经济发展水平的主要指标精选(五篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的5篇经济发展水平的主要指标，期待它们能激发您的灵感。

篇1

1．方法笔者首先运用ArcGIS软件分析旅游业发展的空间特征，然后运用空间探索性分析方法揭示各省域间旅游经济的空间关系。空间探索性分析(ExploratorySpatialDataAnalysis，ES-DA)是一种分析空间相连关系的方法，这种方法是基于样本数据驱动的分析，在没有先验的理论假设下，通过作图、制表、方程拟合、计算特征量等手段来了解被观察单元在空间分布、空间结构以及空间相互影响方面的特征;它的优点在于可将具有相同或相异属性值的地区以图像化的形式展示出来，并把空间关系分为空间全局自相关和空间局部相关两个部分，来揭示空间效应中的空间依赖性和异质性。常用测度空间关系的指数有Geary’指数和Morans’I指数，笔者采用Morans’I指数，取值在［－1，1］之间，若Morans’I指数为负，说明相似的地区在空间上呈离散状，若为正则呈集聚状，若为0，则不存在空间相关关系。

2．数据笔者采用旅游总收入作为度量旅游业发展水平的指标。文中数据来自国家旅游局网站、国家统计局网站、四川省旅游局网站、中国统计年鉴数据库各省市统计年鉴(2000～2012年)、《四川省旅游统计便览》、《浙江旅游统计便览》、《湖北省统计便览》。入境旅游收入根据当期年末美元与人民币兑换汇率进行了换算。

3．旅游业空间特征分析(1)旅游经济空间差异显著，发展水平由东部沿海向西北内陆递减;总体聚集与分散、多中心，局部“中心－”特点突出笔者运用ArcGIS软件绘制出2000～2012年间各省旅游总收入均值的5级分布图(如图1所示)，显见，我国旅游经济发展水平的空间差异显著。总体上，旅游经济发展水平的分布符合“腾冲－黑河”人口地理分界线，以东为高发展区，以西为低发展区，大致呈由东及西阶梯状分布。旅游经济发展水平最高的省区市由南到北为广东、浙江、上海、江苏、山东、北京;第二级由东到西为辽宁、福建、河南、湖北、湖南、四川;第三级由东到西为河北、山西、安徽、陕西、云南;第四级由东到西为黑龙江、吉林、江西、重庆、贵州、广西;发展水平最低的由南到北为海南、、青海、宁夏、甘肃、内蒙古、新疆。就全国而言，旅游经济的空间分布既有集聚、规则的分布，也有随机分布。集聚分布表现为旅游经济发展水平最高的省份聚集在东部沿海，最低的省份则集聚在西北部;发展水平相近的省份在空间上相邻，如第四级发展水平的黑龙江与吉林相邻、重庆与贵州、广西相邻;规则分布表现为东、中、西部虽呈梯度递减、但东部、西部区内仍然存在旅游经济发展高低相间分布;随机分布则表现在“腾冲－黑河”以东地区，多种分布方式共同存在。由此可见，旅游经济发展水平高的地区多分布在东部，但西部的四川省旅游经济发展水平较高;旅游经济发展水平低的地区多分布在西部，东部的海南省旅游经济发展水平较低。从描述性分析可知，旅游经济发展水平存在多样性，空间特征显著，聚集与分散同时存在。无论是高发展水平区，还是中、低发展水平区，旅游经济发展水平相似的省区皆存在空间相邻的现状;局部既有发展的“中心”也有发展的“凹点”。(2)旅游经济发展存在较强的空间依赖性，空间集群呈增强－降低趋势空间全局自相关揭示的是旅游经济的空间依赖性。根据2000～2012年旅游总收入、以边和点相邻作为空间链接关系(将广西、广东作为海南邻居)，运用GeoDa软件计算出其全局Morans’I指数(见表1)。2000～2012年间，指数值皆为正值，即我国旅游经济发展水平具有显著的空间正相关关系，意味着在此期间旅游经济发展水平相似的省份在空间上表现为集聚状态;其空间相关水平呈现先急剧增强后又有所下降但呈现出较为平缓的趋势。旅游经济发展水平的空间聚集程度在2005年达到最高(0.3123)，最低的是2000年(0.2091)。可见，我国旅游经济发展水平存在很强的空间全局自相关，即存在很强的空间依赖性。(3)相邻省份的空间关系显著与不显著的数量各占1/2笔者根据旅游总收入绘制旅游经济发展水平的局部空间分析(如图2所示)。局部空间分析旨在了解某一省份与其相邻省份之间的关系，揭示的是旅游经济发展的空间异质性特征，其分布模式分为4类:高－高、低－低、高－低、低－高。高－高、低－低相关模式指的是某一省份的邻省具有同样的特征，为正相关，表示空间集聚;高－低、低－高相关模式指的是某一省份的邻省与其特征相反，为负相关，表示空间离群。图2显示，旅游经济空间关系的空间聚集与“中心－”特征同存;同时，我国部分省区市与其相邻省份空间关联性不显著，部分省份的局部空间关系明显。旅游经济发展水平高－高相关的省份有上海、江苏，低－低相关的省区从东到西有甘肃、新疆;这说明高发展水平省集聚在东部，低水平发展省集聚在西北;高－低相关的省区仅有四川;低－高相关的省区有安徽、福建，“中心－”特点突出，四川省是西部旅游经济的发达地区，安徽、福建是东部地区的欠发达地区;也就是说，四川是西部旅游经济发展的极点，安徽、福建是东部的塌陷点。

二、旅游经济空间溢出效应计量分析

旅游经济发展的空间特征表明，相邻省份的旅游经济间存在较强的空间依赖性，这从描述性角度说明，2000～2011年旅游经济存在空间溢出效应，其溢出效应的大小则要通过定量分析而得。

1．计量模型构建本文旨在分析政府主导模式下旅游经济发展是否可以持续的问题，且从旅游经济系统本身入手。旅游经济系统包含了旅游需求、旅游供给两个方面，具体而言，需求主要指的是可支配收入以及闲暇时间，而2000年以来，闲暇时间并未大量增加。因此，此处的旅游需求主要是指可支配收入;供给主要指旅游资源、旅游接待设施。相关研究结果认为，旅游资源禀赋、交通可达性、区位、基础设施、产业结构、经济发展水平等均可对旅游业发展产生影响。产业发展环境反映了政府主导模式的具体内涵，其间主要是制度环境。因此，笔者构建空间面板回归模型考察旅游需求、旅游供给与产业发展环境对旅游经济发展的影响。其中，Y是各省旅游经济发展水平;D是各省的旅游消费需求，S是各省的旅游供给，P是各省的旅游发展环境，ρ表示空间溢出效应，ω表示空间相关关系，Xi，t为一组控制变量，μi为空间随机项。

2．变量说明旅游经济发展水平:用各省区的国内旅游收入表示旅游经济发展水平，原因在于入境旅游收入受区位和开放程度的影响(广东、上海、北京作为我国重要入境口岸，入境旅游收入远高于内陆地区)，为了剔除由于入境旅游与国内旅游的结构差异所导致的不一致，笔者未将各省的旅游总收入作为衡量旅游经济发展水平的度量指标。旅游产业发展环境:由两个方面构成，(1)旅游交通:交通被誉为旅游业三大支柱，对旅游业的发展具有重要的促进作用;旅游经济的特点之一是旅游消费者(即旅游者)的空间转移，便捷的交通为旅游者空间转移提供良好的服务，促进旅游经济的发展。由本地交通密度即铁路、公路的营业里程除以国土面积表示。(2)税收:用税收占旅游企业营业收入的比例代表政府对旅游企业发展的相关政策变量。税收比例越低说明政府支持力度越大，反之则反。旅游需求:旅游者出游主要受闲暇时间和可自由支配收入的约束，因休假制度的限制，大部分旅游者的闲暇时间是确定的，受可自由支配收入的约束更强。由于可自由支配收入的数据获取存在困难，本文将人均可支配收入作为衡量旅游消费的指标。旅游供给:由旅游景区点表示，旅游景区点是旅游业的发展基础，是吸引旅游者出游的主要因素。我国存在多种旅游资源评价体系，分别由国务院不同部门进行评价。为了保持评价体系的一致性和避免重复，笔者选择4A级景区和5A级景区作为旅游资源的变量，未将遗产类景区纳入分析，原因在于遗产类景区包含在5A级景区内。由于A级景区体系始于2001年，2000年旅游资源的数据则由国家级风景名胜区、世界遗产、优秀旅游城市加总而得。旅游接待设施为旅游者提供服务的，它依托旅游景区点的吸引力而存在，因此，未采用旅游接待设施作为旅游供给的变量。控制变量:对外开放水平，由外资酒店固定资产投入与酒店固定资产投入的比例表示，表示政府在产业发展过程中对产业的管制状态;由于对外开放水平部分省份部分年度的值为0，参照刘卫东等的做法，将其赋予一个很小的值10－8;各省区人口总数，用于人口规模对旅游出游率的影响。为了剔除价格因素的影响，笔者利用各个省份的居民消费价格指数对居民人均可支配收入、旅游收入进行了折算。

3．模型估计与结果分析面板模型的回归估计包括固定效应和随机效应两方面。由于本文是对我国大陆所有省份旅游经济中的本地消费倾向进行分析，所考察的截面单位是总体的所有单位;同时，旅游经济的两大特点即旅游产品的不可转移和旅游消费者的空间移动，各个地区的地理特定效应对于旅游经济发展具有重要意义，因此，采用地区固定效应回归模型更加合适。对模型进行空间效应检验可知，旅游经济发展水平的空间依赖性是通过空间误差冲击所致(见表2)，应选择模型(2)，并对模型(2)进行估计，结果见表3。表3中列出空间误差模型、空间滞后模型和无空间效应项时的估计结果，笔者主要以空间误差模型估计结果进行分析，将后两者的估计结果作为模型和变量参数是否稳健的参考。从3个模型估计结果来看，模型与变量参数在统计上具有稳健意义，但变量参数的大小存在差异。(1)旅游需求旅游需求对旅游经济发展的弹性系数为1.362，且在1%的水平上显著。这说明，国内旅游需求在2000年以来的旅游经济发展中具有重要的作用。旅游业是第三产业的重要组成部分，是国民经济发展到一定阶段的产物，从这个角度而言，旅游经济的发展水平与旅游需求的大小相关;按照国际经验，在人均GDP为1000美元时，旅游需求开始增长，尤其是国内旅游;为2000美元时，国内旅游进一步发展，出境旅游增长;5000美元时则出现城市的度假旅游。2000年以来我国旅游业的发展也佐证了这一发展途径。如2006年人均GDP2070美元，同年，我国国内旅游人次13.94亿人次，达到国民平均每人出游一次的规模，标志我国进入大众旅游时期;2011年人均GDP5450美元，这意味着旅游需求进一步增加。(2)旅游产业发展环境旅游交通对旅游经济发展具有重要影响，弹性系数为0.451，且在1%的水平上显著。旅游经济的旅游产品的不可转移和旅游消费者的空间移动两大特点决定了交通在产业发展过程的重要作用。交通作为旅游业发展的三大支柱之一，承载了游客从客源地到目的地往还的运输任务，是客流流向的主导力量之一，这样的矛盾现象集中体现在黄金周出游现象中。虽然有研究表明，交通对旅游业的发展影响不显著，原因可能在于所采用的计量模型有差别所致。产业发展环境的另一变量税负的估计系数在统计上不显著，可能的原因在于现阶段旅游经济发展并未受到政府的制度环境的影响。(3)旅游供给表示旅游供给的变量旅游资源对旅游经济的估计系数不显著。旅游资源作为旅游业的基础之一，主要指的是旅游资源对游客的吸引力，旅游的基本内涵是“愉悦”和“异地”(与居住地相异)，只要能够对游客构成吸引力的客观事物皆可称之为“旅游资源”，从旅游的基本意义来讲，旅游资源具有广义性，这也许是以星级旅游景区、国家风景名胜区、历史文化名城、优秀旅游城市等国家评定的旅游资源级别、数量来分析旅游资源对旅游经济发展影响不显著的原因。(4)旅游经济空间溢出效应旅游经济从描述性分析中可知旅游经济存在较强的空间依赖性，计量结果说明，空间依赖性达到0.449，且在1%的水平上显著。这说明，旅游经济发展存在较强的空间相互作用，这种作用是正向而有益的，即相邻空间的省份(本文指的是边界相邻的省份)在旅游经济发展过程中具有相互促进的作用;这种作用可以理解为空间示范作用，即一省的旅游经济发展可以带动相邻省份旅游经济的发展，其促进程度为47.4%，这也就解释了旅游经济相似水平发展的省份为什么在空间上出现集聚的原因。

三、结论与建议

篇2

【关键词】城市酒店业 经济发展 关系分析 协调发展

在房地产盲目助推大量高星级酒店诞生的情况下，“十二五”末已出现酒店布局不均、需求过剩、经营业绩下滑、部分酒店面临拍卖或转型，为此，及时科学指导城市酒店业的发展与城市经济的发展相协调，推进第三产业的健康发展，防止过度发展或发展不足而损害城市区域的经济发展。为此，科学指导城市酒店的发展规模及其分布在“十三五”建设期间显得尤其重要。

一、国内外文献及研究现状

国外针对区域酒店与经济发展相关性研究的不多，因世界前10酒店管理集团中有7个在美国，为此重点关注了美国在该方面的研究。主要有：学者Smith分析美国从1990年到1998年这段时期，洒店业构成比例、规模增长和收益变化，他的分析是很有意义的，能对投资者降低酒店投资的风险。学者JanA Deroos的研究主要基于NOR指标，即理论住房率，他研究分析这个指标的重要意义，是实现对美国酒店业的供求情况进行平衡。学者Jeong-Gil Choi根据美国近30年的酒店增长率情况以及对美国酒店业的未来发展周期和转折点进行预测。强调通过城市经济的发展从多因素的角度对区域酒店业布局等进行系统的研究。

国内酒店管理方面的学者专家也在不断完善相关的理论体系，瞿富强对酒店项目与区域经济建设可行性研究进行了比较与分析。马智亮、邓子瑜等提出了酒店业与城市经济发展研究集成化辅助系统的模型。葛良文结合以往宏观行业调控研究成果，论述了酒店业在区域经济建设中的框架及作用。王勇评述了酒店发展与地区建设的问题与对策，系统性地归纳了酒店业与地区经济相互促进相互依赖的重点关注区域。杨永堂研究了酒店规模发展与地区GDP与CPI数据的关系，从基准收益率、现金流、影响因素等方面细致地作了财务评价研究。

本文尝试通过地区经济发展的主要指标体系给出地区经济发展水平指数，将地区经济发展与酒店业发展进行关联分析，构建两者之间协调关系的模型，并运用重庆市的样本数据进行实证检验。

二、城市酒店业与经济发展的彼此影响动因

（一）城市酒店业的发展是经济发展的需要

酒店业的发展本身也是地区经济发展的重要组成部分。由于城市资源和发展定位的区别，对地区经济的贡献占比也就不同，如以旅游度假定位的三亚等，酒店的收入与利润对城市GDP的影响占比较大，而以中心城市定位的重庆等酒店对城市GDP的影响占比目前在10%-15%之间，且呈上升态势。主要影响体现在五个方面：一是酒店业的发展会为城市经济发展带来发展资金；二是高星级酒店能提升城市形象，创造良好的投资环境；三是增加城市国民生产总值和税收；四是会带动相关行业的发展，如建筑业、商业、交通业等；五是酒店I是劳动密集型行业，对就业的吸纳能力强，酒店业的发展能在很大程度上创造就业机会，提升城市的就业率。

（二）城市经济的发展促进酒店业的发展

酒店业的发展依赖于地区经济发展水平，且总是和地区经济发展水平相适应。主要影响表现在三个方面：一是资本逐利的本性会吸引财团在城市经济发展较好城市投资建造酒店；二是城市经济的发展带来商务和旅游人数增多、流动加快，促使解决餐饮、住宿问题的酒店业出现巨大的市场发展空间；三是政府部门会创造良好的投资政策，特别是银行资金的支持、税收的支持及土地费用的支持等；四是城市基础设施配套、交通、通讯和市政设施等的提升改造，为酒店业的发展创造了良好的外环境；五是在城镇化及房地产引领城市经济发展中，近5年新建的高星级酒店约90%是以房地产集团为背景的酒店。

三、关联性及协调性分析

（一）酒店业与城市经济发展水平的衡量指标

鉴于数据的可获取性，本文选取了国民生产总值、第三产业的投资额、第三产业的收入、房地产开发投资额、进出口总额、国内游客人次和收入、国外游客人次和收入、人均可支配收入、外资利用额等9个与酒店业紧密相关的经济发展指标来衡量经济发展水平。选取酒店数量、客房数量、床位数量、酒店员工数量等4个指标，及在地区的具有代表性的国有和私有酒店各一个，平均其总收入、总利润、可售房价格、可售房利润、客房收入、客房出租率等6个反映经营质量的发展指标来衡量酒店业的发展水平。数据来自《重庆旅游统计公报》、《重庆国民经济和社会发展统计公报》及重庆劲力、万友康年大酒店。

表1 重庆市2000年---2015年主要经济发展指标及酒店发展指标数据

（二）城市酒店业与经济发展水平指数测算

本文采用主分量分析方法来评价经济发展水平。步骤如下：首先，将原始数据转换成标准化的数据；然后，运用SPSS软件进行主分量分析，得到特征值和方差贡献率。将各主分量贡献率占选取主分量的累积贡献率的比重作为权重，计算经济发展水平指数计算公式为：

F=■wk*fk （1）

其中，F表示地区经济发展水平指数，wk为权重，wk=λk/■λk*λk，λk为第k个主分量的贡献率，fk为地区第k个主分量得分。运用因子分析方法对11个指标的数据做KMO和Bartlett检验，运算结果为KMO=0.62，大于0.5；Bartlett球形检验统计量值为209.23，其相位的伴随概率P值为0，小于显著性水平值0.01，表明变量指标之间存在复杂的统计相关关系，样本数据可做因子分析。对地区的相关指标数据做主成分分析，根据特征值大于1的原则，入选2个主成分的特征值分别为5.065、1.255，累积方差贡献率为80.45%，由此可以判断这两个主分量能够很好地代表所有指标的信息，能够较好地反映地区的经济发展水平。将地区在两个主分量上相应的得分和主分量的权重代入到公式（1）中，即得到城市经济发展水平指数-0.42，酒店业发展指数0.25。

（三）城市酒店业与经济发展关联分析

酒店业发展水平与地区经济发展水平的皮尔松相关系数为0.875（显著性水平在0.01的双尾检验），表明酒店业发展和经济发展高度正相关，两者之间相互促进。为了进一步验证酒店业发展与经济发展之间的关联关系，构建地区经济发展水平对酒店业发展水平的回归模型。建立回归模型：Y=a1+b1X+e1 （2）

经计算，回归系数b1=0.855，可决系数为0.756，回归结果进一步验证了酒店业与经济发展之间存在的正相关关系。

（四）城市酒店业与经济发展协调度y算

协调发展强调整体性、综合性和内在性，是多系统或要素在协调基础上的综合发展。由于系统处于动态变化之中，系统内部要素或系统之间的关系也在不断调整，通过协调度来度量系统之间或系统内部各要素之间协调状况。设酒店业发展指数和地区经济发展指数分别为X 与Y，参考有关协调度研究的文献，定义酒店业与地区经济发展的协调系数公式为：

SXY=（X+Y）/■ （3）

式中，SXY代表酒店业与地区经济发展协调系数。协调系数SXY的大小与系统发展的协调性呈正相关，SXY越大，系统的协调性越高，反之，则协调性越低；SXY的取值介于-1.322和1.322之间。为了清楚地反映两者协调发展的程度，根据SXY值的变化采用均匀分布函数法将协调度分为六个等级：1≤SXY

四、结论及意见补充

（一）结论

本文对城市酒店业与经济发展之间的关系以及两者之间的协调度进行了探讨，结果表明：①酒店业与地区经济发展之间有着较强的正相关关系；②酒店业与地区经济发展水平，受到地域资源差异及城市发展定位的影响；③酒店业与地区经济发展还受宏观政策的影响；④城市经济发展必然会带动酒店业的发展，酒店业的发展成为城市经济发展水平的标志。

（二）建议

酒店业是地区经济发展这个大系统中的子系统，协调好酒店业与地区经济发展之间的关系是酒店业与地区经济良性发展的基础。实证分析表明重庆地区酒店业与地区经济的协调度是轻度失调，为了使两者更好地协调发展，本文提出如下建议：（1）城市酒店业与经济发展之间的相互促进是不对称的，对当前酒店产能过剩，建议政府部门控制指导酒店建设的合理布局和总体建设规模；②对目前酒店的发展状况进行全面调研，适当采取减税等政策支持酒店的良性经营，调整两者发展的失调。③城镇化建设中，房地产企业为规避资产经营风险而利用政策投资建造酒店，政府部门应逐步退出对房地产企业的政策引导，同时也有利于当前对房地产的调控；④在酒店服务与管理人才方面，政府、酒店、学校要三方联动搭建平台，解决城市酒店业与经济发展中的人力资源问题；⑤建议行业协会加强对酒店之间无序竞争的干预，规范市场价格，确保员工薪酬，确保服务品质，与地区经济发展形成良性的互动。

（三）不足

以上分析主要是建立在高星级酒店层面，今后还需对城市酒店业中的特色酒店、主题酒店、民宿酒店和经济型酒店等进行主成因素的分析。

参考文献：

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[2]生延超，钟志平.旅游产业与区域经济的耦合协调度研究―以湖南省为例[J].旅游学刊，2009.

[3]吴建楠等.基础设施与区域经济系统协调发展分析[J].经济地理，2009.

[4]臧华.国际酒店集团经营策略比较研究[J].商业现代化，2010，（11）.

[5]曹晶.我国饭店业发展区域差异及对策探析[D].东北师范大学人文地理学，2010.

[6] 薛秀芬；尹晓华中外经济型酒店比较与启示[J].商业经济，2006.

篇3

社会保障水平评价指标是社保评价工作的载体，因此这一指标体系构建是各地社保水平测评研究的核心内容，它可以构筑一座桥梁，这座桥梁将有助于测度区域社保发展水平。社保测评指标的主要任务就是要准确地捕捉到系统内部相互作用的主要信息，并通过对这些信息的科学综合了解一体化发展的状态变化。在借鉴先发国家有关社会保障评价指标设置及我国社会保障发展历程和特征考虑，本文拟通过综合考虑城乡社会保障的发展水平、发展速度、内部平衡及与国民经济发展的协调关系，以评价我国社会保障综合发展水平和地方社保建设状况，最终建立社会保障水平评价指标体系。主要包括以下五方面内容：（1）通过对国民经济发展水平与社会保障水平协调关系的评价，反映地区经济实力发展与社会保障水平提高的协调性；（2）通过对各种类型的社会保障基金特别是社会保险基金的增值情况、基金收入占GDP的比重以及人均基金收入和基金收入与支出比例等统计结果，反映出一个地区社会保障基金方面的质量水平；（3）通过对占社保支出的90%以上的社会保险水平进行统计，反映社会保障覆盖率、人均社保支出、参保人数增长率以及社会保险负担系数等；（4）通过对社会福利进行有效统计，反映一个国家或地区社会保障水平层次的高低。比如通过人均福利床位数、敬老院覆盖率等指标的统计来反映老年人生活的幸福感程度。本论文选取以下主要指标对我国各地区社会保障水平进行基本评价（见表1）。

二、区域社会保障水平实证分析

（一）数据来源

通过对大量已有的统计数据和资料的分析、整理和加工，从中抽取与社会保障相关的信息。本文选取2009年衡水市11个区县的有关衡量社会保障的指标来进行分析，所涉及数据均来源于《衡水市统计年鉴》。

（二）数据的预处理

1.数据的无量纲化。在本文中，指标为区间指标，即指标值在区间0处达到最好最优水平，指标值离0点越接近越好。2.权重的确定。本文先采用因子分析客观赋权，然后采用层次分析主观赋权。因子分析是利用少数公因子来说明相关变量之间复杂结构的多变量技法。[2]在目前所有指标权数的设计方法中，应当说这是一种较为科学合理、易于操作的设计方法，目前被多数国家所采用。

（三）实证分析结果

对具有15个指标的指标体系进行主成分分析，得出各个指标的方差贡献率。根据SAS分析的结论，前五个主成分的方差贡献率都大于1，且它们的累计方差贡献达到了86.83%，符合累计贡献率大于85%的要求。因此，提取五个因子作为影响社保综合水平的因子。旋转后的因子载荷矩阵为（见表3）。根据旋转后的因子载荷矩阵，Factor1对指标Z7和Z8的载荷较大，可以解释为养老保险因子；Factor2对指标Z2、Z3、Z11、Z12的负荷较大，可解释为受GDP水平影响的医保因子；Factor3的情况比较复杂，它对指标Z3、Z4、Z6、Z8、Z10、Z14的因子载荷都超过了0.6，可以认为是受这些指标综合影响的结果，而这些指标对整个指标体系的5个二级指标所分列的内容都有所涉及，因此，认为Factor是影响社保整体水平的综合因子；Factor4在指标Z6、Z10、Z11上的载荷偏大，且都在0.8以上，这一因子可解释为受社保基金影响的医保因子；Factor5的情况很明显，它对Z13、Z14、Z15的因子载荷都达到了0.7以上，可解释为社会福利因子。综合得分及排名结果。可以看出，市辖区桃城区的社保综合水平最高，这与其经济发展水平和全市经济政治中心的角色是相符的。枣强县排名第二，这与枣强县实行新农保有关。新农保的实施让枣强县农村养老保险的保障范围和水平都得到了飞跃式的提高，参保人数是原来的6倍多，保障水平提高到基础养老金55元/月的水平，极大地改善了老农保时期老人月领取保费金额从几角到200多元不等的情况。排名第三和第四位的是安平县和冀州市，同时这两个地区的经济发展水平也在全市处于较为领先的地位。排名最后的阜城县与第10位的故城县差距不大，二者在今后都要注重社保领域尤其是基本养老和医疗保险的发展，下大力度推进社保政策实施，提高保障数量和质量。

三、政策建议

随着我国社会保障体系和水平的不断提高，近几年来，我国城镇基本养老、基本医疗、失业、工伤和生育保险参保人数大幅提升，覆盖面越来越广，使各种低生活水平人群生存条件得到极大改善。但与人民日益增长的物质和精神要求相比，提高保障水平、健全相关制度的任务还任重道远。[3]针对当前社会保障中存在的突出问题，本文对社会保障工作的基本思路和具体措施提出如下建议：

（一）夯实基础，健全社会保障法律体系

纵观欧美等发达国家的社会保障发展历程，每一次社保水平的提高都相应得到了法律支持，因此，立法先行是保障社保制度得到切实实施的政策手段。现阶段加快形成社会保障基本法律、行政法规以及有关政策相结合的法律保障体系，以便社会保障事业有序、有力、有保障地推进。

（二）完善制度，建立社会保障资金筹措的有效机制

多渠道筹集实现新生代农民工市民化的资金，加快新生代农民工市民化。[4]社会保障基金的来源主要是个人缴纳、单位承担以及中央和省一级政府的拨款，但市、县等各级政府也应当分担一部分资金压力，尤其是财政状况较好的地区，应合理确定市、县两级财政各自负担比例，根据保障对象和地方财政能力分担。也可以从有条件的乡镇财政和较富裕的农村集体经济收入中拿出一部分作为社保资金的来源补充，推动农民工养老保险工作进入实质阶段。

（三）突出重点，加速推进乡村养老保险的进程

从目前的实际情况看，乡村养老保险已经成为社会保障的突出问题。以实际购买力和可比价格来分析，根据联合国开发计划署和世界银行的公布数字，我国目前的人均收入水平和财政支付能力均已经超过英美等国家当年建立农村社会保险时的基础。因此，加快农村社会养老保险制度建设的时机已经成熟。应通过政府组织、引导、扶持和激励，加快建立与当地农村经济发展水平相适应的新型农村社会养老保险制度，[4]使社会养老保险尽快惠及这一特殊人群。

（四）突破难点，着力探索和建立农民工养老保险新机制

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1辽东半岛港口物流与区域经济的灰色关联分析

以灰色关联分析为研究方法，对系统内部的模糊关系进行描述，利用关联值大小来显示各因素之间关系的强弱，进而通过排序找到关联最大或者最小的因素进行分析。

1.1指标选取与原始数据采集从港口功能方面考虑指标的选择，衡量港口物流的主要量化指标即是货物吞吐量，拟选取辽东半岛港口货物吞吐量X0作为系统特征指标；反映区内经济发展水平的主要指标有：辽宁经济总产值X4，第一、二、三产业产值X1、X2、X3，外贸进出口总额X5，固定资产投资X6作为反映区内腹地经济发展水平的主要指标（如表2所示）。

1.2关联度计算（1）第一步，计算序列初值由于所选取指标单位或量纲不同，且其数值的大小也会因时间、地域等多种因素而改变，这样的原始数据不可以直接运用。所以，为消除这些不利因素对决策结果的影响，对序列进行规范化处理，实现指标无量纲化，转化为可直接运用的数据序列。

2结论

2.1港口与区域经济影响因素的关联性由表3可得，ρ04>ρ03>ρ02>ρ01>ρ06>ρ05，即辽宁省港口物流与各经济指标的关联程度为：辽宁省GDP总产值>辽宁省第三产业产值>辽宁省第二产业产值>辽宁省第一产业产值>辽宁省固定资产投资>辽宁省外贸进出口总额。可以看出，在三大产业口物流与第三产业即交通运输、服务业等的关联性最强，其次与第二产业工业的关系较大，与第一产业关系最弱。

2.2发展第二产业加强第三产业辽宁作为东北老工业基地，因此第二产业的发展自然会更胜一筹，由数据可以看出第二产业对港口物流业有很强的影响，而第二产业的发展同时也是带动第三产业发展的基础，因此，在今后的发展中，辽东半岛更应该发挥这一优势加强第二产业的发展，为第三产业的发展奠定更加坚实的基础，从而提升港口物流业的发展。

2.3加大固定资产投资力度省内经济固定资产投资对港口物流发展也有着重要的影响。这说明近些年来辽宁省内投资环境的不断改善，加上政府的大力支持和引导力度的加强，使辽东半岛经济区乃至辽宁省内各行业对投资吸引力的增强，对沿海港口发展的影响日渐增强。但从数据上看，固定资产的投资并没有三大产业对港口业的影响力度大，因此在今后的发展中，辽宁省可以适当加强在港口业方面的投资。

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关键词：区域经济；区域物流；研究方法

中图分类号：F259.27 文献标识码：A

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

Key words： regional economic； regional logistics； research methods

区域经济是指在一定的区域空间内进行的各种经济活动的总和，是按自然地域、经济联系以及社会发展需要形成的经济联合体，是社会经济活动专业化分工与协作在空间上的反映。区域物流是指区域内和区域间的物资流动，是区域经济的重要组成部分，在优化区域资源配置、促进区域产业结构升级和促进经济的可持续发展方面具有重要的作用。

1 指标的选取和基础数据

1.1 区域经济与区域物流衡量指标

根据研究惯例，在研究区域经济与区域物流时，通常选取国内或地区生产总值（GDP）作为衡量经济发展水平的指标。国内生产总值（Gross Domestic Product，GDP）是指在一定时间内（一个季度或一年），一个国家或地区的经济中所生产出的全部最终产品和劳务的价值，常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标。某些研究考虑了数据的真实性和可靠性，选取研究起始年为基数，采用历年居民消费价格字数对各年度GDP和物流产值进行价格剔除，得到不变价格的GDP和物流产值。但是对GDP和物流产值等数据剔除物价因素后可能会扭曲相关信息，同时目前没有一个综合物价指数可供参考，大多数研究中只考虑GDP账面数字，而不考虑通货膨胀的因素。

物流产值是代表区域物流水平的主要指标，物流产值包括交通运输、仓储和邮政业年产值等衡量指标，目前国内对于仓储、邮政等产值缺乏统一的统计标准和真实的统计数据，研究中很少直接用区域物流产值作为衡量区域物流发展水平的指标。区域物流发展水平的衡量一般用货运量或货物周转量代替。货运量是指运输企业在一定的时期内实际运送的货物数量，反应运输的生产成果，体现运输业为国民经济服务的数量。货运周转量指标不仅包括了输运对象的数量，还包括了运输距离的因素，能够全面地反应运输生产成果。一般学术研究中用货物周转量作为衡量区域物流发展水平的指标。

1.2 综合评价指标

崔国辉等（2010）认为，选择GDP、物流产值、区域货物周转量作为衡量经济与物流发展的指标比较片面，研究中可能出现以偏概全的错误，提出建立区域经济与区域物流的综合评价模型，利用层次分析法计算出区域经济和区域物流发展实力综合得分，对区域物流与区域经济发展相关性和协调性进行深入广泛研究。区域经济发展水平评价体系包括经济总量规模、经济增长速度、经济效益水平、经济结构、经济发展潜力和经济发展协调度等6个方面。区域物流发展实力评价指标反应在区域物流需求服务规模、物流供给物质基础、物流从业人员保障、物流信息网络建设和物流产出成效水平等5个评价子体系。

2 区域物流与区域经济定量研究方法

2.1 格兰杰（Granger）因果关系检验

1978年，诺贝尔经济学奖得主恩格尔和格兰杰提出了协整理论，用于分析经济变量之间的因果关系。在时间序列情形下，两个经济变量X，Y之间的格兰杰因果关系定义为：若在包含了变量X，Y的过去信息的条件下，对变量Y的预测效果要优于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测效果，即变量X有助于解释变量Y的将来变化，则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。检验步骤为：

（1）时间序列平稳性检验

经济序列有平稳与非平稳之分，从经济意义上讲，平稳时间序列是短记忆的，它的当前值不受以前值的影响，只受近期值的影响。平稳序列就好比有一条无形的引力线使其不断地向引力线回归，有明显的上下波动，形成一条围绕均值不断波动的曲线（曾嘉，2007）。非平稳序列则受以前值的影响较大，很久以前的一次冲击会对变量的当前值产生重要的影响。非平稳序列有明显趋势，一般不会返回某个固定值。

（2）协整检验

如果一些经济指标被某些经济系统联系在一起，那么从长远看来这些变量应该具有均衡关系。协整检验证明时间序列之间是否存在长期均衡关系，是避免假性回归的有效方法。一般的检验协整关系的方法分为两种：一是Engeland Granger的二阶段分析法（即E-G两步法）；二是Johansen和Juselius提出的多变量协整检验方法。Johansen检验是在VAR系统下用极大似然估计来检验多变量之间协整关系的方法，在样本容量有限且多变量的条件下，运用更为广泛。

（3）格兰杰（Granger）因果检验

格兰杰因果关系检验假定有关Y和X每一变量的预测信息全部包含在这些变量的时间序列之中，检验要求估计以下回归：

y■=■α■x■+■β■y■+u■ （1）

x■=■λ■x■+■δ■y■+u■ （2）

白噪声u■和u■假定为不相关，（1）式中假定y与y自身以及x的过去值有关，（2）式中假定当前x与x自身以及y的过去值有关。

（1）的零假设H■：α■=α■=……=α■=0

（2）的零假设H■：δ■=δ■=……=δ■=0

格兰杰因果检验的结果可分4种情况讨论：x到y单项因果性；y到x单项因果性；x和y双向因果性；x和y不存在格兰杰因果性。

2.2 一般回归模型检验

2.2.1 Logistic模型

现代物流业的发展过程类似与新产品或新技术的扩散过程，其增长表现出“S”型增长特征，即先缓慢启动，然后高速增长，最后减速增长并趋于饱和。“S”型增长模型即为Logistic模型，其函数表达式为：y=■。K，a，b为未知常数，K>0，a>0，0

Logistic模型常用于研究区域物流业对区域经济增长的促进作用。y代表区域经济发展水平，通常以GDP代表，为因变量；x代表区域物流业发展水平，通常以货运量或货物周转量代替，为自变量。在统计分析过程中，为方便使用线性模型参数估计法，对Logistic模型做如下变换：

■=K+ab■

Ln■-k=lna+xlnb

设Ln■-k=y'， lna=a'， lnb=b'

则转换为：y'=a'+b'x，可用线性模型最小二乘法来估计模型中的参数a'和b'。

边际作用分析。经济学中边际是描述一个经济变量变化1%对另一个经济变量所带来的变化额。边际点的自变量是经济决策的最佳点。根据Logistic模型，物流业对经济发展的边际作用为：

■=-alnb■

弹性作用分析。弹性作用是指一个经济变量变化1%对另一个经济变量带来的百分率的变化。根据Logistic模型，物流业对GDP的弹性系数为：

ε=■×■=-alnb■×■=-alnb■

2.2.2 物流发展模型

大多数研究中以区域经济发展为因变量，以货运量或货物周转量等其他变量作为自变量，研究区域物流发展水平对区域经济发展的影响。一个地区的物流发展水平一般认为与本地区的经济发展水平、人口和固定资产投资有关，王利等（2012）选取经济发展水平（GDP）、人口（Population）、固定资产投资（Investment）和货运量为指标，建立物流发展模型，对我国东、中、西部地区经济发展等各因素与物流发展水平关系进行了实证分析。

函数模型：Logistics=FGDP，P，I。

Logistics代表物流发展水平，以货运量或货物周转量表示，GDP代表经济发展水平，P代表人口，I代表固定资产投资。实证分析中可用面板数据模型完成回归检验。面板数据能够克服时间序列分析受多重共线性的困扰，提供更多的信息、更少的共线性、更多的自由度和更高的估计效率，是当前比较前沿的统计方法。

2.2.3 线性回归分析

线性回归是利用数理统计中的回归分析，来确定两种或两种以上变量间相互依赖的定量关系的一种统计分析方法，运用十分广泛。按照自变量和因变量之间的关系类型，可分为线性回归分析和非线性回归分析。

一元线性回归只包括一个自变量和一个因变量，且二者的关系可用一条直线近似表示。一元线性回归模型为：y=ax+b，a，b为常数项。

多元线性回归中包括两个或两个以上的自变量，多元线性回归的一般形式为：y■=α■+α■x■+α■x■+…+α■x■+u■，i=1，2，…，n。

其中k为解释变量的数目，α■为常数项，α■j=1，2，…，k称为回归系数（regression coefficient）。建立多元线性回归模型时，为了保证回归模型具有良好的解释能力和预测效果，在选择自变量时，应遵守以下准则：

（1）自变量对因变量必须有显著的影响，并呈密切的线性相关；

（2）自变量与因变量之间的线性相关必须是真实的，而不是形式上的；

（3）自变量之间应具有一定的互斥性，即自变量之间的相关程度不应高于自变量与因变量之间的相关程度；

（4）自变量应具有完整的统计数据，其预测值容易确定。

多元线性回归模型的参数估计与一元线性回归方程一样，在误差平方和Σe最小的前提下，用最小二乘法求解参数。

参考文献：

[1] 曾嘉. 新亚欧大陆桥区域物流发展与经济增长关系研究[D]. 北京：北京交通大学，2007.

[2] 张建升，胡秀忠. 区域物流与区域经济的耦合协调度研究[J]. 铁道运输与经济，2012（1）：50-55.

[3] 崔国辉，李显生. 区域物流与经济协调性的评价方法[J]. 统计与决策，2010（15）：46-48.

[4] 王小叶，洪国彬. 物流和经济增长的协整关系[J]. 价值工程，2007（6）：16-22.

[5] 刘庆广. 江苏沿江港口物流与区域经济互动关系的实证研究[J]. 南通航运职业技术学院学报，2012（6）：68-72.