时间：2023-07-19 17:29:50
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇经济发展状况分析，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
一、经济发展的重要性
随着我国经济实力的不断增强以及对外经济贸易的深入开展，近年来我国GDP的增长率一直保持在10%左右。过去由于对GDP的片面追求而忽视对资源的节约、环境的保护，造成了过度的资源掠夺、严重的环境污染，我们当代人的所得在一定程度上是以牺牲后代人的生存资本为代价换来的。为了子孙后代的长远利益，我们就要在发展经济的同时统筹考虑环境、资源、社会等各方面因素，实现经济的可持续健康发展。
二、河北省经济发展的优势
1、区位优势
河北省位于渤海湾的中心地带，有唐山港、秦皇岛港、黄骅港等国内国际港口，物流顺畅。河北又环绕首都北京、毗邻天津，随着国家提出的环渤海经济圈的大开发，京津冀一起化的进程正在加快，河北迎来了难得的发展机遇。
2、资源优势
（1）自然资源
河北拥有丰富的煤炭、石油、铁矿等矿产资源，这些资源在国内乃至世界都具有优势。另外，天然气、水资源也很丰富，这就为河北经济的发展提供了得天独后的先天优势。
（2）人力资源
据第六次人口普查数据显示，全省常驻人口中，15-64岁人口为53841435人，占总人口的74.93%，这表明劳动年龄人口尚处于红利期；具有大学（指大专以上）文化程度的人口为5242511人，占总人口的9.74%，人口素质相对较高。由于近邻京津，京津的高校、科研院所的科研成果对河北的经济发展带动作用显著。
三、河北省经济发展面临的机遇与对策
1、转变经济发展方式，调整经济结构优化升级
河北省的钢铁、装备制造、石化等传统产业，虽然已有些进步，但总的来说技术含量还不高，在国内国际市场的竞争力还不足，这就造成了部分产品生产成本高、出售价格低的被动局面。鉴于此，可以通过产业结构的优化升级，把科技要素融入到新产品当中，提高产品的品质增强企业的发展能力。注重培育发展战略性新型产业，创建支柱性基础产业，建立颇具规模的工业聚集区，实现聚集区的示范带动效应。
2、大力发展第三产业，转移农村剩余劳动力
第三产业是绿色产业，要把第三产业作为产业发展的重点。在因地制宜发展旅游业，如西柏坡的红色旅游大开发的同时，要大力发展现代物流、科技研发、商贸流通、金融保险、信息会展等第三产业，推动第三产业扩规模、上水平。做好农村剩余劳动力的转移输出工作，为他们提供就业信息的同时，做好技能培训、劳务合同管理等后续管理服务工作。
3、积极推进京津冀区域经济一体化，承接京津转移产业
目前我国区域经济联合与协作已形成了资金、技术、物资、人才全方位多领域的开放格局，在促进产业结构、地区结构、企业组织结构，培育市场体系、完善市场机制等方面发挥了巨大作用。实现河北省的经济振兴，非常关键的一点就是要融入京津冀这一大区域，并以此为依托实现京津冀区域经济一体化的深入发展。随着京津两地的产业饱和以及两地产业调整的需要，部分产业要从两地转移出来寻找新的落户点，河北紧紧抓住了这一历史机遇，充分利用自身的地理优势，积极为转移产业落户河北开创政策环境、培育人文条件，先后有首都钢铁等一大批企业迁入河北，为河北的经济发展注入了新的血液。
4、城镇面貌三年大变样成效显著
城镇面貌三年大变样、统筹城乡发展是河北省率先推出的改善人民居住条件、解决经济发展受制于土地瓶颈约束的创新举措。在三年大变样工作中，实施了156项重大城建项目，城市基础设施建设相当于前7年的总和，新增城市道路2500公里、绿地面积1.2万公顷，保障房建设大幅提升，统筹城乡发展释放出来的土地得以合理利用。
（1）房地产行业健康发展
“力争每年一大步、三年大变样，使全省城镇面貌明显改观”的城镇化思路推动着房地产业的快速发展。房地产业是一个链条长、关联度高、带动作用强的重要产业。房地产业的健康发展，既是经营城镇的需要，也是保障群众住有所居的需要。河北省提出的“三年大变样”对城市建设和房地产业发展来说都是难得的机遇，期间有大量的土地上市，对房地产开发企业极具吸引力。土地的放量供应既调整了住房供应结构又改善了住房供求关系。实施“三年大变样”使得商品房、保障性住房供应充裕，有力地维护了房价的稳定，解决了当地居民的住房困难，推动了当地房地产市场的健康发展。
（2）投融资模式科学创新
随着河北省城镇面貌三年大变样战略的推进，资金供求问题变得越来越突出。河北省在2008年开展的“三年大变样”中投入资金1400亿元，2009年约投入3000亿元，距8000亿元的计划尚有很大的差距，如此大规模的投资在河北的发展史上是史无前例的。在当前国际金融危机、国内信贷市场紧缩的宏观背景下要解决融资难的问题，就要创新思维抢抓机遇，努力打造城镇建设融资新平台，就要综合运用主体融资、土地经营、规划引导、政策撬动、资本市场、项目招商等有效途径，建立政府与市场的联动机制，多渠道解决资金供求矛盾问题。
结束语：解决河北经济发展中的矛盾和问题，就要坚持以科学发展观为指导统筹城乡发展，着力解决制约经济发展的瓶颈问题；就要坚持“农业产业化、农村现代化和城乡一体化”三位一体综合发展模式，使之相互促进协调推进；就要站在全省经济社会发展全局的高度，在城乡基础设施、产业体系、市场体系建设等方面综合施治，提升“三化”水平；就要着力发展特色经济、民营经济、配套经济、园区经济和劳务经济，发挥自身优势，突出河北特色，这样才能够将河北的经济做优、做大、做强。
参考文献：
关键词：浙江各县；主成分分析；SPSS；经济排名
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）09-00-03
一、引言
改革开放以来浙江省的经济迅猛发展，使浙江迅速由一个“资源小省”成为“经济大省”，但是这种发展带有明显的地区性差异性，不同县（市、区）的经济水平存在一定的差距，经济发展的好坏要综合多方面的因素去评价。本文采用主成分分析法，使用SPSS15.0软件对浙江省90个县（市、区）的经济发展状况中进各单项指标的原始数据进行实证分析，分析各县的经济发展状况，发现其中差距的原因，为探索经济发展规律提供帮助。
二、指标体系的构建
描述和评价一个县的经济发展状况，最理想的就是能够建立一个总括性的足够反映一个县经济发展的全部或大部分信息的指标体系。通过参考众多的已研究得出的城市经济水平指标体系，结合指标的构建原则，从总量、潜力、质量和活力四个方面确定出一套含有七个指标X1到X7的指标体系，见表1所示。
表1 县（市、区）经济发展评价指标体系
评价指标 标记
地区总人口 （人） X1
地区生产总值 （亿元） X2
地方财政收入 （亿元） X3
固定资产投资额 （亿元） X4
社会消费品零售总额 （亿元） X5
产值2000万以上企业数 （家） X6
地区生产总值增速 （%） X7
三、主成分实证分析探究过程
1.数据的获得
本文运用SPSS15.0软件对浙江90个县（市、区）进行数据分析。数据来源于各县（市、区）《2013年政府工作报告》及《2012年浙江统计年鉴》，各县（市、区）人口数为第六次人口普查数据，个别县（市、区）少数指标数据缺失，采用各地区相关指标数据滑动平均代替。
2.KMO检验
KMO检验统计量是用于比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标。
表2 巴特利特球度检验和KMO检验
KMO值 0.826
卡方检验值 515.634
巴特利特球度检验 自由度 21
概率值 0.000
由表2可知原始数据的KMO检验值为0.826，介于0.8与0.9之间，表示适合做因子分析。巴特利特球度测试的卡方检验值为515.634，相应的概率P-值接近0，小于显著性水平α的0.05，则拒绝原假设，认为相关系数矩阵与单位矩阵有显著差异。综上分析得出此原始数据可以进行主成分分析。
3.数据的预处理
运用SPSS对数据进行一般统计量的分析结果，见表3。
表3 描述统计量
N Minimum Maximum Mean Std. Deviation
人口 90 7.65 151.86 60.7316 35.58523
地区生产总值 90 35.34 1611.72 356.1241 267.73826
地方财政收入 90 2.15 152.50 32.0572 29.88098
固定资产投资额 90 26.09 616.93 173.5920 128.85305
社会消费品零售总额 90 14.40 635.00 149.5741 121.92583
规模以上企业数 90 12.00 1123.00 372.4778 271.41685
地区生产总值增速 90 2.93 52.48 10.0111 5.53110
Valid N （listwise） 90
4.建立指标之间的相关系数矩阵R
通过SPSS分析得到原有变量的相关系数矩阵，见表4。
表4 相关系数矩阵
X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7
相关性 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是原有变量的相关系数矩阵。可以看到：大部分的相关系数都较高，各变量呈较强的线性关系，能够从中提取公因子，再一次说明原数据适合进行主成分分析。
5.求特征根、方差贡献率
表5 因子解释原有变量总方差的情况
Component
初始特征值 提取的载荷平方和
总共 方差贡献率% 累计方差贡献率% 总共 方差贡献率% 累计方差贡献率%
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个主成分的累计贡献率为87.218%，说明选择3个因子分量就能保留原始数据87.218%的信息，于是，取前3个成分作为主成分。在碎石图（见图1）中，拐点3之后趋于平稳，也说明保留前3个因子将能概括大部分信息。
图1 碎石图
6.载荷矩阵
表5 初始因子载荷阵
因子
1 2 3
人口 .887 .027 -.128
地区生产总值 .954 .102 .015
地方财政收入 .856 .048 .156
固定资产投资额 .893 .052 -.250
社会消费品零售总额 .784 .025 .568
规模以上企业数 .855 .033 -.300
地区生产总值增速 -.266 .964 .003
从表5旋转后的因子载荷阵中看出：在第一主成分中地区生产总值、人口、固定资产投资、规模以上企业这四项的指标有较高的载荷，说明这四个指标起主要影响作用，可以把第一主成分解释成总量指标；在第二主成分中GDP增速指标有较高的载荷，说明在第二主成分中地区生产总值增速起主要影响作用，可以把第二主成分解释成经济发展速度指标；在第三主成分中社会消费品零售总额指标有较高的载荷，说明社会消费品零售总额起主要影响作用，可以把第三主成分解释成经济质量指标。
7.求特征向量矩阵
主成分特征向量的数值是主成分载荷因子除以相应的特征值得到的，依据公式，取前3个特征值，经计算得出相应的单位特征向量，见表6。
表6 特征向量
第一单位特征向量 第二单位特征向量 第三单位特征向量
.4117 .0278 -.1780
.4428 .1049 .0209
.3973 .0494 .2170
.4145 .0535 -.3477
.3639 .0257 .7900
.3968 .0339 -.4172
-.1235 .9911 .0042
8.计算各主成分得分
计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.计算综合得分
通过SPSS15.0软件，算出各主成分的得分后，再运用Excel软件根据计量模型：
计算出各县（市、区）的经济综合实力得分，并按主成分得分高低进行排序，得出最终的各县（市、区）经济发展综合得分排名。
表7 各县（市、区）经济发展综合得分排名表
排名 县市区 得分 企业数 所属市 排名 县市区 得分 企业数 所属市
1 萧山区 5.616 820 杭州市 18 江干区 1.341 170 杭州市
2 鄞州区 4.488 1100 宁波市 19 桐乡市 1.216 713 嘉兴市
3 慈溪市 4.107 1123 宁波市 20 上虞市 1.02 520 绍兴市
4 鹿城区 3.395 700 温州市 21 拱墅区 0.902 180 杭州市
5 绍兴县 3.017 1112 绍兴市 22 海曙区 0.728 500 宁波市
6 余杭区 2.998 410 杭州市 23 龙湾区 0.579 460 温州市
7 余姚市 2.688 1058 宁波市 24 东阳市 0.451 616 金华市
8 诸暨市 2.492 789 绍兴市 25 长兴县 0.428 531 湖州市
9 北仑区 2.457 700 宁波市 26 苍南县 0.427 283 温州市
10 义乌市 2.344 319 金华市 27 上城区 0.4 350 杭州市
11 乐清市 2.225 903 温州市 28 平湖市 0.399 538 嘉兴市
12 温岭市 2.104 662 台州市 29 南湖区 0.375 480 嘉兴市
13 瑞安市 2.054 837 温州市 30 临海市 0.336 403 台州市
续表
排名 县市区 得分 企业数 所属市 排名 县市区 得分 企业数 所属市
14 下城区 1.924 330 杭州市 31 路桥区 0.248 380 台州市
15 西湖区 1.781 300 杭州市 32 瓯海区 0.168 390 温州市
16 海宁市 1.719 949 嘉兴市 33 嘉善县 0.095 594 嘉兴市
17 富阳市 1.507 663 杭州市 34 永康市 0.087 460 金华市
35 吴兴区 0.084 475 湖州市 63 江山市 -1.044 271 衢州市
36 镇海区 0.082 310 宁波市 64 莲都区 -1.071 200 丽水市
37 椒江区 0.045 370 台州市 65 浦江县 -1.18 274 金华市
38 玉环县 0.013 618 台州市 66 武义县 -1.213 401 金华市
39 江东区 -0.002 410 宁波市 67 柯城区 -1.266 110 衢州市
40 象山县 -0.066 366 宁波市 68 龙游县 -1.294 173 衢州市
41 宁海县 -0.073 425 宁波市 69 金东区 -1.347 179 金华市
42 德清县 -0.085 585 湖州市 70 天台县 -1.355 129 台州市
43 越城区 -0.089 504 绍兴市 71 淳安县 -1.405 122 杭州市
44 临安市 -0.149 515 杭州市 72 缙云县 -1.461 221 丽水市
45 滨江区 -0.199 220 杭州市 73 三门县 -1.488 100 台州市
46 嵊州市 -0.204 305 绍兴市 74 青田县 -1.52 100 丽水市
47 秀洲区 -0.237 320 嘉兴市 75 仙居县 -1.54 108 台州市
48 江北区 -0.275 230 宁波市 76 衢江区 -1.632 131 衢州市
49 平阳县 -0.289 264 温州市 77 嵊泗县 -1.69 12 舟山市
50 婺城区 -0.294 298 金华市 78 岱山县 -1.702 54 舟山市
51 永嘉县 -0.298 315 温州市 79 常山县 -1.763 91 衢州市
52 黄岩区 -0.45 280 台州市 80 龙泉市 -1.817 135 丽水市
53 海盐县 -0.5 374 嘉兴市 81 开化县 -1.835 77 衢州市
54 奉化市 -0.518 410 宁波市 82 遂昌县 -2 42 丽水市
55 定海区 -0.519 179 舟山市 83 松阳县 -2.004 112 丽水市
56 南浔区 -0.52 413 湖州市 84 文成县 -2.016 29 温州市
57 安吉县 -0.735 340 湖州市 85 磐安县 -2.038 101 金华市
58 桐庐县 -0.738 347 杭州市 86 泰顺县 -2.103 19 温州市
续表
排名 县市区 得分 企业数 所属市 排名 县市区 得分 企业数 所属市
59 兰溪市 -0.757 332 金华市 87 洞头县 -2.135 15 温州市
60 建德市 -0.93 354 杭州市 88 庆元县 -2.142 45 丽水市
61 新昌县 -0.948 197 绍兴市 89 云和县 -2.195 35 丽水市
62 普陀区 -0.976 112 舟山市 90 景宁县 -2.235 26 丽水市
四、结论
通过运用主成分分析法，利用SPSS15.0软件得出浙江90个县（市、区）的最终经济发展状况排名。从排名中可以很明显地看出排名靠前的县基本属于浙中北环，杭州湾的几个市，比如杭州、温州和宁波。而排名靠后的几个基本属于浙西南的衢州、丽水两个市，虽然衢州、丽水两市的辖区面积占浙江全省面积的25.7%，但是浙西南多山地，平原和耕地稀缺。这个排名结果很有力地证实了之前提出的经济和区域有关的假设。相比之下浙西南山区因为缺少足够的平地，开设工厂受到一定的制约，从数据中可以看出排名靠后的几个县的规模以上企业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资都变得困难。
依据对浙江经济发展状况的分析，立足本省的实际情况，针对浙江省内存在区域差异的困境，提出一些提升措施。在全省范围内，对于发达地区政府要继续深入推进转变经济发展方式综合配套改革试点，推动经济发展方式加快转变，完善公共基础设施，让经济发展有一个更好的环境土壤，促进经济的进一步发展。对于欠发达地区，要加大支持力度，进一步加大财政转移支付和生态补偿力度，加快欠发达地区交通、水利、能源、公共服务等基础设施和防灾减灾体系建设。优先发展教育，加大人才培养和引进力度，提高欠发达地区创业创新能力。继续发扬“求真务实、诚信和谐、开放图强”的浙江精神，坚持科学发展观，使浙江经济整体进入快速发展的良性轨道。
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微型金融离不开金融体系和经营外环境的支持，金融外环境包括微贷外部影响因素和外部支持因素。
1.对单路径效应分析的假设
金融外环境中的国民经济发展状况和区域经济发展与信用环境两因素可能通过小微企业活力影响微贷客户经理的工作绩效，这种影响效应是单路径发挥作用的。
（1）国民经济发展状况。国民经济发展状况是反应一个国家经济运行是否健康的标志。宏观经济对金融活动有着直接或间接重要的影响，因为推动国民经济发展主要的三架马车即投资、消费和出口，三者对经济发展都有不同程度的促进作用。实现消费、投资、出口协调发展，可以使经济和谐发展，对小微企业能够起到利好作用。
假设1：国民经济发展状况对微贷客户经理工作绩效模型的正向作用是完全通过“小微企业活力”的中介作用来实现的。
（2）发展状况和信用环境。本文中的发展状况和信用环境是指区域经济中的小微企业发展状况和信用环境。在我国不同的历史时期，由于政治原因，造成东部、中部和西部存在较大差距，区域经济发展存在不均衡已成为客观现实。在一定的地域文化、社会心理和民众价值观念中，由于经济条件的综合性和多元性的影响，小微企业也深深带有了特定的区域性特质，这些特质造就了小微企业不同的发展状况和诚信理念。
假设2：发展状况与信用环境对微贷客户经理工作绩效的正向作用是完全通过“小微企业活力”的中介作用来实现的。
2.双路径、部分中介变量分析的假设
金融外环境中的经济政策取向和政府认同度能够直接影响微贷客户经理的工作绩效模型，同时这些影响因素也对小微企业正常经营产生有利或不利作用，这些利好或者负面因素会间接影响微贷客户经理的工作绩效。
（1）经济政策取向。国家宏观调控的经济政策取向就是国家针对经济增长的态势，以及经济运行中的各种因素采取宏观经济政策的发展方向。当然，经济政策取向采取的最重要的工具是财政政策和货币政策，二者都是经济政策，都属于宏观调空的重要方式。政策的制定者不同、内容不同，效果的即时性和持久性也不同。财政政策与货币政策是相互配合发挥作用的，它们通过不同路径影响微贷客户经理的工作绩效。
假设3：经济政策取向直接正向影响微贷客户经理工作绩效是显著的；
假设4：经济政策取向对微贷客户经理的间接正向作用是通过“小微企业活力”的中介作用来实现的。
（2）政府认同度。政府认同度是政府和监管当局对小微企业的重视程度。大量小微企业是有活力的实体经济，小微企业的发展具有公共性、社会性，它们不仅对经济总量、就业有贡献，而且由于其机制灵活，在技术创新方面也有贡献。小微企业健康发展就会逐渐成长为具有规模的中型或大型企业，将来对国家的税收和就业就会具有更大贡献。正是由于小微企业发展的正外部性，政府和监管当局高度才重视和关注，加强对小微企业的政策支持。国家的政策支持表现在放宽市场准入门槛、优化小微企业的融资环境、建立对小微企业的税收支持以及法规创新方面，这些政策同样直接或间接影响微贷客户经理的工作绩效。
假设5：政府认同度直接正向显著影响微贷客户经理工作绩效；
假设6：政府认同度对微贷客户经理工作绩效间接正向作用是通过“小微企业活力”的中介作用来实现的。
3.中介变量分析
发挥小微企业的活力是保证经济稳定增长的关键，也是微贷实现商业化、可持续发展的重要条件。小微企业的经营活动离不开金融外环境，而其经营状况又会对小微企业的贷款产生利好或负面影响。所以，小微企业的活力也就决定了客户经理的工作绩效。小微企业的活力决定其发展的可持续性，也是其内生动力。
（1）市场竞争。小微企业市场竞争力体现在集群发展、市场潜力和应对市场能力三个方面。产品和服务转向产业集群，小微企业通过集群化的发展，实现小企业产业结构的优化和升级。小微企业天生具有挖掘市场的潜力，从事的行业符合国家产业政策，有科技含量，属于节能环保、战略型新兴产业和民生工程。小微企业能够积极开拓新市场，并且积极应对市场变化，具有应对市场波动的能力。
（2）自主创新。小微企业的自主创新表现为管理创新和市场创新。小微企业围绕战略改进内部管理，增强品牌意识，培育和壮大名牌产品和驰名商标。通过自主创新，小微企业增加研发投入，加大新产品、新技术开发力度，就会拥有更多的自主知识产权。
（3）发展战略。科学的发展战略包括市场定位、竞争战略和组织制度。小微企业应该适应新形势，以市场为中心，以客户为导向，走“小而专”、“小而特”的特色化道路，开发有自己特点的特色产品，在细分的市场找准位置。小微企业应发挥自身优势，制定差异化发展目标和战略愿景。小微企业选择的组织制度应因时因地而异，因为不同行业、不同规模、不同发展过程和不同历史背景的企业有适合于自己情况的企业制度，适合的组织制度够降低总成本，提高竞争力，有利于小微企业的发展。
（4）现金流。良好的现金流包括正常的销售现金流、持续盈利以及预测良好未来的现金流。如果小微企业销售正常，现金流能够支持正常流转，存货和应收账款占比合理，盈利能力就较强，未来的现金流向好。
研究设计与研究方法
1.研究样本与数据来源
本文采取问卷调查的研究方法，为了达到研究目的，2012年第一季度选择一家全国性的中小银行为研究对象，该家城市商业银行在全国分布有14家分行104个基层支行，其中东部3家分行，中部10家分行，西部1家分行。从其全国的分支机构选取500个从事专业小微贷款的客户经理为研究对象，样本具有代表性。本次研究共发出530份，共收回500份，回收率94.34%。在500份问卷中有470份来自专业小微贷款的客户经理，有20份来自小微企业贷款的主管，有10份来自分管小微企业贷款的高级管理人员。被试男性29%，女性71%。23岁以下和28岁以上23.2%，24岁至27岁76.8%。97%没有职称，工龄在1年以下和3年以上占16.4，2年至3年之间占73%，学历大学本科占94.1%，未婚64.2。
2.变量的测量
（1）问卷的编制。由于国内、外很少见到金融外环境的实证研究成果，可供参考的文献又几乎没有，所以在编制量表时，条目收集过程非常重要。本文在访谈和半开放式问卷调查的基础上，采用关键事件法，借鉴环境经济学的研究成果，结合微贷工作绩效模型和传统金融环境的特点，收集尽可能详尽、全面的条目。邀请了3位长期从事金融工作的高管对开放式问卷的结果进行汇总，并在项目中重复进行合并。根据这些条目，结合文献、访谈和开放式问卷，有心理学博士、管理学博士和经济学博士组成5人项目组对项目内容的信度和效度进行评估，经过多次试测修改，形成了正式的量表问卷。
（2）变量的选取。①国民经济状况。国民经济状况包含3个子维度，共有9个项目，其同质信度是0.754。数据显示，“国民经济状况”具有良好的信度和效度。自变量国民经济包括3个因素,即投资、消费和出口。本文从宏观经济出发，从经济运行角度测量国民经济状况。②发展状况和信用环境。发展状况和信用环境包含3个子维度，共有9个项目，其同质信度0.872。数据显示，“区域小微企业发展状况和信用环境”具有良好的信度和效度。自变量发展状况和信用环境包括区域小微企业经济发展状况和信用环境，量表根据区域小微企业分布与发展水平和区域信用环境编制。③经济政策取向。经济政策取向包含2个子维度，共有6个项目，其同质信度0.801。
自变量经济政策取向包括财政政策和货币政策，政府进行宏观调控运用财政支出与税收政策来调节总需求，运用货币政策对货币供应量和信贷量进行调节，从而实现一定的宏观经济目标。量表根据政府进行宏观调控的问题出发，从财政政策和货币政策的角度测量经济政策取向。④政府认同度。政府认同度包含4个子维度，共有12个项目，其同质信度0.699。数据显示，“政府认同度问卷”具有良好的信度和效度。自变量政府认同度包括4个因素，放宽市场准入、优化融资环境、税收支持和创新法规。⑤小微企业活力。小微企业活力包括4个子维度，共有12个项目，其同质信度0.791。数据显示，“小微企业活力问卷”具有良好的信度和效度。中介变量“小微企业活力”包括市场竞争，发展战略、自主创新和现金流四个维度。从小微企业内在因素出发，本文主要挖掘小微企业具有的活力首要条件来测量小微企业活力。⑥工作绩效。工作绩效包含5个子维度，共有15个项目，其同质信度0.699。数据显示，“工作绩效问卷”具有良好的信度和效度。自变量工作绩效包括5个因素，胜任绩效、促进绩效、可持续绩效、安全性绩效和尽职绩效。[6]
（3）研究工具与统计方法。本研究使用的工具Spss15、EXCEL2000、AMOS16.0和Lisrel8.70软件。采用结构方程模型对假设的中介效应进行测量，并使用16.0版本的AMOS软件进行统计测量。分两步对假设进行测量。首先，使用测量模型———验证性因子分析，对量表的效度进行测量；在此基础上，使用结构模型对假设的中介效应进行验证。假设的完全中介模型的拟合优度，然后以此模型为基准模型，与其它的非中介模型和部分中介模型进行比较，并判断假设模型是否最优。采用回归分析对假设的中介作用做进一步测量。首先，以金融外环境影响因素为自变量，以“小微企业活力”为因变量，分析中介变量关系中的自变量和中介变量之间的关系。其次，探讨中介变量关系中的中介变量和因变量之间的关系。最后，采用层次回归分析，研究当控制“小微企业活力”后，金融外环境对工作绩效模型影响的强弱变化。
统计与计量分析
1.测量问卷质量分析
对样本质量和相关分析用于验证变量之间相关关系，为后续模型验证性分析做好铺垫。表1显示变量之间均有显著的正相关，这与本研究的理论构想相一致。相关系数检验的结果表明，问卷是可靠且有效的，结果为假设的证明提供了初步证据。上述采用主成份法对金融外环境的4个自变量、小微企业活力和工作绩效进行探索性分析，并对量表问卷进行信度和效度的检验。为了证明模型存在中介变量，本文使用结构方程进行验证。首先，将金融外环境的4个因子和小微企业活力因子进行验证性因子分析。其次，把小微企业活力的4个子因子视为一项指标，4个子因子作为问卷的条目，与其它因子作为所验证的观测变量。最后，按照结构方程模型的建模要求，对提出的构想模型验证，并比较竞争模型，确定最佳的匹配模型。见表2，结果表明6因子的模型具有良好的拟合度。
2.结构模型分析
由于金融外环境中的影响因素“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”与“经济政策取向—政府认同度”不是互为嵌套模型，因此不能放在一起直接比较，必须分别验证。在验证性因素分析的基础上，本文使用结构方程式模型对“国民经济发展状况—区域小微企业发展状况与信用环境”假设的中介效应进行检验。结果显示，假设的完全中介模型对数据具有良好的拟合度，“国民经济发展状况”构想模型观测数据拟合指标为：x2=684.40，df=290，x2/df=2.36，CFI=0.92，RMSEA＝0.06，NNPI=0.92；“区域小微企业发展状况与信用环境”构想模型的观测数据拟合指标为：x2=751.10，df=290，x2/df=2.59，CFI=0.98，RMSEA＝0.07，NNPI=0.95。接着，以假设的完全中介模型为基准模型，比较了另一个竞争模型，也就是部分完全中介双路径模型,该竞争选模型与基准模型互为嵌套模型，因此可以直接比较优劣。
此模型是部分完全中介模型，作为第一竞争模型，在基准模型的基础上，添加从“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”到工作绩效的直接路径。将这两对竞争模型的拟合指标进行比较,结果显示，完全中介此模型明显优于部分中介模型，从“国民经济发展状况”构想模型观测数据拟合度为：x2=972.95，df=305，x2/df=3.19，CFI=0.80，RMSEA＝0.11，NNPI=0.76；“区域小微企业发展状况与信用环境”构想模型观测数据拟合指标为：x2=997.35，df=305，x2/df=3.27，CFI=0.74，RM-SEA＝0.23，NNPI=0.83。根据模型最简化原理，结构模型的结果显示：假设的完全中介模型与数据拟合优于部分中介竞争模型。本文把非中介模型作为第二竞争模型，这种模型与完全中介模型不是嵌套模型，因此不能直接比较。但是，通过检验其对数据的拟合优度，可以判定是否为非中介模型。非中介模型在完全中介模型的基础上添加从“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”到工作绩效的直接路径，并删除从“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”到“小微企业活力”的中介路径。结果显示：此模型对于数据的拟合度较差，“国民经济发展状况”构想模型观测数据拟合度为：x2=1466.57，df=287，x2/df=5.11，CFI=0.55，RMSEA＝0.37，NNPI=0.65。“区域小微企业发展状况与信用环境”构想模型观测数据拟合指标为：x2=1,443.61，df=287，x2/df=5.03，CFI=0.43，RMSEA＝0.29，NNPI=0.59。从三个模型拟合度指标来看，如表3所示，完全中介模型有较好拟合优度，因此是最佳模型。“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”通过“小微企业活力”中介变量，间接影响微贷客户经理工作绩效模型，验证了单路径完全中介模型，假设1和假设2得到初步验证。笔者采用同样的方法，对“经济政策取向—政府认同度”假设的中介效应进行检验。结果表明，假设的部分中介模型对数据具有良好的拟合度，“经济政策取向”构想模型观测数据拟合指标为：x2=863.58，df=222，x2/df=3.89，CFI=0.90，RMSEA＝0.41，NNPI=0.76；“政府认同度”构想模型观测数据拟合指标为：x2=1,456.99，df=367，x2/df=3.97，CFI=0.94，RMSEA＝0.08,NNPI=0.74。
本文继续以假设的完全中介模型为基准模型，比较了另一个竞争模型，也就是单路径模型,该竞争选模型与基准模型互为嵌套模型，因此可以直接比较优劣。此模型是部分中介模型，作为第一竞争模型，在基准模型的基础上，添加从“经济政策取向—政府认同度”到工作绩效直接路径。将这两对竞争模型的拟合指标进行比较,结果显示：部分中介此模型明显优于完全中介模型，也就是双路径模型优于单路径模型。在部分完全中介模型中，“经济政策取向”构想模型观测数据拟合度为：x2=625.40，df=212，x2/df=2.95，CFI=0.92，RMSEA＝0.07，NNPI=0.95；“政府认同度”构想模型观测数据拟合指标为：x2=1,037.53，df=347，x2/df=2.99，CFI=0.98，RMSEA＝0.08，NNPI=0.93。
根据模型最简化原理，结构模型的结果表明，假设的部分中介模型与数据拟合优于完全中介竞争模型。本文依然把非中介模型作为第二竞争模型，这模型与完全中介模型嵌套模型，因此不能直接比较。但是，通过检验其对数据的拟合优度，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础上添加从“经济政策取向—政府认同度”到工作绩效的的直接路径，并删除从“经济政策取向-政府认同度”到“小微企业活力”中介路径。结果显示：该竞争模型对于数据的拟合度较差，“经济政策取向”构想模型观测数据拟合度为：x2=1,102.20，df=220，x2/df=5.01，CFI=0.75，RMSEA＝0.17，NNPI=0.56.“政府认同度”构想模型观测数据拟合指标为：x2=1,862.19，df=363，x2/df=5.13，CFI=0.83，RMSEA＝0.19，NNPI=0.63。从三个模型拟合度指标来看，如表4所示，双路径部分中介模型有较好拟合优度，因此是最佳模型。“经济政策取向—政府认同度”对工作绩效模型的影响有两条路径，一是直接路径，金融外环境因素直接影响工作绩效；一是间接路径，金融外环境因素通过“小微企业活力”中介变量，间接影响微贷客户经理工作绩效模型。
双路径部分中介作用模型，初步验证了假设3、假设4、假设5和假设6。3.回归分析本文在结构方程建模中采取验证性因子分析方法，仅对提出多个假设模型的优劣进行初步比较，根据初始构想模型与观测数据的拟合情况确定最佳模型。下面本文根据Baron和Kenny（1986）的方法，对于模型变量之间因果关系进一步研究，采用回归分析进行检验。采用回归分析进行验证。对金融外环境中的影响因素———“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”相关效应采用回归分析进行验证。首先，在回归1中，“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”对“小微企业活力”有显著的预测作用，回归系数为（β=0.273，p<0.01)和（β=0.333，p<0.01），结果表明自变量和中介变量之间存在显著的正向作用关系。其次，在回归2中，“小微企业活力”对工作绩效有显著的预测作用，回归系数为（β=0.257，p<0.01)和（β=0.213，p<0.01），结果显示中介变量和因变量之间存在显著的正向关系。最后，在回归3中，采取两次回归。
第一步的回归结果显示，“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”影响因素与工作绩效之间存在显著的正向关系，回归系数为（β=0.285，p<0.01)和（β=0.216，p<0.01），表明自变量和因变量之间存在显著的正向关系。第二步回归中，控制“小微企业活力“后，然后检验“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”影响因素作为自变量对工作绩效的回归结果。第二步的回归结果显示，“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”对工作绩效的预测作用不显著，回归系数仅为：（β=0.008，p<0.01）和（β=0.002，p<0.01），而“小微企业活力“对工作绩效的预测作用亦显著，回归系数为：（β=0.155，p<0.01）和（β=0.231，p<0.01）。对比第一步和第二步的回归结果，即（β=0.285，p<0.01)和（β=0.216，p<0.01）与（β=0.008，p<0.01）和（β=0.002，p<0.01）比较，“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”对工作绩效的回归系数显著降低，并接近零。使用Sobel公式检验是否存在中介效应，结果表明，（Z=3.456大于0.9，p<0.01）和（Z=4.372大于0.9，p<0.01），均达到显著水平，说明该模型存在单路径完全中介效应。由此可以得出，“国民经济发展状况—发展状况与信用环境”对工作绩效的影响是通过“小微企业活力“中介变量有显著的正向作用，该模型是单路径完全中介模型。如表5所示，因此，回归分析结果更加清晰验证假设1和假设2。
“经济政策取向—政府认同度”相关效应同样采用回归分析进行验证。首先，在回归1中，“经济政策取向—政府认同度”对“小微企业活力”有显著的预测作用，回归系数为（β=0.221，p<0.01)和（β=0.364，p<0.01），表明自变量和中介变量之间存在显著的正向关系。其次，在回归2中，“小微企业活力”对工作绩效有显著的预测作用，回归系数为（β=0.213，p<0.01)和（β=0.233，p<0.01），表明中介变量和因变量之间存在显著的正向关系。最后，在回归3中，分别两次回归。第一步的回归结果表明，“经济政策取向—政府认同度”与工作绩效之间存在显著的正向关系，回归系数为（β=0.232，p<0.01)和（β=0.297，p<0.01），表明自变量和因变量之间存在显著的正向关系。第二步回归中，控制“小微企业活力”后，然后检验“经济政策取向—政府认同度”作为自变量对工作绩效的回归结果。第二步的回归结果表明，“经济政策取向—政府认同度”对工作绩效的预测作用仍显著，回归系数为（β=0.211，p<0.01）和（β=0.267，p<0.01），而“小微企业活力”对工作绩效的预测作用亦显著，回归系数为（β=0.102，p<0.01）和（β=0.131，p<0.01）。比较第一步和第二步的回归结果，即（β=0.232，p<0.01）和（β=0.297，p<0.01）与（β=0.211，p<0.01）和（β=0.267，p<0.01）比较，“经济政策取向—政府认同度”对工作绩效的回归系数有所降低。使用Sobel公式检验是否存在中介效应，对照sobel检验公式输入对应项，查非正态临界表，计算结果显示，（Z=4.456大于0.90，p<0.01）和（Z=5.372大于0.90，p<0.01），中介效应显著，均达到显著水平，说明存在部分中介效应。由此可以得出，“小微企业活力”是“经济政策取向—政府认同度”与工作绩效之间部分中介变量，“经济政策取向—政府认同度”对工作绩效正向显著影响。该模型是双路径部分中介模型。具体如表6所示。因此，回归分析结果清晰验证了假设3、假设4、假设5和假设6。图2展示了最终模型中所有显著的回归系数，结构方程分析和回归分析验证了金融外环境各个因素与微贷客户经理工作绩效模型正向相关。影响效应呈现出复杂的路径，有单路径完全中介作用效应，也有双路径部分中介作用效应。
讨论
金融是现代经济的核心。通常，商业银行经营离不开国家宏观经济大背景支撑，而小微企业活跃程度与国民经济的联系更加紧密，本文探讨了金融外环境如何影响微贷客户经理的工作绩效，并对中间机制进行研究，对微贷客户经理工作绩效的研究都具有十分重要的现实意义。
1.国民经济发展状况
扩大再生产可以促进经济加快发展，而投资是再生产的主要手段。通过建造和购置固定资产的活动，国民经济不断采用先进技术装备，建立新兴部门，进一步调整经济结构和生产力的地区分布。这样大范围内的投资，在产业链上必将产生大批大中型企业和小微企业。小微企业是产业链上的重要环节，也是大中型企业的补充，弥补市场空缺。加大全社会固定资产投资，增加货币的流动性，给大中型企业带来生机，同时给小微企业带来活力，从而激发小微企业融资的需求。人们对物质的需求则形成了消费，消费需求是经济活动的最终目的，也是生产的最终目的。在三家马车中，消费是最主要的马车，推动经济增长的原动力，同时也是实现经济可持续发展的强大动力。在商业零售业、饮食业零售业和工业零售业中，分布着大批小微企业，有效消费不会使工业产品大量过剩，使大中型企业上、下游的小微企业维持合理的商品库存，促进其经营发展，保持社会再生产正常循环。在一定程度，消费是社会商品购买力的实现程度，维护零售市场的合理规模状况，促进小微企业健康发展。出口贸易是生产或加工的商品输出国外市场销售。出口贸易一旦形成，国内的资本会发生流动，资金会集中在具有比较优势的行业，生产更加专业化，劳动生产率大大提高。出口贸易进军国际市场，企业的单位成本不断下降，提高利润率，获得规模经济利益。围绕国内出口产业的小微企业很多，因为参与国际竞争，促进大中型企业和与之相关小微企业改进产品质量，降低成本，有利于国外先进技术和管理知识的传播，从而促进小微企业在国内产业中的发展。国民经济发展的良好状况直接表现经济增长，经济增长与居民消费、投资和净出口是作用力与反作用力的关系，并相互促进。经济增长会带来消费、投资和净出口的增加，国民经济的良好状况对最终居民消费、投资和净出口都有显著影响，而消费、投资和净出口的协调发展可以提高小微企业市场竞争力，加大研发投入，带来更多的现金流，增强小微企业活力，间接影响微贷客户经理工作绩效。
2.区域小微企业发展状况和信用环境
中国的疆土幅员辽阔，区域小微企业分布与发展水平极不平衡。县域经济和民营经济较为发达地区，民众创新创业意识比较强烈，小微企业所占地方经济总量的比重很高，而且大多形成了一定产业集群。行业分布较为明显，在企业规模上，东部小企业的平均产值规模大于中部和西部。同时，当地小微企业的有关协会组织数量较多，而且企业能够进入一个有序的、活跃宽松、自由竞争的经营氛围当中。在这样一种环境中，小微企业的数量和质量都处于优质状态，这决定它们具有活力，具有活力的小微企业的融资行为也是健康的。区域经济的不同，区域信用体系运行的文化环境、体制环境、市场环境、法律环境和经济环境也反映差异。良好的信用环境能减少交易成本，提高交易效率和经济效率。因此，区域信用环境培育小微企业的活力和层次。区域经济小微企业发展状况和信用环境成就小微企业在市场竞争、发展战略、自主创新和现金流不同的表现，由于区域性特质，增添小微企业不同的动力，间接影响微贷客户经理的工作绩效，而且正向的显著影响。
3.经济政策取向
财政政策一般运用财政支出与税收政策来调节总需求。它是刺激或减缓经济发展的最直接方式，不论采取积极或紧缩的财政政策取向，政府都要动用有关财政收入和财政支出，都对实体经济和居民收入的增减，以及市场不同程度产生影响，同时也要影响小微企业的正常经营。如采取积极的财政政策，政府加大采购，需求旺盛，市场繁荣，小微企业快速发展；若采取紧缩财政政策，市场萧条，小微企业经营步履艰难。货币政策是货币当局为实现一定的宏观经济目标而对货币供应量和信贷量进行调节和控制所采取的政策措施，通过调控利率和货币总量的中介，保持物价总水平的稳定，间接对宏观经济发生作用。手段有两种即紧缩货币政策和宽松货币政策，通过动用货币政策工具，调控商业银行的流动性和信贷规模。商业银行的流动性和利率的高低直接决定实体经济中的小微企业社会融资总量，信贷资金得到的容易程度和融资渠道的畅通也决定小微企业的正常经营和发展。如果采取宽松货币政策，小微企业容易得到融资，现金流充裕，企业欣欣向荣；如果采取紧缩的货币政策，信贷规模稀缺，融资门槛提高，小微企业很难获得资金，发展缓慢。
面对复杂多变的宏观经济形势，国家采取宏观调控的政策取向，必须采取灵活、审慎的宏观经济政策的取向。实施双管齐下的财政政策和货币政策，加强和改善宏观调控，保持经济平稳健康运行。实施不同的宏观经济政策，经济运行中的积极或消极因素在变化，企业稳定发展向好或向坏的势头也在变换，必将直接或间接影响微贷客户经理的工作绩效。运用财政政策手段时，很快传导到实体经济中的小微企业，这一传导直接，效果明显，决定小微企业的活力。通过“小微企业活力”影响微贷客户经理的工作绩效，间接正向显著影响工作绩效。实施货币政策后，货币的供给取向发生变化，也就是商业银行信贷投放发生变化，那么客户经理发放贷款的笔数和金额发生变化。客户经理执行政策客观存在一定的惯性，政策取向发生改变，执行政策也会带来偏差。商业银行信贷规模的调控，必将给客户经理的执行效率带来不利因素，货币政策的实施会影响微贷客户经理的工作绩效，这是直接正向显著影响工作绩效。因此，国家采取宏观调控的经济政策取向直接和间接对微贷客户经理的工作绩效产生影响。
4.政府认同度
政府切实加大小微企业的政策扶持力度，降低和规范小微企业市场准入门槛，引导小微企业联合参与一些国有企业改革，一些重要的矿产资源开采领域。允许小微企业、社会资金以资本形式进入国企改革；推进小企业信用制度建设，办好资本市场中小企业创业板块；逐步建立中小企业监测体系等。无疑，政府放宽小微企业的准入门槛，可以延伸小微企业的经营范围，增大资产规模，增强抗风险能力，给小微企业带来活力。
优化融资环境着力解决外部融资成本高的问题。对微贷的抵押质押登记、评估、公证、担保等中刘洛，陈树文：小微企业贷款客户经理工作绩效与相关变量关系的实证研究介收费标准给予优惠，切实降低小企业贷款的外部成本。结合小微企业在不同行业、不同发展阶段的需求特点和融资风险，政府培育风险投资基金、互助基金、担保公司等多种市场主体，逐步建立完善的小微企业融资服务体系。政府优化融资环境可以降低融资成本，提高盈利能力，增强小微企业活力，有利于小微企业的发展。政府完善小微企业的税收支持体系。设立扶持小微企业发展的专项资金，落实和安排微贷贴息资金到位，实现政策向培育市场竞争力转移。放宽商业银行给予小微企业呆坏账核销政策，能够促进微小企业的发展。微贷是商业银行创新金融产品和服务，但金融的创新必须符合监管当局的监管要求。微贷创新设立的组织架构、独特技术、和授权机制都要得到监管当局的认同，因此决策层要创新法规，建立符合微贷的法规制度，从法规上认同这种小微金融产品的创新，有利于推动微贷可持续发展。
政府和监管当局重视和关注小微企业，加强对小微企业的政策支持。放宽市场准入、优化融资环境和建立对小微企业的税收支持都能增强小微企业活力，推动小微企业的健康经营，这些影响因素通过“小微企业的活力”间接正向影响微贷客户经理的工作绩效。而监管当局创新法规传导过程比较复杂，金融外环境通过金融内环境影响组织架构、独特技术、和授权机制，再经金融内环境影响工作绩效。所以，政府认同度可以使金融内环境和金融外环境共同导致工作绩效发生变化，这是双路径部分中介影响途径。政府认同度与微贷客户经理的工作绩效之间呈现显著的正相关关系，并呈现较复杂的传导路径。
结论
【关键词】环京津地区；次级中心城市；因子分析；威尔逊模型
【中图分类号】F061.5 【文献标识码】A 【文章编号】1006-5024（2013）05-0138-05
【基金项目】河北省科技厅指令性项目“优化环京津地区第三产业结构，着力打造环首都绿色经济圈”（批准号：12457202D-41）；河北省科技厅青年基金项目“基于空间引力模型的河北省城市增长极选择研究”（批准号：134572）
【作者简介】张娟，河北金融学院经济贸易系讲师，硕士，研究方向为经济统计；
王宪明，河北金融学院经济贸易系教授，博士，研究方向为区域经济。（河北保定071000）
一、引言
河北省环京津地区主要包括承德、张家口、唐山、秦皇岛、廊坊、保定、沧州7个地级市，该区域是河北省经济发展的重要成长区。随着近年来改革的不断深入和对外开放的不断推进，这一区域在财政收入、对外贸易、基础设施建设、产业结构升级、人均可支配收入等方面都取得了巨大的进步。根据2010年的统计结果，7个地级市国土面积共13.96万平方公里，占全省的74.4%；总人口4111.27万人，占全省总人口的57.15%；完成区域国内生产总值12859.5515亿元，占全省的63.05%；全社会固定资产投资总额达到8655.78亿元，占全省57.39%；财政收入突破673.33亿元，占全省的50.56%。尽管如此，与北京、天津2个中心城市相比，河北省环京津地区在国民经济发展状况、居民收入、外商投资、县域发展状况等方面都存在着明显的差距。
从国民经济发展状况来看，2010年，唐山的国内生产总值达到4469.159亿元，而同时期的北京、天津的GDP分别达到了14113.58亿元、9224.46亿元，尚且不到两个中心城市GDP总值的50%；沧州、保定、廊坊三座城市近年来经济上获得了快速的增长，暂时处于同一起跑线上，毗邻京津中心城市的秦皇岛、张家口、承德三座城市则被远远排在了后面。从收入状况来看，2010年，河北省环京津地区的7个地级市中，城镇居民人均可支配收入都达到了14000元以上，与京津中心城市的收入差距较小；然而，农村居民人均纯收入除唐山、廊坊、秦皇岛相对较高以外，保定、沧州次之，承德、张家口农村居民的人均纯收入则不足5000元。从外商直接投资额来看，天津的外商直接投资额领先于北京，并远远超过周边的各城市，可见近年来滨海新区的建设确实给天津带来了巨大的发展契机。因此，河北省环京津地区要加快与京津发达城市经济接轨，以开放的姿态与外界开展合作，促进区域内经济的快速发展。从县域发展状况来看，尽管几个地级市都与北京、天津有着很强的地缘优势，可是在承德、张家口、保定、沧州4个地级市中，集中了26个国家级贫困县，是贫困人口的集中分布区域，而且在社会经济、基础设施、文化程度、资源条件等各方面都与上述地区存在着明显差距。
由此可见，北京、天津作为区域内的经济中心城市，当前经济发展仅仅独处领头羊的位置，其经济辐射能力并没有得到充分发挥，从而导致其经济集聚效应过度明显而扩散效应严重不足等问题。因此，选取合适的次级中心城市，加快次级中心城市的建设与发展，具有很强的现实意义。它不仅有利于推动京津地区发展、缓解城市发展过程中带来交通拥堵、住房拥挤等社会问题，而且有利于加快冀北地区建设，打破区域间经济发展不平衡现象，促进整体上的协调健康发展，从而成为河北省发展历程中新的经济增长点。
二、本课题的研究现状及研究方法的设计
目前，有关次级中心城市的研究尚处于起步阶段，相关成熟的研究更少。邓清华、朱挢（2006）研究了重庆市次级中心城市的战略布局，指出重庆市应选择经济发展水平较高、产业结构较合理、区位条件较好、发展环境较优的周边区市作为次级中心城市进行大力培育。陈敦、牛婧（2004）主要针对次级中心城市的产业结构雷同和行政区划不合理等问题提出了自己的对策和建议。曹佳（2006）通过引力模型分析确定了内江、自贡、宜宾、泸州为成渝经济区次级经济中心。在所有研究中，最具代表性的成果是郑治伟和孟卫东（2010）对成渝经济区次级中心城市选择的研究。两位学者借助了空间引力模型，找出了成渝经济区区域次级中心的候选城市，并通过建立一个综合的评价系统，最后确定了相应的次级中心城市。其数据具有较强的说服力，其成果具有一定的普适性。
本文在上述研究的基础上，借鉴了邓清华、朱挢和郑治伟、孟卫东的城市综合评价体系，提出了河北省环京津地区次级中心城市的选择需要满足的三个条件。一是良好的经济发展状况。即所选城市必须具备较高的经济发展水平、较为合理的产业结构与基础设施等。只有经济发展水平较高的城市才能产生良好的溢出效果，而合理的产业布局有助于促进新兴产业的发展。二是优越的区位条件。区位是决定城市吸引能力和扩散能力的重要因素，次级中心城市需要拥有便捷的交通运输条件，以便加强与外界的联系。三是良好的对外开放环境。对外开放环境主要强调城市的对外开放程度和与外界的接轨能力。拥有良好的对外开放环境，才能充分地利用外界的条件，实现区域内资源的优势互补，带动区域间经济的协调发展，缩小局部间的差距。
针对次级中心城市选取所满足的三方面条件，本研究将环京津地区的7个地级市作为候选的次级中心城市，对各个地级市进行了综合分析。首先，根据7个地级市的经济发展状况，构建了含经济发展水平、经济发展规模、经济结构和基础设施4个层次19项指标的评估体系，采用因子分析法，对城市进行排名；其次，构建了含公路客运输总量、公路货运输总量、等级公路里程总数及平均可达性等衡量区位条件的评价指标体系，采用因子分析法，对城市进行排名；第三，运用威尔逊模型对各城市对外开放环境进行评价，进而得出各城市排名；最后，根据以上三项评价结果，采用综合评价法，对各城市进行综合打分，将排名前2名的城市确定为环京津地区的次级中心城市。
三、环京津地区次级中心城市的经济发展评价
所谓次级中心城市，就是指那些在生产总值和综合竞争力等方面都非常接近于主中心城市并明显超过区域内其他城市的较大城市。它具有较强的生产功能、科技功能、交通功能、物资集散功能、旅游功能和文化功能等，能够对区内其他城市和乡村构成较强的辐射能力、扩散能力和吸引能力。
首先，根据河北省环京津地区7个地级市自身的经济发展特点和独有的地理位置优势，考虑数据的可获取性，在指标体系的建立上借鉴了郑治伟、孟卫东（2010）关于城市发展水平综合评价指标体系的构建方法，最终选取了含4个层次共19项指标的综合指标评价体系（见表1）。
研究对象为河北省环京津地区的7个地级市。采用的数据均来自于2011年的《河北省经济年鉴》和《中国统计年鉴》。由于各指标之间的相关度非常高，适合作因子分析。运用SPSS统计软件对这7个地级市进行因子分析，得到4个主因子，解释方差在95.52%以上。然后，将各主因子解释方差占解释总方差的比重分别作为权重，经计算权重值分别为59.15%、17.46%、15.13%和8.25%，乘以各城市在各个主因子上的得分（F1、F2、F3、F4），最后计算得出各城市在经济发展状况方面的综合得分。计算结果如表2所示。
从表2可以看出，在河北省环京津地区的7个地级市中，唐山、保定、廊坊三个城市的经济排名靠前，其他城市的经济排名非常靠后，而且区域内各城市的经济发展状况明显不均衡。其中，仅唐山的综合得分大于1，说明唐山市经济发展状况非常好；其次，保定、廊坊的综合得分都接近O，说明2个城市的经济发展状况大体一样；秦皇岛，沧州紧随其后；其他2个城市经济发展状况则远远落后于以上城市。这恰恰说明了选择区域内次级中心城市的必要性和加快改变区域内经济发展不均衡现象的紧迫性所在。
四、候选次级中心城市的区位分析
河北省环京津地区的各城市毗邻京津两个中心城市，拥有优越的地理位置和先天的地缘优势。从公路客运输总量、公路货运输总量、等级公路里程总数和各城市到北京和天津两个中心城市的平均可达性四方面指标对环京津地区的7个地级市在区位条件方面加以分析，用主成分分析提取公因子，对各候选次级中心城市进行区位条件评价。
各城市的公路客运输总量、公路货运输总量、等级公路里程总数均来自于2011年《河北省经济年鉴》。对于可达性分析的具体方法，是根据区域内交通网络现状和线路等级规模，计算出区内某点到区域内其他点的交通联系时间，并通过交通联系所需时间的相对比较量来反映两个地区间联系的紧密程度。根据各城市到中心城市的公路距离和平均行车速度的数据，经计算可以得到各候选城市到北京、天津2个中心城市的可达性系数，其中平均可达性，即各城市到北京、天津可达性系数的平均值（见表3）。
然后，根据公路客运输总量、公路货运输总量、等级公路里程总数（见表4）和平均可达性四个指标所得到的数值，运用因子分析计算得到各候选次级中心城市区位得分情况（见表5）。
从表5可以看出，保定、唐山在区位排名中靠前，这与其四通八达的铁路、公路等交通运输条件息息相关，而张家口、秦皇岛、廊坊3个城市在今后经济的发展过程中则要不断地加快基础设施建设，完善现代化交通网络的构建，加快与外界的联系，实现经济的二度腾飞。
五、候选次级中心城市的对外开放环境分析
良好的对外开放环境直接影响到外商的投资力度和新兴产业的未来投资发展布局。之所以强调次级中心城市的选择需拥有开放的姿态和对外接轨能力，是因为以往的地区经济发展交往过程中常常会遇到政府阻碍资源流动、利用行政强权干扰对外贸易、出台地方保护主义等问题，这些因素都反映到地方政府的办事态度和效率上。因此，次级中心城市的对外开放环境因素分析将具体落实在如何衡量地方政府的工作效率和办事态度方面，也就是政府的对外接轨能力方面。
在威尔逊模型当中，城市j对城市k的资源吸引的能力可以用以下公式表示：
Tjk=KOjPkexp（-βrjk）
其中，Tjk是区域j吸引到的源自区域k的资源数，Oj是区域j的资源强度，Pk是区域k的资源总量，rjk是两区域间的距离，β是衰减因子，决定了政府对外接轨能力的强弱，K是一个系数。
可以看出，影响城市间经济资源流动的主要因素是距离和衰减因子β。β越小，代表政府对经济资源的阻碍作用也越小，从而反映出政府对外经济接轨的能力越强。从公式可以看出，当距离rjk=0时，exp（-βrjk）=1，因此可以推导出KOj=1，由于环京津地区的各城市离北京、天津都比较近，因此，我们把各候选次级中心城市到中心城市的距离近似地看成0。这样可以近似地写为：Tjk=Pkexp（-βrjk）。rjk代表两区域间的距离，为了使数据更加具有可比性和反应实际交通发展状况，本文没有简单地用地图上的直线距离作为各个城市之间的距离，而是统一采用了两城市间的最短公路距离代替，而最短公路距离在区位分析中已获知。因此，解决问题的关键就是如何获取Tjk和Pk。假如城市i对中心城市的辐射力的接收程度为20%，即Tjk=20%Pk，那么公式两端的Pk就可以约去。因此，再次简化后的威尔逊模型的计算公式为：
Fjk=exp（-βrjk）
1/β即代表城市对外的接轨能力。其中，Fjk为i、j城市之间的经济依赖程度，rjk是i、j城市之间最短公路里程。
在此，不妨借助区域经济中的联系量和经济隶属度方法来对地区之间的经济依赖程度加以度量。经济联系量是用来衡量城市间经济联系强度大小的指标，它不仅可以反映经济中心城市对周围城市的经济辐射能力，还能反映周围城市对经济中心城市辐射能力的接受程度。区域经济联系量有绝对经济联系量和相对经济联系量之分。考虑到数据获取难易程度，仅计算绝对联系量。根据201 1年《河北经济年鉴》中各城市GDP和非农业人口的数据，分别计算得到各候选次级中心城市与中心城市北京和天津的绝对联系量和隶属度（见表6与表7）。为了增强数据之间的可比性而又不改变数据的结构，隶属度均采用百分比形式表示。
表8所示为各候选次级中心城市到北京和天津的最短公路距离。根据表6、表7、表8中的数据最后计算各候选次级中心城市城市与北京、天津中心城市的接轨能力（即1/β）。将各城市对北京、天津的接轨能力加以平均，即可得到各城市对北京、天津中心城市的综合接轨能力（见表9）。
从表9可以看出，由于各候选次级中心城市距离中心城市天津、北京的远近和自身经济发展程度不同，唐山、廊坊的政府对外接轨能力都非常高；保定、沧州，次之；张家口、秦皇岛、承德被远远的排在后面。这与现在的各城市经济发展现状基本相互吻合，这也就更加体现了地区对外开放环境在次级中心城市选取当中作为不可忽视因素的重要所在。
六、河北省环京津地区次级中心城市的确定
通过对各候选次级中心城市从经济发展状况、区位条件和对外开放环境三个方面分别进行分析，得到了各候选城市在每个条件下的排名。下面采用综合打分的方法，对上面的分析结果进行综合评价。打分的规则如下：各单项排名为第一的打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。累加各城市在这三个条件下的分数，最后得到各候选次级中心城市的综合排名情况（见表10）。
根据表10，我们可以看出唐山与保定的综合得分远远高于区域内的其他城市，具备了次级中心城市选取的三项基本条件。因此，我们最终选取唐山与保定作为河北省环京津地区的次级中心城市。最终，形成“1+2”的区域经济发展格局。
从分析结果来看，唐山无论是在经济发展状况、区位条件，还是在发展环境方面，都处于区域内（除京、津外）领先地位；而毗邻唐山的承德、秦皇岛2个城市由于受北京、天津中心城市的经济辐射能力有限，在各方面都处于相对落后的地位。因此，唐山作为区域内次增长极，在提高自身经济发展程度的同时，应该充分发挥经济辐射传导中枢的作用。只有这样，才能有效地增强京津中心城市的对外经济辐射能力，促进河北省东北地区的经济建设，缩小局部差异。保定有着便捷的交通运输条件，其他各项条件也相对不错；廊坊、沧州次之；而张家口最差，各项排名都非常靠后，是以后加快环京津地区城市工作的重点扶持对象。选取保定作为区域内西南方向的次增长极，不仅可以加强对张家口的经济辐射，而且可以协同京津2个中心城市共同加强对廊坊、沧州的经济带动作用，促进区域内西北、西南、东南地区的经济建设，可以说保定是未来河北省加快中部经济发展的一个重要增长极。
七、结论
通过上述研究，我们可以得出如下结论：唐山和保定作为河北省东部和南部的后发经济城市，已经具备了区位优势和技术交流的基础，可以作为河北省相对于京津地区的次级中心城市。作为具有重要战略地位的次级中心城市，唐山和保定应该抓住机遇，促进经济又好又快的发展。
关键词：城市规划；城市经济发展；相互影响
城市规划指的是在一定时期内城市规划局对城市发展的战略部署。城市规划是一个城市各项建设和管理的依据。政府通过对城市规划的制定和执行来对经济进行引导和调控。对城市土地资源进行合理的配置和利用，探索出城市生活和生产的合理布局，有利于推动城市经济的发展，有利于提高市场产业水平和经济发展效率。
城市经济发展并不单单指城市经济水平和市民生活水平的提高方面，还要关注到城市环境方面的发展状况。城市经济发展要考虑到整治、环境、经济等各方面，要进行科学的生产和发展，才能实现城市的可持续、绿色发展。要想实现这种绿色、可持续的城市的发展，就必须要制定城市规划。在城市规划的指引下，才能促进城市经济的发展。：
一、城市规划对城市经济发展产生的影响：
1、城市规划可以使城市的功能结构发生改变，能够开拓城市发展的新空间。城市规划可以优化城市空间结构，促进城市产业结构的调整。城市规划编制的主要依据就是城市经济发展的实际情况，如城市发展的经济发展模式、规模以及经济指标、产业布局现状等等各种因素。经济发展的情况将在很大程度上取决于城市空间地域的合理落实和布置。根据我国国民经济快速发展的战略重点，几乎全国所有城市都完成了上一轮规划的内容和目标，为我国经济发展中产业结构进行进一步的优化和调整做了充足的准备。
2、城市规划可以有效的推动城市中第三产业的发展，从而增强城市的资本竞争优势。发展以新型服务业为主的第三产业将是国家城市经济未来发展的方向和目标。而城市规划的制定中会特别注意对城市第三产业发展的进行引导。注重将销售、供应、办公、服务、娱乐、文化等活动联系起来，使各个场所得到相应的、最适合的发展和市场效益，增强城市的资本竞争力，建成高水准的城市基础设施以引入国际资本。
3、城市规划可以在长时期内，合理有序的引导城市经济的发展。城市规划从整体上对城市今后几年的发展做出长远规划，同时也会对城市建设和经济发展中的问题和目标进行具体化，使得规划期限与经济发展规划的期限一致兑现。城市规划的计划性、长远性、具体化，都能真正发挥其对城市经济发展的指导作用。
此外，城市规划的不到位和不科学、不合理也将会对城市经济发展产生一定的消极影响。因为城市规划属于政府经济职能管理体系, 它是政府行为的一个组成部分, 是市场经济体制下的一种特殊需要。但如果城市规划没有根据城市的具体情况，也没有调查城市市场的发展结构和体系，它也将阻碍城市市场的健康快速发展。
二、城市经济发展对城市规划产生的影响
1、地区经济发展的现状决定了城市规划制定的方向，成为城市规划的依据。如果对城市经济发展状况调查的不清楚、不真实，将会导致城市规划具有误导性和阻碍性。所以，在制定城市规划之前，一定要对城市企业的规模大小、地理位置以及城市的地质水文、地形地貌都调查分析清楚。
2、地区经济将在很大程度上决定城市规划执行起来的速度和质量。城市经济发展的现状是城市规划得以顺利执行的条件和基础。经济基础好的地区使得城市规划的进程加快，效率提高，最终推动经济的进一步发展。反之，则会影响甚至阻碍城市规划的执行和实现。此外，由于地区企业分布状况以及发展状况不同，将会直接影响城市规划的制定速度和难易程度。
三、将城市城市规划和城市经济发展紧密结合，促进两者共同发展
由上述分析，我们可以得知城市规划和城市经济发展两者是相互影响，相互发生作用的。城市规划是城市经济发展的指向标和动力，城市经济发展是城市规划的条件和目标。所以我们要认真研究两者发展规律和市场经济的发展规律，将城市规划和城市经济发展状况紧密结合起来，促进双方共同发展。
城市规划的制定和执行要依据城市中产业发展现状以及潜力。重视城市第一产业的发展，创造符合可持续发展的城市绿色环境。据调查资料显示，城市规划目前忽视了农业的发展，忽视了农业在城市化发展中发挥的重要作用。所以，要重视城市中的第一产业的发展，为人们提供赖以生存和发展的物质保证。此外，还要进行城市第二产业和第三产业结构的优化与调整。拓宽城市发展新空间。
城市经济发展的进程要按照城市发展规划的大方向和具体步骤来进行。城市发展规划是城市经济发展的指向标，所以，城市经济发展中一定要严格执行城市规划中的各项发展指标，例如要力行环境的保护，绿化工程的建设等各项标准。按照城市规划的步骤脚踏实地的走，就能够提升城市经济发展的质量和水平。
结语：
城市规划和城市经济发展都在城市发展和建设中发挥着非常重要的作用。城市规划中包含着城市经济发展的各种因素，而城市经济发展又能够有效的提升城市规划制定和执行的速度和质量，两者相互影响，相互作用。所以，在实际城市建设中，一定要将两者紧密结合，相互促进共同发展，最终实现全面建设小康社会的宏伟目标。
参考文献：
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［关键词］ 典型相关 汽车制造业 国民经济
一、引言
1986年，国家“七五”规划中第一次提出要把汽车制造业作为重要的支柱产业发展，但当时汽车年产量仅为37万多辆，对国民经济的影响很小。经过20多年的发展，我国的汽车制造业取得了举世瞩目的成绩。进入21世纪以来，我国汽车产量年均增长20％以上，对世界汽车增长每年的贡献率达到近50％。2008年，我国汽车产销量已经排在了世界第二位，汽车工业的增加值占GDP的比重达到2.2％ 。可以说，此时的汽车制造业已经真正成为了我国的支柱产业之一，成为国民经济发展的重要组成部分。然而，汽车制造业的发展也存在不少问题，许多人对汽车制造业的支柱产业地位也产生了怀疑。为此，本文采用了典型相关模型对国民经济与汽车制造业的关系进行分析，发现汽车制造业与国民经济的发展高度相关，对国民经济的发展有着不可替代的作用。
二、实证分析
1.研究方法。典型分析是研究两组变量之间相关关系的多元分析方法。它借用主成分析降维的思想，把多个变量与多个变量之间的相关化为两个变量之间的相关. 即首先在每组变量内部找出具有最大相关性的一个线性变量组合，然后再在每组变量内找出第二对线性组合，使其本身具有最大的相关性，并分别与第一对线性组合不相关。如此下去，直到两组变量内各变量之间的相关性被提取完毕为止。有了这些最大相关的线性组合，则讨论两组变量之间的相关，就转化为研究这些线性组合的最大相关，从而减少了研究变量的个数。
2.指标选择及数据来源。衡量国民经济发展状况的指标非常多，至今国际上也没有一个完全统一的国民经济发展状况指标体系。因此结合国民的实际情况和各指标的经济意义，并借鉴一些国家的经验，通过筛选，从经济增长、社会财富和居民生活水平三个方面确定了6项指标，作为因变量组。考察经济增长的最常用指标是国内生产总值（GDP），依据生产法，选取了一、二、三产业的国内生产总值三项指标，分别记为。社会财富的总积累用资本形成总额来反映，记为。居民生活状况通过居民收入和就业状况反映，选取了人均可支配收入、城镇登记失业率两指标，分别记为。汽车制造业的发展共选取了4个指标，分别是：企业个数，工业总产值，主营业务收入，从业人员年平均人数，并将这4项指标称为协变量组。
样本数据均来自于《中国汽车工业年鉴（2009）》、《中国统计年鉴（2009）》，具体以2008年中国大陆的省际截面数据作为样本（即大陆的31个省市，不包括港澳台地区）。
3.模型建立。在对原始数据进行了消除量纲的处理后，采用SPSS13.0经济统计分析软件进行典型相关分析,得出如下结果。（1）典型相关系数及其检验。首先通过Pillai迹检验，Hotelling-Lawley迹检验，Wilks L检验和Roy的最大根检验，分析两组变量的相关性。四个检验都是有两个自由度的F检验，每个检验都给出了相应的F值和p值，结果p值均为0.000通过检验，可以进行典型相关分析。通过分析得出,前三对典型变量(U，V)的累积特征根已经占了总量的99.261%。它们的典型相关系数也都在0.8之上,表明相应的典型变量之间密切相关。接下来进行维度递减检验。维度递减检验检验的是从本行所对应的典型相关系数及其以后的所有典型相关系数。如果有一行维度递减检验不显著，即说明以后各行的典型相关不显著。因此维度递减检验能够提供每对典型相关的检验信息。经计算，前三对典型变量通过检验，相关关系显著，仅用这三对典型变量就能够用协变量组来解释因变量组。（2）典型相关模型构建。鉴于原始变量的计量单位不同,不宜直接比较,因此采用标准化后的典型变量系数,构建典型相关模型,见表1。
表1 典型相关模型
4.结果分析。根据典型变量重要程度及系数大小，从建立的典型相关模型可看出，国民国民经济发展状况受汽车制造业发展状况影响的程度可用三对典型相关变量予以综合描述。
第一组典型变量和最相关，也就最能揭示国民经济发展与汽车制造业发展之间的关系。由第一组典型相关方程可知, 与工业总产值相关；与第二产业GDP以及第三产业GDP呈高度相关。汽车产业的发展影响国民经济的发展，尤其是第二产业的发展。供需两旺的汽车制造业具有较高的产业增加值，汽车制造业作为第二产业的重要组成部分，其增加值直接影响到第二产业的增加值，从而影响整个国民生产总值。另一方面，汽车制造业的发展还会带动金融业、汽车服务业、燃料能源业等相关第三产业的发展，影响第三产业的增加值，促进国民经济发展。
第二组典型变量也相关，但远远不如和的相关那么显著。根据第二组典型相关方程，与汽车制造业发展相关的主要因素为主营业务收入和工业总产值；第二产业GDP，是反映国民经济发展的重要指标。汽车产业的发展，要求其配套展业也相应发展。为其配套的钢铁业、橡胶业、机械工业等相关第二产业得到发展，同时公路等基础设施建设也相应发展起来，汽车制造业带动了国民基础设施的建设，对第二产业GDP的增长具有拉动作用。
第三组典型变量相关程度相对前两组弱。与汽车制造业的从业人员年平均人数相关；国民经济的第三典型变量呈高度相关。汽车制造业的发展提供了众多的就业岗位，拉动了就业。
总而言之，汽车制造业对国民经济增长具有拉动作用，他的产业关联度高，又可以为社会提供更多的就业岗位。因此，坚持汽车制造业的支柱产业地位是符合国民目前的社会和经济发展现状的。
参考文献：
[1] 于秀林任雪松：多元统计分析.中国统计出版社,1999
[2] 陈希需 倪国熙：数理统计学教程.上海科学技术出版社,1988
通过主成分分析法及因子分析法得到的相关结果可知：北京、天津、上海及江苏等地区社会发展的综合状况排在全国前列。排在前列的省市自治区大多数都有着一定的经济发展积淀，长期的经济发展再加上相关政策的推广更加推动了该地区社会发展。因此，国家应加大对于偏远地区，经济不发达地区优惠政策的推广力度，使之更快的更好的发展，进而缩小我国贫富差距。
关键词：社会发展的综合状况；主成分分析法；因子分析法
一、引 言
本文的实验目的为考察我国各省市自治区社会发展综合状况，但统计的各项指标相关性较强，因此可以用SPSS软件中的主成分分析和因子分析进行分析实验，通过分析导出少数几个主分量，使他们尽可能多地保留原始变量的信息且彼此间不相关，从而来研究复杂的问题。通过分析我们可以了解到我国各省市自治区的发展状况：由各因子载荷/负荷矩阵的系数，我们可知实验得到的各主成分或公共因子分别反映我国省市自治区发展水平的哪一方面，从而可以了解到我国各省市自治区各方面的发展状况；再通过综合分析，可得到我国各省市自治区各方面的综合发展状况。
二、主成分分析实验
（一）主成分分析的基本思想
主成分分析是考察多个定量（数值）变量间相关性的一种多元统计方法。具体的说，它是通过导出少量几个主分量，使他们尽可能多的保留原始变量的信息，且彼此间不相关。它的一般数学模型有：利用n个样本的p项指标的信息区别这n个样本。因此，要从这p项指标中找出少数几个综合指标使他们尽可能地反映各项指标的信息，且彼此之间不相关。即：
（二）主成分分析的实验结果及分析
为了考察我国各省市自治区社会发展的综合状况，本文选取了人均地区生产总值（元）X1、城镇居民可支配收入（元）X2、农村居民家庭人均纯收入（元）X3、在校学生数（人）X4、学校数（所）X5、卫生机构数（个）X6、固定资产投资总额（亿元）X7、每万人拥有公共交通车辆（标台）X8八个指标进行实验分析。
利用SPSS进行主成分分析得到八个指标的相关矩阵，由矩阵可知，各变量之间存在着较强的相关关系，如果直接用于分析，可能会带来严重的共线性问题，因此有必要对变量进行主成分分析。计算解释总方差得出第一主成分的特征跟为4.064，它解释了总变异的50.796%；第二主成分的特征值为2.844，它解释了总变异的35.547%；根据主成分个数的确定原则，即特征跟大于1、累计方差贡献率达到80%～85%以上，确定这八个变量需要提取两个主成分。
计算主成分中因子载荷矩阵，依据第i个主成分的变量系数向量等于此表中的第i列除以第i个特征根的算术平方根得：
从上式可以看出，第一主成分主要由X3、X4、X5、X7确定的，他们在式中的系数大于其他的系数，故可以认为第一主成分说明文化投资建设。第二主成分主要由X1、X2、X6、X8确定，可以认为是经济发展程度。
经过综合评价分析可得主成分得分，经排序整理得出名次表，从结果给出的答案可以看出，北京、上海、江苏、浙江、广东、天津、山东等地综合排名位于前列。北京地区作为我国首都无论是文化投资建设还是经济发展程度都名于前列，并且经济发展程度位于全国首位。上海经济发展位于第二，文化投资建设也靠前。江苏和山东地区文化投资建设为全国首位。山东是我国孔孟文化的发源地。儒家文化浓厚。贵州、云南、、甘肃等地排名靠后。这些地区无论是教育投资还是经济发展都落后全国平均水平。国家应该大力支持这些地区的教育事业，多给予这些地区一些政策优惠，多发掘各地的特色，例如地区改善交通，以旅游业为主带动经济。多鼓励这些地区的小企业户，促进这些地区的经济发展，进而缩小我国贫富差距。
三、因子分析实验
（一）因子分析的基本思想
因子分析是根据相关性大小把原始变量分组，使得同组内的变量之间相关性较高，而不同组变量间的相关性较低。因子分析的目的是寻求变量的基本结构，简化观测系统，减少变量维数，用少数的变量来解释复杂问题。
它的一般数学模型有：
设有n个向本，p个指标。X=（X1，X2，…，Xp）T为可观察的随机变量寻找公因子为f=f1，f2，…，fq，则模型：
为因子分析模型。
（二）因子分析的实验结果及分析
利用SPSS软件对我国31个省市自治区的八个指标进行因子分析。得到变量共同度矩阵，从中我们可以知道除了指标X8以外，X1到X7其他7个变量都能很好的被两个因子解释。这七个变量的因子共同度均在0.7以上。
由因子分析中旋转后的因子负荷矩阵可知旋转的因子系数已经很明显的向两级分化，有了很鲜明的经济意义，给予了变量指标更实际的意义。F1中系数绝对值大的主要有：X4（在校学生数）、X5（学校数）、X6（卫生机构数）、X7（固定资产投资总额）。这四项变量指标主要反映各地区的基础设施文化投资；F2中系数绝对值大的主要有：X1（人均地区生产总值）、X2（城镇居民可支配收入）、X3（农村居民家庭人均纯收入）、X8（每万人拥有公共交通车辆）。这四个变量指标主要反映各地区的经济发展程度。
经过综合评价分析可得到各因子的得分数，进行排名整理可得，此结果与主成分的结果存在一定的出入。以实际情况来考虑，北京上海等地的经济发展以及基础设施都是全国最靠前的，相对来说主成分分析的结果更接近现实。
总 结
[关键词]主成分分析 经济发展水平 综合评价
一、引言
经济发展是社会、国家和某个地区发展的主要因素。我们衡量某一个地方的发展情况主要是看他的经济发展状况如何。同样要想改变一个地方的生活水平,首先要了解这个地区的经济状况。因此,对经济的发展现状的研究就显得十分有意义。
二、主成分分析
主成分分析就是设法将原来的指标重新组合成一组新的互相无关的几个综合的指标来代替原来的指标,同时根据实际需要从中可取几个较少的综合指标尽可能多的反映原来的指标信息。
三、采用主成分分析的步骤
1.将原始数据进行标准化处理,使指标具有可比性。
2.计算数据表的相关系数矩阵。
3.对应于相关系数矩阵,求其特征根,以及对应的特征向量,,。
4.根据特征根的计算结果,确定主成份分量的个数。计算累计贡献率,称为前个主成分的累计贡献率。一般来说,当累计贡献率大于80%时,就选取前个主成分量,从而可对个主成分进行综合分析,得到主成分量,
5.根据各主成分量方差贡献率,计算各地区的经济发展评价指数。
四、数据的选区
我们选取了全省11个地市的八项经济指标,包括:生产总值;规模以上工业增加值;固定资产投资;社会消费品零售总额;地方财政收入;外商直接投资;城镇居民人均支配;农村人均收入。数据来源于河北省统计局网。
我们利用spss软件对样本数据进行主成分分析,其结果见表
我们可以看到由第一主成分和第二主成分的累积贡献率已达到91.78%,超过了85%,故选两个主成分就可以了。我们得到下面主成分公式:
第一主成分分析在各个变量上的系数均为正,而且数值上相差不大,大都在0.3~0.4之间。各个变量的系数可解释为在此变量对各个地市的经济发展贡献率,主成分代表各个地市的经济发展水平大小,即的数值越大,该市的经济发展水平越高。
第二主成分主要反映了城镇居民人均支配和农村人均纯收入这两个指标,可以认为说明了各个地市的人们生活水平,所以的值越大,表明该市的人们生活水平越高。
根据(分别代表第一、二主成分的贡献率)可计算各个地市的经济状况的西欧那个和实力,各个地市综合实力得分和排名见表中。
表 河北省11地市经济状况主成分得分及综合得分
第一主成分 第二主成分 综合得分 综合得分
名次
得分 名次 得分 名次
石家庄市 3.102 2 -1.275 11 2.603 2
承德市 -2.415 10 -0.192 7 -2.161 10
张家口市 -2.214 9 -0.456 9 -2.014 9
秦皇岛市 -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
沧州市 -0.702 7 -0.330 8 -0.659 7
衡水市 -2.613 11 -0.066 4 -2.323 11
邢台市 -1.828 8 -0.191 6 -1.641 8
邯郸市 0.721 3 -0.179 5 0.619 4
五、结果分析
通过上面的分析,我们将河北省各个地市的经济状况发展水平进行了排名,下面我们来分析一下排名的合理性。
1.唐山市的经济发展水平最好,综合实力也是最强的。唐山市是一座具有百年历史的沿海重工业城市,现在已发展成为全国的重要能源、原材料工业基地,同时,唐山市地处环渤海经济圈腹地,与北京、天津构成了环渤海地区经济发展的“金三角”。
2.石家庄、廊坊、邯郸、秦皇岛的经济发展排在唐山之后,但也在全省的上游水平,经济发展状况较好。其主要是这几个地市位于河北省中间线,是建设经济发展的隆起带。
3.张家口、承德、衡水的经济发展处于全省的下游水平,属于经济欠发达地区,其主要原因有产业结构不太合理,农业占主要地位工业化重要标志的加工工业发展滞后,使该地区经济缺乏必要的自我积累。
参考文献:
关键字：县域经济 熵值法 综合评价 主导产业
中图分类号：F127 文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2011）01-082-03
一、引言
县域经济是我国经济相对独立运行的具有综合性和区域性的基本经济单元，也是区域经济最基层的环节，对县域经济的理论所形成的县域经济学，属于区域经济学这个大学科。
目前，我国经济已连续30多年快速增长，广西经济发展水平也有了很大的提高。但与全国相比，广西经济发展的总体水平仍偏低，发展速度严重滞后，表现为地质环境恶劣、产业结构不合理、工业基础薄弱、扶贫任务重等，这些都严重阻碍了区域经济发展的进程。随着改变开改的深入进行，要想实现贫困的稳定发展和可持续发展，关键在于对主导产业和特色优势的准确定位，应在合理利用资源的基础上，结合当地的地域特征来发展县域经济并使其步入正轨，从根本上解决县域地区经济发展问题。忻城是广西的贫困县，如何利用有限土地使农民收入、资源、环境相互协调，是贫困地区未来发展面临的严峻挑战之一。现阶段单靠政策和财政扶贫来解决贫困问题，从长远来看是不可行的，贫困地区所欠缺的不仅仅是资金和政策支持，还欠缺先进的文化观念和先进的生产力。要摆脱贫困，不能单靠政策扶持和资金扶持，更重要的是为贫困地区传播先进的文化观念和先进的生产力，使贫困地区的人们能够从观念上加以转变，对本地区有更进一步的科学认识，充分发挥自身的比较优势，结合现状，选择一条适合的发展道路实现社会经济的协调发展，从而最终消除贫困。
二、产业整体发展状况评价及行业对比
为了科学评价忻城县社会经济发展状况，本文建立了评价数学模型，并对模型进行了计算机实现。这个模型既可用于忻城县不同年度自身发展的横向综合分析评价，也可用于忻城县内部各大产业之间发展情况的比较。
在对忻城县自身发展状况进行横向综合评价时，按年数据进行收集，并以一年内的观测值为基础进行评价。这样可以避免因为客观方法权数的不可继承性所带来的评价结果的不可继承性，使得每年的评价结果都保持为确定值。虽然会带来误差和波动，但在可接受的范围内，采用这样的方法显然更为合理科学。
三、对数学模型的一般性描述
本文建立的数学模型主要就忻城县自身的横向综合评价作一个说明（横向比较预处理时，选取每一指标的最小值作为处理基数）。假设评价矩阵为：
关键词：人口系统；经济系统；协调发展
人口与社会经济的发展存在着无法割裂的内在联系，人口是社会经济发展的前提和最终归宿，经济的发展在很大程度上受制于人口数量、人口质量、人口结构及其变化的状况，同时在一定条件下决定人口发展。尽管如此，由于发展之间的关系千差万别的，不同地方人口与经济发展的关系有很大的区别。本文主要针对人口和经济协调发展展开论述。所谓人口与经济社会的协调发展，即在经济社会发展的同时，如果既充分利用了人力资源，实现了充分就业，又较好地满足了人们的物质文化需要，就是实现了人口与经济发展的协调。要实现人口与经济的协调发展，必须在控制人口数量、提高人口素质、优化人口结构的同时，保持社会经济的适度增长，尽可能地创造更多的就业机会，提高经济效益。
一、协调发展评价模型构建
（一）指标选取与指标权重
本文采用分层评价模型进行协调发展综合评价，根据协调发展指标体系，分别选取了经济指标（作为逆指标的城镇居民恩格尔系数和gdp、人均gdp、财政收入、第三产业值占gdp比重、城镇化率等正指标）与人口（包括大专及以上人口所占比重与平均教育年限等正指标，总人口、人口密度等中性指标和自然增长率、婴儿死亡率与总抚养比率等逆指标）指标等一级指标。然后采用层次分析法（ahp）确定一级和二级指标的权重。
（二）指标数据的无量钢化处理
由于本文采用的指标数据具有不同的单位，这可能会对评价结果产生影响，因此需要对它们进行无量钢化处理，使其波动范围缩小到0和1之间。最常用的方法是极差标准化，其公式如下：
正指标计算公式为：
经济这种标准化所得新数据的值越大越好。
（三）协调发展系数计算
协调发展系数强调两子系统的协调情况及发展水平。在文中先用协调系数来评价两系统的协调状况，其公式为：
cij=exp（-k（ui-uj）2）
其中：cij表示第i系统与第j系统的协调系数；ui表示i系统的实际发展水平（综合评价得分），uj表示j系统的实际发展水平（综合评价得分）；k=2/s^2，s^2为ui和uj的方差均值。
即使协调系数能反映两系统的协调情况，但不能反映系统当时所处的发展水平。当ui=0.7，uj=0.7时，i系统与j系统的协调系数为1，而当ui=0.9，uj=0.9时，系统i与系统j协调系数也是1，但是后者两系统的发展水平明显高于前者。所以本文还引入了协调发展系数指标。其公式为：
d=（cuiαujβ）1/2
其中：d为系统i与系统j的协调发展系数；c为系统i与系统j的协调系数；α，β为权重，且α+β＝1，具体到人口与经济两系统，设为α＝β＝0.5。协调发展系数是一个正指标，数值0和1之间，值越大说明该地区人口与经济协调发展状况越好。
二、我国人口与经济协调发展区域评估分析
本文利用2007年人口、经济发展水平作为截面数据，对全国各地区人口与经济协调发展状况作综合评价。因为，反映人口发展水平的三种指标较难取，本文在对指标数据进行无量钢化处理时用最佳状态值1。
（一）指标权重的确定
本文利用林凡元文章中所用的专家打分结果，根据ahp方法分别构造出了人口系统和经济系统的判断矩阵，然后通过计算获取了判断矩阵的最大特征根，分别为3.095195和3.038711。人口与经济指标的特征向量如表1所示。
（二）人口与经济发展综合水平与协调发展评价
本文选取我国各地区2007年的人口与经济发展指标数据，首先根据正指标、逆指标不同，进行数据无量钢化处理人，其次根据加权平均法，将人口系统与经济系统发展水平指标无量钢化数据与各指标对应权重值乘积来表示，其公式为：
本文运用matlap软件以上两矩阵相乘得全国各省市人口系统与经济系统的实际发展水平，然后根据协调系数和协调发展系数公式求得全国各地cij和dij值，即具体值与排位如表2所示。
由表2可以看出，在全国各地区人口系统与经济系统综合得分中，人口系统综合得分均高于经济系统综合得分，这可能由本文在无量钢数据里面人口密度、婴儿死亡率和平均人口受教育年限等指标引用了最佳引起的。c与d值前七位分别为广东、上海、浙江、江苏、山东、天津和福建等东部沿海地区；后四位是海南、湖北、湖南和吉林等地区。主要原因是在东部地区经济比较发达，人力资源比较丰富，人口素质较高，因此东部地区人口与经济比较协调发展，而在其他中西部地区协调发展程度较低。
三、结论
通过以上分析表明，我国人口与经济发展水平虽然呈现出逐年上升的趋势，经济总量保持高速增长，人口增长率较稳定，城市化、工业化进程发展迅速，但是各地区发展区际差距比较明显。东部地区协调发展系数均为较高，中西部地区较低。广东、上海、浙江、江苏、山东等地区协调发展系数都大于全国平均水平。主要原因是东部沿海地区人口发展综合得分与经济水平综合得分较接近，协调性好，并且人口与经济发展整体实力较强。我国其他地区在人口与经济发展水平上存在一定得不协调问题。分析结果表明，海南、湖北、湖南、和吉林等地区存在严重的不协调性，协调发展系数都排在后面，从表2中最后一列可以看出一种共同特点，即人口水平排位在经济发展水平前面。也就是说，在这些地区人口与经济发展不协调主要原因是人口发展速度跟不上经济发展。
参考文献：
1、国家统计局中国统计年鉴[m].中国统计出版社,2008.
2、达莫达尔n·古亚拉提.经济计量学精要[m].机械工业出版社,2000.
3、李慧京.人口与社会经济发展[m].陕西人民出版社,1993.
［关键词］经济发展；区域收入差异；主成分分析；协整
［中图分类号］F061.5 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2013）1-0033-03
1 引 言
山西省“十二五”规划的指导思想和奋斗目标中，明确提出山西省以转型跨越为目标，转型跨越发展是山西省科学发展的客观要求，国务院于2010年12月1日批准山西省为国家资源型经济转型综合配套改革实验区，这为山西的转型跨越发展提供了难得的机遇，我们应借助综改实验区这个平台，千方百计地增加农民收入，统筹城乡发展，缩小区域差异，努力实现科学发展。
改革开放以来，山西省的农民整体收入水平有了很大提高，但由于自然经济条件差异、历史文化背景的不同、地理位置和交通条件不同以及农村工业化进程的差异致使各农村经济区域间农民收入的增幅也各不相同，导致农村居民收入区域差异拉大。其中，以“城市农业”为代表的农村区域经济区（以太原市农村为主）农民纯收入最高，而农业基础差，以劳务输出为主的农村区域经济区（以吕梁市农村为主）农民人均纯收入处于全省最低水平。农村居民收入区域差异不仅仅表现为经济发展的一个结果，同时又是影响甚至决定经济发展的一个重要变量。
近年来，许多学者从不同的角度对中国农村居民收入差距问题作过深入的研究，包括张平（1992）、万广华（1998）、李实（1999）等，其中大多数研究集中在我国东中西地带之间或省际之间的收入差距，而对省内农村居民收入区域差异问题研究较少。因此作为资源丰厚而经济欠发达的山西省来说，要实现转型跨越发展，必须客观全面地研究农村居民收入区域差异，分析其对经济发展的影响。
2 指标设计
为了反映山西省农村居民收入区域差异对经济发展的影响，本文拟使用两组指标，一组反映经济发展状况，另一组反映农村居民收入区域差异状况。
（1）经济发展状况指标。①国内生产总值（GDP）；②人均国内生产总值（PCGDP）；③国内生产总值增长率（RGDP）；④人均财政收入（PCR）；⑤第三产业产值占GDP的比重（TIPGDP）。
（2）农村居民区域收入差异指标。本文选用基尼系数（G）来反映山西省农村居民区域收入之间的差异。基尼系数根据三角形面积切块法进行计算。
3 实证分析
3.1 数据处理
本文所有数据都来自有关年份的《山西统计年鉴》，或据此计算整理得到。其中GDP、PCGDP、PCR、G均以七八年不变价进行计算，RGDP是根据实际GDP进行计算。
3.1.1 数据的标准化
由于各个指标原始数据的量纲不同，本文采用Z-Score技术（即Zi=xi-S，式中S为标准差）对各个指标的原始数据进行了标准化处理。
3.1.2 主成分分析
本文反映经济发展状况的一组指标显然存在多重共线性问题，为消除多重共线性问题的影响可选择主成分分析方法。本文利用SPSS13.0统计软件对反映经济发展状况的指标值进行了主成分分析，以主成分对总方差的累计贡献率≥85%提取主成分，结果见表2：
结果主成分1（ED1）和主成分2（ED2）对总方差的累计贡献率达99.330%，因此可用其作为原变量所含信息的代表。以主成分的贡献率为权数求加权平均值，可得经济发展水平值ED（见表1）。
ED=0.80071ED1+0.19258ED2
3.1.3 H-P滤波
本文运用相量自回归模型（VAR）来进行分析，该模型要求系统中的变量是平稳序列。H-P滤波是经常使用的经济变量趋势分解法，本文借助于Eviews5.0统计软件，对经济发展水平值ED和农村居民收入区域差异指标G进行了H-P滤波处理。从图1、图2 可以看出，随着代表经济发展水平的曲线的上升，代表农村居民收入区域差异状况的曲线总体上呈现下降趋势，表明随着经济的发展农村居民收入区域差异在缩小。
图1 经济发展水平值及其H-P滤波值曲线
图2 农村居民收入区域差异水平值及其H-P滤波值曲线
3.2 影响关系分析
3.2.1 协整检验
经过H-P滤波处理得到的经济发展水平和农村居民收入区域差异数据分别记为HPED和HPG。在做进一步分析之前，本文首先采用EG两步法检验它们之间是否存在协整关系。第一步，运用Eviews5.0统计软件对两序列进行ADF检验，结果表明，HPED和HPG均为一阶单整，即I（1）。第二步，用OLS回归方法进行估计，然后对残差序列进行单位根检验，结果如下：
表3显示的结果表明经济发展和农村居民收入区域差异之间确有某种协整关系，但并不能具体指出何为因、何为果，因此还需要做进一步的因果检验。
3.2.2 Granger因果关系分析
对于经济发展与农村居民收入区域差异之间的因果方向，本文采用Granger因果关系检验法进行分析检验。
根据表4的结果，可以得出山西省农村居民收入区域差异是经济发展水平的Granger原因。
3.2.3 脉冲响应分析
脉冲响应函数反映的是在扰动项上加上一个单位标准差大小的冲击对内生变量的当前值和未来值所带来的影响。如上所述，农村居民收入区域差异是经济发展水平的Granger原因，为了能从动态角度更好的分析，本文进一步对其作脉冲响应分析。如图3所示。其中实线部分为计算值，虚线为响应函数加减两倍标准差的置信带。
图3 脉冲响应函数曲线
从脉冲响应函数曲线来看，经济发展在受到农村居民收入区域差异水平值一个单位正向的标准差的冲击后，在滞后期内冲击效应为负值，且冲击效应绝对值呈现逐渐增大然后变小的过程，这意味着农村居民收入区域差异虽然是经济发展的Granger原因，但是在中长期内并不会促进经济的发展，反而对经济的发展起消极阻碍作用。
4 结论及建议
本文的实证分析表明，目前山西省农村居民收入区域差异对经济发展起消极阻碍作用，这就要求政府在注重经济发展的同时更要重视农村的长久稳定与繁荣。第一，随着全球科技信息化和经济一体化的突飞猛进，城市之间的竞争愈演愈烈。近年来在中央政策和地方经济发展的拉动下，中部六省中除了山西，其他各省均已形成城市联合体，显现出一定的发展潜力，唯独山西省目前还没有形成规模的城市联合形态，因此必须紧紧抓住国家把太原城市群列入战略性重点发展区域的机遇，加快发展太原都市圈。第二，以促进农民增收为着力点，大力发展现代农业，实行产业化发展，做强品牌。加大扶持力度，提高农民职业技能和创收能力，保障农民权益，千方百计开辟增收渠道，努力实现农民收入大幅度增长，援助贫穷落后区域，促进区域协调发展。第三，完善农村社会保障体系，构建社会主义和谐社会。农村社会保障是整个社会保障体系的重要组成部分，它的整体推进关系到农村经济社会的全面健康发展，也关系到农村的社会稳定。在山西省转型跨越发展时期省政府要不断加大农村社会保障资金的投入、多渠道筹集农村社会保障资金，提高农村居民的社会保障待遇水平，缩小城乡收入差距；加快农村社会保障项目的建设，提高农村社会救助水平，完善农村养老保险制度，扩大其覆盖面，完善农村社会福利体系，加快农村社会保障信息化建设。
参考文献：
［1］万广华.中国农村区域间居民收入差异及其变化的实证分析［J］.经济研究，1998（5）：36-41．
［2］陶应虎.农村居民收入区域差异与经济发展关系的实证分析［J］.开发研究，2010（4）：48-50．
［3］张藕香，何建伟.我国农村居民收入增长来源的实证分析［J］.技术经济，2009（11）：99-106．
［4］刘美平.城乡治理体制变革的三维走向［J］.工业技术经济，2011（11）：109-113．
［5］张平.中国农村区域间居民的收入分配［J］.经济研究，1992（2）：62-69．
一、遵义市的经济发展与生态环境状况
在贵州省各市级行政单元中，遵义市的经济水平相对较好，其人均GDP仅低于黔中区。近年来，遵义市经济虽有了快速发展，但因各大乡镇企业加大了工矿业发展力度，再加上人口的急剧增加，使得该市的环境污染问题尤为突出。笔者拟通过构建经济发展水平评价模型和生态质量评价指数来对该市的经济发展状况和生态环境状况进行评估，数据来源于2001～2010年国家统计年鉴、贵州省经济“十一五”规划以及最新《贵州省环境状况公报》。
（一）遵义市经济发展状况评估1．遵义市经济产业发展现状从宏观经济变量来看，“十一五”期间遵义市经济产业发展协调度有所优化，见表1。虽然遵义市的第三产业比重不断上升，但在产业结构方面仍然存在着明显的不合理现象，大部分地区都以发展第一产业为主，第二产业效益不高，而第三产业发展水平低下，见表2。尽管2010年遵义市第二产业约占GDP的比重为41．8％，但投入和产出不协调，仍不能满足区域经济发展的要求。此外，自“十一五”以来，虽然遵义市已初步形成了以白酒、能源、材料、“两烟”、装备制造、名优特色食品、制药、化工、竹及竹加工、新兴产业等十大产业为主导的产业格局，但新兴产业起步晚，发展缓慢。第二产业对自然资源的利用水平，对遵义市资源开发、消耗和供需都有巨大影响。产业结构只是从宏观上体现了遵义市经济发展状况，为更客观评价其经济发展状况，需构建总体经济发展水平评价模型。2．遵义市经济发展水平评价模型本研究遵循“可操作性、可测性、可行性、综合性”的基本原则，从遵义市经济发展实际状况出发，在要素层方面选取了生活质量、经济效益、经济增长、经济结构和经济总量五个指标层，在指标层方面共选取了12项指标，分别为基尼系数（B1）、农民人均收入／元（B2）、资金禀赋系数（B3）、波动系数（B4）、工业产值增长水平／％（B5）、GDP增长率／％（B6）、二元结构水平（B7）、霍夫曼系数（B8）、工业结构系数（B9）、经济密度／元．km2（B10）、财政收入／万元（B11）、人均GDP／元（B12），用以构建遵义市经济水平评价体系。（1）权重赋值信息源矩阵为保证评价结果的合理、可信，本研究采用了主成分分析法进行权重赋值。［4］（P88～94）该方法是直接根据客观环境中的信息进行权重赋值，所以需要掌握各项经济发展指标对总体经济水平的贡献量，权重与贡献量呈正相关。要获得不同指标的贡献量，就需要对各时间或空间经济发展因子原始数据建立矩阵，然后采用主成分分析法，从各指标中提取其对区域经济发展的影响和贡献，对交互指标的贡献进行定量描述，最终在识别贡献量大小的基础上，对各指标进行权重赋值，从而让权重取值尽可能地客观、合理，有可比性。［5］（P63～68）遵义市共有13个县级（县、市、区）行政单元，各行政单元的经济水平评价指标原始数据不同，根据指标的原始数据。
（二）遵义市的生态环境质量生态环境是环境管理、人类开发活动、自然条件背景共同作用的结果。区域自然条件的不同，造就了不同种类的自然生态系统，同时不同生态系统下，适应人类生存的程度，人类开发利用方式也有较大差异，由此带给生态环境的影响也就不尽相同。［7］（P21～27）在选取评价指标时，要综合考虑各项因素，以确保评价的全面性、客观性、可靠性。本研究的要素层选取了环境污染、资源占有量、环境破坏、地貌、气候5项。并从要素层中提炼出了11个评价指标（D1～D11）：水污染负荷、大气污染模数、水土流失占比、石漠化占比、森林覆盖率、人均水资源占有量、人均耕地面积、喀斯特面积占比、山地面积占比、年均降水量、气温高于10℃活动积温。由于前5项主成分的Ed值达到了91．291％，大于一般标准（＞85％），所以主因子取前5项，计算特征向量并得到主因子荷载矩阵，再采用EOF法求出因子荷载矩阵。最后根据回归方程，并作归一化处理求得各指标的标准权重，见表6。最后采用模糊隶属度函数求出指标隶属度，并应用评价指数计算模型计算出遵义市生态质量评价指数。通过表7，可以看出遵义市大多数年份的生态质量评价指数在0．5以上，表明其生态环境质量整体良好，在今后的发展中，遵义市具备一定的生态环境优势。
二、遵义市区域经济与生态环境发展的协调度
在对遵义市的经济发展与生态环境的状况进行定量分析的基础上，笔者将构建协调发展度、协调度模型来对遵义市区域经济与生态环境发展的协调度进行分析。
（一）协调发展度与协调度模型本研究选用了离散系数表示经济发展与生态环境的协调度。离散系数表示的是组间数据的离散（或变异）程度，比较的是多组数据的变异度。由于观察值在数值含义、单位方面的不同，所以比较不同观察值的大小无实际意义，但是变异系数表示的是没有单位的比值，所以可对不同单位的观察值离散程度进行比较。离散系数（C）为标准差（S）与均数（X）的比值，代入标准差计算公式得出离散系数计算公式。
（二）遵义市协调发展度与协调度分析将计算出的经济发展评价指数、生态环境评价指数代入协调度（CV）、协调发展度（H）计算模型中，即可计算出遵义市经济发展与生态环境质量的CV、H及综合评价指数，见表8。
三、结论
通过近十年的区域经济与生态环境发展的协调度分析，发现遵义市整体协调水平有待于提高。遵义市作为中国西部典型的喀斯特地区，其案例具有一定的代表性，遵义的发展对西部民族地区尤其是西南喀斯特地形地区具有一定的启示作用。和遵义相类似，中国西部民族地区大多生态环境较好，在发展中具有明显的自然环境优势，这也是这一区域经济发展所能依赖的，但同时也面临经济发展与生态环境间的矛盾。笔者认为，实现区域经济与生态环境同步发展并提升两者协调度，是解决这个矛盾的关键。应当通过产业结构调整；创新经济和环境协调发展模式，推行绿色经济、循环经济、低碳经济来实现。第一，产业结构调整。第一产业主要是对可更新自然资源的利用，对环境破坏不大。因此保证第一产业的基础地位。可以利用区域优势发展特色农业，如遵义市可结合当地生态地貌特点大力发展畜牧业、竹业和药业。第二产业要以发展节能环保的新兴产业为重点，如航天材料制造等，并提升产业竞争力，做大产业规模。此外，要发展民族旅游和文化产业，改变第三产业落后的现状。第二，创新经济和环境协调发展模式，推行绿色经济、循环经济、低碳经济。西部民族地区经济发展不能再走东部地区“先污染，再治理”的老路子，而要创新经济和环境发展模式，探索绿色经济、循环经济、低碳经济的有效路径。绿色经济发展的关键在于提高绿色科技，通过绿色技术来提升区域经济发展质量。循环经济和低碳经济则要求改变理念，通过政策和法规来加以引导。并加大教育和宣传工作力度，提高全民环保意识。
作者：武音茜单位：贵州财经大学副教授
