湖南省区域经济发展水平的时序分析评价

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建立能客观反映社会经济发展水平的评价模型对做出正确的决策十分重要。本文针对湖南省的经济发展，拟运用因子分析法作为量化分析工具对湖南改革开放以来社会经济发展水平做一时序研究评价，以期发现影响其发展的主要因素，为当地社会经济发展提供参考。

 

一、样本数据与统计分析

 

为了全面反映湖南省社会经济发展水平，本文选取了X1—人均GDP(元)、X2—人均农业总产值(元)、X3—人均工业总产值(元)、X4—人均粮食产量(公斤)、X5—农民人均纯收入(元)、X6—城镇居民人均可支配收入(元)、X7—城乡居民收入之比、X8—非农业人口比重(%)、X9—全社会固定资产投资(亿元)、X10—地方财政收入占GDP的比重(%))、X11—每千人口拥有医生数(人)等11个指标为变量,采用1980年至2003年的数据资料构成评价指标体系(见表1)。

 

表1　湖南省社会经济发展评价指标体系

 

年份

X1

X2

X3

X4

X5

X6

X7

X8

X9

X10

X11

1980

573

245

329

81

219

478

2.18

42.13

20.11

1

3.23

1985

913

281

516

447

395

958

2.43

64.53

80.78

3

3.42

1990

1147

648

869

1319

545

1560

2.86

57.60

120.35

8

3.49

1995

3435

1638

1773

421

1425

4699

3.30

66.93

523.00

5

3.69

1996

4118

1908

1949

420

1792

5052

2.82

67.50

684.14

5

3.81

1997

4630

2045

2071

433

2037

5209

2.56

67.92

667.39

5

3.85

1998

4939

1896

1450

407

2064

5434

2.63

68.29

796.89

5

3.95

1999

5093

1796

1643

417

2127

5815

2.73

68.25

883.94

5

4.00

2000

5733

1897

1897

430

2197

6218

2.83

67.84

1012.24

5

4.22

2001

6039

1945

2097

409

2299

6780

2.95

68.80

1174.30

5

4.20

2002

6548

1991

2537

377

2397

6958

2.90

69.54

1347.96

5

3.71

2003

6962

2181

3099

367

2532

7674

3.03

70.03

1590.32

6

3.83

资料来源：《中国统计年鉴1981》、《中国统计年鉴1986》、《中国统计年鉴1991》、《中国统计年鉴1996》、《中国统计年鉴1997》、《中国统计年鉴1998》、《中国统计年鉴1999》、《中国统计年鉴2000》、《中国统计年鉴2001》、《中国统计年鉴2002》、《中国统计年鉴2003》、《中国统计年鉴2004》，中国统计出版社,其中数据X1 、X2、、X3、、X4 、X7 、X8 、X10 、X11是通过计算整理而得。

 

(1)      运用SPSS软件对上述统计数据进行分析运算，可以得到以下结果（见表2、表3、表4、表5）。

                     

 

 

 

 

 

表2  KOM测度和巴特利特球体检验（KMO and Bartletts Test）

 

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.

0.659

Bartletts Test of Sphericity

Approx. Chi-Square

224.972

 

df

55

 

Sig.

0.000

 

 

 

 

 

 

 

 

表3  总方差分解表（Total Variance Explained）

                                                                                                                                                  

Component

Initial Eigenvalues

Extraction Sums of Squared Loadings

Rotation Sums of Squared Loadings

 

Total

% of Variance

Cumulative %

Total

% of Variance

Cumulative %

Total

% of Variance

Cumulative %

1

7.551

68.642

68.642

7.551

68.642

68.642

7.478

67.982

67.982

2

1.902

17.287

85.930

1.902

17.287

85.930

1.974

17.948

85.930

3

.524

4.765

90.695

 

 

 

 

 

 

4

.457

4.153

94.848

 

 

 

 

 

 

5

.290

2.635

97.483

 

 

 

 

 

 

6

.170

1.548

99.031

 

 

 

 

 

 

7

.077

.701

99.732

 

 

 

 

 

 

8

.027

.242

99.974

 

 

 

 

 

 

9

.002

.019

99.993

 

 

 

 

 

 

10

.001

.007

100.000

 

 

 

 

 

 

11

.000

.000

100.000

 

 

 

 

 

 

Extraction Method: Principal Component Analysis.

 

 

                   

 

 

 

 

 

 

 

表4  旋转后的因子载荷矩阵

（Rotated Component Matrix）

 

 

Component

1

2

X1

.988

-.037

X2

.965

.075

X3

.933

.124

X4

-.257

.886

X5

.989

-.008

X6

.997

.021

X7

.599

.543

X8

.821

.302

X9

.950

-.041

X10

.176

.882

X11

.833

.012

Extraction Method: Principal Component

Analysis. Rotation Method: Varimax with

Kaiser Normalization.a  Rotation

converged in 3 iterations.

           表5  因子得分系数矩阵

（Component Score Coefficient Matrix）

 

 

 

Component

1

2

X1

.137

-.063

X2

.129

-.004

X3

.123

.023

X4

-.075

.473

X5

.136

-.048

X6

.136

-.033

X7

.058

.256

X8

.100

.121

X9

.133

-.064

X10

-.015

.452

X11

.114

-.031

Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization Component Scores.

 

 

 

(2)选取主因子。

表2结果显示，KOM值为0.659，巴特利特球体检验的χ2统计值的显著性概率是0 .000，小于1%，说明该数据适宜做因子分析。方差解释的结果表明，11个指标可以综合为2个主因子，其信息容纳量达到了85.929%，基本上保留了原来指标的信息。因此，可以选择两个主因子对指标进行简化。从旋转后的因子载荷矩阵（表4）可看出,因子1中的X1、X2、X3、X5、X6、X9等指标的载荷较高，主要反映了经济总量、人民生活水平和城市化方面的情况，可命名为经济总量因子，因子2中的X4、X7和X10个指标的载荷较大，反映了粮食产量、城乡收入差距和地方财政收入方面的情况，可命名为发展因子。根据因子得分系数（表5）和标准化了的指标体系，可以计算出两个主因子各自的得分。其线性组合为:

Z1=0.137X1+0.129X2+0.123X3+……-0.015X10+0.114X11

Z2=-0.063X1-0.004X2+0.023X3+……+0.452X10-0.031X11

结果见表6。

(3)构造综合评价模型。

以2个主因子能够解释方差的比例68.642%和17.287%为权重，可构造综合评价模型:

Ｆ=0.68642Z1+0.17287Z2

计算历年在发展水平方面的综合得分，结果见表6。

(4)根据每年的综合得分绘制发展水平趋势图（见图1）。

 

 

图1   发展水平趋势图

 

表6  湖南各年份发展水平评价

 

年份

因子1

因子2

综合得分

1980

-1.825

-1.9762

-1.59405

1985

-1.406

-0.27393

-1.01257

1990

-1.436

2.38143

-0.57368

1995

-0.013

0.63644

0.10089

1996

0.185

0.14821

0.15288

1997

0.271

-0.08194

0.17172

1998

0.283

-0.11495

0.17412

1999

0.394

-0.03471

0.26455

2000

0.654

0.0083

0.45055

2001

0.870

-0.91918

0.43827

2002

0.838

-0.00843

0.57366

2003

1.18447

0.23496

0.85366

 

 

二、分析与结论

 

根据发展水平趋势图（图1）可看出，改革开放以来，湖南经济发展水平的总体趋势是上升的，1995年至1999年经济发展缓慢，这与96、97、98三年连续洪涝灾害有直接关系。但自2000年以来进入了一个较好的，稳定、持续的向上发展时期。以0为一个平均基准水平，1995年起，经济发展开始在平均水平之上运行，湖南未来的发展趋势是不断向好的。现在对各因子内涵进行具体分析：

从两个主因子来看，其方差解释结果表明，因子1包含了全部信息的约70%，这说明湖南经济的发展主要是经济总量的增长,且主要是由于社会固定资产投资增加导致的粗放型增长，经济增长与经济发展没有完全统一。

从主因子1来看，因子1中指标X1、X5和X6的载荷最大，说明改革开放以来湖南的GDP增长较快，人民生活水平有了很大的提高；指标X8在因子1中的载荷也较高,说明湖南的城市化进程发展较快，主要是抓住了沿京广线和沿长江线开发契机，但城市化水平水不高；X7在因子1中的载荷相对也较大, 说明湖南的城乡收入差距较大，虽然对目前的经济发展不构成重大影响，但应该引起足够的重视；指标X2的载荷也很高，表明湖南农业经济的发展一直保持良好发展势头，这是由于湖南是农业大省，有良好的农业生产条件，特别是有良好的耕地资源和农业生产技术等；指标X3的载荷也很高，这说明改革开放以来湖南的工业化水平有了进一步提高，正在由农业大省向工业大省转变。

从主因子2来看，因子2中指标X10的载荷较大, 表明湖南财政收入占GDP的比重呈良性增长，但由于财政收入中有较大一部分来源于农业税，因此，随着2004年农业税后时代的到来，湖南财政收入要持续增长，关键在于调整经济结构和加快工业化、城市化发展；指标X11在因子2中的载荷较小，说明改革开放以来湖南的社会保障发展缓慢，水平还很低，然而，这个指标是衡量小康水平的重要标志之一，因此在全面建设小康社会进程中，应实现经济社会的全面、协调发展。

通过时序分析，虽然湖南经济发展总体趋势在快速上升,但也存在不少问题；与全国其它省份相比也存在较大的差距，尤其表现有人均GDP、农民人均纯收入和其它一些社会发展指标上，到2003年末,前两个指标分别在全国排第11位和第26位。可见，湖南经济发展的任务依然十分艰巨。

湖南要力争在中部地区加快崛起，在全国排位稳中求进，必须针对自身特点，紧紧围绕国家“中部崛起”的战略部署，把握中部共性，锁定发展目标；以工业化为重点，以制造业为核心，推进工业化、城市化和农业产业化进程，突破产业瓶颈；以长株潭为龙头，一点一线为支撑，营造增长极点。

                       

                       （作者：苏州大学中国农村城镇化研究中心，苏州大学商学院）

 

参考文献：

一、方开泰.实用多元统计分析[M].上海:华东师范大学出版社,1989

二、何晓群.现代统计分析方法与应用[M].北京:中国人民大学出版社,1998.

三、《中国统计年鉴（1981-2004）》.中国统计出版社,1981-2004.

四、《湖南统计年鉴（1981-2004）》.中国统计出版社,1981-2004.