經濟發展水平的主要指標精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇經濟發展水平的主要指標，期待它們能激發您的靈感。

篇1

1．方法筆者首先運用ArcGIS軟件分析旅游業發展的空間特征，然后運用空間探索性分析方法揭示各省域間旅游經濟的空間關系。空間探索性分析(ExploratorySpatialDataAnalysis，ES-DA)是一種分析空間相連關系的方法，這種方法是基于樣本數據驅動的分析，在沒有先驗的理論假設下，通過作圖、制表、方程擬合、計算特征量等手段來了解被觀察單元在空間分布、空間結構以及空間相互影響方面的特征;它的優點在于可將具有相同或相異屬性值的地區以圖像化的形式展示出來，并把空間關系分為空間全局自相關和空間局部相關兩個部分，來揭示空間效應中的空間依賴性和異質性。常用測度空間關系的指數有Geary’指數和Morans’I指數，筆者采用Morans’I指數，取值在［－1，1］之間，若Morans’I指數為負，說明相似的地區在空間上呈離散狀，若為正則呈集聚狀，若為0，則不存在空間相關關系。

2．數據筆者采用旅游總收入作為度量旅游業發展水平的指標。文中數據來自國家旅游局網站、國家統計局網站、四川省旅游局網站、中國統計年鑒數據庫各省市統計年鑒(2000～2012年)、《四川省旅游統計便覽》、《浙江旅游統計便覽》、《湖北省統計便覽》。入境旅游收入根據當期年末美元與人民幣兌換匯率進行了換算。

3．旅游業空間特征分析(1)旅游經濟空間差異顯著，發展水平由東部沿海向西北內陸遞減;總體聚集與分散、多中心，局部“中心－”特點突出筆者運用ArcGIS軟件繪制出2000～2012年間各省旅游總收入均值的5級分布圖(如圖1所示)，顯見，我國旅游經濟發展水平的空間差異顯著。總體上，旅游經濟發展水平的分布符合“騰沖－黑河”人口地理分界線，以東為高發展區，以西為低發展區，大致呈由東及西階梯狀分布。旅游經濟發展水平最高的省區市由南到北為廣東、浙江、上海、江蘇、山東、北京;第二級由東到西為遼寧、福建、河南、湖北、湖南、四川;第三級由東到西為河北、山西、安徽、陜西、云南;第四級由東到西為黑龍江、吉林、江西、重慶、貴州、廣西;發展水平最低的由南到北為海南、、青海、寧夏、甘肅、內蒙古、新疆。就全國而言，旅游經濟的空間分布既有集聚、規則的分布，也有隨機分布。集聚分布表現為旅游經濟發展水平最高的省份聚集在東部沿海，最低的省份則集聚在西北部;發展水平相近的省份在空間上相鄰，如第四級發展水平的黑龍江與吉林相鄰、重慶與貴州、廣西相鄰;規則分布表現為東、中、西部雖呈梯度遞減、但東部、西部區內仍然存在旅游經濟發展高低相間分布;隨機分布則表現在“騰沖－黑河”以東地區，多種分布方式共同存在。由此可見，旅游經濟發展水平高的地區多分布在東部，但西部的四川省旅游經濟發展水平較高;旅游經濟發展水平低的地區多分布在西部，東部的海南省旅游經濟發展水平較低。從描述性分析可知，旅游經濟發展水平存在多樣性，空間特征顯著，聚集與分散同時存在。無論是高發展水平區，還是中、低發展水平區，旅游經濟發展水平相似的省區皆存在空間相鄰的現狀;局部既有發展的“中心”也有發展的“凹點”。(2)旅游經濟發展存在較強的空間依賴性，空間集群呈增強－降低趨勢空間全局自相關揭示的是旅游經濟的空間依賴性。根據2000～2012年旅游總收入、以邊和點相鄰作為空間鏈接關系(將廣西、廣東作為海南鄰居)，運用GeoDa軟件計算出其全局Morans’I指數(見表1)。2000～2012年間，指數值皆為正值，即我國旅游經濟發展水平具有顯著的空間正相關關系，意味著在此期間旅游經濟發展水平相似的省份在空間上表現為集聚狀態;其空間相關水平呈現先急劇增強后又有所下降但呈現出較為平緩的趨勢。旅游經濟發展水平的空間聚集程度在2005年達到最高(0.3123)，最低的是2000年(0.2091)。可見，我國旅游經濟發展水平存在很強的空間全局自相關，即存在很強的空間依賴性。(3)相鄰省份的空間關系顯著與不顯著的數量各占1/2筆者根據旅游總收入繪制旅游經濟發展水平的局部空間分析(如圖2所示)。局部空間分析旨在了解某一省份與其相鄰省份之間的關系，揭示的是旅游經濟發展的空間異質性特征，其分布模式分為4類:高－高、低－低、高－低、低－高。高－高、低－低相關模式指的是某一省份的鄰省具有同樣的特征，為正相關，表示空間集聚;高－低、低－高相關模式指的是某一省份的鄰省與其特征相反，為負相關，表示空間離群。圖2顯示，旅游經濟空間關系的空間聚集與“中心－”特征同存;同時，我國部分省區市與其相鄰省份空間關聯性不顯著，部分省份的局部空間關系明顯。旅游經濟發展水平高－高相關的省份有上海、江蘇，低－低相關的省區從東到西有甘肅、新疆;這說明高發展水平省集聚在東部，低水平發展省集聚在西北;高－低相關的省區僅有四川;低－高相關的省區有安徽、福建，“中心－”特點突出，四川省是西部旅游經濟的發達地區，安徽、福建是東部地區的欠發達地區;也就是說，四川是西部旅游經濟發展的極點，安徽、福建是東部的塌陷點。

二、旅游經濟空間溢出效應計量分析

旅游經濟發展的空間特征表明，相鄰省份的旅游經濟間存在較強的空間依賴性，這從描述性角度說明，2000～2011年旅游經濟存在空間溢出效應，其溢出效應的大小則要通過定量分析而得。

1．計量模型構建本文旨在分析政府主導模式下旅游經濟發展是否可以持續的問題，且從旅游經濟系統本身入手。旅游經濟系統包含了旅游需求、旅游供給兩個方面，具體而言，需求主要指的是可支配收入以及閑暇時間，而2000年以來，閑暇時間并未大量增加。因此，此處的旅游需求主要是指可支配收入;供給主要指旅游資源、旅游接待設施。相關研究結果認為，旅游資源稟賦、交通可達性、區位、基礎設施、產業結構、經濟發展水平等均可對旅游業發展產生影響。產業發展環境反映了政府主導模式的具體內涵，其間主要是制度環境。因此，筆者構建空間面板回歸模型考察旅游需求、旅游供給與產業發展環境對旅游經濟發展的影響。其中，Y是各省旅游經濟發展水平;D是各省的旅游消費需求，S是各省的旅游供給，P是各省的旅游發展環境，ρ表示空間溢出效應，ω表示空間相關關系，Xi，t為一組控制變量，μi為空間隨機項。

2．變量說明旅游經濟發展水平:用各省區的國內旅游收入表示旅游經濟發展水平，原因在于入境旅游收入受區位和開放程度的影響(廣東、上海、北京作為我國重要入境口岸，入境旅游收入遠高于內陸地區)，為了剔除由于入境旅游與國內旅游的結構差異所導致的不一致，筆者未將各省的旅游總收入作為衡量旅游經濟發展水平的度量指標。旅游產業發展環境:由兩個方面構成，(1)旅游交通:交通被譽為旅游業三大支柱，對旅游業的發展具有重要的促進作用;旅游經濟的特點之一是旅游消費者(即旅游者)的空間轉移，便捷的交通為旅游者空間轉移提供良好的服務，促進旅游經濟的發展。由本地交通密度即鐵路、公路的營業里程除以國土面積表示。(2)稅收:用稅收占旅游企業營業收入的比例代表政府對旅游企業發展的相關政策變量。稅收比例越低說明政府支持力度越大，反之則反。旅游需求:旅游者出游主要受閑暇時間和可自由支配收入的約束，因休假制度的限制，大部分旅游者的閑暇時間是確定的，受可自由支配收入的約束更強。由于可自由支配收入的數據獲取存在困難，本文將人均可支配收入作為衡量旅游消費的指標。旅游供給:由旅游景區點表示，旅游景區點是旅游業的發展基礎，是吸引旅游者出游的主要因素。我國存在多種旅游資源評價體系，分別由國務院不同部門進行評價。為了保持評價體系的一致性和避免重復，筆者選擇4A級景區和5A級景區作為旅游資源的變量，未將遺產類景區納入分析，原因在于遺產類景區包含在5A級景區內。由于A級景區體系始于2001年，2000年旅游資源的數據則由國家級風景名勝區、世界遺產、優秀旅游城市加總而得。旅游接待設施為旅游者提供服務的，它依托旅游景區點的吸引力而存在，因此，未采用旅游接待設施作為旅游供給的變量。控制變量:對外開放水平，由外資酒店固定資產投入與酒店固定資產投入的比例表示，表示政府在產業發展過程中對產業的管制狀態;由于對外開放水平部分省份部分年度的值為0，參照劉衛東等的做法，將其賦予一個很小的值10－8;各省區人口總數，用于人口規模對旅游出游率的影響。為了剔除價格因素的影響，筆者利用各個省份的居民消費價格指數對居民人均可支配收入、旅游收入進行了折算。

3．模型估計與結果分析面板模型的回歸估計包括固定效應和隨機效應兩方面。由于本文是對我國大陸所有省份旅游經濟中的本地消費傾向進行分析，所考察的截面單位是總體的所有單位;同時，旅游經濟的兩大特點即旅游產品的不可轉移和旅游消費者的空間移動，各個地區的地理特定效應對于旅游經濟發展具有重要意義，因此，采用地區固定效應回歸模型更加合適。對模型進行空間效應檢驗可知，旅游經濟發展水平的空間依賴性是通過空間誤差沖擊所致(見表2)，應選擇模型(2)，并對模型(2)進行估計，結果見表3。表3中列出空間誤差模型、空間滯后模型和無空間效應項時的估計結果，筆者主要以空間誤差模型估計結果進行分析，將后兩者的估計結果作為模型和變量參數是否穩健的參考。從3個模型估計結果來看，模型與變量參數在統計上具有穩健意義，但變量參數的大小存在差異。(1)旅游需求旅游需求對旅游經濟發展的彈性系數為1.362，且在1%的水平上顯著。這說明，國內旅游需求在2000年以來的旅游經濟發展中具有重要的作用。旅游業是第三產業的重要組成部分，是國民經濟發展到一定階段的產物，從這個角度而言，旅游經濟的發展水平與旅游需求的大小相關;按照國際經驗，在人均GDP為1000美元時，旅游需求開始增長，尤其是國內旅游;為2000美元時，國內旅游進一步發展，出境旅游增長;5000美元時則出現城市的度假旅游。2000年以來我國旅游業的發展也佐證了這一發展途徑。如2006年人均GDP2070美元，同年，我國國內旅游人次13.94億人次，達到國民平均每人出游一次的規模，標志我國進入大眾旅游時期;2011年人均GDP5450美元，這意味著旅游需求進一步增加。(2)旅游產業發展環境旅游交通對旅游經濟發展具有重要影響，彈性系數為0.451，且在1%的水平上顯著。旅游經濟的旅游產品的不可轉移和旅游消費者的空間移動兩大特點決定了交通在產業發展過程的重要作用。交通作為旅游業發展的三大支柱之一，承載了游客從客源地到目的地往還的運輸任務，是客流流向的主導力量之一，這樣的矛盾現象集中體現在黃金周出游現象中。雖然有研究表明，交通對旅游業的發展影響不顯著，原因可能在于所采用的計量模型有差別所致。產業發展環境的另一變量稅負的估計系數在統計上不顯著，可能的原因在于現階段旅游經濟發展并未受到政府的制度環境的影響。(3)旅游供給表示旅游供給的變量旅游資源對旅游經濟的估計系數不顯著。旅游資源作為旅游業的基礎之一，主要指的是旅游資源對游客的吸引力，旅游的基本內涵是“愉悅”和“異地”(與居住地相異)，只要能夠對游客構成吸引力的客觀事物皆可稱之為“旅游資源”，從旅游的基本意義來講，旅游資源具有廣義性，這也許是以星級旅游景區、國家風景名勝區、歷史文化名城、優秀旅游城市等國家評定的旅游資源級別、數量來分析旅游資源對旅游經濟發展影響不顯著的原因。(4)旅游經濟空間溢出效應旅游經濟從描述性分析中可知旅游經濟存在較強的空間依賴性，計量結果說明，空間依賴性達到0.449，且在1%的水平上顯著。這說明，旅游經濟發展存在較強的空間相互作用，這種作用是正向而有益的，即相鄰空間的省份(本文指的是邊界相鄰的省份)在旅游經濟發展過程中具有相互促進的作用;這種作用可以理解為空間示范作用，即一省的旅游經濟發展可以帶動相鄰省份旅游經濟的發展，其促進程度為47.4%，這也就解釋了旅游經濟相似水平發展的省份為什么在空間上出現集聚的原因。

三、結論與建議

篇2

【關鍵詞】城市酒店業 經濟發展 關系分析 協調發展

在房地產盲目助推大量高星級酒店誕生的情況下，“十二五”末已出現酒店布局不均、需求過剩、經營業績下滑、部分酒店面臨拍賣或轉型，為此，及時科學指導城市酒店業的發展與城市經濟的發展相協調，推進第三產業的健康發展，防止過度發展或發展不足而損害城市區域的經濟發展。為此，科學指導城市酒店的發展規模及其分布在“十三五”建設期間顯得尤其重要。

一、國內外文獻及研究現狀

國外針對區域酒店與經濟發展相關性研究的不多，因世界前10酒店管理集團中有7個在美國，為此重點關注了美國在該方面的研究。主要有：學者Smith分析美國從1990年到1998年這段時期，灑店業構成比例、規模增長和收益變化，他的分析是很有意義的，能對投資者降低酒店投資的風險。學者JanA Deroos的研究主要基于NOR指標，即理論住房率，他研究分析這個指標的重要意義，是實現對美國酒店業的供求情況進行平衡。學者Jeong-Gil Choi根據美國近30年的酒店增長率情況以及對美國酒店業的未來發展周期和轉折點進行預測。強調通過城市經濟的發展從多因素的角度對區域酒店業布局等進行系統的研究。

國內酒店管理方面的學者專家也在不斷完善相關的理論體系，瞿富強對酒店項目與區域經濟建設可行性研究進行了比較與分析。馬智亮、鄧子瑜等提出了酒店業與城市經濟發展研究集成化輔助系統的模型。葛良文結合以往宏觀行業調控研究成果，論述了酒店業在區域經濟建設中的框架及作用。王勇評述了酒店發展與地區建設的問題與對策，系統性地歸納了酒店業與地區經濟相互促進相互依賴的重點關注區域。楊永堂研究了酒店規模發展與地區GDP與CPI數據的關系，從基準收益率、現金流、影響因素等方面細致地作了財務評價研究。

本文嘗試通過地區經濟發展的主要指標體系給出地區經濟發展水平指數，將地區經濟發展與酒店業發展進行關聯分析，構建兩者之間協調關系的模型，并運用重慶市的樣本數據進行實證檢驗。

二、城市酒店業與經濟發展的彼此影響動因

（一）城市酒店業的發展是經濟發展的需要

酒店業的發展本身也是地區經濟發展的重要組成部分。由于城市資源和發展定位的區別，對地區經濟的貢獻占比也就不同，如以旅游度假定位的三亞等，酒店的收入與利潤對城市GDP的影響占比較大，而以中心城市定位的重慶等酒店對城市GDP的影響占比目前在10%-15%之間，且呈上升態勢。主要影響體現在五個方面：一是酒店業的發展會為城市經濟發展帶來發展資金；二是高星級酒店能提升城市形象，創造良好的投資環境；三是增加城市國民生產總值和稅收；四是會帶動相關行業的發展，如建筑業、商業、交通業等；五是酒店I是勞動密集型行業，對就業的吸納能力強，酒店業的發展能在很大程度上創造就業機會，提升城市的就業率。

（二）城市經濟的發展促進酒店業的發展

酒店業的發展依賴于地區經濟發展水平，且總是和地區經濟發展水平相適應。主要影響表現在三個方面：一是資本逐利的本性會吸引財團在城市經濟發展較好城市投資建造酒店；二是城市經濟的發展帶來商務和旅游人數增多、流動加快，促使解決餐飲、住宿問題的酒店業出現巨大的市場發展空間；三是政府部門會創造良好的投資政策，特別是銀行資金的支持、稅收的支持及土地費用的支持等；四是城市基礎設施配套、交通、通訊和市政設施等的提升改造，為酒店業的發展創造了良好的外環境；五是在城鎮化及房地產引領城市經濟發展中，近5年新建的高星級酒店約90%是以房地產集團為背景的酒店。

三、關聯性及協調性分析

（一）酒店業與城市經濟發展水平的衡量指標

鑒于數據的可獲取性，本文選取了國民生產總值、第三產業的投資額、第三產業的收入、房地產開發投資額、進出口總額、國內游客人次和收入、國外游客人次和收入、人均可支配收入、外資利用額等9個與酒店業緊密相關的經濟發展指標來衡量經濟發展水平。選取酒店數量、客房數量、床位數量、酒店員工數量等4個指標，及在地區的具有代表性的國有和私有酒店各一個，平均其總收入、總利潤、可售房價格、可售房利潤、客房收入、客房出租率等6個反映經營質量的發展指標來衡量酒店業的發展水平。數據來自《重慶旅游統計公報》、《重慶國民經濟和社會發展統計公報》及重慶勁力、萬友康年大酒店。

表1 重慶市2000年---2015年主要經濟發展指標及酒店發展指標數據

（二）城市酒店業與經濟發展水平指數測算

本文采用主分量分析方法來評價經濟發展水平。步驟如下：首先，將原始數據轉換成標準化的數據；然后，運用SPSS軟件進行主分量分析，得到特征值和方差貢獻率。將各主分量貢獻率占選取主分量的累積貢獻率的比重作為權重，計算經濟發展水平指數計算公式為：

F=■wk*fk （1）

其中，F表示地區經濟發展水平指數，wk為權重，wk=λk/■λk*λk，λk為第k個主分量的貢獻率，fk為地區第k個主分量得分。運用因子分析方法對11個指標的數據做KMO和Bartlett檢驗，運算結果為KMO=0.62，大于0.5；Bartlett球形檢驗統計量值為209.23，其相位的伴隨概率P值為0，小于顯著性水平值0.01，表明變量指標之間存在復雜的統計相關關系，樣本數據可做因子分析。對地區的相關指標數據做主成分分析，根據特征值大于1的原則，入選2個主成分的特征值分別為5.065、1.255，累積方差貢獻率為80.45%，由此可以判斷這兩個主分量能夠很好地代表所有指標的信息，能夠較好地反映地區的經濟發展水平。將地區在兩個主分量上相應的得分和主分量的權重代入到公式（1）中，即得到城市經濟發展水平指數-0.42，酒店業發展指數0.25。

（三）城市酒店業與經濟發展關聯分析

酒店業發展水平與地區經濟發展水平的皮爾松相關系數為0.875（顯著性水平在0.01的雙尾檢驗），表明酒店業發展和經濟發展高度正相關，兩者之間相互促進。為了進一步驗證酒店業發展與經濟發展之間的關聯關系，構建地區經濟發展水平對酒店業發展水平的回歸模型。建立回歸模型：Y=a1+b1X+e1 （2）

經計算，回歸系數b1=0.855，可決系數為0.756，回歸結果進一步驗證了酒店業與經濟發展之間存在的正相關關系。

（四）城市酒店業與經濟發展協調度y算

協調發展強調整體性、綜合性和內在性，是多系統或要素在協調基礎上的綜合發展。由于系統處于動態變化之中，系統內部要素或系統之間的關系也在不斷調整，通過協調度來度量系統之間或系統內部各要素之間協調狀況。設酒店業發展指數和地區經濟發展指數分別為X 與Y，參考有關協調度研究的文獻，定義酒店業與地區經濟發展的協調系數公式為：

SXY=（X+Y）/■ （3）

式中，SXY代表酒店業與地區經濟發展協調系數。協調系數SXY的大小與系統發展的協調性呈正相關，SXY越大，系統的協調性越高，反之，則協調性越低；SXY的取值介于-1.322和1.322之間。為了清楚地反映兩者協調發展的程度，根據SXY值的變化采用均勻分布函數法將協調度分為六個等級：1≤SXY

四、結論及意見補充

（一）結論

本文對城市酒店業與經濟發展之間的關系以及兩者之間的協調度進行了探討，結果表明：①酒店業與地區經濟發展之間有著較強的正相關關系；②酒店業與地區經濟發展水平，受到地域資源差異及城市發展定位的影響；③酒店業與地區經濟發展還受宏觀政策的影響；④城市經濟發展必然會帶動酒店業的發展，酒店業的發展成為城市經濟發展水平的標志。

（二）建議

酒店業是地區經濟發展這個大系統中的子系統，協調好酒店業與地區經濟發展之間的關系是酒店業與地區經濟良性發展的基礎。實證分析表明重慶地區酒店業與地區經濟的協調度是輕度失調，為了使兩者更好地協調發展，本文提出如下建議：（1）城市酒店業與經濟發展之間的相互促進是不對稱的，對當前酒店產能過剩，建議政府部門控制指導酒店建設的合理布局和總體建設規模；②對目前酒店的發展狀況進行全面調研，適當采取減稅等政策支持酒店的良性經營，調整兩者發展的失調。③城鎮化建設中，房地產企業為規避資產經營風險而利用政策投資建造酒店，政府部門應逐步退出對房地產企業的政策引導，同時也有利于當前對房地產的調控；④在酒店服務與管理人才方面，政府、酒店、學校要三方聯動搭建平臺，解決城市酒店業與經濟發展中的人力資源問題；⑤建議行業協會加強對酒店之間無序競爭的干預，規范市場價格，確保員工薪酬，確保服務品質，與地區經濟發展形成良性的互動。

（三）不足

以上分析主要是建立在高星級酒店層面，今后還需對城市酒店業中的特色酒店、主題酒店、民宿酒店和經濟型酒店等進行主成因素的分析。

參考文獻：

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[6] 薛秀芬；尹曉華中外經濟型酒店比較與啟示[J].商業經濟，2006.

篇3

社會保障水平評價指標是社保評價工作的載體，因此這一指標體系構建是各地社保水平測評研究的核心內容，它可以構筑一座橋梁，這座橋梁將有助于測度區域社保發展水平。社保測評指標的主要任務就是要準確地捕捉到系統內部相互作用的主要信息，并通過對這些信息的科學綜合了解一體化發展的狀態變化。在借鑒先發國家有關社會保障評價指標設置及我國社會保障發展歷程和特征考慮，本文擬通過綜合考慮城鄉社會保障的發展水平、發展速度、內部平衡及與國民經濟發展的協調關系，以評價我國社會保障綜合發展水平和地方社保建設狀況，最終建立社會保障水平評價指標體系。主要包括以下五方面內容：（1）通過對國民經濟發展水平與社會保障水平協調關系的評價，反映地區經濟實力發展與社會保障水平提高的協調性；（2）通過對各種類型的社會保障基金特別是社會保險基金的增值情況、基金收入占GDP的比重以及人均基金收入和基金收入與支出比例等統計結果，反映出一個地區社會保障基金方面的質量水平；（3）通過對占社保支出的90%以上的社會保險水平進行統計，反映社會保障覆蓋率、人均社保支出、參保人數增長率以及社會保險負擔系數等；（4）通過對社會福利進行有效統計，反映一個國家或地區社會保障水平層次的高低。比如通過人均福利床位數、敬老院覆蓋率等指標的統計來反映老年人生活的幸福感程度。本論文選取以下主要指標對我國各地區社會保障水平進行基本評價（見表1）。

二、區域社會保障水平實證分析

（一）數據來源

通過對大量已有的統計數據和資料的分析、整理和加工，從中抽取與社會保障相關的信息。本文選取2009年衡水市11個區縣的有關衡量社會保障的指標來進行分析，所涉及數據均來源于《衡水市統計年鑒》。

（二）數據的預處理

1.數據的無量綱化。在本文中，指標為區間指標，即指標值在區間0處達到最好最優水平，指標值離0點越接近越好。2.權重的確定。本文先采用因子分析客觀賦權，然后采用層次分析主觀賦權。因子分析是利用少數公因子來說明相關變量之間復雜結構的多變量技法。[2]在目前所有指標權數的設計方法中，應當說這是一種較為科學合理、易于操作的設計方法，目前被多數國家所采用。

（三）實證分析結果

對具有15個指標的指標體系進行主成分分析，得出各個指標的方差貢獻率。根據SAS分析的結論，前五個主成分的方差貢獻率都大于1，且它們的累計方差貢獻達到了86.83%，符合累計貢獻率大于85%的要求。因此，提取五個因子作為影響社保綜合水平的因子。旋轉后的因子載荷矩陣為（見表3）。根據旋轉后的因子載荷矩陣，Factor1對指標Z7和Z8的載荷較大，可以解釋為養老保險因子；Factor2對指標Z2、Z3、Z11、Z12的負荷較大，可解釋為受GDP水平影響的醫保因子；Factor3的情況比較復雜，它對指標Z3、Z4、Z6、Z8、Z10、Z14的因子載荷都超過了0.6，可以認為是受這些指標綜合影響的結果，而這些指標對整個指標體系的5個二級指標所分列的內容都有所涉及，因此，認為Factor是影響社保整體水平的綜合因子；Factor4在指標Z6、Z10、Z11上的載荷偏大，且都在0.8以上，這一因子可解釋為受社保基金影響的醫保因子；Factor5的情況很明顯，它對Z13、Z14、Z15的因子載荷都達到了0.7以上，可解釋為社會福利因子。綜合得分及排名結果。可以看出，市轄區桃城區的社保綜合水平最高，這與其經濟發展水平和全市經濟政治中心的角色是相符的。棗強縣排名第二，這與棗強縣實行新農保有關。新農保的實施讓棗強縣農村養老保險的保障范圍和水平都得到了飛躍式的提高，參保人數是原來的6倍多，保障水平提高到基礎養老金55元/月的水平，極大地改善了老農保時期老人月領取保費金額從幾角到200多元不等的情況。排名第三和第四位的是安平縣和冀州市，同時這兩個地區的經濟發展水平也在全市處于較為領先的地位。排名最后的阜城縣與第10位的故城縣差距不大，二者在今后都要注重社保領域尤其是基本養老和醫療保險的發展，下大力度推進社保政策實施，提高保障數量和質量。

三、政策建議

隨著我國社會保障體系和水平的不斷提高，近幾年來，我國城鎮基本養老、基本醫療、失業、工傷和生育保險參保人數大幅提升，覆蓋面越來越廣，使各種低生活水平人群生存條件得到極大改善。但與人民日益增長的物質和精神要求相比，提高保障水平、健全相關制度的任務還任重道遠。[3]針對當前社會保障中存在的突出問題，本文對社會保障工作的基本思路和具體措施提出如下建議：

（一）夯實基礎，健全社會保障法律體系

縱觀歐美等發達國家的社會保障發展歷程，每一次社保水平的提高都相應得到了法律支持，因此，立法先行是保障社保制度得到切實實施的政策手段。現階段加快形成社會保障基本法律、行政法規以及有關政策相結合的法律保障體系，以便社會保障事業有序、有力、有保障地推進。

（二）完善制度，建立社會保障資金籌措的有效機制

多渠道籌集實現新生代農民工市民化的資金，加快新生代農民工市民化。[4]社會保障基金的來源主要是個人繳納、單位承擔以及中央和省一級政府的撥款，但市、縣等各級政府也應當分擔一部分資金壓力，尤其是財政狀況較好的地區，應合理確定市、縣兩級財政各自負擔比例，根據保障對象和地方財政能力分擔。也可以從有條件的鄉鎮財政和較富裕的農村集體經濟收入中拿出一部分作為社保資金的來源補充，推動農民工養老保險工作進入實質階段。

（三）突出重點，加速推進鄉村養老保險的進程

從目前的實際情況看，鄉村養老保險已經成為社會保障的突出問題。以實際購買力和可比價格來分析，根據聯合國開發計劃署和世界銀行的公布數字，我國目前的人均收入水平和財政支付能力均已經超過英美等國家當年建立農村社會保險時的基礎。因此，加快農村社會養老保險制度建設的時機已經成熟。應通過政府組織、引導、扶持和激勵，加快建立與當地農村經濟發展水平相適應的新型農村社會養老保險制度，[4]使社會養老保險盡快惠及這一特殊人群。

（四）突破難點，著力探索和建立農民工養老保險新機制

篇4

1遼東半島港口物流與區域經濟的灰色關聯分析

以灰色關聯分析為研究方法，對系統內部的模糊關系進行描述，利用關聯值大小來顯示各因素之間關系的強弱，進而通過排序找到關聯最大或者最小的因素進行分析。

1.1指標選取與原始數據采集從港口功能方面考慮指標的選擇，衡量港口物流的主要量化指標即是貨物吞吐量，擬選取遼東半島港口貨物吞吐量X0作為系統特征指標；反映區內經濟發展水平的主要指標有：遼寧經濟總產值X4，第一、二、三產業產值X1、X2、X3，外貿進出口總額X5，固定資產投資X6作為反映區內腹地經濟發展水平的主要指標（如表2所示）。

1.2關聯度計算（1）第一步，計算序列初值由于所選取指標單位或量綱不同，且其數值的大小也會因時間、地域等多種因素而改變，這樣的原始數據不可以直接運用。所以，為消除這些不利因素對決策結果的影響，對序列進行規范化處理，實現指標無量綱化，轉化為可直接運用的數據序列。

2結論

2.1港口與區域經濟影響因素的關聯性由表3可得，ρ04>ρ03>ρ02>ρ01>ρ06>ρ05，即遼寧省港口物流與各經濟指標的關聯程度為：遼寧省GDP總產值>遼寧省第三產業產值>遼寧省第二產業產值>遼寧省第一產業產值>遼寧省固定資產投資>遼寧省外貿進出口總額。可以看出，在三大產業口物流與第三產業即交通運輸、服務業等的關聯性最強，其次與第二產業工業的關系較大，與第一產業關系最弱。

2.2發展第二產業加強第三產業遼寧作為東北老工業基地，因此第二產業的發展自然會更勝一籌，由數據可以看出第二產業對港口物流業有很強的影響，而第二產業的發展同時也是帶動第三產業發展的基礎，因此，在今后的發展中，遼東半島更應該發揮這一優勢加強第二產業的發展，為第三產業的發展奠定更加堅實的基礎，從而提升港口物流業的發展。

2.3加大固定資產投資力度省內經濟固定資產投資對港口物流發展也有著重要的影響。這說明近些年來遼寧省內投資環境的不斷改善，加上政府的大力支持和引導力度的加強，使遼東半島經濟區乃至遼寧省內各行業對投資吸引力的增強，對沿海港口發展的影響日漸增強。但從數據上看，固定資產的投資并沒有三大產業對港口業的影響力度大，因此在今后的發展中，遼寧省可以適當加強在港口業方面的投資。

篇5

關鍵詞：區域經濟；區域物流；研究方法

中圖分類號：F259.27 文獻標識碼：A

Abstract： In recent years， domestic scholars analyzed causality， coordination and interaction between regional economy and regional logistics from different angles. This paper aimed to summarize the quantitative methods for research on regional economy and regional logistics， provide corresponding reference for further quantitative research of the relationship between regional economy and regional logistics.

Key words： regional economic； regional logistics； research methods

區域經濟是指在一定的區域空間內進行的各種經濟活動的總和，是按自然地域、經濟聯系以及社會發展需要形成的經濟聯合體，是社會經濟活動專業化分工與協作在空間上的反映。區域物流是指區域內和區域間的物資流動，是區域經濟的重要組成部分，在優化區域資源配置、促進區域產業結構升級和促進經濟的可持續發展方面具有重要的作用。

1 指標的選取和基礎數據

1.1 區域經濟與區域物流衡量指標

根據研究慣例，在研究區域經濟與區域物流時，通常選取國內或地區生產總值（GDP）作為衡量經濟發展水平的指標。國內生產總值（Gross Domestic Product，GDP）是指在一定時間內（一個季度或一年），一個國家或地區的經濟中所生產出的全部最終產品和勞務的價值，常被公認為衡量國家經濟狀況的最佳指標。某些研究考慮了數據的真實性和可靠性，選取研究起始年為基數，采用歷年居民消費價格字數對各年度GDP和物流產值進行價格剔除，得到不變價格的GDP和物流產值。但是對GDP和物流產值等數據剔除物價因素后可能會扭曲相關信息，同時目前沒有一個綜合物價指數可供參考，大多數研究中只考慮GDP賬面數字，而不考慮通貨膨脹的因素。

物流產值是代表區域物流水平的主要指標，物流產值包括交通運輸、倉儲和郵政業年產值等衡量指標，目前國內對于倉儲、郵政等產值缺乏統一的統計標準和真實的統計數據，研究中很少直接用區域物流產值作為衡量區域物流發展水平的指標。區域物流發展水平的衡量一般用貨運量或貨物周轉量代替。貨運量是指運輸企業在一定的時期內實際運送的貨物數量，反應運輸的生產成果，體現運輸業為國民經濟服務的數量。貨運周轉量指標不僅包括了輸運對象的數量，還包括了運輸距離的因素，能夠全面地反應運輸生產成果。一般學術研究中用貨物周轉量作為衡量區域物流發展水平的指標。

1.2 綜合評價指標

崔國輝等（2010）認為，選擇GDP、物流產值、區域貨物周轉量作為衡量經濟與物流發展的指標比較片面，研究中可能出現以偏概全的錯誤，提出建立區域經濟與區域物流的綜合評價模型，利用層次分析法計算出區域經濟和區域物流發展實力綜合得分，對區域物流與區域經濟發展相關性和協調性進行深入廣泛研究。區域經濟發展水平評價體系包括經濟總量規模、經濟增長速度、經濟效益水平、經濟結構、經濟發展潛力和經濟發展協調度等6個方面。區域物流發展實力評價指標反應在區域物流需求服務規模、物流供給物質基礎、物流從業人員保障、物流信息網絡建設和物流產出成效水平等5個評價子體系。

2 區域物流與區域經濟定量研究方法

2.1 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

1978年，諾貝爾經濟學獎得主恩格爾和格蘭杰提出了協整理論，用于分析經濟變量之間的因果關系。在時間序列情形下，兩個經濟變量X，Y之間的格蘭杰因果關系定義為：若在包含了變量X，Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。檢驗步驟為：

（1）時間序列平穩性檢驗

經濟序列有平穩與非平穩之分，從經濟意義上講，平穩時間序列是短記憶的，它的當前值不受以前值的影響，只受近期值的影響。平穩序列就好比有一條無形的引力線使其不斷地向引力線回歸，有明顯的上下波動，形成一條圍繞均值不斷波動的曲線（曾嘉，2007）。非平穩序列則受以前值的影響較大，很久以前的一次沖擊會對變量的當前值產生重要的影響。非平穩序列有明顯趨勢，一般不會返回某個固定值。

（2）協整檢驗

如果一些經濟指標被某些經濟系統聯系在一起，那么從長遠看來這些變量應該具有均衡關系。協整檢驗證明時間序列之間是否存在長期均衡關系，是避免假性回歸的有效方法。一般的檢驗協整關系的方法分為兩種：一是Engeland Granger的二階段分析法（即E-G兩步法）；二是Johansen和Juselius提出的多變量協整檢驗方法。Johansen檢驗是在VAR系統下用極大似然估計來檢驗多變量之間協整關系的方法，在樣本容量有限且多變量的條件下，運用更為廣泛。

（3）格蘭杰（Granger）因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗假定有關Y和X每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中，檢驗要求估計以下回歸：

y■=■α■x■+■β■y■+u■ （1）

x■=■λ■x■+■δ■y■+u■ （2）

白噪聲u■和u■假定為不相關，（1）式中假定y與y自身以及x的過去值有關，（2）式中假定當前x與x自身以及y的過去值有關。

（1）的零假設H■：α■=α■=……=α■=0

（2）的零假設H■：δ■=δ■=……=δ■=0

格蘭杰因果檢驗的結果可分4種情況討論：x到y單項因果性；y到x單項因果性；x和y雙向因果性；x和y不存在格蘭杰因果性。

2.2 一般回歸模型檢驗

2.2.1 Logistic模型

現代物流業的發展過程類似與新產品或新技術的擴散過程，其增長表現出“S”型增長特征，即先緩慢啟動，然后高速增長，最后減速增長并趨于飽和。“S”型增長模型即為Logistic模型，其函數表達式為：y=■。K，a，b為未知常數，K>0，a>0，0

Logistic模型常用于研究區域物流業對區域經濟增長的促進作用。y代表區域經濟發展水平，通常以GDP代表，為因變量；x代表區域物流業發展水平，通常以貨運量或貨物周轉量代替，為自變量。在統計分析過程中，為方便使用線性模型參數估計法，對Logistic模型做如下變換：

■=K+ab■

Ln■-k=lna+xlnb

設Ln■-k=y'， lna=a'， lnb=b'

則轉換為：y'=a'+b'x，可用線性模型最小二乘法來估計模型中的參數a'和b'。

邊際作用分析。經濟學中邊際是描述一個經濟變量變化1%對另一個經濟變量所帶來的變化額。邊際點的自變量是經濟決策的最佳點。根據Logistic模型，物流業對經濟發展的邊際作用為：

■=-alnb■

彈性作用分析。彈性作用是指一個經濟變量變化1%對另一個經濟變量帶來的百分率的變化。根據Logistic模型，物流業對GDP的彈性系數為：

ε=■×■=-alnb■×■=-alnb■

2.2.2 物流發展模型

大多數研究中以區域經濟發展為因變量，以貨運量或貨物周轉量等其他變量作為自變量，研究區域物流發展水平對區域經濟發展的影響。一個地區的物流發展水平一般認為與本地區的經濟發展水平、人口和固定資產投資有關，王利等（2012）選取經濟發展水平（GDP）、人口（Population）、固定資產投資（Investment）和貨運量為指標，建立物流發展模型，對我國東、中、西部地區經濟發展等各因素與物流發展水平關系進行了實證分析。

函數模型：Logistics=FGDP，P，I。

Logistics代表物流發展水平，以貨運量或貨物周轉量表示，GDP代表經濟發展水平，P代表人口，I代表固定資產投資。實證分析中可用面板數據模型完成回歸檢驗。面板數據能夠克服時間序列分析受多重共線性的困擾，提供更多的信息、更少的共線性、更多的自由度和更高的估計效率，是當前比較前沿的統計方法。

2.2.3 線性回歸分析

線性回歸是利用數理統計中的回歸分析，來確定兩種或兩種以上變量間相互依賴的定量關系的一種統計分析方法，運用十分廣泛。按照自變量和因變量之間的關系類型，可分為線性回歸分析和非線性回歸分析。

一元線性回歸只包括一個自變量和一個因變量，且二者的關系可用一條直線近似表示。一元線性回歸模型為：y=ax+b，a，b為常數項。

多元線性回歸中包括兩個或兩個以上的自變量，多元線性回歸的一般形式為：y■=α■+α■x■+α■x■+…+α■x■+u■，i=1，2，…，n。

其中k為解釋變量的數目，α■為常數項，α■j=1，2，…，k稱為回歸系數（regression coefficient）。建立多元線性回歸模型時，為了保證回歸模型具有良好的解釋能力和預測效果，在選擇自變量時，應遵守以下準則：

（1）自變量對因變量必須有顯著的影響，并呈密切的線性相關；

（2）自變量與因變量之間的線性相關必須是真實的，而不是形式上的；

（3）自變量之間應具有一定的互斥性，即自變量之間的相關程度不應高于自變量與因變量之間的相關程度；

（4）自變量應具有完整的統計數據，其預測值容易確定。

多元線性回歸模型的參數估計與一元線性回歸方程一樣，在誤差平方和Σe最小的前提下，用最小二乘法求解參數。

參考文獻：

[1] 曾嘉. 新亞歐大陸橋區域物流發展與經濟增長關系研究[D]. 北京：北京交通大學，2007.

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