序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

關鍵詞：經(jīng)濟發(fā)展方式；幸福指數(shù)；以人為本；可持續(xù)發(fā)展

中圖分類號：F0文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）19-0009-02

發(fā)展是解決一切問題的關鍵，也是提升人民幸福指數(shù)的首要任務。只有經(jīng)濟持續(xù)快速健康發(fā)展、社會全面進步，才能不斷滿足人民群眾政治經(jīng)濟文化需求，中國經(jīng)歷三十多年的快速發(fā)展，取得了輝煌成就，但也出現(xiàn)了許多新的矛盾和問題，尤其是中國的經(jīng)濟發(fā)展方式已到了非調整不可的轉折時期，也就是必須推動發(fā)展方式的重大轉變，要在轉變發(fā)展方式中實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，提升人民的幸福指數(shù)。

一、經(jīng)濟發(fā)展是提升人民幸福指數(shù)的根本前提

社會發(fā)展的客觀規(guī)律告訴我們，生產(chǎn)力的發(fā)展是人類社會發(fā)展的最終決定力量。物質財富的生產(chǎn)是人類社會賴以生存發(fā)展的基礎，社會的發(fā)展首先決定于經(jīng)濟的發(fā)展。人民幸福與否，從根本上說決定于經(jīng)濟發(fā)展的總體進程。只有經(jīng)濟的充分發(fā)展，滿足人民群眾日益增長的物質文化需要才有現(xiàn)實可能，提升人民幸福指數(shù)才有根本前提。雖然物質富裕不一定幸福，但貧困肯定幸福指數(shù)不高。歷史事實證明，物質財富匱乏所造成的貧困，是造成社會發(fā)展不和諧的根本原因。由于物質資料的缺乏，根本滿足不了社會所有成員的需求，人們?yōu)榱司S持基本生存條件，就會相互爭奪生活必需品，社會就會處在嚴重的對抗和沖突之中，就會產(chǎn)生社會動蕩，引起社會的不和諧。

改革開放以來，中國的國民經(jīng)濟得到了前所未有的發(fā)展，社會生產(chǎn)力水平明顯提高，綜合國力顯著增強，人民生活不斷改善。但現(xiàn)有的經(jīng)濟發(fā)展水平和擁有物質財富的程度，與人民群眾日益增長的物質文化需要還不相適應，必須堅持把發(fā)展生產(chǎn)力作為根本任務，努力創(chuàng)造出更多的物質財富，以滿足廣大人民日益增長的物質文化需求。要防止因為強調各方面的全面發(fā)展而忽視經(jīng)濟發(fā)展在社會發(fā)展中的基礎地位。以經(jīng)濟建設為中心任何時候都不能動搖、不能放松。必須牢固樹立抓住機遇、加快發(fā)展的戰(zhàn)略思想，緊緊抓住重要戰(zhàn)略機遇期，聚精會神搞建設，一心一意謀發(fā)展。

當然，經(jīng)濟增長并不等于社會福祉。經(jīng)濟增長用GDP來衡量，而GDP僅是一個流量指標，并不反映一個社會財富的積累和福祉的提高。社會福祉則是一個存量指標，意味著經(jīng)濟增長過程中有形的和無形的財富的持續(xù)積累。它包括居民所能夠使用的越來越多的社會公共產(chǎn)品、公共服務和由于個人可支配收入的增加所帶來的居民生活質量的提高等，甚至可以包括人的幸福感、滿足度。

二、提升人民幸福指數(shù)要求經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展

幸福指數(shù)反映了經(jīng)濟發(fā)展的質量，經(jīng)濟平穩(wěn)快速發(fā)展，有利于提高經(jīng)濟增長質量和效益，有利于社會財富穩(wěn)步增加，有利于不斷提高人民生活水平，也有利于增強人們對經(jīng)濟發(fā)展前景的信心。沒有持續(xù)而穩(wěn)定的經(jīng)濟發(fā)展，就不會有人民生活質量的提高和幸福感、滿足度的增強，可見，保持經(jīng)濟平穩(wěn)快速發(fā)展對于提高幸福指數(shù)至關重要。與一些國家相比，中國經(jīng)濟發(fā)展的福祉轉化度較低。雖然中國經(jīng)濟總量已經(jīng)超過了一些發(fā)達國家，但是這些國家的民眾從經(jīng)濟發(fā)展中所得到的福祉相比中國要高。由于經(jīng)濟高增長帶來的社會福祉轉化度一直很低，如果經(jīng)濟低增長，社會福祉就更低。因此，保持較高的經(jīng)濟增長速度一直是中國各級政府追求的主要目標之一；由于過分追求經(jīng)濟數(shù)量的增長，熱衷于追求GDP，而輕視或忽視推動勞動生產(chǎn)率的提高，致使中國獲取等量的GDP卻需要耗費大大高于發(fā)達國家的資源和能源，經(jīng)濟發(fā)展已出現(xiàn)資源能耗“瓶頸”制約，可持續(xù)發(fā)展遇到前所未有的挑戰(zhàn)。

為了提高人民的幸福指數(shù)，保持經(jīng)濟平穩(wěn)快速發(fā)展，必須堅持以人為本，樹立和落實全面、協(xié)調、可持續(xù)的科學發(fā)展觀，轉變經(jīng)濟發(fā)展方式；必須從過去那種單純追求速度、盲目擴大數(shù)量的發(fā)展轉變到數(shù)量和質量、速度和效益相統(tǒng)一的發(fā)展方式上來；必須把經(jīng)濟發(fā)展的重點放到提高國民經(jīng)濟的整體素質和競爭力上，在提高質量和效益的前提下保持經(jīng)濟快速發(fā)展。為此，要著力做好以下幾個方面的工作。

1.優(yōu)化經(jīng)濟結構。只有結構優(yōu)化才能實現(xiàn)良性發(fā)展，而調結構需要調整產(chǎn)業(yè)結構、區(qū)域經(jīng)濟結構、拉動經(jīng)濟增長的動力結構等。在調整產(chǎn)業(yè)結構中，要按照經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律有序推進三次產(chǎn)業(yè)的演進升級；在推動經(jīng)濟增長的動力結構調整方面，應把有效擴大內需作為第一拉動力，使內需成為推動經(jīng)濟平穩(wěn)持續(xù)發(fā)展的最主要力量，并使內需、投資和出口發(fā)揮對經(jīng)濟增長的協(xié)同帶動作用。

2.統(tǒng)籌協(xié)調發(fā)展。要統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，統(tǒng)籌區(qū)域發(fā)展，統(tǒng)籌經(jīng)濟社會發(fā)展，統(tǒng)籌人與自然和諧發(fā)展，統(tǒng)籌國內發(fā)展和對外開放，推進生產(chǎn)力和生產(chǎn)關系、經(jīng)濟基礎和上層建筑相協(xié)調，推進經(jīng)濟政治文化的各個環(huán)節(jié)、各個方面相協(xié)調。

3.注重社會公平，共享發(fā)展成果。在“讓一部分人通過誠實勞動和合法經(jīng)營先富起來”的政策實施幾十年后的今天，讓全體人民共享發(fā)展成果已成為全社會的共識。這不僅是滿足人民群眾新期待的需要，也是促進社會各階層和諧共處、擴大國內需求、釋放發(fā)展?jié)摿?、保持發(fā)展連續(xù)性的必然要求。

三、可持續(xù)發(fā)展要求以人為本轉變經(jīng)濟發(fā)展方式

可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略提出的背景是人類生存和發(fā)展受到威脅，首先關注的是人的生存和發(fā)展。其思想基礎的核心要義是：人類是自然界無限發(fā)展過程中的一種具體的發(fā)展形態(tài)，作為自然界這一無限發(fā)展的大系統(tǒng)的組成部分，人的世界是一個與自然相互依賴、相互競爭的有限發(fā)展系統(tǒng)。人類與人類社會的生存和發(fā)展建立在人與自然進行物質和能量交換的基礎上，人類由此來獲得自身發(fā)展的基本條件，人類既不能創(chuàng)造也不能毀壞這些基本條件。只有在有限的發(fā)展條件下，人類運用科學的技術與手段去開發(fā)自然、保護自然，并通過競爭和協(xié)調機制，才能與自然和諧相處永續(xù)共存，從而謀求自身的持續(xù)發(fā)展。

人的生存和發(fā)展，是可持續(xù)發(fā)展的終極目標；同時，人的發(fā)展又是可持續(xù)發(fā)展的動力、源泉?？沙掷m(xù)發(fā)展理論突出了人的主體地位，其實質是以人為本的發(fā)展，這與以人為本的發(fā)展觀是統(tǒng)一的。轉變經(jīng)濟發(fā)展方式最終歸結于人的全面發(fā)展，要在轉變發(fā)展方式中推進人的自由全面發(fā)展，提升廣大人民群眾的幸福指數(shù)，落實好以人為本的根本要求。

1.按照“科學發(fā)展觀”的要求，尊重和發(fā)揮好每一個社會成員的主體地位作用，以人民群眾的根本利益為出發(fā)點和歸宿點，把促進人的全面發(fā)展擺到經(jīng)濟社會全部工作的優(yōu)先位置，在經(jīng)濟發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展方式轉變中使人們的物質生活不斷提高，政治民主不斷進步，文化生活不斷豐富，思想道德和科技文化素質不斷提高，人自身的政治、經(jīng)濟、文化、利益不斷實現(xiàn)，人的全面發(fā)展程度逐步提高。

篇(2)

關鍵詞：內蒙古；經(jīng)濟發(fā)展方式轉變；實證研究

中圖分類號：F124

一、地方經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程評價指標體系

根據(jù)系統(tǒng)協(xié)同理論可知，地方經(jīng)濟發(fā)展方式轉變涉及到地方經(jīng)濟發(fā)展系統(tǒng)中各子系統(tǒng)之間及各子系統(tǒng)內部各組成部分之間的連續(xù)的、多維的交互作用。因此，對地方經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程進行評價需要構建一套能夠比較準確反映地方經(jīng)濟發(fā)展系統(tǒng)演進過程的指標體系。

（一）指標體系建立的基本考慮

本部分分為以下三個方面。

1.指標體系的重要性

指標體系是多個單項指標的有機組合。一般而言，建立評價系統(tǒng)協(xié)同發(fā)展的指標體系需要滿足以下基本要求：一是指標體系能夠對某一區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展狀況進行較為全面的反映，從而為系統(tǒng)的調控者提供決策依據(jù)。二是指標體系能夠較為準確地揭示某一區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展中存在的主要矛盾與突出問題，以便政府采取有針對性的策略。三是指標體系能夠較好地引導政府部門完成其自身的發(fā)展規(guī)劃和發(fā)展目標。四是指標體系能夠進行區(qū)域間、部門間協(xié)同發(fā)展水平的比較，進而從比較中發(fā)現(xiàn)差距和薄弱環(huán)節(jié)，并分析原因。五是指標體系能夠對某一區(qū)域未來發(fā)展趨勢進行預測，從而為政府制定和完善發(fā)展規(guī)劃提供相關依據(jù)。

2.指標體系的作用和功能

評價系統(tǒng)協(xié)同發(fā)展的指標體系需要具備三個主要功能，一是描述和反映特定時點或某個時期內區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展各個方面的現(xiàn)實狀況；二是描述和反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展各個方面的變化趨勢與速率；三是綜合測度區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展各方面之間的關聯(lián)性，從而在整體上反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)同狀況和變化趨勢。

3.指標體系建立的基本思路

指標體系建立包括單項指標選擇及指標體系內部結構關系確定兩個過程。單項指標選擇考慮了指標的重要程度、數(shù)據(jù)可獲得性及與其他指標之間的相關性。指標體系內部的結構關系，本文按照地方經(jīng)濟發(fā)展方式“結構”表現(xiàn)和“功能”體現(xiàn)兩方面要求，分為總體層、功能層、結構層⑴、結構層⑵四個相互關聯(lián)的維度。其中，總體層反映地方經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程的總體情況；功能層反映地方經(jīng)濟發(fā)展方式的外在功能體現(xiàn)；結構層和指標層反映地方經(jīng)濟發(fā)展方式內部的各種結構關系。

（二）指標體系建立

按照本文對地方經(jīng)濟發(fā)展方式的理解，我們從經(jīng)濟、社會、資源、環(huán)境四個方面，根據(jù)指標的可量化性和指標數(shù)據(jù)的可獲得性，構建了一個包括46個單項指標在內的地方經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程評價指標體系，按照科學發(fā)展的本質要求，本文在社會發(fā)展方面選擇了較多的評價指標，如表1所示。

二、數(shù)據(jù)處理與指標權重確定

數(shù)據(jù)標準化和無量綱化以及指標權重的確定對于綜合評價指數(shù)計算的準確性和科學性，意義重大。這里，介紹了本文數(shù)據(jù)標準化和指標權重確定的方法和相關說明。

（一）數(shù)據(jù)來源與相關指標計算說明

本文將1990-2012年作為評價區(qū)間，各單項指標數(shù)據(jù)來自歷年《內蒙古統(tǒng)計年鑒》和相關國家統(tǒng)計年鑒，有些單項指標需要通過相關數(shù)據(jù)計算而得，缺失的數(shù)據(jù)通過建立回歸方程得到相應的估測值。其中，相關指標計算方法如下：

1.通貨膨脹率

通貨膨脹率一般指物價平均水平的上升幅度。實際生活中，我們一般通過消費指數(shù)折算法、GDP折算法或生產(chǎn)指數(shù)折算法來間接地加以表示。相比而言，消費者價格指數(shù)能夠比較充分地反映通貨膨脹率的價格指數(shù)。因此，本文采用CPI來替代通貨膨脹率。

2.經(jīng)濟波動系數(shù)

目前，經(jīng)濟波動系數(shù)據(jù)計算方法較多，比如李永友（2008）和劉志剛（2005）采用的方法。根據(jù)本文研究的現(xiàn)實需要，在綜合上述方法基礎上，我們選擇任保平《以質量看待增長-對中國經(jīng)濟增長質量的反思》一書中的計算方法。首先，利用公式

計算各指標的標準差，其中

其次，利用公式

計算各年份的經(jīng)濟波動系數(shù)。

3.二元對比系數(shù)和二元反差系數(shù)

二元對比系數(shù)為農業(yè)比較勞動生產(chǎn)率與非農業(yè)比較勞動生產(chǎn)率的比率。二元反差指數(shù)為非農業(yè)的產(chǎn)值比重與勞動力比重之差的絕對值。

4.地區(qū)不平衡指數(shù)

衡量地區(qū)間發(fā)展不平衡狀況的指標?？梢酝ㄟ^下面公式計算得到：地區(qū)不平衡指數(shù)=各地區(qū)人均GDP標準差/各地區(qū)人均GDP平均值

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和全面性，本文以內蒙古的12個盟市①為基本空間單元計算1990-2012年間的地區(qū)不平衡指數(shù)。

5.能源產(chǎn)出率

能源主要包括原煤、原油、天然氣、核電、水電 、風電等一次能源。能源產(chǎn)出率是資源產(chǎn)出效率指標之一，是一定范圍內生產(chǎn)總值與能源消費量的比值，反映單位能源的產(chǎn)出情況。因此，該指標值越大，表明能源利用效率越高。能源產(chǎn)出率可以用以下公式計算：

6.勞動生產(chǎn)率

勞動生產(chǎn)率是從勞動要素投入角度反映產(chǎn)出效率的一種指標。一般用平均每個從業(yè)人員實現(xiàn)的增加值來表示，可由以下公式計算而得：

7.資本產(chǎn)出率

資本產(chǎn)出率是從資本要素投入角度反映產(chǎn)出效率的一種指標，本文用下列公式計算評價區(qū)間內各年份的資本產(chǎn)出率：

8.基尼系數(shù)

基尼系數(shù)能夠反映居民之間貧富差異的程度，因此得到世界各國的廣泛認同和普遍采用。由于《內蒙古統(tǒng)計年鑒》中無法全面獲取相關數(shù)據(jù)進行計算，為此本文采用田衛(wèi)民（2012）1995-2010年的估算結果，缺失數(shù)據(jù)通過建立回歸方程得到估測值。

9.泰爾指數(shù)

泰爾指數(shù)是一個能較好反映城鄉(xiāng)收入差距的指標，不僅考慮城鄉(xiāng)居民絕對收入的變化，而且考慮相對應的城鄉(xiāng)人口結構的變化。基于內蒙古城鄉(xiāng)“二元”經(jīng)濟結構和農牧民人口比重較大的實際，泰爾指數(shù)更適用于度量內蒙古的城鄉(xiāng)收入差距。本文采用王少平、歐陽志剛（2008）的泰爾指數(shù)計算公式：

其中，j=1，2分別表示城鎮(zhèn)和農牧區(qū)， Zjt表示 t時期城鎮(zhèn)或農牧區(qū)的人口數(shù)量， Zt表示t時期的總人口， Pjt表示城鎮(zhèn)或農牧區(qū)的總收入（用相應的人口和人均收入之積表示）， Pt表示t時期的總收入。

10.城鎮(zhèn)相對貧困程度

相對貧困是指與社會平均水平相比其收入水平少到一定程度時所維持的一種社會生活狀況，能夠反映社會各階層之間和各階層內部的收入差異。一般情況下，我們用相對貧困組別或者人群與相對富裕組別或人群的收入差距狀況來表示相對貧困程度。本文采用下列計算公式：

11.環(huán)保投入強度

反映環(huán)境保護投入力度的指標。本文采用以下計算公式：

（二）數(shù)據(jù)標準化處理

由于各指標之間的屬性、量綱、量級不同，所以屬性、量綱、量級方面選擇“直線型無量綱化”方法進行標準化處理，其計算公式分別為：

當xi為“正”指標時，

當xi為“逆”指標時，

（三）各級指標權重確定

本文選擇先計算各評價維度指標間相關系數(shù)，再計算復相關系數(shù)，最后確定指標權重的思路。

1.相關系數(shù)矩陣

根據(jù)公式⑶利用SPSS統(tǒng)計軟件計算各評價維度指標間的相關系數(shù)，KMO檢驗均在0.5-1的合理區(qū)間。

2.復相關系數(shù)

在相關系數(shù)矩陣基礎上，根據(jù)公式⑷借助MATLAB軟件計算各評價維度指標間的復相關系數(shù)。

3.指標權重確定

根據(jù)公式（5）計算各級指標的權重，如表2所示。

三、內蒙古經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程評價指數(shù)計算與評價

在計算權重基礎上，這里根據(jù)公式計算出了1990-2012年間內蒙古經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程的綜合評價指數(shù)、各效應指數(shù)以及經(jīng)濟結構指數(shù)，在此基礎上，對內蒙古近年來經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程情況進行分析與評價。

（一）經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程總體評價

這里，我們根據(jù)公式 可以計算出內蒙古經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程的綜合評價指數(shù)和各個維度的評價指數(shù)（見圖1、表3、圖2、圖3和圖4）。

從圖1可以看出，1990年以來內蒙古經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程評價指數(shù)雖然波動較大，但總體呈緩慢上升趨勢，這表明近年來內蒙古轉變經(jīng)濟發(fā)展方式取得了一定進展。從圖2中看到，功能層面的各效應指數(shù)中，環(huán)境效應指數(shù)貢獻最大，權重達到0.283621；經(jīng)濟效應指數(shù)排第2位，權重達到0.255576；社會效應和資源效應指數(shù)的權重分別為 0.243382和0.217421。從功能層內部結構關系變化看，1990-2012年間內蒙古經(jīng)濟發(fā)展方式的社會效應指數(shù)、資源效應指數(shù)和環(huán)境效應指數(shù)總體呈緩慢上升態(tài)勢，但環(huán)境效應指數(shù)波動幅度很大，而經(jīng)濟效應指數(shù)2005年以來總體呈緩慢下降態(tài)勢，這從側面說明內蒙古經(jīng)濟領域的發(fā)展方式轉變并沒有取得實質性進展，相反還有可能出現(xiàn)了某種“倒退”。圖3顯示，近年來經(jīng)濟效應指數(shù)下降主要是由經(jīng)濟增長指數(shù)和經(jīng)濟結構指數(shù)下降造成的。一方面，經(jīng)濟增長指數(shù)下降主要出現(xiàn)在2005年以后，從內部結構看主要受通脹率提高、經(jīng)濟波動幅度增大因素的影響，也就是說經(jīng)濟增長穩(wěn)定性的降低造成了2005年以來內蒙古經(jīng)濟增長指數(shù)的下降（圖4）。

（二）經(jīng)濟結構指數(shù)變化分析

1990年以來內蒙古經(jīng)濟發(fā)展方式轉變中經(jīng)濟結構指數(shù)一直處于下降態(tài)勢，特別是2003年以來開始呈現(xiàn)較快下降趨勢。從圖5中可以看出，除工業(yè)化率指數(shù)、城鎮(zhèn)化率指數(shù)、二元反差指數(shù)外，反映經(jīng)濟結構狀況的其他指數(shù)都呈較快下降趨勢，這表明2003年以來內蒙古的經(jīng)濟增長速度雖然很快，但經(jīng)濟結構調整的進程十分較慢。

1.產(chǎn)業(yè)結構演進

近年來，內蒙古工業(yè)化進程不斷加快，工業(yè)化率由2003年的32.40%上升到2012年的48.7%，但服務業(yè)占GDP比重快速下降，由2003年的41.9%下降到2012年的35.50%，比全國平均水平低了9.15個百分點。服務業(yè)發(fā)展不充分，已經(jīng)成為內蒙古產(chǎn)業(yè)結構不合理的突出表現(xiàn)之一。從工業(yè)經(jīng)濟內部結構看，產(chǎn)業(yè)重型化、資源化、產(chǎn)品初級化、產(chǎn)業(yè)鏈低端化特征十分明顯，工業(yè)結構單一化和剛性化問題十分突出，受國內外經(jīng)濟環(huán)境變化影響大、抗風險能力十分低下。

2.總需求結構演進

從內蒙古經(jīng)濟增長的“三駕馬車”情況看，近年來呈現(xiàn)“投資率過高、消費率和外貿依存度過低”的特點，經(jīng)濟增長的投資拉動特征十分明顯。投資率由2003年的56.7%快速上升到2012年的84.60%，9年間提高了近30個百分點，不僅遠高于全國平均水平，而且也高于我國大多數(shù)其他省區(qū)市。與此同時，內蒙古的消費率和外貿依存度出現(xiàn)快速下降的態(tài)勢，消費率由2003年的52.74%下降到2012年的39.4%；外貿依存度也由2003年的10.79%下降到2012年的4.24%，這與內蒙古是我國向北開放重要“橋頭堡”的地位極不相稱。

3.空間結構演進

近年來，內蒙古促進城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調發(fā)展取得了一定成效，人口城鎮(zhèn)化率較快提高，二元反差系數(shù)有一定改善，但是反映居民收入差距的基尼系數(shù)仍然在0.4以上，地區(qū)不平衡指數(shù)也由2003年的0.58上升到2012年的1.06，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距不斷拉大的問題十分突出。2012年，內蒙古人均GDP最高的阿拉善盟是人均GDP最低的興安盟的7.5倍。

四、結論

實證研究結果表明，近年來雖然內蒙古轉變經(jīng)濟發(fā)展方式取得了一定成效，但經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的進程相對較為緩慢。在內蒙古轉變經(jīng)濟發(fā)展方式進程中，環(huán)境效應指數(shù)貢獻最大，社會效應指數(shù)和資源效應指數(shù)貢獻度在不斷增強，經(jīng)濟效應指數(shù)雖然貢獻率排在第2位，但2006年以來有下降趨勢，這成為影響內蒙古經(jīng)濟發(fā)展方式轉變進程的關鍵性因素。從經(jīng)濟子系統(tǒng)內部結構關系分析，經(jīng)濟效應指數(shù)下降主要是由經(jīng)濟增長指數(shù)和經(jīng)濟結構指數(shù)下降造成的。經(jīng)濟增長指數(shù)下降主要受通脹率提高、經(jīng)濟波動幅度增大等因素的影響，而經(jīng)濟結構指數(shù)中除工業(yè)化率指數(shù)、城鎮(zhèn)化率指數(shù)、二元反差指數(shù)外，反映經(jīng)濟結構重要狀況的其他指數(shù)都呈較快下降趨勢，這表明內蒙古的經(jīng)濟增長速度雖然很快，但經(jīng)濟結構調整的進程十分較慢。

總之，“八五”以來，雖然內蒙古轉變經(jīng)濟發(fā)展方式取得了一定成效，但從經(jīng)濟發(fā)展方式的內部結構關系和經(jīng)濟效應指數(shù)變化趨勢看，經(jīng)濟結構變遷十分緩慢、結構失衡問題十分突出。因此，當前和今后內蒙古必須要把經(jīng)濟結構的戰(zhàn)略性調整作為加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的主攻方向。

注釋：

① 內蒙古的12個盟市分別為：呼和浩特市、包頭市、鄂爾多斯、呼倫貝爾市、興安盟、通遼市、赤峰市、烏蘭察布市、錫林郭勒盟市、巴彥淖爾市、烏海市、阿拉善盟。

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篇(3)

關鍵詞：耦合；經(jīng)濟發(fā)展；建設用地集約利用；阿克蘇地區(qū)；協(xié)調度

中圖分類號：F127；F321.1 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2016）21-5719-05

DOI：10.14088/ki.issn0439-8114.2016.21.069

The Coupling Rsearch of Aksu Region's Economic Development

and Intensive Use of Construction Land

GUO Huan-huana，GAO Min-huaa，b

（a.Key Laboratory of Oasis Ecology；b.College of Research and Environment Sciences，Xinjiang University，Urumchi 830046，China）

Abstract：Taking economic development and Intensive use of construction land in Aksu as two subsystems of the study and based on both theory and social coordination，entropy method，statistical analysis，system evaluation and coupled model were used. Aksu region's economic development and construction land coupled model was built， and then discussed the coupling relationship， revealed the relationship between economic development and Intensive use of construction land. The results showed that the level of economic development and Intensive use of construction land in Aksu were low；economic development-construction land intensive utilization system in two subsystems arc tangent function model of coordination was worse；two highly coupled subsystems in the economic and Intensive use of construction land level were lower；the Aksu region's intensive use of construction land developed rapidly， there was the urgent need to improve the level of Intensive use of construction land.

Key words：coupling； economic development； intensive use of construction land； Aksu region； coordination

濟與土地的諸多研究成果表明，經(jīng)濟因素是土地利用和建設用地利用變化的不可或缺的驅動因子[1-4]；同樣土地對經(jīng)濟發(fā)展具有不可替代的作用[5-6]。對于經(jīng)濟和建設用地集約利用的關系方面，杜亞娟等[7]對哈爾濱市1991-2010年經(jīng)濟發(fā)展水平與建設用地集約利用水平間的動態(tài)關系分析得出二者存在長期均衡關系，而且經(jīng)濟發(fā)展是土地集約利用的單向因果關系。隨著對兩者相互關系研究的深入，越來越多的專家學者們更推崇經(jīng)濟和建設用地間的耦合關系。經(jīng)濟發(fā)展和建設用地集約利用是兩個相對復雜的系統(tǒng)，單純分析個別指標的相關性，遠遠不能解釋兩系統(tǒng)間的協(xié)調關系。因此，本研究在各系統(tǒng)指標高度相關的層次上，深入分析了兩者的耦合關系協(xié)調度。

1 阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與建設用地利用情況

1.1 阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展

阿克蘇地區(qū)生產(chǎn)總值持續(xù)增長，2013年地區(qū)生產(chǎn)總值692.60億元，相對2002年增長553.4億元，地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長36.14%。2013年地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資490.39億元，2002-2013年該地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資穩(wěn)步增長，年均增長151.73%，其中2013年比上年增長11.56%。2013年地區(qū)財政總收入102億元，2002-2013年阿克蘇地區(qū)財政收入逐步增加，年均增長率140.47%，其中2013年較上年增長10.20%。

該地區(qū)經(jīng)濟水平也逐年提高，2013年人均生產(chǎn)總值28 535元，比2002年的6 615元增加了21 920元，年均增長30.12%，人均生產(chǎn)總值雖然在穩(wěn)步增長，但相對全國平均水平還有一定差距。2013年該地區(qū)人均財政收入4 150.4元，人均財政收入穩(wěn)步增長，但相對全國平均水平差距明顯。衡量民生經(jīng)濟的主要指標為城鎮(zhèn)居民可支配收入、農村居民可支配收入與居民消費水平，其中城鎮(zhèn)居民可支配收入年均增長31%，農村居民可支配收入年均增長32%，居民消費水平年均增長25%。阿克蘇地區(qū)這3個指標的水平均低于全國平均水平。

1.2 阿克蘇地區(qū)建設用地集約水平

1.2.1 建設用地集約利用強度 人口利用強度和經(jīng)濟利用強度是表征建設用地利用強度的主要指標，人口利用強度主要體現(xiàn)在人均建設用地面積方面，經(jīng)濟利用強度則體現(xiàn)在地均生產(chǎn)總值、地均固定資產(chǎn)投資、地均財政收入3項指標。阿克蘇地區(qū)的人口和建設用地規(guī)模逐年攀升，但人口增長速度遠不及建設用地規(guī)模的增速，導致人均建設用地面積一直呈增長趨勢，這也正是阿克蘇地區(qū)的建設用地人口利用強度不斷下降的原因。阿克蘇地區(qū)地均生產(chǎn)總值、地均財政收入、地均固定資產(chǎn)投資都有不同程度的增長，阿克蘇地區(qū)建設用地集約水平不斷上升（圖1）。

1.2.2 經(jīng)濟增長耗地 經(jīng)濟增長耗新增建設用地面積多少反應了該地區(qū)經(jīng)濟是否主要靠建設用地擴張來促進經(jīng)濟發(fā)展，如圖2所示阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟增長耗地較多，為較粗放增長類型。圖2中除了2006年建設用地出現(xiàn)負增長以外，各指標的走勢整體呈現(xiàn)下降趨勢。一方面表現(xiàn)為集約利用水平不斷提升，另一方面表征建設用地集約水平的指標為管理績效，也就是對存量建設用地的盤活效率。存量建設用地的重新利用不僅可以緩解新增建設用地壓力，促進建設用地集約利用，而且可以調節(jié)土地市場。

2 阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與建設用地耦合關系

2.1 耦合模型的建立

耦合原是物理概念，表示兩個或者多個系統(tǒng)亦或兩種運動方式間相互作用而相互影響以至聯(lián)合起來的現(xiàn)象[8]。在此基礎上，吳玉鳴等[9]提出多個系統(tǒng)的相互作用耦合度模型：

Cn={（u1，u2，…，un）/∏（ui+uj）} （1）

式中，n為耦合系統(tǒng)子系統(tǒng)的個數(shù)；u為各子系統(tǒng)對耦合系統(tǒng)的貢獻；C為耦合度值，C∈[0，1]。

在前人研究成果的基礎上，結合專家打分法分別選取了表征經(jīng)濟規(guī)模增長的生產(chǎn)總值增長及財政收入增長2個指標；表征經(jīng)濟發(fā)展水平的人均生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民可支配收入、農村居民可支配收入以及居民整體消費水平4個指標；表征經(jīng)濟結構的第三產(chǎn)業(yè)比重和財政占生產(chǎn)總值比值2個相關指標。建設用地集約利用子系統(tǒng)則根據(jù)建設用地利用強度、經(jīng)濟增長耗地及管理績效三方面確定人均建設用地、地均GDP、地均固定資產(chǎn)投資、地均財政收入、單位GDP增長耗新增建設用地、單位固定資產(chǎn)耗新增用地、單位財政收入耗新增用地以及存量建設用地供應效率指標。

2.2 耦合模型各指標權重的確定

權重的確定方法有很多，如AHP、特爾非法等，鑒于研究兩個子系統(tǒng)十幾項指標的耦合關系，熵值法可以更好地體現(xiàn)各指標間的非線性關系。因此，引入熵值法這種客觀賦權法[10]來確定各指標權重。熵的概念是由克勞德?艾爾伍德?香農首次引入信息論中的，用來度量隨機變量的不確定程度。熵值越大，離散程度越大，則該熵值對應的指標的權重值越大。用指標Xij表示第i年第j項指標，計算指標權重的前提是要將所有數(shù)據(jù)歸一化（由于涉及正向、反向兩種指標，可以將數(shù)據(jù)歸一化到一個數(shù)據(jù)區(qū)間內，正向指標不作處理，反向指標做反向處理）得到Gij，則第j項指標的熵值[11]：

Sj=-kQijlnQij，（k=，Qij=） （2）

式中，k為調節(jié)系數(shù)，m為涉及年限。由熵值確定j項標權重：

Wj=，（0≤Wj≤1，Wj=1） （3）

根上述公式計算2002-2013年阿克蘇地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展與建設用地集約耦合系統(tǒng)的各指標權重值。

2.3 耦合模型

根據(jù)耦合模型所選取的各項指標權重值得到耦合系統(tǒng)（表1）。

3 耦合系統(tǒng)分析

3.1 指標功效系數(shù)

通常用指標功效系數(shù)來表示指標對系統(tǒng)的貢獻，用功效系數(shù)Uij表示，其計算方法如下：

Uij=（Gij-α）/（β-α） （4）

式中，α、β是數(shù)據(jù)歸一化處理中臨界值的最小值和最大值。

3.2 綜合指數(shù)

綜合指數(shù)是耦合系統(tǒng)中各子系統(tǒng)對耦合系統(tǒng)的貢獻。本研究耦合系統(tǒng)中有經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)和建設用地集約利用綜合指數(shù)。

1）經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)。經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)即為經(jīng)濟子系統(tǒng)Ai對系統(tǒng)的貢獻，表示為：

Ai=Uij×Pj （5）

式中，Pj表示第j項指標的權重，對計算出的經(jīng)濟綜合指數(shù)進行一元二次擬合，得到如下方程：

F（x）=0.004 6x2+0.023 6x+0.030 5（R2=0.979 5）（6）

式中，x=1代表2002年，依次遞進。

2）建設用地集約利用綜合指數(shù)。建設用地集約利用綜合指數(shù)為建設用地集約利用子系統(tǒng)對耦合系統(tǒng)的貢獻：

Bi=Uij×Pj （7）

對其一元二次擬合，得到下述方程：

G（x）=-0.000 9x2+0.043 3x+0.120 2（R2=0.963 2）（8）

根據(jù)阿克蘇地區(qū)2002-2013年的經(jīng)濟與建設用地數(shù)據(jù)，結合式（6），（8）中的一元二次擬合方程，計算出阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和建設用地集約綜合指數(shù)變化情況（圖3）。阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)和建設用地綜合指數(shù)均為上升趨勢，經(jīng)濟指數(shù)較建設用地指數(shù)上升較快，2007年經(jīng)濟指數(shù)超越建設用地指數(shù)。借鑒郭杰等[12]對土地利用等級劃分，阿克蘇地區(qū)建設用地2002-2010年都不滿足集約利用等級，2010-2013年為一般等級，可見阿克蘇地區(qū)建設用地整體集約水平較低，集約上升空間較大（表2）。

3.3 耦合系統(tǒng)協(xié)調度分析

3.3.1 兩個子系統(tǒng)綜合指數(shù)協(xié)調度 兩個系統(tǒng)的同步性用協(xié)調度來表示，參照方方[13]的研究用反正切函數(shù)來描述兩個子系統(tǒng)綜合指數(shù)的發(fā)展水平的接近程度，則阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟和建設用地集約利用綜合指數(shù)協(xié)調度表示為：

Ci=arctan（Ai/Bi-1） （9）

根據(jù)反正切函數(shù)的特點，協(xié)調度C的值域在 （-π/2，π/2）之間，如果兩個子系統(tǒng)協(xié)調共同發(fā)展，那么Ai/Bi的值應該趨近1，換句話說Ci越趨近于0時，兩個子系統(tǒng)協(xié)調性越好，相反經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)大于或者小于建設用地集約指數(shù)時，Ci越遠離0，協(xié)調度降低。根據(jù)阿克蘇地區(qū)兩個子系統(tǒng)的兩指數(shù)數(shù)據(jù)，得出其綜合協(xié)調度函數(shù)變化。由圖4可以看出，2002-2013年阿克蘇地區(qū)兩項綜合指數(shù)協(xié)調度呈現(xiàn)上升趨勢，且2002-2007年間建設用地集約利用指數(shù)大于經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)，協(xié)調度趨近于0，并在2007年達到最好；2008-2013年經(jīng)濟指數(shù)反超建設用地指數(shù)較快上升，系統(tǒng)綜合指數(shù)協(xié)調度有所下降。

3.3.2 兩個子系統(tǒng)綜合指數(shù)變化速度協(xié)調度 根據(jù)數(shù)學中導數(shù)的概念可知，對時間的函數(shù)進行一次求導，可得到該函數(shù)的變化速度（率）函數(shù)。張振杰[14]的研究表明，通過研究主關聯(lián)雙系統(tǒng)的演化速度，可以得到整個系統(tǒng)或系統(tǒng)間的演變趨勢。研究還提出用兩個子系統(tǒng)變化速度的夾角作為系統(tǒng)耦合度進行分析。

1）經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)的變化速度函數(shù)：

VA=dF（X）=0.009 2X+0.023 （10）

2）建設用地集約利用綜合指數(shù)變數(shù)速度函數(shù)：

VB=dG（X）=-0.001 8X+0.043 3 （11）

3）雙系統(tǒng)演進速度的協(xié)調度：

?=arccot（VA/VB） （12）

隨著兩速度化，協(xié)調度輸出不同的角度（圖5），根據(jù)阿克蘇地區(qū)2002-2013年的數(shù)據(jù)，速度協(xié)調度范圍只有2002年在（π/4，π/2）時建設用地集約利用速度稍快于經(jīng)濟發(fā)展速度，兩速度協(xié)調度增強。2003-2013年均在（0，π/4）范圍內，此時經(jīng)濟發(fā)展速度加快。雖然建設用地集約利用速度還是正向速度，但越來越低于經(jīng)濟發(fā)展速度，雙系統(tǒng)速度協(xié)調度不斷降低。

3.3.3 耦合度分析

1）耦合度分析。王碩[15]根據(jù)兩個子系統(tǒng)對系統(tǒng)的貢獻U1、U2的組合來表示系統(tǒng)的耦合度，其模型如下：

Ci= （13）

式中，U1=Ai，U2=Bi，Ci越大則表示兩系統(tǒng)耦合越好，相反耦合越差。

阿克蘇地區(qū)2002-2013年系統(tǒng)耦合度均在（0.88，1）范圍內（圖6）。根據(jù)吳玉鳴等[9]的研究將耦合度不同的等級進行劃分，得到該耦合系統(tǒng)屬于高度耦合階段，但這點又與綜合指數(shù)協(xié)調度和綜合指數(shù)速度協(xié)調度的結論不相符，所以該耦合系統(tǒng)出現(xiàn)了“偽協(xié)調”[16]現(xiàn)象。

2）耦合協(xié)調度分析。許多研究針對“偽協(xié)調”提出了系統(tǒng)綜合評價指數(shù)和對應的耦合協(xié)調度判定方法。綜合評價指數(shù)：T=aU1+bU2；耦合協(xié)調度：D=。式中，a、b為貢獻系數(shù)，考慮經(jīng)濟和建設用地對系統(tǒng)的相互作用，令a=b=1/2，得到協(xié)調度D（圖6）。參照耦合研究中對耦合協(xié)調度的等級劃分，該耦合系統(tǒng)在2002-2005年為輕度失調，2006-2010年為初步協(xié)調，2011-2013年剛剛進入良好協(xié)調的范圍，隨著兩個子系統(tǒng)友好發(fā)展，有希望發(fā)展為優(yōu)質協(xié)調。

4 小結

1）阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和建設用地集約利用水平都較低；雖然兩個子系統(tǒng)的綜合指數(shù)都有上升趨勢，但2010年經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)才超越0.5，直到2013年集約利用綜合指數(shù)都還處于一般水平，相對國家中部甚至東部還有很大差距，提升空間巨大。

2）系統(tǒng)耦合出現(xiàn)“偽協(xié)調”現(xiàn)象，在經(jīng)濟發(fā)展水平略低，建設用地集約水平一般的情況下，可能是兩個系統(tǒng)相互作用的關系緊密，才導致系統(tǒng)出現(xiàn)高度耦合。耦合協(xié)調度的好壞只能說明兩個子系統(tǒng)的協(xié)調情況，不能反映系統(tǒng)現(xiàn)階段的發(fā)展水平，兩個子系統(tǒng)的綜合指數(shù)協(xié)調情況依然是耦合系統(tǒng)發(fā)展水平的關鍵。

3）耦合模型2007年綜合指數(shù)協(xié)調度最好，說明當時低水平的經(jīng)濟和建設用地集約利用促進耦合系統(tǒng)發(fā)展?，F(xiàn)階段經(jīng)濟與建設用地集約利用有相互抑制的趨勢，建議相關部門在經(jīng)濟發(fā)展不放緩的前提下，嚴格杜絕建設用地粗放、浪費的情況，科學控制建設用地需求和節(jié)約使用效率，促進建設用地集約利用，使得系統(tǒng)良好健康發(fā)展。

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篇(4)

關鍵詞：山東省 區(qū)域差異 泰爾指數(shù)

一、山東省經(jīng)濟發(fā)展水平差異的現(xiàn)狀及區(qū)域劃分

改革開放近30年來，山東省經(jīng)濟發(fā)展迅速。2007年，山東全省GDP總量達到25887億元，排名全國第二，綜合實力也躍居全國前列。但山東本身經(jīng)濟發(fā)展并不均衡，其內部各地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展水平存在著很大的差異，尤其是西部內陸地區(qū)與東部沿海地區(qū)之間差異最為嚴重。西部城市的各項主要經(jīng)濟指標不僅落后于東部城市，也普遍落后于全省平均水平。雖然從2003年起山東省委、省政府實行了區(qū)域均衡發(fā)展戰(zhàn)略，提出東部“突破煙臺”、中部“突破濟南”、西部“突破菏澤”的發(fā)展戰(zhàn)略，并取得了巨大的成效，但由于差異積累的長期性以及各地同時高速發(fā)展，區(qū)域差異并沒有明顯縮小的跡象。以2007年為例，人均GDP最高的東營市達到了90849元，而人均GDP最低的菏澤市卻只有7415元，前者竟然是后者的12.25倍。

本文按照地理位置把山東17城市劃分為東部、中部和西部三大地區(qū)，具體劃分如表1所示。東部地區(qū)經(jīng)濟社會總體發(fā)展水平最高，中部次之，西部最低。按此劃分，2007年東、中、西三地區(qū)人均GDP為2.76：1.33：1，比1995的3.03：1.33：1略有下降，但仍維持在一個很高的水平上。

二、研究方法的選擇

本文根據(jù)1995～2007年的相關數(shù)據(jù)對山東省經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)域差異情況進行綜合分析，判斷其發(fā)展趨勢，找出其產(chǎn)生差異的內部原因。

泰爾指數(shù)，包括Theil-T和Theil-L兩個代表性指標。本文利用Theil-T指標以山東省內各城市為單位構造山東的區(qū)域經(jīng)濟差異程度。Theil-T指數(shù)可以定義如下：

其中yij是i地帶（i=東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)）中j城市的GDP，y為全省的GDP（ ），fij代表i地帶j城市的人口數(shù)，f為全省總人口（ ）。

如果用Tpi表示i地帶內的各市之間經(jīng)濟發(fā)展差異程度，則 。如果用TBR表示地帶間的差異，則。

這樣，Theil-T指數(shù)就可以分解為：

其中，yi是i地帶的GDP總量（ ），fi為i地帶的人口總數(shù)（）。

三、山東省經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)域差異實證分析

根據(jù)以上公式，把山東省各城市1995～2007年相關數(shù)據(jù)代入進行計算，得到反映山東省經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域差異的Their-T指數(shù)值以及泰爾指數(shù)的分解值，如表2。

（一）Their-T指數(shù)的總體差異分析

由圖1可以看出，1995～2007年這13年間，山東省經(jīng)濟發(fā)展水平的總體差異時增時減，但從總體來說，2000年之前呈快速上升趨勢， 2000年后變化相對平穩(wěn)，并呈現(xiàn)微弱下降趨勢。

為了進一步分析不同時期山東各地經(jīng)濟發(fā)展水平差異的不同特點，根據(jù)總體差異值的變化，我們將1995～2007年這13年分為兩個階段進行考察：

第一階段：1995～2000年。這一階段，泰爾指數(shù)連續(xù)上升，區(qū)域差異擴大的勢頭強勁，尤其在2000年，指標都達到了最大值，這一階段山東經(jīng)濟的發(fā)展總體上來看是十分快速的，GDP的增長率一直高于全國平均速度，但總體經(jīng)濟發(fā)展差異在迅速擴大，充分驗證了謬爾達爾的“累計因果循環(huán)論”，發(fā)展條件好的地區(qū)越來越好，差的地區(qū)越來越差。這一階段只有1995年是個例外，據(jù)作者了解，1996年山東省對全省的經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了核實調整，所以這個例外應該是統(tǒng)計原因造成的。

第二階段：2001～2007年。這一階段從總體上來看，差異指數(shù)處于相對平穩(wěn)狀態(tài)，沒有繼續(xù)前一階段的快速增長趨勢，但仍然維持在一個相對較高的差異水平上。其中2001～2006這6年泰爾指數(shù)大體保持穩(wěn)定，2007年明顯降低，達到這7年的最小值，但仍維持在0.14571，比1996年的0.12786大很多。這說明山東省委、省政府實行的區(qū)域均衡發(fā)展戰(zhàn)略已經(jīng)開始發(fā)揮作用，但由于各地經(jīng)濟發(fā)展差異積累的長期性，政策的效果在短期內又不是那么立竿見影。

（二）通過泰爾指數(shù)（Theil-T）的分解，找出山東經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域差異產(chǎn)生的原因

對Theil-T指數(shù)按東部發(fā)達地區(qū)、中部次發(fā)達地區(qū)和西部欠發(fā)達地區(qū)進行分解，通過表2和圖2可以發(fā)現(xiàn)地區(qū)間差異占據(jù)了絕大部分比重，一直保持在60％以上，1996年這一數(shù)據(jù)達到79.9%，2007年是這13年中的最小值，也占到62.6%，這說明地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展差異是造成總體差異的主要原因。

從內部差異在總差異中所占的比例的變化來看，地區(qū)內部差異對總差異所做的貢獻比例除了1995年，一直處于增長狀態(tài)，由1996年的20.1%上升到2007年的37.4%，這既說明了地區(qū)內部的經(jīng)濟發(fā)展差異正在變得越來越大，發(fā)展越來越不均衡，同時也說明了地區(qū)內部差異變化是造成區(qū)域總體差異變化的主要原因。

由圖2還可以直觀地看出，區(qū)域間差異指數(shù)在這13年內總體保持一個相對穩(wěn)定的狀態(tài)，并從2000年后呈現(xiàn)出微弱下降趨勢；區(qū)域內差異指數(shù)可以以2000年為界分為兩個階段，2000年前差異指數(shù)伴隨著一種快速的上升狀態(tài)，2000年后仍然保持上升趨勢，但上升幅度比前一階段要小。

通過東、中、西三個地區(qū)的橫向比較可以看出，2007年西部地區(qū)的內部差距最大，東部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小，并且西部地區(qū)的內部差距指數(shù)是東部地區(qū)的1.8倍，是中部地區(qū)的5.7倍，這說明三個地區(qū)內部的經(jīng)濟發(fā)展水平差異程度相差巨大。

從東、中、西三個地區(qū)的發(fā)展水平差異在這期間的變化來看，西部地區(qū)內部差異上升的幅度最大，由1995年的0.04892迅速上升到2007年的0.10506，上升了1.1倍，尤其是1996～2003年這幾年上升速度最快，說明這一階段西部欠發(fā)達地區(qū)內部的發(fā)展越來越不均衡，出現(xiàn)了不發(fā)達中的不發(fā)達地區(qū)。同時，東部發(fā)達地區(qū)的內部差異也呈現(xiàn)出快速擴大趨勢，雖然其內部差異指數(shù)比西部地區(qū)要小很多，但上升幅度幾乎與西部持平，2007年的差異指數(shù)比1995年的上升了1倍。中部次發(fā)達地區(qū)這13年來內部差異指數(shù)總體上呈現(xiàn)出先縮小再擴大的趨勢，1999年其內部差異指數(shù)達到最小值0.00959，2000年后保持微弱上升趨勢，但2007年的差異指數(shù)仍然要比1995年略小，這說明中部地區(qū)發(fā)展相對均衡，內部發(fā)展差異在這一期間內變化不大。

四、結論

從上面的分析中可以得出，從1995～2007年這13年來，山東經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)域總體差異開始先呈現(xiàn)出快速上升趨勢，2000年后總體上處于相對穩(wěn)定狀態(tài)，并呈現(xiàn)微弱的下降趨勢。通過Theil-T分解可知山東東、中、西三地區(qū)之間的差異是造成山東經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域差異的主要原因。但最近12年來地區(qū)間差異對總體差異的作用一直呈下降趨勢，而地區(qū)內差異對總差異的作用呈現(xiàn)上升趨勢，區(qū)域內的經(jīng)濟發(fā)展水平差異變化是造成總體差異變化的主要原因。在區(qū)域內的差異組成中，西部欠發(fā)達地區(qū)和東部發(fā)達地區(qū)的內部差異都呈現(xiàn)出快速上升趨勢，中部地區(qū)的內部差異這些年來一直處于相對穩(wěn)定狀態(tài)。綜上可得，東部發(fā)達地區(qū)和西部欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平的內部差異變化是造成山東省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展總體差異變化的主要原因。

參考文獻：

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[2]鄧蘇,張曉.山東省區(qū)域經(jīng)濟差異的變動趨勢與內部構成[J].東岳論叢,2006(7).

[3]李敏,李東坡,李志宏.基尼系數(shù)的簡化計算方法初探[J].河北農業(yè)科學,2006（10）.

篇(5)

關鍵詞：山東省；區(qū)域；經(jīng)濟差異；泰爾指數(shù)

中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）26-0047-03

一、 山東省經(jīng)濟差異概述

山東省的國民經(jīng)濟自改革開放以來一直處于不斷增長的趨勢，2002年突破10 000億元，特別是從1990年到2011年持續(xù)快速增長，GDP總量從1 511.19億元增加到45 361.85億元，增加了44 210.66億元，經(jīng)濟實力明顯上升。從人均占有量來看，2011年山東省人均GDP占有量為47 335元，超出全國人均GDP占有量34.5%。

山東省的第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度較快，占GDP的比重從1990年的71.90%上升到2011年的91.2%，而第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重從1990年的18.1%下降到2011年的8.8%。從數(shù)字里可以看到，第二、三產(chǎn)業(yè)對山東省經(jīng)濟高速發(fā)展的貢獻是相當大的。然而，山東省的經(jīng)濟發(fā)展存在嚴重不平衡的問題。按照1995年以來山東省政府的劃分方法，山東省可分為東、西部兩大地區(qū)，青島、濟南、威海、煙臺、東營、日照、淄博、濰坊等8 個地市為東部地區(qū)，其余為西部。由于地理位置差異和市場化程度差異明顯，東、西部地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差距。2007—2011年，山東省GDP一直居全國第二。但是，山東省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展并不均衡，東部地區(qū)地市的總人口占全省43%，而GDP卻占到了全省的60%以上，西部地區(qū) 57% 人口只創(chuàng)造了全省 30% 左右的GDP，同時，東部地區(qū)的人均GDP是西部地區(qū)的3倍左右。這種經(jīng)濟發(fā)展的嚴重不平衡性將不利于社會穩(wěn)定和實現(xiàn)社會公平，從長期來看也不利于山東省經(jīng)濟的全面發(fā)展。

在對山東省的區(qū)域劃分上，雖然在1995年政府將整個省劃分為東、西兩大部分，但是，為了對山東省的17地市經(jīng)濟發(fā)展差異變化有個更直觀的考察，并且更加細致地研究經(jīng)濟發(fā)展的差異，本文將山東省17地市劃分為東、中、西三部分，將日照、萊蕪、濱州、濟寧、泰安和臨沂并作中部地區(qū)，德州棗莊、聊城和菏澤作為西部地區(qū)，其余 7 個城市屬東部地區(qū)。

從山東省三大區(qū)域人均GDP的圖標可以看出：各區(qū)域的人均GDP都呈上升態(tài)勢，但各經(jīng)濟區(qū)域人均GDP的增長速度不同，東部地區(qū)的人均GDP增長速度明顯快于中部和西部，西部增長速度最為緩慢 。近10年來，東、中和西部的人均收入差異在明顯不斷擴大，這說明，這三個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展差異也在不斷增大。

二、泰爾指數(shù)分析

泰爾指數(shù)分解法 泰爾指數(shù)作為收入不平等程度的測度指標具備良好的可分解性質，即將樣本分為多個群組時，泰爾指數(shù)可以分別衡量組內差距與組間差距對總差距的貢獻。假設包含n個個體的樣本被分為K 個群組，每組分別為gk（ k=1，2，，，）第K組gk中的個體數(shù)目為nk，則有nk=n，yi與yk分別表示某個體i的收入份額與某群組k 的收入總份額，記Tb與Tw 分別為群組間差距和群組內差距，則可將泰爾指數(shù)分解如下：

y=Tb + Tw =

另外，值得注意的是群組內差距項分別由各群組的組內差距之和構成，各群組的組內差距的計算公式與樣本總體的計算公式并無二致，只是將樣本容量控制在第k 組的個體數(shù)Kn。

利用Theil-T指標以山東省內各地市為單位衡量山東的區(qū)域經(jīng)濟差異程度，把山東省各地市1995—2011年相關數(shù)據(jù)代入進行計算，得到反映山東省經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域差異的Theil-T指數(shù)值以及泰爾指數(shù)的分解值。

可以看出，1995—2011年期間，山東省經(jīng)濟發(fā)展水平的總體差異有增有減，然而總體來說，區(qū)域內在總指數(shù)中所占的比例遠小于區(qū)域間的比重，但在大體趨勢下，區(qū)域內的比重在上升而區(qū)域間的比重在下降。2000年以后趨于平穩(wěn)，保持在0.15左右并有微弱下降趨勢。為了進一步分析不同時期山東省各地經(jīng)濟發(fā)展水平差異的不同特點，可將其分為兩個階段進行考察。

第一階段：1995—2000年。這一階段，泰爾指數(shù)呈現(xiàn)連續(xù)上升的趨勢，區(qū)域差異在不斷擴大，由1995年的0.139 07擴大到2000年的0.156 02，結合GDP 的增長率一直高于全國平均速度的事實，但總體經(jīng)濟發(fā)展差異在迅速擴大，充分驗證了謬爾達爾的“累計因果循環(huán)論”：發(fā)展條件好的地區(qū)越來越好，差的地區(qū)越來越差。

篇(6)

關鍵詞：邊疆民族地區(qū)；經(jīng)濟發(fā)展方式；民生改善；創(chuàng)新能力；勞動力素質；科技創(chuàng)新；勞動就業(yè)；社會分配

中圖分類號：F061.5；F126 文獻標識碼：A 文章編號：1673-1573（2015）01-0074-05

保障和改善民生既是經(jīng)濟發(fā)展的根本目的，也是加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的內在要求和重大任務。民生問題事關邊疆民族地區(qū)①人民群眾實實在在的利益，事關邊疆民族地區(qū)的穩(wěn)定與和諧，事關國家邊防的鞏固和邊疆的發(fā)展。改革開放以來，我國經(jīng)濟持續(xù)高速增長，物質條件逐步改善，政府有了更大的政策選擇余地，能夠把公共資源更多地用于保障和改善民生。但伴隨著經(jīng)濟快速增長而出現(xiàn)的城鄉(xiāng)差別，地區(qū)差別，發(fā)展的不平衡依然存在，嚴重影響了邊疆民族地區(qū)全面建設小康社會目標的實現(xiàn)。理論與實踐證明，我國全面建設小康社會和民生改善的重點在西部，而不在東部，尤其是西部的邊疆民族地區(qū)。因而，從理論與實證角度深入探討邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變之民生改善效應，分析邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變作用民生改善的機制，從而基于民生改善視角分析邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變政策體系存在問題，并提出相應的完善措施，對于邊疆民族地區(qū)加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉變政策的調整，進而民生改善的促進具有積極的借鑒和參考價值。

一、經(jīng)濟發(fā)展方式轉變及民生改善指標體系的構建

指標體系的構建是量化及實證分析的前提和基礎。要量化分析經(jīng)濟發(fā)展方式轉變作用民生改善的總體效應或效果，就必須首先量化構建經(jīng)濟發(fā)展方式轉變及民生改善指標體系。

（一）經(jīng)濟發(fā)展方式轉變評估指標體系的確定

首先，結合經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的內涵及國內外關于經(jīng)濟發(fā)展方式轉變相關理論，采用定性分析方法，綜合考慮評價指標體系設立的目的與科學性、系統(tǒng)性、導向性、客觀性、可比性等原則，初選經(jīng)濟發(fā)展方式轉變指標體系評估指標。隨后，為了使初選指標更加科學，設計了《加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉變》調查問卷，針對指標重要程度進行大范圍問卷調查，收集可能遺漏而實際中又很重要的指標。并根據(jù)調查問卷調查結果，分析指標的相關性，對初選指標體系進行信度、效度分析，基于AHP分析方法確定各指標權重，最終構建了經(jīng)濟發(fā)展方式轉變評估指標體系（如圖1所示）。調研共發(fā)放調查問卷200份，收回180份，其中160份為有效問卷，調查對象包括高校及科研機構專家、財政科技部門工作人員以及高新區(qū)企業(yè)負責人。

（二）民生改善指標體系各評估指標的確定

總體來說，民生就是要把就業(yè)、教育、分配、社保、穩(wěn)定五大現(xiàn)實問題抓緊抓好。就業(yè)是民生之本，教育是民生之基，分配是民生之源，社保是民生之依，穩(wěn)定是民生之盾。構建和諧社會，就是要把民生問題作為重中之重，讓廣大人民群眾有活干，有學上，有飯吃，有衣穿，有房住，病有醫(yī)，老有養(yǎng)，生活幸福美滿。依據(jù)民生改善的內涵和有關學者關于民生改善的相關研究及調查問卷等方法，綜合選擇了勞動就業(yè)、社會分配、社會保障、社會教育、生活質量以及健康指數(shù)等六個指標作為民生改善指標體系的評估指標。

1. 勞動就業(yè)。勞動就業(yè)就是指勞動者同生產(chǎn)的物質條件相結合，為社會創(chuàng)造物質財富或提供勞務，并取得勞動報酬或經(jīng)營收入。就業(yè)是民生之本，是一個人安身立命的基礎。保障民生的第一件大事，就是保障就業(yè)。一直以來，提高就業(yè)率，實現(xiàn)充分就業(yè)是各國宏觀政策調控經(jīng)濟的主要目標和首要任務。我國是人口大國，如果不解決好人民的就業(yè)問題，便無法使人民安居樂業(yè)，便可能引起社會動亂。實現(xiàn)充分就業(yè)是社會穩(wěn)定、和諧發(fā)展的必要條件。因此，本文選擇勞動就業(yè)作為民生改善的重要測度指標之一，并采用國際慣用的“勞動力就業(yè)率”作為計算依據(jù)。

2. 社會分配。社會分配問題，實際上就是公平和效率問題。經(jīng)濟發(fā)展的目的不僅是做大社會財富這個“蛋糕”，而且要通過合理的收入分配制度，把“蛋糕”分好，讓全體人民共享改革發(fā)展的成果。如果公平和效率解決不好，必將影響我國經(jīng)濟和社會的健康發(fā)展，從而危及民生的改善。數(shù)據(jù)顯示，2005―2010年，我國城鎮(zhèn)居民收入差距由2.33倍擴大到2.41倍，收入差距逐步擴大。改革開放以來，在經(jīng)濟增長的同時，我國貧富差距不斷拉大，2010年中國大陸的基尼系數(shù)已經(jīng)超過0.5，社會貧富差距已經(jīng)突破了0.4的國際公認的警戒線。本文采用基尼系數(shù)來評價社會分配合理性的程度。

3. 社會保障。社會保障是維護社會公平，促進社會穩(wěn)定發(fā)展的基礎。社會保障是現(xiàn)代社會健康文明發(fā)展的極其重要的基本制度安排，是民生的安全網(wǎng)、社會公平的維系機制、經(jīng)濟成果的共享機制、政治文明的促進機制、精神和諧的機制。實現(xiàn)基本的社會保障是各國政府必須特別關注的社會政治經(jīng)濟問題。目前我國的就業(yè)形勢嚴峻，而面對如此形勢，國家不得不完善社會保障機制，發(fā)展經(jīng)濟，改善結構增加就業(yè)崗位，通過各類保障機制來改善人民生活。社會保障主要以創(chuàng)造社會公平、維護社會公平和縮小社會不公平為出發(fā)點和目標，由社會保險、社會救濟、社會福利、優(yōu)撫安置等組成，社會保險是其核心，因此，選取社會保險覆蓋率來衡量社會保障的實施力度。

4. 社會教育。百年大計，教育為本。教育是立國之本，民族興旺的標記。社會教育的提高，有利于提高人民的文化素質程度，提高工人勞動素質、人民經(jīng)濟收入，改善人民生活水平。教育的根本價值，在于給國家提供具有信仰、道德高尚、誠實守法、技藝精湛、博學多才、多專多能的人才，培養(yǎng)經(jīng)濟與社會發(fā)展需要的勞動力，培養(yǎng)合格公民，為國、為家、為社會創(chuàng)造科學知識和物質財富，推進經(jīng)濟增長，推動民族興旺，促進人的發(fā)展，推進世界和平和人類發(fā)展。參考Barro等專家關于人力資本的研究文獻，選擇擁有高等教育學歷人數(shù)占總人數(shù)的比重來衡量社會教育程度。

5. 生活質量。生活質量又被稱為生存質量或生命質量。其主要是指個體生理、心理、社會功能三方面的狀態(tài)評估，即健康質量。美國經(jīng)濟學家J.K.加爾布雷思在《富裕社會》（1958）中第一次提到生活質量，揭示了美國居民較高的生活水平與滿足社會的、精神的需求方面相對落后之間的矛盾現(xiàn)象。也說明了生活質量是評價民生好壞不可或缺的一部分。改善民生，就是讓人民學有所教、勞有所得、病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)、住有所居。而住有所居直接體現(xiàn)了人民的生活質量。

20世紀六七十年代，美國學者對生活質量的測定方法及指標體系做了大量研究。70年代以后，生活質量研究相繼在加拿大、西歐和東歐以及亞洲和非洲的一些國家展開。80年代初，中國開始結合國情對生活質量指標體系及有關問題進行研究。生活質量指標體系分為兩類：一是客觀條件指標，包括人口出生率和死亡率、居民收入和消費水平、產(chǎn)品的種類和質量、居住條件等等；二是主觀感受指標，包括人口條件、人際關系、社會結構、心理狀況等因素決定的生活滿意度和幸福感。住房是人民安家立業(yè)的根本，是人民生活的保障?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文采用人均住房使用面積來測量人們的生活質量。

6. 健康指數(shù)。健康是人的基本權利，也是人生的第一財富。近年來，我國公眾的職業(yè)病發(fā)病率越來越高，據(jù)最新資料顯示，我國接觸職業(yè)病危害的人群居世界首位。全國30多個行業(yè)不同程度遭受職業(yè)病危害，約2億勞動者在從事勞動過程中不同程度遭受職業(yè)病危害。我國“十二五”規(guī)劃中明確指出，加強公共衛(wèi)生服務體系建設，完善重大疾病防控等專業(yè)公共衛(wèi)生服務網(wǎng)絡。同時強調將“實施重大公共衛(wèi)生服務專項，積極預防重大傳染病、慢性病、職業(yè)病、地方病和精神疾病”，提高人民的生活質量。反映人民健康問題最直接的就是人民的就醫(yī)情況，采用醫(yī)院診療人次數(shù)來衡量人民的健康問題（見圖2）。

二、經(jīng)濟發(fā)展方式轉變與民生改善綜合評價指數(shù)復合模型的構建

由經(jīng)濟發(fā)展方式轉變評價指標體系及民生改善指標體系測算經(jīng)濟發(fā)展方式轉變、民生改善綜合評價指數(shù)。計算的過程如下：（1）確定經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和民生改善指標體系各評估指標的參考值。參考值計算主要依據(jù)各指標當年全國的平均水平。（2）計算經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和民生改善各評估指標分值。各評估指標的滿分為100分，各評估指標的實際得分為各評估指標當年實際數(shù)值與當年參考值的比率乘以100分，即Ti=（Hi/Si）×100，Ti為各評估指標的當年的實際值，Si為各評估指標當年的參考值，100為滿分。（3）計算經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和民生改善綜合評價指數(shù)。T=∑Ti×Wi，其中，Ti為各評估指標當年評分值，Wi為各評估指標的權重，T為經(jīng)濟發(fā)展方式轉變或民生改善綜合評價指數(shù)。綜合來說，經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和民生改善綜合評價指數(shù)復合模型如下：

T=∑（Hi/Si）×100×Wi

當然，有些指標是反向指標，如基尼系數(shù)、區(qū)域經(jīng)濟差異指數(shù)、萬元GDP能耗等，這些指標分值的計算應該是Ti=（Hi/Si）×100，滿分為100分。

三、邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變之民生改善效應實證研究

（一）經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和民生改善綜合評價指數(shù)的測算

依據(jù)評價指數(shù)體系及其復合模型，對邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變與民生改善綜合評價指數(shù)③ 進行了測算（如表1所示）。從1998―2012的均值來看，經(jīng)濟發(fā)展方式轉變綜合評價指數(shù)的排序由高到低依次為廣西、內蒙古、新疆、④，但民生改善綜合評價指數(shù)的排序由高到低卻為內蒙古、新疆、廣西、。也就是說，相對于全國平均水平，邊疆民族地區(qū)中經(jīng)濟發(fā)展方式轉變綜合評價指數(shù)最高為廣西，民生改善綜合評價指數(shù)分值最高為內蒙古。同時，從1998―2012年平均得分值排序來看，邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式與民生改善兩者之間相關性較弱甚至不存在相關性（見圖3、圖4）。

從變化趨勢來看，1998―2012年內蒙古、廣西兩區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變綜合評價指數(shù)呈現(xiàn)波動中有升趨勢，而、新疆兩區(qū)則呈現(xiàn)波動中下降趨勢。從民生改善綜合評價指數(shù)來看，1998―2012年四區(qū)均呈現(xiàn)波動中有升趨勢。這也初步證明了邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和民生改善兩者之間可能存在的弱相關性或無相關性。

（二）經(jīng)濟發(fā)展方式轉變之民生改善效應實證研究

根據(jù)研究目的，構建了經(jīng)濟發(fā)展方式轉變之民生改善效應實證模型如公式（1）所示。并采用Eviews10.0軟件對模型進行處理，結果如表2所示。

PLPit=？茁EDTit+？濁i0+？淄t0+？灼it（1）

其中，EDTit表示邊疆民族地區(qū)i的t年的經(jīng)濟發(fā)展方式轉變綜合評價指數(shù)，PLPit表示邊疆民族地區(qū)i的t年的民生改善綜合評價指數(shù)，？濁it均表示邊疆民族地區(qū)特定效應，？淄it表示時期特定效應，？著it表示隨機擾動項。

由于經(jīng)濟發(fā)展方式轉變可能存在延遲效應，因此，為了更加準確檢驗經(jīng)濟發(fā)展方式轉變對民生改善的影響，構建如下的動態(tài)面板模型：

PLPit=？琢PLPit-1+？茁EDPit+？濁i0+？淄io+？灼it（2）

式（2）中各變量的定義同（1）。

表2顯示，從各種檢驗統(tǒng)計值來看，LR檢驗p-value為0.00，說明拒絕引入固定效應多余的原假設，固定效應回歸較混合OLS更有效；豪斯曼檢驗統(tǒng)計值為0.003 0，拒絕隨機效應與解釋變量無關的原假設，說明固定效應較隨機效應回歸有效。

同時，從檢驗結果來看，無論是RE還是FE回歸方法，經(jīng)濟發(fā)展方式轉變綜合評價指數(shù)與民生改善綜合評價指數(shù)均未呈顯著的相關關系，說明經(jīng)濟發(fā)展方式轉變對民生改善尚未起到有效促進作用。動態(tài)面板的回歸結果表明（如表3所示），邊疆民族地區(qū)民生改善并不存在延遲或滯后效應，經(jīng)濟發(fā)展方式轉變對民生改善也不存在顯著影響，結論與模型（1）分析結果雷同。

為進一步剖析邊疆民族地區(qū)加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉變尚未起到有效改善民生的緣由，分析了加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉變各評價指標與民生改善的相關性（如表4所示）。相關性分析表明，邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變各評價指標中，除經(jīng)濟增長外，其余各指標均與民生改善有著較強的相關性，自主創(chuàng)新能力與邊疆民族地區(qū)民生改善相關性最強。而邊疆民族地區(qū)在投入結構、自主創(chuàng)新能力、產(chǎn)品結構和勞動力素質四個指標的得分普遍較低。這充分說明，邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變之所以尚未起到民生改善的良好效應，與邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式尚未有效轉變具有至關重要的關系。因此，要提高邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變之民生改善效應，就必須從自主創(chuàng)新能力、勞動力素質等指標著手，把科技作為經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的支撐，創(chuàng)新作為經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的手段，人才作為經(jīng)濟發(fā)展方式的保障，實現(xiàn)在加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉變中促進民生的有效改善。

注釋：

①邊疆民族地區(qū)：、新疆、廣西、內蒙古。

②指標體系各指標的解釋詳見《加快廣西經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的公共科技政策研究》，王春明、劉金林、王業(yè)斌著，中國財政經(jīng)濟出版社，2011年12月版。

③本文也計算了邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和民生改善各個指標數(shù)值，為了簡化，不再詳細列出，如果需要可以向作者索取。

④根據(jù)復合模型，邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和民生改善綜合評價指數(shù)是依據(jù)每項評估指標實際值與參考值（該指標當年全國平均水平）的比值經(jīng)過加權平均計算而來。因此，邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變、民生改善綜合指數(shù)的上升與下降均是相對于當年全國平均水平而言的。

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篇(7)

關鍵詞：結構方程模型；人口素質；經(jīng)濟發(fā)展；因果影響

中圖分類號：F742文獻標識碼：A文章編號：1008-2670（2014）01-0037-07

收稿日期：2013-09-03

基金項目：山東省社科規(guī)劃研究項目“推進濟南和萊蕪一體化發(fā)展對策研究”（12BJJJ10）。

作者簡介：劉德軍，男，山東德州人，山東省發(fā)改委宏觀經(jīng)濟研究院社會發(fā)展所所長，研究員，研究方向：宏觀經(jīng)濟、人力資源管理；劉文濤，男，山東東營人，山東省發(fā)改委宏觀經(jīng)濟研究院辦公室助理研究員，研究方向：宏觀經(jīng)濟理論。

一、引言

測算人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的因果影響系數(shù)，實際上是假設人口素質和經(jīng)濟發(fā)展具有因果關系，然后通過對樣本數(shù)據(jù)的建模，提取二者之間的影響系數(shù)。因果關系是經(jīng)濟學中最常見的關系類型，許多經(jīng)濟學實證研究的目的就是測定經(jīng)濟變量之間因果關系的方向和具體形式，從而驗證經(jīng)濟理論和進行結構分析，這就經(jīng)常用到計量經(jīng)濟學中處理因果關系的模型。由于人口素質和經(jīng)濟發(fā)展是概念化的變量，不能由數(shù)據(jù)樣本直接計算，因此需要應用結構方程模型（SEM）完成測算。

本研究把人口素質和經(jīng)濟發(fā)展作為潛變量進行重點研究，選取文化素質、身體素質、思想素質等人口素質指標以及經(jīng)濟增長、需求結構、產(chǎn)業(yè)結構、要素投入效率、可持續(xù)性等代表經(jīng)濟發(fā)展指標作為潛變量的測量變量，繪制人口素質與經(jīng)濟發(fā)展因果影響路徑圖（Path Graphics）；再根據(jù)路徑圖寫出反映潛變量之間因果關系的結構方程和反映潛變量與顯變量之間關系的測量方程；然后選取我國30個省份的普查和統(tǒng)計數(shù)據(jù)（自治區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失嚴重未納入樣本），采用工具軟件Amos估計結構方程模型中的參數(shù)（即路徑系數(shù)，Path Coefficient），并檢驗參數(shù)的顯著性和合理性，對結構方程模型的整體性能進行評價；最后根據(jù)檢驗結果，修改指標體系和路徑圖，修改后的結構方程模型路徑參數(shù)即是我國人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的因果影響系數(shù)。

最后根據(jù)路徑圖和路徑系數(shù)得出人口素質綜合指數(shù)（潛變量）與經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)（潛變量）之間的因果影響系數(shù)（總影響系數(shù)包括直接影響和間接影響）。該因果影響系數(shù)即定量表達了人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的因果影響程度。

二、我國人口素質與經(jīng)濟發(fā)展因果關系結構方程模型構建

建立結構方程模型需要明確各個潛變量的設置、對應的觀測變量及其作用方向，即需要明確各個潛變量之間的關系。在人口質量對經(jīng)濟發(fā)展的作用問題上，多數(shù)研究的價值判斷是一致的，認為人口質量對經(jīng)濟增長具有促進作用，而且人口質量越高，對經(jīng)濟增長的促進作用越大。因此本研究所構建的模型結構非常明確，將人口素質和經(jīng)濟發(fā)展作為兩個潛變量，通過假定人口素質經(jīng)濟發(fā)展的影響路徑，根據(jù)歷年指標數(shù)據(jù)的模型構建和測算，得到人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的影響作用關系。

從數(shù)據(jù)的可得性和相關性角度，我們選取平均受教育年限（V1）、大專以上文化人口比重（V2）、科學家與工程師比重（V3）、預期壽命（V4）和嬰兒死亡率（V5）作為受人口素質潛變量影響的可測變量；選取GDP（T1）、人均GDP（T2）、第三產(chǎn)業(yè)比重（T3）、消費比重（T4）、勞動生產(chǎn)率（T5）和單位GDP能耗（T6）作為受經(jīng)濟發(fā)展?jié)撟兞坑绊懙目蓽y變量。之所以選擇這些指標，主要是剔除了某些相關性較大的一致性指標、波動性指標和

數(shù)據(jù)缺失指標，如土地生產(chǎn)率與GDP是完全線性相關的，發(fā)案率和合同違約率部分省份缺少數(shù)據(jù)，凈出口比重數(shù)據(jù)受地域影響過大且方向意義不明確，單位GDP水耗以及污染物排放數(shù)據(jù)難以獲得，且與能源消耗具有較強的一致性。所選指標中除了缺少思想素質的表示指標外，其余一級指標均有相應數(shù)據(jù)作為支撐。

采用全國各省1980-2008年數(shù)據(jù)（端點數(shù)據(jù)由于差值原因存在較大誤差，予以剔除）作為樣本，其中缺失數(shù)據(jù)通過前述方法建模插值。根據(jù)結構方程模型的系數(shù)矩陣分析可測變量與潛變量之間、兩個潛變量之間的因果影響關系。以下算法均采用最大似然估計法進行模型參數(shù)估計。

首先對總體數(shù)據(jù)進行獨立模型估計（該模型限制最多，各個變量之間的關聯(lián)性設置為零），根據(jù)模型估計的需要，分別設定平均受教育年限和GDP的因子荷載為1，即以平均受教育年限和GDP作為整個模型的衡量尺度（該設置對非標準化結果有影響，對標準化結果無影響）。借助AMOS軟件的運算功能，得到初始模型的路徑圖，如圖1所示。

三、我國人口素質與經(jīng)濟發(fā)展因果關系結構方程模型評價

1.路徑系數(shù)/荷載系數(shù)評價

模型評價首先要考察模型結果中估計出的參數(shù)是否具有統(tǒng)計意義，需要對路徑系數(shù)或載荷系數(shù)進行統(tǒng)計顯著性檢驗。這類似于回歸分析中的參數(shù)顯著性檢驗，原假設為系數(shù)等于0，表1為初始模型的回歸系數(shù)估計的結果。

從模型的估計結果來看，模型對于路徑系數(shù)和載荷系數(shù)的統(tǒng)計顯著性是相當高的，并且臨界比率CR的絕對值較大，p值均小于0.05，不存在顯著性不足的系數(shù)，即不需要對模型變量進行簡約化處理。

2.模型擬合指數(shù)評價

模型擬合指數(shù)評價要通過統(tǒng)計運算方法求出使樣本方差協(xié)方差矩陣∑與理論方差協(xié)方差矩陣∑（θ）差異最小的模型系數(shù)。本研究的原始模型擬合指標如表2所示。

四、全國人口素質與經(jīng)濟發(fā)展因果關系結構方程模型修正

由于本案例卡方值較大，因此在進行修正時，先對MI大于300的殘差變量進行修正，初步檢驗修正效果。然后依次選取修正指數(shù)較大的參數(shù)繼續(xù)修正。因為隨著逐步修正，原先MI值較大的參數(shù)會有所變化，因此逐批次的修正有利于用最小的改動獲得最大的改進。經(jīng)過多次修正，修正指數(shù)均在25以下，相對于修正之前有了明顯改善。此時，各擬合指標也基本達到要求，見表3。

從結果看，非標準化模式下，該路徑系數(shù)有計量單位，因而有實際意義，人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的直接效應系數(shù)為2548.99，即人口素質每提升1個單位，相應的經(jīng)濟發(fā)展可提升2548.99個單位，由于構建模型時分別選取人均受教育年限和GDP作為人口素質和經(jīng)濟發(fā)展的初始單位指標，因此可以理解為，人均受教育年限每提高一年，可以使GDP增加2583.564億元。模型的標準化估計對比較變量的效應大小有重要作用，從標準化后的結果看，人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的直接效應系數(shù)為0.966，這意味著人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的效率非常高，要大于對GDP的影響作用，為0.630（間接效應=0.652×0.966）?？梢钥闯鋈丝谒刭|的提高對經(jīng)濟發(fā)展所起的作用要大于單純對經(jīng)濟總量的作用。

五、我國人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的因果影響系數(shù)測算

1.分時間段人口素質與經(jīng)濟發(fā)展因果關系測算

為了進一步探討不同時間區(qū)段內我國人口素質和經(jīng)濟發(fā)展的關系，可以采用三個時間區(qū)段內的樣本分別構建相應的結構方程模型。三個時間區(qū)段分別是1980-1989，1990-1999，2000-2008。為了讓模型路徑參數(shù)的臨界比率均達到顯著性要求，需要根據(jù)修正指數(shù)進行擴展修正。按照修正指數(shù)MI的大小，依次修正各個模型，由于分時段的數(shù)據(jù)相對較少，因此，最后各個參數(shù)的MI值均調整為10以下。此時各模型基本達到擬合精度要求，修正結束。修正后的各因素之間系數(shù)的回歸結果和擬合指數(shù)如表5和表6所示。

2.分地區(qū)人口素質與經(jīng)濟發(fā)展因果關系測算

采用同樣的模型和方法，所用樣本分別是東、中、西部的相應歷史數(shù)據(jù)。同樣初始模型下模型擬合指數(shù)不夠理想，需要進行模型修正。修正后，模型路徑參數(shù)的臨界比率均達到顯著性要求，因此只需根據(jù)修正指數(shù)進行擴展修正。按照修正指數(shù)MI的大小，依次修正各個模型，最后各個參數(shù)的MI值均調整到10以下。此時各模型基本達到擬合精度要求，修正結束。修正后的各因素之間系數(shù)的回歸結果和擬合指數(shù)如表7和表8所示。

從模型擬合精度來看，效果較好，考慮樣本數(shù)據(jù)的絕對量仍然較大，所以對絕對適配指標的標準給予一定的放寬。整體來看，模型結果符合精度要求。

六、結論

我國人口素質對經(jīng)濟發(fā)展貢獻的絕對值有明顯的增長，從上世紀80年代的177.438提高到90年代的865.994，直到本世紀初的3361.725。盡管這里存在價格因素的影響，但人口素質對經(jīng)濟增長的影響還是非常明顯的。從增長倍數(shù)來看，上世紀90年代是80年代的4.88倍，21世紀初是上世紀90年代的3.88倍，有所下降。如果假設30多年來通貨膨脹率基本一致，那么目前人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的影響的提高程度要弱于上世紀90年代，或者說人口素質提高對經(jīng)濟發(fā)展的邊際貢獻在減弱。這一點也可以通過標準化后的結果反映出來，即標準化后，人口素質對經(jīng)濟發(fā)展的影響效應與人口素質對GDP的影響效應之比分別為3.80、2.72、2.21，呈現(xiàn)下降趨勢，說明假設以人口素質對GDP的影響關系為參照標準，那么它對經(jīng)濟發(fā)展的影響作用有所下降。換句話說，早期人口素質的提高對除經(jīng)濟增長因素之外的經(jīng)濟社會全面發(fā)展的貢獻效果更大。從單指標觀察，絕大部分指標在三個時段內均較為一致，但是經(jīng)濟發(fā)展與單位能耗之間的關系有明顯的變化，1980-1989年經(jīng)濟發(fā)展與能源消耗之間的關系為0.419，1990-1999為-0.021，2000-2008則變?yōu)?0.406。這很明顯地體現(xiàn)出我國經(jīng)濟發(fā)展方式的變化過程，從粗放式發(fā)展向集約式發(fā)展的轉變過程。另外第三產(chǎn)業(yè)比重、勞動生產(chǎn)率系數(shù)的變化，也能體現(xiàn)出我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的過程?？傮w來看，人均受教育年限、大專以上文化人口素質以及科研人員比重對人口素質的貢獻一致性大，并且較為穩(wěn)定，說明我國政府和社會對人口文化素質的提高一直較為重視，效果也非常明顯；從經(jīng)濟發(fā)展角度觀察，人均GDP的提高與經(jīng)濟發(fā)展水平之間具有高度的一致性，從時間的角度看，人均GDP能較好地反映經(jīng)濟發(fā)展水平，對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用也是最為明顯的。

從三大地區(qū)非標準的參數(shù)橫向比較結果看，人口素質對經(jīng)濟發(fā)展貢獻的絕對值有明顯差異，從東到西依次減小，特別是，西部地區(qū)與東部和中部地區(qū)的差距較大，即使扣除地區(qū)間的物價影響，不同地區(qū)人口素質對經(jīng)濟發(fā)展貢獻的絕對量還是存在一定差距。從標準化后人口素質對經(jīng)濟發(fā)展系數(shù)與經(jīng)濟發(fā)展對GDP系數(shù)的比率來看，分別是1.66：1.27：1.70，這表明：假設以人口素質對GDP的影響關系為參照標準，那么中部地區(qū)人口素質對經(jīng)濟發(fā)展影響的全面性較弱，人口素質對GDP的促進作用相對較大，東部和西部人口素質對經(jīng)濟社會發(fā)展的作用效果更加廣泛。從單位能耗的比較來看，中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展對單位能耗的改善較為明顯，說明相對于東部和西部地區(qū)，中部地區(qū)轉變能源消費方式的空間較大，效果也較為明顯。從第三產(chǎn)業(yè)比重因素進行比較，則西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)相對于東部和西部地區(qū)提升較慢，同時科研人員在人口素質評價中所起作用也相對較小，說明在產(chǎn)業(yè)結構和高端科研人員方面，西部地區(qū)還未給予較高的重視和發(fā)展。總體來講，對于三大地區(qū)的人口素質發(fā)展，人均受教育年限、大專以上文化人口素質以及預期壽命所起的作用較為明顯，說明各地區(qū)在這三個方面均有較好的改善；從經(jīng)濟發(fā)展角度看，勞動生產(chǎn)率和人均GDP所起的作用較為明顯，地區(qū)間在這兩方面都取得較為一致的進步，從另一個角度講，勞動生產(chǎn)率和人均GDP在一定程度上能夠代表經(jīng)濟發(fā)展的水平。

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