序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇地區(qū)經濟發(fā)展水平范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

【關鍵詞】城市酒店業(yè) 經濟發(fā)展 關系分析 協(xié)調發(fā)展

在房地產盲目助推大量高星級酒店誕生的情況下，“十二五”末已出現(xiàn)酒店布局不均、需求過剩、經營業(yè)績下滑、部分酒店面臨拍賣或轉型，為此，及時科學指導城市酒店業(yè)的發(fā)展與城市經濟的發(fā)展相協(xié)調，推進第三產業(yè)的健康發(fā)展，防止過度發(fā)展或發(fā)展不足而損害城市區(qū)域的經濟發(fā)展。為此，科學指導城市酒店的發(fā)展規(guī)模及其分布在“十三五”建設期間顯得尤其重要。

一、國內外文獻及研究現(xiàn)狀

國外針對區(qū)域酒店與經濟發(fā)展相關性研究的不多，因世界前10酒店管理集團中有7個在美國，為此重點關注了美國在該方面的研究。主要有：學者Smith分析美國從1990年到1998年這段時期，灑店業(yè)構成比例、規(guī)模增長和收益變化，他的分析是很有意義的，能對投資者降低酒店投資的風險。學者JanA Deroos的研究主要基于NOR指標，即理論住房率，他研究分析這個指標的重要意義，是實現(xiàn)對美國酒店業(yè)的供求情況進行平衡。學者Jeong-Gil Choi根據(jù)美國近30年的酒店增長率情況以及對美國酒店業(yè)的未來發(fā)展周期和轉折點進行預測。強調通過城市經濟的發(fā)展從多因素的角度對區(qū)域酒店業(yè)布局等進行系統(tǒng)的研究。

國內酒店管理方面的學者專家也在不斷完善相關的理論體系，瞿富強對酒店項目與區(qū)域經濟建設可行性研究進行了比較與分析。馬智亮、鄧子瑜等提出了酒店業(yè)與城市經濟發(fā)展研究集成化輔助系統(tǒng)的模型。葛良文結合以往宏觀行業(yè)調控研究成果，論述了酒店業(yè)在區(qū)域經濟建設中的框架及作用。王勇評述了酒店發(fā)展與地區(qū)建設的問題與對策，系統(tǒng)性地歸納了酒店業(yè)與地區(qū)經濟相互促進相互依賴的重點關注區(qū)域。楊永堂研究了酒店規(guī)模發(fā)展與地區(qū)GDP與CPI數(shù)據(jù)的關系，從基準收益率、現(xiàn)金流、影響因素等方面細致地作了財務評價研究。

本文嘗試通過地區(qū)經濟發(fā)展的主要指標體系給出地區(qū)經濟發(fā)展水平指數(shù)，將地區(qū)經濟發(fā)展與酒店業(yè)發(fā)展進行關聯(lián)分析，構建兩者之間協(xié)調關系的模型，并運用重慶市的樣本數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

二、城市酒店業(yè)與經濟發(fā)展的彼此影響動因

（一）城市酒店業(yè)的發(fā)展是經濟發(fā)展的需要

酒店業(yè)的發(fā)展本身也是地區(qū)經濟發(fā)展的重要組成部分。由于城市資源和發(fā)展定位的區(qū)別，對地區(qū)經濟的貢獻占比也就不同，如以旅游度假定位的三亞等，酒店的收入與利潤對城市GDP的影響占比較大，而以中心城市定位的重慶等酒店對城市GDP的影響占比目前在10%-15%之間，且呈上升態(tài)勢。主要影響體現(xiàn)在五個方面：一是酒店業(yè)的發(fā)展會為城市經濟發(fā)展帶來發(fā)展資金；二是高星級酒店能提升城市形象，創(chuàng)造良好的投資環(huán)境；三是增加城市國民生產總值和稅收；四是會帶動相關行業(yè)的發(fā)展，如建筑業(yè)、商業(yè)、交通業(yè)等；五是酒店I是勞動密集型行業(yè)，對就業(yè)的吸納能力強，酒店業(yè)的發(fā)展能在很大程度上創(chuàng)造就業(yè)機會，提升城市的就業(yè)率。

（二）城市經濟的發(fā)展促進酒店業(yè)的發(fā)展

酒店業(yè)的發(fā)展依賴于地區(qū)經濟發(fā)展水平，且總是和地區(qū)經濟發(fā)展水平相適應。主要影響表現(xiàn)在三個方面：一是資本逐利的本性會吸引財團在城市經濟發(fā)展較好城市投資建造酒店；二是城市經濟的發(fā)展帶來商務和旅游人數(shù)增多、流動加快，促使解決餐飲、住宿問題的酒店業(yè)出現(xiàn)巨大的市場發(fā)展空間；三是政府部門會創(chuàng)造良好的投資政策，特別是銀行資金的支持、稅收的支持及土地費用的支持等；四是城市基礎設施配套、交通、通訊和市政設施等的提升改造，為酒店業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了良好的外環(huán)境；五是在城鎮(zhèn)化及房地產引領城市經濟發(fā)展中，近5年新建的高星級酒店約90%是以房地產集團為背景的酒店。

三、關聯(lián)性及協(xié)調性分析

（一）酒店業(yè)與城市經濟發(fā)展水平的衡量指標

鑒于數(shù)據(jù)的可獲取性，本文選取了國民生產總值、第三產業(yè)的投資額、第三產業(yè)的收入、房地產開發(fā)投資額、進出口總額、國內游客人次和收入、國外游客人次和收入、人均可支配收入、外資利用額等9個與酒店業(yè)緊密相關的經濟發(fā)展指標來衡量經濟發(fā)展水平。選取酒店數(shù)量、客房數(shù)量、床位數(shù)量、酒店員工數(shù)量等4個指標，及在地區(qū)的具有代表性的國有和私有酒店各一個，平均其總收入、總利潤、可售房價格、可售房利潤、客房收入、客房出租率等6個反映經營質量的發(fā)展指標來衡量酒店業(yè)的發(fā)展水平。數(shù)據(jù)來自《重慶旅游統(tǒng)計公報》、《重慶國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》及重慶勁力、萬友康年大酒店。

表1 重慶市2000年---2015年主要經濟發(fā)展指標及酒店發(fā)展指標數(shù)據(jù)

（二）城市酒店業(yè)與經濟發(fā)展水平指數(shù)測算

本文采用主分量分析方法來評價經濟發(fā)展水平。步驟如下：首先，將原始數(shù)據(jù)轉換成標準化的數(shù)據(jù)；然后，運用SPSS軟件進行主分量分析，得到特征值和方差貢獻率。將各主分量貢獻率占選取主分量的累積貢獻率的比重作為權重，計算經濟發(fā)展水平指數(shù)計算公式為：

F=■wk*fk （1）

其中，F(xiàn)表示地區(qū)經濟發(fā)展水平指數(shù)，wk為權重，wk=λk/■λk*λk，λk為第k個主分量的貢獻率，fk為地區(qū)第k個主分量得分。運用因子分析方法對11個指標的數(shù)據(jù)做KMO和Bartlett檢驗，運算結果為KMO=0.62，大于0.5；Bartlett球形檢驗統(tǒng)計量值為209.23，其相位的伴隨概率P值為0，小于顯著性水平值0.01，表明變量指標之間存在復雜的統(tǒng)計相關關系，樣本數(shù)據(jù)可做因子分析。對地區(qū)的相關指標數(shù)據(jù)做主成分分析，根據(jù)特征值大于1的原則，入選2個主成分的特征值分別為5.065、1.255，累積方差貢獻率為80.45%，由此可以判斷這兩個主分量能夠很好地代表所有指標的信息，能夠較好地反映地區(qū)的經濟發(fā)展水平。將地區(qū)在兩個主分量上相應的得分和主分量的權重代入到公式（1）中，即得到城市經濟發(fā)展水平指數(shù)-0.42，酒店業(yè)發(fā)展指數(shù)0.25。

（三）城市酒店業(yè)與經濟發(fā)展關聯(lián)分析

酒店業(yè)發(fā)展水平與地區(qū)經濟發(fā)展水平的皮爾松相關系數(shù)為0.875（顯著性水平在0.01的雙尾檢驗），表明酒店業(yè)發(fā)展和經濟發(fā)展高度正相關，兩者之間相互促進。為了進一步驗證酒店業(yè)發(fā)展與經濟發(fā)展之間的關聯(lián)關系，構建地區(qū)經濟發(fā)展水平對酒店業(yè)發(fā)展水平的回歸模型。建立回歸模型：Y=a1+b1X+e1 （2）

經計算，回歸系數(shù)b1=0.855，可決系數(shù)為0.756，回歸結果進一步驗證了酒店業(yè)與經濟發(fā)展之間存在的正相關關系。

（四）城市酒店業(yè)與經濟發(fā)展協(xié)調度y算

協(xié)調發(fā)展強調整體性、綜合性和內在性，是多系統(tǒng)或要素在協(xié)調基礎上的綜合發(fā)展。由于系統(tǒng)處于動態(tài)變化之中，系統(tǒng)內部要素或系統(tǒng)之間的關系也在不斷調整，通過協(xié)調度來度量系統(tǒng)之間或系統(tǒng)內部各要素之間協(xié)調狀況。設酒店業(yè)發(fā)展指數(shù)和地區(qū)經濟發(fā)展指數(shù)分別為X 與Y，參考有關協(xié)調度研究的文獻，定義酒店業(yè)與地區(qū)經濟發(fā)展的協(xié)調系數(shù)公式為：

SXY=（X+Y）/■ （3）

式中，SXY代表酒店業(yè)與地區(qū)經濟發(fā)展協(xié)調系數(shù)。協(xié)調系數(shù)SXY的大小與系統(tǒng)發(fā)展的協(xié)調性呈正相關，SXY越大，系統(tǒng)的協(xié)調性越高，反之，則協(xié)調性越低；SXY的取值介于-1.322和1.322之間。為了清楚地反映兩者協(xié)調發(fā)展的程度，根據(jù)SXY值的變化采用均勻分布函數(shù)法將協(xié)調度分為六個等級：1≤SXY

四、結論及意見補充

（一）結論

本文對城市酒店業(yè)與經濟發(fā)展之間的關系以及兩者之間的協(xié)調度進行了探討，結果表明：①酒店業(yè)與地區(qū)經濟發(fā)展之間有著較強的正相關關系；②酒店業(yè)與地區(qū)經濟發(fā)展水平，受到地域資源差異及城市發(fā)展定位的影響；③酒店業(yè)與地區(qū)經濟發(fā)展還受宏觀政策的影響；④城市經濟發(fā)展必然會帶動酒店業(yè)的發(fā)展，酒店業(yè)的發(fā)展成為城市經濟發(fā)展水平的標志。

（二）建議

酒店業(yè)是地區(qū)經濟發(fā)展這個大系統(tǒng)中的子系統(tǒng)，協(xié)調好酒店業(yè)與地區(qū)經濟發(fā)展之間的關系是酒店業(yè)與地區(qū)經濟良性發(fā)展的基礎。實證分析表明重慶地區(qū)酒店業(yè)與地區(qū)經濟的協(xié)調度是輕度失調，為了使兩者更好地協(xié)調發(fā)展，本文提出如下建議：（1）城市酒店業(yè)與經濟發(fā)展之間的相互促進是不對稱的，對當前酒店產能過剩，建議政府部門控制指導酒店建設的合理布局和總體建設規(guī)模；②對目前酒店的發(fā)展狀況進行全面調研，適當采取減稅等政策支持酒店的良性經營，調整兩者發(fā)展的失調。③城鎮(zhèn)化建設中，房地產企業(yè)為規(guī)避資產經營風險而利用政策投資建造酒店，政府部門應逐步退出對房地產企業(yè)的政策引導，同時也有利于當前對房地產的調控；④在酒店服務與管理人才方面，政府、酒店、學校要三方聯(lián)動搭建平臺，解決城市酒店業(yè)與經濟發(fā)展中的人力資源問題；⑤建議行業(yè)協(xié)會加強對酒店之間無序競爭的干預，規(guī)范市場價格，確保員工薪酬，確保服務品質，與地區(qū)經濟發(fā)展形成良性的互動。

（三）不足

以上分析主要是建立在高星級酒店層面，今后還需對城市酒店業(yè)中的特色酒店、主題酒店、民宿酒店和經濟型酒店等進行主成因素的分析。

參考文獻：

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篇(2)

關鍵詞：經濟發(fā)展水平；綜合評價；河北省；主成分分析

中圖分類號：F207 文獻標識碼：A 文章編號：1673—1573（2012）03—0060—03

近年來河北省的經濟得到快速發(fā)展，但是其所包含的11個設區(qū)市的發(fā)展水平并不均衡。河北省雖然鄰近北京、天津這兩個經濟較發(fā)達的城市，但整體上受其帶動作用并不顯著，河北省自身經濟的發(fā)展仍然相對緩慢[1]。為了使河北省各設區(qū)市對自身經濟的發(fā)展有準確的認識，相關部門對河北省整體經濟狀況有清晰的了解，筆者根據(jù)地區(qū)綜合實力對河北省經濟發(fā)展狀況進行評價。地區(qū)綜合實力是反映一個地區(qū)社會經濟系統(tǒng)發(fā)展狀況的重要因素，近年來很多學者就地區(qū)經濟發(fā)展綜合評價問題作了大量的研究。

在地區(qū)經濟發(fā)展綜合評價的研究中，常用的評價方法很多，如因子分析法、層次分析法、集對分析法[2]、聚類分析方法、模糊綜合評價方法和GIS方法等。當經濟發(fā)展水平評價指標維數(shù)較大時，使用上述各方法均存在評價工作效率低下的缺點。筆者采用主成分分析方法實現(xiàn)地區(qū)經濟發(fā)展水平的綜合評價，能夠在保持原指標的主要信息量的基礎上，減少評價工作量，同時在分析過程中客觀生成的指標權重能夠區(qū)分各指標在綜合評價中的作用，避免了人為因素的干擾。

筆者在查閱大量文獻基礎上，構建經濟發(fā)展水平評價指標體系，然后采用主成分分析法建立評價模型，根據(jù)2006—2010年的數(shù)據(jù)，對近5年河北省各設區(qū)市的綜合得分及排名情況分析，清晰地展現(xiàn)各地區(qū)的經濟發(fā)展趨勢，為客觀而準確地衡量各地區(qū)經濟發(fā)展水平提供依據(jù)。

一、經濟發(fā)展水平評價指標體系的建立

為了準確、客觀地反映河北省各市經濟的發(fā)展水平，筆者根據(jù)代表性、合理性、可操作性、可比性以及可獲得性的原則，在參考相關文獻的基礎上構建評價指標體系，選取11個指標[3]，其中包括部分總量指標和部分平均指標。這些指標如下：X1為GDP（億元），X2為人均GDP（元），X3為社會消費品零售總額（億元），X4為地方財政收入（億元），X5為規(guī)模以上工業(yè)總產值（億元），X6為第三產業(yè)占GDP比重（%），X7為農林牧漁業(yè)總產值（億元），X8為進出口總額（億美元），X9為外商直接投資額（萬美元），X10為農民人均純收入（元），X11為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）。這些指標集中反映了各地的經濟規(guī)模、經濟結構、開放程度、居民生活水平的情況。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2011》、《河北經濟年鑒2011》[4]。

二、基于主成分分析法的河北省各設區(qū)市經濟發(fā)展水平綜合評價

（一）主成分分析法

主成分分析法是由Hotelling于1933年提出的，該方法是利用降維的思想，把多指標轉化為幾個綜合指標。其主要原理是將原有的數(shù)量較多且存在相關關系的指標變量，經過變換轉化為原指標變量線性組合的新指標變量，新指標變量數(shù)量較少并且相互無關，保持了原指標變量的主要信息量，將新指標變量稱為原指標變量的主成分。

主成分分析法的基本步驟[5]：

設有m個指標，n個評價對象。

（二）河北省各設區(qū)市經濟發(fā)展水平實例分析

根據(jù)主成分分析的原理，應用SAS軟件的princomp過程對數(shù)據(jù)進行分析，得特征值？姿j和方差貢獻率Ej，如表1所示。

從表1可知，前三個主成分的累積貢獻率達到90.57%，即前3個主成分包含了原11個指標90.57%的信息。因此確定主成分的個數(shù)為3比較合理。前3個主成分的表達式為：

f1=0.3408x1+0.245x2+0.3155x3+0.3517x4+0.3442x5+0.015x6+0.3224x7+0.3312x8+0.2832x9+0.3166x10+0.2965x11

f2=—0.126x1+0.347x2—0.195x3+0.0161x4—0.1634x5+0.7642x6—0.3031x7—0.0564x8+0.1367x9+0.1935x10+0.2526x11

f3=0.2012x1+0.2397x2+0.4074x3+0.0571x4+0.1179x5+0.3893x6+0.0246x7+0.1483x8—0.478x9—0.4124x10—0.3825x11

其中，xj（j=1，2，？撰，11）為數(shù)據(jù)標準化后的指標變量。

由此，可計算出前三個主成分f1、f2、f3的得分，如表2所示。用主成分貢獻率進行加權可得綜合得分，結果如表2所示。

三、河北省各設區(qū)市經濟發(fā)展水平分析與評價

（一）2010年河北省各設區(qū)市經濟分析

由表2可知，唐山市以絕對的優(yōu)勢占據(jù)了第一名。唐山市的經濟發(fā)展水平最好，經濟綜合實力也最強，主要因為唐山是工業(yè)城市，形成了以鋼鐵、煤炭、電力、化工等為主的十大產業(yè)支柱。省會石家莊的排名第二，邯鄲、廊坊、保定緊隨其后。邯鄲雖處于河北省最南部，但其擁有豐富的礦產資源，發(fā)達的工業(yè)為整個經濟起到良好的帶動作用。廊坊毗鄰北京和天津，交通便利，知識信息流充足，接受到兩個直轄市較強的輻射和帶動作用，因此其發(fā)展迅速。然而秦皇島作為港口城市排名并不十分理想，其工業(yè)發(fā)展相對滯后，這與秦皇島作為旅游城市的定位有關。張家口、承德、衡水排在了第九、十、十一的位置，這三個城市知識信息流不充足，不利于經濟的發(fā)展。

篇(3)

關鍵詞：西部經濟發(fā)展;構建評價指標體系;經濟發(fā)展水平評價

國家政策傾斜等多種因素的影響改革開放以來，我國經濟實現(xiàn)了快速發(fā)展，但是受到地域差別，資源稟賦有別，地區(qū)經濟發(fā)展的不平衡狀況也在加劇。西部大開發(fā)戰(zhàn)略實行十多年以來，西部地區(qū)經濟社會發(fā)展取得了巨大成就，也給西部工業(yè)發(fā)展注入了新的活力，但在以經濟增長為主要導向的評價考核機制下，西部地區(qū)工業(yè)發(fā)展也付出了生態(tài)環(huán)境惡化以及自然資源大量消耗的沉重代價，因此，對西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平進行綜合評價，通過對西部各地區(qū)的經濟發(fā)展水平以及工業(yè)經濟發(fā)展狀況的全面系統(tǒng)反映，分析其發(fā)展中所存在問題的共性和差異，引導和強化西部地區(qū)工業(yè)經濟全面、科學、可持續(xù)發(fā)展，從整體上進一步有力推動西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施就顯得十分重要。

1.西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平評價指數(shù)體系的構建

西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展是一個復雜的大系統(tǒng)，且這一系統(tǒng)是由若干多元參量組成。可以將反映西部地區(qū)經濟發(fā)展狀況分解成一些具體的、可操作的指標，這些指標體系是一個綜合性、系統(tǒng)性、多元性的指標體系，涉及到經濟、社會以及環(huán)境等各個方面。

（1） 經濟發(fā)展水平指標

a.經濟總量指標

即人均國內生產總值。該指標主要描述西部地區(qū)經濟發(fā)展水平、規(guī)模以及生產力發(fā)展水平的高低，是直接反映西部地區(qū)工業(yè)化水平的重要指標。

b.結構變動指標

主要包括產業(yè)結構、就業(yè)結構、消費結構以及外貿結構，其中以第三產業(yè)增加值占GDP比重來衡量產業(yè)結構的變動與優(yōu)化;以鄉(xiāng)村從業(yè)人數(shù)占全部就業(yè)人數(shù)比重來衡量就業(yè)結構的變動;以城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)來衡量消費結構的變動，該指標主要用于描述工業(yè)經濟發(fā)展程度和發(fā)展的階段性以及對工業(yè)經濟的依賴程度，客觀反映居民的收入、生活水平以及富裕程度。計算公式為城鎮(zhèn)居民食品支出總額占居民收入總額的比重;以進出口總額占GDP的比重來衡量外貿結構。

c.城鎮(zhèn)化水平

即城鎮(zhèn)化率，它指城鎮(zhèn)人口占總人口的比重，城鎮(zhèn)化水平的高低已經成為衡量西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展狀況的重要標志之一。

（2） 工業(yè)經濟結構水平指標

a.工業(yè)生產總值占GDP的比重

b.主要反映工業(yè)化水平。

c.規(guī)模以上工業(yè)增加值占工業(yè)總產值的比重

主要反映規(guī)模結構。

d.高技術產業(yè)總產值占工業(yè)總產值比重

主要反映工業(yè)技術進步水平。

（3） 工業(yè)經濟發(fā)展綜合效益指標

a.工業(yè)全員勞動生產率

該指標反映工業(yè)企業(yè)的生產效率和勞動投入的經濟效益，其計算公式為：

工業(yè)全員勞動生產率（元/人）=工業(yè)增加值÷全部從業(yè)人員人數(shù)×12÷累計月數(shù)

b.成本費用利潤率

該指標反映工業(yè)投入的生產成本及費用的經濟效益，也反映企業(yè)降低成本所取得的經濟效益，計算公式為：

成本費用利潤率（%）=利潤總額÷成本費用總額×100%

c.總資產貢獻率

該指標反映工業(yè)企業(yè)全部資產的獲利能力，是工業(yè)企業(yè)管理水平和經營業(yè)績的集中體現(xiàn)，也是評價工業(yè)企業(yè)盈利能力的核心指標，計算公式為：

工業(yè)總資產貢獻率（%）=（利潤總額+稅金總額+利息支出）÷平均資產總額×12÷累計月數(shù)×100%

d.流動資產周轉率

該指標既反映工業(yè)企業(yè)的經營狀況，也反映資金利用效果和再生產循環(huán)的速度，計算公式為：

流動資產周轉率（次）=產品銷售收入÷全部流動資產平均余額×12÷累計月數(shù)

e.產品銷售率

該指標反映工業(yè)產品已實現(xiàn)銷售的程度，是分析工業(yè)產銷銜接情況，研究工業(yè)產品滿足社會需求的重要指標，其計算公式為：

工業(yè)產品銷售率（%）=工業(yè)銷售產值÷現(xiàn)價工業(yè)總產值×100%。

（4）發(fā)展?jié)摿χ笜?/p>

a.科技進步水平

科技進步水平指標主要包括R&D研究人員數(shù)、規(guī)模以上企業(yè)R&D經費支出占GDP比重、規(guī)模以上企業(yè)專利技術數(shù)量水平以及新產品產值率。其中R&D研究人員和規(guī)模以上企業(yè)R&D經費支出占GDP比重這兩項指標均反映西部地區(qū)科技實力和基礎，是工業(yè)經濟發(fā)展的重要科技支持。規(guī)模以上企業(yè)專利技術數(shù)量水平：主要用人均專利申請數(shù)來衡量，公式為：專業(yè)申請數(shù)/行業(yè)平均就業(yè)人數(shù)，該指標用于體現(xiàn)西部地區(qū)技術創(chuàng)新能力和活躍程度。新產品產值率指標，是一定報告期內新產品產值占企業(yè)產品總產值的比率，該指標用于體現(xiàn)西部地區(qū)科技產出及對經濟增長的直接貢獻。

b.教育水平

教育水平主要包括教育經費占GDP比重、高等學校在校大學生數(shù)、高等學校普通本、專科學校數(shù)等。教育經費占GDP比重、高等學校在校大學生數(shù)、高等學校普通本、專科學校數(shù)都用于反映西部地區(qū)教育實力和基礎，是西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展的重要智力支持。

（5）生態(tài)環(huán)境水平指標：

a.萬元GDP綜合能耗

該指標是一定時期標準能源消耗與GDP之比，以能源消耗強度來反映資源利用率。

b.環(huán)境保護指標

主要從環(huán)境治理水平、環(huán)保投資水平等角度來反映西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平。由于我國的環(huán)境污染主要來源于工業(yè)污染，因此，大氣環(huán)境質量、水環(huán)境質量、固體環(huán)境質量等成為制約工業(yè)經濟發(fā)展的重要因素。

單值廢氣排放量。該指標反映大氣環(huán)境質量，計算公式為：

單值廢氣排放量=廢氣排放總量/工業(yè)總產值×100%

單值廢水排放量。該指標反映水環(huán)境質量，計算公式為：

單值廢水排放量=廢水排放總量/工業(yè)總產值×100%

固體環(huán)境質量指標：主要包括工業(yè)固體廢物綜合利用（%）、單值固體廢物產生量（千克/元）。其中，工業(yè)固體廢物綜合利用率是指工業(yè)固體廢物綜合利用量占工業(yè)固體廢物產生量的百分率;單值固體廢物產生量也是反映固體廢物排放指標，其計算公式為：

單值固體廢物產生量=固體廢物產生量/工業(yè)總產值×100%

c.其他指標

主要包括：治理工業(yè)污染項目投資額占GDP比重（%）、城市生活垃圾無害化處理率（%）。

2.西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平評價模型的構建

對于多指標綜合評價模型，各指標權重的確定公式核心問題，因此選擇適當方法，科學合理地確定指標權重至關重要。目前國內外關于權重確定的方法有很多，如層次分析法、主成分分析法、因子分析法以及人工神經網絡評判法等。考慮到認為確定權重的主觀性，本文采用主成分分析方法作為綜合評測的方法。

（1）主成分分析法的數(shù)學模型

假設有n個地理樣本，每個樣本共有p個原始變量，表示為X1，…，Xp。這P個變量構成的N維隨機向量為X=（X1，…，XP）。對X進行線性變化，考慮原始變量的線性組合：

Z1=l11X1+l12X2+l1pXp

Z2=l21X1+l22X2+l2pXp

……

Zp=lp1X1+lp2X2+lppXp

主成分是不相關的線性組合Z1，…，Zp，并且Z1是X1，…，Xp的一切線性組合中方差最大者，Z2是與Z1不相關的所有線性組合中方差最大者，Zp是與Z1，Z2，…Zp-1都不相關的所有線性組合中方差最大者。

（2）主成分分析法的基本步驟

步驟一：設原始矩陣為X=（Xij）n×p，其中Xij表示西部地區(qū)中第i個省市區(qū)的第j項指標數(shù)據(jù)。為了消除各項指標之間在量綱化和數(shù)量級上的差別，對指標數(shù)據(jù)進行標準化，得到標準化矩陣。

步驟二：計算相關系數(shù)矩陣：

R=

r11r12…r1p

r21r22…r2p

……

rp1rp2…rpp

其中rij（i，j=1，2，…，p）為原變量xi和xj的相關系數(shù)，rij=rji，其計算公式為：

rij=∑nk=1（xki-xi）（xkj-xj）∑nk=1（xki-xi）2∑nk=1（xkj-xj）2

步驟三：計算特征值和特征向量：

求解特征方程|λI-R|=0，求出特征值λi，并使其按大小順序排列

λ1≥λ2≥……，≥λp≥0;并分別求出對應于特征值λi的特征向量ei（i=1，2，…p），并要求||ei||=1。

步驟四：計算主成分貢獻率及累計貢獻率：

主成分的貢獻率為λi/∑pk=1λi（i=1，2…，p），累計貢獻率為∑ik=1λi/∑pk=1λi（i=1，2，…，p）。根據(jù)選取主成分個數(shù)的原則，特征值要求大于1且累計貢獻率大于85%的特征值λ1，λ2，…，λp所對應的的1，2，……，m（m≤p），其中整數(shù)m就是抽取的前m個主成分，即Z1，Z2，…Zm。

步驟五：計算主成分荷載：

主成分荷載是反映主成分Zi與原變量xj之間的相互關聯(lián)程度，原始變量xj（j=1，2，…，p）在諸主成分Zi（i=1，2，…，m）上的荷載lij（i=1，2，…，m;j=1，2，…，p）。

lij=p（zi，xj）=λieij（i=1，2，…，p）

步驟六：計算主成分得分：

Fm=W1Z1+W2Z2+…WiZi

3.西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平綜合評價模型測算

（1）樣本選取 本項目擬選取西部地區(qū)十一個省市區(qū)（除）2010年至2011年工業(yè)經濟發(fā)展水平評價指標相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，進行西部十一個省市區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平的評價。數(shù)據(jù)均來自西部各地區(qū)統(tǒng)計年鑒、中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、中國經濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒以及中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒。

（2）工業(yè)經濟發(fā)展水平綜合評價模型的測算結果

運用所選取的樣本以及所構建的工業(yè)經濟發(fā)展水平綜合評價模型，采用SPSS19.0統(tǒng)計軟件，計算得出西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)，結果如表1所示：

由上表可知西部是十一個省市區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)在2010至2011年的兩年內，呈現(xiàn)出以下三大特征：

第一，從總體情況來看，西部地區(qū)十一個省區(qū)市只有重慶、四川、陜西、廣西四省區(qū)市工業(yè)經濟發(fā)展綜合指標為正值，而其他七個省區(qū)均為負值，形勢不容樂觀。按指標值來排名，重慶最高，達到1.5031分值，寧夏最低，為-0.8514，排名如下：重慶、四川、陜西、廣西貴州、內蒙、新疆、云南、甘肅、青海、寧夏。

第二，從橫向比較來看，西部各地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)存在局部波動，如重慶和四川的綜合評價指數(shù)2011年較2010年分別上升了1.1653和0.0455，陜西、內蒙古以及廣西的綜合評價指數(shù)2011年較2010年則分別上升了0.6574、0.7210以及0.2962，其余省市區(qū)則出現(xiàn)下降的趨勢。綜合評價指數(shù)的波動性反映出了我國西部地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平的動態(tài)性特征，在不同的發(fā)展時期，西部各地區(qū)由于選取的發(fā)展戰(zhàn)略不同以及根據(jù)資源稟賦選取相應的優(yōu)勢產業(yè)重點發(fā)展，從而可能成為綜合評價指數(shù)在不同時點上出現(xiàn)局部波動的原因之一。

第三，從縱向維度來看，貴州、甘肅由2010年的正值變?yōu)?011年的負值，廣西則由負值轉為正值。并且，西部各地區(qū)工業(yè)經濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)存在明顯的地區(qū)性差異，2010年綜合評價指數(shù)分布在-0.9379-1.0290之間;2011年綜合評價指數(shù)分布在-0.8514-1.5031之間，地區(qū)性差異顯著，這也驗證了我國西部地區(qū)內部工業(yè)經濟發(fā)展的不平衡性現(xiàn)狀。我國西部各省市區(qū)之間由于地理位置、資源稟賦以及工業(yè)基礎水平本身存在明顯的差異性，從而使得區(qū)域工業(yè)經濟發(fā)展出現(xiàn)不平衡性，并有可能使得區(qū)域間的差距進一步擴大，從而進一步拉大西部各省市區(qū)內部差距以及東西部之間的差距。

參考文獻：

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篇(4)

關鍵詞：民族經濟；制約因素；策略

0.前言

我國是56個民族相聚的大家庭，少數(shù)民族人數(shù)比較少，在全國總人數(shù)中所占的比例極小，僅為8.4%。為了便于少數(shù)民族當?shù)亟洕⑽幕驼蔚陌l(fā)展，我國對少數(shù)民族地區(qū)實行民族區(qū)域制度。在少數(shù)民族比較集中地區(qū)的國民生產總值仍然不是十分理想，在全國國民生產總值中甚至還沒有達到9.5%。由此可見，民族地區(qū)的經濟發(fā)展水平仍然還處于較低階段，需要全國人民的共同努力。

1.簡析制約我國民族經濟發(fā)展的主要因素

1.1 自然環(huán)境因素

少數(shù)民族地區(qū)所處的地理位置大多是在我國生態(tài)比較脆弱的石山巖溶、黃土、荒漠化、干旱半干旱以及高原邊緣化風沙化等自然條件十分惡劣的地區(qū)。而且這些地區(qū)的地質構造極為復雜，氣候較為多變，是自然災害比較頻繁的地區(qū)，經常會發(fā)生風沙、地震、滑坡、泥石流、雪災以及風暴等。近年來，由于全球氣候的不斷變暖，再加上人們對自然環(huán)境的肆意破壞，使得自然環(huán)境越來越惡劣，在干旱半干旱地區(qū)，大量的開墾土地，極大地加快了水土流失的速度，荒漠化現(xiàn)象越來越嚴重，對自然環(huán)境的破壞極大。

1.2 基礎設施因素

很多民族所處的地區(qū)自然條件十分惡劣，大多位于大山深處以及草原腹地，對于相關基礎設施的修建和完善十分有限，很多基礎設施僅僅能夠對當?shù)孛褡宓幕旧钚枨筮M行維持，難以更多的為當?shù)孛褡逅眨⑶曳盏捻椖渴钟邢蕖?jù)對少數(shù)民族地區(qū)經濟的調查表明，很多少數(shù)民族地區(qū)至今仍然有沒有通電的村落，沒有電話以及郵政的等通訊工具的地區(qū)也占有一定的比例，還有部分少數(shù)民族地區(qū)沒有公路與外界相通，也不能對有線廣播以及電視節(jié)目進行接收，甚至還有些少數(shù)民族地區(qū)竟然沒有安全的水進行飲用，條件極為艱苦，連基本的溫飽問題都十分困難去解決，更談不上對當?shù)亟洕陌l(fā)展了。這使得很多少數(shù)民族地區(qū)難以和外界及時進行聯(lián)系和溝通，很多有效信息和自愿并不能及時的獲取，導致其在競爭日益激烈的市場中處于劣勢地位，對當?shù)孛褡褰洕陌l(fā)展起了很大的阻礙和限制作用。

1.3 經濟環(huán)境因素

據(jù)相關數(shù)據(jù)和資料顯示，我國的成長性中小型企業(yè)比較集中在沿海地區(qū)，僅僅廣東省的成長性中小型企業(yè)就占有很大的比例，大約為14.77%，然而，我國近十個少數(shù)民族地區(qū)的成長性中小型企業(yè)卻僅僅只占10%不到。并且，在經濟環(huán)境中，國有經濟所占的比例最大，非國有性的企業(yè)比重相對較小。很多西部地區(qū)的經濟發(fā)展水平明顯滯后于東部地區(qū)，財政收入和人均收入都處于較低水平。隨著改革開放的不斷深入和推進，國家更加加大了對東部地區(qū)經濟的重視，而對西部地區(qū)經濟的發(fā)展卻予以忽視，使得東西部的經濟差距進一步拉大，西部缺乏強有力的資金投入，民族經濟的發(fā)展受到了極大地限制。

2.提高我國民族經濟發(fā)展水平的有效策略

少數(shù)民族作為我國民族的大家庭，其經濟發(fā)展水平的提高對于我國整個經濟的發(fā)展來說具有十分積極地意義。因此，必須不斷提高我國民族經濟發(fā)展水平。第一，對少數(shù)民族地區(qū)進行資金的投入和扶持。少數(shù)民族地區(qū)經濟發(fā)展水平較為落后，財政收入較低，因此，國家可以適當?shù)募哟蠛蛿U寬對少數(shù)民族地區(qū)的扶持范圍和標準，對財政收入進行及時且合理的轉移和支付，對一般性轉移支付加以重視，并加大其在轉移支付中的比重，促進財政轉移支付工作的順利進行，進行必要的法律監(jiān)督和制度化管理，提高少數(shù)民族經濟在全國經濟發(fā)展中的地位。并且對于民族發(fā)展具有重大貢獻的產業(yè)和項目更應該加強扶持力度，予以一定的政策支持，提高民族產業(yè)的競爭力。另外，還應該不斷改善和提高和完善民族地區(qū)的基礎設施，并且鼓勵經濟發(fā)達地區(qū)對較為落后的民族地區(qū)進行積極的幫助，利用全國人民的力量促進西部建設和發(fā)展。第二，合理開發(fā)和建設民族地區(qū)的生態(tài)資源，保護生態(tài)環(huán)境。通過制定和出臺相關的法律規(guī)范和措施加大對生態(tài)資源的開發(fā)和合理利用，并適當?shù)膶ι鷳B(tài)環(huán)境進行保護，實現(xiàn)環(huán)境和經濟的協(xié)調發(fā)展。另外，在發(fā)展民族地區(qū)經濟時，進行適當?shù)膭?chuàng)新和改革，不斷與國際經濟相接軌也是十分重要的。

結束語：

綜上所述，只有不斷發(fā)展民族地區(qū)的經濟，才能促進民族地區(qū)經濟的發(fā)展，不斷縮小東西部地區(qū)的經濟發(fā)展差異，實現(xiàn)社會穩(wěn)定，走向共同富裕，加強我國的民族團結和凝聚力。

參考文獻：

[1] 馬秀萍.論制約我國民族經濟發(fā)展的因素及對策[J]. 黑龍江民族叢刊，2009（02）：125-126

篇(5)

關鍵詞：金融發(fā)展；投資；門檻模型

中圖分類號：F83

文獻標識碼：A

doi：10.19311/ki.16723198.2016.21.053

1前言

2008年，美國次貸危機引發(fā)全球性金融危機和經濟衰退。此后，我國中央決策層面對嚴峻的世界經濟形式，制定了“四萬億計劃”。政府一方面采用積極的財政政策用以擴大內需，另一方面也實施著寬松的貨幣政策，加大了金融、信貸等的發(fā)展力度。“四萬億計劃”使投資規(guī)模快速擴大，但是投資“質量”有待商榷。投資“質量”是關于投資在多大程度上能夠促進經濟發(fā)展方面的問題。傳統(tǒng)金融發(fā)展理論認為金融業(yè)發(fā)展能夠使儲蓄率以及投資效率得到提高，從而對資本積累、技術進步以及經濟發(fā)展都會產生一定的影響。本文通過將地區(qū)金融發(fā)展水平作為門檻變量對地區(qū)投資進行研究，以發(fā)掘地區(qū)金融發(fā)展水平對投資質量的影響。

2研究綜述

經濟發(fā)展水平很大程度上取決于“三駕馬車”的拉動。投資則起到輔擴大內需的作用。“三駕馬車”之中，政府于經濟調控最常用的是“投資”，通過投資達到促進經濟發(fā)展的目的。20世紀70年代，Ronakl Mckimio指出：金融機構發(fā)展程度與國家經濟水平間關系緊密，且發(fā)展中國家經濟水平落后的主要原因之一是由于地區(qū)金融水平低下，使經濟發(fā)展受到抑制。Levine也認為金融發(fā)展對于促進實體經濟發(fā)展，提升投資效率具有促進作用。Bencivenga （1995）認為：金融市場使投資成本降低，有利于投資效率的提升。潘文卿（2003）也發(fā)現(xiàn)中國東部、中部和西部之間投資效率呈不均衡發(fā)展現(xiàn)象，且金融發(fā)展與資本配置呈現(xiàn)弱相關關系。蔣晨達（2009）通過對中國工業(yè)投資以及資本配置效率研究發(fā)現(xiàn)，投資對經濟增長起到促進作用，但是各個行業(yè)的投資效率各有差異，這種差異難以用金融發(fā)展水平進行直接解釋。王永劍（2012）通過對金融發(fā)展與資本配置效率間的研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對資本配置效率具有促進作用，但是這種作用針對不同的區(qū)域差距較大。李青原（2013）研究發(fā)現(xiàn)：金融發(fā)展促進實體資本配置效率提升，對工業(yè)經濟發(fā)展起到了較大的作用。

通過前人的研究可以發(fā)現(xiàn)，金融業(yè)的發(fā)展可以用過提高資本投資效率進而影響經濟發(fā)展，但由于中國地區(qū)之間的差異，導致這種影響呈現(xiàn)出不均勻的分布。金融業(yè)的作用主要是通過促進資本積累和改善資本的配置效率來促進經濟的長期增長。因此，地區(qū)之間參差不齊的金融發(fā)展水平，導致了其投資效率以及經濟發(fā)展水平的差異。

3方法簡介

本文依據(jù)相關理論擬建立如下方程：

lnY=β1lnC+β2lnEX+β3lnI（lnjr

其中，lnY表示地區(qū)經濟發(fā)展水平，用地區(qū)人均生產總值替代；lnC表示消費，在方程中用社會消費品零售總額表示；lnEX表示出口，用出口總額表示；lnI表示投資，用全社會固定資產投資總額表示；lnjr為金融實力，用金融相關比率（FIR）進行表示。模型中將金融實力作為門檻變量。

本文選擇1989―2012年間29個省份（排除澳門、香港、臺灣及，將重慶與四川合并）進行分析。指標來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報，并對數(shù)據(jù)進行了標準處理。

4門檻模型回歸結果與分析

首先進行門檻值的顯著性檢驗。檢驗結果見表1。

從檢驗結果可知金融發(fā)展水平門檻效應顯著，有三個門檻值，分別為：一門檻值=6.201、二門檻值=7299、三門檻值=8.489。其次通過系數(shù)回歸計算出門檻模型的具體參數(shù)。回歸結果見表2。

從回歸結果可知，三個門檻值將數(shù)據(jù)劃分為四個部分，每一部分因為其金融發(fā)展水平的不同而對投資產生相應的門檻效應。在方程中，消費、出口貿易對各省經濟發(fā)展影響顯著。當?shù)貐^(qū)金融發(fā)展水平小于6201時，投資對于地區(qū)經濟作用程度為0.168；當金融發(fā)展水平介于6.201～7.299時，投資對于經濟發(fā)展的作用程度為0.188，相比于上一門檻值提高11.8%；金融發(fā)展水平介于7.2990～8.489時，投資對于經濟發(fā)展的作用程度提升為0.202；當金融水平突破第三門檻值的時候，投資對于地區(qū)經濟發(fā)展水平的作用程度再次提升為0.206。

5結論與政策啟示

5.1研究結論

地區(qū)金融發(fā)展水平越過一定門檻值后，會出現(xiàn)地區(qū)投資對經濟發(fā)展作用水平躍升。金融發(fā)展水平門檻效應對投資的作用呈現(xiàn)遞減增強趨勢。主要因為金融發(fā)展水平較低的地區(qū)具有更好的潛能使原本不合理的資金投入向更有效率領域。而一旦地區(qū)金融發(fā)展水平突破一定程度以后，金融業(yè)對于地區(qū)投資進一步優(yōu)化就會受到約束，投資效率提升也受到限制。

5.2政策啟示

首先，要促進各個地區(qū)現(xiàn)有的金融體系功能的完善，促進股票、銀行體系以及債券市場的協(xié)調發(fā)展。功能完善的金融體系是金融功能充分發(fā)揮的前提，如果金融體系功能殘缺，那么對于投資的配置效率當然也會大打折扣，資本功能的發(fā)揮也會受到影響。同時，政府也要發(fā)揮其正確的作用，促進金融市場向法律規(guī)范化、市場競爭化以及產權多樣化方向轉變。對于金融機構中不良資產進行剝離，促進股票、銀行、債券市場的協(xié)調發(fā)展，不斷改善融資環(huán)境。其次，要逐步消除地方金融抑制，并構建預防政府強力干預的銀行機制。最后要加強社會信用體系建設，促進資本向中小企業(yè)流動，積極穩(wěn)妥促進非國有銀行貸款與投資行為。

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篇(6)

[關鍵詞]非均衡發(fā)展模式；公共服務差距；義務教育

一、引言

早在20世紀50年代，佩魯?shù)任鞣浇洕鷮W家就提出區(qū)域經濟非均衡發(fā)展理論，認為經濟發(fā)展的初期需要經歷非均衡發(fā)展的“二元模式”，隨著經濟水平的不斷提升，低層次的“二元經濟”必將走向高層次的“一元經濟”，最終實現(xiàn)區(qū)域經濟一體化。改革開放以來，建立在非均衡發(fā)展基礎上的區(qū)域規(guī)劃和集中開發(fā)，一直貫穿著我國區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的始終，全國經濟總量實現(xiàn)了高速增長，但區(qū)域經濟和公共服務差距卻較為明顯。以2011年為例，全國31個省（市、自治區(qū)）的人均地區(qū)生產總值極值比達5.19，人均一般預算支出極值比達5.52。黨的十報告明確提出“基本公共服務均等化總體實現(xiàn)”的目標。因此，在我國繼續(xù)深化經濟非均衡發(fā)展戰(zhàn)略時期，如何縮小區(qū)域公共服務差距尤其是義務教育發(fā)展差距，成為當前迫切需要解決的重要問題。

從相關文獻來看，針對如何縮小公共服務差距的研究較多，但由于公共服務供給主要取決于財政支出，大多數(shù)學者都將其歸結為財政問題，如Buchanam認為通過完善財政制度可以實現(xiàn)公共服務均等化。BodIIs&Rosenfeld通過加拿大和德國的案例證明了財政轉移支付是實現(xiàn)公共服務均等化的重要手段。劉尚希也將公共服務均等化歸結為財政能力均等化。但不可否認的是，公共服務雖然直接取決于財政支出，但更依賴于地區(qū)經濟發(fā)展所創(chuàng)造的財政收入，經濟發(fā)展作為公共服務供給的基礎，兩者的差距并非不存在關系，尤其采取經濟非均衡發(fā)展模式的國家會更加明顯。國內學者對此問題也有論述，冉光和等就公共服務供給和經濟增長的關系從區(qū)域差異的角度進行實證研究。馬慧強等構建了我國286個市級以上城市的基本公共服務質量水平測度體系，研究認為基本公共服務水平與城市經濟發(fā)展水平呈正相關。丁菊紅從經濟增長與公共服務一般關系理論出發(fā)，建立公共服務供給、政府競爭與經濟增長的實證模型，揭示了公共服務差距與經濟發(fā)展差距的倒U型關系。

本文將在以上研究基礎上進行拓展，即在我國實施經濟非均衡發(fā)展戰(zhàn)略模式下，以義務教育為例對我國區(qū)域公共服務差距進行測度，并從不同的視角解釋形成這種差距的原因，以此探索我國公共服務均等化實現(xiàn)的對策建議。

二、區(qū)域公共服務差距產生：理論路徑

假設將一個區(qū)域分為兩類，發(fā)達地區(qū)（A）和落后地區(qū)（B），并相應存在兩個地方政府以及一個中央政府。同時，設第i地區(qū)的經濟水平為Ei，財政水平為Fi，公共服務水平為Si，i=A，B。由于公共服務水平直接取決于財政水平，同時也會受到財政管理制度、公共支出成本等外生因素μi的影響，公共服務的生產函數(shù)可以表示為：

Si=S（Fi，μi） （1）

從地方財政支出來源看，一是取決于地方經濟發(fā)展所創(chuàng)造的財政收入；二是在分稅制財政體制下，取決于中央對各地方的凈轉移等。公共服務供給函數(shù)可以表示為：

S=S[Fi（Ei，TRi，vi），μi]=S（Ei，TRi，vi，μi） （2）

其中：TRi表示中央通過稅收分享、轉移支付等財政體制形成對地方的凈轉移，vi代表除經濟水平和財政體制外對地方財政支出影響的其它因素。

對公式（2）兩邊變量進行差異化處理，比如計算極差、極商等，得出地區(qū)間公共服務差距影響的因素函數(shù)：

我國區(qū)域公共服務的差距主要取決于經濟發(fā)展差距，收入分享、轉移支付在內的財政管理體制差距，公共事業(yè)發(fā)展成本等其它方面的差距（見上圖）。其中：收入分享、轉移支付等財政體制對縮小公共服務差距的作用在國內外研究中已經得到共識，即以中央政府為主體直接調節(jié)地區(qū)間的可支配財政收入，滿足實現(xiàn)公共服務均等化的財政支出需要，屬于“外部調節(jié)”過程；通過提高各地區(qū)經濟水平來提升各地財政自給率，進而增強落后地區(qū)的公共服務供給能力，則屬于地區(qū)“自我發(fā)展”過程。在我國實施經濟非均衡發(fā)展戰(zhàn)略初期，就形成了區(qū)域經濟發(fā)展的“二元格局”，從而也導致區(qū)域公共服務差距。從理論上可以判斷，區(qū)域間公共服務差距和經濟發(fā)展差距相伴隨，而包括收入分享、轉移支付等在內的財政調節(jié)僅是短期內控制差距擴大的再分配手段。因此，在我國區(qū)域經濟非均衡發(fā)展模式的深化階段，更需要從區(qū)域協(xié)調發(fā)展來縮小公共服務差距，但該結論還需要得到實證檢驗。

三、我國區(qū)域公共服務差距測度：以義務教育為例

（一）評價指標體系構建

就義務教育公共服務而言，我國普及九年制義務教育已經進入攻堅階段，因此需要更加注重其發(fā)展的質量和水平。但從我國義務教育發(fā)展的相關評價研究看，基本還停滯于普及九年義務教育初期的低標準指標，如入學率、升學率、在校生數(shù)、畢業(yè)生人數(shù)等，這些指標在后“普九”時期將難以反映義務教育發(fā)展質量和水平的真實差異，而本文主要圍繞教學條件展開評價，主要選擇師資條件和辦學條件方面的指標，并從《中國教育統(tǒng)計年鑒》（2010）抽取全國30個省（市、自治區(qū)）的相關數(shù)據(jù)進行分析（表1）。

（二）義務教育發(fā)展差距測度

在構建義務教育發(fā)展評價指標體系基礎上，按照因子分析法的基本步驟，對我國各省（市、自治區(qū)）義務教育發(fā)展差距進行綜合評價。

1.可行性檢驗。師資條件因子分析的KMO值為0.728，同時Bartlett球度檢驗統(tǒng)計量觀測值為59.76，相應的P值接近于O；辦學條件因子分析的KMO值為0.629，同時Bartlett球度檢驗統(tǒng)計量觀測值為428.26，相應的P值接近于0。兩組數(shù)據(jù)均適合做因子分析。

2.確定公因子。在師資條件和辦學條件因子分析中，按照累計方差貢獻達到75%的原則，分別選取兩個公因子，其累計方差貢獻分別為88.08%和78.88%，完全能夠反映原始指標的信息量（表2）。

3.識別公因子。為了便于識別公因子和界定公因子的經濟內涵，在師資條件和辦學條件因子分析中，采用方差最大化正交旋轉法對因子載荷矩陣進行旋轉，使得變量在某公因子上有較大的載荷值，而在其余公因子上有較小的載荷值（表3）。

在師資條件評價中提取出兩個公因子，公因子1主要反映師資學歷水平，其方差貢獻率高達44.56%；公因子2主要反映師資數(shù)量規(guī)模，其方差貢獻率達43.52%。在辦學條件評價中提取出兩個公因子，公因子l主要反映辦學設施條件，其方差貢獻率高達54.82%；公因子2主要反映辦學用房條件，其方差貢獻率為24.09%。

4.計算因子得分。設師資條件中的公因子1為Fs1i，公因子2為Fs2i，辦學條件中的公因子1為Fb1i，公因子2為Fs2i，其中i=1，2，…，30表示30個省（市、自治區(qū)）。分別以各公因子方差貢獻率占累計方差貢獻率的比重為權重，計算師資條件得分（Fsi）和辦學條件得分（Fbi），將師資條件和辦學條件得分按平均賦權加總得到義務教育發(fā)展的綜合得分（表4）。

四、基于Tobit模型的區(qū)域公共服務差異解釋

在明確我國區(qū)域間公共服務差異狀態(tài)的基礎上，本文將進一步采用計量方法檢驗我國區(qū)域公共服務存在差距的影響因素。以下分別以義務教育發(fā)展水平得分為被解釋變量，圍繞理論分析，分別選取人均地區(qū)生產總值、財政收入分權系數(shù)、財政支出分權系數(shù)和公共支出成本差異系數(shù)4個指標作為解釋變量，以此構建我國區(qū)域公共服務差異解釋模型。

首先，基于經濟發(fā)展水平影響公共服務產出選取人均地區(qū)生產總值，該指標主要從綜合的角度來衡量各地區(qū)經濟發(fā)展情況，人均地區(qū)生產總值越高，提供公共服務的經濟基礎就越強。其次，基于財政體制影響財政水平進而影響公共服務產出的主要因素包括財政收入分權系數(shù)和財政支出分權系數(shù)，該指標計算主要參考陳碩、高琳的研究，其中，財政收入分權系數(shù)采用省級預算內人均財政收入與中央級預算內人均財政收入的比值來反映，財政收入分權系數(shù)越高，各地區(qū)用于公共服務支出的資金就越充足；財政支出分權系數(shù)采用省級預算內人均財政支出與中央級預算內人均財政支出的比值來反映，財政支出分權系數(shù)越高，地方自主支出能力越大。最后，由于各地區(qū)自然、經濟和社會條件存在差異，不同地區(qū)提供相同水平的公共服務支出成本不同，因此，從成本等影響公共服務產出的角度選取公共支出成本差異系數(shù)作為影響因素，該指標主要參考伏潤民等的測算結果。除此之外，為避免指標在年份間波動，以上解釋變量分別取2006-2010年的平均數(shù)，其數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2007-2011）和《中國財政年鑒》（2007-2011）。

由于這些解釋變量之間存在內在聯(lián)系，直接使用會產生多重共線性問題，因此，本文在構建計量解釋模型之前，首先采用因子分析法將4個具有內在聯(lián)系的解釋變量轉化為幾個具有獨立關系的綜合因子。通過因子分析可行性檢驗得到，KMO的值為0.702，Bartlett球形度檢驗給出的伴隨概率為0，說明適合做因子分析。在此基礎上，以主成分法作為因子提取方法提取出3個公因子，對樣本方差的累計貢獻率達到了99.26%，代表了絕大部分信息。其中：公因子在財政支出分權系數(shù)和財政收入分權系數(shù)上具有較高的載荷系數(shù)（0.926和0.681），反映中央政府與地方政府的財政體制關系；公因子在公共支出成本差異系數(shù)上具有較高的載荷系數(shù)（-0.915），反映各地方政府公共支出的成本；公因子在人均地區(qū)生產總值上具有較高的載荷系數(shù)（0.654），反映各地經濟發(fā)展水平。根據(jù)以上變量關系，構建我國地區(qū)間公共服務差異的解釋模型：

θi=α+β1F1i+β2F2i+β3F3i+μi （5）

其中，i=1，2，…，30表示除外的全國30個省（市、自治區(qū)），α為截距項，β1、β2和β3分別表示政府間財政體制關系、公共支出成本差異和地區(qū)經濟發(fā)展水平對公共服務產出的邊際影響系數(shù)，μ2表示隨機誤差項。由于被解釋變量是各地區(qū)公共服務水平的差距反映，其取值來源于因子分析得分，若直接采用最小二乘法估計會導致有偏且不一致。因此，本文首先采用最大最小正向控制公式將被解釋變量控制到0-1之間，再采用Tobit模型來進行估計（表5）。

在模型1中，地區(qū)經濟發(fā)展水平對公共服務產出存在正向影響，影響系數(shù)為0.1440，反映出較高的經濟發(fā)展水平能夠形成較強的財力基礎，從而提供更高水平的公共服務。在模型2中，加入政府間財政體制關系作為解釋變量，得出政府間財政體制關系對公共服務產出存在正向影響，影響系數(shù)為0.1102，即地方收入和支出分權程度越高，公共服務產出水平越高，同時也表現(xiàn)為地方政府分權對地區(qū)經濟發(fā)展水平影響效應的帶動，影響系數(shù)從原來的0.1440提升到0.1470。在模型3中，再加入公共支出成本差異作為解釋變量，得出公共支出成本差異對公共產品供給具有負向作用，影響系數(shù)為-0.1895，即各地區(qū)公共支出邊際成本越高，在相同財力水平下提供的公共服務數(shù)量越低，同時，公共支出成本差異的引入也削弱了地區(qū)經濟發(fā)展水平和政府間財政體制關系對公共服務產出的促進效應、影響系數(shù)分別從原來的0.1470下降到0.1063，從原來的0.1102下降到0.0974。

五、研究結論與政策建議

篇(7)

摘要：本文以江蘇省13個省市為研究對象，構建7個指標描述各省市的經濟綜合實力，運用系統(tǒng)聚類法，將江蘇省13個省市的綜合經濟實力進行聚類分析，進而提出了江蘇各省市經濟綜合實力的不平衡發(fā)展現(xiàn)狀，為江蘇省經濟綜合實力發(fā)展提供決策依據(jù)。

關鍵詞：江蘇省；綜合經濟實力；系統(tǒng)聚類分析

1、前言

江蘇省作為東部沿海地區(qū)發(fā)達省份之一，2013年江蘇省GDP達到59161.75億元，在全國排名第二，全省人均GDP為74699.36元，高于全國水平。但是江蘇省南北地區(qū)經濟發(fā)展差距越來越大。一個地區(qū)未來發(fā)展的關鍵在于協(xié)調好區(qū)域經濟發(fā)展。因此，客觀、公平和科學的評價江蘇省各市的經濟綜合實力成為迫切的問題。

2、地區(qū)綜合實力和系統(tǒng)聚類分析

2.1地區(qū)綜合實力

改革開放以來，江蘇省經濟得到了迅速發(fā)展。但江蘇省各市之間的經濟發(fā)展仍然存在很大差距，地區(qū)經濟綜合實力反映了一個地區(qū)經濟發(fā)展的整體水平。

2.2系統(tǒng)聚類分析

系統(tǒng)聚類分析是聚類分析中應用最廣泛的一種方法。系統(tǒng)聚類法的基本思路是：首先將各樣品個作為一類，并計算他們兩兩之間的分類統(tǒng)計量；其次按類間距離度量準則將兩類合并成為新類，并計算新類與其他類的距離；最后再按類間距離度量準則合并類。這個并類過程可以用譜系聚類圖清楚地表達出來。

3、江蘇省經濟綜合實力評價指標體系及數(shù)據(jù)搜集

3.1指標體系構建

為了數(shù)據(jù)搜集和實證分析的需要，依據(jù)科學性、合理性、可操作性的原則，并力求較完善地、全面地和真實地反映各市的經濟實力。本文選取了反映江蘇省各市地區(qū)經濟實力的7項統(tǒng)計指標，并構成指標體系，具體如下：1、地區(qū)國內生產總值X1（億元）；2、工業(yè)總產值X2（億元）；3、第三產業(yè)值X3（億元）；4、公共財政預算收入X4（億元）；5、固定資產投資X5（億元）；6、對外貿易X6（億元）；7、社會消費品零售總額X7（億元）。

3.2樣本及數(shù)據(jù)來源

江蘇省位于中國國東部，地居長江、淮海下游，北接山東，南連上海和浙江，西鄰安徽，東濱黃海。在習慣上按地理位置和經濟發(fā)展水平劃分為蘇南和蘇北，其區(qū)域主要劃分為13個省市。表1給出了江蘇省內13個省轄市2012年的7項主要經濟指標數(shù)據(jù)。

4、江蘇省各市經濟綜合實力的系統(tǒng)聚類分析

4.1聚類分析

本文運用SPSS16.0對以上指標進行分析。

11-揚州；12-鎮(zhèn)江；13-泰州；14-宿遷

上圖給出了聚類分析樹狀圖，直觀地顯示了樣品逐步合并的過程。13個省市分為4類：

第一類：蘇州：無論是經濟總量還是人均經濟指標都較高，該類城市經濟實力強，產業(yè)結構合理，是江蘇省經濟實力最強的一類。

第二類：南京、無錫。該類城市經濟發(fā)展水平很高，但是人均水平及綜合實力居中。

第三類：徐州、常州、南通：該類城市總體經濟發(fā)展水平不高，但人均經濟、生活指標較高，綜合經濟實力居中，經濟發(fā)展方面有很大的提升空間。

第四類：鎮(zhèn)江、泰州、鹽城、揚州、連云港、宿遷、淮安：該類城市經濟發(fā)展水平以及人均經濟、生活指標都比較低，經濟實力較弱。

5.結論

從上述分析結果可以看出，江蘇省區(qū)域經濟發(fā)展不平衡比較明顯，這既是江蘇省經濟發(fā)展的制約，又是江蘇省經濟整合、協(xié)調發(fā)展的機遇。改革開放以來，南北經濟發(fā)展差異日益明顯。蘇中、蘇北的緩慢發(fā)展已成為江蘇省經濟新跨越的障礙。蘇南發(fā)展得更快更好，可以進一步帶動蘇中、蘇北的發(fā)展；而蘇中、蘇北作為蘇南的延伸地帶發(fā)展過慢，也會影響蘇南的發(fā)展。因此要通過資源在南北間的優(yōu)化配置，達到南北協(xié)調發(fā)展，才能保證江蘇省經濟的快速發(fā)展。（作者單位：天津外國語大學）

參考文獻：