時間：2023-07-19 17:29:50
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇經濟發展狀況分析，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
一、經濟發展的重要性
隨著我國經濟實力的不斷增強以及對外經濟貿易的深入開展，近年來我國GDP的增長率一直保持在10%左右。過去由于對GDP的片面追求而忽視對資源的節約、環境的保護，造成了過度的資源掠奪、嚴重的環境污染，我們當代人的所得在一定程度上是以犧牲后代人的生存資本為代價換來的。為了子孫后代的長遠利益，我們就要在發展經濟的同時統籌考慮環境、資源、社會等各方面因素，實現經濟的可持續健康發展。
二、河北省經濟發展的優勢
1、區位優勢
河北省位于渤海灣的中心地帶，有唐山港、秦皇島港、黃驊港等國內國際港口，物流順暢。河北又環繞首都北京、毗鄰天津，隨著國家提出的環渤海經濟圈的大開發，京津冀一起化的進程正在加快，河北迎來了難得的發展機遇。
2、資源優勢
（1）自然資源
河北擁有豐富的煤炭、石油、鐵礦等礦產資源，這些資源在國內乃至世界都具有優勢。另外，天然氣、水資源也很豐富，這就為河北經濟的發展提供了得天獨后的先天優勢。
（2）人力資源
據第六次人口普查數據顯示，全省常駐人口中，15-64歲人口為53841435人，占總人口的74.93%，這表明勞動年齡人口尚處于紅利期；具有大學（指大專以上）文化程度的人口為5242511人，占總人口的9.74%，人口素質相對較高。由于近鄰京津，京津的高校、科研院所的科研成果對河北的經濟發展帶動作用顯著。
三、河北省經濟發展面臨的機遇與對策
1、轉變經濟發展方式，調整經濟結構優化升級
河北省的鋼鐵、裝備制造、石化等傳統產業，雖然已有些進步，但總的來說技術含量還不高，在國內國際市場的競爭力還不足，這就造成了部分產品生產成本高、出售價格低的被動局面。鑒于此，可以通過產業結構的優化升級，把科技要素融入到新產品當中，提高產品的品質增強企業的發展能力。注重培育發展戰略性新型產業，創建支柱性基礎產業，建立頗具規模的工業聚集區，實現聚集區的示范帶動效應。
2、大力發展第三產業，轉移農村剩余勞動力
第三產業是綠色產業，要把第三產業作為產業發展的重點。在因地制宜發展旅游業，如西柏坡的紅色旅游大開發的同時，要大力發展現代物流、科技研發、商貿流通、金融保險、信息會展等第三產業，推動第三產業擴規模、上水平。做好農村剩余勞動力的轉移輸出工作，為他們提供就業信息的同時，做好技能培訓、勞務合同管理等后續管理服務工作。
3、積極推進京津冀區域經濟一體化，承接京津轉移產業
目前我國區域經濟聯合與協作已形成了資金、技術、物資、人才全方位多領域的開放格局，在促進產業結構、地區結構、企業組織結構，培育市場體系、完善市場機制等方面發揮了巨大作用。實現河北省的經濟振興，非常關鍵的一點就是要融入京津冀這一大區域，并以此為依托實現京津冀區域經濟一體化的深入發展。隨著京津兩地的產業飽和以及兩地產業調整的需要，部分產業要從兩地轉移出來尋找新的落戶點，河北緊緊抓住了這一歷史機遇，充分利用自身的地理優勢，積極為轉移產業落戶河北開創政策環境、培育人文條件，先后有首都鋼鐵等一大批企業遷入河北，為河北的經濟發展注入了新的血液。
4、城鎮面貌三年大變樣成效顯著
城鎮面貌三年大變樣、統籌城鄉發展是河北省率先推出的改善人民居住條件、解決經濟發展受制于土地瓶頸約束的創新舉措。在三年大變樣工作中，實施了156項重大城建項目，城市基礎設施建設相當于前7年的總和，新增城市道路2500公里、綠地面積1.2萬公頃，保障房建設大幅提升，統籌城鄉發展釋放出來的土地得以合理利用。
（1）房地產行業健康發展
“力爭每年一大步、三年大變樣，使全省城鎮面貌明顯改觀”的城鎮化思路推動著房地產業的快速發展。房地產業是一個鏈條長、關聯度高、帶動作用強的重要產業。房地產業的健康發展，既是經營城鎮的需要，也是保障群眾住有所居的需要。河北省提出的“三年大變樣”對城市建設和房地產業發展來說都是難得的機遇，期間有大量的土地上市，對房地產開發企業極具吸引力。土地的放量供應既調整了住房供應結構又改善了住房供求關系。實施“三年大變樣”使得商品房、保障性住房供應充裕，有力地維護了房價的穩定，解決了當地居民的住房困難，推動了當地房地產市場的健康發展。
（2）投融資模式科學創新
隨著河北省城鎮面貌三年大變樣戰略的推進，資金供求問題變得越來越突出。河北省在2008年開展的“三年大變樣”中投入資金1400億元，2009年約投入3000億元，距8000億元的計劃尚有很大的差距，如此大規模的投資在河北的發展史上是史無前例的。在當前國際金融危機、國內信貸市場緊縮的宏觀背景下要解決融資難的問題，就要創新思維搶抓機遇，努力打造城鎮建設融資新平臺，就要綜合運用主體融資、土地經營、規劃引導、政策撬動、資本市場、項目招商等有效途徑，建立政府與市場的聯動機制，多渠道解決資金供求矛盾問題。
結束語：解決河北經濟發展中的矛盾和問題，就要堅持以科學發展觀為指導統籌城鄉發展，著力解決制約經濟發展的瓶頸問題；就要堅持“農業產業化、農村現代化和城鄉一體化”三位一體綜合發展模式，使之相互促進協調推進；就要站在全省經濟社會發展全局的高度，在城鄉基礎設施、產業體系、市場體系建設等方面綜合施治，提升“三化”水平；就要著力發展特色經濟、民營經濟、配套經濟、園區經濟和勞務經濟，發揮自身優勢，突出河北特色，這樣才能夠將河北的經濟做優、做大、做強。
參考文獻：
關鍵詞：浙江各縣；主成分分析；SPSS；經濟排名
中圖分類號：F224 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）09-00-03
一、引言
改革開放以來浙江省的經濟迅猛發展，使浙江迅速由一個“資源小省”成為“經濟大省”，但是這種發展帶有明顯的地區性差異性，不同縣（市、區）的經濟水平存在一定的差距，經濟發展的好壞要綜合多方面的因素去評價。本文采用主成分分析法，使用SPSS15.0軟件對浙江省90個縣（市、區）的經濟發展狀況中進各單項指標的原始數據進行實證分析，分析各縣的經濟發展狀況，發現其中差距的原因，為探索經濟發展規律提供幫助。
二、指標體系的構建
描述和評價一個縣的經濟發展狀況，最理想的就是能夠建立一個總括性的足夠反映一個縣經濟發展的全部或大部分信息的指標體系。通過參考眾多的已研究得出的城市經濟水平指標體系，結合指標的構建原則，從總量、潛力、質量和活力四個方面確定出一套含有七個指標X1到X7的指標體系，見表1所示。
表1 縣（市、區）經濟發展評價指標體系
評價指標 標記
地區總人口 （人） X1
地區生產總值 （億元） X2
地方財政收入 （億元） X3
固定資產投資額 （億元） X4
社會消費品零售總額 （億元） X5
產值2000萬以上企業數 （家） X6
地區生產總值增速 （%） X7
三、主成分實證分析探究過程
1.數據的獲得
本文運用SPSS15.0軟件對浙江90個縣（市、區）進行數據分析。數據來源于各縣（市、區）《2013年政府工作報告》及《2012年浙江統計年鑒》，各縣（市、區）人口數為第六次人口普查數據，個別縣（市、區）少數指標數據缺失，采用各地區相關指標數據滑動平均代替。
2.KMO檢驗
KMO檢驗統計量是用于比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標。
表2 巴特利特球度檢驗和KMO檢驗
KMO值 0.826
卡方檢驗值 515.634
巴特利特球度檢驗 自由度 21
概率值 0.000
由表2可知原始數據的KMO檢驗值為0.826，介于0.8與0.9之間，表示適合做因子分析。巴特利特球度測試的卡方檢驗值為515.634，相應的概率P-值接近0，小于顯著性水平α的0.05，則拒絕原假設，認為相關系數矩陣與單位矩陣有顯著差異。綜上分析得出此原始數據可以進行主成分分析。
3.數據的預處理
運用SPSS對數據進行一般統計量的分析結果，見表3。
表3 描述統計量
N Minimum Maximum Mean Std. Deviation
人口 90 7.65 151.86 60.7316 35.58523
地區生產總值 90 35.34 1611.72 356.1241 267.73826
地方財政收入 90 2.15 152.50 32.0572 29.88098
固定資產投資額 90 26.09 616.93 173.5920 128.85305
社會消費品零售總額 90 14.40 635.00 149.5741 121.92583
規模以上企業數 90 12.00 1123.00 372.4778 271.41685
地區生產總值增速 90 2.93 52.48 10.0111 5.53110
Valid N （listwise） 90
4.建立指標之間的相關系數矩陣R
通過SPSS分析得到原有變量的相關系數矩陣，見表4。
表4 相關系數矩陣
X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7
相關性 X1 1.000 .802 .600 .792 .678 .771 -.203
X2 .802 1.000 .840 .842 .726 .794 -.161
X3 .600 .840 1.000 .764 .652 .636 -.188
X4 .792 .842 .764 1.000 .541 .723 -.191
X5 .678 .726 .652 .541 1.000 .551 -.178
X6 .771 .794 .636 .723 .551 1.000 -.193
X7 -.203 -.161 -.188 -.191 -.178 -.193 1.000
表4是原有變量的相關系數矩陣。可以看到：大部分的相關系數都較高，各變量呈較強的線性關系，能夠從中提取公因子，再一次說明原數據適合進行主成分分析。
5.求特征根、方差貢獻率
表5 因子解釋原有變量總方差的情況
Component
初始特征值 提取的載荷平方和
總共 方差貢獻率% 累計方差貢獻率% 總共 方差貢獻率% 累計方差貢獻率%
1 4.642 66.318 66.318 4.642 66.318 66.318
2 .946 13.520 79.838 .946 13.520 79.838
3 .517 7.380 87.218 .517 7.380 87.218
4 .437 6.237 93.455
5 .264 3.770 97.225
6 .102 1.454 98.679
7 .092 1.321 100.000
由表5可以看出前3個主成分的累計貢獻率為87.218%，說明選擇3個因子分量就能保留原始數據87.218%的信息，于是，取前3個成分作為主成分。在碎石圖（見圖1）中，拐點3之后趨于平穩，也說明保留前3個因子將能概括大部分信息。
圖1 碎石圖
6.載荷矩陣
表5 初始因子載荷陣
因子
1 2 3
人口 .887 .027 -.128
地區生產總值 .954 .102 .015
地方財政收入 .856 .048 .156
固定資產投資額 .893 .052 -.250
社會消費品零售總額 .784 .025 .568
規模以上企業數 .855 .033 -.300
地區生產總值增速 -.266 .964 .003
從表5旋轉后的因子載荷陣中看出：在第一主成分中地區生產總值、人口、固定資產投資、規模以上企業這四項的指標有較高的載荷，說明這四個指標起主要影響作用，可以把第一主成分解釋成總量指標；在第二主成分中GDP增速指標有較高的載荷，說明在第二主成分中地區生產總值增速起主要影響作用，可以把第二主成分解釋成經濟發展速度指標；在第三主成分中社會消費品零售總額指標有較高的載荷，說明社會消費品零售總額起主要影響作用，可以把第三主成分解釋成經濟質量指標。
7.求特征向量矩陣
主成分特征向量的數值是主成分載荷因子除以相應的特征值得到的，依據公式，取前3個特征值，經計算得出相應的單位特征向量，見表6。
表6 特征向量
第一單位特征向量 第二單位特征向量 第三單位特征向量
.4117 .0278 -.1780
.4428 .1049 .0209
.3973 .0494 .2170
.4145 .0535 -.3477
.3639 .0257 .7900
.3968 .0339 -.4172
-.1235 .9911 .0042
8.計算各主成分得分
計算出第一至第三主成分：
F1=0.4117*X1+0.4428*X2+0.3973*X3+0.4145*X4+0.3639*X5+0.3968
*X6-0.1235*X7.
F2=0.0278*X1+0.1049*X2+0.0949*X3+0.0535*X4+0.0257*X5+0.0339
*X6+0.9911*X7.
F3=-0.1780*X1+0.0209*X2+0.2170*X3-0.3477*X4+0.79*X5-0.4172
*X6+0.0042*X7.
9.計算綜合得分
通過SPSS15.0軟件，算出各主成分的得分后，再運用Excel軟件根據計量模型：
計算出各縣（市、區）的經濟綜合實力得分，并按主成分得分高低進行排序，得出最終的各縣（市、區）經濟發展綜合得分排名。
表7 各縣（市、區）經濟發展綜合得分排名表
排名 縣市區 得分 企業數 所屬市 排名 縣市區 得分 企業數 所屬市
1 蕭山區 5.616 820 杭州市 18 江干區 1.341 170 杭州市
2 鄞州區 4.488 1100 寧波市 19 桐鄉市 1.216 713 嘉興市
3 慈溪市 4.107 1123 寧波市 20 上虞市 1.02 520 紹興市
4 鹿城區 3.395 700 溫州市 21 拱墅區 0.902 180 杭州市
5 紹興縣 3.017 1112 紹興市 22 海曙區 0.728 500 寧波市
6 余杭區 2.998 410 杭州市 23 龍灣區 0.579 460 溫州市
7 余姚市 2.688 1058 寧波市 24 東陽市 0.451 616 金華市
8 諸暨市 2.492 789 紹興市 25 長興縣 0.428 531 湖州市
9 北侖區 2.457 700 寧波市 26 蒼南縣 0.427 283 溫州市
10 義烏市 2.344 319 金華市 27 上城區 0.4 350 杭州市
11 樂清市 2.225 903 溫州市 28 平湖市 0.399 538 嘉興市
12 溫嶺市 2.104 662 臺州市 29 南湖區 0.375 480 嘉興市
13 瑞安市 2.054 837 溫州市 30 臨海市 0.336 403 臺州市
續表
排名 縣市區 得分 企業數 所屬市 排名 縣市區 得分 企業數 所屬市
14 下城區 1.924 330 杭州市 31 路橋區 0.248 380 臺州市
15 西湖區 1.781 300 杭州市 32 甌海區 0.168 390 溫州市
16 海寧市 1.719 949 嘉興市 33 嘉善縣 0.095 594 嘉興市
17 富陽市 1.507 663 杭州市 34 永康市 0.087 460 金華市
35 吳興區 0.084 475 湖州市 63 江山市 -1.044 271 衢州市
36 鎮海區 0.082 310 寧波市 64 蓮都區 -1.071 200 麗水市
37 椒江區 0.045 370 臺州市 65 浦江縣 -1.18 274 金華市
38 玉環縣 0.013 618 臺州市 66 武義縣 -1.213 401 金華市
39 江東區 -0.002 410 寧波市 67 柯城區 -1.266 110 衢州市
40 象山縣 -0.066 366 寧波市 68 龍游縣 -1.294 173 衢州市
41 寧海縣 -0.073 425 寧波市 69 金東區 -1.347 179 金華市
42 德清縣 -0.085 585 湖州市 70 天臺縣 -1.355 129 臺州市
43 越城區 -0.089 504 紹興市 71 淳安縣 -1.405 122 杭州市
44 臨安市 -0.149 515 杭州市 72 縉云縣 -1.461 221 麗水市
45 濱江區 -0.199 220 杭州市 73 三門縣 -1.488 100 臺州市
46 嵊州市 -0.204 305 紹興市 74 青田縣 -1.52 100 麗水市
47 秀洲區 -0.237 320 嘉興市 75 仙居縣 -1.54 108 臺州市
48 江北區 -0.275 230 寧波市 76 衢江區 -1.632 131 衢州市
49 平陽縣 -0.289 264 溫州市 77 嵊泗縣 -1.69 12 舟山市
50 婺城區 -0.294 298 金華市 78 岱山縣 -1.702 54 舟山市
51 永嘉縣 -0.298 315 溫州市 79 常山縣 -1.763 91 衢州市
52 黃巖區 -0.45 280 臺州市 80 龍泉市 -1.817 135 麗水市
53 海鹽縣 -0.5 374 嘉興市 81 開化縣 -1.835 77 衢州市
54 奉化市 -0.518 410 寧波市 82 遂昌縣 -2 42 麗水市
55 定海區 -0.519 179 舟山市 83 松陽縣 -2.004 112 麗水市
56 南潯區 -0.52 413 湖州市 84 文成縣 -2.016 29 溫州市
57 安吉縣 -0.735 340 湖州市 85 磐安縣 -2.038 101 金華市
58 桐廬縣 -0.738 347 杭州市 86 泰順縣 -2.103 19 溫州市
續表
排名 縣市區 得分 企業數 所屬市 排名 縣市區 得分 企業數 所屬市
59 蘭溪市 -0.757 332 金華市 87 洞頭縣 -2.135 15 溫州市
60 建德市 -0.93 354 杭州市 88 慶元縣 -2.142 45 麗水市
61 新昌縣 -0.948 197 紹興市 89 云和縣 -2.195 35 麗水市
62 普陀區 -0.976 112 舟山市 90 景寧縣 -2.235 26 麗水市
四、結論
通過運用主成分分析法，利用SPSS15.0軟件得出浙江90個縣（市、區）的最終經濟發展狀況排名。從排名中可以很明顯地看出排名靠前的縣基本屬于浙中北環，杭州灣的幾個市，比如杭州、溫州和寧波。而排名靠后的幾個基本屬于浙西南的衢州、麗水兩個市，雖然衢州、麗水兩市的轄區面積占浙江全省面積的25.7%，但是浙西南多山地，平原和耕地稀缺。這個排名結果很有力地證實了之前提出的經濟和區域有關的假設。相比之下浙西南山區因為缺少足夠的平地，開設工廠受到一定的制約，從數據中可以看出排名靠后的幾個縣的規模以上企業只有一百家左右甚至更少，再加上交通的不便利使得招商引資都變得困難。
依據對浙江經濟發展狀況的分析，立足本省的實際情況，針對浙江省內存在區域差異的困境，提出一些提升措施。在全省范圍內，對于發達地區政府要繼續深入推進轉變經濟發展方式綜合配套改革試點，推動經濟發展方式加快轉變，完善公共基礎設施，讓經濟發展有一個更好的環境土壤，促進經濟的進一步發展。對于欠發達地區，要加大支持力度，進一步加大財政轉移支付和生態補償力度，加快欠發達地區交通、水利、能源、公共服務等基礎設施和防災減災體系建設。優先發展教育，加大人才培養和引進力度，提高欠發達地區創業創新能力。繼續發揚“求真務實、誠信和諧、開放圖強”的浙江精神，堅持科學發展觀，使浙江經濟整體進入快速發展的良性軌道。
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微型金融離不開金融體系和經營外環境的支持，金融外環境包括微貸外部影響因素和外部支持因素。
1.對單路徑效應分析的假設
金融外環境中的國民經濟發展狀況和區域經濟發展與信用環境兩因素可能通過小微企業活力影響微貸客戶經理的工作績效，這種影響效應是單路徑發揮作用的。
（1）國民經濟發展狀況。國民經濟發展狀況是反應一個國家經濟運行是否健康的標志。宏觀經濟對金融活動有著直接或間接重要的影響，因為推動國民經濟發展主要的三架馬車即投資、消費和出口，三者對經濟發展都有不同程度的促進作用。實現消費、投資、出口協調發展，可以使經濟和諧發展，對小微企業能夠起到利好作用。
假設1：國民經濟發展狀況對微貸客戶經理工作績效模型的正向作用是完全通過“小微企業活力”的中介作用來實現的。
（2）發展狀況和信用環境。本文中的發展狀況和信用環境是指區域經濟中的小微企業發展狀況和信用環境。在我國不同的歷史時期，由于政治原因，造成東部、中部和西部存在較大差距，區域經濟發展存在不均衡已成為客觀現實。在一定的地域文化、社會心理和民眾價值觀念中，由于經濟條件的綜合性和多元性的影響，小微企業也深深帶有了特定的區域性特質，這些特質造就了小微企業不同的發展狀況和誠信理念。
假設2：發展狀況與信用環境對微貸客戶經理工作績效的正向作用是完全通過“小微企業活力”的中介作用來實現的。
2.雙路徑、部分中介變量分析的假設
金融外環境中的經濟政策取向和政府認同度能夠直接影響微貸客戶經理的工作績效模型，同時這些影響因素也對小微企業正常經營產生有利或不利作用，這些利好或者負面因素會間接影響微貸客戶經理的工作績效。
（1）經濟政策取向。國家宏觀調控的經濟政策取向就是國家針對經濟增長的態勢，以及經濟運行中的各種因素采取宏觀經濟政策的發展方向。當然，經濟政策取向采取的最重要的工具是財政政策和貨幣政策，二者都是經濟政策，都屬于宏觀調空的重要方式。政策的制定者不同、內容不同，效果的即時性和持久性也不同。財政政策與貨幣政策是相互配合發揮作用的，它們通過不同路徑影響微貸客戶經理的工作績效。
假設3：經濟政策取向直接正向影響微貸客戶經理工作績效是顯著的；
假設4：經濟政策取向對微貸客戶經理的間接正向作用是通過“小微企業活力”的中介作用來實現的。
（2）政府認同度。政府認同度是政府和監管當局對小微企業的重視程度。大量小微企業是有活力的實體經濟，小微企業的發展具有公共性、社會性，它們不僅對經濟總量、就業有貢獻，而且由于其機制靈活，在技術創新方面也有貢獻。小微企業健康發展就會逐漸成長為具有規模的中型或大型企業，將來對國家的稅收和就業就會具有更大貢獻。正是由于小微企業發展的正外部性，政府和監管當局高度才重視和關注，加強對小微企業的政策支持。國家的政策支持表現在放寬市場準入門檻、優化小微企業的融資環境、建立對小微企業的稅收支持以及法規創新方面，這些政策同樣直接或間接影響微貸客戶經理的工作績效。
假設5：政府認同度直接正向顯著影響微貸客戶經理工作績效；
假設6：政府認同度對微貸客戶經理工作績效間接正向作用是通過“小微企業活力”的中介作用來實現的。
3.中介變量分析
發揮小微企業的活力是保證經濟穩定增長的關鍵，也是微貸實現商業化、可持續發展的重要條件。小微企業的經營活動離不開金融外環境，而其經營狀況又會對小微企業的貸款產生利好或負面影響。所以，小微企業的活力也就決定了客戶經理的工作績效。小微企業的活力決定其發展的可持續性，也是其內生動力。
（1）市場競爭。小微企業市場競爭力體現在集群發展、市場潛力和應對市場能力三個方面。產品和服務轉向產業集群，小微企業通過集群化的發展，實現小企業產業結構的優化和升級。小微企業天生具有挖掘市場的潛力，從事的行業符合國家產業政策，有科技含量，屬于節能環保、戰略型新興產業和民生工程。小微企業能夠積極開拓新市場，并且積極應對市場變化，具有應對市場波動的能力。
（2）自主創新。小微企業的自主創新表現為管理創新和市場創新。小微企業圍繞戰略改進內部管理，增強品牌意識，培育和壯大名牌產品和馳名商標。通過自主創新，小微企業增加研發投入，加大新產品、新技術開發力度，就會擁有更多的自主知識產權。
（3）發展戰略。科學的發展戰略包括市場定位、競爭戰略和組織制度。小微企業應該適應新形勢，以市場為中心，以客戶為導向，走“小而專”、“小而特”的特色化道路，開發有自己特點的特色產品，在細分的市場找準位置。小微企業應發揮自身優勢，制定差異化發展目標和戰略愿景。小微企業選擇的組織制度應因時因地而異，因為不同行業、不同規模、不同發展過程和不同歷史背景的企業有適合于自己情況的企業制度，適合的組織制度夠降低總成本，提高競爭力，有利于小微企業的發展。
（4）現金流。良好的現金流包括正常的銷售現金流、持續盈利以及預測良好未來的現金流。如果小微企業銷售正常，現金流能夠支持正常流轉，存貨和應收賬款占比合理，盈利能力就較強，未來的現金流向好。
研究設計與研究方法
1.研究樣本與數據來源
本文采取問卷調查的研究方法，為了達到研究目的，2012年第一季度選擇一家全國性的中小銀行為研究對象，該家城市商業銀行在全國分布有14家分行104個基層支行，其中東部3家分行，中部10家分行，西部1家分行。從其全國的分支機構選取500個從事專業小微貸款的客戶經理為研究對象，樣本具有代表性。本次研究共發出530份，共收回500份，回收率94.34%。在500份問卷中有470份來自專業小微貸款的客戶經理，有20份來自小微企業貸款的主管，有10份來自分管小微企業貸款的高級管理人員。被試男性29%，女性71%。23歲以下和28歲以上23.2%，24歲至27歲76.8%。97%沒有職稱，工齡在1年以下和3年以上占16.4，2年至3年之間占73%，學歷大學本科占94.1%，未婚64.2。
2.變量的測量
（1）問卷的編制。由于國內、外很少見到金融外環境的實證研究成果，可供參考的文獻又幾乎沒有，所以在編制量表時，條目收集過程非常重要。本文在訪談和半開放式問卷調查的基礎上，采用關鍵事件法，借鑒環境經濟學的研究成果，結合微貸工作績效模型和傳統金融環境的特點，收集盡可能詳盡、全面的條目。邀請了3位長期從事金融工作的高管對開放式問卷的結果進行匯總，并在項目中重復進行合并。根據這些條目，結合文獻、訪談和開放式問卷，有心理學博士、管理學博士和經濟學博士組成5人項目組對項目內容的信度和效度進行評估，經過多次試測修改，形成了正式的量表問卷。
（2）變量的選取。①國民經濟狀況。國民經濟狀況包含3個子維度，共有9個項目，其同質信度是0.754。數據顯示，“國民經濟狀況”具有良好的信度和效度。自變量國民經濟包括3個因素,即投資、消費和出口。本文從宏觀經濟出發，從經濟運行角度測量國民經濟狀況。②發展狀況和信用環境。發展狀況和信用環境包含3個子維度，共有9個項目，其同質信度0.872。數據顯示，“區域小微企業發展狀況和信用環境”具有良好的信度和效度。自變量發展狀況和信用環境包括區域小微企業經濟發展狀況和信用環境，量表根據區域小微企業分布與發展水平和區域信用環境編制。③經濟政策取向。經濟政策取向包含2個子維度，共有6個項目，其同質信度0.801。
自變量經濟政策取向包括財政政策和貨幣政策，政府進行宏觀調控運用財政支出與稅收政策來調節總需求，運用貨幣政策對貨幣供應量和信貸量進行調節，從而實現一定的宏觀經濟目標。量表根據政府進行宏觀調控的問題出發，從財政政策和貨幣政策的角度測量經濟政策取向。④政府認同度。政府認同度包含4個子維度，共有12個項目，其同質信度0.699。數據顯示，“政府認同度問卷”具有良好的信度和效度。自變量政府認同度包括4個因素，放寬市場準入、優化融資環境、稅收支持和創新法規。⑤小微企業活力。小微企業活力包括4個子維度，共有12個項目，其同質信度0.791。數據顯示，“小微企業活力問卷”具有良好的信度和效度。中介變量“小微企業活力”包括市場競爭，發展戰略、自主創新和現金流四個維度。從小微企業內在因素出發，本文主要挖掘小微企業具有的活力首要條件來測量小微企業活力。⑥工作績效。工作績效包含5個子維度，共有15個項目，其同質信度0.699。數據顯示，“工作績效問卷”具有良好的信度和效度。自變量工作績效包括5個因素，勝任績效、促進績效、可持續績效、安全性績效和盡職績效。[6]
（3）研究工具與統計方法。本研究使用的工具Spss15、EXCEL2000、AMOS16.0和Lisrel8.70軟件。采用結構方程模型對假設的中介效應進行測量，并使用16.0版本的AMOS軟件進行統計測量。分兩步對假設進行測量。首先，使用測量模型———驗證性因子分析，對量表的效度進行測量；在此基礎上，使用結構模型對假設的中介效應進行驗證。假設的完全中介模型的擬合優度，然后以此模型為基準模型，與其它的非中介模型和部分中介模型進行比較，并判斷假設模型是否最優。采用回歸分析對假設的中介作用做進一步測量。首先，以金融外環境影響因素為自變量，以“小微企業活力”為因變量，分析中介變量關系中的自變量和中介變量之間的關系。其次，探討中介變量關系中的中介變量和因變量之間的關系。最后，采用層次回歸分析，研究當控制“小微企業活力”后，金融外環境對工作績效模型影響的強弱變化。
統計與計量分析
1.測量問卷質量分析
對樣本質量和相關分析用于驗證變量之間相關關系，為后續模型驗證性分析做好鋪墊。表1顯示變量之間均有顯著的正相關，這與本研究的理論構想相一致。相關系數檢驗的結果表明，問卷是可靠且有效的，結果為假設的證明提供了初步證據。上述采用主成份法對金融外環境的4個自變量、小微企業活力和工作績效進行探索性分析，并對量表問卷進行信度和效度的檢驗。為了證明模型存在中介變量，本文使用結構方程進行驗證。首先，將金融外環境的4個因子和小微企業活力因子進行驗證性因子分析。其次，把小微企業活力的4個子因子視為一項指標，4個子因子作為問卷的條目，與其它因子作為所驗證的觀測變量。最后，按照結構方程模型的建模要求，對提出的構想模型驗證，并比較競爭模型，確定最佳的匹配模型。見表2，結果表明6因子的模型具有良好的擬合度。
2.結構模型分析
由于金融外環境中的影響因素“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”與“經濟政策取向—政府認同度”不是互為嵌套模型，因此不能放在一起直接比較，必須分別驗證。在驗證性因素分析的基礎上，本文使用結構方程式模型對“國民經濟發展狀況—區域小微企業發展狀況與信用環境”假設的中介效應進行檢驗。結果顯示，假設的完全中介模型對數據具有良好的擬合度，“國民經濟發展狀況”構想模型觀測數據擬合指標為：x2=684.40，df=290，x2/df=2.36，CFI=0.92，RMSEA＝0.06，NNPI=0.92；“區域小微企業發展狀況與信用環境”構想模型的觀測數據擬合指標為：x2=751.10，df=290，x2/df=2.59，CFI=0.98，RMSEA＝0.07，NNPI=0.95。接著，以假設的完全中介模型為基準模型，比較了另一個競爭模型，也就是部分完全中介雙路徑模型,該競爭選模型與基準模型互為嵌套模型，因此可以直接比較優劣。
此模型是部分完全中介模型，作為第一競爭模型，在基準模型的基礎上，添加從“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”到工作績效的直接路徑。將這兩對競爭模型的擬合指標進行比較,結果顯示，完全中介此模型明顯優于部分中介模型，從“國民經濟發展狀況”構想模型觀測數據擬合度為：x2=972.95，df=305，x2/df=3.19，CFI=0.80，RMSEA＝0.11，NNPI=0.76；“區域小微企業發展狀況與信用環境”構想模型觀測數據擬合指標為：x2=997.35，df=305，x2/df=3.27，CFI=0.74，RM-SEA＝0.23，NNPI=0.83。根據模型最簡化原理，結構模型的結果顯示：假設的完全中介模型與數據擬合優于部分中介競爭模型。本文把非中介模型作為第二競爭模型，這種模型與完全中介模型不是嵌套模型，因此不能直接比較。但是，通過檢驗其對數據的擬合優度，可以判定是否為非中介模型。非中介模型在完全中介模型的基礎上添加從“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”到工作績效的直接路徑，并刪除從“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”到“小微企業活力”的中介路徑。結果顯示：此模型對于數據的擬合度較差，“國民經濟發展狀況”構想模型觀測數據擬合度為：x2=1466.57，df=287，x2/df=5.11，CFI=0.55，RMSEA＝0.37，NNPI=0.65。“區域小微企業發展狀況與信用環境”構想模型觀測數據擬合指標為：x2=1,443.61，df=287，x2/df=5.03，CFI=0.43，RMSEA＝0.29，NNPI=0.59。從三個模型擬合度指標來看，如表3所示，完全中介模型有較好擬合優度，因此是最佳模型。“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”通過“小微企業活力”中介變量，間接影響微貸客戶經理工作績效模型，驗證了單路徑完全中介模型，假設1和假設2得到初步驗證。筆者采用同樣的方法，對“經濟政策取向—政府認同度”假設的中介效應進行檢驗。結果表明，假設的部分中介模型對數據具有良好的擬合度，“經濟政策取向”構想模型觀測數據擬合指標為：x2=863.58，df=222，x2/df=3.89，CFI=0.90，RMSEA＝0.41，NNPI=0.76；“政府認同度”構想模型觀測數據擬合指標為：x2=1,456.99，df=367，x2/df=3.97，CFI=0.94，RMSEA＝0.08,NNPI=0.74。
本文繼續以假設的完全中介模型為基準模型，比較了另一個競爭模型，也就是單路徑模型,該競爭選模型與基準模型互為嵌套模型，因此可以直接比較優劣。此模型是部分中介模型，作為第一競爭模型，在基準模型的基礎上，添加從“經濟政策取向—政府認同度”到工作績效直接路徑。將這兩對競爭模型的擬合指標進行比較,結果顯示：部分中介此模型明顯優于完全中介模型，也就是雙路徑模型優于單路徑模型。在部分完全中介模型中，“經濟政策取向”構想模型觀測數據擬合度為：x2=625.40，df=212，x2/df=2.95，CFI=0.92，RMSEA＝0.07，NNPI=0.95；“政府認同度”構想模型觀測數據擬合指標為：x2=1,037.53，df=347，x2/df=2.99，CFI=0.98，RMSEA＝0.08，NNPI=0.93。
根據模型最簡化原理，結構模型的結果表明，假設的部分中介模型與數據擬合優于完全中介競爭模型。本文依然把非中介模型作為第二競爭模型，這模型與完全中介模型嵌套模型，因此不能直接比較。但是，通過檢驗其對數據的擬合優度，可以判定非中介模型是否合理。非中介模型在完全中介模型的基礎上添加從“經濟政策取向—政府認同度”到工作績效的的直接路徑，并刪除從“經濟政策取向-政府認同度”到“小微企業活力”中介路徑。結果顯示：該競爭模型對于數據的擬合度較差，“經濟政策取向”構想模型觀測數據擬合度為：x2=1,102.20，df=220，x2/df=5.01，CFI=0.75，RMSEA＝0.17，NNPI=0.56.“政府認同度”構想模型觀測數據擬合指標為：x2=1,862.19，df=363，x2/df=5.13，CFI=0.83，RMSEA＝0.19，NNPI=0.63。從三個模型擬合度指標來看，如表4所示，雙路徑部分中介模型有較好擬合優度，因此是最佳模型。“經濟政策取向—政府認同度”對工作績效模型的影響有兩條路徑，一是直接路徑，金融外環境因素直接影響工作績效；一是間接路徑，金融外環境因素通過“小微企業活力”中介變量，間接影響微貸客戶經理工作績效模型。
雙路徑部分中介作用模型，初步驗證了假設3、假設4、假設5和假設6。3.回歸分析本文在結構方程建模中采取驗證性因子分析方法，僅對提出多個假設模型的優劣進行初步比較，根據初始構想模型與觀測數據的擬合情況確定最佳模型。下面本文根據Baron和Kenny（1986）的方法，對于模型變量之間因果關系進一步研究，采用回歸分析進行檢驗。采用回歸分析進行驗證。對金融外環境中的影響因素———“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”相關效應采用回歸分析進行驗證。首先，在回歸1中，“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”對“小微企業活力”有顯著的預測作用，回歸系數為（β=0.273，p<0.01)和（β=0.333，p<0.01），結果表明自變量和中介變量之間存在顯著的正向作用關系。其次，在回歸2中，“小微企業活力”對工作績效有顯著的預測作用，回歸系數為（β=0.257，p<0.01)和（β=0.213，p<0.01），結果顯示中介變量和因變量之間存在顯著的正向關系。最后，在回歸3中，采取兩次回歸。
第一步的回歸結果顯示，“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”影響因素與工作績效之間存在顯著的正向關系，回歸系數為（β=0.285，p<0.01)和（β=0.216，p<0.01），表明自變量和因變量之間存在顯著的正向關系。第二步回歸中，控制“小微企業活力“后，然后檢驗“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”影響因素作為自變量對工作績效的回歸結果。第二步的回歸結果顯示，“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”對工作績效的預測作用不顯著，回歸系數僅為：（β=0.008，p<0.01）和（β=0.002，p<0.01），而“小微企業活力“對工作績效的預測作用亦顯著，回歸系數為：（β=0.155，p<0.01）和（β=0.231，p<0.01）。對比第一步和第二步的回歸結果，即（β=0.285，p<0.01)和（β=0.216，p<0.01）與（β=0.008，p<0.01）和（β=0.002，p<0.01）比較，“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”對工作績效的回歸系數顯著降低，并接近零。使用Sobel公式檢驗是否存在中介效應，結果表明，（Z=3.456大于0.9，p<0.01）和（Z=4.372大于0.9，p<0.01），均達到顯著水平，說明該模型存在單路徑完全中介效應。由此可以得出，“國民經濟發展狀況—發展狀況與信用環境”對工作績效的影響是通過“小微企業活力“中介變量有顯著的正向作用，該模型是單路徑完全中介模型。如表5所示，因此，回歸分析結果更加清晰驗證假設1和假設2。
“經濟政策取向—政府認同度”相關效應同樣采用回歸分析進行驗證。首先，在回歸1中，“經濟政策取向—政府認同度”對“小微企業活力”有顯著的預測作用，回歸系數為（β=0.221，p<0.01)和（β=0.364，p<0.01），表明自變量和中介變量之間存在顯著的正向關系。其次，在回歸2中，“小微企業活力”對工作績效有顯著的預測作用，回歸系數為（β=0.213，p<0.01)和（β=0.233，p<0.01），表明中介變量和因變量之間存在顯著的正向關系。最后，在回歸3中，分別兩次回歸。第一步的回歸結果表明，“經濟政策取向—政府認同度”與工作績效之間存在顯著的正向關系，回歸系數為（β=0.232，p<0.01)和（β=0.297，p<0.01），表明自變量和因變量之間存在顯著的正向關系。第二步回歸中，控制“小微企業活力”后，然后檢驗“經濟政策取向—政府認同度”作為自變量對工作績效的回歸結果。第二步的回歸結果表明，“經濟政策取向—政府認同度”對工作績效的預測作用仍顯著，回歸系數為（β=0.211，p<0.01）和（β=0.267，p<0.01），而“小微企業活力”對工作績效的預測作用亦顯著，回歸系數為（β=0.102，p<0.01）和（β=0.131，p<0.01）。比較第一步和第二步的回歸結果，即（β=0.232，p<0.01）和（β=0.297，p<0.01）與（β=0.211，p<0.01）和（β=0.267，p<0.01）比較，“經濟政策取向—政府認同度”對工作績效的回歸系數有所降低。使用Sobel公式檢驗是否存在中介效應，對照sobel檢驗公式輸入對應項，查非正態臨界表，計算結果顯示，（Z=4.456大于0.90，p<0.01）和（Z=5.372大于0.90，p<0.01），中介效應顯著，均達到顯著水平，說明存在部分中介效應。由此可以得出，“小微企業活力”是“經濟政策取向—政府認同度”與工作績效之間部分中介變量，“經濟政策取向—政府認同度”對工作績效正向顯著影響。該模型是雙路徑部分中介模型。具體如表6所示。因此，回歸分析結果清晰驗證了假設3、假設4、假設5和假設6。圖2展示了最終模型中所有顯著的回歸系數，結構方程分析和回歸分析驗證了金融外環境各個因素與微貸客戶經理工作績效模型正向相關。影響效應呈現出復雜的路徑，有單路徑完全中介作用效應，也有雙路徑部分中介作用效應。
討論
金融是現代經濟的核心。通常，商業銀行經營離不開國家宏觀經濟大背景支撐，而小微企業活躍程度與國民經濟的聯系更加緊密，本文探討了金融外環境如何影響微貸客戶經理的工作績效，并對中間機制進行研究，對微貸客戶經理工作績效的研究都具有十分重要的現實意義。
1.國民經濟發展狀況
擴大再生產可以促進經濟加快發展，而投資是再生產的主要手段。通過建造和購置固定資產的活動，國民經濟不斷采用先進技術裝備，建立新興部門，進一步調整經濟結構和生產力的地區分布。這樣大范圍內的投資，在產業鏈上必將產生大批大中型企業和小微企業。小微企業是產業鏈上的重要環節，也是大中型企業的補充，彌補市場空缺。加大全社會固定資產投資，增加貨幣的流動性，給大中型企業帶來生機，同時給小微企業帶來活力，從而激發小微企業融資的需求。人們對物質的需求則形成了消費，消費需求是經濟活動的最終目的，也是生產的最終目的。在三家馬車中，消費是最主要的馬車，推動經濟增長的原動力，同時也是實現經濟可持續發展的強大動力。在商業零售業、飲食業零售業和工業零售業中，分布著大批小微企業，有效消費不會使工業產品大量過剩，使大中型企業上、下游的小微企業維持合理的商品庫存，促進其經營發展，保持社會再生產正常循環。在一定程度，消費是社會商品購買力的實現程度，維護零售市場的合理規模狀況，促進小微企業健康發展。出口貿易是生產或加工的商品輸出國外市場銷售。出口貿易一旦形成，國內的資本會發生流動，資金會集中在具有比較優勢的行業，生產更加專業化，勞動生產率大大提高。出口貿易進軍國際市場，企業的單位成本不斷下降，提高利潤率，獲得規模經濟利益。圍繞國內出口產業的小微企業很多，因為參與國際競爭，促進大中型企業和與之相關小微企業改進產品質量，降低成本，有利于國外先進技術和管理知識的傳播，從而促進小微企業在國內產業中的發展。國民經濟發展的良好狀況直接表現經濟增長，經濟增長與居民消費、投資和凈出口是作用力與反作用力的關系，并相互促進。經濟增長會帶來消費、投資和凈出口的增加，國民經濟的良好狀況對最終居民消費、投資和凈出口都有顯著影響，而消費、投資和凈出口的協調發展可以提高小微企業市場競爭力，加大研發投入，帶來更多的現金流，增強小微企業活力，間接影響微貸客戶經理工作績效。
2.區域小微企業發展狀況和信用環境
中國的疆土幅員遼闊，區域小微企業分布與發展水平極不平衡。縣域經濟和民營經濟較為發達地區，民眾創新創業意識比較強烈，小微企業所占地方經濟總量的比重很高，而且大多形成了一定產業集群。行業分布較為明顯，在企業規模上，東部小企業的平均產值規模大于中部和西部。同時，當地小微企業的有關協會組織數量較多，而且企業能夠進入一個有序的、活躍寬松、自由競爭的經營氛圍當中。在這樣一種環境中，小微企業的數量和質量都處于優質狀態，這決定它們具有活力，具有活力的小微企業的融資行為也是健康的。區域經濟的不同，區域信用體系運行的文化環境、體制環境、市場環境、法律環境和經濟環境也反映差異。良好的信用環境能減少交易成本，提高交易效率和經濟效率。因此，區域信用環境培育小微企業的活力和層次。區域經濟小微企業發展狀況和信用環境成就小微企業在市場競爭、發展戰略、自主創新和現金流不同的表現，由于區域性特質，增添小微企業不同的動力，間接影響微貸客戶經理的工作績效，而且正向的顯著影響。
3.經濟政策取向
財政政策一般運用財政支出與稅收政策來調節總需求。它是刺激或減緩經濟發展的最直接方式，不論采取積極或緊縮的財政政策取向，政府都要動用有關財政收入和財政支出，都對實體經濟和居民收入的增減，以及市場不同程度產生影響，同時也要影響小微企業的正常經營。如采取積極的財政政策，政府加大采購，需求旺盛，市場繁榮，小微企業快速發展；若采取緊縮財政政策，市場蕭條，小微企業經營步履艱難。貨幣政策是貨幣當局為實現一定的宏觀經濟目標而對貨幣供應量和信貸量進行調節和控制所采取的政策措施，通過調控利率和貨幣總量的中介，保持物價總水平的穩定，間接對宏觀經濟發生作用。手段有兩種即緊縮貨幣政策和寬松貨幣政策，通過動用貨幣政策工具，調控商業銀行的流動性和信貸規模。商業銀行的流動性和利率的高低直接決定實體經濟中的小微企業社會融資總量，信貸資金得到的容易程度和融資渠道的暢通也決定小微企業的正常經營和發展。如果采取寬松貨幣政策，小微企業容易得到融資，現金流充裕，企業欣欣向榮；如果采取緊縮的貨幣政策，信貸規模稀缺，融資門檻提高，小微企業很難獲得資金，發展緩慢。
面對復雜多變的宏觀經濟形勢，國家采取宏觀調控的政策取向，必須采取靈活、審慎的宏觀經濟政策的取向。實施雙管齊下的財政政策和貨幣政策，加強和改善宏觀調控，保持經濟平穩健康運行。實施不同的宏觀經濟政策，經濟運行中的積極或消極因素在變化，企業穩定發展向好或向壞的勢頭也在變換，必將直接或間接影響微貸客戶經理的工作績效。運用財政政策手段時，很快傳導到實體經濟中的小微企業，這一傳導直接，效果明顯，決定小微企業的活力。通過“小微企業活力”影響微貸客戶經理的工作績效，間接正向顯著影響工作績效。實施貨幣政策后，貨幣的供給取向發生變化，也就是商業銀行信貸投放發生變化，那么客戶經理發放貸款的筆數和金額發生變化。客戶經理執行政策客觀存在一定的慣性，政策取向發生改變，執行政策也會帶來偏差。商業銀行信貸規模的調控，必將給客戶經理的執行效率帶來不利因素，貨幣政策的實施會影響微貸客戶經理的工作績效，這是直接正向顯著影響工作績效。因此，國家采取宏觀調控的經濟政策取向直接和間接對微貸客戶經理的工作績效產生影響。
4.政府認同度
政府切實加大小微企業的政策扶持力度，降低和規范小微企業市場準入門檻，引導小微企業聯合參與一些國有企業改革，一些重要的礦產資源開采領域。允許小微企業、社會資金以資本形式進入國企改革；推進小企業信用制度建設，辦好資本市場中小企業創業板塊；逐步建立中小企業監測體系等。無疑，政府放寬小微企業的準入門檻，可以延伸小微企業的經營范圍，增大資產規模，增強抗風險能力，給小微企業帶來活力。
優化融資環境著力解決外部融資成本高的問題。對微貸的抵押質押登記、評估、公證、擔保等中劉洛，陳樹文：小微企業貸款客戶經理工作績效與相關變量關系的實證研究介收費標準給予優惠，切實降低小企業貸款的外部成本。結合小微企業在不同行業、不同發展階段的需求特點和融資風險，政府培育風險投資基金、互助基金、擔保公司等多種市場主體，逐步建立完善的小微企業融資服務體系。政府優化融資環境可以降低融資成本，提高盈利能力，增強小微企業活力，有利于小微企業的發展。政府完善小微企業的稅收支持體系。設立扶持小微企業發展的專項資金，落實和安排微貸貼息資金到位，實現政策向培育市場競爭力轉移。放寬商業銀行給予小微企業呆壞賬核銷政策，能夠促進微小企業的發展。微貸是商業銀行創新金融產品和服務，但金融的創新必須符合監管當局的監管要求。微貸創新設立的組織架構、獨特技術、和授權機制都要得到監管當局的認同，因此決策層要創新法規，建立符合微貸的法規制度，從法規上認同這種小微金融產品的創新，有利于推動微貸可持續發展。
政府和監管當局重視和關注小微企業，加強對小微企業的政策支持。放寬市場準入、優化融資環境和建立對小微企業的稅收支持都能增強小微企業活力，推動小微企業的健康經營，這些影響因素通過“小微企業的活力”間接正向影響微貸客戶經理的工作績效。而監管當局創新法規傳導過程比較復雜，金融外環境通過金融內環境影響組織架構、獨特技術、和授權機制，再經金融內環境影響工作績效。所以，政府認同度可以使金融內環境和金融外環境共同導致工作績效發生變化，這是雙路徑部分中介影響途徑。政府認同度與微貸客戶經理的工作績效之間呈現顯著的正相關關系，并呈現較復雜的傳導路徑。
結論
【關鍵詞】環京津地區；次級中心城市；因子分析；威爾遜模型
【中圖分類號】F061.5 【文獻標識碼】A 【文章編號】1006-5024（2013）05-0138-05
【基金項目】河北省科技廳指令性項目“優化環京津地區第三產業結構，著力打造環首都綠色經濟圈”（批準號：12457202D-41）；河北省科技廳青年基金項目“基于空間引力模型的河北省城市增長極選擇研究”（批準號：134572）
【作者簡介】張娟，河北金融學院經濟貿易系講師，碩士，研究方向為經濟統計；
王憲明，河北金融學院經濟貿易系教授，博士，研究方向為區域經濟。（河北保定071000）
一、引言
河北省環京津地區主要包括承德、張家口、唐山、秦皇島、廊坊、保定、滄州7個地級市，該區域是河北省經濟發展的重要成長區。隨著近年來改革的不斷深入和對外開放的不斷推進，這一區域在財政收入、對外貿易、基礎設施建設、產業結構升級、人均可支配收入等方面都取得了巨大的進步。根據2010年的統計結果，7個地級市國土面積共13.96萬平方公里，占全省的74.4%；總人口4111.27萬人，占全省總人口的57.15%；完成區域國內生產總值12859.5515億元，占全省的63.05%；全社會固定資產投資總額達到8655.78億元，占全省57.39%；財政收入突破673.33億元，占全省的50.56%。盡管如此，與北京、天津2個中心城市相比，河北省環京津地區在國民經濟發展狀況、居民收入、外商投資、縣域發展狀況等方面都存在著明顯的差距。
從國民經濟發展狀況來看，2010年，唐山的國內生產總值達到4469.159億元，而同時期的北京、天津的GDP分別達到了14113.58億元、9224.46億元，尚且不到兩個中心城市GDP總值的50%；滄州、保定、廊坊三座城市近年來經濟上獲得了快速的增長，暫時處于同一起跑線上，毗鄰京津中心城市的秦皇島、張家口、承德三座城市則被遠遠排在了后面。從收入狀況來看，2010年，河北省環京津地區的7個地級市中，城鎮居民人均可支配收入都達到了14000元以上，與京津中心城市的收入差距較小；然而，農村居民人均純收入除唐山、廊坊、秦皇島相對較高以外，保定、滄州次之，承德、張家口農村居民的人均純收入則不足5000元。從外商直接投資額來看，天津的外商直接投資額領先于北京，并遠遠超過周邊的各城市，可見近年來濱海新區的建設確實給天津帶來了巨大的發展契機。因此，河北省環京津地區要加快與京津發達城市經濟接軌，以開放的姿態與外界開展合作，促進區域內經濟的快速發展。從縣域發展狀況來看，盡管幾個地級市都與北京、天津有著很強的地緣優勢，可是在承德、張家口、保定、滄州4個地級市中，集中了26個國家級貧困縣，是貧困人口的集中分布區域，而且在社會經濟、基礎設施、文化程度、資源條件等各方面都與上述地區存在著明顯差距。
由此可見，北京、天津作為區域內的經濟中心城市，當前經濟發展僅僅獨處領頭羊的位置，其經濟輻射能力并沒有得到充分發揮，從而導致其經濟集聚效應過度明顯而擴散效應嚴重不足等問題。因此，選取合適的次級中心城市，加快次級中心城市的建設與發展，具有很強的現實意義。它不僅有利于推動京津地區發展、緩解城市發展過程中帶來交通擁堵、住房擁擠等社會問題，而且有利于加快冀北地區建設，打破區域間經濟發展不平衡現象，促進整體上的協調健康發展，從而成為河北省發展歷程中新的經濟增長點。
二、本課題的研究現狀及研究方法的設計
目前，有關次級中心城市的研究尚處于起步階段，相關成熟的研究更少。鄧清華、朱撟（2006）研究了重慶市次級中心城市的戰略布局，指出重慶市應選擇經濟發展水平較高、產業結構較合理、區位條件較好、發展環境較優的周邊區市作為次級中心城市進行大力培育。陳敦、牛婧（2004）主要針對次級中心城市的產業結構雷同和行政區劃不合理等問題提出了自己的對策和建議。曹佳（2006）通過引力模型分析確定了內江、自貢、宜賓、瀘州為成渝經濟區次級經濟中心。在所有研究中，最具代表性的成果是鄭治偉和孟衛東（2010）對成渝經濟區次級中心城市選擇的研究。兩位學者借助了空間引力模型，找出了成渝經濟區區域次級中心的候選城市，并通過建立一個綜合的評價系統，最后確定了相應的次級中心城市。其數據具有較強的說服力，其成果具有一定的普適性。
本文在上述研究的基礎上，借鑒了鄧清華、朱撟和鄭治偉、孟衛東的城市綜合評價體系，提出了河北省環京津地區次級中心城市的選擇需要滿足的三個條件。一是良好的經濟發展狀況。即所選城市必須具備較高的經濟發展水平、較為合理的產業結構與基礎設施等。只有經濟發展水平較高的城市才能產生良好的溢出效果，而合理的產業布局有助于促進新興產業的發展。二是優越的區位條件。區位是決定城市吸引能力和擴散能力的重要因素，次級中心城市需要擁有便捷的交通運輸條件，以便加強與外界的聯系。三是良好的對外開放環境。對外開放環境主要強調城市的對外開放程度和與外界的接軌能力。擁有良好的對外開放環境，才能充分地利用外界的條件，實現區域內資源的優勢互補，帶動區域間經濟的協調發展，縮小局部間的差距。
針對次級中心城市選取所滿足的三方面條件，本研究將環京津地區的7個地級市作為候選的次級中心城市，對各個地級市進行了綜合分析。首先，根據7個地級市的經濟發展狀況，構建了含經濟發展水平、經濟發展規模、經濟結構和基礎設施4個層次19項指標的評估體系，采用因子分析法，對城市進行排名；其次，構建了含公路客運輸總量、公路貨運輸總量、等級公路里程總數及平均可達性等衡量區位條件的評價指標體系，采用因子分析法，對城市進行排名；第三，運用威爾遜模型對各城市對外開放環境進行評價，進而得出各城市排名；最后，根據以上三項評價結果，采用綜合評價法，對各城市進行綜合打分，將排名前2名的城市確定為環京津地區的次級中心城市。
三、環京津地區次級中心城市的經濟發展評價
所謂次級中心城市，就是指那些在生產總值和綜合競爭力等方面都非常接近于主中心城市并明顯超過區域內其他城市的較大城市。它具有較強的生產功能、科技功能、交通功能、物資集散功能、旅游功能和文化功能等，能夠對區內其他城市和鄉村構成較強的輻射能力、擴散能力和吸引能力。
首先，根據河北省環京津地區7個地級市自身的經濟發展特點和獨有的地理位置優勢，考慮數據的可獲取性，在指標體系的建立上借鑒了鄭治偉、孟衛東（2010）關于城市發展水平綜合評價指標體系的構建方法，最終選取了含4個層次共19項指標的綜合指標評價體系（見表1）。
研究對象為河北省環京津地區的7個地級市。采用的數據均來自于2011年的《河北省經濟年鑒》和《中國統計年鑒》。由于各指標之間的相關度非常高，適合作因子分析。運用SPSS統計軟件對這7個地級市進行因子分析，得到4個主因子，解釋方差在95.52%以上。然后，將各主因子解釋方差占解釋總方差的比重分別作為權重，經計算權重值分別為59.15%、17.46%、15.13%和8.25%，乘以各城市在各個主因子上的得分（F1、F2、F3、F4），最后計算得出各城市在經濟發展狀況方面的綜合得分。計算結果如表2所示。
從表2可以看出，在河北省環京津地區的7個地級市中，唐山、保定、廊坊三個城市的經濟排名靠前，其他城市的經濟排名非常靠后，而且區域內各城市的經濟發展狀況明顯不均衡。其中，僅唐山的綜合得分大于1，說明唐山市經濟發展狀況非常好；其次，保定、廊坊的綜合得分都接近O，說明2個城市的經濟發展狀況大體一樣；秦皇島，滄州緊隨其后；其他2個城市經濟發展狀況則遠遠落后于以上城市。這恰恰說明了選擇區域內次級中心城市的必要性和加快改變區域內經濟發展不均衡現象的緊迫性所在。
四、候選次級中心城市的區位分析
河北省環京津地區的各城市毗鄰京津兩個中心城市，擁有優越的地理位置和先天的地緣優勢。從公路客運輸總量、公路貨運輸總量、等級公路里程總數和各城市到北京和天津兩個中心城市的平均可達性四方面指標對環京津地區的7個地級市在區位條件方面加以分析，用主成分分析提取公因子，對各候選次級中心城市進行區位條件評價。
各城市的公路客運輸總量、公路貨運輸總量、等級公路里程總數均來自于2011年《河北省經濟年鑒》。對于可達性分析的具體方法，是根據區域內交通網絡現狀和線路等級規模，計算出區內某點到區域內其他點的交通聯系時間，并通過交通聯系所需時間的相對比較量來反映兩個地區間聯系的緊密程度。根據各城市到中心城市的公路距離和平均行車速度的數據，經計算可以得到各候選城市到北京、天津2個中心城市的可達性系數，其中平均可達性，即各城市到北京、天津可達性系數的平均值（見表3）。
然后，根據公路客運輸總量、公路貨運輸總量、等級公路里程總數（見表4）和平均可達性四個指標所得到的數值，運用因子分析計算得到各候選次級中心城市區位得分情況（見表5）。
從表5可以看出，保定、唐山在區位排名中靠前，這與其四通八達的鐵路、公路等交通運輸條件息息相關，而張家口、秦皇島、廊坊3個城市在今后經濟的發展過程中則要不斷地加快基礎設施建設，完善現代化交通網絡的構建，加快與外界的聯系，實現經濟的二度騰飛。
五、候選次級中心城市的對外開放環境分析
良好的對外開放環境直接影響到外商的投資力度和新興產業的未來投資發展布局。之所以強調次級中心城市的選擇需擁有開放的姿態和對外接軌能力，是因為以往的地區經濟發展交往過程中常常會遇到政府阻礙資源流動、利用行政強權干擾對外貿易、出臺地方保護主義等問題，這些因素都反映到地方政府的辦事態度和效率上。因此，次級中心城市的對外開放環境因素分析將具體落實在如何衡量地方政府的工作效率和辦事態度方面，也就是政府的對外接軌能力方面。
在威爾遜模型當中，城市j對城市k的資源吸引的能力可以用以下公式表示：
Tjk=KOjPkexp（-βrjk）
其中，Tjk是區域j吸引到的源自區域k的資源數，Oj是區域j的資源強度，Pk是區域k的資源總量，rjk是兩區域間的距離，β是衰減因子，決定了政府對外接軌能力的強弱，K是一個系數。
可以看出，影響城市間經濟資源流動的主要因素是距離和衰減因子β。β越小，代表政府對經濟資源的阻礙作用也越小，從而反映出政府對外經濟接軌的能力越強。從公式可以看出，當距離rjk=0時，exp（-βrjk）=1，因此可以推導出KOj=1，由于環京津地區的各城市離北京、天津都比較近，因此，我們把各候選次級中心城市到中心城市的距離近似地看成0。這樣可以近似地寫為：Tjk=Pkexp（-βrjk）。rjk代表兩區域間的距離，為了使數據更加具有可比性和反應實際交通發展狀況，本文沒有簡單地用地圖上的直線距離作為各個城市之間的距離，而是統一采用了兩城市間的最短公路距離代替，而最短公路距離在區位分析中已獲知。因此，解決問題的關鍵就是如何獲取Tjk和Pk。假如城市i對中心城市的輻射力的接收程度為20%，即Tjk=20%Pk，那么公式兩端的Pk就可以約去。因此，再次簡化后的威爾遜模型的計算公式為：
Fjk=exp（-βrjk）
1/β即代表城市對外的接軌能力。其中，Fjk為i、j城市之間的經濟依賴程度，rjk是i、j城市之間最短公路里程。
在此，不妨借助區域經濟中的聯系量和經濟隸屬度方法來對地區之間的經濟依賴程度加以度量。經濟聯系量是用來衡量城市間經濟聯系強度大小的指標，它不僅可以反映經濟中心城市對周圍城市的經濟輻射能力，還能反映周圍城市對經濟中心城市輻射能力的接受程度。區域經濟聯系量有絕對經濟聯系量和相對經濟聯系量之分。考慮到數據獲取難易程度，僅計算絕對聯系量。根據201 1年《河北經濟年鑒》中各城市GDP和非農業人口的數據，分別計算得到各候選次級中心城市與中心城市北京和天津的絕對聯系量和隸屬度（見表6與表7）。為了增強數據之間的可比性而又不改變數據的結構，隸屬度均采用百分比形式表示。
表8所示為各候選次級中心城市到北京和天津的最短公路距離。根據表6、表7、表8中的數據最后計算各候選次級中心城市城市與北京、天津中心城市的接軌能力（即1/β）。將各城市對北京、天津的接軌能力加以平均，即可得到各城市對北京、天津中心城市的綜合接軌能力（見表9）。
從表9可以看出，由于各候選次級中心城市距離中心城市天津、北京的遠近和自身經濟發展程度不同，唐山、廊坊的政府對外接軌能力都非常高；保定、滄州，次之；張家口、秦皇島、承德被遠遠的排在后面。這與現在的各城市經濟發展現狀基本相互吻合，這也就更加體現了地區對外開放環境在次級中心城市選取當中作為不可忽視因素的重要所在。
六、河北省環京津地區次級中心城市的確定
通過對各候選次級中心城市從經濟發展狀況、區位條件和對外開放環境三個方面分別進行分析，得到了各候選城市在每個條件下的排名。下面采用綜合打分的方法，對上面的分析結果進行綜合評價。打分的規則如下：各單項排名為第一的打8分，第二打6分，第三打5分，第四打4分，第五打3分，第六打2分，第七打1分。累加各城市在這三個條件下的分數，最后得到各候選次級中心城市的綜合排名情況（見表10）。
根據表10，我們可以看出唐山與保定的綜合得分遠遠高于區域內的其他城市，具備了次級中心城市選取的三項基本條件。因此，我們最終選取唐山與保定作為河北省環京津地區的次級中心城市。最終，形成“1+2”的區域經濟發展格局。
從分析結果來看，唐山無論是在經濟發展狀況、區位條件，還是在發展環境方面，都處于區域內（除京、津外）領先地位；而毗鄰唐山的承德、秦皇島2個城市由于受北京、天津中心城市的經濟輻射能力有限，在各方面都處于相對落后的地位。因此，唐山作為區域內次增長極，在提高自身經濟發展程度的同時，應該充分發揮經濟輻射傳導中樞的作用。只有這樣，才能有效地增強京津中心城市的對外經濟輻射能力，促進河北省東北地區的經濟建設，縮小局部差異。保定有著便捷的交通運輸條件，其他各項條件也相對不錯；廊坊、滄州次之；而張家口最差，各項排名都非常靠后，是以后加快環京津地區城市工作的重點扶持對象。選取保定作為區域內西南方向的次增長極，不僅可以加強對張家口的經濟輻射，而且可以協同京津2個中心城市共同加強對廊坊、滄州的經濟帶動作用，促進區域內西北、西南、東南地區的經濟建設，可以說保定是未來河北省加快中部經濟發展的一個重要增長極。
七、結論
通過上述研究，我們可以得出如下結論：唐山和保定作為河北省東部和南部的后發經濟城市，已經具備了區位優勢和技術交流的基礎，可以作為河北省相對于京津地區的次級中心城市。作為具有重要戰略地位的次級中心城市，唐山和保定應該抓住機遇，促進經濟又好又快的發展。
關鍵詞：城市規劃；城市經濟發展；相互影響
城市規劃指的是在一定時期內城市規劃局對城市發展的戰略部署。城市規劃是一個城市各項建設和管理的依據。政府通過對城市規劃的制定和執行來對經濟進行引導和調控。對城市土地資源進行合理的配置和利用，探索出城市生活和生產的合理布局，有利于推動城市經濟的發展，有利于提高市場產業水平和經濟發展效率。
城市經濟發展并不單單指城市經濟水平和市民生活水平的提高方面，還要關注到城市環境方面的發展狀況。城市經濟發展要考慮到整治、環境、經濟等各方面，要進行科學的生產和發展，才能實現城市的可持續、綠色發展。要想實現這種綠色、可持續的城市的發展，就必須要制定城市規劃。在城市規劃的指引下，才能促進城市經濟的發展。：
一、城市規劃對城市經濟發展產生的影響：
1、城市規劃可以使城市的功能結構發生改變，能夠開拓城市發展的新空間。城市規劃可以優化城市空間結構，促進城市產業結構的調整。城市規劃編制的主要依據就是城市經濟發展的實際情況，如城市發展的經濟發展模式、規模以及經濟指標、產業布局現狀等等各種因素。經濟發展的情況將在很大程度上取決于城市空間地域的合理落實和布置。根據我國國民經濟快速發展的戰略重點，幾乎全國所有城市都完成了上一輪規劃的內容和目標，為我國經濟發展中產業結構進行進一步的優化和調整做了充足的準備。
2、城市規劃可以有效的推動城市中第三產業的發展，從而增強城市的資本競爭優勢。發展以新型服務業為主的第三產業將是國家城市經濟未來發展的方向和目標。而城市規劃的制定中會特別注意對城市第三產業發展的進行引導。注重將銷售、供應、辦公、服務、娛樂、文化等活動聯系起來，使各個場所得到相應的、最適合的發展和市場效益，增強城市的資本競爭力，建成高水準的城市基礎設施以引入國際資本。
3、城市規劃可以在長時期內，合理有序的引導城市經濟的發展。城市規劃從整體上對城市今后幾年的發展做出長遠規劃，同時也會對城市建設和經濟發展中的問題和目標進行具體化，使得規劃期限與經濟發展規劃的期限一致兌現。城市規劃的計劃性、長遠性、具體化，都能真正發揮其對城市經濟發展的指導作用。
此外，城市規劃的不到位和不科學、不合理也將會對城市經濟發展產生一定的消極影響。因為城市規劃屬于政府經濟職能管理體系, 它是政府行為的一個組成部分, 是市場經濟體制下的一種特殊需要。但如果城市規劃沒有根據城市的具體情況，也沒有調查城市市場的發展結構和體系，它也將阻礙城市市場的健康快速發展。
二、城市經濟發展對城市規劃產生的影響
1、地區經濟發展的現狀決定了城市規劃制定的方向，成為城市規劃的依據。如果對城市經濟發展狀況調查的不清楚、不真實，將會導致城市規劃具有誤導性和阻礙性。所以，在制定城市規劃之前，一定要對城市企業的規模大小、地理位置以及城市的地質水文、地形地貌都調查分析清楚。
2、地區經濟將在很大程度上決定城市規劃執行起來的速度和質量。城市經濟發展的現狀是城市規劃得以順利執行的條件和基礎。經濟基礎好的地區使得城市規劃的進程加快，效率提高，最終推動經濟的進一步發展。反之，則會影響甚至阻礙城市規劃的執行和實現。此外，由于地區企業分布狀況以及發展狀況不同，將會直接影響城市規劃的制定速度和難易程度。
三、將城市城市規劃和城市經濟發展緊密結合，促進兩者共同發展
由上述分析，我們可以得知城市規劃和城市經濟發展兩者是相互影響，相互發生作用的。城市規劃是城市經濟發展的指向標和動力，城市經濟發展是城市規劃的條件和目標。所以我們要認真研究兩者發展規律和市場經濟的發展規律，將城市規劃和城市經濟發展狀況緊密結合起來，促進雙方共同發展。
城市規劃的制定和執行要依據城市中產業發展現狀以及潛力。重視城市第一產業的發展，創造符合可持續發展的城市綠色環境。據調查資料顯示，城市規劃目前忽視了農業的發展，忽視了農業在城市化發展中發揮的重要作用。所以，要重視城市中的第一產業的發展，為人們提供賴以生存和發展的物質保證。此外，還要進行城市第二產業和第三產業結構的優化與調整。拓寬城市發展新空間。
城市經濟發展的進程要按照城市發展規劃的大方向和具體步驟來進行。城市發展規劃是城市經濟發展的指向標，所以，城市經濟發展中一定要嚴格執行城市規劃中的各項發展指標，例如要力行環境的保護，綠化工程的建設等各項標準。按照城市規劃的步驟腳踏實地的走，就能夠提升城市經濟發展的質量和水平。
結語：
城市規劃和城市經濟發展都在城市發展和建設中發揮著非常重要的作用。城市規劃中包含著城市經濟發展的各種因素，而城市經濟發展又能夠有效的提升城市規劃制定和執行的速度和質量，兩者相互影響，相互作用。所以，在實際城市建設中，一定要將兩者緊密結合，相互促進共同發展，最終實現全面建設小康社會的宏偉目標。
參考文獻：
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［關鍵詞］ 典型相關 汽車制造業 國民經濟
一、引言
1986年，國家“七五”規劃中第一次提出要把汽車制造業作為重要的支柱產業發展，但當時汽車年產量僅為37萬多輛，對國民經濟的影響很小。經過20多年的發展，我國的汽車制造業取得了舉世矚目的成績。進入21世紀以來，我國汽車產量年均增長20％以上，對世界汽車增長每年的貢獻率達到近50％。2008年，我國汽車產銷量已經排在了世界第二位，汽車工業的增加值占GDP的比重達到2.2％ 。可以說，此時的汽車制造業已經真正成為了我國的支柱產業之一，成為國民經濟發展的重要組成部分。然而，汽車制造業的發展也存在不少問題，許多人對汽車制造業的支柱產業地位也產生了懷疑。為此，本文采用了典型相關模型對國民經濟與汽車制造業的關系進行分析，發現汽車制造業與國民經濟的發展高度相關，對國民經濟的發展有著不可替代的作用。
二、實證分析
1.研究方法。典型分析是研究兩組變量之間相關關系的多元分析方法。它借用主成分析降維的思想，把多個變量與多個變量之間的相關化為兩個變量之間的相關. 即首先在每組變量內部找出具有最大相關性的一個線性變量組合，然后再在每組變量內找出第二對線性組合，使其本身具有最大的相關性，并分別與第一對線性組合不相關。如此下去，直到兩組變量內各變量之間的相關性被提取完畢為止。有了這些最大相關的線性組合，則討論兩組變量之間的相關，就轉化為研究這些線性組合的最大相關，從而減少了研究變量的個數。
2.指標選擇及數據來源。衡量國民經濟發展狀況的指標非常多，至今國際上也沒有一個完全統一的國民經濟發展狀況指標體系。因此結合國民的實際情況和各指標的經濟意義，并借鑒一些國家的經驗，通過篩選，從經濟增長、社會財富和居民生活水平三個方面確定了6項指標，作為因變量組。考察經濟增長的最常用指標是國內生產總值（GDP），依據生產法，選取了一、二、三產業的國內生產總值三項指標，分別記為。社會財富的總積累用資本形成總額來反映，記為。居民生活狀況通過居民收入和就業狀況反映，選取了人均可支配收入、城鎮登記失業率兩指標，分別記為。汽車制造業的發展共選取了4個指標，分別是：企業個數，工業總產值，主營業務收入，從業人員年平均人數，并將這4項指標稱為協變量組。
樣本數據均來自于《中國汽車工業年鑒（2009）》、《中國統計年鑒（2009）》，具體以2008年中國大陸的省際截面數據作為樣本（即大陸的31個省市，不包括港澳臺地區）。
3.模型建立。在對原始數據進行了消除量綱的處理后，采用SPSS13.0經濟統計分析軟件進行典型相關分析,得出如下結果。（1）典型相關系數及其檢驗。首先通過Pillai跡檢驗，Hotelling-Lawley跡檢驗，Wilks L檢驗和Roy的最大根檢驗，分析兩組變量的相關性。四個檢驗都是有兩個自由度的F檢驗，每個檢驗都給出了相應的F值和p值，結果p值均為0.000通過檢驗，可以進行典型相關分析。通過分析得出,前三對典型變量(U，V)的累積特征根已經占了總量的99.261%。它們的典型相關系數也都在0.8之上,表明相應的典型變量之間密切相關。接下來進行維度遞減檢驗。維度遞減檢驗檢驗的是從本行所對應的典型相關系數及其以后的所有典型相關系數。如果有一行維度遞減檢驗不顯著，即說明以后各行的典型相關不顯著。因此維度遞減檢驗能夠提供每對典型相關的檢驗信息。經計算，前三對典型變量通過檢驗，相關關系顯著，僅用這三對典型變量就能夠用協變量組來解釋因變量組。（2）典型相關模型構建。鑒于原始變量的計量單位不同,不宜直接比較,因此采用標準化后的典型變量系數,構建典型相關模型,見表1。
表1 典型相關模型
4.結果分析。根據典型變量重要程度及系數大小，從建立的典型相關模型可看出，國民國民經濟發展狀況受汽車制造業發展狀況影響的程度可用三對典型相關變量予以綜合描述。
第一組典型變量和最相關，也就最能揭示國民經濟發展與汽車制造業發展之間的關系。由第一組典型相關方程可知, 與工業總產值相關；與第二產業GDP以及第三產業GDP呈高度相關。汽車產業的發展影響國民經濟的發展，尤其是第二產業的發展。供需兩旺的汽車制造業具有較高的產業增加值，汽車制造業作為第二產業的重要組成部分，其增加值直接影響到第二產業的增加值，從而影響整個國民生產總值。另一方面，汽車制造業的發展還會帶動金融業、汽車服務業、燃料能源業等相關第三產業的發展，影響第三產業的增加值，促進國民經濟發展。
第二組典型變量也相關，但遠遠不如和的相關那么顯著。根據第二組典型相關方程，與汽車制造業發展相關的主要因素為主營業務收入和工業總產值；第二產業GDP，是反映國民經濟發展的重要指標。汽車產業的發展，要求其配套展業也相應發展。為其配套的鋼鐵業、橡膠業、機械工業等相關第二產業得到發展，同時公路等基礎設施建設也相應發展起來，汽車制造業帶動了國民基礎設施的建設，對第二產業GDP的增長具有拉動作用。
第三組典型變量相關程度相對前兩組弱。與汽車制造業的從業人員年平均人數相關；國民經濟的第三典型變量呈高度相關。汽車制造業的發展提供了眾多的就業崗位，拉動了就業。
總而言之，汽車制造業對國民經濟增長具有拉動作用，他的產業關聯度高，又可以為社會提供更多的就業崗位。因此，堅持汽車制造業的支柱產業地位是符合國民目前的社會和經濟發展現狀的。
參考文獻：
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[2] 陳希需 倪國熙：數理統計學教程.上海科學技術出版社,1988
通過主成分分析法及因子分析法得到的相關結果可知：北京、天津、上海及江蘇等地區社會發展的綜合狀況排在全國前列。排在前列的省市自治區大多數都有著一定的經濟發展積淀，長期的經濟發展再加上相關政策的推廣更加推動了該地區社會發展。因此，國家應加大對于偏遠地區，經濟不發達地區優惠政策的推廣力度，使之更快的更好的發展，進而縮小我國貧富差距。
關鍵詞：社會發展的綜合狀況；主成分分析法；因子分析法
一、引 言
本文的實驗目的為考察我國各省市自治區社會發展綜合狀況，但統計的各項指標相關性較強，因此可以用SPSS軟件中的主成分分析和因子分析進行分析實驗，通過分析導出少數幾個主分量，使他們盡可能多地保留原始變量的信息且彼此間不相關，從而來研究復雜的問題。通過分析我們可以了解到我國各省市自治區的發展狀況：由各因子載荷/負荷矩陣的系數，我們可知實驗得到的各主成分或公共因子分別反映我國省市自治區發展水平的哪一方面，從而可以了解到我國各省市自治區各方面的發展狀況；再通過綜合分析，可得到我國各省市自治區各方面的綜合發展狀況。
二、主成分分析實驗
（一）主成分分析的基本思想
主成分分析是考察多個定量（數值）變量間相關性的一種多元統計方法。具體的說，它是通過導出少量幾個主分量，使他們盡可能多的保留原始變量的信息，且彼此間不相關。它的一般數學模型有：利用n個樣本的p項指標的信息區別這n個樣本。因此，要從這p項指標中找出少數幾個綜合指標使他們盡可能地反映各項指標的信息，且彼此之間不相關。即：
（二）主成分分析的實驗結果及分析
為了考察我國各省市自治區社會發展的綜合狀況，本文選取了人均地區生產總值（元）X1、城鎮居民可支配收入（元）X2、農村居民家庭人均純收入（元）X3、在校學生數（人）X4、學校數（所）X5、衛生機構數（個）X6、固定資產投資總額（億元）X7、每萬人擁有公共交通車輛（標臺）X8八個指標進行實驗分析。
利用SPSS進行主成分分析得到八個指標的相關矩陣，由矩陣可知，各變量之間存在著較強的相關關系，如果直接用于分析，可能會帶來嚴重的共線性問題，因此有必要對變量進行主成分分析。計算解釋總方差得出第一主成分的特征跟為4.064，它解釋了總變異的50.796%；第二主成分的特征值為2.844，它解釋了總變異的35.547%；根據主成分個數的確定原則，即特征跟大于1、累計方差貢獻率達到80%～85%以上，確定這八個變量需要提取兩個主成分。
計算主成分中因子載荷矩陣，依據第i個主成分的變量系數向量等于此表中的第i列除以第i個特征根的算術平方根得：
從上式可以看出，第一主成分主要由X3、X4、X5、X7確定的，他們在式中的系數大于其他的系數，故可以認為第一主成分說明文化投資建設。第二主成分主要由X1、X2、X6、X8確定，可以認為是經濟發展程度。
經過綜合評價分析可得主成分得分，經排序整理得出名次表，從結果給出的答案可以看出，北京、上海、江蘇、浙江、廣東、天津、山東等地綜合排名位于前列。北京地區作為我國首都無論是文化投資建設還是經濟發展程度都名于前列，并且經濟發展程度位于全國首位。上海經濟發展位于第二，文化投資建設也靠前。江蘇和山東地區文化投資建設為全國首位。山東是我國孔孟文化的發源地。儒家文化濃厚。貴州、云南、、甘肅等地排名靠后。這些地區無論是教育投資還是經濟發展都落后全國平均水平。國家應該大力支持這些地區的教育事業，多給予這些地區一些政策優惠，多發掘各地的特色，例如地區改善交通，以旅游業為主帶動經濟。多鼓勵這些地區的小企業戶，促進這些地區的經濟發展，進而縮小我國貧富差距。
三、因子分析實驗
（一）因子分析的基本思想
因子分析是根據相關性大小把原始變量分組，使得同組內的變量之間相關性較高，而不同組變量間的相關性較低。因子分析的目的是尋求變量的基本結構，簡化觀測系統，減少變量維數，用少數的變量來解釋復雜問題。
它的一般數學模型有：
設有n個向本，p個指標。X=（X1，X2，…，Xp）T為可觀察的隨機變量尋找公因子為f=f1，f2，…，fq，則模型：
為因子分析模型。
（二）因子分析的實驗結果及分析
利用SPSS軟件對我國31個省市自治區的八個指標進行因子分析。得到變量共同度矩陣，從中我們可以知道除了指標X8以外，X1到X7其他7個變量都能很好的被兩個因子解釋。這七個變量的因子共同度均在0.7以上。
由因子分析中旋轉后的因子負荷矩陣可知旋轉的因子系數已經很明顯的向兩級分化，有了很鮮明的經濟意義，給予了變量指標更實際的意義。F1中系數絕對值大的主要有：X4（在校學生數）、X5（學校數）、X6（衛生機構數）、X7（固定資產投資總額）。這四項變量指標主要反映各地區的基礎設施文化投資；F2中系數絕對值大的主要有：X1（人均地區生產總值）、X2（城鎮居民可支配收入）、X3（農村居民家庭人均純收入）、X8（每萬人擁有公共交通車輛）。這四個變量指標主要反映各地區的經濟發展程度。
經過綜合評價分析可得到各因子的得分數，進行排名整理可得，此結果與主成分的結果存在一定的出入。以實際情況來考慮，北京上海等地的經濟發展以及基礎設施都是全國最靠前的，相對來說主成分分析的結果更接近現實。
總 結
[關鍵詞]主成分分析 經濟發展水平 綜合評價
一、引言
經濟發展是社會、國家和某個地區發展的主要因素。我們衡量某一個地方的發展情況主要是看他的經濟發展狀況如何。同樣要想改變一個地方的生活水平,首先要了解這個地區的經濟狀況。因此,對經濟的發展現狀的研究就顯得十分有意義。
二、主成分分析
主成分分析就是設法將原來的指標重新組合成一組新的互相無關的幾個綜合的指標來代替原來的指標,同時根據實際需要從中可取幾個較少的綜合指標盡可能多的反映原來的指標信息。
三、采用主成分分析的步驟
1.將原始數據進行標準化處理,使指標具有可比性。
2.計算數據表的相關系數矩陣。
3.對應于相關系數矩陣,求其特征根,以及對應的特征向量,,。
4.根據特征根的計算結果,確定主成份分量的個數。計算累計貢獻率,稱為前個主成分的累計貢獻率。一般來說,當累計貢獻率大于80%時,就選取前個主成分量,從而可對個主成分進行綜合分析,得到主成分量,
5.根據各主成分量方差貢獻率,計算各地區的經濟發展評價指數。
四、數據的選區
我們選取了全省11個地市的八項經濟指標,包括:生產總值;規模以上工業增加值;固定資產投資;社會消費品零售總額;地方財政收入;外商直接投資;城鎮居民人均支配;農村人均收入。數據來源于河北省統計局網。
我們利用spss軟件對樣本數據進行主成分分析,其結果見表
我們可以看到由第一主成分和第二主成分的累積貢獻率已達到91.78%,超過了85%,故選兩個主成分就可以了。我們得到下面主成分公式:
第一主成分分析在各個變量上的系數均為正,而且數值上相差不大,大都在0.3~0.4之間。各個變量的系數可解釋為在此變量對各個地市的經濟發展貢獻率,主成分代表各個地市的經濟發展水平大小,即的數值越大,該市的經濟發展水平越高。
第二主成分主要反映了城鎮居民人均支配和農村人均純收入這兩個指標,可以認為說明了各個地市的人們生活水平,所以的值越大,表明該市的人們生活水平越高。
根據(分別代表第一、二主成分的貢獻率)可計算各個地市的經濟狀況的西歐那個和實力,各個地市綜合實力得分和排名見表中。
表 河北省11地市經濟狀況主成分得分及綜合得分
第一主成分 第二主成分 綜合得分 綜合得分
名次
得分 名次 得分 名次
石家莊市 3.102 2 -1.275 11 2.603 2
承德市 -2.415 10 -0.192 7 -2.161 10
張家口市 -2.214 9 -0.456 9 -2.014 9
秦皇島市 -0.303 6 1.228 2 -0.128 6
唐山市 5.706 1 0.231 3 5.081 1
廊坊市 0.445 4 1.996 1 0.622 3
保定市 0.100 5 -0.765 10 0.001 5
滄州市 -0.702 7 -0.330 8 -0.659 7
衡水市 -2.613 11 -0.066 4 -2.323 11
邢臺市 -1.828 8 -0.191 6 -1.641 8
邯鄲市 0.721 3 -0.179 5 0.619 4
五、結果分析
通過上面的分析,我們將河北省各個地市的經濟狀況發展水平進行了排名,下面我們來分析一下排名的合理性。
1.唐山市的經濟發展水平最好,綜合實力也是最強的。唐山市是一座具有百年歷史的沿海重工業城市,現在已發展成為全國的重要能源、原材料工業基地,同時,唐山市地處環渤海經濟圈腹地,與北京、天津構成了環渤海地區經濟發展的“金三角”。
2.石家莊、廊坊、邯鄲、秦皇島的經濟發展排在唐山之后,但也在全省的上游水平,經濟發展狀況較好。其主要是這幾個地市位于河北省中間線,是建設經濟發展的隆起帶。
3.張家口、承德、衡水的經濟發展處于全省的下游水平,屬于經濟欠發達地區,其主要原因有產業結構不太合理,農業占主要地位工業化重要標志的加工工業發展滯后,使該地區經濟缺乏必要的自我積累。
參考文獻:
關鍵字：縣域經濟 熵值法 綜合評價 主導產業
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A
文章編號：1004-4914（2011）01-082-03
一、引言
縣域經濟是我國經濟相對獨立運行的具有綜合性和區域性的基本經濟單元，也是區域經濟最基層的環節，對縣域經濟的理論所形成的縣域經濟學，屬于區域經濟學這個大學科。
目前，我國經濟已連續30多年快速增長，廣西經濟發展水平也有了很大的提高。但與全國相比，廣西經濟發展的總體水平仍偏低，發展速度嚴重滯后，表現為地質環境惡劣、產業結構不合理、工業基礎薄弱、扶貧任務重等，這些都嚴重阻礙了區域經濟發展的進程。隨著改變開改的深入進行，要想實現貧困的穩定發展和可持續發展，關鍵在于對主導產業和特色優勢的準確定位，應在合理利用資源的基礎上，結合當地的地域特征來發展縣域經濟并使其步入正軌，從根本上解決縣域地區經濟發展問題。忻城是廣西的貧困縣，如何利用有限土地使農民收入、資源、環境相互協調，是貧困地區未來發展面臨的嚴峻挑戰之一。現階段單靠政策和財政扶貧來解決貧困問題，從長遠來看是不可行的，貧困地區所欠缺的不僅僅是資金和政策支持，還欠缺先進的文化觀念和先進的生產力。要擺脫貧困，不能單靠政策扶持和資金扶持，更重要的是為貧困地區傳播先進的文化觀念和先進的生產力，使貧困地區的人們能夠從觀念上加以轉變，對本地區有更進一步的科學認識，充分發揮自身的比較優勢，結合現狀，選擇一條適合的發展道路實現社會經濟的協調發展，從而最終消除貧困。
二、產業整體發展狀況評價及行業對比
為了科學評價忻城縣社會經濟發展狀況，本文建立了評價數學模型，并對模型進行了計算機實現。這個模型既可用于忻城縣不同年度自身發展的橫向綜合分析評價，也可用于忻城縣內部各大產業之間發展情況的比較。
在對忻城縣自身發展狀況進行橫向綜合評價時，按年數據進行收集，并以一年內的觀測值為基礎進行評價。這樣可以避免因為客觀方法權數的不可繼承性所帶來的評價結果的不可繼承性，使得每年的評價結果都保持為確定值。雖然會帶來誤差和波動，但在可接受的范圍內，采用這樣的方法顯然更為合理科學。
三、對數學模型的一般性描述
本文建立的數學模型主要就忻城縣自身的橫向綜合評價作一個說明（橫向比較預處理時，選取每一指標的最小值作為處理基數）。假設評價矩陣為：
關鍵詞：人口系統；經濟系統；協調發展
人口與社會經濟的發展存在著無法割裂的內在聯系，人口是社會經濟發展的前提和最終歸宿，經濟的發展在很大程度上受制于人口數量、人口質量、人口結構及其變化的狀況，同時在一定條件下決定人口發展。盡管如此，由于發展之間的關系千差萬別的，不同地方人口與經濟發展的關系有很大的區別。本文主要針對人口和經濟協調發展展開論述。所謂人口與經濟社會的協調發展，即在經濟社會發展的同時，如果既充分利用了人力資源，實現了充分就業，又較好地滿足了人們的物質文化需要，就是實現了人口與經濟發展的協調。要實現人口與經濟的協調發展，必須在控制人口數量、提高人口素質、優化人口結構的同時，保持社會經濟的適度增長，盡可能地創造更多的就業機會，提高經濟效益。
一、協調發展評價模型構建
（一）指標選取與指標權重
本文采用分層評價模型進行協調發展綜合評價，根據協調發展指標體系，分別選取了經濟指標（作為逆指標的城鎮居民恩格爾系數和gdp、人均gdp、財政收入、第三產業值占gdp比重、城鎮化率等正指標）與人口（包括大專及以上人口所占比重與平均教育年限等正指標，總人口、人口密度等中性指標和自然增長率、嬰兒死亡率與總撫養比率等逆指標）指標等一級指標。然后采用層次分析法（ahp）確定一級和二級指標的權重。
（二）指標數據的無量鋼化處理
由于本文采用的指標數據具有不同的單位，這可能會對評價結果產生影響，因此需要對它們進行無量鋼化處理，使其波動范圍縮小到0和1之間。最常用的方法是極差標準化，其公式如下：
正指標計算公式為：
經濟這種標準化所得新數據的值越大越好。
（三）協調發展系數計算
協調發展系數強調兩子系統的協調情況及發展水平。在文中先用協調系數來評價兩系統的協調狀況，其公式為：
cij=exp（-k（ui-uj）2）
其中：cij表示第i系統與第j系統的協調系數；ui表示i系統的實際發展水平（綜合評價得分），uj表示j系統的實際發展水平（綜合評價得分）；k=2/s^2，s^2為ui和uj的方差均值。
即使協調系數能反映兩系統的協調情況，但不能反映系統當時所處的發展水平。當ui=0.7，uj=0.7時，i系統與j系統的協調系數為1，而當ui=0.9，uj=0.9時，系統i與系統j協調系數也是1，但是后者兩系統的發展水平明顯高于前者。所以本文還引入了協調發展系數指標。其公式為：
d=（cuiαujβ）1/2
其中：d為系統i與系統j的協調發展系數；c為系統i與系統j的協調系數；α，β為權重，且α+β＝1，具體到人口與經濟兩系統，設為α＝β＝0.5。協調發展系數是一個正指標，數值0和1之間，值越大說明該地區人口與經濟協調發展狀況越好。
二、我國人口與經濟協調發展區域評估分析
本文利用2007年人口、經濟發展水平作為截面數據，對全國各地區人口與經濟協調發展狀況作綜合評價。因為，反映人口發展水平的三種指標較難取，本文在對指標數據進行無量鋼化處理時用最佳狀態值1。
（一）指標權重的確定
本文利用林凡元文章中所用的專家打分結果，根據ahp方法分別構造出了人口系統和經濟系統的判斷矩陣，然后通過計算獲取了判斷矩陣的最大特征根，分別為3.095195和3.038711。人口與經濟指標的特征向量如表1所示。
（二）人口與經濟發展綜合水平與協調發展評價
本文選取我國各地區2007年的人口與經濟發展指標數據，首先根據正指標、逆指標不同，進行數據無量鋼化處理人，其次根據加權平均法，將人口系統與經濟系統發展水平指標無量鋼化數據與各指標對應權重值乘積來表示，其公式為：
本文運用matlap軟件以上兩矩陣相乘得全國各省市人口系統與經濟系統的實際發展水平，然后根據協調系數和協調發展系數公式求得全國各地cij和dij值，即具體值與排位如表2所示。
由表2可以看出，在全國各地區人口系統與經濟系統綜合得分中，人口系統綜合得分均高于經濟系統綜合得分，這可能由本文在無量鋼數據里面人口密度、嬰兒死亡率和平均人口受教育年限等指標引用了最佳引起的。c與d值前七位分別為廣東、上海、浙江、江蘇、山東、天津和福建等東部沿海地區；后四位是海南、湖北、湖南和吉林等地區。主要原因是在東部地區經濟比較發達，人力資源比較豐富，人口素質較高，因此東部地區人口與經濟比較協調發展，而在其他中西部地區協調發展程度較低。
三、結論
通過以上分析表明，我國人口與經濟發展水平雖然呈現出逐年上升的趨勢，經濟總量保持高速增長，人口增長率較穩定，城市化、工業化進程發展迅速，但是各地區發展區際差距比較明顯。東部地區協調發展系數均為較高，中西部地區較低。廣東、上海、浙江、江蘇、山東等地區協調發展系數都大于全國平均水平。主要原因是東部沿海地區人口發展綜合得分與經濟水平綜合得分較接近，協調性好，并且人口與經濟發展整體實力較強。我國其他地區在人口與經濟發展水平上存在一定得不協調問題。分析結果表明，海南、湖北、湖南、和吉林等地區存在嚴重的不協調性，協調發展系數都排在后面，從表2中最后一列可以看出一種共同特點，即人口水平排位在經濟發展水平前面。也就是說，在這些地區人口與經濟發展不協調主要原因是人口發展速度跟不上經濟發展。
參考文獻：
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［關鍵詞］經濟發展；區域收入差異；主成分分析；協整
［中圖分類號］F061.5 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2013）1-0033-03
1 引 言
山西省“十二五”規劃的指導思想和奮斗目標中，明確提出山西省以轉型跨越為目標，轉型跨越發展是山西省科學發展的客觀要求，國務院于2010年12月1日批準山西省為國家資源型經濟轉型綜合配套改革實驗區，這為山西的轉型跨越發展提供了難得的機遇，我們應借助綜改實驗區這個平臺，千方百計地增加農民收入，統籌城鄉發展，縮小區域差異，努力實現科學發展。
改革開放以來，山西省的農民整體收入水平有了很大提高，但由于自然經濟條件差異、歷史文化背景的不同、地理位置和交通條件不同以及農村工業化進程的差異致使各農村經濟區域間農民收入的增幅也各不相同，導致農村居民收入區域差異拉大。其中，以“城市農業”為代表的農村區域經濟區（以太原市農村為主）農民純收入最高，而農業基礎差，以勞務輸出為主的農村區域經濟區（以呂梁市農村為主）農民人均純收入處于全省最低水平。農村居民收入區域差異不僅僅表現為經濟發展的一個結果，同時又是影響甚至決定經濟發展的一個重要變量。
近年來，許多學者從不同的角度對中國農村居民收入差距問題作過深入的研究，包括張平（1992）、萬廣華（1998）、李實（1999）等，其中大多數研究集中在我國東中西地帶之間或省際之間的收入差距，而對省內農村居民收入區域差異問題研究較少。因此作為資源豐厚而經濟欠發達的山西省來說，要實現轉型跨越發展，必須客觀全面地研究農村居民收入區域差異，分析其對經濟發展的影響。
2 指標設計
為了反映山西省農村居民收入區域差異對經濟發展的影響，本文擬使用兩組指標，一組反映經濟發展狀況，另一組反映農村居民收入區域差異狀況。
（1）經濟發展狀況指標。①國內生產總值（GDP）；②人均國內生產總值（PCGDP）；③國內生產總值增長率（RGDP）；④人均財政收入（PCR）；⑤第三產業產值占GDP的比重（TIPGDP）。
（2）農村居民區域收入差異指標。本文選用基尼系數（G）來反映山西省農村居民區域收入之間的差異。基尼系數根據三角形面積切塊法進行計算。
3 實證分析
3.1 數據處理
本文所有數據都來自有關年份的《山西統計年鑒》，或據此計算整理得到。其中GDP、PCGDP、PCR、G均以七八年不變價進行計算，RGDP是根據實際GDP進行計算。
3.1.1 數據的標準化
由于各個指標原始數據的量綱不同，本文采用Z-Score技術（即Zi=xi-S，式中S為標準差）對各個指標的原始數據進行了標準化處理。
3.1.2 主成分分析
本文反映經濟發展狀況的一組指標顯然存在多重共線性問題，為消除多重共線性問題的影響可選擇主成分分析方法。本文利用SPSS13.0統計軟件對反映經濟發展狀況的指標值進行了主成分分析，以主成分對總方差的累計貢獻率≥85%提取主成分，結果見表2：
結果主成分1（ED1）和主成分2（ED2）對總方差的累計貢獻率達99.330%，因此可用其作為原變量所含信息的代表。以主成分的貢獻率為權數求加權平均值，可得經濟發展水平值ED（見表1）。
ED=0.80071ED1+0.19258ED2
3.1.3 H-P濾波
本文運用相量自回歸模型（VAR）來進行分析，該模型要求系統中的變量是平穩序列。H-P濾波是經常使用的經濟變量趨勢分解法，本文借助于Eviews5.0統計軟件，對經濟發展水平值ED和農村居民收入區域差異指標G進行了H-P濾波處理。從圖1、圖2 可以看出，隨著代表經濟發展水平的曲線的上升，代表農村居民收入區域差異狀況的曲線總體上呈現下降趨勢，表明隨著經濟的發展農村居民收入區域差異在縮小。
圖1 經濟發展水平值及其H-P濾波值曲線
圖2 農村居民收入區域差異水平值及其H-P濾波值曲線
3.2 影響關系分析
3.2.1 協整檢驗
經過H-P濾波處理得到的經濟發展水平和農村居民收入區域差異數據分別記為HPED和HPG。在做進一步分析之前，本文首先采用EG兩步法檢驗它們之間是否存在協整關系。第一步，運用Eviews5.0統計軟件對兩序列進行ADF檢驗，結果表明，HPED和HPG均為一階單整，即I（1）。第二步，用OLS回歸方法進行估計，然后對殘差序列進行單位根檢驗，結果如下：
表3顯示的結果表明經濟發展和農村居民收入區域差異之間確有某種協整關系，但并不能具體指出何為因、何為果，因此還需要做進一步的因果檢驗。
3.2.2 Granger因果關系分析
對于經濟發展與農村居民收入區域差異之間的因果方向，本文采用Granger因果關系檢驗法進行分析檢驗。
根據表4的結果，可以得出山西省農村居民收入區域差異是經濟發展水平的Granger原因。
3.2.3 脈沖響應分析
脈沖響應函數反映的是在擾動項上加上一個單位標準差大小的沖擊對內生變量的當前值和未來值所帶來的影響。如上所述，農村居民收入區域差異是經濟發展水平的Granger原因，為了能從動態角度更好的分析，本文進一步對其作脈沖響應分析。如圖3所示。其中實線部分為計算值，虛線為響應函數加減兩倍標準差的置信帶。
圖3 脈沖響應函數曲線
從脈沖響應函數曲線來看，經濟發展在受到農村居民收入區域差異水平值一個單位正向的標準差的沖擊后，在滯后期內沖擊效應為負值，且沖擊效應絕對值呈現逐漸增大然后變小的過程，這意味著農村居民收入區域差異雖然是經濟發展的Granger原因，但是在中長期內并不會促進經濟的發展，反而對經濟的發展起消極阻礙作用。
4 結論及建議
本文的實證分析表明，目前山西省農村居民收入區域差異對經濟發展起消極阻礙作用，這就要求政府在注重經濟發展的同時更要重視農村的長久穩定與繁榮。第一，隨著全球科技信息化和經濟一體化的突飛猛進，城市之間的競爭愈演愈烈。近年來在中央政策和地方經濟發展的拉動下，中部六省中除了山西，其他各省均已形成城市聯合體，顯現出一定的發展潛力，唯獨山西省目前還沒有形成規模的城市聯合形態，因此必須緊緊抓住國家把太原城市群列入戰略性重點發展區域的機遇，加快發展太原都市圈。第二，以促進農民增收為著力點，大力發展現代農業，實行產業化發展，做強品牌。加大扶持力度，提高農民職業技能和創收能力，保障農民權益，千方百計開辟增收渠道，努力實現農民收入大幅度增長，援助貧窮落后區域，促進區域協調發展。第三，完善農村社會保障體系，構建社會主義和諧社會。農村社會保障是整個社會保障體系的重要組成部分，它的整體推進關系到農村經濟社會的全面健康發展，也關系到農村的社會穩定。在山西省轉型跨越發展時期省政府要不斷加大農村社會保障資金的投入、多渠道籌集農村社會保障資金，提高農村居民的社會保障待遇水平，縮小城鄉收入差距；加快農村社會保障項目的建設，提高農村社會救助水平，完善農村養老保險制度，擴大其覆蓋面，完善農村社會福利體系，加快農村社會保障信息化建設。
參考文獻：
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一、遵義市的經濟發展與生態環境狀況
在貴州省各市級行政單元中，遵義市的經濟水平相對較好，其人均GDP僅低于黔中區。近年來，遵義市經濟雖有了快速發展，但因各大鄉鎮企業加大了工礦業發展力度，再加上人口的急劇增加，使得該市的環境污染問題尤為突出。筆者擬通過構建經濟發展水平評價模型和生態質量評價指數來對該市的經濟發展狀況和生態環境狀況進行評估，數據來源于2001～2010年國家統計年鑒、貴州省經濟“十一五”規劃以及最新《貴州省環境狀況公報》。
（一）遵義市經濟發展狀況評估1．遵義市經濟產業發展現狀從宏觀經濟變量來看，“十一五”期間遵義市經濟產業發展協調度有所優化，見表1。雖然遵義市的第三產業比重不斷上升，但在產業結構方面仍然存在著明顯的不合理現象，大部分地區都以發展第一產業為主，第二產業效益不高，而第三產業發展水平低下，見表2。盡管2010年遵義市第二產業約占GDP的比重為41．8％，但投入和產出不協調，仍不能滿足區域經濟發展的要求。此外，自“十一五”以來，雖然遵義市已初步形成了以白酒、能源、材料、“兩煙”、裝備制造、名優特色食品、制藥、化工、竹及竹加工、新興產業等十大產業為主導的產業格局，但新興產業起步晚，發展緩慢。第二產業對自然資源的利用水平，對遵義市資源開發、消耗和供需都有巨大影響。產業結構只是從宏觀上體現了遵義市經濟發展狀況，為更客觀評價其經濟發展狀況，需構建總體經濟發展水平評價模型。2．遵義市經濟發展水平評價模型本研究遵循“可操作性、可測性、可行性、綜合性”的基本原則，從遵義市經濟發展實際狀況出發，在要素層方面選取了生活質量、經濟效益、經濟增長、經濟結構和經濟總量五個指標層，在指標層方面共選取了12項指標，分別為基尼系數（B1）、農民人均收入／元（B2）、資金稟賦系數（B3）、波動系數（B4）、工業產值增長水平／％（B5）、GDP增長率／％（B6）、二元結構水平（B7）、霍夫曼系數（B8）、工業結構系數（B9）、經濟密度／元．km2（B10）、財政收入／萬元（B11）、人均GDP／元（B12），用以構建遵義市經濟水平評價體系。（1）權重賦值信息源矩陣為保證評價結果的合理、可信，本研究采用了主成分分析法進行權重賦值。［4］（P88～94）該方法是直接根據客觀環境中的信息進行權重賦值，所以需要掌握各項經濟發展指標對總體經濟水平的貢獻量，權重與貢獻量呈正相關。要獲得不同指標的貢獻量，就需要對各時間或空間經濟發展因子原始數據建立矩陣，然后采用主成分分析法，從各指標中提取其對區域經濟發展的影響和貢獻，對交互指標的貢獻進行定量描述，最終在識別貢獻量大小的基礎上，對各指標進行權重賦值，從而讓權重取值盡可能地客觀、合理，有可比性。［5］（P63～68）遵義市共有13個縣級（縣、市、區）行政單元，各行政單元的經濟水平評價指標原始數據不同，根據指標的原始數據。
（二）遵義市的生態環境質量生態環境是環境管理、人類開發活動、自然條件背景共同作用的結果。區域自然條件的不同，造就了不同種類的自然生態系統，同時不同生態系統下，適應人類生存的程度，人類開發利用方式也有較大差異，由此帶給生態環境的影響也就不盡相同。［7］（P21～27）在選取評價指標時，要綜合考慮各項因素，以確保評價的全面性、客觀性、可靠性。本研究的要素層選取了環境污染、資源占有量、環境破壞、地貌、氣候5項。并從要素層中提煉出了11個評價指標（D1～D11）：水污染負荷、大氣污染模數、水土流失占比、石漠化占比、森林覆蓋率、人均水資源占有量、人均耕地面積、喀斯特面積占比、山地面積占比、年均降水量、氣溫高于10℃活動積溫。由于前5項主成分的Ed值達到了91．291％，大于一般標準（＞85％），所以主因子取前5項，計算特征向量并得到主因子荷載矩陣，再采用EOF法求出因子荷載矩陣。最后根據回歸方程，并作歸一化處理求得各指標的標準權重，見表6。最后采用模糊隸屬度函數求出指標隸屬度，并應用評價指數計算模型計算出遵義市生態質量評價指數。通過表7，可以看出遵義市大多數年份的生態質量評價指數在0．5以上，表明其生態環境質量整體良好，在今后的發展中，遵義市具備一定的生態環境優勢。
二、遵義市區域經濟與生態環境發展的協調度
在對遵義市的經濟發展與生態環境的狀況進行定量分析的基礎上，筆者將構建協調發展度、協調度模型來對遵義市區域經濟與生態環境發展的協調度進行分析。
（一）協調發展度與協調度模型本研究選用了離散系數表示經濟發展與生態環境的協調度。離散系數表示的是組間數據的離散（或變異）程度，比較的是多組數據的變異度。由于觀察值在數值含義、單位方面的不同，所以比較不同觀察值的大小無實際意義，但是變異系數表示的是沒有單位的比值，所以可對不同單位的觀察值離散程度進行比較。離散系數（C）為標準差（S）與均數（X）的比值，代入標準差計算公式得出離散系數計算公式。
（二）遵義市協調發展度與協調度分析將計算出的經濟發展評價指數、生態環境評價指數代入協調度（CV）、協調發展度（H）計算模型中，即可計算出遵義市經濟發展與生態環境質量的CV、H及綜合評價指數，見表8。
三、結論
通過近十年的區域經濟與生態環境發展的協調度分析，發現遵義市整體協調水平有待于提高。遵義市作為中國西部典型的喀斯特地區，其案例具有一定的代表性，遵義的發展對西部民族地區尤其是西南喀斯特地形地區具有一定的啟示作用。和遵義相類似，中國西部民族地區大多生態環境較好，在發展中具有明顯的自然環境優勢，這也是這一區域經濟發展所能依賴的，但同時也面臨經濟發展與生態環境間的矛盾。筆者認為，實現區域經濟與生態環境同步發展并提升兩者協調度，是解決這個矛盾的關鍵。應當通過產業結構調整；創新經濟和環境協調發展模式，推行綠色經濟、循環經濟、低碳經濟來實現。第一，產業結構調整。第一產業主要是對可更新自然資源的利用，對環境破壞不大。因此保證第一產業的基礎地位。可以利用區域優勢發展特色農業，如遵義市可結合當地生態地貌特點大力發展畜牧業、竹業和藥業。第二產業要以發展節能環保的新興產業為重點，如航天材料制造等，并提升產業競爭力，做大產業規模。此外，要發展民族旅游和文化產業，改變第三產業落后的現狀。第二，創新經濟和環境協調發展模式，推行綠色經濟、循環經濟、低碳經濟。西部民族地區經濟發展不能再走東部地區“先污染，再治理”的老路子，而要創新經濟和環境發展模式，探索綠色經濟、循環經濟、低碳經濟的有效路徑。綠色經濟發展的關鍵在于提高綠色科技，通過綠色技術來提升區域經濟發展質量。循環經濟和低碳經濟則要求改變理念，通過政策和法規來加以引導。并加大教育和宣傳工作力度，提高全民環保意識。
作者：武音茜單位：貴州財經大學副教授
