区域经济发展水平范文

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1.1测度指标体系

区域经济协调发展指标体系，是把能直接或间接地反映区域经济协调发展的目标、内容和要求等不同属性特征的单项指标按属性相同或相关原则、分级与分层原则组成的一个有序集合，这一指标的集合与集成应同时具备对区域经济协调发展现状的描述功能、结果评价功能和未来发展预警导向功能等多项功能，并且能直接或间接地反映区域经济协调发展的目标、内容和要求。为了科学地测度区域经济协调发展水平，正确地确定选择反映区域经济协调发展的指标体系非常重要。在选择指标时，一般要遵循科学性、可操作性、系统性、层次性、定量和定性分析相结合等原则。庄亚明等(2008)提出了从增长、依附与和谐三个维度评价区域经济协调发展水平。然而，其忽略了区域经济协调发展的竞争要素。因此，本文从增长（G）、依附（A）、竞争（C）与和谐（H）四个评价要素，在已有研究基础上构建了区域经济协调发展水平测度指标体系，如表1。由于增长主要体现为产出的增加，但也不能忽视现有对增长的研究，对“收入”等问题的关注，因此，在借鉴前人研究的基础上，选择如表1所示的指标体系以反映区域经济增长维度的总体特征。选择指标的过程中，进行了一些简化，力求使得入选的指标尽量精确地反映所需测量的经济事实，尽量保持指标间的独立性。依附维度主要反映区域与外界间的关系，主流方法是选取进出贸易额、FDI及其溢出效应等作为测度指标，但它们显然不能完全地反映区域主体在竞争中的整体情况，因为依附既包含资金技术的国际层面引进问题，也包含区域内扩散效应的问题。所以应加入资源、科技教育等方面的指标。竞争维度反映资源、制度、总量、质量等方面的优势，主要包括经济财政实力、产业竞争力、企业竞争力、人力及资本配套等构成要素。和谐维度包含的范围较为广泛，涉及到经济发展、社会和谐、可持续性等经济、社会、资源环境发展等诸方面的问题。

1.2基于ANP-ER的测度方法

在上述区域经济协调发展水平测度指标基础上，选择合适的测度方法就可对区域经济协调发展水平进行测度。本文选择基于ANP-ER的测度方法，其中利用网络层次方法（ANP）确定测度指标的权重，然后利用证据理论（ER）构建测度方法。因为，网络层次分析法在确定指标权重时充分考虑指标间相互关系，ER方法的优点之一是能有效集成定性指标和定量指标。

证据推理方法本质上是非线性集成方法，包括递归算法和解析算法两种。如果有L个指标，采用递归法需要迭代L-1次才能得到总的信度；如果采用解析法，只需要一步就可以完成证据融合过程，能大大简化模型及运算的复杂程度，提高证据融合的效率。但是，递归算法的思路和条理性等都优于解析算法。由于本文的计算量相对较大，为了简化计算过程，本文采用证据推理的解析算法进行证据融合。以评价对象al的证据合成过程为例，给出证据推理的解析算法过程。首先，将指标权重与初始信度融合，将初始信度转换为基本概率分配。具体过程如下：mn,i=mi(Hn)=wiβn,i(al)(i=1,2,...,L;n=1,2,...,N)（1）mH,i=mi(H)=1-∑n=1Nmn,i=1-wi∑n=1Nβn,i(al)(i=1,2,...,L)（2）mˉH,i=mˉi(H)=1-wi(i=1,...,L)（3）mH,i=mi(H)=wi(1-∑n=1Nβn,i(al))(i=1,...,L)（4）其中，mH,i=mˉH,i+mH,i，并且，∑i=1Lwi=1其次，通过以下的算法将L个指标的基本概率分配进行融合，得到集成后的基本概率分配：{Hn}:mn=kéêùú∏i=1L(mn,i+mˉH,i+mH,i)-∏i=1L(mˉH,i+mH,i)(n=1,...,N)（5）{H}:mH=kéêùú∏i=1L(mˉH,i+mH,i)-∏i=1LmˉH,i（6）{H}:mˉH=kéêùú∏i=1LmˉH,i（7）其中k=éêùú∑n=1N∏i=1L(mn,i+mˉH,i+mH,i)-(N-1)∏i=1L(mˉH,i+mH,i)-1（8）最后，将集成后的基本概率分配标准化，得到综合信度：{Hn}:βn=mn1-mˉH(n=1,...,N)（9）{H}:βH=mH1-mˉH（10）其中，βn和βH分别表示证据合成后的分配给等级Hn和识别框架H的综合信度。显然，集成后的综合信度仍然是分布式评估向量，可以记为S(y(al))={(Hn,βn(al)),n=1,...,N}（11）式（1）~（11）构成了完整的ER解析算法。与DS证据合成规则相比，ER算法至少有以下优点：考虑了指标的权重；将未知的信度分解为2部分，并且根据区别对待；能较好地融合冲突证据。假设0=u(H1)<u(H2)<u(H3)<u(H4)<u(H5)=1。经ER合成后，al的期望效用为u(S(y(al)))=∑n=1Nu(Hn)βn(al),l=1,...,M（12）如果βH(al)≠0，将βH(al)全部分配给H1（最低的等级），此时al的期望效用最小，为umin(S(y(al)))=(β1(al)+βH(al))u(H1)+∑n=2Nu(Hn)βn(al)(l=1,...,M)（13）如果βH(al)全部分配给HN（最高的等级），此时，al的期望效用最大，为umax(S(y(al)))=∑n=1N-1u(Hn)βn(al)+(βN(al)+βH(al))u(HN)l=1,...,M（14）uaver(S(y(al)))=(umin(S(y(al)))+umax(S(y(al))))/2（15）平均期望效用uaver(S(y(al)))即为al的综合发展水平。根据离差系数最小化协调度模型（汤玲等，2010），m个维度间的协调度为：ct=è÷÷1C2m∑i≠juitujtè÷÷∑i=1muitm2k（16）其中，ct为协调度，ct越大，则维度间越协调；k为调节系数（k2）；uit为t时期维度i的综合发展水平（期望效用），即为ER计算的结果，i=1,2,3,4。将度量维度间协调发展水平高低的定量指标称之为协调发展度或协调发展系数，用Dt表示。则t时期维度间的协调发展度为：Dt=ctTt，Tt=∑i=1mαiuit，（17）其中，αi为各维度的权重，本文中取αi=1/m，i=1,2,...,m。

2实证分析

2.1样本与数据

本文实证分析的对象是宁波市五县市，即余姚市、慈溪市、奉化市、宁海县与象山县。实证的数据中定量指标来源于2003~2010年《宁波统计年鉴》，而定性指标的数据来源于对宁波市的五个县市的问卷调查。

2.2实证分析结果

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关键词:时序立体数据表 全局主成分分析 雷达图

在重庆市“一圈两翼”发展战略中,三峡库区被称为“渝东北翼”,它包括11个区县,幅员面积占全市总面积的41.1%;2007年末常住人口847.01万人,占全市总人口的30.01%(重庆统计年鉴2008),由于受自然地理因素的制约和历史条件的影响,三峡库区产业发展基础薄弱,经济总量偏小,农业人口多,投入产出偏低,贫困人口集中,是重庆市经济发展的“短板”, 因此分析研究三峡库区区域经济的动态发展状况,对破解发展失衡,搞好城乡统筹,协调区域发展,成为一个迫切的问题(张婕、苏维词,2009;冯维波、彭丽,2009)。本文应用全局主成分分析方法和雷达图分析方法对三峡库区区域经济动态发展水平进行实证分析。

变量、样本的选取及研究方法

(一)变量的选取

根据三峡库区的实际和特点,本文选取12个指标作为变量来刻画,它们是:X1:地区生产总值(亿元);X2:人均地区生产总值(元);X3:全社会固定资产投资总额(万元);X4:全社会消费品零售总额(万元);X5:地方财政收入(万元);X6:农村居民人均纯收入(元);X7:城乡居民人均储蓄存款余额(元);X8:每万人卫生机构床位数(张);X9:每万人专业技术人员数(个);X10:第三产业占GDP的比重;X11:城镇经济单位职工年平均工资(元);X12:人口城镇化率。

(二)样本的选取

变量确定后,选取2003年、2005年、2007年三峡库区所包括的万州区、梁平县、城口县、丰都县、垫江县、忠县、开县、云阳县、奉节县、巫山县、巫溪县共11个区县的12个指标值的动态数据为样本(重庆统计年鉴2008、2006、2004),构成三峡库区区域经济动态发展的时序立体数据表。

(三)研究方法

对已构成的时序立体数据表进行主成分分析,得到统一的主成分子空间,该子空间保证了系统分析的统一性、整体性和可比性,进而对整个系统进行比较和评估,解决了采用横截面数据,不能动态反映区域经济发展水平的问题,弥补了采用单一统计指标分析问题,无法全面反映区域经济发展整体状况的缺陷。这种分析方法就是全局主成分分析,然后用雷达图的方法对区域经济动态发展水平给以更直观、更清楚的刻画。

实证分析

本文对原始数据进行标准化处理,使各变量之间具有可比性。

(一)全局主成分分析

对上述时序立体数据表进行主成分分析,把多个指标转换成较少的几个互不相关的综合指标,得到统一的主成分公因子,提取立体表的绝大部分信息,从而对样本进行分析、评价。

1.多重共线性检验。调用SPSS的“Data Reduction”中的“Factor”过程进行主成分分析(张文彤,2002),计算出样本的相关系数矩阵,并对是否适合进行主成分分析,进行KMO检验和巴列特球度检验,结果显示,样本数据适合进行主成分分析,见表1。

2.主成分分析。以方差累计贡献率大于80%为原则提取主成分,在SPSS软件中计算结果为提取前三个主成

分Z1,Z2,Z3累计方差贡献率达到87.65%,分析过程从略;其中Z1贡献率是66.04%,主要反映经济发展的总量水平;Z2贡献率是11.72%,是从人均经济占有量方面来衡量社会经济发展水平;Z3贡献率是9.90%,是反映社会经济发展的科技卫生因子;这样用三个主成分就能反映原始变量的87.65。

由SPSS软件计算所得的主成分得分系数矩阵构成三个主成分的计算公式,计算得各区县的主成分得分(略),它们从三个方面综合反映了三峡库区区域经济动态发展水平,但是单独使用某个主成分,并不能对各区县经济动态发展水平做出综合评价,因此本文以Z1,Z2,Z3的方差贡献率为权重,加权求和构成衡量各区县经济发展水平的综合评价得分函数:

Y=0.6604Z1+0.1172Z2+0.0990Z3并计算Y值,如表2所示。

从表2看到:2003、2005、2007年综合得分排在前3名的是:万州区、开县和垫江县,其中万州区领先优势明显,各项指标也排在前列,2007年地区生产总值在190亿元以上,是三峡库区经济最发达的地区;忠县的名次发生了位次变化,由2003年的第8名到2005年的第7名再上升到2007年的第4名,这是由于该县从承接“一圈”,传递“两翼”,建设三峡库区生态经济核心产业带出发,在产业发展、基础设施、机制创新等方面积极与“一圈”全方位对接,借“一圈”发展之势,实施工业强县,实现了全县经济社会在三峡库区率先加快发展。 相反2007年综合得分排第7名的云阳,在2003年和2005年都排在第3名,是由于这几年别的区县抓住机遇得到快速的发展,使得原来基础较好的云阳落后了。

城口县、巫山县、巫溪县综合得分排在最后,这几个县都属于农业经济为主的地区,农业经济成分较大,综合经济实力弱,工业经济比较落后,对GDP贡献较小。

(二)雷达图分析

1.绘制综合得分雷达图。在综合得分值的基础上,绘制综合得分雷达图。其步骤如下:首先作一个圆,并把圆周分为11等分;其次,连结圆心和各分点得到11条辐射状的半径,即为11个区县的坐标轴。然后,将各区县2007年的综合得分值映射到相应坐标轴上,再把坐标轴上对应的点依次连接起来,得到11边形,即为平面表示的11维雷达图(见图1)(付、方德英,2007)。它清楚地反映出三峡库区区域经济动态发展的“姿态”。

2.雷达图分析。从雷达图1看到,闭环上点的位置越靠外,则该区县经济发展水平越高;越靠内,则经济发展水平越低。这样雷达图清晰地给出了各个区县在三峡库区区域经济对比中的相对经济发展水平的高低。

在图1中,万州区相应点的位置最靠外,表明该区经济发展水平最高,它在三峡库区的中心地位突出,其综合得分值遥遥领先,与其它区县形成较大的落差;其次是开县、垫江县、忠县、梁平县,它们经济发展势头良好,但是与本区域的万州区相比有很大的差距,需要加快发展缩小差距,以形成三峡库区协调发展的城市群;最靠内的是巫溪县、巫山县两个县,其经济发展落后,需要高度关注,加以积极的帮扶,使经济得到较快的发展。

结论

第一,三峡库区区域经济近年来得到了稳步发展,特别是万州区、忠县等区县发展更快,他们在把重庆加快建设成为西部地区的重要增长极、长江上游地区的经济中心、城乡统筹发展的直辖市,为在西部地区率先实现全面建设小康社会发挥了“助推”的作用。

第二,在加快三峡库区区域经济的发展过程中,要注重发展的统筹性,要加快开县、垫江县、忠县、梁平县的发展,缩小与万州区及主城各区的差距,逐步形成三峡库区协调发展的城市群;并且把三峡库区的发展与“一圈”建设统筹协调起来,通过优先发展“一圈”,增强对三峡库区的反哺能力,并加强对三峡库区优势产业发展的扶持,增强其自我发展能力。

第三,在加快三峡库区区域经济的发展过程中,要依据三峡库区的自身特色,充分发挥长江水道大通道优势,增强要素聚散能力,发展通道经济,发展壮大现代绿色农业、生态旅游业、盐气化工、新型材料等支柱产业,形成长江上游特色经济走廊、长江三峡国际黄金旅游带、长江流域重要生态屏障。

这样在重庆市“一圈”“火车头”的带动下,三峡库区的经济发展实现“提速提档”、“做特做优”,尽快达到我国中西部地区平均发展水平,实现重庆市经济又快又好的发展。

参考文献:

1.张婕,苏维词.基于产业集群的万州区产业专型研究[J].重庆工学院学报(社会科学),2009(1)

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关键词：区域经济；效用函数评价；ASTU；综合评价

Key words： regional economy；utility function evaluation；ASTU；comprehensive evaluation

中图分类号：F061.5 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2016）20-0035-04

0 引言

评价区域经济发展水平意义重大。一个国家，如果各区域经济发展水平差异过大将会导致一系列严重的后果。然而，评价区域经济发展水平是一个综合性的概念，我们不能仅片面考虑一个地区某一时段的GDP发展水平，还应该考虑到环境因素的影响。近年来，由于不重视环境因素的影响，京津冀雾霾、松花江水污染、黄浦江死猪事件等层出不穷的公共环境事件一次次给粗放发展模式敲响警钟――不可唯GDP式发展。

过去，一些专家学者对区域经济发展水平评价方法进行了深入的研究，归结起来可以分为静态方法与动态方法，但大部分学者使用的仍然是静态方法。静态评价方法主要使用的是：主成分分析法、因子分析法、层次分析法、模糊综合评价法、熵权法以及神经网络方法等。这些研究都是对某一年各地区经济发展有关指标数据进行的评价，确实能够较好地反映某一年各地区经济发展水平的不同。但是存在一些问题：首先，多数文献都仅对国民经济增长的各因素数据进行评价，而较少或者忽视了对环境污染各因素的分析，缺乏综合性；其次，影响经济发展的因素往往带有很强的时滞性，如产业政策、政府投资、环境治污投入等，一般不会在当年就产生明显效应，而是要时滞到下一期甚至而后许多年后才会产生效果，因此仅对某年各地区数据做静态分析的方法有待通过动态分析进一步完善。

本文在传统效用评价方法的基础上，通过引入齐次函数假设，创造性地优化了传统效用函数评价方法的上述缺陷，构造了评价区域经济与环境发展的综合指标ASTU，并运用该指数客观地对中国2014年区域经济发展水平进行了实证研究，针对评价结果，给出了有启发意义的政策性建议。

3 结论及政策性建议

3.1 结论

从模型的结果来看，沿海江浙一代的排名都比较靠前而内陆宁夏、新疆等地的ASTU排名却比较靠后，我认为这主要是浙江、江苏等地的经济发展较快，当地经济发展已经达到一定水平，即跨越了“先污染”这一阶段，地区开始进一步重视环境保护投入，很多重大污染企业向内陆搬迁，“后治理”效应显著。而青海新疆等地由于经济发展缓慢，加之环境保护没有明显优势，因此排名靠后。特别应注意，从排名中看到上海、北京等地排名在中等偏后水平，原因可能是本次评估中所采取的经济指标主要是综合指标，并没有采取人均指标，比如河南在人口和地理面积远远大于北京上海等地。总体而言，本模型对传统效用综合评价模型改进效果较为理想，结论也比较符合实际情况，很好地克服了传统模型缺乏客观性、有一定滞后性以及没有考虑环境因素的缺陷，有一定的实际应用价值。

3.2 政策建议

要使经济与环境能和谐发展，就是要尽可能地增加省区指标数值，根据上面的分析我们可以得到ASTU∝f1（x1，x2）+f3（y1，y2，y3）-f2（z1，z2），其中x1、x2、y1、y2、z1、z2分别表示“生产与人口因子”、“消费与外贸因子”、“化学气体排放因子”、“工业废物污染物排放因子”、“城市空气中有害气体或固体含量因子”、“污染治理投资因子”及“植树造林投资因子”。从单纯提高ASTU角度来看，省区应该扩大生产鼓励消费，制定相关环境污染排放标准并加大环境污染投资，以提高地区综合竞争实力。具体建议如下：

3.2.1 组建大的企业集团，发挥“规模经济效应”

从新古典经济理论中可知，一定数量企业规模的扩大可以带来规模经济效应。若政府在一定行业内组建大的企业集团，那么直接影响就是：①行业中区域参与人的数量会一定程度减少；②加强了企业自身的经济实力和治污能力，这不仅有利于生产因子的上升，更有利于环境污染因子的下降，因而区域总效应会得到一定程度提高；③由于企业规模经济带来的集团收益的增加，企业有更大的积极性去扩大生产，同时政府也利于征税以及划分产权，根据博弈理论中的“智猪博弈”原理，小企业将有机会搭便车，致使社会总污染也会减少。因此组建大的企业集团，发挥“规模经济效应”能够在一定程度上增加ASTU数值。

3.2.2 健全绿色贸易政策，实现绿色外贸增长

在经济发展指标中，进出口贸易是一个重要的影响因子。然而，随着我国逐步的对外开放，我国的对外贸易实际上是以牺牲环境为代价获得的提高。许多发达国家将那些能源/资源密集型、污染严重的产业转移至发展中国家。虽然发展中国家外贸高速增长，但是紧随而来的是环境的大幅度下降，这样社会总效用ASTU的数值增长幅度不大。因此，我国必须健全绿色贸易政策，实现绿色贸易增长。具体建议如下：①从产品、企业、行业三个层面，综合制定并运用环境关税、基于环保目的的市场准入与准出等政策措施，采取禁止、限制、允许、鼓励等手段，改变现有贸易体系和状况，减少由于贸易导致的环境污染和生态破坏；②充分利用WTO框架下的环境保护条款，积极应对国外我国限制稀缺性矿产资源产品出口的贸易纠纷；③尽快出台《关于加强我国对外投资和援助中环境管理工作的指导意见》和《中国对外投资企业环境行为指南》，提高中国海外企业的环保意识和环境管理能力，强化中国对外投资企业和援助机构的社会责任，密切关注对外投资企业的海外环境行为。

3.2.3 提高公众意识，引导社会参与

在经济发展指标中，人口与消费是重要的影响因素。因此，为了提高总效用指标ASTU数值，就应该做到：①鼓励公众绿色消费；②扩大环境保护意识的全民普及，引导公众参与；③协调人口增长与环境污染关系，人口规模大的地区多增加污染治理投入。从世界范围看，公众的参与极大地推进了环保事业的发展。公众既需要参与有关环境与发展的决策过程，特别是参与那些可能影响到他们生活和工作的社区决策，也需要参与对决策执行的监督。并且公众可以凭借其强大的群众基础和舆论声势，充分发挥环境诉讼的作用，通过对企业施加外部压力来实现其监督作用。这将从另一方面促进环境污染指数的减少。

3.2.4 不断研发高新技术，鼓励绿色技术革命

高新技术水平的不断研发，不仅可以有效降低一些行业的生产成本，形成规模经济，发挥“规模经济效应”，提高经济因子数值，而且还能够加速环境处理与控制的力度，减少环境污染指标的数值，从而增大社会总效用ASTU数值。因此，政府应当加大对相关领域的研究投入，对研发绿色技术的企业予以补贴或者奖励同时也应当加强高校对相关技术人才的引进和培养。

3.2.5 优化环境税收政策

根据经济学中外部性理论，环境污染的造成是由于社会边际成本与私人边际成本矛盾所造成的。要解决这一矛盾，本文建议：①继续稳步开征环境税；②推行污染排污标准收费改革，扩大征收排污税范围，避免收费重复和遗漏，针对不同行业、不同的污染排放水平，制定差别的污水处理费征收标准，鼓励企业污染治理设施的正常运行。排污税的征收会扩大企业的生产成本，因而能有效减少环境污染因子的数值，一定程度上能够提高社会总效用指数ASTU数值。

3.2.6 明晰排污产权登记，优化排污产权政策

1960年美国经济学家科斯（R.H.Coase）提出了有名的“科斯定理”，即明晰产权将会达到污染治理的帕累托最优。因此，明晰产权将有效减少环境污染指数，有利于提高社会总效用水平。我国的排污权交易政策经过10多年的探索，目前正处于试点深化阶段。本文建议：①出台《电力行业二氧化硫排污交易管理办法》，着手在全国电力行业开展二氧化硫的排污交易，完善电力行业二氧化硫排放交易的政策机制和配套措施建设；②修订《环境保护法》以及《水污染防治法》、《大气污染防治法》等单行法，明确排污权有偿取得和排污交易的法律地位；③严把排污交易的审批和许可关，加大监督检查和行政处罚及制裁力度，提高污染企业和超总量排放的违法成本，为排污权交易提供良好的制度环境。

3.2.7 强化污染物减排和治理，健全节能减排约束机制

对环境污染的类别进行有效规整，实施主要污染物排放总量控制。加强重点湖库及河流环境保护和生态治理，加大重点跨界河流环境管理和污染防治力度，加强地下水污染防治。推进火电、钢铁、有色、化工、建材等工业行业二氧化硫和氮氧化物治理，加大机动车尾气治理力度。综合运用调整产业结构和能源结构、节约能源和提高能效、增加森林碳汇等多种手段，大幅度降低能源消耗强度和二氧化碳排放强度，有效控制温室气体排放。加快低碳技术研发应用，控制工业、建筑、交通和农业等领域温室气体排放。探索建立低碳产品标准、标识和认证制度，建立完善温室气体排放统计核算制度，逐步建立碳排放交易市场。优化能源结构，合理控制能源消费总量，完善资源性产品价格形成机制和资源环境税费制度，健全节能减排法律法规和标准，强化节能减排目标责任考核，把资源节约和环境保护贯穿于生产、流通、消费、建设各领域各环节，提升可持续发展能力。

3.2.8 强化定量进行经济环境评定，健全标准化监督体系

对不同发展阶段的城市进行分类评定，综合评价经济增长、产业结构、质量效益、节能减排、环境保护和吸纳人口等。完善覆盖全国、统一协调、更新及时的动态监测管理系统，对经济增长情况和环境污染状况进行跟踪评估。并加强对重大环境风险源的动态监测与风险预警及控制，提高环境与健康风险评估能力；健全环境保护法律法规和标准体系，完善环境保护科技和经济政策，加强环境监测、预警和应急能力建设，不断推进经济与环境协调发展的进程。

参考文献：

[1]肖蓉蓉.湖南省经济发展与环境污染关系研究――基于环境库兹涅兹曲线[D].长沙：湖南大学，2007.

[2]张学刚.环境库兹涅茨曲线理论批评综论[J].中国地质大学学报（社会科学版），2009，09（05）：51-56，61.

[3]张玉霞.环境污染治理途径的经济学分析[J].理论学刊，2005，08（8）：36-38.

[4]张元鹏.微观经济学（中级教程）[M].北京：北京大学，2007：468-477.

[5]牛瑞涛.因子分析模型在环境污染专题制图中的作用[J].地理信息世界，2009，12（6）：72-77.

[6]张文彤.SPSS统计分析高级教程[M].北京：高等教育出版社，2004：213-234.

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一、第三产业的内涵

第三产业是指除第一产业（广义的农业）、第二产业（广义的工业）以外的其它各行业，它以服务产品的运动为轴心。在我国，第三产业具体包括如下行业：交通运输、仓储和邮政业；信息传输、计算机服务和软件业；批发和零售业；住宿和餐饮业；金融业；房地产业；租赁和商务服务业；科学研究、技术服务和地质勘探业；水利、环境和公共设施管理业；居民服务业和其他服务业；教育业；卫生、社会保障和社会福利业；文化、体育和娱乐业；公共管理和社会组织；国际组织等。

二、河南内部区域的划分

在本文的研究中，根据河南省自然条件和经济社会发展的综合特征，考虑到地理上的连片、经济社会发展的类似、生产力布局和区域分工的要求， 主要基于河南省中原城市群、豫北、豫西豫西南、黄淮四个经济区第三产业发展差异的研究。

（一）中原城市群

中原城市群以郑州为中心，包括洛阳、开封、新乡、焦作、许昌、平顶山、漯河、济源共9个省辖（管）市， 14个县级市， 33个县。区域土地面积5.87万平方公里，占河南省的35. 1%；2011年末总人口4235万人，占河南省的40.4%。该经济区位于河南省中部，各城市之间距离较近，距离中心城市郑州大都在100公里以内；区域内矿产资源丰富，煤炭、铁矿石、铝土矿、钼矿等储量居河南省前列，工业门类齐全，发展基础较好；公路、铁路交通便利，河南省90%以上的高等院校和一些具有国内一流水平的科研院所聚集此地，区位优势显著。

（二）豫北经济区

豫北经济区由安阳、鹤壁、濮阳3市组成，土地面积1. 39万平方公里，占河南省土地面积的8. 3%； 2011年末总人口为1114万人，占河南省总人口的10.6%。该经济区位于河南省北部，与山西省、河北省和山东省相邻，油气、煤炭资源比较丰富。

（三）豫西豫西南经济区

豫西豫西南经济区包括三门峡和南阳2市， 土地面积为3. 71万平方公里，占河南省土地面积的22. 3%； 2011年末总人口为1390万人，占河南省总人口的13.3%。该经济区位于河南省西部西南部，与山西省、陕西省和湖北省相邻，工业有一定基础，煤炭、有色金属资源比较丰富。

（四）黄淮经济区

黄淮经济区包括驻马店、商丘、周口和信阳4市，土地面积为5. 67万平方公里，占河南省土地面积的34.1%； 2011年末总人口为3749万人，占河南省总人口的35.7%。该经济区位于河南省东南部，与湖北省、安徽省和山东省相邻，以平原为主，河网密布，农业发展条件优越，但矿产资源比较匮乏。

三、河南省四大经济区域第三产业发展水平差异分析

河南省四大经济区域由于区域面积和人口数量有着巨大的差异，本文为了便于进行横向对比，以其第三产业人均生产总值作为参考指标，如图1所示。

图1 2007-2011年河南省四大经济区域第三产业人均生产总值

我们从图1中可以看到，中原城市群的第三产业人均生产总值基本上是黄淮经济区的3倍。说明黄淮经济区第三产业发展的速度要明显落后于中原城市群；相对黄淮经济区，豫北和豫西豫西南经济区第三产业发展趋于平稳，两者相差不大。

形成河南省第三产业发展区域差异的影响因素众多，与河南省各个区域的具体状况有密切的关系。总的来说，形成河南省不同地区第三产业发展不均衡的根本原因是各个区域所具备的推动第三产业发展动力的差异性，其中不同区域的经济发展水平是其中的主要因素之一。

四、第三产业的发展与经济发展水平的关系

第三产业的发展与经济发展水平互为因果关系。由于人均 GDP 综合反映了社会生产率、生产总量、消费者与生产者的比例、人口、收入水平以及整个国民经济发展水平等方面的总体状况，所以，人均 GDP 是衡量经济发展水平的最重要的指标。Fuchs （1980）研究结论得出第三产业就业比重和人均GDP 之间存在着显著并且稳定的正相关关系，第三产业就业比重随着人均GDP 的增加逐渐提高。我国的李江帆（2004）也曾对92个国家的进行了两者关系的实证分析，结果显示：第三产业在 GDP 中的比重与人均 GDP 之间存在着严格的正相关关系。笔者在对河南省各区域的第三产业进行对比分析后，也可以看出随着经济发展水平的提高，第三产业在经济总量的比重也将随之上升的这一规律。因为第三产业的发展离不开服务需求的提高，服务需求增大了，将拉动产业结构做出相应的变化。而人均 GDP 是影响服务需求的最重要的因素。当人均 GDP 迅速提高时，人们对服务产品的需求会逐渐大于对实物产品的需求。服务需求提高了，自然会刺激第三产业快速地发展。

（一）数据采集

根据河南省统计局《河南省统计年鉴》提供的统计数据整理和计算得表1，

表1 ：1992年—2011年河南省人均第三产业

增加值与人均GDP指标

（二）对人均GDP和人均第三产业增值进行相关分析

用SPSS软件对我省人均第三产业增加值与人均和GDP进行相关分析，得出关系如下表2、表3所示：

表2：

表3：

表3显示了人均第三产业增值和人均GDP之间的Pearson相关系数，1%的显著水平的双尾检验概率值，叉积离差阵和协方差阵。从表中可以看出，社会零售总额与居民收入之间的相关系数为0.998，双尾检验的概率值为0，小于1%，即相关程度是显著的，叉积离差值为3.541E8，协方差为1.863E7；因此可以说，河南省从1992年到2011年人均GDP、人均第三产为增值之间有着明显的线性关系。

笔者对2011年河南省四大经济区的的经济数据进行了分析，河南省四大经济区域中，中原城市群人均GDP是38140元，豫北经济区人均GDP是27950元，豫西豫西南经济区人均GDP是25987元，黄淮经济区人均GDP是17653元。四个经济区域中，人均GDP最高的中原城市群比人均GDP最低的黄淮经济区高二倍多，两者差距较大。同期中原城市群、豫北经济区、豫西豫西南经济区和黄淮经济区的第三产业人均生产总值分别为11488元、6411元、6186元和4030元，明显体现出河南省人均GDP 高的区域是第三产业较发达的区域，反之，则第三产业的发展相对落后。充分说明了河南省这四个区域的经济发展水平对第三产业发展的区域差异有着非常重要的影响。

河南省区域发展战略的制定忽略了不同区域经济发展水平的巨大差异造成了河南省第三产业区域发展战略具有很强的相似性。通过第三产业发展水平与经济发展水平的关系分析使我们更加明确河南省应该根据不同区域的经济发展水平制定相应的第三产业发展策略。

参考文献：

[1]河南统计局.河南统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，1991-2012.

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中图分类号：F127

文献标识码：A 文章编号：1674-9944（2016）05-0170-03

1 引言

20世纪90年代以来，浙江省由于其优越的地理位置和政策的优势，经济得到了快速发展，经济发展水平近几年在全国一直名列前茅。但同时，我们也注意到，区域间经济增长的不平衡更是不可避免的，浙江经济的发展也呈现出不均衡性，地区间存在着较大的差异，东西部差异明显。如何客观正确地评价各地区的经济状况，选择适合本地区的发展方向，对提高各地区经济发展水平，实现可持续发展是非常有必要的。因子分析法是通过从变量群中提取共性因子从而达到降维效果的一种多元统计方法。

2 因子分析方法原理介绍

2.1 因子分析方法简介

我们在研究一些问题时，往往要收集多个变量，而这些变量之间常常存在着较强的相关关系。如果直接使用它们进行分析，不仅麻烦，而且会由于变量之间存在的多重共线性而引起较大的误差。因此，人们希望尽可能地用较少的变量同时又不失分析的全面性，进行降维处理。因子分析法是研究从变量群中提取共性因子，并通过公共因子反映原有变量的大部分信息从而简化研究的一种统计技术，是两种分析形式的统一体，即验证性分析和纯粹的探索性分析[1]。其基本原理就是将具有相关关系的变量综合为少数几个核心因子，从而进行降维和简化处理。

2.2 因子分析的数学模型

设原始的p个变量为 x1、x2、x3…，xp，假设p个变量可以由k（k

3 浙江省各地区经济发展的因子分析

3.1 数据来源与指标选取

本文所用的数据来源于浙江省2012年统计年鉴。

选取的指标：X1-年末总人口；X2-人均生产总值；X3-社会消费品零售总额；X4-固定资产投资；X5-财政总收入；X6-城镇居民人均可支配收入；X7-农村居民人均村收入；X8-出口总额；X9-电信业务收入。这些指标都能一定水平地反应出一个地区经济的发展水平。

选取的11个地区市的11个指标数据见表1。

3.2 检验所选数据是否适合做因子分析

进行因子分析首先得进行数据检验，看是否适合。检验待分析的变量是否符合因子分析主要是对变量数据进行KMO and Bartlett检验。KMO统计量越接近于1，意味着变量间的相关性越强，因子分析的效果就越好。一般来说，KMO统计量在0.7以上时进行因子分析效果就很好了。

从SPSS操作中可以得出表2。从表2可看出本文所用变量数据的KMO统计量为0.621，接近0.7。Bartlett’s检验的Sig=O，表明变量之间存在着较大的相关性，可以进行因子分析。

3.3 因子提取

此过程可利用SPSS软件完成，因子提取方法使用主成分分析法，旋转方法使用方差最大正交旋转法。结果见表3。

从表3可以看出，前2个因子的特征根都大于1，而且累积方差贡献率到达89.815%，说明前两个因子总共解释了原始变量89.815%的信息。因而可以提取前2个因子作为公共因子。

表4是根据最大方差正交旋转法对因子进行旋转的结果。旋转后，各变量在某个公共因子上都有具有较大载荷。从表中可以看出，X1（年末总人口）、X3（社会消费品零售总额）、X4（固定资产投资）、X5（财政总收入）、X8（出口总额）在因子1上有较大载荷，说明第一个因子较多的解释了这几个变量的信息。从实际意义上看，这几个变量主要反映了地区的经济发展水平，因此可以尝试把第一个因子命名为“经济发展能力”因子。第二个因子与X2（人均生产总值）、X6（城镇居民人均可支配收入）、X7（农村居民人均村收入）的载荷系数大，主要解释了这3个变量。从现实意义看，这3个变量可以反映出地区的潜在消费能力，因而可以命名为“消费能力”因子。

3.4 计算因子得分

因子得分系数矩阵见表5。

根据表5，可以得到因子得分函数为：

f1=0.386x1-0.115x2+…+0.123x8

f2=0.26x1+0.353x2+…+0.104x8

注意：上式中的已不是原始变量，而是标准化变量。

根据上表达式可以计算出每个地区对应的第一个和第二个因子的得分，然后可以用每个公因子的方差贡献率做权数，对每个因子得分进行加权，得到每个地区的总因子得分。

SPSS会计算出每个因子的得分。最后得到的各地区两个因子得分、综合得分及排名如表6。

3.5 因子分析结果

根据表6，可以将浙江11个地级市分为三类。第一类为发达地区，综合得分大于2，包括杭州、宁波；第二类为较发达的地区，综合得分小于2大于0，包括绍兴、嘉兴、温州；第三类为欠发达地区，综合得分小于0，包括台州、金华、舟山、湖州、衢州、丽水。

从实际情况来看，杭州市和宁波市属于第一类也是很自然的事情。杭州是省会城市，经济发展有它得天独厚的有利条件，而宁波市则是第一批对外开放城市，是计划单列城市，有着良好的经济发展基础，在评价指标上远远领先于其他城市也在情理之中[3]。杭州因子1得分排名第一，说明杭州经济发展能力强，经济总量大；但因子2得分排名仅第5，说明杭州地区的消费能力较为一般，需要加强。

在第二类地区中，温州因子1得分排名第二，说明温州经济发展能力强，但因子2得分排名后，说明消费能力较差，因而温州的发展因把注意力多放在拉动消费方面。嘉兴和绍兴情况相反，经济发展能力较弱，而消费水平排名较高，因而两地的发展重点因在发展经济上。

第三类地区，经济发展能力和消费能力都相对落后，需全方面的发展。

4 浙江省各地区经济发展的相关建议

浙江虽处于我国东南沿海地区，经济总体较发达，但区域间经济增长的不平衡也是不可避免得。各地区由于区位、历史、发展条件不一，各地区经济发展呈现出多层次性和不平衡性，地区差距依然明显。如何控制区域经济差异，促进区域经济协调发展，已成为社会关注的热点。为了缓解浙江省区域经济差异，各市应因地制宜，根据自己的地方特色制定自己的发展策略，促进浙江省经济进一步发展。

在新的机遇下，浙江经济的发展应当先确定以中心城市带动区域经济发展的发展模式。杭州、宁波是浙江经济发展的两极，应当充分利用其具有的突出的优势，需要不断的强化其中心地位，辐射和带动周边地区经济的协调发展。嘉兴、绍兴、温州，都有各自的优势。嘉兴靠近杭州、上海，地理优势极佳；温州，民营经济极为发达；绍兴，我国重要历史和旅游名城。这三个地区应积极发展为浙江的二级中心。金华、丽水、衢州，位于浙江的中西部，应该利用沿海地区的产业转移，抓住机遇，加速发展。台州、舟山，应利用其对外贸易方便的优势，积极发展外贸，带动经济发展。

参考文献：

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一、江苏省旅游业发展现状及存在问题

(一)江苏省旅游业发展现状

近年来，江苏省旅游业的发展可谓突飞猛进，旅游总收入从2001年的744.1亿元增长到2007的2826.90亿元，短短7年之中旅游总收入增加近3倍。全省旅游增加值从2001年的296.2亿元增加到了2007年的1249.50亿元，增长幅度之大有目共睹。到2007年为止，全省旅游生产总值已经占到生产总值的4.9％。2007年，全省各类旅游景区接待游客3.2亿人次，同比增长15.5％，年游客接待量100万人次以上的景区达到了68个。旅游度假区经营管理取得新进展，2007年全省7个国家级、省级旅游度假区共接待游客2137.5万人次，同比增长7.2％：实现营业收入46.2亿元，同比下降10.7％：招商项目203个，合同金额67.7亿元，其中外资5.6亿元。2007年，全省公路、铁路、水路、航空等各种运输方式完成旅客运输量187240.54万人次，比上年增长16％：旅客周转量1596.06亿人，公里，比上年增长16.8％。

(二)江苏省旅游业发展存在的主要问题

据2007年江苏省旅游业年度报告提供的统计数据，国内旅游收入全省排名第1、第2的苏州(570.34亿元)和南京(526.03亿元)，分别是排名倒数第1、第2的宿迁(17.99亿元)和盐城(56.01亿元)的31.7倍和9.4倍：旅游外汇收入位于全省第1、第2的苏州(88916.27万美元)和南京(80763.71万美元)是位于全省末1、2位的宿迁(1188.18万美元)和淮安(2229.57万美元)的74.8倍和36.2倍。从以上两组数据的对比不难发现，在江苏省旅游快速发展的背后，存在着巨大的区域发展不平衡性。研究和协调这种旅游区域发展的不平衡性显然具有很强的现实意义。

二、江苏省旅游经济发展水平区域差异研究

(一)江苏省旅游经济发展水平差异定量研究

区域旅游经济的测度必须基于一定的指标，而且所选取的指标必须能反映各个区域旅游经济的整体状况，从经济角度研究旅游，可选取的指标主要有旅游外汇收入、国内旅游收入及旅游总收入等。指标的选取要保证数据的可获取性与区域间的可比性。由于各地级市旅游外汇收入和旅游总收入的基础数据较难获取，本文选取各地级市的国内旅游收入来表征各市旅游经济发展的总体水平。区域差异有绝对差异与相对差异两种。绝对差异表示经济总量方面的差异，会受物价水平、量纲的影响，因而不同时点之间可比性较差。相对差异本身是个比值，没有量纲，因此不受时间等因素的影响，具有广泛的可比性。因此，本文采用标准差(St)与变异系数(Vt)分别测算区域旅游经济绝对差异与相对差异的总体变化情况。

St=[∑(Yti-Yt)2]1／2(1)

Vt=St／Yt(2)

式中，Yti是第t年第i个城市的国内旅游收入，N为省内地级市个数，Yt为各地级市平均国内收入。

本文研究的目的在于求得市际差异。为了便于区域之间对比，平均国内旅游收入通过计算各地级市国内旅游收入之和，然后平均而得。1998—2007年江苏省各地级市旅游经济差异总体变化水平计算结果见下表和图。

上表与图显示：1998—2007年，各地级市旅游经济绝对差异呈逐年递增之趋势，从1998年的26.93上升到2007年的178.74，增长了563.72％，年平均增长率达到了56.37％。相对差异在1998—2002年期间，除了2000年稍有回落，基本呈现出逐年增长之态势，之后的2003—2007年5年中，相对差异稳中有升，但基本处于一个相对平稳的状态。由此可见，近10年来，不管是绝对差异还是相对差异，江苏省旅游经济发展水平区域差异都存在扩大之势。如何缩短日益扩大的区域差异，做到区域之间协调发展便成了一个亟待解决的问题。

三、区域旅游协调发展对策

(一)加强区域之间的旅游协作

要缩短江苏省各区域之间的旅游发展差异，加强区域之间的协作是很重要的一条途径。区域协作是指江苏省内不同地区之间的旅游经济主体按照一定的章程、协议或合同，将各类资源在地区之间重新配置、组合，以期获得最大的经济效益、社会效益以及生态效益的旅游经济活动。区域协作的内容主要包括：区域旅游发展战略的共同制定、旅游资源的重组和共享、旅游产品的更新与提升，区域旅游功能的分工、客源市场的共同开拓与互换、联合促销，旅游企业之间的优化组合以及区域旅游形象的构建组合等。

(二)挥苏南的辐射作用，带动苏中、苏北的旅游发展

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我国农村经济从改革开放以来有了显著发展，但是仍然存在一定的问题，阻碍了我国农村经济的可持续发展，这些问题主要表现在陈旧的制度、僵化的观念、政府以及农民思想观念等方面。

一是二元结构体制使得规模经营难以实现。从上世纪五十年代开始，我国建立了农村和城市分割的体制，实行“二元化”管理。国外发达国家随着工业化进程加快，城乡二元化体制逐渐会向一元化经济过渡，但是我国城乡二元化经济结构矛盾相当突出，城乡差距日益扩大，户籍制度、养老保险、医疗保障、财政分配等都向城市倾斜，进一步拉大了城乡差距，二元结构体制的限制使得农村规模经营难以实现。

二是农村投入少，产业化经营基础薄弱。国家对农村投入少，农村地区交通落后、地理位置偏僻、各类基础设施条件较差、农业抗灾能力弱，使得农业经济得不到有利的发展条件。以湖南省为例，2007年湖南省汽车、电话、自来水收益分别低于全国平均水平的5、3、18个百分点，农村基础设施薄弱，使得农村发展产业化经济条件不足。

三是政府缺乏对农村现代化发展的科学规划和指导。农业经济发展是一项漫长而系统的工作，需要进行统一科学规划和战略指导。但是很多当地农村政府只顾眼前利益和局部效益，忽视整体利益，与其他地区雷同项目较多、不注重生产环境保护，进而导致环境污染、同行业间恶性竞争。有些地方盲目发展，重生产，轻销售，农产品标准化和质量化没有保障，市场信息指导滞后，导致农村经济发展屡屡受挫。

四是农民整体素质偏低。农民的文化素质是决定农民综合素质的基础，其他素质的提升必须建立在科学文化素质的基础之上。第一，从教育程度上来讲，我国的大部分农民的文化素质偏低，全文盲和半文盲的概率居高不下，特别是偏远山区和经济欠发达地区。第二，我国农村人口的整体文化水平尚处于较为落后的状态，尽管在高等院校连年扩招的教育政策的推动下，受教育人数和教育程度有大幅度的提升，然而处于中小学教育水平的农村人口占据大部分。第三，广大农民没有提高自身文化素质的紧迫感和危机感。由于自身思想观念的落后，不鼓励子女上学，而只贪图眼前的利益，诱使子女从农、经商、打工，从而为我国的义务教育扫盲工作带来极大的阻碍，最终导致农村积蓄的后背劳动力的整体素质呈现巨大的滑坡。以湖南为例，在本次接受调查的5000多农户中文盲人数占据7.6%，小学程度占据32.3%，初中程度占据40.2%，高中以上仅有19.9%，由此可见我国农民的文化素质尚处于偏低的状态。

二、农村经济发展区域差异测评

在研究农村经济发展水平区域差异过程中，本文选择标准差和标准差系数为指标作为主要研究指标。标准差主要是指样本内变数变异程度的度量，是离差平方和平均后的方根。标准差的计算公式为：

σ=

标准差是反映一组数据变化程度的绝对指标，标准差的数值大小与这组数据本身高度水平相关。而小瓶平均水平高低和计量单位不同的营销，则需要计算出标准差系数，标准差系数的计算公式为：

Vδ=

本文选取湖南省14个农村从2010到2014年的农民人均纯收入作为研究对象，通过标准差和标准差系数来分析湖南省农村经济发展区域差异。

三、我国农村经济发展区域差异形成原因――以湖南省为例

笔者以湖南省的农村为例，探讨农村经济发展存在的区域差异，确定了造成这些差异的原因主要表现为以下四个方面。

一是农业自然资源。自然资源是人们赖以生存的物质条件，是人们社会生产的原料、能源来源以及生产布局的场所。湖南省环长株潭城市群农业自然资源丰厚，一直是湖南经济发展速度最快、规模最大的区域。湘南地区，郴州有色金属资源丰富，永州水能资源和木材资料丰富湘西地区水能力资源、野生动植物资源以及旅游资源丰富。

二是区位条件。影响农村经济差异的重要原因之一就是区位条件的优越和城镇的辐射作用。长株潭城市沿湘江分布，高速公路网和铁路网纵横连接。湘南地区处于湖南南大门，交通便捷。湘西地区位于湖南西北部，有连绵山脉，地区整体农村经济发展落后。

三是劳动力条件。人作为社会经济和生产活动的主要操纵者，人口的数量、素质、劳动力迁移等情况都对该地区的经济发展产生重要影响。根据湖南省第二次农业普查结果现实，全省农村劳动力总计2564.83万人，其中男劳动力占51.3%，女劳动力占48.7%。农村劳动力资源呈现分布不均衡、年龄偏向老龄化、文化素质偏低等问题。

四是科技条件。农村中农民从事着各行各业的劳动，然而在科技素质方面，所掌握的科学技能较低。而缺乏技能专长是当前农村各行各业存在的普遍问题。在我国的第一产业的农业生产中，绝大部分农民没有掌握先进的生产技术，没有接受过系统的、先进的、正规的农业技术教育和培训，而只是依靠祖祖辈辈通过言传身教下来的技术维持，在技术和观念上没有更新，与当前日新月异的科技文化不适应。

四、我国农村经济发展区域差异的应对措施

如何解决农村经济发展区域差异问题，笔者认为可以从以下几个方面着手。

一是国家政府机关需全面落实惠农惠民政策，推动农村经济制度和思想观念的改革。从减轻农民赋税入手，切实减少农民负担，完善农业保险和补偿机制，激励农民脱贫致富。

二是大力发展现代化高科技农业，促进农业增产增效。引进先进的科学技术和机械设备，开发有实力、有品牌效应的农产品，从而引导农业向现代化、旅游化、绿色化的生态农业前进。

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其中,0≤R≤1。当时,变量X与Y完全相等;R越接近于1,两个变量的相关程度越高。如果我们将各省、市、区的地区生产总值设为X,报纸总印张设为Y,将2007年我国31个省、市、自治区的数值代入公式,则有:

R=0.911R2≈0.83

由此可知,地区生产总值与报纸总印张之间有高度的相关关系。如果我们对这两个变量进行回归分析,通过以下公式计算:

其中,为自变量的样本均值,为因变量的样本均值。仍将各地区2007年的生产总值与报纸总印张数值分别代入x、y,则有:

y= -1013917.15+676.57x

其中,常数-1013917.15为回归斜线在y轴上的截距,676.57为回归系数,即每增加一个单位的地区生产总值,总印张就会增加676.57个单位,也就是当一个地区每年的GDP高于另一地区1个单位时,也就会比另一地区多出676.57个单位印张的报纸(1)。

如果以“地区生产总值”与“总印张”为变量绘制散点图,如图1(图中R-Square即R2,为相关系数的平方值,下同)。

同样,地区生产总值与一个地区报纸的平均期印数、年总印数都有高度的相关关系,如图2、图3(因篇幅关系,以下分析不再详列公式)。

地区GDP与地区报纸的平均期印数应该是高度的线性相关关系,但因为一个极端值的存在,影响了相关度(R=0.644)。这个极端值是山西省2007年的平均报纸期印数。山西省之所以在“平均期印数”一项领先全国,是因为山西省的教辅类报纸大都为周报,每期的印数非常高(2007年为2439.75万份),仅英语周报期印数就在1600万份左右,但山西省的综合类报纸和日报的期发行水平并不高。如果将山西的数值忽略掉,地区GDP与平均期印数之间的相关度达到了R=0.951,是非常高的。但需要注意的是,地区GDP与该地区的人均印张数和千人日报拥有量没有直接的线性相关关系。

由于总量的相关,各地的人均GDP与人均报纸拥有水平(报纸普及程度)也是相关的。我们再看人均GDP(2005)和地区千人日报拥有量(2005)的关系(如图4)。

由图4中可以看出,二者的相关程度达到R=0.968,是极度相关的;而人均GDP与人均印张数(2005)的相关度也达到了R=0.926,也是高度相关的。同样需要说明的是,人均GDP与报纸的总量指标没有直接的线性相关关系。

从以上的数据分析中可以看出,一个地区的经济发展水平与该地区的报业发展水平有着直接的相关关系,经济发展水平越高,报业发展水平同时也较高。但是,分析2005年的城镇居民人均可支配收入与当年各地的千人日报拥有量、人均印张数的关系,它们的相关度并不很高,R值分别为0.880与0.870;2007年城镇居民人均可支配收入与人均印张数相关度也只有0.847,也说明二者相关程度不很高。而城镇居民人均可支配收入与报纸的总量指标(平均期印数、年总印数、年总印张数)更没有直接的线性相关关系。故此,可以认为,一个地区的经济总量决定它的报业总量,而它的人均经济水平决定它的报业普及程度。仅就后者而言,人均GDP比城镇居民的富裕程度更能关系到报业的普及水平。(如图5)

通过验证,以上这些相关关系同样适用于2005和2007年以外的年份,篇幅关系,本文不做一一展示。

我国的报业,在地区发展上明显地存在着东部地区与中西部地区的两极分化现象;而在报业发展水平上又存在着“三个世界”的明显差异。从报业发展水平的国内分布来看,它与经济发展水平的分布是高度同构的。这不但说明了传媒业对经济环境的依附性和派生性,而且说明了国家的经济政策对传媒发展的深刻影响。当然,这种对地区传媒水平的描述,是一种宏观描述和整体分析,欠发达地区同样可以拥有比较优秀的媒体个例,如中部地区的湖南卫视,西部地区的西安、成都报业等。如何能让这些传媒的优势进行扩散,提升本地乃至全国传媒整体水平,并促成欠发达地区与发达地区统一传媒市场的形成,是下一步传媒改革的核心议题之一。协调地区间的传媒发展,必须打破地区壁垒,形成统一、开放的国内传媒市场。

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一、江苏省旅游业发展现状及存在问题

(一)江苏省旅游业发展现状

近年来，江苏省旅游业的发展可谓突飞猛进，旅游总收入从2001年的744.1亿元增长到2007的2826.90亿元，短短7年之中旅游总收入增加近3倍。全省旅游增加值从2001年的296.2亿元增加到了2007年的1249.50亿元，增长幅度之大有目共睹。到2007年为止，全省旅游生产总值已经占到生产总值的4.9％。2007年，全省各类旅游景区接待游客3.2亿人次，同比增长15.5％，年游客接待量100万人次以上的景区达到了68个。旅游度假区经营管理取得新进展，2007年全省7个国家级、省级旅游度假区共接待游客2137.5万人次，同比增长7.2％：实现营业收入46.2亿元，同比下降10.7％：招商项目203个，合同金额67.7亿元，其中外资5.6亿元。2007年，全省公路、铁路、水路、航空等各种运输方式完成旅客运输量187240.54万人次，比上年增长16％：旅客周转量1596.06亿人，公里，比上年增长16.8％。

(二)江苏省旅游业发展存在的主要问题

据2007年江苏省旅游业年度报告提供的统计数据，国内旅游收入全省排名第1、第2的苏州(570.34亿元)和南京(526.03亿元)，分别是排名倒数第1、第2的宿迁(17.99亿元)和盐城(56.01亿元)的31.7倍和9.4倍：旅游外汇收入位于全省第1、第2的苏州(88916.27万美元)和南京(80763.71万美元)是位于全省末1、2位的宿迁(1188.18万美元)和淮安(2229.57万美元)的74.8倍和36.2倍。从以上两组数据的对比不难发现，在江苏省旅游快速发展的背后，存在着巨大的区域发展不平衡性。研究和协调这种旅游区域发展的不平衡性显然具有很强的现实意义。

二、江苏省旅游经济发展水平区域差异研究

(一)江苏省旅游经济发展水平差异定量研究

区域旅游经济的测度必须基于一定的指标，而且所选取的指标必须能反映各个区域旅游经济的整体状况，从经济角度研究旅游，可选取的指标主要有旅游外汇收入、国内旅游收入及旅游总收入等。指标的选取要保证数据的可获取性与区域间的可比性。由于各地级市旅游外汇收入和旅游总收入的基础数据较难获取，本文选取各地级市的国内旅游收入来表征各市旅游经济发展的总体水平。区域差异有绝对差异与相对差异两种。绝对差异表示经济总量方面的差异，会受物价水平、量纲的影响，因而不同时点之间可比性较差。相对差异本身是个比值，没有量纲，因此不受时间等因素的影响，具有广泛的可比性。因此，本文采用标准差(St)与变异系数(Vt)分别测算区域旅游经济绝对差异与相对差异的总体变化情况。

St=[∑(Yti-Yt)2]1／2　(1)

Vt=St／Yt　(2)

式中，Yti是第t年第i个城市的国内旅游收入，N为省内地级市个数，Yt为各地级市平均国内收入。

本文研究的目的在于求得市际差异。为了便于区域之间对比，平均国内旅游收入通过计算各地级市国内旅游收入之和，然后平均而得。1998―2007年江苏省各地级市旅游经济差异总体变化水平计算结果见下表和图。

上表与图显示：1998―2007年，各地级市旅游经济绝对差异呈逐年递增之趋势，从1998年的26.93上升到2007年的178.74，增长了563.72％，年平均增长率达到了56.37％。相对差异在1998―2002年期间，除了2000年稍有回落，基本呈现出逐年增长之态势，之后的2003―2007年5年中，相对差异稳中有升，但基本处于一个相对平稳的状态。由此可见，近10年来，不管是绝对差异还是相对差异，江苏省旅游经济发展水平区域差异都存在扩大之势。如何缩短日益扩大的区域差异，做到区域之间协调发展便成了一个亟待解决的问题。

三、区域旅游协调发展对策

(一)加强区域之间的旅游协作

要缩短江苏省各区域之间的旅游发展差异，加强区域之间的协作是很重要的一条途径。区域协作是指江苏省内不同地区之间的旅游经济主体按照一定的章程、协议或合同，将各类资源在地区之间重新配置、组合，以期获得最大的经济效益、社会效益以及生态效益的旅游经济活动。区域协作的内容主要包括：区域旅游发展战略的共同制定、旅游资源的重组和共享、旅游产品的更新与提升，区域旅游功能的分工、客源市场的共同开拓与互换、联合促销，旅游企业之间的优化组合以及区域旅游形象的构建组合等。

(二)挥苏南的辐射作用，带动苏中、苏北的旅游发展

篇10

县域经济是一个极为复杂的概念，它属于区域经济学研究的范畴，通常说来它是一种行政区划型的区域经济，它以县城为中心、乡镇为纽带、农村为腹地，是城市经济与农村经济的连接点，是宏观经济和微观经济的结合部，在国民经济和社会发展中处于重要的基础地位，县域经济的发达与否最能折射地区的经济发展程度。

本文采用因子分析法对江苏省苏北地区5个省辖市，24个县的县域经济可持续发展水平进行评价分析。根据江苏省苏北地区的特点，充分考虑资料的可得性及客观性，建立体现县域经济发展水平的经济实力、基础设施、开放程度、人才资源和环境保护这五方面内容共18个具体指标构成的县域经济发展评价指标体系（见表1）。

一、因子分析的基本原理

因子分析的基本步骤如下：

一是原始数据进行标准化处理，计算指标（变量）间的相关系数矩阵。二是确定因子变量。文章利用主成分分析，根据特征值大于1，因子累计方差贡献率大于80%的原则来确定主因子的个数。三是进行因子旋转。使每个变量在尽可能少的因子上有比较高的载荷，一个因子变量就能够成为某几个变量的典型代表，因子实际含义就更容易解释。四是计算各县、市综合得分。以因子变量方差贡献率作为权数，计算综合得分。

二、数据处理和分析

根据spssl6.0运行结果，kmo和球形bartlett检验情况如表2所示。kmo给出了抽样充足度的检验，是用来比较相关系数数值和偏相关系数是否适中的指标，其值越接近1，表明对这些变量进行因子分析的效果越好，bartlett检验用来检验相关系数矩阵时是否是单位阵，如果结论是不拒绝假设，则表示各个变量是各自独立的。从表中可以看出此时的kmo值为0.771，说明因子分析的结果是可以接受的，bartlett球形检验sig.的取值是.000，表示拒绝该假设。

三、确定公共因子和载荷矩阵

对上述选取的18个指标，运用软件分析可得到18个指标的相关矩阵及特征值，方差贡献率和累计方差贡献率（见表3）。按照特征值大于1、累计方差贡献率大于80%的原则，选出三个主因子。计算结果为：旋转前的3主因子的方差贡献率为80.677%，其中第1个公共因子f1的方差贡献率为61.998%，第2个公共因子f2的方差贡献率为9.586%，第3个主因子f3的方差贡献率为9.092%。

由于计算原始指标的初始载荷矩阵发现各个因子的典型代表指标不是很突出，其实际意义难以得到合理解释。故需对因子进行旋转，采用方差最大正交旋转法，经过25轮正交旋转，因子旋转不改变模型对数据的拟合。旋转后的3个主因子的方差贡献率为80.677%，其中第1主因子f1的方差贡献率为53.582%，第2个公共因子f2的方差贡献率为35.653%，第3个主因子f3的方差贡献率为18.281%。

据旋转后的因子载荷矩阵，第1主因子在x4、x6、x7、x8、x9、x10、x11、x14、x15指标上载荷较高，这些指标依次是反映县域经济发展水平指标中的经济实力、基础设施、人才资源，统称之为县域经济实力因子；第2主因子在x14上载荷较高，这指标是反映县域经济的对外开放程度称之为县域经济活力因子；因此我们第3主因子在x17指标上载荷较高，称之为县域经济环境因子。

四、县域经济可持续发展水平综合评价

县域经济可持续实力因子f1的特征根解释了原有18个变量总方差37.811%，故其权重为0.37811；县域经济可持续活力因子f2的特征根解释了原有18个变量总方差的35.653%，故其权重为0.35653；县域经济可持续环境因子f3的权重同理为0.18281，3大主因子累计解释方差贡献率为80.677%，分别计算各个县、市的综合因子得分并排序，得到江苏省苏北地区的县域经济可持续发展水平的综合得分。

f=（37.811*f1+35.653*f2+18.281*f3）/80.677

从总得分来看，连云港市、徐州市、盐城市、淮安市排在前4名，得分为正。其中连云港市、徐州市、盐城市的得分又遥遥领先于第4名淮安市，领先幅度分别在1.1和0.9分以上。从因子来看，盐城市是29个县、市中唯一3个主因子得分均为正的城市，可以说县域经济可持续发展在各方面发展都十分均衡。连云港市除了在第3 因子得分不甚理想、其余因子得分均较高，尤其是在第2因子得分可以说是遥遥领先，而第2因子主要反映的是城市开放程度，从这个角度看来与连云港市特殊地理位置不无关系。而徐州市在权重最高的第1因子得分极高，领先于盐城市2分左右，由于在第2因子上的落后，也使徐州市在总分上稍稍逊色于连云港市，但是还是能见徐州市经济实力的优势（见表4）。

苏北县域经济之间产业结构、产业构成都有着较大的相似性。要充分考虑原有产业基础、产业结构和产业布局，充分利用县域资源、地缘、资金、技术、人才等优势，寻求新的经济增长点。依靠项目推动技术进步，推动特色经济，大力推广先进技术和工艺，注重增加科技含量，由过去的初级加工向深度加工延伸，提高产品的附加值。区域产业竞争优势又依靠区域企业、产品竞争力的提高。各县主导产业之间形成互补、联动。这种基于不发达县域之间的集群可以有效地培育县域工业基础，改善投资环境，优化产业结构，是苏北县市之间打破行政区划，形成统一市场的必由出路，也是苏北县域经济发展的合理途径。

参考文献：

1、李小建,乔家君.20世纪90年代中国县际经济差异的空间分析[j].地理学报,2001(2).

2、沈正平,翟仁祥,李九全.中国新亚欧大陆桥沿线县域经济发展差异研究[j].经济问题探索,2004(4).

3、赵莹雪.广东省县际经济差异与协调发展研究[j].经济地理,2003(4).

4、陈俐谋.重庆市县域综合实力研究[j].重庆师范大学学报·自然科学版,2005(3).

篇11

重庆市位于中国西南部，介于东经105°11′－110°11′、北纬28°10′－32°13′之间，与四川、贵州、湖南、湖北、陕西等省接壤．重庆市现辖19个区、21个县，全市总面积为8．23×104km2．2010年总人口3303．45万人，人均GDP27475．3元．其中，在重庆所界定的“一圈两翼”空间格局下，“一圈”、渝东北翼、渝东南翼所占面积分别为重庆市土地总面积的34．73％，41．22％，24．50％，其GDP分别为6145．32亿元、1347．53亿元、432．73亿元，人均GDP分别为34827元、14323元、16019元．

2研究方法

2．1研究方法及指标选取

影响一个地区经济发展的因素很多，包括资源禀赋、区位、人文社会经济、政策等．单一指标法虽然简单直观，但无法全面反映区域经济发展的整体水平［8］，因此本文采用多指标综合分析法分析重庆各区域经济发展综合水平．一个地区经济发展与该地区的经济结构、经济规模、经济活力等密切相关，考虑到指标的科学性、代表性、全面性及数据的可获得性，本文选取12个相关的经济指标：X1（人均GDP（元／人）），X2（城镇化率（％）），X3（工业增加值占GDP的比重（％）），X4（第三产业产值占GDP的比重（％）），X5（第二产业从业人员所占比重（％）），X6（第三产业从业人员所占比重（％）），X7（财政收入占GDP的比重（％）），X8（人均社会固定资产投资额（元／人）），X9（人均社会消费品零售总额（元／人）），X10（人均财政收入（元／人）），X11（人均城乡储蓄存款余额（元／人）），X12（在岗职工平均工资（元／人））．研究的时间序列为2000年至2010年共11年，数据来源于相应年份的《重庆统计年鉴》．

2．2区域经济发展水平综合指数计算

基于Spss16．0软件平台，对整理好的11年数据进行相关性、主成分分析，计算出各年份各区域经济发展水平综合指数．以2000年数据为例，通过对所选取指标进行相关性检验，发现某些指标之间存在较强相关性，相关性在0．8以上，所选数据适合进行主成分分析，结果见表1，表2。根据选择主成分的原则，特征根大于1且累计方差贡献率大于80％［9－10］，可提取出3个主成分，且主成分累计贡献率达到了88．16％（表1），均已涵盖了大部分信息，能解释重庆各区域的经济发展水平．由表2可知，第一主成分在X1，X2，X3，X5，X6，X8，X9，X10，X11，X12上有较大载荷，说明第一主成分主要体现区域经济发展综合水平；X4在第二主成分上有较大载荷，说明第二主成分是区域经济结构主成分；X7在第三主成分上有较大载荷，说明第三主成分主要体现区域经济发展活力（表2）．由表1与表2的数据计算出主成分特征向量矩阵，再以选取的各主成分的特征值占选取的总主成分特征值的百分比为权重，得出重庆各区域经济发展水平综合指数的计算公式，最后加权求和得到各区域经济发展水平的综合指数．2000年重庆各区域经济发展水平综合指数计算公式如下：F1＝0．365X1＋0．35X2＋0．233X3＋0．116X4＋0．286X5＋0．281X6＋0．038X7＋0．335X8＋0．343X9＋0．35X10＋0．315X11＋0．263X12（1）F2＝－0．082X1－0．061X2－0．511X3＋0．591X4－0．339X5＋0．303X6＋0．201X7＋0．024X8＋0．201X9＋0．103X10＋0．168X11－0．228X12（2）F3＝－0．116X1－0．105X2＋0．066X3－0．24X4－0．22X5－0．026X6＋0．842X7＋0．053X8－0．073X9＋0．202X10－0．063X11＋0．321X12（3）F＝0．69F1＋0．19F2＋0．12F3（4）其中：F1、F2、F3分别是第一、二、三主成分得分，F是重庆各区域经济发展水平的综合指数；X1，X2，X3…X12代表上文所指区域经济发展指标．

由以上4个公式可计算出2000年重庆各区域经济发展水平综合指数．运用同样的分析方法，得出研究时段内其余年份的重庆市各区域经济发展水平的综合指数．

3结果分析

3．1区域经济差异特征分析

从分析结果看，重庆市经济发展综合指数各不相同，各区域经济发展水平不一致．在研究时间系列内，渝中区经济发展水平综合指数始终最大，经济发展水平始终最高；2000年经济发展综合指数最小的是云阳县，2008年为酉阳县，2010年为巫山县，其余各年份均为巫溪县．2000年至2010年经济发展综合指数最大与最小值之差为9．03，9．37，9．19，9．36，10．07，7．4，6．73，7．1，7．91，6．21，6．18，且经济差异在前5年呈现相对平稳略有上升，后6年有所下降并保持在相对稳定水平．基于Arcgis9．3平台，按照综合指数≥3、3～0、0～－1、＜－1的标准依次把重庆40个区县经济发展水平划分为发达区域、次发达区域、欠发达区域、不发达区域四类，以表征2000年、2010年两个时段重庆各区域经济发展空间差异（图1）．

3．1．1区域经济发展水平呈现“一圈”高、“两翼”低的态势2010年重庆经济发达区域与次发达区域全部集中在“一圈”内，两翼内除渝东北翼的万州区与渝东南翼的武隆县、黔江区、石柱县为欠发达区域外，其余区域均为不发达区域．“一圈”内长期以来形成的较好的经济基础、不断完善的交通网络与交通枢纽，为该区经济发展奠定基础，同时，作为西部唯一直辖市，所具有的优惠政策及其对区外经济量的吸引，不断促进“一圈”发展；“两翼”地区由于受自然条件限制，自身担负着保护脆弱的生态环境的责任，加之长期以来薄弱的经济基础限制了“两翼”地区经济发展，致使该区发展较为缓慢．长期以来形成的经济基础及交通条件、政策倾向、自然条件是形成经济发展水平“一圈”高、“两翼”低这一态势的主要原因．

3．1．2区域经济发展水平等级与空间范围呈反比重庆区域经济发展水平由强到弱区域数量逐渐增加．从发达区域到不发到区域各等级区域所占全部区域数量比重依次为17．5％，22．5％，27．5％，32．5％，而这四个区域所占土地总面积比重分别为1．75％，18．03％，28．21％，52．01％．从经济发展总量上看经济发达区、次发达区、欠发达区、不发达区的GDP占整个重庆GDP比重分别为31．53％，31．15％，24．60％，12．73％，随着经济发展水平等级的降低所占重庆GDP的比重依次减小．

3．1．3“一圈”内经济发展水平呈现圈层分布格局“一圈”中经济发达区域集中在嘉陵江与长江交汇处，包括渝中区、江北区、沙坪坝区、南岸区、九龙坡区、大渡口区及其经济发展较快的双桥区，该区域是重庆经济、政治、文化中心；经济发达区是经济次发达区域，包括北碚区、渝北区、巴南区、南川区、涪陵区、长寿区、永川区、璧山县、铜梁县，该区域区位条件较好，紧邻经济发达区，受到的经济辐射力较强，加之本身具有一定的经济基础，承接能力较强；次发达区域是欠发达区域，包括万盛区、江津区、合川区、綦江县、大足县、荣昌县及其经济落后的潼南县，该区域距主城区相对较远，受经济发达区域辐射作用弱，主要以发展农业为主，兼有部分工业．可见“一圈”中经济发展水平呈现三个圈层分布格局．

3．1．4“两翼”经济发展水平普遍较低，呈现单核结构模式2010年“两翼”中，除渝东北翼的万州区与渝东南翼的黔江区与武隆县、石柱县为欠发达区域外，其他区域全为不发达区，经济发展水平普遍较低，人均GDP低于重庆市平均水平．除武隆县紧邻“一圈”与欠发达区域连片外，其余“两翼”欠发达区域都被不发达区域包围，呈现出以万州区与黔江区为中心的单中心弱核模式．“两翼”由于受自身经济条件、区位条件、自然条件的影响，发展一直较为缓慢，仅有石柱县的经济发展水平在原有基础上提升了一个等级．

3．2区域经济实力时空演变分析

3．2．1经济发展水平较高区域空间范围不断扩大2000年到2010年间，经济发展水平较高区域空间范围不断扩大，经济发达区域由渝中区、南岸区、渝北区向外扩散，到2010年九龙坡区、沙坪坝区、双桥区也包含其中；欠发达区域在2000年的基础上增加了巴南区、长寿区、永川区、南川区、璧山县、铜梁县．同时各区县经济发展水平排名也发生了变化，按变化幅度分为上升型、稳定性、下降型三种类型．上升型包括双桥区、巴南区、大足县、南川区、铜梁县、潼南县、石柱县、秀山县、云阳县、荣昌县，这些区域大部分位于“一圈”，与经济较发达区域相邻，其余区域主要是由于交通条件改善，区域地位上升，经济随之得到发展；下降型包括万州区、黔江区、武隆县、忠县、梁平县、开县、奉节县、城口县、巫溪县，这些区域都集中在“两翼”，期间虽然社会、经济都得到一定发展，但受到自然条件与薄弱经济基础的限制，发展速度比其他区域缓慢，造成经济发展水平的相对下降；其他区域则为稳定型，主要集中在“一圈”内经济发展水平较高的主城九区及其“两翼”内经济发展水平较低的区域，形成了高水平与低水平稳定形态．

3．2．2主城区中心地位不断提升，“一圈”发展相对较快研究时段内，重庆经济发展水平整体上升，主城9区内经济发达区域范围不断扩大，且经济发达区全部集中在该区．2000年、2005年、2010年占重庆土地面积比重仅为6．66％的主城区，其GDP占整个重庆GDP的比重分别为38．19％，42．54％，44．78％，2010年渝中区、大渡口区、江北区、沙坪坝区、九龙坡区与南岸区的城镇化率达到了100％；三个时段内整个重庆经济发展水平不断提升，人均GDP分别为5640元、11127元、27815元．“一圈”经济发展水平相对较快，经济总量集聚在“一圈”内，尤其集中在主城区中，长寿、巴南、永川、璧山、南川的经济发展水平显著上升，而“两翼”经济发展水平较慢，至2010年仅有石柱县在原有经济发展水平等级上得到提升．

篇12

目前我国对服务业拉动区域经济增长的数量测算，由于角度不同，测量的方法不同，得出的结论也千差万别。从国民经济部门之间的相关性出发，用投入产出法测量是比较流行的一种方法。投入产出法虽然可以比较精确地计算出服务业对区域经济的影响，但是该方法计算复杂，要编制一个区域的投入产出表很困难。因此，本文在研究服务业对区域经济拉动作用时，从两者的组成部分及共有的特征方面的联系上做出分析。因此，可以在服务业和区域经济两者之间，从服务业对区域经济的作用方向，以发展水平、发展速度、发展规模和发展结构这四个特征方面为桥梁纽带，来分析服务业对区域经济的拉动作用。

二、服务业对区域经济拉动作用度量方法的构造分析服务业对区域经济的拉动作用，就是要分析服务业代表指标的变化对区域经济代表指标的变化的影响方向及影响程度。服务业的代表指标可看作自变量，区域经济的代表指标可看作因变量。该方法的主要步骤是：

第一，确定服务业在某一方面的代表指标（或称作自变量指标），并获取其历史统计数据，按时间顺序列表。

第二，确定区域经济在同一方面的代表指标（或称作因变量指标），并获取其历史统计数据，按时间顺序对应列表。

第三，根据两变量指标特定的经济、技术含义，设置服务业对区域经济拉动作用关系系数公式，如弹性系数公式或影响系数公式等。第四，利用历史统计数据，计算各时期服务业对区域经济的拉动作用关系系数值。由于单一时期的作用关系系数值更易受到随机、偶然因素的影响，一般需要计算某一阶段各时期拉动作用关系系数值的平均数。第五，将所计算的拉动作用关系数值与不同阶段相对应的数值作对比分析，判断服务业在此特征方面对区域经济的拉动作用力度。

三、宁波市服务业对区域经济拉动作用测度

1.发展水平发展水平是经济系统运行质量的反映，经济系统的运行质量可以用产出效率表现。我们用服务业增加值指标代表服务业的发展水平，用区域生产总值指标代表区域经济的发展水平。具体计算公式为：=（1）其中，Rb为服务业水平拉动系数；GDP为区域生产总值增量；IP为服务业增加值增量。服务业水平拉动系数说明服务业增加值每增加一个单位将拉动区域生产总值增加多少个单位，系数越大，拉动作用越大，反之亦然。我们依据公式（1）测算出1996-2006年宁波市服务业对区域经济发展水平的拉动系数，具体计算结果见表1：表1宁波服务业对区域经济发展水拉动系数1996-2006年期间，宁波市服务业对区域经济发展水平的平均拉动系数为2.11，表明服务业增加值平均增加一个单位，将拉动经济增长2.11个单位，高于第二产业的平均拉动水平（2.05），在促进宁波经济增长方面发挥了主导作用。从不同发展阶段看，“九五”期间服务业对区域经济发展水平贡献呈上升趋势，“十五”期间服务业对区域经济发展水平贡献呈下降趋势，但“十五”期间的服务业对区域经济发展水平的贡献明显大于“九五”期间的服务业贡献水平；第二产业在“九五”期间对区域经济发展水平贡献呈上升趋势，“十五”期间对区域经济发展水平贡献波动不大，但“十五”期间的第二产业对区域经济发展水平的贡献明显低于“九五”期间的贡献水平。从横向来看，1996-2006年期间，全国服务业对经济发展水平的拉动系数2.87，而宁波市服务业对区域经济发展水平的平均拉动系数为2.11，表明宁波服务业对于区域经济发展水平的拉动作用比较低，因此应大力发展生产服务业。

2.发展速度按照国际上通用的衡量指标，选择地区生产总值增长率作为区域经济发展速度的度量指标，选择服务业增加值增长率作为服务业发展速度的度量指标。构造服务业增长弹性系数来测算服务业增长速度对区域经济增长速度的影响，计算公式为：=（2）式中：Eb为服务业增长弹性系数；RGDP为区域经济平均增长率；RP为服务业平均增长率。该式表明服务业增长平均每增加一个百分点将拉动区域经济增长多少个百分点，系数越大，拉动效果就越大，反之亦然。我们依据公式（2）测算出1996-2006年宁波市服务业对区域经济增长速度的拉动系数，具体计算结果见表2：表2宁波服务业对经济发展速度拉动系数1996-2006年期间，宁波市服务业对区域经济发展速度的平均拉动系数为0.77，表明服务业增加值增加一个百分点，将拉动经济增长0.74个百分点，低于第二产业的平均拉动水平（1.07）。总体来看宁波市服务业对区域经济发展速度的拉动呈上升趋势，第二产业对区域经济发展速度的拉动呈下降趋势。从不同发展阶段看，“九五”期间服务业对区域经济发展速度的拉动作用明显低于“十五”期间对区域经济发展速度的拉动作用；第二产业在“九五”期间对区域经济发展速度拉动作用高于“十五”期间对区域经济发展速度的拉动作用。从横向来看，1996-2006年期间，宁波服务业对于区域经济发展速度的拉动作用比较低，低于全国平均水平，全国服务业对经济发展速度的拉动系数0.96，而宁波市仅为0.74。但全国服务业对于经济发展速度的拉动波动幅度比较大，而宁波服务业对于区域经济发展速度的拉动作用相对稳定，并且呈上升趋势。

3.发展规模在发展规模方面，选用年末固定资产原值作为区域经济发展规模的度量指标，选用服务业年末固定资产原值作为服务业发展规模的度量指标。确定服务业发展规模对区域经济发展规模的作用程度，可用服务业规模拉动系数来度量，计算公式为：=（3）式中：Rx为服务业规模拉动系数；Rn为区域经济规模变化量；Ri为服务业规模变化量。此式表明服务业规模每增加一个单位将拉动区域经济规模增加多少个单位，系数越大，拉动效果就越大，反之亦然。我们依据公式（3）测算出1996-2006年宁波市服务业发展规模对区域经济发展规模的拉动系数，具体计算结果见表3：表3宁波服务业对区域经济发展规模拉动系数1995-2006年期间，宁波市服务业对区域经济发展规模的平均拉动系数为1.73，表明服务业增加值每新增加一个单位，将拉动全社会新增投资1.73个单位。总体来看宁波市服务业对区域经济发展规模的拉动呈上升趋势。

4.发展结构用服务业内部各主要行业在服务业中的比重，作为服务业发展结构的代表指标，用三次产业结构作为区域经济发展结构的代表指标，因此可以在服务业内部各主要行业占服务业的比重和三次产业结构之间建立一种关系系数，来反映质量服务业发展结构对区域经济发展结构的推动作用。为达到这一目的。应用灰色理论中的关联度分析方法，来建立能够反映度量服务业发展结构对区域经济发展结构的拉动作用的关系系数。采用灰色关联度分析法的步骤如下：

（1）确定因素序列。假设要计算参考因素X0（服务业结构指标）对N个比较因素Xi（i=1,V,N）（区域经济结构指标，如第一产业比重、第二产业比重及服务业比重）的关联度，则首先要给出各因素相对应的序列数据，即：X0=[X0(1),V,X0(l)]Xi=[Xi(1),V,Xi(l)](i=1,2,V,N)各因素相应的序列数据为同量纲的数据。（2）求关联系数。设参考因素X0相对比较因素Xi在k上的关联系数为i(k)=(k=1,V,l)，则有：（4）其中为在[0，1]上取值的分辨系数，一般取0.5。（3）计算关联度。与的关联度为：（5）ri值越大，说明X0与Xi间的关联影响程度越大，关联性也越强，X0对Xi的作用就越大；其值越小，说明X0与Xi的关联影响程度越小，关联性也越弱，X0对Xi作用就越小。

依据宁波的实际情况我们用生产业在服务业中的比重，作为服务业发展结构的代表指标，用三次产业结构作为区域经济发展结构的代表指标，度量宁波服务业发展结构对区域经济发展结构的拉动作用。我们从服务行业十四个门类中选取交通运输、仓储及邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，金融业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务与地质勘查业5个门类界定为生产业。依据公式（4）和（5），测算出宁波服务业发展结构与区域产业结构的关联度，具体计算结果见表4：表4宁波服务业与区域经济结构关联系数从表4可以看出，服务业与第二产业的关联度大于与第一产业的关联度，大约为第一产业关联度的2倍。服务业与第一、第二产业的关联度呈明显的上升趋势，说明服务业结构的调整对第一、第二产业结构的影响越来越大。

四、宁波市服务业主要行业对区域经济拉动作用分析

用前面介绍的方法计算出2003-2006年宁波市服务业主要行业对区域经济的平均拉动作用，由于行业内部结构的复杂性，只计算主要行业对于区域经济发展水平、速度、规模的拉动，具体结果见表5：表5宁波市服务业主要行业对经济拉动系数从对区域经济水平的拉动作用看，住宿和餐饮业、租赁和商务服务业、信息业的拉动作用比较大，房地产、金融对区域经济发展水平的拉动作用比较小。从对区域经济发展速度的拉动作用看，批发和零售业、住宿和餐饮业、租赁和商务服务业的拉动作用最明显，金融、房地产对区域经济发展速度拉动不大。

从对区域经济规模的拉动作用看，金融的拉动作用最大，金融资产每增加1个单位，使整个资产规模增加958个单位，而交通运输、仓储和邮政业对区域经济规模的拉动作用最小。

五、结论与建议宁波市服务业对于区域经济的拉动作用比较低，不仅表现为对于区域经济的发展水平、发展速度、发展规模的拉动作用，也表现为与区域产业结构的关联性，为了促进宁波经济的快速增长，需要提升服务业的拉动作用，为此，提出以下相关建议：

1.进行制度创新，消除服务业发展的体制加快建立有利于市场公平竞争、资源优化配置的经济运行体制和机制。打破服务业中的行业分割、部门壁垒、行政垄断与地方保护等行为，按照公平、公正和公开的原则，认真清理服务业的市场准入规定，调整市场进入条件和标准，放宽市场准入，尤其要积极支持非公有经济参与服务业的发展，发挥非公有经济在发展服务业方面的作用。

2.加大对服务业的投入力度，保持规模的适当扩大由于宁波目前产业结构正处于从“二、三、一”向“三、二、一”的顺序调整的过程中。随着城市化进程加快，服务业的比重将不断上升。因此，现阶段应确保服务业的快速增长，保持规模的扩大。