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区域经济分析范文1
关键词：区域文化；区域经济；云南省
一、引言
云南省有着自己的历史、文明、传统和生产方式，这些因素都在日常生活中不断的影响着当地人的思维和生活，进而影响着当地的经济发展。文化不仅能够为一个地区提供精神动力和文化氛围，同时也对经济效益和社会效益产生了巨大的推动作用，成为增强区域竞争力的基础因素。因此，将传统文化因素纳入经济研究中是非常必要的。
二、区域文化对区域经济发展的影响分析
1.区域文化对区域经济发展的影响
（1）文化模式对区域特色经济形成的影响机制。一个地区能够形成产业结构的优化发展是区域社会对生活与发展方式的一种选择，这种选择能够与当地文化相契合是非常重要的，无论是在当地文化的价值认同与技术支持上，还是在组织系统、技术系统上，都有一定的关联。技术系统是所有产业都要具备的，如果所选择的技术系统与该区域的文化不能够协调统一，该区域的人就无法更好的摒弃原有的模式而去接受和适应它。文化模式下的技术系统不仅是特指的生产工具，更是生产工艺，即使人们使用的工具改变了，工艺还是会继续延续下来。所以产业结构的调整过程要与文化水平保持一致，本土文化正式这一环节的内在基础。区域文化对于本地经济的发展有着直接、间接和广泛的影响。文化对产业经济结构、发展水平和方向的影响都是直接性的，但是对劳动力、资本等因素的影响是间接性的。本文借助经济分析工具，从制度经济学的角度将正式制度进行分类，进一步分析区域文化对经济的影响。
（2）区域文化建设是经济发展的精神动力。区域的社会群体意愿、利益等形成了一个文化氛围和环境，能够起到调节社会关系和支配行为的作用。当今占主体地位的发展模式是市场经济，有助于促进生产，但同时也遇到了自然与人类对立的问题，这就是经济发展缺乏人文关怀的结果。个人主义、享乐主义等不道德、不健康的观念也影响着正常的消费途径。只有通过提高文化水平、加强文化建设才能够提高人们的精神境界，才能够促进人与人、人与自然、人与社会的和谐关系，正常健康的致富手段才能够营造健康的市场经济环境。
（3）区域文化建设是经济的核心竞争力。进入小康社会后，人们的生活水平不断提高，消费模式也由功能性消费向审美性消费转变。产品不再仅仅是一个实体，更多的代表了审美价值和使用价值。从产品的设计、包装到产品营销，每一个环节都紧紧围绕着一定的文化内涵，各种文化因素形成了无形资产，是企业经济竞争的核心力量，可以说，所有的经济活动都离不开文化价值，随着经济的文化取向日益增加，二者之间也呈现出相辅相成、互相促进的状态。因此，可以使区域文化和经济之间形成良好的互动，这是当今经济发展的重要趋势。
2.区域文化对正式制度的影响
（1）区域文化对正式制度选择的影响。制度的制定是建立在约束主体福利的基础上的，本文将制度分为正式制度和非正式制度两种，前者是成员要共同遵守的规范和准则，例如法律规章等，后者是源自于价值的文化遗传，后者先于前者产生，二者都对人的行为有着规范作用。格雷夫从博弈论的角度进行了分析，认为热那亚人和马格里布人的两种社会价值体系决定了不同的制度路径。热那亚人建立了能够支撑现代市场经济圆形的制度，主要是由无限连带责任、提货单制度、永久合伙性质、保险制度等形成的，同时建立了有效而完善的法律制度，对经济发展起到了很大的促进作用，所以不同的文化价值能够形成不同的正式制度，形成与市场经济发展相匹配的正式制度体系。
（2）区域文化对地方正式制度变迁的影响。一种制度形成后会随着时间的流逝而变迁，变迁是制度创立之后被打破，被新的制度替代的方式。正式制度的变迁也会受到非正式制度的影响，如同初始制度安排一样，非正式制度对制度变迁会产生很大影响，是一种诱致性、强制性变迁，不同于正式制度的变迁，这是一个慢慢累积的过程。因此，很多国家和地区的非正式制度变迁速度都赶不上正式制度，所以前者延长了地区制度变迁、阻碍了制度创新。
（3）区域文化对正式制度实施的影响。意识形态能够提高人们遵循制度的自觉性，减少了制度安排服务费用成本，大大减少了制度实施过程中的摩擦和冲突。由诱致性制度变迁而来的正式制度易于执行，而强制性制度变迁而来的正式制度则难以执行，前者具有一致性，而后者则相冲突。正式制度包括正式制度安排、正式制度执行和正式制度变迁，正式制度会受区域文化的影响，所以本文用正式制度代表区域文化程度。
综上所述，区域文化主要是通过制度的选择、执行和变迁对区域经济产生影响的，当正式制度和文化一致时，就能够推动制度向良性方向发展，但相冲突时，就会阻碍制度的发展变迁。所以当文化和经济发展相适应时，能够降低交易成本、提高经济绩效，不一致时阻碍制度的执行而影响经济发展，这种作用是双重的。
三、区域文化与区域经济发展的实证分析――以云南省为例
1.模型与假设
为了研究区域文化与区域经济发展之间的关系，本文提出如下假设：
假设一：资本、劳动力、技术进步和制度等区域文化是影响区域经济发展的重要因素
假设二：区域文化主要通过正式制度对区域经济发展水平产生影响
根据新制度经济学派的观点，正式制度安排可能是从外引进的新制度，也可能是从初始制度演化而来的。但无论是哪一种，都要受到非正式制度的约束，因此我们把制度定义为区域文化的函数：
LNY=LNA+aLNK+bLNL+cLNI
其中Y表示经济发展程度，A表示技术进步，K表示资本，L表示劳动力，I表示正式制度安排。
2.样本选取与数据来源
本文选择了云南省2010年的数据，区域文化程度采用经济性观念、经营性观念和制度性观念三个一级指标来衡量，这三个一级指标下含有17个二级指标，以此来判断云南省的文化程度，如果得分高，则说明该地区的文化程度高，反之较低。正式制度主要通过非国有化率（FGYH）、市场化程度（SCH）、分配格局变化程度（FPGJ）和对外开放程度（DWKF）的加权平均值来衡量。本文选择的计量软件是EVIEW5.0。
3.回归分析
可以看到，调整后的R方为0.883047，F值为227.5141，因此模型拟合较好，假设成立，即区域文化对正式制度有所影响。主要是因为正式制度的执行有赖于非正式制度的存在，后者能够有效的提高前者的执行效率，但是当二者有冲突的时候，后者就会阻碍前者的执行效果。另一方面，非正式制度是优先于正式制度而存在的，地区文化的差异也会导致制度安排的差异。从制度变迁的角度来看，非正式制度会影响正式制度的变迁进程，有引导作用。所以，区域文化是通过对正式制度来影响区域经济发展的。
利用收集到的数据我们对云南省正式制度与区域经济发展的关系进行回归分析，得到结果如下（见表2）。
可以看出，调整后的R方为0.781643，因此模型拟合较好，从一定程度上解释了文化与经济的关系。回归结果表明，地区经济的发展受资本、技术、劳动力和制度等文化的影响，正式制度对经济发展有三方面的作用：首先，正式制度能够减低经济的不确定性，通过使人们之间的关系和行为构成一种固定模式，激发人们的积极性，降低行为的不稳定性；其次，正式制度能够节约经济活动的交易成本，减少人们行为选择的信息成本，降低人们的机会主义倾向，形成一种有效的约束；最后，正式制度能够促进形成一种激励结构，使个人与社会收益达成一致，有效的统一人们的权利和责任。
四、结论
关于文化与经济发展的关系至今都没有形成一致的结论，但是随着经济学和文化变量越来越受到重视，二者的关系也不断的被验证。本文利用云南省的数据进行实证研究，发现资本、劳动力、技术进步和制度等区域文化是影响区域经济发展的重要因素，同时区域文化主要通过正式制度对区域经济发展水平产生影响。这样的结论给我们带来一些启示：
第一，除了提高物质资本和人力资本以外，改变传统落后的文化观念也是促进区域经济发展的重要方式，创建一种先进的文化氛围，提升区域竞争力。文化是多种要素发挥作用的基础，提高社会资源的使用效率，制度的创新和减低制度的实施成本有赖于该地区文化发展水平，从而有力促进经济发展。
第二，云南是传统文化水平很高的地区，虽然传统文化对促进经济发展起到了很大作用，但是传统陈旧的观念已经无法满足经济发展的需要，因此在保护与发展传统文化的同时，还要注意在此基础上进行文化创新，使其更好的融入市场经济，这也是保证区域经济能够得到更好发展的基础。
第三，文化是区域经济的发展的重要内在驱动力之一，我国还存在区域经济发展不平衡的现象。中西部地区封建社会思想较为严重，文化观念落后，而东部地区则较容易接受新鲜文化，形成了良好的市场经济理念。要加强落后地区的文化，创建先进的文化，减少地区经济发展的差距。
参考文献：
[1]李艳艳.区域文化与区域经济发展的联动机制初探[J].沙洋师范高等专科学校学报，2010（4）：87-89.
[2]游细斌，魏清泉，汤放华.区域文化与区域经济耦合路径探析[J].热带地理，2008，28（2）：139-143.
区域经济分析范文2
0 引言
空间统计学（spatial analysis）起始于20世纪60年代左右，经过五十几年的发展，已广泛应用于人类生活和发展的各个领域。空间现象不同于传统的统计对象，它们之间存在不同方向、不同距离成分等相互作用。传统的数理统计方法无法有效地解决空间样本点的选取、空间估值和两组以上空间数据的关系等问题。空间统计学的一些基本理论都是在传统统计学的基础上发展起来的。空间统计分析主要用于研究与地理位置有关的数据之间的空间关系，基于空间地理位置利用空间统计分析模型计算空间数据的关联度。它不仅能够进行数值计算，将数据分析与地理位置相结合，既考虑到样本值的大小，又弥补传统统计分析忽略空间方位的缺陷，更能描述和揭示空间数据中所蕴涵的独特的空间信息、关系、格局和过程。
空间统计分析主要分析的内容有基本统计量、探索性空间统计分析、分级统计分析、空间插值、空间回归和空间分类。空间统计数据在地方、区域和全国各级水平的经济发展分析过程中都发挥着重要作用 。城市的建设和发展与周边的环境是相互联系和影响的，因此城市布局的空间规律可以运用空间统计分析方法进行系统的计算。基于空间统计分析，可以通过对人均GDP的空间分布模式研究以探讨区域经济发展状况。利用GIS系统开发一个分析空间关联的功能模块，运用度量空间自相关、空间关联的一些空间统计分析方法，可将其应用于区域经济分析的各个方面。
本文首先分析了空间统计学中的基本原理，概念与经典分析方法，介绍了空间统计分析在区域社会经济分析各方面的应用实例，最后展望了空间统计分析的应用前景。
1 空间统计分析方法
空间数据基本上都具有定位、定性、时间、空间依赖、空间自相关等特征。数据间的空间关联对传统统计分析中相互独立的基本假设不成立，故在处理离散的区域社会经济数据时，需要引入空间统计分析方法。空间连续数据分析方法包括反距离加权法、简单克里格方法、普通克里格方法以及泛克里格方法。本文探讨了面状数据空间模式分析方法，研究地理位置数据间的空间依赖、空间关联或空间自相关。介绍空间权重矩阵，空间地物其位置邻近关系、确定空间权重矩阵的两个简单标准以及空间自相关的几种最著名的方法。
1.1 空间权重矩阵
通常情况下，为体现空间自相关指数，反映空间链接和空间邻近关系，常定义一个二元对称空间权重矩阵W来表达个位置的空间邻近关系。
空间权重矩阵的建立规则可以分为三类：一是根据相邻关系；二是根据距离关系；三是选择最近的个点（不论距离远近）。空间权重矩阵可以用来衡量空间位置之间的空间关联程度。
1.2空间自相关度量
空间自相关指同一变量在不同空间位置上的相关性。与区域社会经济相关的各方面因为受到地理分布上具有连续性的过程所影响而在空间上具有自相关特征。空间自相关指数能够对变量空间分布的自相关强度进行检验，空间自相关分析可以包括全程空间自相关分析和局部空间自相关分析。全程空间自相关用于分析整体范围内某一属性是否具有自相关性。局部空间自相关用于分析局部地区某一理现象或某一属性值是否具有自相关性。
1.2.1全局空间自相关
全局空间自相关一般用Moran系数和Geary比率来度量。
Moran I指数反映的是空间邻接或空间邻近的区域单元观测值的相似程度，其公式为
Moran指数I值取值一般在之间，小于零表示负相关，大于零表示正相关，等于零表示不相关。
Geary系数等方法也是可选择的统计指标，它与Moran指数是负相关关系。
对于Moran指数，可计算检验统计量标准化值Z来判断n个区域是否存在空间自相关性，如公式（4）所示。
当Z值为正且显著时，表明存在正的空间自相关，即相似的观测值趋于空间集聚；当Z值为负且显著时，表明存在负的空间自相关，即相似的观测值趋于空间分散；当Z值为零时，则呈随机的空间分布。
1.2.2局部空间自相关
一般而言，全局Moran系数可以很好的反映观测值全局的空间相关情况。而观测值的局部特征往往在全局评估中被掩盖了。当需考虑局部特征时，就需要引入局部空间自相关指标。常见的指标包括：空间联系的局部指标、G统计、Moran散点图。这里主要介绍Moran图和LISA。
1） 空间联系的局部指标LISA
LISA包括局部Moran指数和局部Geary指数。局部Moran指数I 被定义为：
式中，。当I>o时表示该区域单元周围相似值的空间集聚，当I
空间联系的局部指标满足下列两个条件：（1）每个区域的LISA是描述其周围显著的相似值区域空间集聚程度的指标；（2）所有LISA总与全局空间联系指标成正比。
局部指数Local Moran’s I可以将空间关联模式为四种类型，分别与MORAN散点图中的四个象限相对应。正的空间关联包括两种类型：“高-高”关联和“低-低”关联。而负的空间关联也有两种类型：“高-低”关联，或者相反的“低-高”关联。
2）Moran散点图
Moran散点图以（，）为坐标点，常用来研究局部空间的不稳定性。对相邻域单元观测值的空间加权平均值（又称为“空间滞后”向量）和数据（所有观测值与均值之间的离差组成的向量）进行了可视化的二位图示，构成散点图。对Moran指数以及外值具有强烈影响的区域，可通过标准回归诊断出来。
Moran散点图中第一、三象限代表正的空间联系，第二、四象限代表负的空间联系。“Moran显著性水平图”可以由将Moran散点图与LISA显著性水平相结合得到。
1.3空间统计分析与GIS集成
地理信息系统数据库中存储了海量的数据及信息，如能与空间统计分析方法有效集成，提高其空间分析的能力，必将大大拓宽GIS数据库的知识发现和在GIS分析决策上的应用。从而更深入地探索、分析、处理和解释与经济发展相关的各地理特征之间的相互关系。完成空间统计分析与 GIS的集成，要在现有成熟的GIS系统中，嵌入空间统计分析功能模块，充分的利用GIS强大的可视化和交互功能，实现区域社会经济数据的空间化统计。
2 应用实例
人均GDP是反映区域经济发展整体水平的重要指标，故在探讨区域经济发展水平时，多采用GDP数据以了解经济发展水平的好坏。经济持续增长是一个国家和地区长期追求的目标，也是区域经济持续发展、社会福利增进和政治稳定的前提条件，历来受到各国和地区政府、学术界长期关注和普遍重视。随着理论和实践的发展，有关的理论研究也日益深化。利用空间统计学知识对经济学和经济地理学从不同的角度对经济增长和区域差异的理论做研究已成为重要应用之一。
研究区域经济差异可通过对个地域年平均GDP增长速度进行分析。这里作者将给出两个研究实例以帮助分析应用的过程与技术关键。根据计算出的全局Moran系数各个区域的MC可以大致说明空间统计分析方法计算经济区域内存在的空间关联的有效性。首先需要按要求生成一个空间权值矩阵，再计算数据集中的空间自相关性质和强度。同时进行显著性检验 （一般取0.05）。又称可进一步分析得到局部区域的Moran系数以考察各个区域之间存在的局部空间经济关联模式。
2.1 分析湖南省长沙市经济增长速度及区域差异
实验数据为1988～2009年长沙市内五区的GDP数据。实验方法为：计算各个区年平均GDP增长速度，在计算全局的Moran系数、各县市的局部MC系数，并借助局部Moran系数散点图来确定空间显著特征点。
在生成空间权值矩阵的过程中，首先采用邻近多边形列表来表示区域单元空间邻近关系。在生成邻近多边形列表后，可计算数据的Moran系数、均值及检验统计量标准化值Z，得到数据集中的空间自相关。可以得到1988～2009 年长沙市各区 GDP年平均增速之间存在显著的正的空间自相关。再计算各个区局部Moran系数及检验统计量可以考察区域经济的局部空间关系。通过与GIS集成，可将上述的空间统计方法集成到一个ArcView中使用的一个模块，为经济决策提供一个种灵活方便的、交互式的可视化支持工具。
2.2 分析1978―2001年全国各省区人均GDP水平
实验数据选取1978～2001年中国大陆31个省区的人均GDP（可比价）统计数据，采用自然对数变换方式，对人均GDP进行数据变换以减小变幅来用于空间数据统计分析。
实验方法为：先各省份的人均GDP数据计算Moran I指数，检验建立在正态分布假设之上，分析各省份人均GDP水平的空间聚集特征，再计算Moran散点图以分析对样本全局相关性影响较大的几个省份及各省份空间自相关性的正负，揭示全国经济发展区域分异的空间格局及演变过程。最后，由LISA分析来进一步探究显著性水平较高的局部空间集聚指标。
实验结果可以得到东部发展水平高，西北、西南发展水平低，且它们在空间上都趋于集聚。集聚的发达地区主要集中在以北京和天津为核心的环渤海区域，以上海为核心的长江三角洲地区，和以广州、深圳为核心的珠三角地区。
2.3 分析湖南省县级及以上城市人均GDP分布的空间分布模式
实验数据位为湖南省县级及以上85个城市的“人均GDP”的统计数据。实验方法为先提取数据总体特征，再分析分布的局部特征。
首先用spss软件对实验数据镜像快速聚类并结合标准化z分数将人均GDP指标分为5个级别，使用ArcGIS查看分类结果。计算人均GDP统计数据的Moran I指数值，随机选择999中变化进行检验，接受零假设-空间自相关性不显著的概率仅为0.0010，即认为拒绝零假设，表明全局分布具有较强的正自相关，有显著的空间聚集。再将Local Moran系数的显著水平较高的空间单元计算空间关联类型，最后得到湖南省东部、中部和西部区域城市存在的或正或负的空间关联模式。
3 应用前景
区域经济分析范文3
关键词：区域间投入产出表；中部地区；溢出效应
作者简介：彭连清(1975-)，男，江西会昌人，华南师范大学经济与管理学院讲师，暨南大学产业经济学博士生，主要从事为区域经济发展研究。
中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2008)01-0063-04 收稿日期：2007-11-22
一、引言
区域间投入产出模型是区域经济分析的一个有效的方法。国家信息中心(2005)编制了我国第一份8区域17产业部门投入产出表，极大地推进了我国区域间产业联系的研究。这份投入产出表把全国划分为8大区域，具体如下：东北(黑、吉、辽)，京津(京、津)，北部沿海(冀、鲁)，东部沿海(沪、苏、浙)，南部沿海(闽、粤、琼)，中部(晋、豫、皖、鄂、湘、赣)，西北(蒙、陕、宁、甘、青、新)和西南(川、渝、桂、云、贵、藏)。张亚雄、赵坤(2005)利用这份投入产出表，对我国区域间的产业联系进行了全面分析，并测度了中国沿海与内陆间的溢出与反馈效应明显高于内陆地区对沿海地区的这两类效应。潘文卿、李子奈(2007)利用投入产出表，提出了一个统一以最终需求为出发点测度各类效应的方法，他们的研究认为沿海地区经济发展对内陆地区的溢出效应并不明显。这些研究成果是对我国区域间经济增长互动关系研究的重大推进，但对全国进行两区域划分可能会掩盖区域内部的一些有用信息，从而无法更为详尽地剖析区域之间的经济互动关系。
中部6省是我国的资源丰裕地区，经济总量规模在8大区域中居第2，但人口稠密，人均GDP水平较低。由于特殊的地缘优势，中部地区在我国各区域经济联系中处于承东启西的枢纽地位，与东西部地区都具有较为密切的区际经济联系。中部地区的经济增长对国内其他区域产生了多大的影响和带动作用?中部地区又从国内其他区域的经济发展中获得了多大的溢出效应?深入分析这些问题有利于我们更为深入地认识我国区域经济发展的驱动机制和发展规律，更深层次地把握我国各区域之间的空间依存关系，进一步明确区域经济合作的发展方向。本文拟以中部地区为基点，采用Miller-Round模型的测算方法对中部地区与其他7区域经济增长的互动关系展开详尽分析。
二、研究方法
Miller是最早运用投入产出分析技术研究不同区域间的反馈与溢出效应的学者，他在1963年提出了一个通过两区域投入产出模型测度区域间反馈效应的差分算法，为后来的学者利用乘法或加法分解法对各种区域间乘数、溢出和反馈效应进行研究奠定了基础。后来Round(1978，1985，2001)提出了利用区域间投入产出模型进行溢出和反馈效应因素分解的加法分解式与乘法分解式，并得到广泛运用。本文利用Mill-er-Round模型对我国区域间的溢出效应进行测算，我们首先对这一模型作简要介绍。
Miller的模型建立在两区域的区域间投入产出表上，区域间投入产出模型的矩阵形式如下
这是一个以分块矩阵表示的区域间投入产出表的均衡关系，其中Aijd为区域j不同产业单位产品中来自区域i各产业的中间投入；Y1d、Y2d分别为两区域的最终产品，x1、x2分别为两区域的总产出。下标d表示国内产品的流动，说明只讨论国内区域间的溢出和反馈效应，进出口因素没有放入矩阵。对式(1)运算后整理得到Miller模型的初始形式
两个公式的右边分别有两项，以式(3)为例，表明区域1的总产出由两部分组成：第一项是为满足本区域最终需求而诱发的本区域总产出增加，包括区域内部门间的相互作用效应与区域间的相互作用效应；第二项是为满足区域2最终需求而诱发的本区域总产出增加，即是区域2最终需求的变化对区域1总产出的一种溢出效应。
最初的研究主要集中在探讨区域间的反馈效应上，但又没有清晰地将区域间的反馈效应、溢出效应以及区域内的乘数效应分解开来，或者说它仅能笼统地代表区域1的反馈效应，无法进一步考证这一反馈效应与区域间的溢出效应以及区域内乘数效应的内在联系。Round(2001)首先明确区分了区域间溢出和反馈效应。以式(3)为例，将区域1的Leontief逆矩阵提出，则模型可变换为如下形式
式(6)说明在只有一个区域的情况下，区域1总产出的增加依赖于本区域最终需求Y1d和区域内乘数(I-A11d)。但在两区域的投入产出模型中，一区域最终需求诱发的本区域总产出增加，不仅受区域内乘数效应的影响，也受区域间溢出和反馈效应影响，式(5)右边第一项说明了这一点。首先是区域1最终需求Y1d增加通过区域内乘数(I-A11d)-1使区域1总产出增加。区域1总产出增加会通过A21d产生对区域2的中间产品需求，并通过区域2的区域内乘数带来区域2总产出增加(I-A22d)-1A21d，这就是区域1对区域2溢出效应。同时，区域2总产出增加反过来也会通过A12d产生对区域1的中间产品需求，这一需求又会通过区域1的区域内乘数带来区域1总产出增加(I-A11d)A12d。显然，[I-(I-A11d)-1dA12d(I-A22d)-1d(I-A11d)-1]-1给出了全部直接和间接满足这一投入(中间需求)的区域1的产出，这就是
区域1产出增加的反馈效应。所以，式(5)右边第一项说明的是区域1最终需求通过区域内乘数效应和区域间反馈效应带来的本区域总产出增加。
式(5)右边第二项说明的是区域2最终需求Y2d对区域1总产出的影响，Y2d首先通过区域内乘数带来区域2总产出增加，这一总产出增加又会通过A12d产生对区域1的中间产品需求，并通过区域1的区域内乘数带来区域1总产出增加(I-A11d)-1A12d。区域1总产出增加后又会通过区域间的溢出和反馈机制进一步带来区域2总产出增加，式(5)右边第二项就是为满足区域2最终需求Y2d而带来区域1总产出的全部增加。
令其中M1为区域1的Leontief逆矩阵，用于测度区域1的区域内乘数效应，M1Y1d反映了区域1最终需求增加时，区域内不同部门间相互影响所带来的区域1总产出的增加；M2同解。S12考察区域间的溢出效应，表示区域2对区域1的溢出效应，可看成是区域2总产出的变化对区域1总产出变化的影响；同样地，S12表示区域1对区域2的溢出效应，可看成是区域1总产出的变化对区域2总产出变化的影响。F1考察区域间的反馈效应，区域1的反馈效应可看成是区域1总产出的变化会通过溢出效应带来区域2总产出的变化，区域2总产出变化后再反过来又影响区域1总产出变化；F2作同解。由此可见，区域间溢出效应依赖于区域内乘数效应，而区域间反馈效应依赖于区域间溢出效应。
将上述相关项代入式(5)，即可得到其简化形式x1=F1M1Y1d+F1S12M2Y2d并将式(1)进一步变换进行乘法分解
式(7)为式(1)的Leontief逆矩阵表达式，式(8)为对Le-ontief逆矩阵进行乘法分解后表达式。由式(8)可看出，两区域的区域间投入产出模型中的Leontief逆矩阵所反映的最终需求对总产出的影响可以分解成区域内乘数效应、区域间溢出效应与区域间反馈效应的乘积。对于F1M1，一方面代表区域1最终需求增加一个单位时对本区域总产出的影响；另一方面也表示区域1最终需求增加一个单位时所产生的反馈效应，因此，这一反馈效应不仅仅包括了区域l与区域2间的反馈效应所带来的总产出的增加，还包括了区域1不同部门间的相互作用所带来的产出的增加，即区域内的反馈效应或乘数效应。对于F1S12M2，一方面代表区域2最终需求增加一个单位时产生的对区域1的产出的影响，另一方面也表示了这种需求来自于区域2对区域1的外溢性影响所带来的区域1的反馈性影响，同样地，区域1的反馈性影响既包括了区域内不同产业部门间的反馈性影响，也包括了区域1与区域2间的反馈性影响。因此，只有排除区域内的反馈效应或乘数效应才能测算纯粹的区域间的反馈效应。
Round(2001)将式(8)表示成加法形式的分解式，更直观地把三种效应表现出来。
式(9)最后的等式包含的三项分别表示区域内的乘数效应(Mi)、区域间的溢出效应(SijMj)和区域间的反馈效应(F1-I)Mi。
在两区域的投入产出模型中，三种效应计算出来后都表现为一个阶矩阵，反映了一个区域的每一个产业对本区域或另一区域各产业的影响。参照利用Leontief逆矩阵测算产业后向联接系数方法，对阶矩阵列向量求和即得到了每一个区域各产业的三种效应。
三、实证分析结果讨论
(一)总体特征
根据我国8区域投入产出表基本流量数据，我们采用Miller-Round模型的测算方法对我国各区域的区域内乘数效应和区域间溢出效应进行了计算，得到的8区域的区域内乘数效应和区域间溢出效应结果如表1所示。
从区域内乘数效应来看，中部地区17个产业部门后向联系值合计为37.8939，其经济含义是，当中部地区17个产业部门的最终需求同时增加1单位(如1亿元)时，由于区域内产业关联的作用，将带来区域内总产出增加37.8939个单位(亿元)。与其他区域相比，中部地区的区内乘数效应较低，在8区域中居第5位，反映了中部地区内部各省之间经济联系较弱，产业关联度不高，因而区域内产业发展的相互带动效应较小。
从中部地区对其他区域的溢出效应(简称外溢效应)来看，中部地区对其他7个区域外溢效应17个产业部门的后向联系值合计为8.468，其经济含义是，当中部地区17个产业部门的最终需求同时增加1单位(如l亿元)时，由于与其他7区域的产业关联作用，将带来其他7区域的总产出增加8.468个单位(亿元)。与其他区域相比，中部地区的外溢效应较小，在8区域中居第5位。
从其他区域对中部地区的溢出效应(简称受溢效应)来看，中部地区从其他7区域获得的溢出效应17个产业部门后向联系值合计为17.4883，其经济含义是，当其他7区域的17个产业部门的最终需求同时增加1单位(如1亿元)时，由于其他7区域与中部地区的产业关联作用，将带来中部地区总产出增加17.4883个单位(亿元)。与其他区域相比，中部地区的受溢效应最大，居各区域之首。中部区域自然资源丰富，农业生产基础雄厚，制造业发展有一定的基础，再加上它处于连接各区域的中心地理位置，其初级产品作为原材料、能源大量流向沿海发达地区，而深加工产品又可便利地进入西部欠发达地区，因而，中部地区能从东西部地区获得较大的溢出效应。
2 中部地区对其他区域的溢出效应分析
表2列出了中部地区对其他7区域17个产业部门溢出效应的后向联系值。从外溢效应值的区域合计来看，东部沿海地区获得的溢出效应最大，北部沿海、南部沿海地区次之，而东北地区、京津地区则较小，表明中部地区的经济发展对东部沿海地区的带动效应最大，与东北地区、京津地区产业联系弱，经济影响小。从外溢效应值的产业合计来看，电子电器设备制造业、交通运输设备制造业、机械工业的外溢效应大，主要表现为对东部沿海地区、北部沿海、南部沿海地区等发达地区有较大技术产品
和投资产品的需求。
分区域来看，中部地区与东北地区经济联系弱，外溢效应小，对东北地区主要是交通运输设备制造业、金属冶炼和制品业等产业的需求。中部地区与京津地区经济联系也较弱，对京津地区溢出效应大的产业是电子电器设备制造业，主要是对其高技术产品需求较大。中部地区对北部沿海的溢出效应主要集中在投资产品中(机械工业)和能源(石油加工与化学工业)的依赖，总体溢出效应较大。中部地区与东部沿海地区经济联系最为紧密，相互溢出效应都很大，中部地区对东部沿海地区的技术和资本密集型产业(电子电器设备制造业、交通运输设备制造业、机械工业)的依赖程度较高。中部地区与南部沿海地区经济联系也较密切，对南部沿海地区的电子电器设备制造业、交通运输设备制造业需求较大。中部地区与西北地区、西南地区地理位置邻近，经济联系较强，由于中部地区本身资源丰富，对西部地区没有形成需求特殊明显的产业，所以，对西部地区的需求比较分散，溢出效应也相对较小。但值得一提的是，西部地区从全国各区域获得的溢出效应都很小，相比而言，中部地区是对西部地区溢出效应最大的区域(笔者另文专门分析)。
(三)其他区域对中部地区的溢出效应分析
表3列出了其他7区域对中部地区17个产业部门溢出效应的后向联系值。从受溢效应值的区域合计来看，从东部沿海地区获得的溢出效应最大，南部沿海地区、西北地区、西南地区次之，而北部沿海、东北地区则较小。如果与中部地区的外溢效应相比较可以发现，除了北部沿海之外，中部地区从其他区域获得的溢出效应都要高于其外溢效应，因而，中部地区的受溢出效应大大高于外溢效应，表明其在全国各区域经济联系中获得了更大的收益。从受溢效应值的产业合计来看，金属冶炼和制品业、交通运输设备制造业、建筑业的受溢效应大，其中金属冶炼和制品业在中部地区有较大的资源优势，而交通运输设备制造业属于产业链较长，带动效应较大的产业，建筑业则是中部地区的传统优势产业。
分区域来看，东北地区与中部地区产业关联度低，对中部地区溢出效应大的产业主要是电力热水煤气和自来水供应业、金属冶炼和制品业、纺织服装业等。京津地区对中部地区的优势产业金属冶炼和制品业、食品制造和烟草加工业需求较大。北部沿海对中部地区的溢出效应主要集中在木材加工和家具制造业和金属冶炼和制品业，溢出效应小。中部地区与东部沿海地区、南部沿海地区经济联系强，这两个地区对中部地区的资源和能源需求较大(金属冶炼和制品业、电力热水煤气和自来水供应业)。西南地区、西北地区对中部地区溢出效应都较大，集中在金属冶炼和制品业、交通运输设备制造业和机械工业。
区域经济分析范文4
【关键词】旅游发展；经济增长；第三产业增长；Granger因果检验；涪陵
doi：10.3969/j.issn.1007-0087.2016.03.010
旅游业在国家或区域经济发展中的重要性已被诸多学者论述，其在许多国家已成为经济收入、就业、企业增长和基础设施开发的主要来源[1]。当前，国内外学者对旅游业发展与区域经济增长之间的关系研究，且取得了诸多成果。诸如：Balaguer，Cantavella-Jorda[2]通过建立有关国内生产总值、国际旅游收入和实际有效利率等三个变量，构建时序模型探讨了1975-1997年西班牙的旅游业和经济增长的关系，结果显示旅游业和经济增长存在统计学上协整关系，研究结果也表明了旅游业促进经济增长的研究假设。然而学者Oh[3]根据韩国1975-2001 年时序分析指出旅游产业发展对经济增长贡献的关系，研究发现旅游导致经济增长的假设不成立，旅游发展与经济增长之间不存在长期的均衡关系。国内学者闫敏[4]等运用投入产出法分析了旅游业发展与经济增长之间的关系，研究指出旅游业的产业化对国民经济的增长具有较大的促进作用。杨勇[5]，刘长生[6]等研究指出我国经济增长与旅游业发展之间存在一种长期均衡和双向因果关系，然而旅游业发展对经济增长的贡献小于经济增长对旅游业发展的贡献；但是柳思维、吴忠才[7]等学者研究表明，只存在区域经济增长与国内旅游收入单向的因果关系；刘长生、简玉峰[8]等学者研究也表明，我国不同经济区域之间旅游业发展与经济增长之间的因果关系表现出较强的地理差异性。
综上所述，国内外学者对旅游业与经济增长之间的关系研究成果硕丰，但是并未取得一致意见。国外的研究比较深入充分，主要涉及研究中考虑样本量、长短期经济波动及不同国家对研究结果的影响，但是，国外学者对中国的同类研究几乎没有。国内研究主要从国家宏观层面或省级层面进行研究，尚缺乏对西部典型旅游城市的城市层面进行研究，同时，研究中也缺乏对第三产业变量的引入，相关研究表明，旅游发展与第三产业增长之间的关系有利于揭示旅游业对经济增长影响的显著性。鉴于此，文章运用计量经济学模型检验方法，以三峡库区重庆市涪陵区2004-2014年的相关指标数据来检验旅游业发展与经济增长、第三产业增长之间的长短期均衡关系。研究三峡库区旅游业的发展，必然带动相关行业尤其是第三产业的发展，这有利于调整优化整个经济的产业结构，成为库区产业转型问题必须考虑的问题，也是实现现阶段“三区一城，幸福涪陵”的必然要求，同时，研究成果也可以为相似背景区域提供一定参考。
一、研究区域概况
推进旅游产业发展是缩小城乡差距，是解决“三农”问题的关键，也是实现城乡一体化的必经之路。涪陵区是重庆市下辖区，三峡库区腹地，位于长江、乌江交汇处，有川东南门户之称；经济上处于长江经济带、乌江干流开发区、武陵山扶贫开发区的结合部，有承东启西和沿长江、乌江辐射的战略地位。涪陵是重庆旅游“一心两带”的战略支点，处于长江三峡黄金旅游线，为乌江流域的物资集散地，其有发展旅游的独特地理优势，旅游资源丰富，尤以独特的人文旅游资源见长，也是全国闻名的“中国榨菜之乡”。 2014年，涪陵接待游客757.95万人次，实现旅游总收入38.92亿元，同比增长19.7%，占全区生产总值的5.14%。
二、研究方法与数据来源
（一） 研究方法
文章选用 ADF 检验和E-G 两步法协整检验及格兰杰因果检验等计量经济学检验模型对涪陵区旅游发展与经济增长、第三产业增长之间的动态关系进行定量研究。首先，对涪陵旅游业发展、经济增长和第三产业增长等3个序列数据应用ADF检验法进行单位根检验，以确定其序列的平稳性，具体模型见参考文献[9]；其次，构建Engle-Granger协整模型对变量协整关系进行检验，以确定三者之间的长期均衡关系，具体模型参见参考文献[10]；最后，构建格兰杰因果模型对变量之间的因果关系进行验证。
（二） 变量选取与数据说明
文章选取2004-2014年涪陵区的相关数据为研究时间段；选取变量：实际旅游总收入（LY）、实际区域生产总值（GDP）和实际第三产业增加值（GF）作为旅游发展、经济增长和第三产业增长的变量。
为保证数据的可比性、代表性，对原始数据进行处理：实际旅游业总收入（LY）作为评价旅游业发展的指标，并根据居民消费价格指数将其换算为以1995年不变价格进行计算；经济增长用实际区域生产总值（GDP）来表示，并根据国民生产总值指数将GDP转化为1995年不变价格进行计算；第三产业产值也是根据国民生产总值指数将其转化为1995年不变价格进行计算（见表1）。
为了消除时间序列的异方差，对3个变量统一进行自然对数处理，对数转换后的变量的回归分析可用来解释自变量对因变量的弹性。最终获得Ln LY、Ln GDP 和Ln GF为变量符号的3组新序列，以作为计量研究的基础数据。
数据来源：《涪陵统计年鉴（2005-2015）》、《2015年涪陵经济社会发展统计公报》等相关公开数据，3个变量的数据均通过以1995年为基期，计算的可比价而整理得出。
三、旅游发展与经济增长、第三产业增长之间关系的实证研究
（一） 时间序列的平稳性检验
在检验Ln LY、Ln GDP和LnGF等3个变量的协整关系前，需要先用单位根ADF检验方法来检验时间序列的平稳性，检验结果如表2所示。其中C表示含截距，T表示含趋势项；滞后阶数根据AIC信息准则确定。D2表示变量序列的二阶差分。根据表2显示，Ln LY、Ln GDP 和Ln GF等3个时间序列的水平检验在10%的水平上均为非平稳性序列，经过二阶差分后，3个变量在1%的显著性水平上均为平稳序列。由此表明，LnLY、LnGDP 和LnGF等3个变量均存在单位根，可以进行变量数据的协整检验和格兰杰因果关系分析检验，同时他们之间可能存在某种稳定的关系。
（二） 协整检验结果分析
为探求LnLY与LnGDP、LnGF之间的协整关系，计量经济学中检验方法有两种：E-G（Engle-Granger）两步检验法和Johansen迹检验法。本文为了考察变量间的协整关系，故选用E-G（Engle-Granger）法。根据单位根检验结果可知，三个变量时间序列均为二阶平稳，因此，选用E-G协整检验两分法：
第一步，协整回归，利用普通最小二乘法（OLS）估计Ln LY分别与Ln GDP和Ln GF之间的方程，借用Eviews 6.0计量统计软件对数据进行测算，其中括号内的数值为t检验值，***表示在1%水平上显著，结果如下：
第二步，对两个方程的残差进行单位根ADF检验，主要考察残差是否为平稳序列，结果如表3所示。通过表3结果显示：在1%的统计水平上，回归方程的构建具有统计学意义，说明旅游业发展与经济增长、第三产业增长之间分别存在协整关系，即旅游发展与经济增长、第三产业增长之间存在长期均衡关系。同时，这一研究结果也与国际多数学者的研究结论相同。
回归估计结果显示，两个方程的拟合优度较高，整体解释力较强。回归方程表明了LnLY与LnGDP和LnGF之间存在长期稳定、均衡的数量关系。回归系数表明了旅游业产值与区域生产总值、第三产业产值之间的弹性情况。从长期来看，区域生产总值每提高1个百分点，旅游产业总收入会提高0.1297个百分点，进一步表明了区域经济发展和旅游业发展之间存在某种长期而稳定的联系或均衡关系，必然在某一方向上存在长期的因果关系；第三产业产值每提高1个百分点，旅游产业总收入提高0.1413个百分点，从而反映出第三产业增长对旅游业发展的影响比整个经济增长的影响要显著。
（三）Granger因果关系检验分析
根据上述检验结果显示：旅游业发展与经济增长和第三产业增长存在长期均衡关系。然而，这种关系是否符合时间上的因果作用关系，还有待进行Granger因果关系检验。Granger因果关系检验的关键是要先确定滞后期，本文根据AIC和SC最小准则，通过Eviews 6. 0计量软件中双变量的向量自回归模型（ VAR） 确定旅游业发展与经济增长以及旅游业发展与第三产业增长两个变量之间的最佳滞后期都为4，检验的结果见表4。对于Granger因果关系检验主要是解决X变量能够在多大程度上被过去的Y变量解释，添加Y变量的滞后值是否使解释程度提高。如果成立，则说“Y是X的格兰杰因”或者“Y格兰杰引起X”。需要注意，这种表达方式并不意味着X是Y的效果或结果。
Granger因果关系检验结果显示，在5%的显著性水平下，存在LnGDP到LnLY单项因果关系，表明了经济增长是旅游业发展的Granger原因，进一步揭示了区域经济发展对旅游业发展的促进作用。在5%的显著性水平下，同时还存在LnLY到LnGF单项因果关系，表明了旅游业对第三产业的发展具有一定的推动和示范作用，旅游业作为劳动密集型产业吸纳了大量就业，这一研究结论与学者苏建军[11]等研究指出中国旅游业对第三产业的带动和促进作用结论相一致。
另外，研究指出不存在LnLY到LnGDP和LnGF到LnLY的单项因果关系，也即表明了旅游业对经济增长的推动作用有限，第三产业对旅游业的推动作用有限，这与Balaguer[12]研究结论不同，与国内学者柳思维、吴忠才[13]等研究结论相一致。进一步分析其原因可知，九十年代以来，涪陵确定“工业强区”战略，工业产值现已占据经济的半壁江山，即经济主要依靠工业支撑，经济发展结构尚处于转型之中，虽然在1999年重庆市涪陵区人民政府关于制定了《重庆市涪陵区旅游业发展纲要（1998―2010年）》，但是旅游业作为一种新兴产业还是没有受到足够重视，在国民经济增长中的作用还很小，如2014年涪陵区实现旅游总收入38.92亿元，仅占全区生产总值的5.14%。因此，旅游业的发展对经济增长的推动作用和刺激效果还较有限。从比较来看，第三产业增长对旅游业发展的影响比整个经济增长的影响要大。
四、结论与建议
本文在借鉴国外相关研究和分析国内以往研究不足的基础上，通过添加第三产业产值，运用计量经济学相关统计方法，构建E-G协整模型和Granger因果模型对特色旅游胜地涪陵区旅游业发展与经济增长、第三产业增长之间的长期均衡和因果反馈作用关系进行了相关检验，得出相关结果与几点意见。
（一） 结论
1. 协整检验结果表明，从长期来看，涪陵旅游业发展与经济增长、第三产业增长之间存在长期均衡关系。回归系数表明，区域生产总值每提高1个百分点，旅游产业总收入会提高0.1297个百分点，进一步表明了区域经济增长和旅游业发展之间存在某种长期而稳定的联系或均衡关系，必然在某一方向上存在长期的因果关系；第三产业增长每提高1个百分点，旅游产业总收入提高0.1413个百分点。由此可见，伴随涪陵经济持续发展，同时加上涪陵作为古巴国古都、北岩点易园和独特的榨菜文化等人文景观资源在一定程度上形成了良好的社会经济文化总体环境，有力促进了区域旅游业的发展。同时，伴随渝利高铁、沿江高速、长江水运等综合交通事业的已逐步发展完善，为涪陵旅游业的发展也提供了强有力的支撑作用。
2. Granger因果检验结果表明，在5%的显著性水平下，存在经济增长到旅游业发展单项Granger因果关系和旅游业发展到第三产业增长的单项Granger因果关系，在一定程度上反映了经济增长对旅游业发展的拉动作用，旅游业对第三产业的发展具有一定的推动作用。另外，不存在旅游业发展到经济增长和第三产业增长到旅游业发展的单项Granger因果关系。一定程度上表明了旅游业对经济增长的推动作用有限，第三产业对旅游业的推动作用有限，这与国外Balaguer研究结论不同，与国内学者柳思维、吴忠才等研究结论相一致。另外，涪陵旅游业对经济增长尚处于较弱阶段，其作用有待进一步加强。
（二）建议
1. 建议政府部门在制定旅游业发展“十三五”规划和政策时需要考虑旅游发展与经济增长和第三产业增长之间存在的长期均衡关系，增强发展规划的长远性、政策的前瞻性。同时，需要密切关注旅游业发展与区域经济发展之间的联动关系，需要适时调整和完善旅游业和经济发展措施。另外，需要加大调整经济结构，转变经济发展方式，减少高能耗、高环境污染经济成分，促成环境友好型、资源节约型、休闲宜居型的社会经济发展模式，从而大力推动旅游的持续、健康、稳定发展。
2. 通过项目融资扶持，即由区政府出资成立国有旅游公司，投资经营旅游大项目；区政府的国有投融资公司优先为旅游大项目企业提供担保；加大多种形式的融资授信支持，允许享受中小企业贷款的优惠；项目建设暂遇资金困难时区内金融机构应予以信贷支持。
3. 实施协同创新发展战略，即涪陵区加强与周边省市区联系，把该区域作为一个整体，进行大区域资源整合，提高整体竞争力。区域共建“武陵山旅游发展集团”，消除区域内各省市行政区划及管理体制壁垒，在旅游文化科技创新及项目开发、市场推介、主题形象宣传等方面开展实质性合作。通过加强区域内外旅游文化科技创新发展的协作配合与统筹联系，实现资源互惠、信息共享、成果共享、优势互补。
当前，关于旅游业发展与经济增长之间的动态作用关系问题，在国际、国内仍是一个存在争议的话题，各国的实证研究结果也存在差异。本文通过添加一个第三产业变量来开展旅游业与经济增长之间的实证分析，探讨了旅游业与第三产业的实证关系，也是本文亮点之处。另外，旅游业的发展与区域人文景观、传统文化、季节性、交通等因素紧密相关，应该加以考虑进去，然而如何有效衡量并加以量化分析之间的关系则应有待于进一步探索和研究。
参考文献
[1] Gee C Y.International Tourism：A Global Perspective [M].Madrid：World Tourism Organization，1999：20.
[2]Balaguer L，Cantavella-Jorda M.Tourism as a long-run economic growth factor：The Spanish case[J]，Applied Economics，2002（7）：34-36.
[3]Oh CO.The contribution of tourism development to economic growth in the Korean economy [J].Tourism Management，2005（4）：26.
[4]闫敏.旅游业与经济发展水平之间的关系[ J].旅游学刊， 1999（ 5） ：10-15.
[5]杨勇.旅游业与我国经济增长关系的实证分析[ J] .旅游科学， 2006（2）：41-45.
[6]刘长生，简玉峰.我国旅游业发展与经济增长的关系研究：基于不同省份的个体数据和面板数据分析[ J].旅游科学， 2008（ 10）：20-26.
[7]柳思维，吴忠才.中国旅游业与经济增长关系的实证研究[ J] .系统工程，2007（ 9） ：60-66.
[8]刘长生，简玉峰.我国旅游业发展与经济增长的关系研究：基于不同省份的个体数据和面板数据分析[ J].旅游科学， 2008（ 10）：20-26.
[9]高铁梅.计量经济分析方法与建模――Eviews应用及实用[M].北京：清华大学出版社，2006：134-140.
[10]Engle R F，Granger C W J.Cointegration and error correction：Representation，estimation and testing[J].Econometrica，1987（4）：55.
[11]苏建军，孙根年，王丽芳. 1982 年以来中国旅游业对第三产业的关联带动性分析[J].地理科学进展，2011（8）：1047-1055.
区域经济分析范文5
内容摘要：河南省位于中国的中部，长期以来，素以“劳动力大省”著称，经济竞争力薄弱。随着国家“十二五”规划的出台，“中原经济区”建设的呼声日益高涨。以河南为主体，包括河北、山东、山西三个省份部分地区的“中原经济区”能否建成，有必要对近期以来四个省份的区域经济竞争进行评价，建立在主成分分析基础上的区域经济竞争力综合评价显示：河南省位于全国的第 5 位，中部地区的第2位，山东、河北、山西分别位于全国的第2、8、20位，已经具备了建设“中原经济区”的初步条件，“中原经济区”的建设一定会实现。
关键词：主成分分析 中原经济区 河南 区域经济竞争力 综合评价
著名的经济学家、国务院发展研究中心研究员吴敬琏明确表示：中原经济区的构想应该纳入国家总体规划中来，国家“十二五”规划应把中原经济区突出出来。河南省“十二五”规划的建议明确指出了建设“中原经济区”建设纲要。依据权威人士分析，中原经济区包括河南、河北、山东、山西的部分市和地区，以河南为中心。分析四个省份尤其是河南省的区域经济竞争力是衡量一个区域的经济发展水平的重要方面。建立在主成分分析基础上的区域经济竞争力综合评价显示：河南省位于全国的第 5 位，中部地区的第2位，山东、河北、山西分别位于全国的第2、8、20位，已经具备了建设“中原经济区”的初步条件，“中原经济区”的建设一定会实现。
理论基础与评价指标体系的构建
（一）理论基础
主成分分析也称为主分量分析，是研究如何将多指标转化为较少的综合指标的一种重要的统计方法，它能将多维空间的问题转化到地维空间去处理，使问题变得比较简单、直观，而且这些较少的综合指标之间互不相关，又能提供原有指标的绝大部门信息。
对区域经济竞争力进行评价所用到的指标很多，符合多维这一特点，而通过主成分分析后可以使指标体系减少到2个，其结果是低维的，主成分分析方法适用于对区域经济竞争力的分析评价。
（二）评价指标体系的建立
2010年11月份以来，中原经济区建设的呼声日益高涨，所以本文在选取评价指标时采取了最新的数据资料。根据国家统计局公布的2009年31个省和直辖市的最新数据我们选取了10个指标：X1-地方生产总值，X2-地方固定资产投资总额，X3-地方财政决算收入，X4-农业总产值，X5-工业总产值，X6-从业人口占总人口的比例，X7-人均地方生产总值，X8-城镇家庭平均每人可支配收入，X9-农村居民家庭人均年收入，X10-社会消费品零售总额。
区域经济竞争力综合评价
根据国家统计局公布的2009年最新数据我们选取了10个指标（见表1），对数据进行了标准化处理，利用SPSS软件进行计算，得到了10组数据的相关系数矩阵，见表2。
从表2可以看出，地方生产总值与地方固定资产投资总额、农业总产值、工业总产值、城镇家庭平均每人可支配收入之间存在着显著相关性；与从业人口占总人口比例、农村居民家庭人均年收入有着很大的联系；与人均地方生产总值出现了弱负相关性，说明了各地区经济发展的不平衡，各地区的差距仍旧存在。
表3给出了31个省份区域经济发展水平的主成分的特征值、各主成分方差在总方差中的比重。表中显示第一的主成分的特征值为6.128，方差在总方差中的比重为61.276%；第二主成分的特征值为2.457，方差在总方差中的比重为24.574%，前两个特征值的累积贡献率达到了85.850%，且特征值均大于，也就是说这两个主成分基本涵盖了指标因子的主要信息，并且由于主成分分析得到的主成分彼此相互独立，互相不可代替，因此可以利用31省份的主成分（Y1，Y2）代替原来的10项指标。
设Y1，Y2分别代表第一、第二主成分，根据表4给出的各成分得分系数矩阵，其线性组合分别为
Y1=0.193X1+0.099X2+ 0.207X3+0.256X4+0.201X5-0.074X6-0.004 X7-0.077X8+0.185X9-0.092X10
Y2=0.001X1+0.128X2-0.034X3-0.195
X4-0.018X5+0.289X6-0.073X7+0.291X8+
0.012X9++0.301X10
根据选定的两个主成分得分和表2计算31个省区的得分情况见表5。计算出主成分得分后，定义各个主成分的贡献率为权重，则省区综合得分的计算公式为F=0.61276Y1+0.24574Y2，它反映了省区的区域综合发展水平。
提升“中原经济区”综合竞争力的建议
从表5中可以看出，河南省在中部地区位于第二位，在全国位于第五位，但山西省排名相对落后，从全国来看，虽然与东部地区比起来有差距，但对比西部地区仍具备一定的优势。所以要结合中部经济区的自身优势和本身的缺陷提升综合竞争力，从而使“中原经济区”的建设成为可能。
（一）大力发展服务业
“中原经济区”的第一大特点就是人口众多。中原经济区是我国人口最为稠密和劳动力资源最为富集的地区之一，2009年末区内总人口1.7亿，其中河南省达到9967万。我们可以利用这一优势来发展服务业。作为旅游大省，河南可以发展旅游业，此外，家政服务、商品代购、金融服务和社区服务也是发展的重点。
（二）在改革开放上实现新突破
由于中原经济区传统文化沉淀丰厚，而传统文化最突出的特点之一，是相对比较保守，而且容易小富即安。所以在中原经济区建设过程中，我们要高度重视制约我们经济发展的实质性瓶颈，下决心在改革开放上实现新突破，显著提高各级政府的行政效率，激活内生机制，建立健全公平、开放、规范的市场经济新秩序，为提升经济运行效率创造条件，为全球和全国资本更多进入创造条件，增添区域发展的动力，激发区域发展的活力。
（三）在科技教育发展上实现新跨越
一个区域的发展，只有把科学技术搞上去了，才能够支撑核心技术创新，培育区域发展的核心竞争力。只有把教育，尤其是高等教育搞上去了，人才培养、人才支撑和人才储备问题和老百姓上学难问题才能真正解决。
（四）加强区域合作以发挥整体优势
在中原经济区的排名中，山西位于第20位，排名相对落后，只有加强区域经济合作，才能共谋发展。区域经济合作的最终目的是建立统一、开放、畅通的大市场体系，形成真正意义上的物流、人流、资金流，实现区域内资源的合理配置。中原经济区距离这一目标还有一定差距，需要在今后的工作中，进一步深化区域经济协作，扩大合作范围。要加强区域统筹规划和协调。突破行政区划的界限，充分利用产业上各有所长的差异，实现优势互补。
参考文献：
1.左欣艳.基于主成分分析的2006年区域经济竞争力综合评价[J].安徽农学通报，2008(20)
2.姚群.基于主成分分析在安徽经济发展水平评价[J].铜陵职业技术学院学报，2009
区域经济分析范文6
一、区域概况、研究方法
（一）区域概况宁德位于福建省东北翼沿海、福建闽东地区，东临东海，与台湾隔海相望，西邻南平，南接省会福州市，北接浙江，是福建离“长三角”和日本、韩国最近的中心城市。土地面积1.34万平方公里。宁德市下辖蕉城区、福安市、福鼎市、古田县、霞浦县、周宁县、寿宁县、屏南县、柘荣县九个县及县级市组成，截至2013年10月，全市户籍人口340.03万人。宁德市经济总量从2005年到2014年经济发展迅速，2005年的GDP总量从309.04亿元到2014年GDP总量1238.72亿元，年增长率为16.77%；从人均来看2005年人均GDP10166元到2014年人均GDP43617元，增长了33451元。依照行政区划宁德市分为蕉城区、福安市、福鼎市、古田县、霞浦县、周宁县、寿宁县、屏南县、柘荣县九县市作为研究对象。
（二）研究方法1.极差分析法极差是指一组测量值内最大值与最小值之差，又称范围误差或全距，以R表示。它是标志值变动的最大范围，它是测定标志变动的最简单的指标。公式为R=Ymax-Ymin，其中Ymax为9个县市中GDP最高者，Ymin为9个县市最低者。2.泰尔指数为了体现宁德市各县市具体差异指数，采用泰尔指数进行分析。泰尔指数是一种已被广泛应用的不平衡系数，该系数满足达尔顿庇古转移原理以及人口和收入均质性等所有条件[3]。公式为T=∑（gi/G）xlog[(gi/G)/(pi/P)]；其中gi为第i个子区域的GDP值，pi为第i个子区域的人口值，G为区域总GDP，P为区域总口数。
二、宁德市区域经济差异分析
（一）极差分析从图中可以看出，宁德地区各产业都在不断发展，各级产业和总量的绝对指标十年来都保持着增长态势。其中第一产业差异的增长相对较缓，评价每年绝对指标增长为13.02%；也可看出2005—2010年前极差变化相对平缓，极差增长率为4.89%，但从2011—2014年极差增长率23.88%；2011年起落实贯彻《宁德市“十二五”现代农业发展专项规划》，打造特色农业产业带，构建现代农业产业化体系等一系列政策实现了第一产业在宁德各县市的快速发展。第二产业极差变化最大，从2005年的28.74亿元到2014年的169.74亿元，两者相差5.91倍；从2011年起变化明显增强，且第二产业对于地区GDP的发展贡献率最突出，第二产业在地区GDP的占有率从2005年35.33%上升到2014年50.66%，第二产业差异的迅速拉大是导致宁德地区差异扩大化的主要因素。第三产业的极差变化呈平稳的增长态势，每年绝对指标增长率为13.65%。在固定资产投资(不含农户)中，第一产业投资增长105.9%;第二产业投资增长41.6%，其中工业投资增长42.5%;第三产业投资增长51.9%[4]。对第一产业投资增长虽大于其他产业，但农业本身GDP基数小难以充分体现其在地区GDP中的作用。
（二）变异系数分析以人均GDP为计算重点的变异系数测算结果显示，在2005—2007年有明显的下降趋势；但2009—2014年变异系数呈显著的增长趋势，从2009的0.211428到2014年的0.293126每年的增长率在6.82%左右。这表明，近年来随着GDP的快速增长，人均GDP也不断增长，差距也不断拉大；进一步分析得出以工业为主导的县市快速发展导致与一般性县域差距急速拉大，人均GDP差距从2005年的2.09倍到2014的6.14倍。
（三）泰尔指数分析以宁德市9个县市人口和GDP分别占宁德市总人口和当年全市GDP的份额为对象求出了宁德市从2005到2014年的泰尔指数（见上表）；可以看出2005—2014年，宁德市9县市的区域经济差异呈不断增长趋势。2005年宁德市的泰尔指数为0.008816，2014年的泰尔指数为0.016587是2005年的1.88倍，其中2011年到2012年增长迅速从0.012427增长到0.014439，增长率达到16.2%。进一步分析发现有两个阶段的泰尔指数呈现下降趋势，2005-2006年从0.008816降到0.0080082，增长率为-9.17%；2008—2009年从0.010282降到0.009869，增长率为-4.02%，可见2005年宁德市经济战略的调整和2008年的经济危机对于以第二产业为主导的宁德来说使各县市的经济差异减小。但总体来说区域经济差异的扩大是明显的，平均每年的增长率为7.67%。
三、政策建议
一个地区在其经济增长和工业化进程中,都会经历一个区域经济发展差异先逐步扩大再逐步缩小的过程,即由非均衡发展逐步变为相对均衡发展[5]。须清晰的认识到当前存在的客观事实，区域经济差异对地区发展有一定的好处，但应当控制在合理范围内，本文将从三个方面来提出政策建议，促进宁德地区县域经济健康合理增长。
（一）突出重点，培育县域增长极县城是县域工业化、城镇化的主要载体,是农村城镇化最有发展潜力的区位，是形成城乡经济社会发展一体化新格局的重要战略支点[6]。宁德市地理位置优越，各县市发展不一，形成了以福安为代表的工业增长区，以霞浦为代表的农业增长区；宁德市应根据福建省总体的经济发展现状进行科学、合理的产业定位。建议形成以福安为依托的第二产业增长极，促进自身经济的快速增长带动其他各县市相关产业的发展，同时加强对福安、福鼎等地的政策扶持，积极引进外资，承接第二产业转移，积极发展工业；巩固和突出福安机电产业优势，延长上、下游产业链，辐散到周边区域。宁德市环境保护良好，污染较低，积极推动以霞浦渔业为代表的农业发展。继续保持和加强对环境保护的同时，提高农产品的质量，推进农产品质量保障机制的建立和完善，积极开拓市场，延长产业链，发展现代农业，形成以高特优农产品为代表的农业经济增长极，吸收返乡农民工，带动当地劳动力就业，促进农业产业平稳增长。
（二）优化资源配置，增强积极性积极融入国家一带一路的发展战略部署，资源是发展必不可少的要素，县域经济发展的资源除了自然资源外还包括资金、技术、信息、人力等社会资源。优化财政投入，增强财政政策的引导作用，加大对山区县市的支持力度，完善各项基础设施建设，提业发展的必要条件。福安、福鼎高速发展的第二产业需要继续保持和鼓励，加大政策扶持，进一步简政放权，激活企业活力，打造第二产业结构升级版。实施积极有效的财政政策，推进现代农业发展，利用宁德市独特的自然资源，引导鼓励农业技术、民间资本、信息等向农业领域转移，从而增强农业强县发展的积极性，早日做大做强农业龙头企业，实现农业产业高速健康发展，延长农业产业链，增加农民收入。从而在一定程度上缩小区域经济差异。充分调动各县市的内在发展潜力，制定各项优惠政策，鼓励当地、返乡人员把握时代契机，对大众创业万众创新予以财政、税收等方面的支持。适当提高地方最低工资标准，促进消费，以消费带发展。完善信息基础建设，融入“互联网+”的新浪潮，建立现代化信息传输网络，实现“数字宁德”网络管理目标[7]。让公众充分感受互联网带来的便利，发挥主观能动性建设区域经济。
