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地區(qū)經濟發(fā)展水平范文第1篇

關鍵詞：湖北民族地區(qū)；全局主成分分析；經濟發(fā)展

基金項目：湖北省自然科學基金項目（軟科學研究計劃）（批準號：BZY12023）

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

原標題：湖北省民族地區(qū)經濟動態(tài)發(fā)展水平研究

收錄日期：2015年4月4日

一、引言

少數民族地區(qū)的經濟發(fā)展是實現(xiàn)民族“共同團結奮斗、共同繁榮發(fā)展”目標的關鍵，也是實現(xiàn)湖北經濟社會發(fā)展的薄弱環(huán)節(jié)和關鍵所在。湖北少數民族縣市共10個，包括恩施州的8縣市（恩施市、利川市、建始縣、巴東縣、宣恩縣、咸豐縣、來鳳縣、鶴峰縣）和宜昌市的長陽縣和五峰縣，人口共計247萬，國土面積近3萬平方公里，占湖北省的15.8%。由于自然地理因素和歷史條件等多方面的原因，民族地區(qū)經濟發(fā)展基礎薄弱，經濟總量不大，是湖北經濟發(fā)展的“短板”，多數經濟指標存在5～10年較大的差距。2013年，10個民族縣市的GDP為670億元，僅占湖北的2.83%。因此，深入研究湖北民族地區(qū)的經濟動態(tài)發(fā)展情況，緩和發(fā)展失衡、協(xié)調區(qū)域發(fā)展，顯得十分迫切和重要。

民族地區(qū)經濟發(fā)展水平和發(fā)展模式研究，主要集中在三個方面：一是研究指出民族地區(qū)經濟發(fā)展失衡的原因。高新才等（2006）全面考察了西北民族地區(qū)經濟發(fā)展中存在的多重差距，認為多重差距的產生是由區(qū)域產業(yè)結構不合理、區(qū)域產業(yè)發(fā)展水平低等導致。周民良（2008）提出民族地區(qū)經濟呈現(xiàn)出經濟增長、結構優(yōu)化、效益改善的趨勢，但是民族地區(qū)的經濟發(fā)展方式還沒有發(fā)生變化。李美娟（2012）認為區(qū)位條件、不平衡的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、少數民族文化等原因導致了云南少數民族地區(qū)經濟發(fā)展失衡；二是研究探討民族經濟發(fā)展的有效途徑。任維德（2005）認為民族地區(qū)經濟發(fā)展可從中央政府通過強有力的政治領導、切實可行的法律與政策、規(guī)范地方政府之間的競爭等著手，以及民族地區(qū)要從立足自身、認識差距、圍繞制度創(chuàng)新、技術創(chuàng)新等方面著手發(fā)展民族地區(qū)經濟。姚F（2009）分析創(chuàng)意產業(yè)與西部民族地區(qū)經濟發(fā)展之間關系，得出創(chuàng)新產業(yè)的特點非常契合西部民族地區(qū)經濟發(fā)展，將會成為西部民族地區(qū)經濟發(fā)展的引擎。劉萍萍（2014）分析了生態(tài)文明視角下我國民族地區(qū)經濟的模式，依據民族地區(qū)資源稟賦優(yōu)勢，實現(xiàn)民族地區(qū)經濟增長和可持續(xù)發(fā)展；三是區(qū)域經濟發(fā)展水平的評價研究。劉堅等（2009）基于全局主成分分析方法和雷達圖分析方法，動態(tài)描述了重慶東南地區(qū)區(qū)域經濟差異。馮建中等（2012）采用時序全局主成分分析方法研究河南省經濟動態(tài)發(fā)展水平，得出經濟發(fā)展動態(tài)軌跡與客觀實際能夠很好的吻合。鹿晨昱等（2012）根據地理信息系統(tǒng)技術，采用主成分分析和空間自相關分析方法研究西北民族地區(qū)經濟發(fā)展的空間分異，得出西北民族地區(qū)的經濟發(fā)展水平的較高聚集區(qū)太少、較低的聚集區(qū)太多，存在極化效應較強的“熱點”現(xiàn)象。

基于上述研究，本文擬采用全局主成分分析方法，以湖北10個民族縣市2003年、2009年和2013年相關的統(tǒng)計數據為樣本，對湖北省民族地區(qū)經濟動態(tài)發(fā)展進行分析，并綜合評價湖北省民族地區(qū)經濟動態(tài)發(fā)展水平，并提出相應的對策和建議，為湖北省民族經濟發(fā)展提供定量和定性的決策參考。

二、指標設定、數據說明與分析方法

本文以湖北省少數民族縣市經濟動態(tài)發(fā)展為研究內容，建立縣域經濟動態(tài)發(fā)展的指標體系，基于《湖北省統(tǒng)計年鑒》2003～2013年數據、湖北縣域經濟考核2003～2013年數據，采用全局主成分分析方法評價湖北省少數民族地區(qū)經濟發(fā)展水平。

（一）指標設定和數據說明。指標設定：基于全面性、代表性和可操作性等原則，以及相關的研究成果，本文建立涵蓋經濟、人均收入、產業(yè)結構和發(fā)展后勁等4個方面的11個指標，據此觀察湖北少數民族地區(qū)的經濟發(fā)展動態(tài)情況。具體指標體系如表1所示。（表1）

數據說明：根據湖北省民族地區(qū)2003～2013年經濟發(fā)展的原始數據，構成湖北省民族地區(qū)的經濟動態(tài)發(fā)展的數據表。本文以該數據表為分析對象，評價湖北省少數民族地區(qū)經濟動態(tài)發(fā)展水平。

（二）分析方法

1、采取全局主成分方法的原因。目前，地區(qū)經濟發(fā)展水平的研究方法主要有綜合指標法、層次分析法、模糊評價法等方法，這些方法各有其優(yōu)勢，但又有其局限性，即在具體分析過程中模型精度是難以控制的。由于本文采取較多的指標體系，且要保證模型的精度，故采取全局主成分方法，其思想本質是對高維變量進行降維，將多指標客觀地轉化為少數幾個綜合指標，盡可能地反映原來變量的信息，能夠保證系統(tǒng)分析的統(tǒng)一性，整體性和可比性。本文建立11個具體指標分析湖北少數民族地區(qū)經濟發(fā)展水平，以主成分分析方法為前提條件，即按時間順序排放的數據表序列進行主成分分析。

2、全局主成分分析法的前提條件。全局主成分方法是有前提條件的，其需要原始變量之間存在較強的相關性，因為原始變量之間不存在較強的相關性，就無法提出包含原始變量間共同特征的幾個綜合指標。因此，在進行主成分分析時，需要對原始變量間的相關性進行檢驗。對原始變量間的相關性的檢驗一般轉為KMO檢驗。KMO檢驗是Kaiser1974年提出的，它是檢驗原始變量是否適合進行主成分分析的方法。一般來說，KMO>0.5適合進行主成分分析，KMO

3、全局主成分法分析的具體步驟。（1）確定分析目標，建立指標體系，收集數據；（2）對原始數據進行標準化處理，消除變量在數量級或量綱上的影響；（3）計算標準化處理后數據的相關系數矩陣；（4）求解相關系數矩陣的特征值、特征向量和方差貢獻率；（5）確定主成分個數，提取主成分；（6）計算各主成分的權重，綜合各主成分并計算評價目標綜合得分。

三、湖北民族地區(qū)經濟動態(tài)發(fā)展水平全局主成分分析

基于湖北省10個少數民族縣市11項經濟指標的原始評價數據，根據全局主成分分析方法，采用SPSS統(tǒng)計軟件進行計算分析，可得湖北省民族地區(qū)經濟動態(tài)發(fā)展水平。

首先，對這11項指標的原始數據進行標準化處理，然后對其進行KMO檢驗和巴列特球度檢驗。其檢驗結果為：KMO值為0.739，該值是大于0.5；巴列特球度檢驗的卡方統(tǒng)計量為514.274；P值為0.000，該值是少于0.05，這些檢驗結果說明本文所建立的指標體系是可以進行主成分分析的。

基于SPSS軟件，可得湖北省民族地區(qū)經濟動態(tài)發(fā)展的全局主成分分析的總方差解釋，如表2所示。（表2）從表2可知，前面2個主因子F1、F2的累計方差貢獻率為76.325%，這說明這2個主因子的包含原始變量的信息量達到了76.325%。因此，可用這2個主因子F1、F2替代原來的11個指標。

隨后，可得F1、F2的載荷矩陣，該矩陣是表示F1、F2與變量x1，x2，…，x11之間的相關系數，即這兩個主因子能在多大程度上解釋這11個指標的信息。兩個主因子的載荷矩陣見表3。（表3）從表3可知，第一個主因子F1在原始指標x1、x3、x4、x6上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區(qū)的總體經濟因素和人均經濟因素，因此，第一個主因子F1可以命名為湖北省民族地區(qū)總體經濟水平和人均經濟水平因子。第二個主因子F2在原始指標x8、x9上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區(qū)的經濟結構因素，因此第二個主因子F2可以命名為湖北省民族地區(qū)經濟結構因子。

之后，將這2個主因子的載荷矩陣除以相應特征根的算術平方根，可得這2個主因子的得分，如表4所示。（表4）基于這2個因子得分系數矩陣，可得這2個主成分的表達式：

F1=0.358x1+0.338x2+0.344x3+0.344x4+0.288x5+0.362x6+0.324x7+0.050x8+0.125x9+0.227x10+0.363x11

F2=0.012x1+0.134x2+0.085x3+0.160x4-0.201x5-0.037x6-0.193x7+0.514x8+0.620x9-0.470x10+0.010x11

其中，x1，x2，…，x11是經過標準化處理后的變量。基于上述公式，可得湖北省民族地區(qū)10個縣市2003年、2009年和2013年的F1，F(xiàn)2兩個主因子的得分，見表5。（表5）表5所表示的湖北省10個民族地區(qū)經濟發(fā)展水平在F1、F2兩個主因子的得分，但是這只是反映湖北省民族地區(qū)經濟發(fā)展的某一個方面，不能綜合地反映湖北省民族地區(qū)經濟發(fā)展水平。因此，需要對F1、F2兩個主因子進行綜合分析。以F1、F2兩個主因子的方差貢獻率為權重，加權后得到一個衡量湖北省民族地區(qū)經濟發(fā)展水平的綜合評價得分函數；

F=0.653F1+0.110F2

根據湖北省民族地區(qū)中10個縣市的主因子F1、F2的得分，代入到上式中，可得湖北省民族地區(qū)10個縣市的綜合得分，如表6所示。（表6）

四、結論和政策建議

（一）結論

1、民族縣市經濟發(fā)展水平不斷提高。比較2013年、2009年、2003年數據，10個民族縣市經濟發(fā)展綜合得分顯著提高，表明這10年間民族地區(qū)經濟發(fā)展較快，而且研究表明，2009～2013年的發(fā)展速度，比2003～2009年進一步加快。具體而言，2003年民族地區(qū)的經濟發(fā)展水平的綜合得分為負數；2009年除了恩施市和長陽縣，其他8個民族地區(qū)得分為負數，但每個縣市得分得以提高；2013年各縣市綜合得分都為正數。

2、民族縣市發(fā)展梯隊特征已經顯現(xiàn)。恩施市、長陽縣在2003～2013年的經濟發(fā)展水平排名都是名列第一、第二，說明恩施、長陽在湖北民族地區(qū)經濟發(fā)展水平較好，成為名副其實的第一梯隊。宣恩縣和咸豐縣的經濟發(fā)展水平排名都是擺尾，說明宣恩縣和咸豐縣的經濟發(fā)展空間巨大，需要更多強有力的措施。其余縣市處于發(fā)展中游位置。

3、民族縣市經濟發(fā)展水平表現(xiàn)較大差異。從模型結果來看，10個民族縣市的經濟發(fā)展水平，特別是經濟總量、人均收入、財政收入等均表現(xiàn)出較大的差異，最高的與最低的相差近6倍，這與各縣市資源分布不均衡、經濟結構調整的思路和政策執(zhí)行等方面均有較大聯(lián)系，這與湖北民族縣市的經濟發(fā)展水平的實際情況是相符合的。

4、民族縣市綜合排名出現(xiàn)調整變化。比較2003年、2009年、2013年10個民族縣市經濟發(fā)展排名，恩施在2009年取代長陽后，保持第一位置；咸豐位次從末位上升為第7位，利川躋身前三甲，巴東穩(wěn)定在3～4位之間，建始、來風位次一直在第5位、第8位。鶴峰從第3位下降至第6位。

（二）政策建議

1、依托武陵山試驗區(qū)先行先試金字招牌，加快深化改革創(chuàng)新步伐。湖北省民族地區(qū)10個縣市涵括在武陵山試驗區(qū)中，因此湖北省民族地區(qū)可以依托武陵山試驗區(qū)進行經濟發(fā)展。首先，湖北省民族地區(qū)可以與國家層面進行創(chuàng)新對接，積極落實國家在民族地區(qū)各項經濟政策；其次，與大武陵圈進行創(chuàng)新對接，湖北省民族地區(qū)可與武陵山民族區(qū)域進行橫向比較，在經濟合作和交往中，實現(xiàn)規(guī)劃銜接，遵循市場經濟規(guī)律，避免惡性競爭；最后，可與省級層面進行創(chuàng)新對接，促進湖北省民族地區(qū)經濟建設“深入轉型”，從“開發(fā)”轉向“開放”，從“開山門”轉向“開腦門”，從“打基礎”步入“快富民”，從“工程項目大干快上”步入“基本公共服務均等化”，從“政策輸血”到“形成造血機制”。

2、加強交通基礎設施建設，提高產業(yè)承載容納能力。首先，建設綜合大交通。構建“兩縱兩橫”大通道，“兩縱”指安（安康）張（張家界）常（常德）鐵路和安（安康）吉（吉首）高速公路。構筑“周邊廣輻射、城鄉(xiāng)全覆蓋、銜接大交通、快速集疏遠”的干線公路網絡，形成“干支相連、惠民便民”的農村公路網絡；其次，加強生產要素保障。激活民間資本，拓寬直接融資渠道，發(fā)展多層次的資本市場體系，以實現(xiàn)項目、資金、資本的有效連接為目標，支持發(fā)展村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司、私募基金；最后，做好產業(yè)基礎配套。加大對湖北省民族地區(qū)經濟開發(fā)區(qū)和工業(yè)園區(qū)支持力度，完善配套設施和服務平臺建設，促進產業(yè)集群發(fā)展。有效提高土地承載能力，提升城鄉(xiāng)電力、通信、郵政、網絡、廣播電視等設施體系建設水平，推進城市公交、供水、燃氣、污水和垃圾處理向周邊村延伸。

3、發(fā)揮資源要素稟賦優(yōu)勢，著力培植壯大特色優(yōu)勢產業(yè)。首先，發(fā)展文化旅游業(yè)。湖北省民族地區(qū)旅游資源豐富，文化積淀深厚，是古人類文化的發(fā)祥地、巴文化的搖籃。把民族地區(qū)作為鄂西圈旅游開發(fā)資金重點投向地區(qū)之一，打造具有較高知名度和吸引力的品牌景區(qū)和精品線路，實現(xiàn)湖北省民族地區(qū)旅游經濟一體化，形成拉動經濟增長極；其次，發(fā)展特色農產品加工業(yè)。湖北省民族地區(qū)經濟植物多達3，000余種，有藥用植物達2，000余種，適宜各種山野菜生長的土壤、氣候。依托資源優(yōu)勢，建設優(yōu)質糧食、畜禽、水產、蔬菜、森林食品、茶葉、煙葉、油料、藥材、林果等特色農業(yè)板塊基地；最后，發(fā)展清潔能源業(yè)。湖北省民族地區(qū)水能蘊藏量豐富，發(fā)展水電產業(yè)有其獨一無二的條件。水資源的充分利用，不僅會在建設期間加大移民規(guī)劃、小城鎮(zhèn)建設，改善基礎設施，拉動流域經濟，還會在建成后改善生態(tài)環(huán)境，為流域內的航運、灌溉、養(yǎng)殖、旅游業(yè)的發(fā)展起到積極作用。

主要參考文獻：

[1]葛忠興.少數民族和民族地區(qū)經濟發(fā)展的現(xiàn)狀與思路[J].西南民族大學學報（人文社科版），2006.173.

[2]高新才，滕堂偉.西北民族地區(qū)經濟發(fā)展差距及其產業(yè)經濟分析[J].民族研究，2006.1.

[3]周民良.論民族地區(qū)經濟發(fā)展方式的轉變[J].民族研究，2008.4.

[4]姚F.創(chuàng)意產業(yè)與西部民族地區(qū)經濟發(fā)展[J].經濟問題，2010.3.

[5]鄭長德.中國少數民族地區(qū)經濟發(fā)展質量研究[J].民族學刊，2011.3.

[6]劉萍萍，唐新，付嬈.生態(tài)文明視角下我國少數民族地區(qū)經濟發(fā)展的模式研究――以四川省阿壩州為例[J].西南民族大學學報（人文社科版），2014.3.

地區(qū)經濟發(fā)展水平范文第2篇

關鍵詞：縣域經濟；因子分析；綜合評價

縣域經濟是一個極為復雜的概念，它屬于區(qū)域經濟學研究的范疇，通常說來它是一種行政區(qū)劃型的區(qū)域經濟，它以縣城為中心、鄉(xiāng)鎮(zhèn)為紐帶、農村為腹地，是城市經濟與農村經濟的連接點，是宏觀經濟和微觀經濟的結合部，在國民經濟和社會發(fā)展中處于重要的基礎地位，縣域經濟的發(fā)達與否最能折射地區(qū)的經濟發(fā)展程度。

本文采用因子分析法對江蘇省蘇北地區(qū)5個省轄市，24個縣的縣域經濟可持續(xù)發(fā)展水平進行評價分析。根據江蘇省蘇北地區(qū)的特點，充分考慮資料的可得性及客觀性，建立體現(xiàn)縣域經濟發(fā)展水平的經濟實力、基礎設施、開放程度、人才資源和環(huán)境保護這五方面內容共18個具體指標構成的縣域經濟發(fā)展評價指標體系（見表1）。

一、因子分析的基本原理

因子分析的基本步驟如下：

一是原始數據進行標準化處理，計算指標（變量）間的相關系數矩陣。二是確定因子變量。文章利用主成分分析，根據特征值大于1，因子累計方差貢獻率大于80%的原則來確定主因子的個數。三是進行因子旋轉。使每個變量在盡可能少的因子上有比較高的載荷，一個因子變量就能夠成為某幾個變量的典型代表，因子實際含義就更容易解釋。四是計算各縣、市綜合得分。以因子變量方差貢獻率作為權數，計算綜合得分。

二、數據處理和分析

根據spssl6.0運行結果，kmo和球形bartlett檢驗情況如表2所示。kmo給出了抽樣充足度的檢驗，是用來比較相關系數數值和偏相關系數是否適中的指標，其值越接近1，表明對這些變量進行因子分析的效果越好，bartlett檢驗用來檢驗相關系數矩陣時是否是單位陣，如果結論是不拒絕假設，則表示各個變量是各自獨立的。從表中可以看出此時的kmo值為0.771，說明因子分析的結果是可以接受的，bartlett球形檢驗sig.的取值是.000，表示拒絕該假設。

三、確定公共因子和載荷矩陣

對上述選取的18個指標，運用軟件分析可得到18個指標的相關矩陣及特征值，方差貢獻率和累計方差貢獻率（見表3）。按照特征值大于1、累計方差貢獻率大于80%的原則，選出三個主因子。計算結果為：旋轉前的3主因子的方差貢獻率為80.677%，其中第1個公共因子f1的方差貢獻率為61.998%，第2個公共因子f2的方差貢獻率為9.586%，第3個主因子f3的方差貢獻率為9.092%。

由于計算原始指標的初始載荷矩陣發(fā)現(xiàn)各個因子的典型代表指標不是很突出，其實際意義難以得到合理解釋。故需對因子進行旋轉，采用方差最大正交旋轉法，經過25輪正交旋轉，因子旋轉不改變模型對數據的擬合。旋轉后的3個主因子的方差貢獻率為80.677%，其中第1主因子f1的方差貢獻率為53.582%，第2個公共因子f2的方差貢獻率為35.653%，第3個主因子f3的方差貢獻率為18.281%。

據旋轉后的因子載荷矩陣，第1主因子在x4、x6、x7、x8、x9、x10、x11、x14、x15指標上載荷較高，這些指標依次是反映縣域經濟發(fā)展水平指標中的經濟實力、基礎設施、人才資源，統(tǒng)稱之為縣域經濟實力因子；第2主因子在x14上載荷較高，這指標是反映縣域經濟的對外開放程度稱之為縣域經濟活力因子；因此我們第3主因子在x17指標上載荷較高，稱之為縣域經濟環(huán)境因子。

四、縣域經濟可持續(xù)發(fā)展水平綜合評價

縣域經濟可持續(xù)實力因子f1的特征根解釋了原有18個變量總方差37.811%，故其權重為0.37811；縣域經濟可持續(xù)活力因子f2的特征根解釋了原有18個變量總方差的35.653%，故其權重為0.35653；縣域經濟可持續(xù)環(huán)境因子f3的權重同理為0.18281，3大主因子累計解釋方差貢獻率為80.677%，分別計算各個縣、市的綜合因子得分并排序，得到江蘇省蘇北地區(qū)的縣域經濟可持續(xù)發(fā)展水平的綜合得分。

f=（37.811*f1+35.653*f2+18.281*f3）/80.677

從總得分來看，連云港市、徐州市、鹽城市、淮安市排在前4名，得分為正。其中連云港市、徐州市、鹽城市的得分又遙遙領先于第4名淮安市，領先幅度分別在1.1和0.9分以上。從因子來看，鹽城市是29個縣、市中唯一3個主因子得分均為正的城市，可以說縣域經濟可持續(xù)發(fā)展在各方面發(fā)展都十分均衡。連云港市除了在第3 因子得分不甚理想、其余因子得分均較高，尤其是在第2因子得分可以說是遙遙領先，而第2因子主要反映的是城市開放程度，從這個角度看來與連云港市特殊地理位置不無關系。而徐州市在權重最高的第1因子得分極高，領先于鹽城市2分左右，由于在第2因子上的落后，也使徐州市在總分上稍稍遜色于連云港市，但是還是能見徐州市經濟實力的優(yōu)勢（見表4）。

蘇北縣域經濟之間產業(yè)結構、產業(yè)構成都有著較大的相似性。要充分考慮原有產業(yè)基礎、產業(yè)結構和產業(yè)布局，充分利用縣域資源、地緣、資金、技術、人才等優(yōu)勢，尋求新的經濟增長點。依靠項目推動技術進步，推動特色經濟，大力推廣先進技術和工藝，注重增加科技含量，由過去的初級加工向深度加工延伸，提高產品的附加值。區(qū)域產業(yè)競爭優(yōu)勢又依靠區(qū)域企業(yè)、產品競爭力的提高。各縣主導產業(yè)之間形成互補、聯(lián)動。這種基于不發(fā)達縣域之間的集群可以有效地培育縣域工業(yè)基礎，改善投資環(huán)境，優(yōu)化產業(yè)結構，是蘇北縣市之間打破行政區(qū)劃，形成統(tǒng)一市場的必由出路，也是蘇北縣域經濟發(fā)展的合理途徑。

參考文獻：

1、李小建,喬家君.20世紀90年代中國縣際經濟差異的空間分析[j].地理學報,2001(2).

2、沈正平,翟仁祥,李九全.中國新亞歐大陸橋沿線縣域經濟發(fā)展差異研究[j].經濟問題探索,2004(4).

3、趙瑩雪.廣東省縣際經濟差異與協(xié)調發(fā)展研究[j].經濟地理,2003(4).

4、陳俐謀.重慶市縣域綜合實力研究[j].重慶師范大學學報·自然科學版,2005(3).

5、樓海淼,孫秋碧.基于因子分析的我國各省經濟活力評價研究[j].福州大學學報(哲學社會科學版),2005(3).

地區(qū)經濟發(fā)展水平范文第3篇

關鍵詞：農業(yè)經濟；綜合評價；因子分析

中圖分類號：F323 文獻標識碼：A 文章編號：1673-291X（2013）20-0041-03

引言

黑龍江是我國農業(yè)經濟大省，黑龍江省的農業(yè)發(fā)展是為全國農產品需求提供了有力的保障。2011年黑龍江省糧食總產量和商品量均為全國第一，其中糧食總產達到557.05億公斤，商品量達到446.6億公斤，農產品進出口貿易額為30.5億美元，農民人均純收入達7590.7元。可以說，黑龍江省的農業(yè)發(fā)展水平在全國是屬于前列的，但是黑龍江省內各地區(qū)的農業(yè)發(fā)展是否均取得了良好成果，黑龍江省的農業(yè)發(fā)展是否還存在問題，黑龍江省農業(yè)經濟有沒有進一步提供的可能。鑒于此，本文利用因子分析模型，對黑龍江省各地區(qū)的農業(yè)經濟發(fā)展水平進行綜合評價，對各地區(qū)農業(yè)發(fā)展狀況給出科學的評估，希望為黑龍江農業(yè)經濟進一步發(fā)展提供一定的支持。

一、評價模型原理

綜合評價方法是人們考察分析事物的一種行之有效的方法，綜合評價方法的科學化、現(xiàn)代化對促進社會發(fā)展和科技進步有著積極的意義。綜合評價方法有很多種。一些新興的學科方法如模糊綜合評價、人工神經網絡綜合評價、灰色系統(tǒng)綜合評價等等；還有一些管理科學類方法如數據包絡分析、層次分析法等等；還有就是統(tǒng)計學方法如聚類分析、因子分析等等。每種方法都有其科學性和實用性，在對不同事物進行綜合評價時，我們應當選取適當的方法，根據多數學者的研究，在對經濟發(fā)展水平進行多指標綜合評價時，因子分析法是一種行之有效的方法。

因子分析是通過研究多個變量間相關系數矩陣的內部之間關系，找出能綜合所有變量的少數幾個隨機變量（即，因子），然后根據相關性大小把變量分組，使得同組內的變量之間相關性較高，但不同組的變量相關性較低。

各個因子間互無相關，所有變量都可以表示成共因子的線性組合。設有N個樣本，P個指標，為隨機向量，要尋找的共因子為，則模型

稱為因子模型。矩陣稱為因子載荷矩陣，為因子載荷，其實質是公因子和變量的相關系數。為特殊因子，代表公因子以外的影響因素，實際分析時忽略不計。

求出公因子后，利用回歸估計的方法求出因子得分的數學模型，將各公因子表示成變量的線性形式，并進一步計算出因子得分，最后進行綜合評價。

二、實證研究

（一）指標選擇及樣本數據來源

進行綜合評價，確定評價的指標體系是基礎。指標的選擇好壞對分析對象有舉足輕重的作用。利用因子分析方法選擇的指標我們遵循以下的原則：適量性、獨立性、代表性和可行性。針對以上原則，我們具體分析了地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展中起到重要作用的指標，選擇如下指標：農業(yè)總產值、農業(yè)增加值、農業(yè)機械總動力、農業(yè)從業(yè)人員、農村用電量、化肥施用量、水庫庫容量、除澇面積、農作物播種總面積、糧食作物播種面積、糧食產量、油料產量、蔬菜食用菌產量、瓜果產量、單位糧食產量、水果產量，共16項，具體詳見表1。

選定的指標原始數據來源于2012年《黑龍江統(tǒng)計年鑒》和2012年《中國城市統(tǒng)計年鑒》中黑龍江省各地區(qū)的相關數據，并經過一定測算得出，表1給出了指標數據的描述性統(tǒng)計，由此我們可以看出，來源數據具有科學性和可測性。同時，為了表述方便，我們用X1～X16表示16個指標。

（二）實證分析

1.數據的無量綱化

評價指標是由多個指標構成，為了避免量綱和數量級的影響，必須對數據進行標準化處理，將它們都轉化為無量綱數據。按以下公式進行處理。為節(jié)省篇幅，無量綱化處理數據不在文中列示。

2.KMO檢驗和球形Bartlett檢驗

KMO檢驗用于檢查變量間的偏相關性，取值在0～1之間。實際分析中，KMO統(tǒng)計量在0.7以上時效果比較好。Bartlett球形檢驗是判斷相關矩陣是否是單位矩陣。由表2我們可以看到，KMO值和Bartlett檢驗值效果均達到因子分析的要求。

3.確定解釋因子

由相關系數矩陣R計算得到特征值、方差貢獻率和累計貢獻率，如表3所示，可知第一因子F1的方差占所有因子方差的54.305%，前三個因子的方差貢獻率達到91.467% > 80%，因此選前三個因子己經足夠描述經濟發(fā)展的總體水平。

4.因子得分

為了考察各地區(qū)的農業(yè)經濟發(fā)展狀況，并對其進行分析和綜合評價，根據函數系數矩陣，采用回歸方法求出因子得分函數。由系數矩陣將兩個公因子表示為12個指標的線性形式。

按各公因子對應的方差貢獻率為權數計算如下綜合統(tǒng)計量：

（三）實證結果

根據上述公式，我們可以得出黑龍江省各地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展水平綜合評價得分，具體見表4。從表4中我們可以看到，地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展水平因子得分最高的為哈爾濱，為1.4018，得分最低的為大興安嶺，為-0.6633，可見黑龍江省各地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展并不均衡。因子得分排名前三位的是哈爾濱、綏化、齊齊哈爾，排名后三位的是大興安嶺、七臺河、鶴崗，可見黑龍江省農業(yè)經濟發(fā)展有一定的地區(qū)特色，傳統(tǒng)農業(yè)產區(qū)依然強勁，但以礦業(yè)為主的地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展水平相對較低，需要指出的是，大興安嶺地區(qū)是黑龍江省農業(yè)經濟的重要地區(qū)，但是排名卻為最后，可能的原因是大興安嶺的農業(yè)技術水平相對較低，僅僅依靠初級產品的生產銷售，整體農業(yè)全要素生產率較低導致的。

三、結論

通過上述實證研究，我們可以得出以下結論：

第一，各地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展水平差距明顯。根據上述實證所得，我們可以看出，最高得分與最低得分差距極大，且一半地區(qū)處于負分。其中，傳統(tǒng)農業(yè)產區(qū)的發(fā)展水平較好，而東部地區(qū)則農業(yè)發(fā)展水平較低。由此可見，黑龍江省各地區(qū)還有進一步提升農業(yè)發(fā)展水平的可能。

第二，各地區(qū)內部各種農業(yè)經濟發(fā)展狀況并不均衡。由表4我們可以看出，各地區(qū)在主要因子得分中都沒有處于完全優(yōu)勢中，在各個方面或多或少存在一定的缺陷，所以，各地區(qū)要根據自身農業(yè)經濟的特點進行有針對性的改進，促進農業(yè)經濟水平的全面提高。

第三，影響各地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展水平的因素較多。通過實證研究，我們發(fā)現(xiàn)可能影響農業(yè)發(fā)展水平的因素較多，其中包括，農業(yè)基礎設施的投入，如水利建設、農業(yè)用電等；農業(yè)技術的推廣，如化肥的合理施用等；以及大型農機具的使用等等。

參考文獻：

[1] 杜棟，龐慶華，吳炎.現(xiàn)代綜合評價方法與案例精選[M].北京：清華大學出版社，2008.

[2] 張文彤.SPSS統(tǒng)計分析高級教程[M].北京：高等教育出版社，2006.

[3] 焦必方.農村和農業(yè)經濟學[M].上海：上海人民出版社，2009.

[4] 章元.中國農村經濟――制度、發(fā)展與分配[M].上海：上海人民出版社，2012.

地區(qū)經濟發(fā)展水平范文第4篇

浙江作為海洋資源大省，在全國沿海發(fā)展戰(zhàn)略中具有重要的地位。浙江海洋經濟在發(fā)展過程中產生的各種金融需求，必然會引起各種金融創(chuàng)新，促進金融體系的改革、完善，為金融提供了廣闊的空間。同時金融發(fā)展對優(yōu)化海洋業(yè)結構、提升海洋產業(yè)競爭力等方面具有重大作用。

由于金融與海洋經濟在浙江省經濟發(fā)展中的重要戰(zhàn)略地位，因此必須加強對兩者關系的研究，確定金融發(fā)展對海洋經濟的貢獻。本文選取浙江海洋經濟、金融、浙江地區(qū)經濟、浙江科技發(fā)展水平4個變量構建一個VAR模型，運用1997年～2010年的數據進行實證，重點研究進入21世紀以來金融發(fā)展對海洋經濟的貢獻及金融發(fā)展作用所處的階段。

二、變量的衡量及數據說明

本文研究金融發(fā)展對海洋經濟的貢獻，同時引入經濟發(fā)展水平、R&D投入。海洋經濟具有技術密集、資金密集和高風險特征。它的快速發(fā)展，科學技術在其中發(fā)揮了越來越重要的作用。由于海洋經濟的自身特點，海洋經濟活動地區(qū)的經濟基礎、資本實力、科技水平，就成了發(fā)展的重要約束條件。因此，在研究金融發(fā)展對海洋經濟的貢獻的同時，不能忽略地區(qū)經濟發(fā)展水平和科技實力的影響。

1.變量的衡量

（1）浙江海洋經濟發(fā)展水平的衡量

衡量海洋經濟發(fā)展水平的指標有很多，包括年度產值、產業(yè)結構等。本文選取每年度浙江海洋經濟產值來衡量發(fā)展水平。

（2）金融發(fā)展水平的衡量

考慮到存款是貸款的資金來源，加上從金融促進海洋經濟發(fā)展的角度出發(fā)，貸款所發(fā)揮的作用更大，因此本文用貸款余額與GDP的比率作為衡量金融發(fā)展的一個指標。

（3）地區(qū)經濟發(fā)展水平的衡量

地區(qū)經濟發(fā)展水平采用地區(qū)GDP來衡量，地區(qū)GDP在很大程度上體現(xiàn)一個地區(qū)的經濟基礎、發(fā)展水平。

（4）科技實力的衡量

科技實力本文采用R&D投入占GDP比重來衡量。R&D投入占GDP比重在一定程度上代表一個地區(qū)研究與發(fā)展的實力和潛力，是科技實力的重要組成部分。

2.數據來源

本文的數據來自于1998～2011年中國海洋統(tǒng)計年鑒，1998～2011年浙江統(tǒng)計年鑒。所有數據的描述統(tǒng)計量如表1所示。

三、計量實證分析

1.ADF檢驗

為了保證回歸結果的可靠性，采用ADF檢驗對所選變量的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。單位根檢驗的結果如表所示。

從表2中看出，經過二階差分所有變量都是平穩(wěn)的。序列Ln（ME（-2））、Ln（GDP（-2））、Ln（FIR（-2））的ADF值在5%的顯著水平下拒絕了單位根的零假設，序列Ln（R&D（-2））的ADF值在10%的顯著水平下拒絕了單位根的零假設。

2.變量間協(xié)整關系檢驗

本文運用Johansen協(xié)整檢驗方法對海洋經濟、地區(qū)生產總值、金融發(fā)展水平、研究開發(fā)投入進行檢驗。結果如下（見表3）：

從表3看出，特征根跡檢驗和最大特征值檢驗的結果都在5%的顯著性水平下拒絕r≤0，說明這4個變量之間具有協(xié)整關系，Trace檢驗同時拒絕了r≤1、r≤2、r≤3的假設，最大特征值檢驗同時拒絕了r≤1假設，接受r≤2的假設，這說明各變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

3.變量間Granger因果檢驗

金融發(fā)展與海洋經濟之間是否存在雙向因果關系，必須進行格蘭杰因果檢驗?？紤]到兩者發(fā)揮作用的滯后期通常以1～3年居多，因此滯后期以此為準。本文采用Granger因果檢驗得出以下結論：

在滯后1年的情況下，金融發(fā)展、地區(qū)經濟發(fā)展水平是海洋經濟發(fā)展的格蘭杰原因，在滯后2年的情況下，地區(qū)經濟發(fā)展水平是海洋經濟發(fā)展的格蘭杰原因。在滯后1、2、3年的情況下，海洋經濟都是科技發(fā)展的格蘭杰原因。

4.VAR模型平穩(wěn)性檢驗

如果全部根的倒數值都在單位圓之內，VAR模型是穩(wěn)定的。

從表4看出，浙江海洋經濟、金融、浙江地區(qū)經濟、浙江科技發(fā)展水平4個變量構建一個VAR模型是一個穩(wěn)定的VAR模型，可以做脈沖響應函數分析。

5.脈沖響應函數與方差分解

海洋經濟對于各變量沖擊的響應如圖3所示。來自金融一個標準差的正向沖擊，剛開始對海洋經濟的影響為0.5，到第3期達到最大，然后緩慢下降，到第5期為負值，之后逐漸上升，趨勢平穩(wěn)，說明金融對海洋經濟的影響是長期的，總體上金融發(fā)展對海洋經濟影響最大。來自經濟增長的沖擊對海洋經濟的基本影響為負值，但呈現(xiàn)出縮小的趨勢，在第2期達到最大且為正值，然后緩慢下降，趨于平穩(wěn)，說明經濟發(fā)展能擴大國內需求，支持海洋經濟發(fā)展。來自科技實力的沖擊對海洋經濟的影響是比較平穩(wěn)，在第6期達到最大。

方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動項的相對重要信息。通過表5可以看出，隨著時間的推移，海洋經濟發(fā)展自身的貢獻率逐步下降。與在脈沖響應分析中的情形類似，金融發(fā)展本對海洋經濟發(fā)展的貢獻率逐步上升，趨于穩(wěn)定。

四、結論與建議

1.金融發(fā)展與海洋經濟關系密切，總體平穩(wěn)

滯后一期FIR每提高一單位，每單位海洋經濟提高113.546%，滯后二期FIR每提高一單位，每單位海洋經濟提高54.99%，金融發(fā)展對海洋經濟的支持作用明顯。根本原因是由浙江省當前的金融體系和海洋經濟業(yè)特點所決定的。一方面，海洋經濟具有依賴資源、周期長、技術要求高、資本投入大和高風險等一系列弱性特征；另一方面，我國當前的金融體系還不完善。兩方面的作用，使商業(yè)銀行對我國海洋經濟信貸投入不足，存在“惜貸”現(xiàn)象，能為海洋第二產業(yè)提供有效金融服務的中小金融機構體系還沒有真正建立起來，政策性銀行還不可能將海洋第二產業(yè)的企業(yè)作為專門扶持的對象，大部分項目和企業(yè)也難以從政策性銀行獲得貸款融資支持。

2.海洋經濟發(fā)展應強化金融支持的作用

研究表明金融發(fā)展對海洋經濟的貢獻和效率處于適應性作用到主動性作用的階段，還沒有達到主動性作用到先導性作用的階段，海洋經濟、發(fā)展程度高的地區(qū)，當前的金融體制、金融供給已經不能很好滿足金融市場的需求。

海洋經濟發(fā)展中資金來源應是多元化，應建立多種投融資渠道。一方面保持商業(yè)銀行主渠道作用的基礎上，允許外資銀行、金融信托機構等的進入，形成靈活、多樣、高效的金融中介服務機制。另一方面應大力發(fā)展直接融資，大力發(fā)展股票市場、債券市場等直接融資市場，充分利用社會的有效資源。

參考文獻：

[1] King R.G.，R.Levine. Finance and Growth： Schumpeter Might Be Right[J].Quarterly Journal of Economics，1993（108）：717-737.

[2]孫群力.促進環(huán)渤海經濟圈快速協(xié)調發(fā)展的對策[J].宏觀經濟研究，2007（2）：38-40.

[3]蘇紀蘭，蔣鐵民.浙江“海洋經濟大省”發(fā)展戰(zhàn)略的探討[J].中國軟科學，1999（2）：30-33.

[4]于文金，朱大奎.基于產業(yè)變化的江蘇海洋經濟發(fā)展戰(zhàn)略思考[J].經濟地理，2009（6）：940-945.

地區(qū)經濟發(fā)展水平范文第5篇

[關鍵詞] 因子分析 地區(qū)經濟發(fā)展 評價

一、引言

當今世界已步入了全球性經濟大協(xié)作，資源市場大競爭，經濟循環(huán)一體化時代。地區(qū)作為國家的經濟、政治、科學和教育文化的中心，它已成為經濟循環(huán)的主角，而決定每個地區(qū)在激烈市場搏擊中的地位、作用、未來的發(fā)展趨勢的主導因素是它們各自擁有的經濟發(fā)展水平。因此，如何分類、比較和研究地區(qū)經濟發(fā)展水平，以便有針對性地制定地區(qū)經濟發(fā)展戰(zhàn)略，對促進國民經濟協(xié)調發(fā)展有著重要的意義。

本文利用因子分析法對2007年我國各地區(qū)的經濟發(fā)展進行評價和比較研究。在遵循選取評價指標原則的基礎上，根據專家在經濟發(fā)展方面的歷史文獻資料，選取了反映經濟發(fā)展的以下八項指標：

:人均國內生產總值（億元），:第三產業(yè)值（億元），:工業(yè)總產值（億元），:固定資產投資（億元），:財政總收入（萬元），:外商及港澳臺投資企業(yè)總產值（億美元），:各類專業(yè)技術人員（萬人），:進出口總額（萬美元）。

二、對指標數據的因子分析

根據上述指標體系，選取2007年我國各地區(qū)對應指標的數據，數據來源于《2008年中國統(tǒng)計年鑒》。按照因子分析方法的實現(xiàn)步驟，運用SPSS12.0統(tǒng)計分析軟件，首先對數據資料是否符合因子分析方法的要求進行判斷，采用軟件中KMO and Bartlett's Test檢驗方法，結果表明，Bartlett值為407.358，P

1.因子分析的基本過程

首先，對原始數據標準化，以消除量綱的影響；然后建立指標間的相關系數陣R。其次，求出相關系數陣R的特征值和特征向量。第三，建立指標變量旋轉后的因子載荷矩陣。第四，根據因子得分系數，建立因子得分矩陣。第五，根據因子得分矩陣建立三個因子的得分模型：

構制綜合得分評價模型:

計算綜合得分

2.結果分析

為了便于相關政府部門因地制宜地制定區(qū)域經濟發(fā)展戰(zhàn)略，利用綜合評價模型對2007年我國各地區(qū)的經濟發(fā)展水平作出評價，列出各市的經濟發(fā)展水平的因子得分和綜合得分，并根據得分高低進行了排序，結果見下表。

(1)對第一主因子得分進行分析

由上表可以看出，分列前三位的山東、河南、江蘇經濟發(fā)展較快，尤其是山東得分明顯領先。不難從該因子的組成中發(fā)現(xiàn)，山東的第三產業(yè)值，工業(yè)總產值，固定資產投資，各類專業(yè)技術人員等指標位居2007年前列，而這些指標在第一主因子中占有較大載荷。因此山東經濟發(fā)展水平與其投入產出是密切相關的。大量的投入產出極大地促進了山東經濟的快速發(fā)展。

(2)對第二主因子得分進行分析

廣東在利用外資、對外貿易，地理位置上都占有一定的優(yōu)勢，其中在外商及港澳臺投資企業(yè)總產值，進出口總額指標上具有更明顯的優(yōu)勢，遠遠超過2007年其它各省。由于第二主因子主要體現(xiàn)為對外開放程度，且廣東在該因子上的得分排在了首位，因此廣東的發(fā)展前景是美好的。

(3)對第三主因子得分來進行分析

該因子為經濟發(fā)展狀況因子，上海、北京、天津三大直轄市位列前茅，遠遠大于其他地區(qū)。其中，北京僅次于上海，相差很小。由此可以看出，上海、北京、天津有很強的經濟實力，表現(xiàn)出了很好的經濟發(fā)展水平。

(4)對綜合得分進行分析

從綜合得分來看，我國區(qū)域經濟發(fā)展差異顯著，各地區(qū)的經濟發(fā)展差異還是比較大的，經濟實力較強和經濟發(fā)展速度較快的地區(qū)主要分布在東部，南部沿海地區(qū)，而中西部、西北、西南地區(qū)各省的經濟實力相對較弱，發(fā)展速度相對較慢。但是從影響經濟發(fā)展水平的三個因子來看，西部地區(qū)亦有在某些方面高于東部地區(qū)的，如投入產出因子。在西部大開發(fā)和可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的指導下，各省應找準自身在全國經濟活力和三大因子活力中的位置，繼續(xù)保持、發(fā)展自身的優(yōu)勢，同時制定相應的政策措施彌補自身的不足，以達到系統(tǒng)全面地提升經濟發(fā)展水平的目的。故可以得出以下主要結論：

①工業(yè)效率目前仍然是影響我國地區(qū)經濟發(fā)展的最重要因素。地區(qū)經濟發(fā)展仍然較多地依賴于工業(yè)，第三產業(yè)在促進地區(qū)經濟發(fā)展中的作用還相對較弱，未開放地區(qū)的這一特征比開放地區(qū)更明顯。

②三資企業(yè)規(guī)模的不斷擴大和對外開放政策的實施對開放地區(qū)的經濟發(fā)展起到了較大的促進作用；而三資企業(yè)在未開放地區(qū)中的低效益并未對其經濟發(fā)展產生明顯的有利影響。

③開放政策的推行和對外開放力度的加強，對地區(qū)的經濟發(fā)展起到了明顯的促進作用。利用外資額、開放程度和三資企業(yè)規(guī)模對中等地區(qū)經濟發(fā)展的促進作用最大，對各地區(qū)也有較明顯的作用。

三、 推動我國地區(qū)經濟發(fā)展的政策措施

1.落實科學發(fā)展觀，促進經濟和社會協(xié)調發(fā)展

經濟發(fā)展需要不斷補充新的勞動力，不斷提高勞動者的全面素質。這就要保證勞動力再生產的需要，增加居民收入水平，調節(jié)收人分配，消除貧困，發(fā)展社會保障體系，逐步地提高勞動者的物質生活質量，以發(fā)揮勞動者的勞動熱情和積極性必須發(fā)展教育、文化、衛(wèi)生事業(yè)，加強精神文明建設。

發(fā)展經濟要求保護環(huán)境，保持自然生態(tài)的平衡。如果缺乏宏觀管理，完全由市場調節(jié)，必將破壞生態(tài)平衡，造成環(huán)境污染。其后果，不僅有損于經濟的發(fā)展，而且破壞了人們生存的條件。所以，發(fā)展經濟和保護環(huán)境應當保持協(xié)調一致。

經濟發(fā)展需要保持穩(wěn)定的社會環(huán)境，這就要加強法制建設。另一方面，社會事業(yè)發(fā)展需要一定的物質基礎，要以生產的發(fā)展為條件，社會事業(yè)發(fā)展的規(guī)模和速度取決于經濟提供的可能。

2.提高對外開放層次，縮短經濟發(fā)展的差距

從我國經濟發(fā)展情況可以看出開發(fā)型經濟是經濟增長的重要力量，因此提高對外開發(fā)層次能促進經濟的快速發(fā)展，而提高對外開放層次就要建立承載外貿的基地。事實已證明：要加快發(fā)展外向型經濟，園區(qū)建設是一個良好的載體。因此，我國各地區(qū)要在建立高起點的園區(qū)上做工作。在當前政府對各類開發(fā)區(qū)的嚴加控制情況下，各地區(qū)更要重視做好外資發(fā)展的定點規(guī)劃工作，要在整合規(guī)模不大，層次不高的園區(qū)上下功夫。

我國區(qū)域經濟發(fā)展差異顯著。對具有不同發(fā)展水平和不同經濟社會結構的不同地區(qū)，要實行分類解析和分類指導。從地區(qū)的實際情況出發(fā)，有針對性的研究和解決問題。另外，政府要加大幫扶力度，給與更多的政策優(yōu)惠，采取技術幫扶為主、資金幫扶為輔的措施，加大教育投入?？傊?，在繼續(xù)保持華南、華東地區(qū)經濟穩(wěn)定增長的同時，加快西北、西南地區(qū)的開發(fā)，推動全國各地區(qū)的共同發(fā)展。

3.調整經濟結構

改革開放多年來，我國生產力水平邁上了一個大臺階，市場供求關系發(fā)生重大變化，一般工農業(yè)產品出現(xiàn)了階段性、結構性剩余。但也存在經濟結構不合理的問題，這突出表現(xiàn)在產業(yè)結構不合理，地區(qū)發(fā)展不協(xié)調，城鎮(zhèn)化水平低，國民經濟整體素質不高，國際競爭力不強等方面。這種結構性矛盾越來越不適應加快經濟發(fā)展的需要，越來越不適應擴大對外開放、積極參加經濟全球化的需要。

從我國經濟發(fā)展現(xiàn)狀和世界經濟、科技發(fā)展趨勢來看，當前的結構調整不是一般意義的調整，而是在新技術革命帶動下，對經濟全局和長遠發(fā)展進行具有重大影響的戰(zhàn)略性調整，包括產業(yè)結構、地區(qū)結構和城鄉(xiāng)結構在內的全面調整。尤其是要調整生產力布局，促進地區(qū)經濟協(xié)調發(fā)展。針對我國東部沿海地區(qū)與中西部地區(qū)經濟發(fā)展差距逐步擴大，影響整個經濟加快發(fā)展的狀況，我國提出了實施了西部大開發(fā)戰(zhàn)略，加快中西部地區(qū)發(fā)展，振興東北老工業(yè)基地，同時繼續(xù)發(fā)揮東部沿海地區(qū)在體制創(chuàng)新、科技創(chuàng)新、對外開放和經濟發(fā)展中的帶動作用，是推進經濟結構調整結構重要組成部分和戰(zhàn)略之舉。只有進行經濟結構的全面調整，才能使我國在經濟全球化趨勢不斷發(fā)展、國際競爭更加激烈的條件下，抓住機遇，乘勢而上，實現(xiàn)生產力的跨越式發(fā)展。

參考文獻:

[1]王建剛 于英川:地區(qū)綜合經濟實力的主成份分析研究商業(yè)研究，2004(1):10～15