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中圖分類號：F127 文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）28-0150-03
引言
1978年改革開放以來，中國的經濟得到了迅猛的發展，取得了舉世矚目的成績。① 全國各地區的經濟面貌都得到了很大的改善。然而由于各自經濟發展起點和地理環境等方面的原因，中國各地區的經濟發展水平存在明顯的差異。對于中國目前的經濟發展而言，如何真實反映地區間經濟發展差異已經成為經濟研究的重點。
中國目前主要應用國民經濟核算體系（SNA）對中國及中國各地區的經濟發展進行評價，其核心指標是GDP。但是經濟總量并不能完全概括經濟發展的內涵，因而在衡量區域經濟發展水平差異上GDP法存在一定的片面性，不能真實反映區域經濟發展差異。
本文將應用層次分析法從經濟發展內涵出發建立中國區域經濟發展水平評價體系，該評價體系能更為全面、真實的反映中國區域經濟發展差異，并且通過對2008年統計數據的實證研究，得到中國各地區現階段經濟發展水平。同時，以評價得分為依據，對中國31個地區經濟發展類型和階段進行分類，并從中得到中國區域經濟發展特點。
一、中國區域經濟發展水平評價體系的建立
（一）評價體系的理論基礎
為評價一個地區的經濟發展水平，本文將利用層次分析法（Analytic Hierarchy Process，AHP）構建中國區域經濟發展水平評價體系。該方法主要依據決策者的主觀判斷，對決策進行量化描述，較多應用于結構復雜且指標不易量化的評價問題。由于經濟發展內容廣泛且不易從單一指標度量，因此本文將應用此方法，從經濟總量、經濟結構、制度水平、創新水平等四個方面進行構建區域經濟發展水平評價體系。
1.經濟總量是一個地區經濟發展的重要體現，也是國際上較為公認的經濟發展度量指標，因此在我們的評價體系中，包含這一指標。這里度量經濟總量沿用現在國際主流標準，即地區生產總值（GDP）。
2.根據經濟增長結構理論，經濟結構變化也是經濟發展的重要影響因素之一。比如產業結構、就業結構、消費結構和分配結構等方面的變化不僅是經濟發展的決定因素，同時也是經濟發展的重要表現。其中產業結構主要體現地區經濟發展的協調性，就業結構用來說明地區勞動力需求大小，消費結構用來體現地區居民消費能力和市場潛力，分配結構則用來衡量城鄉居民收入差距。
3.制度對經濟發展發揮重要作用，特別是可以有效保護產權的制度不但可以促進有效的人力資本和物質資本投資，而且可以進一步促進經濟的持續增長和發展。自1978年，中國的經濟制度在所有制、市場和開放水平等方面均發生了顛覆性變化，因此我們必須將經濟發展與制度聯系起來作為衡量經濟發展的一個標準。
4.經濟增長與發展離不開技術進步和創新能力，并且根據Krugerman（1993） 和Young （1995）的研究，技術進步恰恰是很多新型產業國家經濟發展和能否持續獲得經濟增長的主要動力。因此，為了衡量不同地區經濟增長的持續性，我們將創新能力作為一個主要的經濟指標，而創新能力的獲得恰恰源于對人才的培養和對科研的投入。
（二）評價體系的建立
根據以上對于評價體系的理論描述，主要經濟發展水平評價體系指標及計算公式（如表1所示）。
目標層A：以經濟發展水平為核心，逐層構架系統的，有層次、有邏輯的評價體系。
子目標層B（4個）：是在整體上把握體現經濟發展水平的四大方面，即經濟總量水平、經濟結構水平、制度水平和創新水平，從定性角度對經濟發展水平進行整體的把握。
過渡層C（11個）：在四大準則的基礎上，對各個準則進行擴展，更詳細的概括出經濟發展的各個方面，使得整個評價體系更全面和系統，連接定性指標與定量指標。
指標層D（15個）：以11個要素為基準，指標層采用具體化可測的指標數據，使指標體系從定性分析向定量分析進行轉變，使評價體系更具有說服力。
（三）評價結果的形成
形成該評價體系評價結果的主要步驟依次是構建判別矩陣并通過一致性檢驗、得出15個指標層指標權重、無量綱化31個省份2008年原始數據以及利用公式得出評價結果。
1.根據層次分析法構建判別矩陣。層次分析法的判別矩陣是根據九級標度①將本層次要素Ai和Aj相對于上一層次的要素Ck（k=1…m）按重要程度進行兩兩比較構造而成。同時，判別矩陣必須通過一致性檢驗，② 即CI0.1，則說明判別矩陣未通過一致性檢驗，必須調整判別矩陣的標度。
2.確定指標權重。根據通過一致性檢驗的判別矩陣，利用YAAHP層次分析法計算軟件，得出指標層15個指標的權重。
3.對指標進行無量綱化處理得出評價結果。由于需要用不同性質的指標來反映評價對象的不同側面和特征，因此指標體系中有定量指標、定性指標、絕對指標（數額）和相對指標（比率）。為了能夠在指標間建立起統一的計算、比較準則，需要將所有的指標進行轉化和無量綱化處理，使指標轉變為與權重表達相同的以百分數表示的無量綱的相對指標，進而進行加總處理。
具體的無量綱化的方法是標準化方法，即處理后的各指標的標準差為1，均值為0，使得處理后的數據具有同等的重要性，不與指標權重產生重疊。應用公式③得出最終中國各地區經濟發展水平的評價結果。
二、實證結果及分析
對中國2008年31個地區15個指標層數據運用SAS軟件進行標準化處理后結合注釋①中的公式得到中國31個地區（除港、澳、臺）的經濟發展水平的評價結果[6] （數據來源《中國統計年鑒2009》、《中國貿易外經統計年鑒2009》、《中國工業統計年鑒2009》、《中國經濟貿易年鑒2009》、《中國區域經濟統計年鑒2009》）。
（一）評價結果有效性檢驗
作為重要的發展指標，人均GDP一般被用來衡量經濟發展水平。本部分為了評價中國區域經濟發展水平評價體系是否有效，將人均GDP和此評分結果做相關性檢驗，若相關系數達到0.5以上，且P值小于0.01，則說明，該評價體系的評價結果是有效的。
運用SAS對此評價體系的評價分數和人均GDP數據的標準化后并進行相關性檢驗，得到相關系數R=0.5842，P值=
0.000559
（二）評價結果分析
根據得分結果，可簡單的將中國31個地區分為五部分：①第一部分（得分1~1.5）為廣東、江蘇；第二部分（得分0.5~1）為山東、浙江、上海；第三部分（得分0~0.5）為福建、北京、河南、河北、遼寧、湖南；第四部分（得分-0.5~0）為湖北、天津、四川、廣西、安徽、云南、重慶、山西、江西、貴州、內蒙古、黑龍江、新疆、吉林、山西、甘肅、寧夏、海南；第五部分（-1~-0.5）為青海、。
從分類結果上看，中國各區域經濟發展存在明顯差距，經濟發展最強的廣州和最差的之間相差了2.5分。同時，經濟較發達（得分大于0.5）地區僅占全國的16.13%，經濟不發達地區得分小于-0.5）僅有兩個，占總數的6.5%。中國60%地區經濟發展具有較大潛力（評分結果介于-0.5~0之間），在未來的經濟發展中會對中國整體經濟發展發揮重大作用。
結論與討論
利用層次分析法建立經濟發展評價體系，使定性的問題定量化，過渡自然。建立該評價體系的數學方法為運籌學的層次分析法，簡稱AHP。該分析方法是將難于選擇的定性問題，通過建立較主觀的判別矩陣得出各指標的權重，即重要程度，再與進行無量綱化（標準化）后的指標數據進行加權得出評價結果。在這個過程中，判別矩陣的一致性檢驗和不同單位級的無量綱化（標準化）保證了評價結果的準確性。
中國各地區經濟發展水平評價體系具有一定的應用價值。該評價體系從四大方面，15個指標對經濟發展整體進行描述，使得評價結果具有一定的說服力。再者，可以通過對15個指標數據的深度分析，得出自身在經濟發展中的優勢和劣勢，制定符合自身經濟發展特點的政策，進而揚長避短，經濟取得更好的發展。
但是，由于層次分析法的基礎是較為主觀的判別矩陣，所以該評價體系的評價結果也存在一定的主觀性，不能達到完全的客觀。若想該評價體系具有更廣泛的說服力，就必須使得判別矩陣的主觀性削弱，最好的方法就是在構造判別矩陣時，廣泛聽取專家的意見獲得大部分人的認可。若能克服掉主觀性對于指標權重的影響，那么該評價體系會取得更大的發展，可以進一步的應用到各省對于未來經濟發展政策的設計，投資方向的選擇和對各省各地市經濟發展水平的界定。
參考文獻：
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內容摘要:本文根據重慶市三峽庫區2003年、2005年和2007年社會經濟數據共同構成的區域經濟時序立體數據表,運用全局主成分分析方法和雷達圖分析方法,動態描述三峽庫區區域經濟差異,并對其區域經濟發展水平的現狀進行分析評價,提出相應的對策和建議。
關鍵詞:時序立體數據表 全局主成分分析 雷達圖
在重慶市“一圈兩翼”發展戰略中,三峽庫區被稱為“渝東北翼”,它包括11個區縣,幅員面積占全市總面積的41.1%;2007年末常住人口847.01萬人,占全市總人口的30.01%(重慶統計年鑒2008),由于受自然地理因素的制約和歷史條件的影響,三峽庫區產業發展基礎薄弱,經濟總量偏小,農業人口多,投入產出偏低,貧困人口集中,是重慶市經濟發展的“短板”, 因此分析研究三峽庫區區域經濟的動態發展狀況,對破解發展失衡,搞好城鄉統籌,協調區域發展,成為一個迫切的問題(張婕、蘇維詞,2009;馮維波、彭麗,2009)。本文應用全局主成分分析方法和雷達圖分析方法對三峽庫區區域經濟動態發展水平進行實證分析。
變量、樣本的選取及研究方法
(一)變量的選取
根據三峽庫區的實際和特點,本文選取12個指標作為變量來刻畫,它們是:X1:地區生產總值(億元);X2:人均地區生產總值(元);X3:全社會固定資產投資總額(萬元);X4:全社會消費品零售總額(萬元);X5:地方財政收入(萬元);X6:農村居民人均純收入(元);X7:城鄉居民人均儲蓄存款余額(元);X8:每萬人衛生機構床位數(張);X9:每萬人專業技術人員數(個);X10:第三產業占GDP的比重;X11:城鎮經濟單位職工年平均工資(元);X12:人口城鎮化率。
(二)樣本的選取
變量確定后,選取2003年、2005年、2007年三峽庫區所包括的萬州區、梁平縣、城口縣、豐都縣、墊江縣、忠縣、開縣、云陽縣、奉節縣、巫山縣、巫溪縣共11個區縣的12個指標值的動態數據為樣本(重慶統計年鑒2008、2006、2004),構成三峽庫區區域經濟動態發展的時序立體數據表。
(三)研究方法
對已構成的時序立體數據表進行主成分分析,得到統一的主成分子空間,該子空間保證了系統分析的統一性、整體性和可比性,進而對整個系統進行比較和評估,解決了采用橫截面數據,不能動態反映區域經濟發展水平的問題,彌補了采用單一統計指標分析問題,無法全面反映區域經濟發展整體狀況的缺陷。這種分析方法就是全局主成分分析,然后用雷達圖的方法對區域經濟動態發展水平給以更直觀、更清楚的刻畫。
實證分析
本文對原始數據進行標準化處理,使各變量之間具有可比性。
(一)全局主成分分析
對上述時序立體數據表進行主成分分析,把多個指標轉換成較少的幾個互不相關的綜合指標,得到統一的主成分公因子,提取立體表的絕大部分信息,從而對樣本進行分析、評價。
1.多重共線性檢驗。調用SPSS的“Data Reduction”中的“Factor”過程進行主成分分析(張文彤,2002),計算出樣本的相關系數矩陣,并對是否適合進行主成分分析,進行KMO檢驗和巴列特球度檢驗,結果顯示,樣本數據適合進行主成分分析,見表1。
2.主成分分析。以方差累計貢獻率大于80%為原則提取主成分,在SPSS軟件中計算結果為提取前三個主成
分Z1,Z2,Z3累計方差貢獻率達到87.65%,分析過程從略;其中Z1貢獻率是66.04%,主要反映經濟發展的總量水平;Z2貢獻率是11.72%,是從人均經濟占有量方面來衡量社會經濟發展水平;Z3貢獻率是9.90%,是反映社會經濟發展的科技衛生因子;這樣用三個主成分就能反映原始變量的87.65。
由SPSS軟件計算所得的主成分得分系數矩陣構成三個主成分的計算公式,計算得各區縣的主成分得分(略),它們從三個方面綜合反映了三峽庫區區域經濟動態發展水平,但是單獨使用某個主成分,并不能對各區縣經濟動態發展水平做出綜合評價,因此本文以Z1,Z2,Z3的方差貢獻率為權重,加權求和構成衡量各區縣經濟發展水平的綜合評價得分函數:
Y=0.6604Z1+0.1172Z2+0.0990Z3并計算Y值,如表2所示。
從表2看到:2003、2005、2007年綜合得分排在前3名的是:萬州區、開縣和墊江縣,其中萬州區領先優勢明顯,各項指標也排在前列,2007年地區生產總值在190億元以上,是三峽庫區經濟最發達的地區;忠縣的名次發生了位次變化,由2003年的第8名到2005年的第7名再上升到2007年的第4名,這是由于該縣從承接“一圈”,傳遞“兩翼”,建設三峽庫區生態經濟核心產業帶出發,在產業發展、基礎設施、機制創新等方面積極與“一圈”全方位對接,借“一圈”發展之勢,實施工業強縣,實現了全縣經濟社會在三峽庫區率先加快發展。 相反2007年綜合得分排第7名的云陽,在2003年和2005年都排在第3名,是由于這幾年別的區縣抓住機遇得到快速的發展,使得原來基礎較好的云陽落后了。
城口縣、巫山縣、巫溪縣綜合得分排在最后,這幾個縣都屬于農業經濟為主的地區,農業經濟成分較大,綜合經濟實力弱,工業經濟比較落后,對GDP貢獻較小。
(二)雷達圖分析
1.繪制綜合得分雷達圖。在綜合得分值的基礎上,繪制綜合得分雷達圖。其步驟如下:首先作一個圓,并把圓周分為11等分;其次,連結圓心和各分點得到11條輻射狀的半徑,即為11個區縣的坐標軸。然后,將各區縣2007年的綜合得分值映射到相應坐標軸上,再把坐標軸上對應的點依次連接起來,得到11邊形,即為平面表示的11維雷達圖(見圖1)(付、方德英,2007)。它清楚地反映出三峽庫區區域經濟動態發展的“姿態”。
2.雷達圖分析。從雷達圖1看到,閉環上點的位置越靠外,則該區縣經濟發展水平越高;越靠內,則經濟發展水平越低。這樣雷達圖清晰地給出了各個區縣在三峽庫區區域經濟對比中的相對經濟發展水平的高低。
在圖1中,萬州區相應點的位置最靠外,表明該區經濟發展水平最高,它在三峽庫區的中心地位突出,其綜合得分值遙遙領先,與其它區縣形成較大的落差;其次是開縣、墊江縣、忠縣、梁平縣,它們經濟發展勢頭良好,但是與本區域的萬州區相比有很大的差距,需要加快發展縮小差距,以形成三峽庫區協調發展的城市群;最靠內的是巫溪縣、巫山縣兩個縣,其經濟發展落后,需要高度關注,加以積極的幫扶,使經濟得到較快的發展。
結論
第一,三峽庫區區域經濟近年來得到了穩步發展,特別是萬州區、忠縣等區縣發展更快,他們在把重慶加快建設成為西部地區的重要增長極、長江上游地區的經濟中心、城鄉統籌發展的直轄市,為在西部地區率先實現全面建設小康社會發揮了“助推”的作用。
第二,在加快三峽庫區區域經濟的發展過程中,要注重發展的統籌性,要加快開縣、墊江縣、忠縣、梁平縣的發展,縮小與萬州區及主城各區的差距,逐步形成三峽庫區協調發展的城市群;并且把三峽庫區的發展與“一圈”建設統籌協調起來,通過優先發展“一圈”,增強對三峽庫區的反哺能力,并加強對三峽庫區優勢產業發展的扶持,增強其自我發展能力。
第三,在加快三峽庫區區域經濟的發展過程中,要依據三峽庫區的自身特色,充分發揮長江水道大通道優勢,增強要素聚散能力,發展通道經濟,發展壯大現代綠色農業、生態旅游業、鹽氣化工、新型材料等支柱產業,形成長江上游特色經濟走廊、長江三峽國際黃金旅游帶、長江流域重要生態屏障。
這樣在重慶市“一圈”“火車頭”的帶動下,三峽庫區的經濟發展實現“提速提檔”、“做特做優”,盡快達到我國中西部地區平均發展水平,實現重慶市經濟又快又好的發展。
參考文獻:
1.張婕,蘇維詞.基于產業集群的萬州區產業專型研究[J].重慶工學院學報(社會科學),2009(1)
2.馮維波,彭麗.后發優勢與渝東北地區經濟發展分析[J].重慶師范大學學報(自然科學版),2009(1)
【關鍵詞】黃河經濟帶 經濟發展水平區域差異 變異系數 因子分析
一、黃河經濟帶發展概況
黃河經濟帶在中國的經濟地理研究中一直處于重要地位，而且是多門學科及經濟發展的研究熱點[1]。黃河經濟帶是我國經濟發展戰略和宏觀經濟布局的重要地帶，是我國重要的能源和重化工業產業帶，具有豐富的煤炭、天然氣、水能、鋼鐵、有色金屬等資源，還是我國最重要的糧食、畜產品、奶產品等的重要產地。
二、指標體系的構建和因子分析
（一）指標體系的構建
為了全面了解黃河經濟帶各區域的經濟發展水平，結合黃河經濟帶的實際情況和具體問題，根據客觀性和可獲取性原則，分別從產業結構、經濟效益、經濟總量和居民生活水平四個方面，共選取了九個指標，構建了黃河經濟帶區域經濟發展水平評價指標體系。
（二）因子分析與綜合評價
運用SPSS21.0軟件，首先對原始數據進行標準化處理，由標準化數據得到相關系數矩陣，再利用主成分分析法抽取主因子，特征值大于1或者累計貢獻率達到85%的即為主因子，在本文中主要選擇了2個主因子，這2個主因子的累積貢獻率達到了93.534%，這對于原始的各個指標都有較強的代表性，可以反映原始指標的絕大部分信息量，我們采用最大方差法進行因子轉換，則主因子和旋轉后的因子特征值和貢獻率如表一：
將原始因子載荷矩陣進行因子旋轉，得到旋轉后的主因子矩陣（表二），旋轉因子載荷矩陣表示抽取的主因子與原始指標因子之間的關系，即二者之間的關聯程度。因子載荷的絕對值越大，表明兩者之間的相關程度越大，則主因子對原始指標的代表性就越強。
分析旋轉后的主因子，可以看出，第一主因子對七個原指標因子的載荷都超過了0.9，這七個原指標因子分別是城市人口比重、第三產業比重、人均社會固定資產投資，人均國內生產總值、城鎮單位就業人員平均工資、農村居民和城鎮居民人均可支配收入，說明第一主因子對產業結構、經濟效益和居民生活水平等指標的代表性很強。第二主因子對2個原指標因子的載荷超過了0.9，這兩個原始指標因子是全社會固定資產投資和社會消費品零售總額，說明第二主因子在經濟總量的代表性很強。
通過因子分析和主成分法抽取主因子，將各正交旋轉因子的貢獻率占主因子總累計貢獻率的比重作為權重，根據旋轉后的主因子的貢獻率和各個地區主因子的得分，可計算得出各個省的經濟發展水平的綜合得分，得出表三：
三、結論與建議
通過上述分析可知，黃河經濟帶的經濟發展水平存在很大差異，且各個區域的經濟發展差距較大，因而必須盡快地對黃河經濟帶的經濟發展進行整頓：首先發達地區要繼續發展，更加完善其基礎設施，創造更加良好的發展環境，在不阻礙其自身發展的同時，以先富帶動后富，幫助其他地區的發展，特別是欠發達地區，這是減小區域差異的一種有效途徑。其次加強創新人才的培養。再次堅持“效率優先，兼顧公平”的原則。在發達地區經濟迅速發展的同時，也要兼顧欠發達地區的發展，為發展落后地區起帶頭作用。最后根據各地區的經濟發展不同實施有差別的梯度區域稅收政策。需要構建有利于經濟發展的體制環境。
參考文獻
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關鍵詞：經濟發展 主成分分析 不平衡
各地區經濟發展受該地區自然條件，資源稟賦，資源開發、利用狀況，人口素質，經濟政策等因素的影響和制約。地區經濟發展是指一個地區從貧困、落后的狀態向經濟及社會生活現代化發展的過程。
受各種因素的綜合作用，我國三十一個省、直轄市、自治區經濟發展水平存在很大差異，區域經濟發展水平呈現出不平衡的狀態。針對地區經濟發展不平衡問題，國家相繼制定一系列區域發展戰略，包括：西部大開發、振興東北地區等老工業基地、推進中部地區崛起以及支持東部地區經濟開放等戰略。為了促進各地區協調發展，近年來國家對區域發展戰略進行了細化和調整，成立多個國家級綜合配套改革試驗區，設定不同的戰略目標、功能和任務。
在國家政策支持及地方政府不斷努力下，2008年上半年我國西部、中部、東北地區經濟增速均超過了東部地區。但是由于東部地區經濟基礎雄厚、經濟基數大，相比其他地區仍具有很大的優勢。具體到每個省、直轄市、自治區同樣存在明顯差異。
為了綜合評價我國各省、直轄市、自治區經濟發展水平，本文建立一套綜合指標體系，采用2009年各省、直轄市、自治區相應指標樣本數據，運用主成分分析方法計算出各省、直轄市、自治區經濟發展綜合排名。
1、評價指標體系的建立
依照指標能客觀、系統、全面反映地區經發展水平的原則，結合具體研究的問題，并考慮到數據的可獲得性，本文選取如下指標：X1-地區生產總值（億元）；X2-地區工業總產值（億元）；X3-地區固定資產投資（億元）；X4-地區社會消費品零售總額（億元）；X5-地方財政收入（億元）；X6-地區進出口總額（萬美元）；X7-城鎮居民人均可支配收入（元）；X8-農民人均純收入（元）；X9-居民消費價格指數；X10-商品零售價格指數。
數據來源：國家統計局
2、評價方法簡介
主成分分析是由Hotlling于1933提出的，該方法設法將原來指標重新組合成一組新的互相無關的幾個綜合指標來代替原來指標，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地反映原來指標的信息。新指標變量數量較少并且相互無關，保持了原指標變量的主要信息量。這種方法有很多優勢:一是消除了評價指標樣本之間的相關關系；二是提取的主成分保持了原指標的主要信息，減少工作量；三是分析過程客觀生成指標權重，能夠區分各指標在綜合評價中的作用，避免了主觀因素的影響。
3、評價過程
首先用SPSS對數據進行標準化處理，進而用標準化后的數據進行主成分分析。
通過計算指標樣本的相關系數矩陣、相關系數矩陣的特征值和特征向量、各特征值的貢獻率，最終得到方差貢獻分析表，如表2：
從表2可以看出，前三個特征值的累計貢獻率已經達到93.95%，這表明前三個因子可以反映出全部信息的93.95%以上，因此取前三個因子作為主成分。計算主成分得分系數矩陣，并根據得分系數據矩陣計算各指標主成分系數，見表3:
根據系數矩陣得到主成分表達式:
F1=0.057ZX1+0.055ZX2+0.046ZX3+0.057ZX4+0.058ZX5+0.053ZX6+0.045ZX7+0.042ZX8-0.034ZX9-0.03ZX10
F2=0.135ZX1+0.165ZX2+0.215ZX3+0.121ZX4+0.033ZX5-0.025ZX6-0.19ZX7-0.178ZX8+0.277ZX9+0.286ZX10
F3=-0.1ZX1-0.057ZX2-0.202ZX3-0.101ZX4+0.115ZX5+0.141ZX6+0.388ZX7+0.425ZX8+0.374ZX9+0.431ZX10
根據個主成分表達式計算我國各省、直轄市、自治區經濟發展水平綜合得分：
4、結論及建議
從計算得到的得分及最終排名情況可以看出，我國31個省、直轄市、自治區經濟發展水平存在很大差異。得分較高、排名靠前的都是東部地區的一些省份、直轄市，而西部地區的省份、直轄市、自治區都是得分較低，排名靠后的地區。這個結果符合我國經濟發展水平的客觀情況，反映了我國區域經濟發展不平衡的現實形勢。
近年來，通過各方面的不斷努力，我國中西部地區經濟增速有了明顯的提高，經濟增速差距不斷縮小，但是區域經濟發展的絕對差距還很大，區域經濟發展不平衡的問題還很突出。中西部地區與東部地區在城鄉居民收入和消費水平、市場化程度，特別是基礎設施、義務教育、基本醫療、社會保障等基本公共服務水平方面的差距仍在拉大；很多地區高增長速度是以破壞環境、大量消耗資源為代價達到的，這種經濟增長模式不利于地區長期可持續發展；一些落后地區在發展過程中不主動、積極的尋求高效的發展模式，而是被動的依賴國家支持、政策傾斜，這種情況下，地區的經濟發展很難達到較好的水平。
針對區域經濟發展不平衡問題及個地區經濟發展過程中存在的主要問題，提出以下幾點建議：
第一，繼續推進西部大開發、振興東北地區等老工業基地、推進中部地區崛起以及支持東部地區經濟開放等區域經濟發展戰略。根據不同階段經濟發展特點對區域經濟發展戰略進行細化和調整，使其更有效地促進落后地區的經濟發展。
第二，根據各地區的比較優勢，給予不同的政策傾斜及技術支持，引導不同地區發展優勢特色產業，加速落后地區的經濟發展。政府相關部門應完善應完善各項扶持政策，加大政策支持力度，以便為中西部吸引更多的投資。
第三，加大投資，推進西部地區基礎設施的建設。西部地區經濟增長不足，導致地方缺乏足夠財力，無法提供良好便捷的基礎設施，投資環境難以改善，制約了經濟的增長。因此中央及地方應該加大對西部地區基礎設施建設的投資，使西部地區從衛生、交通、能源、水利、機場、油氣管道等各個方面有較大提高，改善投資環境，從而吸引更多投資并更好地實現產業升級。
第四，教育是影響各地區及整個國家發展的重要問題，但是由于各種原因我國的教育資源分配、教育水平在各地區存在很大差異。要縮小地區間經濟發展水平的差距，就必須縮小教育資源分配、教育水平的差距。首先應該做到合理配置公共教育資源，重點向農村、邊遠、貧困、民族地區傾斜，加快縮小教育差距，實現公共教育資源的和諧共享。其次是促進高等教育均衡發展，統籌規劃學校布局，推進高校標準化建設。目前，我國高等教育區域布局呈雙重集中之勢：一是高校向東部沿海集中分布；二是高校向中心城市集中分布。高校布局失衡制約教育公平。再次新增高校招生計劃向中西部傾斜，擴大東部高校在中西部地區招生規模，鼓勵各高等學校擴招的增量部分，主要向人口大省和欠發達地區傾斜，以利于不同群體獲得大致相同的教育機會和進行公平競爭。最后健全國家資助制度，扶助經濟困難家庭學生完成高等教育學業。加大對貧困家庭子女上大學的資助力度，保障貧困家庭子女公平獲得接受高等教育機會的權利。
第五，完善中西部地區各種保障制度，提供優惠政策，為中西部引進優秀人才，推動中西部地區的經濟發展。
各地區的經濟發展水平不可能達到絕對的平衡，但是如果讓地區發展水平差距持續拉大，區域間長期不協調發展，必將對整個國家和諧、可持續發展帶來嚴重的負面影響，因此，各級政府應高度重視區域發展不平衡問題，并采取一定的有效措施，解決差距拉大的問題，逐漸縮小區域間差異，實現全國整體和諧、可持續發展。
參考文獻：
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[4] 胡少維．2009年我國區域經濟發展格局分析
關鍵詞：因子分析；指標；區域差異
中圖分類號：F127
文獻標識碼：A 文章編號：1674-9944（2016）05-0170-03
1 引言
20世紀90年代以來，浙江省由于其優越的地理位置和政策的優勢，經濟得到了快速發展，經濟發展水平近幾年在全國一直名列前茅。但同時，我們也注意到，區域間經濟增長的不平衡更是不可避免的，浙江經濟的發展也呈現出不均衡性，地區間存在著較大的差異，東西部差異明顯。如何客觀正確地評價各地區的經濟狀況，選擇適合本地區的發展方向，對提高各地區經濟發展水平，實現可持續發展是非常有必要的。因子分析法是通過從變量群中提取共性因子從而達到降維效果的一種多元統計方法。
2 因子分析方法原理介紹
2.1 因子分析方法簡介
我們在研究一些問題時，往往要收集多個變量，而這些變量之間常常存在著較強的相關關系。如果直接使用它們進行分析，不僅麻煩，而且會由于變量之間存在的多重共線性而引起較大的誤差。因此，人們希望盡可能地用較少的變量同時又不失分析的全面性，進行降維處理。因子分析法是研究從變量群中提取共性因子，并通過公共因子反映原有變量的大部分信息從而簡化研究的一種統計技術，是兩種分析形式的統一體，即驗證性分析和純粹的探索性分析[1]。其基本原理就是將具有相關關系的變量綜合為少數幾個核心因子，從而進行降維和簡化處理。
2.2 因子分析的數學模型
設原始的p個變量為 x1、x2、x3…，xp，假設p個變量可以由k（k
3 浙江省各地區經濟發展的因子分析
3.1 數據來源與指標選取
本文所用的數據來源于浙江省2012年統計年鑒。
選取的指標：X1-年末總人口；X2-人均生產總值；X3-社會消費品零售總額；X4-固定資產投資；X5-財政總收入；X6-城鎮居民人均可支配收入；X7-農村居民人均村收入；X8-出口總額；X9-電信業務收入。這些指標都能一定水平地反應出一個地區經濟的發展水平。
選取的11個地區市的11個指標數據見表1。
3.2 檢驗所選數據是否適合做因子分析
進行因子分析首先得進行數據檢驗，看是否適合。檢驗待分析的變量是否符合因子分析主要是對變量數據進行KMO and Bartlett檢驗。KMO統計量越接近于1，意味著變量間的相關性越強，因子分析的效果就越好。一般來說，KMO統計量在0.7以上時進行因子分析效果就很好了。
從SPSS操作中可以得出表2。從表2可看出本文所用變量數據的KMO統計量為0.621，接近0.7。Bartlett’s檢驗的Sig=O，表明變量之間存在著較大的相關性，可以進行因子分析。
3.3 因子提取
此過程可利用SPSS軟件完成，因子提取方法使用主成分分析法，旋轉方法使用方差最大正交旋轉法。結果見表3。
從表3可以看出，前2個因子的特征根都大于1，而且累積方差貢獻率到達89.815%，說明前兩個因子總共解釋了原始變量89.815%的信息。因而可以提取前2個因子作為公共因子。
表4是根據最大方差正交旋轉法對因子進行旋轉的結果。旋轉后，各變量在某個公共因子上都有具有較大載荷。從表中可以看出，X1（年末總人口）、X3（社會消費品零售總額）、X4（固定資產投資）、X5（財政總收入）、X8（出口總額）在因子1上有較大載荷，說明第一個因子較多的解釋了這幾個變量的信息。從實際意義上看，這幾個變量主要反映了地區的經濟發展水平，因此可以嘗試把第一個因子命名為“經濟發展能力”因子。第二個因子與X2（人均生產總值）、X6（城鎮居民人均可支配收入）、X7（農村居民人均村收入）的載荷系數大，主要解釋了這3個變量。從現實意義看，這3個變量可以反映出地區的潛在消費能力，因而可以命名為“消費能力”因子。
3.4 計算因子得分
因子得分系數矩陣見表5。
根據表5，可以得到因子得分函數為：
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變量，而是標準化變量。
根據上表達式可以計算出每個地區對應的第一個和第二個因子的得分，然后可以用每個公因子的方差貢獻率做權數，對每個因子得分進行加權，得到每個地區的總因子得分。
SPSS會計算出每個因子的得分。最后得到的各地區兩個因子得分、綜合得分及排名如表6。
3.5 因子分析結果
根據表6，可以將浙江11個地級市分為三類。第一類為發達地區，綜合得分大于2，包括杭州、寧波；第二類為較發達的地區，綜合得分小于2大于0，包括紹興、嘉興、溫州；第三類為欠發達地區，綜合得分小于0，包括臺州、金華、舟山、湖州、衢州、麗水。
從實際情況來看，杭州市和寧波市屬于第一類也是很自然的事情。杭州是省會城市，經濟發展有它得天獨厚的有利條件，而寧波市則是第一批對外開放城市，是計劃單列城市，有著良好的經濟發展基礎，在評價指標上遠遠領先于其他城市也在情理之中[3]。杭州因子1得分排名第一，說明杭州經濟發展能力強，經濟總量大；但因子2得分排名僅第5，說明杭州地區的消費能力較為一般，需要加強。
在第二類地區中，溫州因子1得分排名第二，說明溫州經濟發展能力強，但因子2得分排名后，說明消費能力較差，因而溫州的發展因把注意力多放在拉動消費方面。嘉興和紹興情況相反，經濟發展能力較弱，而消費水平排名較高，因而兩地的發展重點因在發展經濟上。
第三類地區，經濟發展能力和消費能力都相對落后，需全方面的發展。
4 浙江省各地區經濟發展的相關建議
浙江雖處于我國東南沿海地區，經濟總體較發達，但區域間經濟增長的不平衡也是不可避免得。各地區由于區位、歷史、發展條件不一，各地區經濟發展呈現出多層次性和不平衡性，地區差距依然明顯。如何控制區域經濟差異，促進區域經濟協調發展，已成為社會關注的熱點。為了緩解浙江省區域經濟差異，各市應因地制宜，根據自己的地方特色制定自己的發展策略，促進浙江省經濟進一步發展。
在新的機遇下，浙江經濟的發展應當先確定以中心城市帶動區域經濟發展的發展模式。杭州、寧波是浙江經濟發展的兩極，應當充分利用其具有的突出的優勢，需要不斷的強化其中心地位，輻射和帶動周邊地區經濟的協調發展。嘉興、紹興、溫州，都有各自的優勢。嘉興靠近杭州、上海，地理優勢極佳；溫州，民營經濟極為發達；紹興，我國重要歷史和旅游名城。這三個地區應積極發展為浙江的二級中心。金華、麗水、衢州，位于浙江的中西部，應該利用沿海地區的產業轉移，抓住機遇，加速發展。臺州、舟山，應利用其對外貿易方便的優勢，積極發展外貿，帶動經濟發展。
參考文獻：
[1]于秀林，任雪松.多元統計分析[M].北京：中國統計出版社，1999.
關鍵詞： 開放型經濟； 開放規模； 開放結構； 開放效益
中圖分類號： D57 文獻標識碼： A DOI：10.13411/ki.sxsx.2016.04.024
對外開放是自改革開放以來我國的基本國策，在經歷了三十多年的開放發展之后，中國經濟與世界經濟的融合不斷深入，參與全球分工體系和產業重構的的腳步也在進一步加深。黨的十四屆三中全會提出“發展開放型經濟”以來，東部沿海地區在外向型經濟模式的帶動下，較好地實現了要素和產品服務在全球的配置，使地方經濟獲得了快速發展。
同時，隨著對外開放戰略的不斷深化，接受來自全球經濟的影響也在不斷加大，尤其是黨的十以來，中國經濟乃至地方經濟面臨新的形勢，呈現“經濟新常態”，站在這樣的歷史轉折點上，應積極主動實行開放戰略，完善開放型經濟體系，在全球經濟格局中實現互利共贏。2015年黨的十八屆五中全會提出了“十三五”發展的五大理念：創新、協調、綠色、開放、共享，從國家到地方經濟的發展應更加注重質量的提高，因此開放型經濟發展水平是經濟社會發展的重要方面，尤其是東部沿海地方已具備了量的積累，理應在提升開放發展的質量上多做有益的探索，在開放發展的量與質之間實現均衡發展，進而形成高水平的開放型經濟新格局。
站在新的起點上，對開放型經濟發展的主要方面進行梳理，并對其內在的關聯性進行探索，將有益于我們發現并分析開放型經濟發展過程中涌現的問題，找出進一步深入開放發展的短板，為補齊短板提供對策參考，實現以開發促發展質量提升的目標，從這個意義上講論文研究具有現實意義。同時，筆者在研究過程中重在揭示開放型經濟發展水平的三個維度：開放規模、開放結構、開放效益之間的關聯性，從而探究在開放發展的量與質之間的均衡發展的問題。所以論文擯棄了研究開放型經濟發展水平的綜合測度，這類研究國內外已經如數家珍，而是探討開放型經濟發展的三個維度之間的內在機理和聯系并選擇江浙地區的城市為例經實證分析可以探討開放發展量大質低的問題，尤其是在廣義的開放環境中，越來越大的內貿市場促使產品從量到質的必然轉變，從價格優勢到品牌優勢的必然追求，這在當前棉鈴開放型經濟新形勢下，更具有咨政價值。
一、文獻綜述
（一）開放型經濟內涵及水平測度
國外對于開放型經濟的研究起步比較早，對其內涵的界定也有比較成熟的觀點：認為開放型經濟是一國或一個地區的貿易、投資、金融等環節的對外開放，充分參與國際分工、國際經濟交流、國際技術合作、國際金融市場共建等方面的這樣一種經濟體制。國外學者在開放型經濟體發展水平測度方面的應用研究很多，小島清（1987）[1] ，Sebastin（1998）[2] 利用外貿依存度（即進出口額比與GDP的比值）來衡量一個國家或地區的開放程度。近年來這方面的研究切口越來越小，但基本選擇國際貿易、國際投資、國際金融的指標的高低來研究。例如Katrin Rabitsch（2012）[3] 在研究開放型經濟中貨幣政策對金融市場結構和貿易的作用、Philippe Bacchetta（2014）[4]在研究一個不斷增長的半開放型經濟的最優匯率政策（中國）時，選擇了上述指標來反映開放型經濟的水平。
國內開放型經濟水平的研究起步較晚，并傾向于基礎性的研究。對于開放型經濟的內涵有多種表述，李貫歧（1995）[5] 提出開放型經濟是相對于封閉性經濟而言。劉桂斌（1998）[6] 則將開放型經濟表述為自主選擇對外開放，合理利用國際資源和市場來發展本國經濟的體制。鄭吉昌（2003）[7] 認為開放型經濟是商品、資本、勞動力和技術等要素自由流動，實現資源優化配置的一種經濟模式。
在開放型經濟發展水平測度方面國內的研究成果也比較豐富。一類是運用計量模型對省市、地區的開放型經濟發展水平進行測度，例如謝守紅（2003）[8]通過洛倫茲曲線對比分析了廣東省21城市的開放型經濟發展水平，傅鈞文（2005）[9] 通過風險評估模型分析了上海市的開放發展水平，何悅（2013）[10] 通過主成分分析法分析了重慶與內陸8省的開放發展水平，王曉亮和王英（2013）[11] 通過熵值法比較分析了沿海7個省市的開放型經濟發展水平，并認為應考慮開放的結構和效益。另一類文獻的研究是對開放型經濟發展水平的指標體系進行不斷地拓展，例如曾海鷹和任登鴻（2007）[12]建立了對內開放度、對外開放度和旅游開放度三個層面的指標體系。肖俊夫等（2009）[13] 構建了開放程度、開放結構和開放支撐三個層面的22個指標體系。陳子曦（2010）[14] 建立了開放基礎、開放程度和開放潛力三個層面的13個指標體系。
從已有的研究成果來看，尤其是國內的研究基本集中在開放型經濟發展水平指標體系的構建上，通過采用各種計量模型和分析方法，來研究各指標的權重，從而得到開放型經濟發展水平的綜合分值。近年來隨著經濟轉型時期更加注重經濟發展的質量，許多學者在開放的效益方面有了不少突破，使得指標體系更加豐滿。但是在實際的研究中會發現，有些地區的開放型經濟指標有明顯的傾斜性，例如外貿依存度很高但是高新技術產品進出口比例偏低，而計算得到的綜合得分沒有體現這樣的特點。因此本文研究的角度在于開放型經濟內各個層面發展的均衡性，通過各個相關指標的關聯性研究來反映，而這類文獻研究比較少。
（二）研究對象的指標選擇與機理分析
筆者認為開放型經濟的發展是建立在一國或地區經濟發展過程中發揮自身的比較優勢，挖掘本地的潛力，參與國際經濟分工，實現資源、要素、產品和服務的自由流動，從而帶動本國或地區經濟的增長。而在這發展過程中必定會存在對本國或地區資源、能源的消耗，環境的影響，以及規模效應遞減等瓶頸，如何以更少的投入獲得更大的效益是高水平開放型經濟發展水平的目標，也是提升經濟發展質量的的必要條件。因此研究開放發展過程中的量與質的均衡關系能更為合理的評價區域經濟的開放發展水平。
以江浙地區的城市作為對象來研究是基于江蘇、浙江兩省是東部沿海較發達地區，經濟發展水平較高，也是最早一批對外開放的地區，具有良好的開放發展的經濟基礎、政策基礎以及已經積累的開放基礎，即開放型經濟發展實現了量的積累。但同時筆者也發現，浙江外向型經濟在遭遇滑坡后，對國內開放（內貿市場）的規模和效益水平均較低，與江蘇相比有不小的差距，浙江產品在外貿縮水的情況下，還無法以品牌產品的優勢保持國外和國內市場的份額，這需要在更多的研究中找到對策。
筆者選擇開放規模、開放結構、開放效益這三個層面來比較分析。在具體指標選擇上參考了王洪慶（2015）[15] 、何計文（2016）[16] 、謝婷婷（2016）[17] 等的指標體系，根據區域經濟的特點，并考慮到數據的可獲得性和統一性，使用的指標詳見表1。
其中第一個層面開放規模可以由以下指標來反映：外貿依存度可以用來反映區域經濟對國際商品市場的依賴程度；用內貿依存度來反映區域經濟對國內商品市場的規模；用外資依存度來考察區域經濟外資利用規模。第二個層面開放結構可以用來表征的指標有：用高新技術產品出口比例來反映高端產品出口結構；用外商投資第三產業的比重來衡量外商投資結構。第三個層面開放效益可以用來衡量開放發展的成果和質量的指標：用內外貿易占地區產值比值來反映貿易經濟對區域經濟的貢獻度；用外資企業的利潤貢獻度來反映外資的經濟效益。
二、實證分析――紹興、嘉興、常州三地的比較分析
（一）對象解釋
選擇紹興、嘉興、常州三個地市，一是三個城市人均GDP比較接近在10000元上下，經濟基礎差不多；二是三個城市東部沿海開放型經濟相對較發達區域，外向型經濟發展已經積累了基礎，如今面臨開放型經濟發展轉型和質的提升；三是三者地理位置與環境較為相似，沒有港口城市的特殊優勢，又靠近周邊大城市；四是三個城市都有各自在產業上的比較優勢，有工業經濟的基礎和對外貿易的主導產業。因此，在三個城市開放型經濟發展的三個方面進行比較分析，有利于在區域層面上剖析如何由外向主導向開放型質量提升進行轉變。
（二）開放規模的比較分析
1. 內外貿規模
從紹興、嘉興、常州三地的外貿規模來看，嘉興外貿依存度較高61.8%，常州最低僅為36%，也就是常州的出口額對地區GDP的比重為三分之一左右。從圖1來看，2001年加入WTO之后外貿規模都有不同程度的擴大，尤其是紹興增長幅度較大。2009年金融危機以來，外貿縮水的現象比較明顯，各地都有所下滑，紹興的外貿依存度也由75%下降到不足50%。因此，自2009年金融危機以來，外貿規模都有顯著縮小，而且有繼續緩慢縮小的趨勢。
（數據來源：紹興、嘉興、常州歷年統計年鑒）（下同）
注釋：指標單位涉及美元統計的均按當年人民幣兌美元匯率的年平均價格進行轉換。（下同）
而內貿規模則相反，紹興、嘉興、常州內貿規模在2009年以后都有不同幅度的擴大。做為開放型經濟區域，與本地市場和國內其他區域的額市場貿易往來增多，效益提高，也是開放發展的重要方面。由于國外市場的縮水和不確定因素增加，更多依賴國內市場不僅是一種有效的補足，更是未來開放發展的主要支撐市場。 總的來看，嘉興的內外貿規模較紹興和常州大，紹興的內貿規模較小，潛力還可以進一步挖掘。（圖2）
從三個地區各自內外貿依存度的比較來看，（圖3-圖5） 外貿規模也不斷地縮小，內貿規模在緩慢的增加，紹興外貿規模略高于內貿規模，嘉興由于外貿依存度較高2015年仍有55%所以高于內貿12個百分點，而常州2014年內貿規模已經超越了外貿。所以，相對紹興和常州而言，嘉興的內外貿規模較高（內外貿依存之和為97.54%），紹興和常州比較接近在70%到80%之間。
2. 外商投資規模
紹興和嘉興在外商投資規模上的變化基本同步，由于浙江和江蘇兩地在對外吸引資本政策上的差異，2007年之前常州與嘉紹在入世之后外商投資規模上走勢有所不同，但自2007年后都有明顯的下降趨勢，符合金融危機前國外資本和熱錢總是先于市場反應流動的規律。2012年后嘉興的外資依存度有緩慢回升，2014年為4.57%，而紹興的外資依存仍在緩慢下降，2014年不足1%，與嘉興和常州差距比較大。（圖6）
從上述比較分析中可以發現，嘉興的開放規模相對較高，紹興在外商投資規模上是短板，同時內貿的規模也有待提高。
（三）開放結構的比較分析
開放結構的優化是提升開放型經濟發展質量的重要方面，而結構的優化一般認為是產品結構的高端化、產業結構的高端化等方面。因此很多學者在研究開放結構時，選擇用出口產品種高新技術產品的出口比重來衡量一個地區出口產品的結構。從紹興和常州出口高新技術產品的比重來看，差距比較大，常州自2010年以來下降了10%左右但仍然高于紹興12個百分點。（圖7）由于兩地主導產業的不同，紹興的出口商品以輕紡產品、化纖原料為主，常州在2009年金融危機之后，大力引進高新技術項目和尖端人才，實行創新創業彎道超車的戰略，提前紹興進入產業的轉型期，因此開放經濟的結構優化比較明顯。紹興出口產品上的結構性劣勢，正式代表了浙江開放經濟的痛點，在量到質的轉型中，尤其是部分經濟主體由外貿轉戰內貿市場的時候，遇到了貼牌到品牌的考驗，品牌品質是占領內貿市場的主要利器。
由于各市對出口產品的種類統計有所差異，嘉興高新技術產品出口額未列入統計項目，而紹興和常州對實際利用外資中三次產業沒有列入統計項目，因此考察嘉興開放結構可以從實際利用外資中第三產業占比逐年增加反映出開放結構在不斷地優化升級，2014年嘉興第三產業實際利用外資占比達30%以上。（圖8）
（四）開放效益的比較分析
1. 貿易經濟貢獻度
一個地區的貿易對地方經濟的貢獻體現了該地區開放發展的效益，從內外貿對經濟的貢獻來看紹興的貿易經濟效益較高尤其是2009年之后一直高于嘉興和常州，2014年達到70.6%，嘉興的貿易規模大于紹興和常州，但貿易效益不及紹興，常州貿易效益低于紹興15個百分點。（圖9） 這與紹興第三產業占比較常州低有關，常州2015年第三產業占比接近50%，2014年也高于紹興4.4%。（2014年常州第三產業占比48%，紹興43.6%）同時紹興的貿易效益較高也反映了紹興對貿易經濟的依賴程度較高，收貿易環境的影響也較大，抗風險能力相對較弱，因此紹興貿易經濟的質量（含金量）將較大程度影響地方經濟的質量。
2. 外資企業利潤貢獻率
考察開放經濟效益還可以用外資企業的經營效益來反映，外資企業經營效益直接體現在企業的利潤上，通過紹興、嘉興、常州三地規模以上工業企業中外資企業利潤貢獻率比較可以發現，紹興的外資企業利潤貢獻較低，基本維持在20%的水平，嘉興和常州在2009年金融危機后外資企業利潤貢獻率有明顯的下降，尤其是嘉興下降幅度較大為20%，但嘉興和常州仍然高于紹興13個百分點。紹興外資企業以中小型為主，因此在統計規模以上（2000萬以上）工業企業時，占比較大的中小型外資企業并未統計在內，同時，紹興外資企業利潤貢獻率的穩定性也說明紹興規模以上的工業外企業在2009年金融危機中抗風險能力較強。2012年，進入經濟新常態以來，紹興、常州外資效益增長乏力，嘉興略有下降。（圖10）
（五）開放規模、開放結構和開放效益關聯性分析
1. 分析方法
為了考察某一區域開放型經濟中開放規模、開放結構和開放效益三者之間的關聯性如何，在一定的時間序列中變化是否具有同步性，筆者選擇采用灰色系統關聯分析法。由鄧聚龍①創立的灰色系統理論和分析方法是計算產業與產業間關聯性度比較簡單的方法，是研究一個多層次復雜系統內部各因素相互關聯程度的有效工具。灰色關聯分析主要是根據參考序列曲線與比較序列曲線的幾何形狀相似程度來判斷兩個序列關聯性的大小。如果曲線越相似，則關聯度就越高，序列發展趨勢越同步。一般以0.6作為臨界值來判斷。
2. 開放規模與效益的關聯分析
（1）數據選擇與設定
設定外資企業利潤貢獻率（或貿易經濟貢獻率）為參考序列Xa（t）（或Xb（t），t為時間2006-2014。外貿依存度、內貿依存度、外資依存度為比較序列X1（t），X2（t），X3（t）。
（2）無量剛化處理
為了使不同的數據序列具有統一性和可比性，采用初值化算子對參考序列數據和比較序列數據進行無量剛化處理，即每個序列的數據均除以序列的第一個數據。得到標準化序列ya，yb，y1，……，y3。
（3）絕對差值計算
將每個時間點標準化后的比較序列和參考序列的數據的絕對差計算出來得到yφi（t）=|yφ（t）-yi（t）|（φ=a，b；i=1，2，3），并計算絕對值序列的最大值與最小值。
（4）關聯系數計算
rφi（t）=[ωmaxyφi（t）+minyφi（t）]/[yφi（t）+ωmaxyφi（t）]（通常令ω=0.5）
關聯度Rφi（t）=關聯系數rφi（t）的均值
（5）結果分析
從結果來看，紹興的開放規模與開放效益之間的關聯性較低，除了外資企業利潤貢獻率與內貿依存度關聯度達到0.6，其他開放規模各指標序列與效益指標序列之間的關聯度均低于臨界值0.6，說明貿易經濟貢獻率與開放規模各指標的曲線擬合度較低，也就是說開放規模的大小并沒有與開放效益的高低呈現同步變化的趨勢。
嘉興內外貿依存度與外資企業利潤貢獻率、外貿依存度與貿易經濟貢獻率關聯度均大于0.6，所以嘉興的開放規模與效益之間呈現一定的同步變化特征。常州的開放規模與效益關聯度較高，尤其是外資和外貿依存度與貿易經濟關聯度大于0.7，呈現了較好的同步性。因此總來看，外資依存度與外資企業利潤貢獻率三個城市都低于臨界值，說明外資規模與外資的效益關聯性較低，外資規模擴大的同時效益并沒有同步提高，而外資規模縮小時，效益也沒有同步下降。
3. 開放規模與結構的關聯性分析
設定高新技術產品出口占比為參考序列Xc（t），用上述相同的計量過程獲得高新技術產品出口占比與外貿、內貿、外資依存度之間的關聯度。（表4）
從關聯分析結果來看，內貿依存度與開放結構有較好的同步變化特征，但內貿的規模與高新技術產品出口占比之間沒有直接的聯系，而與本應聯系較為密切的外貿、外資規模卻關聯度都低于臨界值，所以出口產品的高端化水平與開放的規模大小并無同步變化的特征。但是反過來，也說明出口產品的結構高端化，不僅有利于國外市場的競爭力提升，也有利于發展內貿市場，在國際環境不確定或者風險較大時，外貿與內貿之間的轉換與互補將得以實現，地區的綜合開放水平才能得到有效提高。
三、結論
筆者旨在闡述區域層面開放型經濟的規模與結構、效益之間的內在關系，通過對紹興、嘉興、常州三個地區的統計數據進行實證分析，首先分別從規模、結構和效益三個方面對三個地區做了橫向的比較分析，發現紹興的開放規模低于嘉興、常州，開放結構與常州也存在較大差距；紹興的貿易經濟對地方經濟的貢獻較大，但外資經濟的效益卻較低，與嘉興和常州差距較大。
其次對開放規模、結構和效益之間的關聯度做了系統分析，結果發現：一方面，開放的規模與結構之間關聯性較低，當內外貿、外資規模擴大時，開放結構并沒有呈現同步優化的趨勢；另一方面開放規模與開放效益的關聯度嘉興、常州較高，說明開放規模擴大或縮小的同時，開放效益呈現同步提升和下降的趨勢。
因此，在提升區域開放型經濟發展水平時，一是要以本地主要的產業為基礎，首先使得區域內產業結構得以轉型升級，才能實現開放結構的優化；二是開放經濟從量變到質的提升是經歷經濟新常態時期必須面臨的挑戰，在繼續擴大開放規模的同時，要以效益的增長為根本，引進優質的外資資本，落地高新技術產業項目，提高開放經濟對地方經濟質量增長的貢獻度；三是隨著開放程度的進一步擴大，區域經濟與全球經濟體系的關聯性也不斷增強，受到區域外經濟形勢的影響也在日漸深入，開放型經濟的抗風險能力需通過提升開放質量進一步提高，才能擁有相對穩定的市場份額，故要實現從依賴價格競爭到品質競爭的轉變；四是對外向型經濟發展的痛點，要以更加開放的眼光和聚焦的力量來解決三十年貼牌外貿面臨的困境，從不需要自我品牌，跑量就可以達到規模效應，到現在必須以創新和品牌為核心的開放發展理念，縱深內貿市場，做精外貿市場。為此需要通過更多的研究與實踐來探索出一條高水平開放發展的道路。
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(一)江蘇省旅游業發展現狀
近年來，江蘇省旅游業的發展可謂突飛猛進，旅游總收入從2001年的744.1億元增長到2007的2826.90億元，短短7年之中旅游總收入增加近3倍。全省旅游增加值從2001年的296.2億元增加到了2007年的1249.50億元，增長幅度之大有目共睹。到2007年為止，全省旅游生產總值已經占到生產總值的4.9％。2007年，全省各類旅游景區接待游客3.2億人次，同比增長15.5％，年游客接待量100萬人次以上的景區達到了68個。旅游度假區經營管理取得新進展，2007年全省7個國家級、省級旅游度假區共接待游客2137.5萬人次，同比增長7.2％：實現營業收入46.2億元，同比下降10.7％：招商項目203個，合同金額67.7億元，其中外資5.6億元。2007年，全省公路、鐵路、水路、航空等各種運輸方式完成旅客運輸量187240.54萬人次，比上年增長16％：旅客周轉量1596.06億人，公里，比上年增長16.8％。
(二)江蘇省旅游業發展存在的主要問題
據2007年江蘇省旅游業年度報告提供的統計數據，國內旅游收入全省排名第1、第2的蘇州(570.34億元)和南京(526.03億元)，分別是排名倒數第1、第2的宿遷(17.99億元)和鹽城(56.01億元)的31.7倍和9.4倍：旅游外匯收入位于全省第1、第2的蘇州(88916.27萬美元)和南京(80763.71萬美元)是位于全省末1、2位的宿遷(1188.18萬美元)和淮安(2229.57萬美元)的74.8倍和36.2倍。從以上兩組數據的對比不難發現，在江蘇省旅游快速發展的背后，存在著巨大的區域發展不平衡性。研究和協調這種旅游區域發展的不平衡性顯然具有很強的現實意義。
二、江蘇省旅游經濟發展水平區域差異研究
(一)江蘇省旅游經濟發展水平差異定量研究
區域旅游經濟的測度必須基于一定的指標，而且所選取的指標必須能反映各個區域旅游經濟的整體狀況，從經濟角度研究旅游，可選取的指標主要有旅游外匯收入、國內旅游收入及旅游總收入等。指標的選取要保證數據的可獲取性與區域間的可比性。由于各地級市旅游外匯收入和旅游總收入的基礎數據較難獲取，本文選取各地級市的國內旅游收入來表征各市旅游經濟發展的總體水平。區域差異有絕對差異與相對差異兩種。絕對差異表示經濟總量方面的差異，會受物價水平、量綱的影響，因而不同時點之間可比性較差。相對差異本身是個比值，沒有量綱，因此不受時間等因素的影響，具有廣泛的可比性。因此，本文采用標準差(St)與變異系數(Vt)分別測算區域旅游經濟絕對差異與相對差異的總體變化情況。
St=[∑(Yti-Yt)2]1／2(1)
Vt=St／Yt(2)
式中，Yti是第t年第i個城市的國內旅游收入，N為省內地級市個數，Yt為各地級市平均國內收入。
本文研究的目的在于求得市際差異。為了便于區域之間對比，平均國內旅游收入通過計算各地級市國內旅游收入之和，然后平均而得。1998—2007年江蘇省各地級市旅游經濟差異總體變化水平計算結果見下表和圖。
上表與圖顯示：1998—2007年，各地級市旅游經濟絕對差異呈逐年遞增之趨勢，從1998年的26.93上升到2007年的178.74，增長了563.72％，年平均增長率達到了56.37％。相對差異在1998—2002年期間，除了2000年稍有回落，基本呈現出逐年增長之態勢，之后的2003—2007年5年中，相對差異穩中有升，但基本處于一個相對平穩的狀態。由此可見，近10年來，不管是絕對差異還是相對差異，江蘇省旅游經濟發展水平區域差異都存在擴大之勢。如何縮短日益擴大的區域差異，做到區域之間協調發展便成了一個亟待解決的問題。
三、區域旅游協調發展對策
(一)加強區域之間的旅游協作
要縮短江蘇省各區域之間的旅游發展差異，加強區域之間的協作是很重要的一條途徑。區域協作是指江蘇省內不同地區之間的旅游經濟主體按照一定的章程、協議或合同，將各類資源在地區之間重新配置、組合，以期獲得最大的經濟效益、社會效益以及生態效益的旅游經濟活動。區域協作的內容主要包括：區域旅游發展戰略的共同制定、旅游資源的重組和共享、旅游產品的更新與提升，區域旅游功能的分工、客源市場的共同開拓與互換、聯合促銷，旅游企業之間的優化組合以及區域旅游形象的構建組合等。
(二)揮蘇南的輻射作用，帶動蘇中、蘇北的旅游發展
從上文的分析結果看到，旅游經濟發展水平位于全省前3名的分別是：蘇州、南京和無錫，而且這3個城市遙遙領先與省內其他城市。從空間的角度上看，江蘇省旅游發展水平向蘇南集聚的態勢非常明顯，而且從城市貢獻率的分析我們可以看出，蘇州、南京、無錫3市在全省的旅游經濟貢獻率分別達到了23.04％、21.21％和16.13％。三者貢獻率總和占全省的60.38％。由此可見，江蘇省整體旅游經濟的發展水平是由蘇州、南京、無錫等蘇南幾個大城市的旅游發展所帶動的。作者認為，要縮短不同區域之間旅游經濟的發展差異，應通過寧鎮揚和蘇錫常所構建的沿江黃金旅游帶的輻射效應，以沿海、沿江兩軸來帶動蘇中、蘇北地區旅游業的發展。最終實現江蘇省旅游業的協調發展和整體水平的提升。當前應特別注重發展蘇中、蘇北地區的國內旅游。
設X和Y為隨機變量,其樣本分別為 和 ,其相關系數公式為
其中,0≤R≤1。當時,變量X與Y完全相等;R越接近于1,兩個變量的相關程度越高。如果我們將各省、市、區的地區生產總值設為X,報紙總印張設為Y,將2007年我國31個省、市、自治區的數值代入公式,則有:
R=0.911R2≈0.83
由此可知,地區生產總值與報紙總印張之間有高度的相關關系。如果我們對這兩個變量進行回歸分析,通過以下公式計算:
其中,為自變量的樣本均值,為因變量的樣本均值。仍將各地區2007年的生產總值與報紙總印張數值分別代入x、y,則有:
y= -1013917.15+676.57x
其中,常數-1013917.15為回歸斜線在y軸上的截距,676.57為回歸系數,即每增加一個單位的地區生產總值,總印張就會增加676.57個單位,也就是當一個地區每年的GDP高于另一地區1個單位時,也就會比另一地區多出676.57個單位印張的報紙(1)。
如果以“地區生產總值”與“總印張”為變量繪制散點圖,如圖1(圖中R-Square即R2,為相關系數的平方值,下同)。
同樣,地區生產總值與一個地區報紙的平均期印數、年總印數都有高度的相關關系,如圖2、圖3(因篇幅關系,以下分析不再詳列公式)。
地區GDP與地區報紙的平均期印數應該是高度的線性相關關系,但因為一個極端值的存在,影響了相關度(R=0.644)。這個極端值是山西省2007年的平均報紙期印數。山西省之所以在“平均期印數”一項領先全國,是因為山西省的教輔類報紙大都為周報,每期的印數非常高(2007年為2439.75萬份),僅英語周報期印數就在1600萬份左右,但山西省的綜合類報紙和日報的期發行水平并不高。如果將山西的數值忽略掉,地區GDP與平均期印數之間的相關度達到了R=0.951,是非常高的。但需要注意的是,地區GDP與該地區的人均印張數和千人日報擁有量沒有直接的線性相關關系。
由于總量的相關,各地的人均GDP與人均報紙擁有水平(報紙普及程度)也是相關的。我們再看人均GDP(2005)和地區千人日報擁有量(2005)的關系(如圖4)。
由圖4中可以看出,二者的相關程度達到R=0.968,是極度相關的;而人均GDP與人均印張數(2005)的相關度也達到了R=0.926,也是高度相關的。同樣需要說明的是,人均GDP與報紙的總量指標沒有直接的線性相關關系。
從以上的數據分析中可以看出,一個地區的經濟發展水平與該地區的報業發展水平有著直接的相關關系,經濟發展水平越高,報業發展水平同時也較高。但是,分析2005年的城鎮居民人均可支配收入與當年各地的千人日報擁有量、人均印張數的關系,它們的相關度并不很高,R值分別為0.880與0.870;2007年城鎮居民人均可支配收入與人均印張數相關度也只有0.847,也說明二者相關程度不很高。而城鎮居民人均可支配收入與報紙的總量指標(平均期印數、年總印數、年總印張數)更沒有直接的線性相關關系。故此,可以認為,一個地區的經濟總量決定它的報業總量,而它的人均經濟水平決定它的報業普及程度。僅就后者而言,人均GDP比城鎮居民的富裕程度更能關系到報業的普及水平。(如圖5)
通過驗證,以上這些相關關系同樣適用于2005和2007年以外的年份,篇幅關系,本文不做一一展示。
我國的報業,在地區發展上明顯地存在著東部地區與中西部地區的兩極分化現象;而在報業發展水平上又存在著“三個世界”的明顯差異。從報業發展水平的國內分布來看,它與經濟發展水平的分布是高度同構的。這不但說明了傳媒業對經濟環境的依附性和派生性,而且說明了國家的經濟政策對傳媒發展的深刻影響。當然,這種對地區傳媒水平的描述,是一種宏觀描述和整體分析,欠發達地區同樣可以擁有比較優秀的媒體個例,如中部地區的湖南衛視,西部地區的西安、成都報業等。如何能讓這些傳媒的優勢進行擴散,提升本地乃至全國傳媒整體水平,并促成欠發達地區與發達地區統一傳媒市場的形成,是下一步傳媒改革的核心議題之一。協調地區間的傳媒發展,必須打破地區壁壘,形成統一、開放的國內傳媒市場。
注釋:
【關鍵詞】低碳經濟；綜合評價指標體系；碳減排
隨著工業化的發展，人類欲望的遞增，由化石燃料過度消耗引起的日益嚴峻的化石能源的短缺與全球氣候變化問題促使世界各國向低碳經濟轉型，低碳經濟發展道路逐漸受到人們的關注與青睞。但什么是低碳經濟？中國各個區域的經濟發展水平存在很大的差異，是否每個區域都適合一樣的碳減排政策？這些問題都需要我們深入思考。
一、低碳經濟的概念及我國低碳經濟發展現狀
（一）低碳經濟的概念
低碳經濟的概念首先由英國在《我們未來的能源：創建低碳經濟》的能源白皮書中提出，低碳經濟是通過更少的自然資源消耗和更少的環境污染，獲得更多的經濟產出，是創造更高的生活標準和更好的生活質量的途徑和機會。對于低碳經濟的界定，學術界尚未有明確的共識，但低碳經濟不論涵義如何，都具有低能耗、低污染和環境友好的突出特點，目標是緩解氣候變化和促進人類的可持續發展。我們認為，低碳經濟是在不影響經濟增長和社會發展的前提下，通過技術創新或其他方式減少溫室氣體的排放，緩解氣候變化帶來的環境問題、生態問題，實現經濟的可持續發展。
（二）中國低碳經濟發展現狀及問題
近年來，中國的碳排放總量持續增長，2009年10月國際能源署公布的統計數據顯示，中國2007年首次超過美國成為世界上第一大排放國，約占當年全球二氧化碳排放總量的21%。中國在2009年的哥本哈根氣候峰會上莊嚴承諾將在2020年單位GDP碳排放強度比2005年降低40%―45%。中國社科院經濟所副研究員袁富華認為要實現這一目標，每年要下降3個百分點以上，才能完成減排任務。以往20多年已經有很強的減排措施，未來大的減排空間已經被大量壓縮，碳減排措施會對中國經濟的持續增長造成影響，所以要完成減排的目標并不容易。
中國能源結構失衡，表現為“富煤、貧油、少氣”，煤炭在中國能源資源中占絕對優勢地位，中國的能源消費結構和經濟結構是發展低碳經濟的瓶頸問題。而且根據鄒秀萍等的研究，中國的碳排放問題不僅體現在總量的增長方面，而且也體現在碳排放的空間格局差異方面。中國的碳排放存在顯著的東南部低中北部高西北部低的空間分布格局，中北部地區為碳排放的高值區域，東、南部沿海及西部地區為碳排放的低值區域。
二、區域低碳經濟發展水平綜合評價體系的構建
（一）綜合評價指標體系的構建
根據以上對低碳經濟概念的理解與我國低碳經濟發展現狀的認識，我們需要客觀全面地評價我國區域低碳經濟發展水平。低碳經濟作為一種綠色、可持續發展的經濟形態，對其進行綜合評價，應該使用多指標綜合評價，在這方面，付加鋒等做了些相應的研究，但我們認為其中有些不足之處。本文構建的低碳經濟發展水平綜合評價指標體系分為目標層、一級指標層和二級指標層三個層次。目標層為區域低碳經濟發展水平，一級指標層由低碳產出、低碳消費、低碳環境、碳匯、低碳技術五個方面構建指標體系，二級指標層在下述五個方面下使用若干評價指標。
1.低碳生產
低碳生產指標意在評價在生產領域的碳排放指標，包括碳生產力，碳強度，能源加工轉換效率和代表能源結構的清潔能源消費比重指標。
碳生產力是衡量低碳經濟發展水平的核心指標，也是最直觀的指標，指單位碳排放所創造的GDP，這一指標將溫室氣體排放與GDP直接聯系起來，直觀反應出社會經濟整體碳資源利用效率的情況。碳強度代表單位能源的碳排放量，能源的種類不同，碳強度差異很大。化石能源中，煤的碳強度最高，石油次之。能源加工轉換效率指一定時期內能源經過加工、轉換后，產出的各種能源產品的數量與同期內投入加工轉換的各種能源數量的比率，即一次能源能源投入生產的二次能源產出，是觀察能源加工轉換裝置和生產工藝先進與落后、管理水平高低等的重要指標。清潔能源消費總量比重，是指清潔能源在消耗能源總量中所占的比例。一般而言，可再生能源在能源消耗結構中占比越大，低碳化程度越高，反之就低。
2.低碳消費指標
低碳經濟不僅要求在生產領域縮減碳排放，在消費領域也相應有要求，居民的消費觀念、生活方式，對區域能源需求有重要影響。低碳消費指標包括人均碳排放量、人均生活能源消費量和低碳產品市場占有率。人均碳排放量與人均生活能源消費量指標直觀的評價地區人們消費水平等自然消費模式對碳排放的影響，低碳產品市場占有率則可以反映出公眾對低碳經濟知識的普及與接受程度。
3.低碳環境指標
發展低碳經濟，是應對氣候變化問題人類提出的經濟發展模式，勢必對環境起到保護作用，而反過來，環境保護也可以優化經濟發展。國內外研究均表明，減緩氣候變化和節能減排與環境保護之間有協同效應，環境改善與溫室氣體減排是互贏的。低碳環境指標包括環保支出增長率、工業三廢處理率和廢棄物碳排放強度。
4.碳匯建設指標
碳匯一般是指從空氣中清除二氧化碳的過程、活動、機制。它主要是指森林吸收并儲存二氧化碳的能力。我們主要選取森林覆蓋率、人均綠地面積和區域綠化覆蓋率作為主要評價指標。
森林覆蓋率，是森林面積占土地總面積的比例。森林覆蓋率越高，則森林的碳匯作用越強，吸收并儲存二氧化碳的能力越強，對減少二氧化碳在大氣中濃度的作用也越強。區域綠化覆蓋率具體計算方法為：區域綠化覆蓋面積比區域土地面積，其中綠化覆蓋面積包括公共綠地、居住區綠地、防護綠地、道路綠地、風景林地等的綠化種植覆蓋面積、屋頂綠化覆蓋面積以及零散樹木的覆蓋面積。
5.低碳技術指標
低碳經濟的發展必須與產業調整和技術創新有機結合起來，隨著單位GDP碳排放量的逐漸壓縮，靠降低能源消耗或提高能源利用效率來降低碳排放量的潛力越來越小，區域低碳經濟發展會遇到瓶頸，這時需要靠低碳技術的進步突破。我們主要選取低碳技術R&D投入占比、低碳產業產值占比與溫室氣體捕獲與封存比例對區域低碳技術水平進行評價。
（二）指標的處理
1.指標的正向化與同度量化
在構建的評價指標中，由于指標的數值與方向都不同，需要對指標進行正向化和同度量化處理才能夠進行比較。逆向指標的正向化方法可以采用商式變換來處理，如下式所示，X*表示指標正向化的數值，X表示指標原始數值，通過處理的指標數值就可以體現指標數值越大低碳經濟發展水平越高。
X*=1/X
對指標的同度量化處理可以采用極差變換法：
X=（Xi-Xi0）/（Xi1-Xi0）
X為無量綱化后的指標數值，Xi為第i指標的實際值，Xi1取全部參評區域該指標的最優值，Xi0取全部參評區域該指標的最差值。
2.指標權重確定
在多指標綜合評價過程中，由于不同的指標所包含的評價涵義或者評價信息量不盡相同，因此需要根據評價目標與指標特點給每一指標確定其權值。區域低碳經濟發展水平綜合評價體系是一個多層次、多因素構成的復合系統，應采用層次分析法（AHP法）確定指標權重。
3.綜合合成方法
指標值綜合合成方法很多，這里采用線性加權和法進行綜合合成。
S=∑Xiwi
S表示低碳經濟發展水平綜合評價值，Xi為標準化后的無量綱化指標值，wi為相應指標權重。
三、結論及存在的問題
低碳經濟日益受到世界各國的關注，全球氣候變化已經開始影響人類的生產與發展，中國走低碳經濟發展之路刻不容緩。但我國的能源消費結構、技術水平等存在空間格局的差異，要實現2020年的減排承諾，需要了解各地區的碳排放現狀及成因，尋找減排的技術路線和區域對策，進而實現整體的控制目標。目前對低碳經濟發展水平的評價還存在很多問題，上述建立的評價體系只是對區域低碳經濟發展水平的一個相對評估方法，目的在于為我國低碳經濟發展過程中區域空間的不平衡做一個了解，并針對不同區域的碳減排工作提供參考依據，尋找區域低碳經濟發展道路，最終實現我國的碳減排目標。
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