地區經濟發展水平
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地區經濟發展水平范文第1篇
關鍵詞：湖北民族地區；全局主成分分析；經濟發展
基金項目：湖北省自然科學基金項目（軟科學研究計劃）（批準號：BZY12023）
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A
收錄日期：2015年4月4日
一、引言
少數民族地區的經濟發展是實現民族“共同團結奮斗、共同繁榮發展”目標的關鍵，也是實現湖北經濟社會發展的薄弱環節和關鍵所在。湖北少數民族縣市共10個，包括恩施州的8縣市（恩施市、利川市、建始縣、巴東縣、宣恩縣、咸豐縣、來鳳縣、鶴峰縣）和宜昌市的長陽縣和五峰縣，人口共計247萬，國土面積近3萬平方公里，占湖北省的15.8%。由于自然地理因素和歷史條件等多方面的原因，民族地區經濟發展基礎薄弱，經濟總量不大，是湖北經濟發展的“短板”，多數經濟指標存在5～10年較大的差距。2013年，10個民族縣市的GDP為670億元，僅占湖北的2.83%。因此，深入研究湖北民族地區的經濟動態發展情況，緩和發展失衡、協調區域發展，顯得十分迫切和重要。
民族地區經濟發展水平和發展模式研究，主要集中在三個方面：一是研究指出民族地區經濟發展失衡的原因。高新才等（2006）全面考察了西北民族地區經濟發展中存在的多重差距，認為多重差距的產生是由區域產業結構不合理、區域產業發展水平低等導致。周民良（2008）提出民族地區經濟呈現出經濟增長、結構優化、效益改善的趨勢，但是民族地區的經濟發展方式還沒有發生變化。李美娟（2012）認為區位條件、不平衡的區域發展戰略、少數民族文化等原因導致了云南少數民族地區經濟發展失衡；二是研究探討民族經濟發展的有效途徑。任維德（2005）認為民族地區經濟發展可從中央政府通過強有力的政治領導、切實可行的法律與政策、規范地方政府之間的競爭等著手，以及民族地區要從立足自身、認識差距、圍繞制度創新、技術創新等方面著手發展民族地區經濟。姚F（2009）分析創意產業與西部民族地區經濟發展之間關系，得出創新產業的特點非常契合西部民族地區經濟發展，將會成為西部民族地區經濟發展的引擎。劉萍萍（2014）分析了生態文明視角下我國民族地區經濟的模式，依據民族地區資源稟賦優勢，實現民族地區經濟增長和可持續發展；三是區域經濟發展水平的評價研究。劉堅等（2009）基于全局主成分分析方法和雷達圖分析方法，動態描述了重慶東南地區區域經濟差異。馮建中等（2012）采用時序全局主成分分析方法研究河南省經濟動態發展水平，得出經濟發展動態軌跡與客觀實際能夠很好的吻合。鹿晨昱等（2012）根據地理信息系統技術，采用主成分分析和空間自相關分析方法研究西北民族地區經濟發展的空間分異，得出西北民族地區的經濟發展水平的較高聚集區太少、較低的聚集區太多，存在極化效應較強的“熱點”現象。
基于上述研究，本文擬采用全局主成分分析方法，以湖北10個民族縣市2003年、2009年和2013年相關的統計數據為樣本，對湖北省民族地區經濟動態發展進行分析，并綜合評價湖北省民族地區經濟動態發展水平，并提出相應的對策和建議，為湖北省民族經濟發展提供定量和定性的決策參考。
二、指標設定、數據說明與分析方法
本文以湖北省少數民族縣市經濟動態發展為研究內容，建立縣域經濟動態發展的指標體系，基于《湖北省統計年鑒》2003～2013年數據、湖北縣域經濟考核2003～2013年數據，采用全局主成分分析方法評價湖北省少數民族地區經濟發展水平。
（一）指標設定和數據說明。指標設定：基于全面性、代表性和可操作性等原則，以及相關的研究成果，本文建立涵蓋經濟、人均收入、產業結構和發展后勁等4個方面的11個指標，據此觀察湖北少數民族地區的經濟發展動態情況。具體指標體系如表1所示。（表1）
數據說明：根據湖北省民族地區2003～2013年經濟發展的原始數據，構成湖北省民族地區的經濟動態發展的數據表。本文以該數據表為分析對象，評價湖北省少數民族地區經濟動態發展水平。
（二）分析方法
1、采取全局主成分方法的原因。目前，地區經濟發展水平的研究方法主要有綜合指標法、層次分析法、模糊評價法等方法，這些方法各有其優勢，但又有其局限性，即在具體分析過程中模型精度是難以控制的。由于本文采取較多的指標體系，且要保證模型的精度，故采取全局主成分方法，其思想本質是對高維變量進行降維，將多指標客觀地轉化為少數幾個綜合指標，盡可能地反映原來變量的信息，能夠保證系統分析的統一性，整體性和可比性。本文建立11個具體指標分析湖北少數民族地區經濟發展水平，以主成分分析方法為前提條件，即按時間順序排放的數據表序列進行主成分分析。
2、全局主成分分析法的前提條件。全局主成分方法是有前提條件的，其需要原始變量之間存在較強的相關性，因為原始變量之間不存在較強的相關性，就無法提出包含原始變量間共同特征的幾個綜合指標。因此，在進行主成分分析時，需要對原始變量間的相關性進行檢驗。對原始變量間的相關性的檢驗一般轉為KMO檢驗。KMO檢驗是Kaiser1974年提出的，它是檢驗原始變量是否適合進行主成分分析的方法。一般來說，KMO>0.5適合進行主成分分析，KMO
3、全局主成分法分析的具體步驟。（1）確定分析目標，建立指標體系，收集數據；（2）對原始數據進行標準化處理，消除變量在數量級或量綱上的影響；（3）計算標準化處理后數據的相關系數矩陣；（4）求解相關系數矩陣的特征值、特征向量和方差貢獻率；（5）確定主成分個數，提取主成分；（6）計算各主成分的權重，綜合各主成分并計算評價目標綜合得分。
三、湖北民族地區經濟動態發展水平全局主成分分析
基于湖北省10個少數民族縣市11項經濟指標的原始評價數據，根據全局主成分分析方法，采用SPSS統計軟件進行計算分析，可得湖北省民族地區經濟動態發展水平。
首先，對這11項指標的原始數據進行標準化處理，然后對其進行KMO檢驗和巴列特球度檢驗。其檢驗結果為：KMO值為0.739，該值是大于0.5；巴列特球度檢驗的卡方統計量為514.274；P值為0.000，該值是少于0.05，這些檢驗結果說明本文所建立的指標體系是可以進行主成分分析的。
基于SPSS軟件，可得湖北省民族地區經濟動態發展的全局主成分分析的總方差解釋，如表2所示。（表2）從表2可知，前面2個主因子F1、F2的累計方差貢獻率為76.325%，這說明這2個主因子的包含原始變量的信息量達到了76.325%。因此，可用這2個主因子F1、F2替代原來的11個指標。
隨后，可得F1、F2的載荷矩陣，該矩陣是表示F1、F2與變量x1，x2，…，x11之間的相關系數，即這兩個主因子能在多大程度上解釋這11個指標的信息。兩個主因子的載荷矩陣見表3。（表3）從表3可知，第一個主因子F1在原始指標x1、x3、x4、x6上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區的總體經濟因素和人均經濟因素，因此，第一個主因子F1可以命名為湖北省民族地區總體經濟水平和人均經濟水平因子。第二個主因子F2在原始指標x8、x9上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區的經濟結構因素，因此第二個主因子F2可以命名為湖北省民族地區經濟結構因子。
之后，將這2個主因子的載荷矩陣除以相應特征根的算術平方根，可得這2個主因子的得分，如表4所示。（表4）基于這2個因子得分系數矩陣，可得這2個主成分的表達式：
F1=0.358x1+0.338x2+0.344x3+0.344x4+0.288x5+0.362x6+0.324x7+0.050x8+0.125x9+0.227x10+0.363x11
F2=0.012x1+0.134x2+0.085x3+0.160x4-0.201x5-0.037x6-0.193x7+0.514x8+0.620x9-0.470x10+0.010x11
其中，x1，x2，…，x11是經過標準化處理后的變量。基于上述公式，可得湖北省民族地區10個縣市2003年、2009年和2013年的F1，F2兩個主因子的得分，見表5。（表5）表5所表示的湖北省10個民族地區經濟發展水平在F1、F2兩個主因子的得分，但是這只是反映湖北省民族地區經濟發展的某一個方面，不能綜合地反映湖北省民族地區經濟發展水平。因此，需要對F1、F2兩個主因子進行綜合分析。以F1、F2兩個主因子的方差貢獻率為權重，加權后得到一個衡量湖北省民族地區經濟發展水平的綜合評價得分函數；
F=0.653F1+0.110F2
根據湖北省民族地區中10個縣市的主因子F1、F2的得分，代入到上式中，可得湖北省民族地區10個縣市的綜合得分，如表6所示。（表6）
四、結論和政策建議
（一）結論
1、民族縣市經濟發展水平不斷提高。比較2013年、2009年、2003年數據，10個民族縣市經濟發展綜合得分顯著提高，表明這10年間民族地區經濟發展較快，而且研究表明，2009～2013年的發展速度，比2003～2009年進一步加快。具體而言，2003年民族地區的經濟發展水平的綜合得分為負數；2009年除了恩施市和長陽縣，其他8個民族地區得分為負數，但每個縣市得分得以提高；2013年各縣市綜合得分都為正數。
2、民族縣市發展梯隊特征已經顯現。恩施市、長陽縣在2003～2013年的經濟發展水平排名都是名列第一、第二，說明恩施、長陽在湖北民族地區經濟發展水平較好，成為名副其實的第一梯隊。宣恩縣和咸豐縣的經濟發展水平排名都是擺尾，說明宣恩縣和咸豐縣的經濟發展空間巨大，需要更多強有力的措施。其余縣市處于發展中游位置。
3、民族縣市經濟發展水平表現較大差異。從模型結果來看，10個民族縣市的經濟發展水平，特別是經濟總量、人均收入、財政收入等均表現出較大的差異，最高的與最低的相差近6倍，這與各縣市資源分布不均衡、經濟結構調整的思路和政策執行等方面均有較大聯系，這與湖北民族縣市的經濟發展水平的實際情況是相符合的。
4、民族縣市綜合排名出現調整變化。比較2003年、2009年、2013年10個民族縣市經濟發展排名，恩施在2009年取代長陽后，保持第一位置；咸豐位次從末位上升為第7位，利川躋身前三甲，巴東穩定在3～4位之間，建始、來風位次一直在第5位、第8位。鶴峰從第3位下降至第6位。
（二）政策建議
1、依托武陵山試驗區先行先試金字招牌，加快深化改革創新步伐。湖北省民族地區10個縣市涵括在武陵山試驗區中，因此湖北省民族地區可以依托武陵山試驗區進行經濟發展。首先，湖北省民族地區可以與國家層面進行創新對接，積極落實國家在民族地區各項經濟政策；其次，與大武陵圈進行創新對接，湖北省民族地區可與武陵山民族區域進行橫向比較，在經濟合作和交往中，實現規劃銜接，遵循市場經濟規律，避免惡性競爭；最后，可與省級層面進行創新對接，促進湖北省民族地區經濟建設“深入轉型”，從“開發”轉向“開放”，從“開山門”轉向“開腦門”，從“打基礎”步入“快富民”，從“工程項目大干快上”步入“基本公共服務均等化”，從“政策輸血”到“形成造血機制”。
2、加強交通基礎設施建設，提高產業承載容納能力。首先，建設綜合大交通。構建“兩縱兩橫”大通道，“兩縱”指安（安康）張（張家界）常（常德）鐵路和安（安康）吉（吉首）高速公路。構筑“周邊廣輻射、城鄉全覆蓋、銜接大交通、快速集疏遠”的干線公路網絡，形成“干支相連、惠民便民”的農村公路網絡；其次，加強生產要素保障。激活民間資本，拓寬直接融資渠道，發展多層次的資本市場體系，以實現項目、資金、資本的有效連接為目標，支持發展村鎮銀行、小額貸款公司、私募基金；最后，做好產業基礎配套。加大對湖北省民族地區經濟開發區和工業園區支持力度，完善配套設施和服務平臺建設，促進產業集群發展。有效提高土地承載能力，提升城鄉電力、通信、郵政、網絡、廣播電視等設施體系建設水平，推進城市公交、供水、燃氣、污水和垃圾處理向周邊村延伸。
3、發揮資源要素稟賦優勢，著力培植壯大特色優勢產業。首先，發展文化旅游業。湖北省民族地區旅游資源豐富，文化積淀深厚，是古人類文化的發祥地、巴文化的搖籃。把民族地區作為鄂西圈旅游開發資金重點投向地區之一，打造具有較高知名度和吸引力的品牌景區和精品線路，實現湖北省民族地區旅游經濟一體化，形成拉動經濟增長極；其次，發展特色農產品加工業。湖北省民族地區經濟植物多達3，000余種，有藥用植物達2，000余種，適宜各種山野菜生長的土壤、氣候。依托資源優勢，建設優質糧食、畜禽、水產、蔬菜、森林食品、茶葉、煙葉、油料、藥材、林果等特色農業板塊基地；最后，發展清潔能源業。湖北省民族地區水能蘊藏量豐富，發展水電產業有其獨一無二的條件。水資源的充分利用，不僅會在建設期間加大移民規劃、小城鎮建設，改善基礎設施，拉動流域經濟，還會在建成后改善生態環境，為流域內的航運、灌溉、養殖、旅游業的發展起到積極作用。
主要參考文獻：
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地區經濟發展水平范文第2篇
關鍵詞：縣域經濟；因子分析；綜合評價
縣域經濟是一個極為復雜的概念，它屬于區域經濟學研究的范疇，通常說來它是一種行政區劃型的區域經濟，它以縣城為中心、鄉鎮為紐帶、農村為腹地，是城市經濟與農村經濟的連接點，是宏觀經濟和微觀經濟的結合部，在國民經濟和社會發展中處于重要的基礎地位，縣域經濟的發達與否最能折射地區的經濟發展程度。
本文采用因子分析法對江蘇省蘇北地區5個省轄市，24個縣的縣域經濟可持續發展水平進行評價分析。根據江蘇省蘇北地區的特點，充分考慮資料的可得性及客觀性，建立體現縣域經濟發展水平的經濟實力、基礎設施、開放程度、人才資源和環境保護這五方面內容共18個具體指標構成的縣域經濟發展評價指標體系（見表1）。
一、因子分析的基本原理
因子分析的基本步驟如下：
一是原始數據進行標準化處理，計算指標（變量）間的相關系數矩陣。二是確定因子變量。文章利用主成分分析，根據特征值大于1，因子累計方差貢獻率大于80%的原則來確定主因子的個數。三是進行因子旋轉。使每個變量在盡可能少的因子上有比較高的載荷，一個因子變量就能夠成為某幾個變量的典型代表，因子實際含義就更容易解釋。四是計算各縣、市綜合得分。以因子變量方差貢獻率作為權數，計算綜合得分。
二、數據處理和分析
根據spssl6.0運行結果，kmo和球形bartlett檢驗情況如表2所示。kmo給出了抽樣充足度的檢驗，是用來比較相關系數數值和偏相關系數是否適中的指標，其值越接近1，表明對這些變量進行因子分析的效果越好，bartlett檢驗用來檢驗相關系數矩陣時是否是單位陣，如果結論是不拒絕假設，則表示各個變量是各自獨立的。從表中可以看出此時的kmo值為0.771，說明因子分析的結果是可以接受的，bartlett球形檢驗sig.的取值是.000，表示拒絕該假設。
三、確定公共因子和載荷矩陣
對上述選取的18個指標，運用軟件分析可得到18個指標的相關矩陣及特征值，方差貢獻率和累計方差貢獻率（見表3）。按照特征值大于1、累計方差貢獻率大于80%的原則，選出三個主因子。計算結果為：旋轉前的3主因子的方差貢獻率為80.677%，其中第1個公共因子f1的方差貢獻率為61.998%，第2個公共因子f2的方差貢獻率為9.586%，第3個主因子f3的方差貢獻率為9.092%。
由于計算原始指標的初始載荷矩陣發現各個因子的典型代表指標不是很突出，其實際意義難以得到合理解釋。故需對因子進行旋轉，采用方差最大正交旋轉法，經過25輪正交旋轉，因子旋轉不改變模型對數據的擬合。旋轉后的3個主因子的方差貢獻率為80.677%，其中第1主因子f1的方差貢獻率為53.582%，第2個公共因子f2的方差貢獻率為35.653%，第3個主因子f3的方差貢獻率為18.281%。
據旋轉后的因子載荷矩陣，第1主因子在x4、x6、x7、x8、x9、x10、x11、x14、x15指標上載荷較高，這些指標依次是反映縣域經濟發展水平指標中的經濟實力、基礎設施、人才資源，統稱之為縣域經濟實力因子；第2主因子在x14上載荷較高，這指標是反映縣域經濟的對外開放程度稱之為縣域經濟活力因子；因此我們第3主因子在x17指標上載荷較高，稱之為縣域經濟環境因子。
四、縣域經濟可持續發展水平綜合評價
縣域經濟可持續實力因子f1的特征根解釋了原有18個變量總方差37.811%，故其權重為0.37811；縣域經濟可持續活力因子f2的特征根解釋了原有18個變量總方差的35.653%，故其權重為0.35653；縣域經濟可持續環境因子f3的權重同理為0.18281，3大主因子累計解釋方差貢獻率為80.677%，分別計算各個縣、市的綜合因子得分并排序，得到江蘇省蘇北地區的縣域經濟可持續發展水平的綜合得分。
f=（37.811*f1+35.653*f2+18.281*f3）/80.677
從總得分來看，連云港市、徐州市、鹽城市、淮安市排在前4名，得分為正。其中連云港市、徐州市、鹽城市的得分又遙遙領先于第4名淮安市，領先幅度分別在1.1和0.9分以上。從因子來看，鹽城市是29個縣、市中唯一3個主因子得分均為正的城市，可以說縣域經濟可持續發展在各方面發展都十分均衡。連云港市除了在第3 因子得分不甚理想、其余因子得分均較高，尤其是在第2因子得分可以說是遙遙領先，而第2因子主要反映的是城市開放程度，從這個角度看來與連云港市特殊地理位置不無關系。而徐州市在權重最高的第1因子得分極高，領先于鹽城市2分左右，由于在第2因子上的落后，也使徐州市在總分上稍稍遜色于連云港市，但是還是能見徐州市經濟實力的優勢（見表4）。
蘇北縣域經濟之間產業結構、產業構成都有著較大的相似性。要充分考慮原有產業基礎、產業結構和產業布局，充分利用縣域資源、地緣、資金、技術、人才等優勢，尋求新的經濟增長點。依靠項目推動技術進步，推動特色經濟，大力推廣先進技術和工藝，注重增加科技含量，由過去的初級加工向深度加工延伸，提高產品的附加值。區域產業競爭優勢又依靠區域企業、產品競爭力的提高。各縣主導產業之間形成互補、聯動。這種基于不發達縣域之間的集群可以有效地培育縣域工業基礎，改善投資環境，優化產業結構，是蘇北縣市之間打破行政區劃，形成統一市場的必由出路，也是蘇北縣域經濟發展的合理途徑。
參考文獻：
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地區經濟發展水平范文第3篇
關鍵詞：農業經濟；綜合評價；因子分析
中圖分類號：F323 文獻標識碼：A 文章編號：1673-291X（2013）20-0041-03
引言
黑龍江是我國農業經濟大省，黑龍江省的農業發展是為全國農產品需求提供了有力的保障。2011年黑龍江省糧食總產量和商品量均為全國第一，其中糧食總產達到557.05億公斤，商品量達到446.6億公斤，農產品進出口貿易額為30.5億美元，農民人均純收入達7590.7元。可以說，黑龍江省的農業發展水平在全國是屬于前列的，但是黑龍江省內各地區的農業發展是否均取得了良好成果，黑龍江省的農業發展是否還存在問題，黑龍江省農業經濟有沒有進一步提供的可能。鑒于此，本文利用因子分析模型，對黑龍江省各地區的農業經濟發展水平進行綜合評價，對各地區農業發展狀況給出科學的評估，希望為黑龍江農業經濟進一步發展提供一定的支持。
一、評價模型原理
綜合評價方法是人們考察分析事物的一種行之有效的方法，綜合評價方法的科學化、現代化對促進社會發展和科技進步有著積極的意義。綜合評價方法有很多種。一些新興的學科方法如模糊綜合評價、人工神經網絡綜合評價、灰色系統綜合評價等等；還有一些管理科學類方法如數據包絡分析、層次分析法等等；還有就是統計學方法如聚類分析、因子分析等等。每種方法都有其科學性和實用性，在對不同事物進行綜合評價時，我們應當選取適當的方法，根據多數學者的研究，在對經濟發展水平進行多指標綜合評價時，因子分析法是一種行之有效的方法。
因子分析是通過研究多個變量間相關系數矩陣的內部之間關系，找出能綜合所有變量的少數幾個隨機變量（即，因子），然后根據相關性大小把變量分組，使得同組內的變量之間相關性較高，但不同組的變量相關性較低。
各個因子間互無相關，所有變量都可以表示成共因子的線性組合。設有N個樣本，P個指標，為隨機向量，要尋找的共因子為，則模型
稱為因子模型。矩陣稱為因子載荷矩陣，為因子載荷，其實質是公因子和變量的相關系數。為特殊因子，代表公因子以外的影響因素，實際分析時忽略不計。
求出公因子后，利用回歸估計的方法求出因子得分的數學模型，將各公因子表示成變量的線性形式，并進一步計算出因子得分，最后進行綜合評價。
二、實證研究
（一）指標選擇及樣本數據來源
進行綜合評價，確定評價的指標體系是基礎。指標的選擇好壞對分析對象有舉足輕重的作用。利用因子分析方法選擇的指標我們遵循以下的原則：適量性、獨立性、代表性和可行性。針對以上原則，我們具體分析了地區農業經濟發展中起到重要作用的指標，選擇如下指標：農業總產值、農業增加值、農業機械總動力、農業從業人員、農村用電量、化肥施用量、水庫庫容量、除澇面積、農作物播種總面積、糧食作物播種面積、糧食產量、油料產量、蔬菜食用菌產量、瓜果產量、單位糧食產量、水果產量，共16項，具體詳見表1。
選定的指標原始數據來源于2012年《黑龍江統計年鑒》和2012年《中國城市統計年鑒》中黑龍江省各地區的相關數據，并經過一定測算得出，表1給出了指標數據的描述性統計，由此我們可以看出，來源數據具有科學性和可測性。同時，為了表述方便，我們用X1～X16表示16個指標。
（二）實證分析
1.數據的無量綱化
評價指標是由多個指標構成，為了避免量綱和數量級的影響，必須對數據進行標準化處理，將它們都轉化為無量綱數據。按以下公式進行處理。為節省篇幅，無量綱化處理數據不在文中列示。
2.KMO檢驗和球形Bartlett檢驗
KMO檢驗用于檢查變量間的偏相關性，取值在0～1之間。實際分析中，KMO統計量在0.7以上時效果比較好。Bartlett球形檢驗是判斷相關矩陣是否是單位矩陣。由表2我們可以看到，KMO值和Bartlett檢驗值效果均達到因子分析的要求。
3.確定解釋因子
由相關系數矩陣R計算得到特征值、方差貢獻率和累計貢獻率，如表3所示，可知第一因子F1的方差占所有因子方差的54.305%，前三個因子的方差貢獻率達到91.467% > 80%，因此選前三個因子己經足夠描述經濟發展的總體水平。
4.因子得分
為了考察各地區的農業經濟發展狀況，并對其進行分析和綜合評價，根據函數系數矩陣，采用回歸方法求出因子得分函數。由系數矩陣將兩個公因子表示為12個指標的線性形式。
按各公因子對應的方差貢獻率為權數計算如下綜合統計量：
（三）實證結果
根據上述公式，我們可以得出黑龍江省各地區農業經濟發展水平綜合評價得分，具體見表4。從表4中我們可以看到，地區農業經濟發展水平因子得分最高的為哈爾濱，為1.4018，得分最低的為大興安嶺，為-0.6633，可見黑龍江省各地區農業經濟發展并不均衡。因子得分排名前三位的是哈爾濱、綏化、齊齊哈爾，排名后三位的是大興安嶺、七臺河、鶴崗，可見黑龍江省農業經濟發展有一定的地區特色，傳統農業產區依然強勁，但以礦業為主的地區農業經濟發展水平相對較低，需要指出的是，大興安嶺地區是黑龍江省農業經濟的重要地區，但是排名卻為最后，可能的原因是大興安嶺的農業技術水平相對較低，僅僅依靠初級產品的生產銷售，整體農業全要素生產率較低導致的。
三、結論
通過上述實證研究，我們可以得出以下結論：
第一，各地區農業經濟發展水平差距明顯。根據上述實證所得，我們可以看出，最高得分與最低得分差距極大，且一半地區處于負分。其中，傳統農業產區的發展水平較好，而東部地區則農業發展水平較低。由此可見，黑龍江省各地區還有進一步提升農業發展水平的可能。
第二，各地區內部各種農業經濟發展狀況并不均衡。由表4我們可以看出，各地區在主要因子得分中都沒有處于完全優勢中，在各個方面或多或少存在一定的缺陷，所以，各地區要根據自身農業經濟的特點進行有針對性的改進，促進農業經濟水平的全面提高。
第三，影響各地區農業經濟發展水平的因素較多。通過實證研究，我們發現可能影響農業發展水平的因素較多，其中包括，農業基礎設施的投入，如水利建設、農業用電等；農業技術的推廣，如化肥的合理施用等；以及大型農機具的使用等等。
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地區經濟發展水平范文第4篇
浙江作為海洋資源大省，在全國沿海發展戰略中具有重要的地位。浙江海洋經濟在發展過程中產生的各種金融需求，必然會引起各種金融創新，促進金融體系的改革、完善，為金融提供了廣闊的空間。同時金融發展對優化海洋業結構、提升海洋產業競爭力等方面具有重大作用。
由于金融與海洋經濟在浙江省經濟發展中的重要戰略地位，因此必須加強對兩者關系的研究，確定金融發展對海洋經濟的貢獻。本文選取浙江海洋經濟、金融、浙江地區經濟、浙江科技發展水平4個變量構建一個VAR模型，運用1997年～2010年的數據進行實證，重點研究進入21世紀以來金融發展對海洋經濟的貢獻及金融發展作用所處的階段。
二、變量的衡量及數據說明
本文研究金融發展對海洋經濟的貢獻，同時引入經濟發展水平、R&D投入。海洋經濟具有技術密集、資金密集和高風險特征。它的快速發展，科學技術在其中發揮了越來越重要的作用。由于海洋經濟的自身特點，海洋經濟活動地區的經濟基礎、資本實力、科技水平，就成了發展的重要約束條件。因此，在研究金融發展對海洋經濟的貢獻的同時，不能忽略地區經濟發展水平和科技實力的影響。
1.變量的衡量
（1）浙江海洋經濟發展水平的衡量
衡量海洋經濟發展水平的指標有很多，包括年度產值、產業結構等。本文選取每年度浙江海洋經濟產值來衡量發展水平。
（2）金融發展水平的衡量
考慮到存款是貸款的資金來源，加上從金融促進海洋經濟發展的角度出發，貸款所發揮的作用更大，因此本文用貸款余額與GDP的比率作為衡量金融發展的一個指標。
（3）地區經濟發展水平的衡量
地區經濟發展水平采用地區GDP來衡量，地區GDP在很大程度上體現一個地區的經濟基礎、發展水平。
（4）科技實力的衡量
科技實力本文采用R&D投入占GDP比重來衡量。R&D投入占GDP比重在一定程度上代表一個地區研究與發展的實力和潛力，是科技實力的重要組成部分。
2.數據來源
本文的數據來自于1998～2011年中國海洋統計年鑒，1998～2011年浙江統計年鑒。所有數據的描述統計量如表1所示。
三、計量實證分析
1.ADF檢驗
為了保證回歸結果的可靠性，采用ADF檢驗對所選變量的平穩性進行單位根檢驗。單位根檢驗的結果如表所示。
從表2中看出，經過二階差分所有變量都是平穩的。序列Ln（ME（-2））、Ln（GDP（-2））、Ln（FIR（-2））的ADF值在5%的顯著水平下拒絕了單位根的零假設，序列Ln（R&D（-2））的ADF值在10%的顯著水平下拒絕了單位根的零假設。
2.變量間協整關系檢驗
本文運用Johansen協整檢驗方法對海洋經濟、地區生產總值、金融發展水平、研究開發投入進行檢驗。結果如下（見表3）：
從表3看出，特征根跡檢驗和最大特征值檢驗的結果都在5%的顯著性水平下拒絕r≤0，說明這4個變量之間具有協整關系，Trace檢驗同時拒絕了r≤1、r≤2、r≤3的假設，最大特征值檢驗同時拒絕了r≤1假設，接受r≤2的假設，這說明各變量之間存在長期穩定的均衡關系。
3.變量間Granger因果檢驗
金融發展與海洋經濟之間是否存在雙向因果關系，必須進行格蘭杰因果檢驗。考慮到兩者發揮作用的滯后期通常以1～3年居多，因此滯后期以此為準。本文采用Granger因果檢驗得出以下結論：
在滯后1年的情況下，金融發展、地區經濟發展水平是海洋經濟發展的格蘭杰原因，在滯后2年的情況下，地區經濟發展水平是海洋經濟發展的格蘭杰原因。在滯后1、2、3年的情況下，海洋經濟都是科技發展的格蘭杰原因。
4.VAR模型平穩性檢驗
如果全部根的倒數值都在單位圓之內，VAR模型是穩定的。
從表4看出，浙江海洋經濟、金融、浙江地區經濟、浙江科技發展水平4個變量構建一個VAR模型是一個穩定的VAR模型，可以做脈沖響應函數分析。
5.脈沖響應函數與方差分解
海洋經濟對于各變量沖擊的響應如圖3所示。來自金融一個標準差的正向沖擊，剛開始對海洋經濟的影響為0.5，到第3期達到最大，然后緩慢下降，到第5期為負值，之后逐漸上升，趨勢平穩，說明金融對海洋經濟的影響是長期的，總體上金融發展對海洋經濟影響最大。來自經濟增長的沖擊對海洋經濟的基本影響為負值，但呈現出縮小的趨勢，在第2期達到最大且為正值，然后緩慢下降，趨于平穩，說明經濟發展能擴大國內需求，支持海洋經濟發展。來自科技實力的沖擊對海洋經濟的影響是比較平穩，在第6期達到最大。
方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動項的相對重要信息。通過表5可以看出，隨著時間的推移，海洋經濟發展自身的貢獻率逐步下降。與在脈沖響應分析中的情形類似，金融發展本對海洋經濟發展的貢獻率逐步上升，趨于穩定。
四、結論與建議
1.金融發展與海洋經濟關系密切，總體平穩
滯后一期FIR每提高一單位，每單位海洋經濟提高113.546%，滯后二期FIR每提高一單位，每單位海洋經濟提高54.99%，金融發展對海洋經濟的支持作用明顯。根本原因是由浙江省當前的金融體系和海洋經濟業特點所決定的。一方面，海洋經濟具有依賴資源、周期長、技術要求高、資本投入大和高風險等一系列弱性特征；另一方面，我國當前的金融體系還不完善。兩方面的作用，使商業銀行對我國海洋經濟信貸投入不足，存在“惜貸”現象，能為海洋第二產業提供有效金融服務的中小金融機構體系還沒有真正建立起來，政策性銀行還不可能將海洋第二產業的企業作為專門扶持的對象，大部分項目和企業也難以從政策性銀行獲得貸款融資支持。
2.海洋經濟發展應強化金融支持的作用
研究表明金融發展對海洋經濟的貢獻和效率處于適應性作用到主動性作用的階段，還沒有達到主動性作用到先導性作用的階段，海洋經濟、發展程度高的地區，當前的金融體制、金融供給已經不能很好滿足金融市場的需求。
海洋經濟發展中資金來源應是多元化，應建立多種投融資渠道。一方面保持商業銀行主渠道作用的基礎上，允許外資銀行、金融信托機構等的進入，形成靈活、多樣、高效的金融中介服務機制。另一方面應大力發展直接融資，大力發展股票市場、債券市場等直接融資市場，充分利用社會的有效資源。
參考文獻：
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地區經濟發展水平范文第5篇
[關鍵詞] 因子分析 地區經濟發展 評價
一、引言
當今世界已步入了全球性經濟大協作，資源市場大競爭，經濟循環一體化時代。地區作為國家的經濟、政治、科學和教育文化的中心，它已成為經濟循環的主角，而決定每個地區在激烈市場搏擊中的地位、作用、未來的發展趨勢的主導因素是它們各自擁有的經濟發展水平。因此，如何分類、比較和研究地區經濟發展水平，以便有針對性地制定地區經濟發展戰略，對促進國民經濟協調發展有著重要的意義。
本文利用因子分析法對2007年我國各地區的經濟發展進行評價和比較研究。在遵循選取評價指標原則的基礎上，根據專家在經濟發展方面的歷史文獻資料，選取了反映經濟發展的以下八項指標：
:人均國內生產總值（億元），:第三產業值（億元），:工業總產值（億元），:固定資產投資（億元），:財政總收入（萬元），:外商及港澳臺投資企業總產值（億美元），:各類專業技術人員（萬人），:進出口總額（萬美元）。
二、對指標數據的因子分析
根據上述指標體系，選取2007年我國各地區對應指標的數據，數據來源于《2008年中國統計年鑒》。按照因子分析方法的實現步驟，運用SPSS12.0統計分析軟件，首先對數據資料是否符合因子分析方法的要求進行判斷，采用軟件中KMO and Bartlett's Test檢驗方法，結果表明，Bartlett值為407.358，P
1.因子分析的基本過程
首先，對原始數據標準化，以消除量綱的影響；然后建立指標間的相關系數陣R。其次，求出相關系數陣R的特征值和特征向量。第三，建立指標變量旋轉后的因子載荷矩陣。第四，根據因子得分系數，建立因子得分矩陣。第五，根據因子得分矩陣建立三個因子的得分模型：
構制綜合得分評價模型:
計算綜合得分
2.結果分析
為了便于相關政府部門因地制宜地制定區域經濟發展戰略，利用綜合評價模型對2007年我國各地區的經濟發展水平作出評價，列出各市的經濟發展水平的因子得分和綜合得分，并根據得分高低進行了排序，結果見下表。
(1)對第一主因子得分進行分析
由上表可以看出，分列前三位的山東、河南、江蘇經濟發展較快，尤其是山東得分明顯領先。不難從該因子的組成中發現，山東的第三產業值，工業總產值，固定資產投資，各類專業技術人員等指標位居2007年前列，而這些指標在第一主因子中占有較大載荷。因此山東經濟發展水平與其投入產出是密切相關的。大量的投入產出極大地促進了山東經濟的快速發展。
(2)對第二主因子得分進行分析
廣東在利用外資、對外貿易，地理位置上都占有一定的優勢，其中在外商及港澳臺投資企業總產值，進出口總額指標上具有更明顯的優勢，遠遠超過2007年其它各省。由于第二主因子主要體現為對外開放程度，且廣東在該因子上的得分排在了首位，因此廣東的發展前景是美好的。
(3)對第三主因子得分來進行分析
該因子為經濟發展狀況因子，上海、北京、天津三大直轄市位列前茅，遠遠大于其他地區。其中，北京僅次于上海，相差很小。由此可以看出，上海、北京、天津有很強的經濟實力，表現出了很好的經濟發展水平。
(4)對綜合得分進行分析
從綜合得分來看，我國區域經濟發展差異顯著，各地區的經濟發展差異還是比較大的，經濟實力較強和經濟發展速度較快的地區主要分布在東部，南部沿海地區，而中西部、西北、西南地區各省的經濟實力相對較弱，發展速度相對較慢。但是從影響經濟發展水平的三個因子來看，西部地區亦有在某些方面高于東部地區的，如投入產出因子。在西部大開發和可持續發展戰略的指導下，各省應找準自身在全國經濟活力和三大因子活力中的位置，繼續保持、發展自身的優勢，同時制定相應的政策措施彌補自身的不足，以達到系統全面地提升經濟發展水平的目的。故可以得出以下主要結論：
①工業效率目前仍然是影響我國地區經濟發展的最重要因素。地區經濟發展仍然較多地依賴于工業，第三產業在促進地區經濟發展中的作用還相對較弱，未開放地區的這一特征比開放地區更明顯。
②三資企業規模的不斷擴大和對外開放政策的實施對開放地區的經濟發展起到了較大的促進作用；而三資企業在未開放地區中的低效益并未對其經濟發展產生明顯的有利影響。
③開放政策的推行和對外開放力度的加強，對地區的經濟發展起到了明顯的促進作用。利用外資額、開放程度和三資企業規模對中等地區經濟發展的促進作用最大，對各地區也有較明顯的作用。
三、 推動我國地區經濟發展的政策措施
1.落實科學發展觀，促進經濟和社會協調發展
經濟發展需要不斷補充新的勞動力，不斷提高勞動者的全面素質。這就要保證勞動力再生產的需要，增加居民收入水平，調節收人分配，消除貧困，發展社會保障體系，逐步地提高勞動者的物質生活質量，以發揮勞動者的勞動熱情和積極性必須發展教育、文化、衛生事業，加強精神文明建設。
發展經濟要求保護環境，保持自然生態的平衡。如果缺乏宏觀管理，完全由市場調節，必將破壞生態平衡，造成環境污染。其后果，不僅有損于經濟的發展，而且破壞了人們生存的條件。所以，發展經濟和保護環境應當保持協調一致。
經濟發展需要保持穩定的社會環境，這就要加強法制建設。另一方面，社會事業發展需要一定的物質基礎，要以生產的發展為條件，社會事業發展的規模和速度取決于經濟提供的可能。
2.提高對外開放層次，縮短經濟發展的差距
從我國經濟發展情況可以看出開發型經濟是經濟增長的重要力量，因此提高對外開發層次能促進經濟的快速發展，而提高對外開放層次就要建立承載外貿的基地。事實已證明：要加快發展外向型經濟，園區建設是一個良好的載體。因此，我國各地區要在建立高起點的園區上做工作。在當前政府對各類開發區的嚴加控制情況下，各地區更要重視做好外資發展的定點規劃工作，要在整合規模不大，層次不高的園區上下功夫。
我國區域經濟發展差異顯著。對具有不同發展水平和不同經濟社會結構的不同地區，要實行分類解析和分類指導。從地區的實際情況出發，有針對性的研究和解決問題。另外，政府要加大幫扶力度，給與更多的政策優惠，采取技術幫扶為主、資金幫扶為輔的措施，加大教育投入。總之，在繼續保持華南、華東地區經濟穩定增長的同時，加快西北、西南地區的開發，推動全國各地區的共同發展。
3.調整經濟結構
改革開放多年來，我國生產力水平邁上了一個大臺階，市場供求關系發生重大變化，一般工農業產品出現了階段性、結構性剩余。但也存在經濟結構不合理的問題，這突出表現在產業結構不合理，地區發展不協調，城鎮化水平低，國民經濟整體素質不高，國際競爭力不強等方面。這種結構性矛盾越來越不適應加快經濟發展的需要，越來越不適應擴大對外開放、積極參加經濟全球化的需要。
從我國經濟發展現狀和世界經濟、科技發展趨勢來看，當前的結構調整不是一般意義的調整，而是在新技術革命帶動下，對經濟全局和長遠發展進行具有重大影響的戰略性調整，包括產業結構、地區結構和城鄉結構在內的全面調整。尤其是要調整生產力布局，促進地區經濟協調發展。針對我國東部沿海地區與中西部地區經濟發展差距逐步擴大，影響整個經濟加快發展的狀況，我國提出了實施了西部大開發戰略，加快中西部地區發展，振興東北老工業基地，同時繼續發揮東部沿海地區在體制創新、科技創新、對外開放和經濟發展中的帶動作用，是推進經濟結構調整結構重要組成部分和戰略之舉。只有進行經濟結構的全面調整，才能使我國在經濟全球化趨勢不斷發展、國際競爭更加激烈的條件下，抓住機遇，乘勢而上，實現生產力的跨越式發展。
參考文獻:
[1]王建剛 于英川:地區綜合經濟實力的主成份分析研究商業研究，2004(1):10～15
