計方法分析浙江省各地區(qū)的經濟分析結構[J].數理統(tǒng)計與管理，2010（6）

[7] 張海永.基于因子分析和聚類分析的江蘇省13個城市社會發(fā)展水平研究[J].西南民族大學學報，2007

[8] 劉麗英.基于PCA和DEA方法的北京市可持續(xù)發(fā)展能力的評價研究[J].數理統(tǒng)計與管理，2013（5）

[9] 趙春廣等.河北各地區(qū)經濟發(fā)展水平的差異分析與協同研究[J].經濟師，2015（4）

篇8

一般經濟理論認為，產業(yè)結構與經濟增長之間存在密切聯系。一方面，不同的經濟發(fā)展水平所表現出來的產業(yè)結構狀況不同；另一方面，產業(yè)結構的轉換，特別是在非均衡條件下，能加速經濟的增長。但對于產業(yè)結構變動與經濟增長的關系問題，西方經濟學者的認識是不同的。

結構主義增長理論在考察結構變量時，以新古典增長公式為起點，引入結構因素重新解釋經濟增長過程，其回歸方程的一般式為：Gy=F（I/Y，G1，X3，Xa，Xc，Xe，Xf，Xd），其中：Gy，表示經濟增長速度；I/Y表示投資同GNP的比率（資本存量）；G1表示勞動力的增長；X3表示勞動質量的度量；Xa表示勞動或資本自農業(yè)轉移的質量；Xe表示出口增長的質量；Xf表示國際收支逆差的度量；Xd表示發(fā)展水平的度量。這一函數關系式所考察的解釋變量除勞動和資本以外，還引入了諸如資本和勞動的再分配等結構變量，因而該函數關系式表明，結構主義經濟增長函數把經濟增長過程看作是一個由要素投入和結構轉變共同推動的結果。從而把有關結構轉變的分析以及結構轉變時經濟增長貢獻的考察被納入到增長因素的分析框架之中，錢納里等經濟學家利用這一模型進行了回歸分析，驗證了結構變量對現代經濟增長有顯著的貢獻。

庫茲涅茨認為，經濟增長是一個總量的過程，部門的變化同總量的變化相互聯系，而且只有把部門的變化結合到總量的框架中時，才可能對它們加以適當的權衡比較，只有總量的高增長率才導致了產業(yè)結構的高變換率，沒有總量的足夠變化就會嚴重限制結構變化的可能性。

二、中國地區(qū)產業(yè)結構轉換與經濟增長的相關性比較分析

從地區(qū)經濟層次看，地區(qū)產業(yè)結構演變與經濟增長同是地區(qū)經濟發(fā)展的重要側面。經濟增長從總體規(guī)模方面反映了地區(qū)經濟發(fā)展的數量擴張，而結構變化則從部門組成方面反映了地區(qū)經濟發(fā)展的質量演進，其實質是通過結構改善來提高產業(yè)和效益水平，二者在地區(qū)經濟發(fā)展過程中密切聯系，相互制約。

地區(qū)產業(yè)結構轉換的最直接原因是地區(qū)各產業(yè)經濟總量的增長速度的差異。一個地區(qū)其內部各產業(yè)增長速度差異大，結果是該地區(qū)產業(yè)結構轉換快：反之，如果一個地區(qū)各產業(yè)增長速度相當，則產業(yè)結構轉換較慢。因此，衡量一個地區(qū)產業(yè)結構轉換速度可以轉化為如何衡量一個地區(qū)產業(yè)增長速度差異問題，為此構造如下產業(yè)結構轉換系數 ，其中：Xi是i產業(yè)的年均增長速度；Xi是GDP年均增長速度；Ri是i產業(yè)在GDP中的比重。采用幾何平均數，計算各地區(qū)1978年-1998年GDP，利用上述公式計算各地區(qū)產業(yè)結構轉換系數。

從表中可以看出，產業(yè)結構轉換與經濟發(fā)展水平呈強烈正相關關系，在地域上呈東、中、西梯度減弱之勢?？偟恼f來，經濟增長高于全國平均水平的東部地區(qū)，產業(yè)結構轉換速度最快，平均值為0.0724，但內部差異也最大，轉換系數的標準差異為0.3646；經濟增長低于全國水平的西部地區(qū)，轉換速度最慢，平均值為0.0542，轉換系數的標準差為0.1624，中部地區(qū)的平均值為0.0580，轉換系數標準差為0.1862。

一般而言，影響產業(yè)結構演變和轉換的因素有技術創(chuàng)新能力，需求能力，供給能力，對外貿易發(fā)展，經濟政策等因素。其中，需求和技術水平是制約產業(yè)結構轉換速度的主要因素。在我國，一方面，經濟發(fā)展水平較高的省份，其消費水平較高，同時城市化和經濟外向化發(fā)展，也構成了產業(yè)結構轉換的強大需求壓力；另一方面，這些地區(qū)的技術水平高，技術創(chuàng)新快，形成了產業(yè)結構轉換的推動力，配合需求壓力，從而使結構轉換較大。反之，經濟發(fā)展水平較低的省份，需求壓力和技術推動相對弱，結構呈現一定的剛性。

三、地區(qū)產業(yè)結構轉換與經濟增長相關性的進一步解釋及政策建議

地區(qū)經濟增長是一個非線形的過程，呈現出階段性的演進，在不同的發(fā)展階段，產業(yè)結構將會發(fā)生不同程度的變化，表現為高經濟增長率與高結構變動率并存。

（1）我國地區(qū)產業(yè)結構變動和實際經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的協同互動關系。改革開放以來，我國幾次大的產業(yè)結構調整的經驗表明，經濟總量增長越高的時候，產業(yè)結構變換率就越高，同樣，產業(yè)結構變換率越高，經濟總量的增長也就愈加迅速。實際上，經濟總量增長與產業(yè)結構變動之間有聯系，從發(fā)達國家的歷史經濟中也得到了肯定性的證實。因此通過調整和優(yōu)化產業(yè)結構從而控制經濟增長的產業(yè)政策在我國是積極有效的。

（2）經濟總量增長在一定程度上取決于產業(yè)結構的狀態(tài)，即人力、資本、技術設備的動員及其有效配置。從中長期來看，總量依賴于結構轉換，同時，總量增長必然導致結構變動?？偭吭鲩L依賴于結構轉變，主要體現為總量增長依賴具有高于平均增長率的新興產業(yè)來支撐。因為原有部門產業(yè)在經歷成熟期后，會遇到市場飽和與技術進步枯竭的阻礙，增長率必然日益下降，這種結構轉換對總量增長的作用，實際是一種結構效應。總量增長達到一定程度，人均國民收入發(fā)生顯著變動，使消費需求結構發(fā)生重大變化，就必然要求產業(yè)結構相應發(fā)生變化。因此，優(yōu)化產業(yè)結構，提高結構變動對我國實際經濟的貢獻率將具有巨大的潛力。

篇9

一、區(qū)域經濟發(fā)展對國民經濟的影響及趨勢分析

（一）區(qū)域經濟發(fā)展及其指標1.區(qū)域經濟發(fā)展的含義區(qū)域經濟發(fā)展的含義主要包括三個方面:人均收入水平的提高，通常用人均GDP來衡量；產業(yè)結構的升級；城市化水平的提高。研究區(qū)域經濟發(fā)展主要是分析區(qū)域經濟增長的過程和機制。本文以國民收入增長為核心，考查區(qū)域經濟發(fā)展對國民經濟的影響。2.區(qū)域經濟發(fā)展影響分析的地域單元的劃分和時間序列的選取本文研究采用的區(qū)域劃分以省為單位,采用統(tǒng)計年鑒上的劃分方法,把我國三十個省區(qū)劃分為東、中、西三個大的區(qū)域，其中東部為沿海十一個省區(qū)，包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部八省，包括山西、吉林、安徽、江西、河南、黑龍江、湖北、湖南；西部十二省，包括內蒙古、廣西、四川、貴州、，重慶、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。本文是基于《中國統(tǒng)計年鑒》的時間序列，時間跨度是2001年至2012年。3.區(qū)域經濟發(fā)展水平的度量指標和處理選擇的區(qū)域經濟發(fā)展水平的變量是非常重要的，其中，人均國民生產總值和人均國內生產總值代表性很強。而GDP是以地域原則進行統(tǒng)計，所以更能反映某個區(qū)域經濟發(fā)展的總體狀態(tài),且多數研究者都認為人均GDP(元）指標是最適合代表區(qū)域經濟發(fā)展水平的.因此本文選取我國東部地區(qū)的十一個省、中部地區(qū)的八個省、西部地區(qū)的十二個省的歷年GDP（元）數據，并對選取的各省份地區(qū)進行加總，得到東、中、西三個地區(qū)的歷年GDP數據，然后除以各地區(qū)的總人口數，算出東中西地區(qū)的歷年人均國內生產總值，通過該指標探討我國區(qū)域經濟發(fā)展對國民經濟影響的分析更科學。

（二）區(qū)域經濟發(fā)展對國民經濟影響的相關性分析1.計算Pearson簡單相關系數經計算，以東中西人均GDP分別與國內人均GDP計算的Pearson簡單相關系數分別都是0.999，0.999,0.997,可見東中西地區(qū)的人均GDP與全國人均GDP相關性很高，進一步有力說明了東中西人均GDP與國內人均GDP的統(tǒng)計相關關系較強，由此可見，區(qū)域經濟發(fā)展對國民經濟產生了很大的積極影響。

（三）區(qū)域經濟對國民經濟影響的回歸分析通過相關性分析，區(qū)域經濟和國民經濟的發(fā)展具有很強的相關性，在原來的基礎上，繼續(xù)探討不同區(qū)域發(fā)展對國民經濟的影響。本文又對我國東、中、西三個地區(qū)分別進行線性模型擬合。下面利用Eviews從增長速度方面對我國東部、中部、西部進行回歸分析的研究。1.從增長速度方面進行的回歸分析下面以全國人均GDP增長率為被解釋變量，分別以東、中、西地區(qū)人均GDP增長率作為解釋變量，時間序列段為2001～2012年，進行三次一元回歸分析，進一步分析東部、中部、西部經濟發(fā)展對國民經濟的作用?；貧w結果見下表：參數估計的模型如下：東部地區(qū)人均GDP增長率回歸模型：模型一（1）中部地區(qū)人均GDP增長率回歸模型:模型二（2）西部地區(qū)人均GDP增長率回歸模型：模型三（3）模型的經濟意義檢驗：在模型一中，對回歸系數的估計為，說明東部地區(qū)人均GDP的增長率每增加一個單位，國內人均GDP增長率平均增加1.0091個單位，因為東部地人均GDP大于其他地區(qū)和全國的人均GDP，所以符合實際。同時說明，平均來講，東部地區(qū)人均GDP的增長對國內人均GDP增長率有較大的貢獻。在模型二和模型三中，所估計的參數分別為,說明中部地區(qū)人均GDP的增長率每增加一個單位國內人均GDP增長率平均增加0.771個單位，西部地區(qū)人均GDP的增長率每增加一個單位國內人均GDP增長率平均增加0.795個單位。西部地區(qū)的增長率一直大于中部，所以綜合來看，西部地區(qū)對國內人均GDP的增長率起著更大的作用。綜上所述，從回歸分析的角度看，在人均GDP增長速度方面，東部地區(qū)人均GDP的增長率要比中西部對國內人均GDP的增長率的影響要大，西部地區(qū)人均GDP增長率對國內人均GDP的增長率的影響作用大于中部地區(qū)。

二、區(qū)域經濟發(fā)展差異對國民經濟的影響分析

（一）方法和數據1.本文測算區(qū)域經濟發(fā)展差異的方法測算區(qū)域經濟發(fā)展差異的方法有很多種，例如標準差、變異系數、基尼系數等，本文采取了區(qū)域經濟的相對差異指標和絕對差異指標相結合的方法分析我國東中西三大地區(qū)經濟發(fā)展差異變化的趨勢和具體特征，從而進一步從經濟發(fā)展差異方面分析.因此，本文選擇下面兩種計算指標來衡量經濟發(fā)展差距的大小。2.數據來源及處理統(tǒng)計數據仍然是2000~2012年間的各地區(qū)人均GDP數據，本文所使用的人均GDP如上述是歷年各地區(qū)GDP總值和歷年的地區(qū)總人口計算而得。數據處理為分別計算歷年東部、中部和西部人均GDP的相對和絕對差距及相對差異系數。

（二）東中西經濟發(fā)展差距的變動情況和趨勢1.各區(qū)域間以人均GDP的相對差距和絕對差距人均GDP能很好地反映一個地區(qū)的經濟發(fā)展情況，則人均GDP的相對差距和絕對差距可以用來衡量不同區(qū)域間經濟發(fā)展水平差距的大小和變動方向，下面分別計算東中部、東西部的差距情況。由表2可以看出，東部與中部人均GDP、東部與西部人均GDP的絕對差距都在逐年增加，且增加的幅度不斷加大，但由相對差距系數的變動來看，東中部、東西部之間的相對差距出現縮小的態(tài)勢。從相對差距來看，2000～2003年，東部與中部之間的相對差異系數呈現出逐年增加的特點，但增幅不大，由51.16%增加到53.60%。東部與西部地區(qū)間的相對差異系數也由58.89%增加到59.92%。在2003~2012年，東部與中、西部地區(qū)間的相對差異系數呈現出不斷下降的趨勢，且東部與西部之間的相對差異系數下降幅度在2個百分點之上，大于東部與中部之間相對差異系數的下降幅度。這說明，進入21世紀以來，東部經濟發(fā)展水平分別與中、西部經濟發(fā)展水平的相對差距在不斷縮小。綜上分析，中西部地區(qū)GDP總量在全國所占的百分比將一直保持增加的趨勢，東部GDP總量所占百分比將會略有減小，但所占比重依然很大，說明東部地區(qū)經濟發(fā)展依然是促進國民經濟發(fā)展的核心量。從人均GDP差距的變動方面來看，雖然中西部與東部發(fā)展的相對差距在縮小，但不同地區(qū)間經濟水平的絕對差距在今后一段時期內將會持續(xù)加大。

（三）區(qū)域間經濟發(fā)展差距與國民經濟的相關回歸分析由上面的分析可知，經濟增長對國民經濟發(fā)展的影響和貢獻也存在差異，為了進一步具體研究各地區(qū)經濟發(fā)展差異對國民經濟的影響，下面進行相關回歸分析。1.以區(qū)域GDP所占全國GDP比重為權重，將全國GDP增長率按區(qū)域進行加權分解,分別計算出各地區(qū)對全國GDP增長率的貢獻率。通過表3可以清楚地看到在全國GDP增長中，東部的貢獻最大，除2011和2012年之外，其他年份的貢獻率都超過50%，貢獻率最大是2003年，高達71.7%，全國GDP增長的14.5個百分點中，東部占了10.4個百分點。中部地區(qū)對全國GDP增長的貢獻比東部低，其貢獻率在12.4%～28.6%之間，西部的貢獻率最低，貢獻率在15.7%～26.9%之間（除2012年外），近年來西部的貢獻有加大趨勢，且逐漸高于中部的貢獻率。2.下面以全國GDP增長率為被解釋變量，分別以東中西地區(qū)對國民經濟的貢獻率為解釋變量，利用Eviews軟件進行一元相關回歸分析。利用SPSS計算東中西地區(qū)各自的貢獻率與全國GDP增長率的Pearson相關系數，分別為0.844，0.894，0.776，結合表4可知，全國GDP增長率與中東部的貢獻線性相關性最強，最低的是西部地區(qū)，東中部地區(qū)對國民經濟的影響最強。但中西部對國民經濟增長的影響呈現出越來越強的趨勢，東部地區(qū)占主導地位將會是長期的趨勢。

三、結語

篇10

[關鍵詞]公共服務設施；地區(qū)生產總值；城鎮(zhèn)經濟發(fā)展

[中圖分類號]C916 [文獻標識碼]A [文章編號]1672-2426（2014）02-0066-04

無論是城市，還是鄉(xiāng)鎮(zhèn)，基礎設施都扮演著極其重要的角色。它不僅能夠吸引資金投資建廠、促進當地就業(yè)，還能促進消費，從而推動當地的經濟發(fā)展。因此，基礎設施建設就成為發(fā)展經濟的重中之重。然而，在基礎設施建設中，社區(qū)公共服務設施往往比例過小且增長過慢，需求遠遠大于供給，造成資源過度使用；而對社會生產設施投入過多且增長更新快，供給遠遠大于需求，造成資源的過度浪費。

國內外對于基礎設施與經濟發(fā)展關系的相關研究有很多。吳友人的《城市現代化和城市基礎設施建設》是從生產性和非生產性基礎設施的建設比例來討論：基礎性設施對城市現代化的重要作用；[1]胡仁科的《我國小城鎮(zhèn)基礎設施融資研究》是從基礎設施的融資方面來闡述如何促進小城鎮(zhèn)經濟發(fā)展的；[2]徐瑩的《貴州城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)基礎設施建設問題研究》是以貴州的城鎮(zhèn)為例，從基礎設施的服務能力和質量方面入手，來分析基礎設施對于拉動城鎮(zhèn)經濟增長的重要作用；[3]Kapar·Brian、Abate·Janet的《policy for information infrastructure》是從生產設施建設方面入手寫其對城鎮(zhèn)經濟發(fā)展的作用。[4]

上述研究的對象多涵蓋整個基礎設施，很少有將研究對象定為城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施領域。在研究思路上多是從生產到投資角度入手，從增加就業(yè)、促進再生產方面揭示社區(qū)公共服務設施數量與城市經濟發(fā)展的關系，卻忽略了非生產性基礎設施對于經濟發(fā)展的重要作用。

公共服務設施是由公共服務與設施兩個詞語構成的合成詞，是這些詞語含義的整合。公共設施是指為市民提供公共服務產品的各種公共性、服務性設施，有基礎設施和附屬設施，其中基礎設施是指為社會生產和居民生活提供公共服務的物質工程設施，是用于保證國家或地區(qū)社會經濟活動正常進行的公共服務系統(tǒng)。它是社會賴以生存發(fā)展的一般物質條件?！盎A設施”不僅包括公路、鐵路、機場、通訊、水電煤氣等公共設施，即俗稱的基礎建設，而且包括教育、科技、醫(yī)療衛(wèi)生、體育、文化等社會事業(yè)即“社會性基礎設施”。而附屬設施是配套設施，使得基礎設施得到更好服務、發(fā)揮更大作用、實現保值和增值功能的設施。[5]

本文以公共服務設施數量與城鎮(zhèn)經濟發(fā)展水平的關系為研究對象，通過對城鎮(zhèn)社區(qū)公共服務設施數量和中國各地區(qū)的地區(qū)生產總值（GDP）的比較分析，建立兩者的聯系。本文所有數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。[6]

一、公共服務設施數量與投資、消費、儲蓄的關系

城鎮(zhèn)的公共服務設施數量對城鎮(zhèn)發(fā)展所需的投資、消費、儲蓄具有非常重大的影響，主要表現在以下幾個方面：

（一）公共服務設施的數量對投資、消費的影響

投資和消費是經濟發(fā)展最主要的動力，也就是說加快城鎮(zhèn)經濟發(fā)展最主要的就是促進該城鎮(zhèn)的投資和消費。從對于一個城鎮(zhèn)的投資和消費帶動經濟發(fā)展的方面來說，公共服務設施的數量增多對于該地區(qū)經濟的發(fā)展起著積極促進的作用。

首先，公共服務設施數量對投資的影響。對于商家投資建廠來說，一個好的投資環(huán)境是十分重要的。一般，好的投資環(huán)境必需有完善和充足的公共服務設施資源，而不僅僅是政府所建設的大型基礎設施建設（公路、鐵路、橋等），因為社區(qū)一些公共服務設施的面向是社區(qū)居民，這會給投資建廠的商家在服務設施上減少很多資金及時間的成本投入。因此，良好的投資環(huán)境可以吸引商家來投資建廠，從而直接促進地區(qū)的經濟發(fā)展。對于社區(qū)居民的投資來說也是如此，完善和充足的公共服務設施會為其解除許多后顧之憂，這樣居民就會用自己手中多余的錢進行一些投資，從而間接促進當地的經濟發(fā)展。

其次，公共服務設施數量對消費的影響。完善和充足的公共服務設施數量，除了可以促使居民將手中多余的錢用于投資以外，也可以促進居民進行消費。一旦該地區(qū)的消費水平有所提高，商家能夠獲得利潤，商家不但會加大投入力度，還會吸引更多的其他商家進行投資，這兩方面的后續(xù)影響會促進當地居民的就業(yè)，從而帶動當地的經濟發(fā)展。

（二）公共服務設施數量對儲蓄的影響

完善和充足的公共服務設施數量給居民解除了很多后顧之憂，促使居民將手中的錢用于投資和消費。如果居民用于投資和消費的錢增加了，在短時間內收入固定的情況下，居民所儲蓄的錢就勢必會減少。對于想要在此投資建廠的商家也是如此，完善和充足的公共服務設施數量，會增大商家對此地區(qū)進行投資的可能性，一旦進行投資，那么商家就不會將錢存在銀行，而且還很有可能從銀行貸款。這兩種情況都會大大減少銀行的儲蓄量。[7]因此，從這一點來看，公共服務設施數量的增多對儲蓄的增加起到一定的抑制作用。

二、城鎮(zhèn)社區(qū)公共服務設施數量與經濟發(fā)展水平的分析

簡單起見，本文只選擇當地當年的地區(qū)生產總值與該地區(qū)連續(xù)兩年的生產總值的增幅來分別代表各地區(qū)經濟發(fā)展水平和發(fā)展速度的指標。

（一）全國各地區(qū)城鎮(zhèn)公共服務設施的數量分布及其增長速度的比較分析

根據《中國統(tǒng)計年鑒》（2006-2008）提供的數據，得到2006至2008年中國各地區(qū)城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量（統(tǒng)計數據不包括：港、澳、臺地區(qū)），通過SPSS軟件，[8]得到分布圖，見圖1，其中灰色柱、黑色柱、白色柱分別代表2006年、2007年和2008年該地區(qū)城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量（單位：個）。

從圖中可以看出：第一，浙江、江蘇兩地在2006年至2008年間城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量在全國排在第一位置，而且遠遠領先于其他地區(qū)。第二，上海城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量在2006年排在中游位置，而在2007年和2008年躍居到與浙江、江蘇同一陣營。第三，從地理區(qū)域上來看，城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量最多的是東南沿海地區(qū)和長江中下游地區(qū)，其次是北方沿海地區(qū)、首都附近和西南中部地區(qū)。最后是西北地區(qū)和東北內陸型省份。第四，北京、天津、上海作為省級市擁有的城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量比一些省份多，尤其是上海。于是，我們可以初步得出結論：我國東南沿海城鎮(zhèn)的社區(qū)公共服務設施數量遠遠領先其他地區(qū)，少數民族地區(qū)城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量處于全國最低水平線。

（二）全國各地區(qū)城鎮(zhèn)經濟發(fā)展水平及其增長速度的比較分析

根據《中國統(tǒng)計年鑒》的數據，可以得到全國各地區(qū)城鎮(zhèn)經濟水平和其增長速度的分布與比較圖，見圖2，其中灰色、黑色和白色柱分別代表2006年、2007年和2008年該地區(qū)的生產總值（單位：百萬）。同時對各省級行政區(qū)的經濟發(fā)展水平進行橫向比較，以2007年各地區(qū)的生產總值和人均生產總值的數據為例，見圖3，其中，灰色柱代表2007年該地區(qū)的生產總值，黑色柱代表2007年該地區(qū)的人均生產總值（灰色柱與黑色柱的單位不同，放在一起是為了分別比較各地區(qū)之間的地區(qū)生產總值和人均生產總值）。

從中可以看出：第一，我國從2006年到2008年各省級行政區(qū)的生產總值幾乎都是逐年增加的。第二，我們將2008年生產總值達到2萬億的地區(qū)劃為A區(qū)，介于1萬億與2萬億之間的劃為B區(qū)，小于1萬億的劃為C區(qū)。由此可以看出A區(qū)：廣東、山東、江蘇、浙江；B區(qū)：河南、河北、上海、遼寧、四川、北京、福建和海南；C區(qū)：黑龍江、安徽、內蒙古、山西、廣西、江西、天津、陜西、吉林、云南、重慶、新疆、貴州、甘肅、海南、寧夏、青海和。第三，從地理區(qū)域上看，我國各省級行政區(qū)的生產總值南方省份超過北方省份，東部省份超過西部省份。從而，我們可以初步得出結論：我國經濟在不斷地向前發(fā)展，現代化水平在不斷提高，但發(fā)展依然存在不平衡態(tài)勢，有些地區(qū)經濟增長速度很快，有些地區(qū)經濟增長速度仍然緩慢。同時也應注意到，在人均方面，一些地區(qū)的人均收入過高，一些地區(qū)的人均收入過低。在生產總值方面，也存在類似的問題，尤其是少數民族地區(qū)，其經濟水平還十分低下。

（三）公共服務設施數量與城鎮(zhèn)經濟水平的相關性分析

根據2009年頒布的《中國統(tǒng)計年鑒》，得到2007年中國各地區(qū)城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量和各地區(qū)的生產總值，如圖4所示?；疑劬€代表2007年該地區(qū)城鎮(zhèn)公共服務設施數量，黑色折線代表2007年該地區(qū)的生產總值。

從分布圖中可以看出，灰色折線和黑色折線的上升或下降的步調大致相同，各省市所對應的基本都是兩個高點或兩個低點，很少有對應一個高點一個低點的情況；地區(qū)生產總值的大小與地區(qū)公共服務設施數量的多少在數據上具有較強的同步性和正相關性；從區(qū)域分布上看，東西部地區(qū)城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量和地區(qū)生產總值與中國中部地區(qū)相比較少。

（四）公共服務設施數量的增長速度與城鎮(zhèn)經濟增長速度的相關性分析

根據前面的結論，筆者提出假設：各地區(qū)經濟增長的速度與各地區(qū)城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量增長的速度具有正相關性。我們用后一年的城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量減去前一年的城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量來代表公共服務設施數量的增長速度，用后一年的地區(qū)生產總值減去前一年的地區(qū)生產總值來代表城鎮(zhèn)經濟增長速度。其中，服務數差1、經濟數差1分別為2007年與2006年公共服務設施總量差值和地區(qū)生產總量差值的編碼，服務數差2、經濟數差2分別為2008年與2007年公共服務設施總量差值和地區(qū)生產總量差值的編碼。

從SPSS輸出結果（限于篇幅，不在文中體現）可以看出，經濟差1與服務數差1的相關系數為0.678，經濟差2與服務數差2的相關系數為0.658。這兩個相關系數都接近于0.7，說明地區(qū)的經濟增長的速度與地區(qū)城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量增長的速度具有中等程度的正相關性，從而證實筆者的假設：各地區(qū)經濟增長的速度與各地區(qū)城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施數量增長的速度具有正相關性。

三、結論與現實意義

通過以上分析，可以得出如下結論：

首先，各地區(qū)的城鎮(zhèn)社區(qū)公共服務設施數量的多少與該地區(qū)的經濟發(fā)展水平高低具有正相關性，即：城鎮(zhèn)社區(qū)公共服務設施數量較多的地區(qū)，其相應的經濟發(fā)展水平也較高；反之亦然。

其次，各地的城鎮(zhèn)社區(qū)公共服務設施數量的增長對這個地區(qū)的經濟發(fā)展具有十分重要的推動作用，即：城鎮(zhèn)社區(qū)公共服務設施數量增長較快的地區(qū)，其相應的經濟增長速度也較快；反之亦然。

最后，我國第一類、第三類地區(qū)與第二類、第四類地區(qū)相比，其經濟發(fā)展水平較低，經濟增長速度較慢，其中主要原因之一是：城鎮(zhèn)社區(qū)的公共服務設施在數量上有很大差距。因此，我們應加強第一類地區(qū)和第三類地區(qū)的城鎮(zhèn)社區(qū)公共服務設施的建設力度，使社會發(fā)展與經濟發(fā)展水平相協調。當然，社區(qū)服務體系建設涉及到各個部門，各級政府需要綜合協調，在社區(qū)建設中建立一個綜合協調機制，以推進我國社區(qū)服務體系健康、持續(xù)的全面發(fā)展。

參考文獻：

[1]吳友人.經濟地理[M].北京：中國學術書刊電子出版社，2010，269-272.

[2]胡仁科.我國小城鎮(zhèn)基礎設施融資研究[M].武漢：武漢大學出版社，2008：5.

[3]徐瑩.貴州城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)基礎設施建設問題研究[M].浙江：浙江大學出版社，2004：4.

[4]Kapar brian，abate janet，standard.policy for information infrastructure.[M].華盛頓：世界銀行出版社，1995：3.

[5]唐建新？熏楊軍.基礎設施與經濟發(fā)展-理論與政策[M].武漢：武漢大學出版社，2003：10.

[6]中國統(tǒng)計年鑒編委會.中國統(tǒng)計年鑒2009[Z].北京：中國統(tǒng)計出版社，2009：200-210.