地区发展指数（精选7篇）
地区发展指数 篇1
新疆地处中国西北, 其政治、经济、社会的发展具有重要战略意义, 国家历来都给予足够的重视。自2010年中央新疆工作座谈会议以来, 加快发展一直是新疆当前的工作重点, 新一轮19省市对口援疆的正式启动与第三届亚欧博览会的顺利召开, 进一步促进了新疆各地区跨越式发展。同时, 中国共产党第十八届中央委员会第三次全体会议的召开为未来中国社会经济发展奠定了整体基调, 也为新疆社会经济发展指明了方向。据不完全统计, “十二五”期间新疆全社会固定资产投资规模比“十一五”期间翻一番多。但是, 我们必须清醒地看到, 新疆为实现经济高速增长所付出的沉重代价, 如生态质量下降, 经济与社会矛盾突出, 城乡经济差异扩大, 地区经济水平愈加不均衡等。因此, 科学评价新疆地区综合发展情况日益紧迫, 直接影响到新疆各地的政策制定与发展规划。
本研究认为, 当前新疆的发展迫切需要一套能科学反映和评价经济转型和升级时期的经济社会综合发展的指标体系, 以全面客观反映新疆地区综合发展情况, 坚持贯彻“三中全会”确定的发展战略, 为坚持和发展中国特色社会主义注入新内涵、新思想、新观点、新要求和新的政绩观。为此, 课题组在整合联合国编制的人类发展指数及国内学者编制的小康社会与和谐社会发展指数的基础上, 以经济系统理论为基础, 整合多种定量分析方法, 编制新疆地区综合发展指数 (XJCDI) , 对全疆及地区的综合发展态势进行较为客观的分析。
1 新疆地区综合发展指数编制方法
1.1 指标选取原则
(1) 导向性准则。指标体系的构建要充分发挥“十二五”规划纲要及《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》 (以下简称《决定》) 中对成果考核的评价体系的指导, 纠正单纯以经济增长速度评定政绩的偏向。
(2) 前瞻性准则。指标体系的考核不仅要考虑全面建设小康社会的目标, 而且要基本实现现代化的目标, 力争与《决定》、“十二五”规划相衔接。
(3) 可操作性准则。指标选择具有代表性, 同时兼顾统计数据的可获得性, 使指标可采集、可量化、可对比、可分析, 多用人均指标、比率指标来避免由地区资源禀赋不同所带来的差异。
1.2 指标体系构建
以经济系统思想为指导是科学构建指标体系的前提。新疆地区的综合发展体现在“经济-社会-生态-技术”的协调发展, 其指标构建需依据循环经济系统理论, 要求各指标间具有关联性、耦合性。在此基础上, 从经济发展、文化建设、社会发展、生态可持续、科技创新五个方面共计37个指标衡量新疆地区的综合发展[1]。
经济发展从人均GDP、GDP指数、二三产业增加值占GDP比重、人均消费品零售总额、进出口总额占GDP比重、固定资产投资总额占GDP比重、规模以上企业R&D经费支出占GDP比重、政府新增债务率等8个指标来统计, 反映经济的增长、结构、发展动力和可持续性。文化建设从人均零售、住宿、餐饮业法人单位数、城镇单位文、体、娱事业在岗人数、人均入境旅游收入、居民文化娱乐消费价格指数、各类学校在校生占全区人口的比重、万人学校总数等6个指标来统计, 反映文化建设中的公共文化服务、文化市场体系和文化教育情况。社会发展从城镇登记失业率、商品零售价格指数、居民消费价格指数、保险密度、基本养老保险覆盖率、万人医院床位数、万人体育机构数、人均铺装道路面积、城乡居民人均消费水平比、农村居民人均收入与在岗职工人均工资比、城镇化率、水气资源普及率、人均房屋施工面积等13个指标来统计, 反映社会发展中的劳动就业、物价水平、社会保障、人民健康、公共设施建设、城乡统筹与民生改善情况。生态可持续从单位GDP能耗、单位GDP水耗、单位GDP建设用地占用、平均空气质量达到或好于二级的平均天数、二氧化硫释放量、主要城市生活垃圾处理率、森林病虫害防治率、主要城市人均绿地覆盖率等7个指标来统计, 反映生态可持续中的资源消耗、环境监测和环境绿化的情况。科技创新主要从单位规模以上工业企业新产品开发项目数、单位研究与试验发展人员数这两个指标来统计, 分别反映科技创新中人力投入和科技产出情况[1,2,3,4]。
1.3 指标测算方法
综合指数的测算既要充分反映发展现状, 使其具有横向可比性, 又要体现发展态势, 使其具有纵向可比性, 因此通过分析对比指数的测算方法及各方法的适用性, 课题组采用功效函数法和目标值法分别测算地区间相对发展水平指数和各地区的发展速度指数。
通过对功效函数形式的适应性分析, 并结合各指标含义的非线性特征, 课题组选择指数型功效函数。为测算地区间相对发展现状, 我们将相对不满意的情况定为60分, 满意情况定为100分, 由此确定的函数形式是[2]:
其中, di为单项评价指标的功效分值;xi为第i项指标的实际值;xs为截面数据中的最小值;xh为截面数据中的最大值。通过函数形式及设定参数可知当xi达到满意值时, di为100;当xi达到不满意值时, di为60。
通过对功效函数法中参数的界定, 不难看出, 通过该函数测算的结果为新疆地区间相对发展现状, 而且阈值的确定是利用截面数据, 属于静态层面的横向对比分析, 为进一步分析通过时间序列下各地区自身的发展趋势, 我们需借助目标值法。
目标值法在众多测算社会发展水平的文献中多有体现, 其核心理念在于通过结合当前现状及预期目标, 设定未来某一时间点可以达到的目标值, 以该目标值为标准, 测算各时期的达标程度, 以此反映时间序列下的纵向动态变化。针对目标值的设定, 课题组查阅了大量文献并进行了专家咨询, 结合全面建设小康社会的部分目标及三中全会“决定”中的部分要求, 确定出的各指标预期目标值具有较合理的意义。
目标值法测算的单独指标得分依据的函数形式如下。
适度指标按照以下公式计算各个指标的评分:
正向指标按照以下公式计算各个指标的评分:
对负向指标按照以下公式计算各个指标的评分:
其中, Bi为指标得分, a为适度指标值, xmin与xmax为适度指标的目标区间或正负指标的目标阈值, xmid为适度指标的目标中位数。
1.4 指标权重的确定
指标权重的选取对指数形成有直接影响。针对新疆地区综合发展指标的赋权, 课题组倾向于采用Delphi法, 原因在于当前该研究可参阅的二手资料较少, 而各专家学者对各指标的认识较深, 因而其赋权结果具有较好的科学性。
1.5 指数合成方法的应用
指数的合成是对指标集合的一个整体性评价。从地区评价的综合性和适应性角度分析, 课题组使用加权算术平均法, 原因在于根据经济系统思想所选取的部分指标间耦合性与关联性较强, 因而不会造成指标间的差异互补。其具体测算函数为:
其中, ci代表第i个指标通过功效函数法或目标值法所确定的得分, wi代表第i个指标的权重, D代表该对象的总得分。
2 新疆地区综合发展指数测算与分析
2.1 数据来源与指数测算结果
新疆地区综合发展指数测算的基础数据来自2011—2013《新疆统计年鉴》及各地州统计数据, 根据统计年鉴中指标的原始数据进行处理, 将总量指标转化为人均指标、百分率指标和指数指标;同时, 对利用不同方法所得到的测算结果进行等级化处理, 以消除主观权重对测算数值的敏感性, 既满足地区间的可比性, 又可反映时间序列下的变化趋势 (见表1) 。
通过功效函数法所得到的地区相对发展水平指数可知, 2010—2012年间, 各地区在经济、文化、生态保护方面的差距在拉大, 而社会发展和科技创新的差距在缩小 (见表2中的极差测算结果) 。同时, 地区相对发展情况排名较为固定的是:克拉玛依市第1名, 乌鲁木齐市第2名, 巴音郭楞蒙古自治州第3名, 哈密地区第4名, 其他地区由于经济社会等原因导致地区间相对发展不均, 表现为年度发展现状排名出现波动。其中, 昌吉州在天山北坡经济带带动下相对发展速度较快, 由2010年的第8名上升到2012年的第5名;博尔塔拉蒙古自治州在湖北省对口援疆的配合下, 依托地理优势发展对外贸易, 促进了当地经济社会全面发展, 其相对发展排名由2010年的第13名上升至2012年的第7名;克孜勒苏柯尔克孜自治州地处南疆且自然条件相对较差, 历来受到国家及对口援疆省会的扶持, 随着经济发展, 扶持力度的加大, 使得当地综合发展相对排名从2010年的第10名上升至2012年的第9名。吐鲁番地区、阿勒泰地区及阿克苏地区的相对发展排名表现出波动现象, 一方面是由于测算相对发展过程中, 由历年全疆各地发展程度不均所导致的对比标准的变化, 更重要的是由于该地区不同发展倾向。2011年, 吐鲁番地区发展排名下降在于经济发展类指标的相对数值小幅提升而生态可持续类指标数值明显下降;阿勒泰地区则是由于2012年的文化建设类指标显著下降, 阿克苏地区则呈现出经济发展与文化建设相背离、社会发展与科技创新不协调的情况;喀什和田等地由于社会政治等问题导致全部指标的相对发展滞后, 排名持续下降。
通过目标值法所得到的地区平均发展速度可知, 巴州、博州和昌吉州的综合发展速度分列前三, 这与当前自治区与国家对当地的政策倾向及对口援疆省市的支援政策有关;乌鲁木齐和克拉玛依地区由于本身发展较成熟, 基数大, 因而近3年综合发展速度较慢;阿勒泰地区和克州地区的负增长速度主要由于人口变动大, 指标体系中人均指标较多, 测算数值的对人口变化较敏感, 但负增长速度的测算结果也反映出当地发展过程中存在较为严重的结构性失衡情况。分析克州和阿勒泰地区的实际情况可以得出:单纯依靠对口援疆和国家政策扶持, 而没有形成自身发展优势的克州在新疆跨越式发展过程中将处以被动局面, 必须系统科学地分析, 构建地区发展的内生动力, 才能实现长效发展;同时, 在发展过程中, 由于新疆多民族的特征, 需认识到文化建设的重要性才能实现地区稳定的发展, 阿勒泰地区由于文化建设的滞后所导致的负增长现象尤其值得关注。
2.2 四象限分析
本课题组拟结合地区相对发展现状和地区发展速度两个层面进一步分析新疆各地州发展综合情况及阶段性特征, 探索二维属性下综合发展指数的测算与分析, 以全面评价新疆各地区综合发展情况。为此课题组通过相对发展水平和地区发展速度构建二维坐标, 记为Ai (xi, yi) , 其中Ai代表第i个地州的坐标, xi代表第i个地州2012年的相对发展水平, yi代表第i个地州的平均发展速度, 绘制各地州发展阶段如图1所示[5,6,7,8,9]。
借鉴四象限分析法, 将横轴相对发展水平平均可得分界线在77.5处, 将纵轴发展速度平均可得分界线在6%处, 从而形成A、B、C、D四个区域, 分别形成了4个不同发展水平与发展速度的组合。由各地州所在的4个区域可以发现:博州与昌吉州处于低发展程度、高发展速度的区域;巴州发展程度较高, 增长速度快, 发展潜力巨大;乌市与克拉玛依属地级市, 其自身的发展水平高, 但由于产业及人口问题, 因而一定程度上限制了发展速度;其他地区的相对发展程度与发展速度均有待进一步提高, 原因在于地区间的社会环境差异及主导产业发展不均衡, 从而处于低发展水平, 低发展速度的阶段, 需要政府给与更多关注。
总体来看, 新疆地区的综合发展潜力巨大, 其发展的主要动力来源于人口效应与政策导向。A类地区, 政府保持“高投入, 高产出”的同时应加强外部监管, 降低高速发展时期的经济社会风险;B类地区, 应加大优势产业的扶持力度, 积极创造新兴产业的市场发展机会, 带动经济社会生态全面发展, 并充分发挥政策的长效机制, 以促进向A类地区的跃进;C类地区, 应以市场手段为主, 政府调控为辅, 依靠市场优化产业结构, 以形成新的经济增长点, 带动地区社会、文化、生态的进一步发展;D类地区, 应积极探索地区发展优势, 以市场经济和高新技术产业带动地区发展的转型, 向B类地区靠拢。
2.3“二维”综合排名测算
根据中各地区发展阶段与发展特征分析, 新疆各地区发展布局应多集中于A区域, 即各地区的发展状态应当从D区域及B区域向A区域过渡, 而C区域也应向高发展速度与高发展水平的A区域再次跃进。因此, 结合发展经济学中平稳过渡的思想, 综合发展程度应为:C区域>A区域>B区域>D区域。从图1中地区分布可知B、D区域中的点应向A、B区域分界线的最高点 (85, 6) 靠拢, A、C区域的点应向A、C区域分界线的最高点 (77.5, 12) 靠拢。因此, 综合发展情况可通过与目标点的距离进行测算, 距目标点距离越近, 其综合发展程度越好, 具体函数形式为:
其中, (xi, yi) 为新疆各地区的坐标, (x0, y0) 为各地州发展的目标点。进而从发展水平指数与发展速度指数两个层面测算的综合发展情况排名为:克拉玛依市>乌鲁木齐市>哈密地区>巴音郭楞蒙古自治州>博尔塔拉蒙古自治州>昌吉回族自治州>阿克苏地区>塔城地区>吐鲁番地区>和田地区>伊犁州直属县 (市) >阿勒泰地区>喀什地区>克孜勒苏柯尔克孜自治州。
3 结论
通过对国家政策与新疆区情的分析, 课题组结合经济系统分析理论确定了新疆地区综合发展指标系统, 从发展水平和发展速度两个层面分别测算了各自的指数, 并对各地区所处的阶段进行了四象限分析, 全面、综合地对新疆各地区的综合发展情况进行了系统地二维评价, 并形成了综合排名。得出克拉玛依市、乌鲁木齐市、巴音郭楞蒙古自治州、哈密地区、和田地区相对发展排名较稳定, 而其他地区的排名情况存在一定程度的波动, 反映出自然禀赋与区位优势所带来的地区间发展不均;巴音郭楞蒙古自治州、博尔塔拉蒙古自治州州和昌吉州的发展速度位居前三, 国家政策导向在这些地区发挥了重大作用。同时, 当前的新疆处于发展水平与发展速度“双高”的地区仅有巴音郭楞蒙古自治州, 因而新疆地区综合发展潜力巨大, 这既需要政策的引导又需要市场的调整。
本文在发展指数的研究中进行了测算方法和结果处理方法的探索, 利用改进的功效函数和目标值法从发展状态和发展趋势上进行了二维分析, 并利用等级化处理方法, 消除了传统指数测算的部分缺陷, 从测算结果可以看出社会环境与政策倾向影响着新疆各地区的发展。在当前新疆跨越式发展的黄金时期, 各级政府既要积极发挥政府在地区发展中的指导作用, 又要协调经济社会民生环境的均衡发展。课题组测算的综合发展指数在一定程度上反映了地区发展的优劣势, 应当给与关注。
参考文献
[1]徐玖平, 卢毅.循环经济系统科学理论与技术及实现[J].上海理工大学学报, 2011 (6) :709-731
[2]中国人民大学中国调查评价中心.中国发展指数的编制研究[J].中国人民大学学报, 2007 (2) :1-12
[3]国家统计局课题组.和谐社会统计监测指标体系研究[J].统计研究, 2006 (5) :23-29
[4]鲜祖德, 吕庆喆, 施凤丹, 等.2010年地区综合发展指数报告[J].调研世界, 2012 (1) :3-6
[5]李文秀, 谭力文.地区综合发展的二维指数研究——以美国服务业为例[J].中国工业经济, 2008 (4) :55-63
[6]陈文成.基于三维评价的区域发展决策方法研究[J].中国管理科学, 2008 (16) :654-659
[7]徐浩然, 王子龙, 罗时龙.企业品牌二维评价模型及实证研究[J].中国工业经济, 2008 (7) :55-60
[8]李利锋, 郑度.区域可持续发展评价:进展与展望[J].地理科学进展, 2002 (3) :237-248
[9]代伟.生态文明建设绩效的“二维”评价模型构建[J].经济研究导刊, 2013 (23) :280-281
地区发展指数 篇2
四大区域综合发展指数稳步提升, 西部地区增速最快。2000-2010年期间, 中国四大区域的综合发展指数稳步提升, 其中东部地区由2000年的44.88%提升到2010年的65.32%, 中部地区由2000年的35.93%提升到2010年的54.13%, 西部地区由2000年的33.72%提升到2010年的52.23%, 东北地区由2000年的38.96%提升到2010年的56.35%。2001-2010年, 东部、东北、中部和西部地区综合发展指数年均增速分别为3.82%、3.76%、4.18%和4.47%, 在四大区域中, 西部地区增速最快, 中部地区次之。
综合发展指数由“经济发展”、“民生改善”、“社会发展”、“生态建设”和“科技创新”五大类分项指数组成。2010年, 东部、东北、中部和西部地区“经济发展”类指数分别为73.29%、67.49%、57.91%和58.72%;“民生改善”类指数分别为73.21%、63.04%、61.33%和55.54%;“社会发展”类指数分别为67.32%、68.28%、66.93%和66.12%;“生态建设”类指数分别为65.90%、54.52%、57.73%和55.31%;“科技创新”类指数分别为38.37%、15.16%、14.72%和13.54%。
31个省 (区、市) 综合发展指数普遍提高, 差距有所缩小。2000-2010年, 31个省 (区、市) 的综合发展指数普遍呈现向好的趋势。2010年综合发展指数排在前10名的地区分别为北京、上海、天津、浙江、江苏、广东、福建、辽宁、山东和重庆。2000-2010年, 综合发展指数年均增速排在前10名的地区分别为贵州、新疆、重庆、山西、四川、江西、西藏、安徽、宁夏和甘肃。
需要关注的是, 全国31个省 (区、市) 综合发展指数的变异系数, 自2004年后呈现逐年缩小的趋势。
与2009年相比, 2010年各地区综合发展指数均有所提高。2010年, 东部、东北、中部和西部地区综合发展指数比2009年分别提高4.65%、4.03%、4.55%和5.85%, 在四大区域中西部地区增长仍然最快。
2010年, 31个省 (区、市) 综合发展指数比上年都有所提高, 近一半省份增幅达到5%以上, 其中, 贵州、青海、西藏、宁夏、海南、甘肃、陕西、云南、新疆和重庆增幅位列前10名。
地区发展指数 篇3
地区收入差距是指各地区居民不均等地分享或占有全社会所创造的可供居民支配的收入这样一种现象, 是收入分配的地区表现形式。中国自改革开放以来, 地区收入差距一直存在且呈现扩大的现象, 曾一度引起社会的广泛关注。
最近几年, 很多学者在研究地区收入差距方面做出了很大贡献, 其中有一些学者采用泰尔指数测算并分析了中国的地区收入差距, 如王恩东运用泰尔指数测算了1990—1997年的地区收入差距, 他分别利用了省级GDP和市地级GDP的数据来测算, 得出地区收入差距扩大的原因分别是区域间差距和省内差距引起的;孙靖和黄海滨则运用泰尔指数分析了1996—2005年我国东、中、西部三大地区收入差距, 得出我国地区收入差距趋势为先升后降, 且区域间差距是总差距变动的主因。还有一些学者运用泰尔指数来测算某个省的收入差距, 如张惠、马晓丽和夏芸等。
综观以上学者的分析, 大多是采用三大地区划分法 (即东、中、西部地区) 、四大地区划分法 (即东、中、西和西北地区) 或者只研究单个省份的情况。以上的划分方法有些太粗, 对于省份的研究则范围较小。根据中国“十一五”区域发展的思路脉络, 指出中国八大经济区的划分方法, 出于经济区的统一和加强区域间的联系考虑, 八大地区的划分也许会更符合当今经济发展的实际和要求。故本文采取八大地区的划分方法, 并引用了作为衡量个人之间或者地区间收入差距 (或称为不平等度) 的指标——泰尔指数, 来衡量地区收入差距。
2 指标选择与数据来源
本文的样本总共31个, 包括23个省、5个自治区和3个直辖市。按照经济发展联系紧密程度划分为八大地区, 如表1所示。
资料来源:李准烨.《中国各区域对外贸易的决定性因素分析——中国八大区域与东亚三经济体间的贸易》[J].《经济研究》, 2005年第8期。
人均GDP具有较好的系统性和可比性, 因此本文采用人均GDP作为分析地区收入差距的指标。本文数据均来自《中国统计年鉴》 (1999—2008年) 。
3 利用泰尔指数测算中国八大地区收入差距及其因素分解
泰尔指数是一种具有空间可分解性的区域差异分析方法, 可用来分析区域总体差距、区域间差距以及区域内差距的变化, 在区域研究中受到不少学者的重视。
泰尔指数定义为:
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式中, Gi、Pi分别为i地区的收入和人口, G、P分别为全国的总收入和总人口。N为地区数量。Gi/G, Pi/P分别为i地区的收入比重和人口比重。
泰尔指数的分解计算式如下:T=Tb+Tw
其中, Tb=∑gilog (gi/pi) (1)
Tw (i) =∑ (gj/gi) log[ (gj/gi) / (Pj/Pi) ] j∈i (i=1, 2, …, n) (2)
Tw=∑giTw (i) (3)
式 (1) 中, Tb为区际差距, gi、pi分别为第i地区所占总区域的收入比重和人口比重;式 (2) 中, gi、pi同式 (1) , gj、pj分别为j省所占总区域的收入比重和人口比重;式 (3) 中, Tw为区内差距, 是各区域内部差距Tw (i) 的加权和。
泰尔指数越大, 说明区域差距越大, 反之亦然。
本文运用上述泰尔指数公式及其分解式, 计算得出中国1999—2008年地区收入差距和因素分解结果 (泰尔指数) , 如表2和图1所示。
注:表中数据均来自《中国统计年鉴》, 以1999年为基期, 经过指数平减处理后的GDP值计算得出。
首先, 我们从表2和图1来分析我国的地区收入的总差距、区域内差距和区域间差距的情况:
从总差距来看, 我国1999—2008年的地区收入差距有波动, 差距水平有升有降, 但总体趋势是下降的。地区收入差距水平在1999年为0.050, 2000年下降至此期间的最低点0.044, 此后缓慢增长, 在2004年达到最高点0.053之后突然下降, 此后三年呈现平稳趋势。
从区域内差距来看, 1999—2006年区域内收入差距均呈平稳趋势, 2007年下降至0.009, 但 2008年突然上升至0.012, 上升幅度达33.33%。
从区域间差距来看, 从2000年开始区域间差距一直缓慢增长, 2004年达到0.042, 之后平稳下降, 2008年下降至0.034。
从表2中贡献率的角度可以看出, 区域间差距对总差距的贡献率远远高于区域内差距。2008年区域内差距有所上升, 区域间差距有所下降, 但区域间差距的贡献率还是远高于区域内差距。图1中, 我国地区收入差距与区域间收入差距的趋势线基本一致, 可见地区收入差距的起伏波动主要是由区域间收入差距的持续变化而引起的。
其次, 我们从区域层面上分析我国八大地区收入差距:从表2和图2中可以知道, 1999—2008年, 东北地区、南部沿海地区和长江中游地区内部收入差距变化比较平稳;而东部沿海地区和西北地区呈明显下降的趋势。东部沿海地区的泰尔指数从1999年的0.027下降至2008年的0.0147, 降幅达到45.56%, 西北地区的泰尔指数从1999年的0.0149下降至2008年的0.0069, 降幅达到53.69%。北部沿海地区呈缓慢下降的趋势, 与东部沿海相比, 北部沿海2004年前内部差距小于东部沿海, 而2004年之后则超过了东部沿海, 成为八大地区中收入差距最大的地区。黄河中游地区和西南地区则出现了收入差距明显上升的趋势。黄河中游地区从1999年的0.0013到2008年的0.0089, 增长了5.84倍;西南地区从1999年的0.0075到2008年的0.0121, 增长了0.61倍。
4 结 论
本文通过泰尔指数的测算, 分析了我国1999—2008年八大地区的收入差距, 从而得出以下结论:
(1) 我国的地区收入差距总体趋势是先上升后下降, 且主要是由于区域间差距的波动引起的。
(2) 从八大地区的层面上来看, 1999—2008年下降幅度最大的是西北地区, 上升幅度最大的则是黄河中游地区。到2008年, 八大地区中收入差距最大的是北部沿海地区, 最小的是南部沿海地区。
参考文献
[1]王恩东.地区收入差距的泰尔指数测度[J].开放导报, 2003 (1) :39-42.
[2]孙靖, 黄海滨.泰尔指数在东、中、西部地区收入差距分析中的应用[J].商场现代化, 2007 (4) :51.
[3]张惠.苏南、苏中、苏北居民收入差距的泰尔系数测算[J].现代商业, 2008:150-151.
地区发展指数 篇4
关键词：干旱地区,市区性河流,河流黑臭,黑臭指数模型,MATLAB
随着城市河流的黑臭现象的日趋严重,河流黑臭问题已作为我国许多大中城市共同存在的污染问题而备受关注。国内的研究大多主要针对水量充沛的、近海城市河流及河网,研究内容多集中在影响河流黑臭污染物分析研究之上[1,2],而针对干旱少雨地区、纳污严重的市区性河流水体黑臭的研究较少。同时有关河流黑臭的评价没有统一的标准,只是针对各自的河流提出适合自己的黑臭指数模型,并将影响河流黑臭的复杂的多因素问题进行了简化。因此,在备受关注的河流黑臭问题的背景下,以具有代表性的汾河太原城区南段为研究对象,进行干旱地区市区性河流黑臭问题研究具有重要的意义。
1 河流现状监测
本文研究河段为南内环桥至小店桥,全长约14 km,以下所述太原城区南段若无特别指明均指此河段。选取监测断面时,综合考虑排污口位置、河流流态变化等情况,结合汾河太原城区段的实际情况,在本研究范围内确定设置如下5个监测断面:南内环桥、九院沙河、长风桥、小马村、小店桥。研究河段范围内,河流主要接纳工业废水和生活污水,分析确定监测项目为:BOD5、DO、CODCr、NH3-N、硫化物、铁、锰、臭度值TO及色度,并对pH、水温、流速、流量等进行同步监测,每月2次。按照《环境监测技术规范》(地表水部分)进行样品的采集[3],并采用《水和废水监测分析方法》中的水质分析方法对数据进行分析。由于河流水量、水质是一个动态变化的过程,本研究采用Cochran法[4]来进行监测数据可信度的检验。
2 水质评价
汾河太原城区段水质评价,根据《山西省水环境功能划分(试行)》和《山西省汾河流域水污染防治条例》中水体功能划分,汾河太原段应执行《地表水环境质量标准》的Ⅳ类标准,相应地其段内所属支流也应执行相同的标准。本文采用等标污染指数法,对汾河太原城区南段水质在年平均、丰水期和枯水期3个时期分别进行单项水质参数评价,结果表明:①丰水期和枯水期各断面指标的等标污染指数变化明显,枯水期等标污染指数明显大于丰水期;②从各个断面平均等标污染指数来看,九院沙河的总锰及硫化物这2项等标污染指数最高,小店桥的各项等标污染指数最低,马村次之,南内环桥和长风桥断面污染情况基本相近(见表1)。
注:Sii为平均等标污染指数;Sij为综合污染指数;K为污染负荷比。
分析计算污染负荷(见表1)可得知各个断面的主要污染因子:有机指标中NH3-N最大,BOD5、CODcr在各个断面负荷比也很大;无机指标中,锰污染负荷比最大,总铁、硫化物的污染负荷比次之。
通过计算各断面污染负荷比,分析各断面污染物对污染的贡献率可知(见表2),除小店桥污染稍小之外,其余各支流影响都很大。特别是九院沙河对整个汾河太原城区南段影响最大,其余几个断面基本相近。
注:Sj为j断面水污染综合指数;Kj为j断面污染负荷比。
3 黑臭问题研究
3.1 黑臭指数模型建立[5,6,7]
3.1.1 模型建立路线图
本文根据监测数据,采用多元线性回归模型的方法,对河流黑臭问题中的臭度与色度分别进行研究,同时利用matlab[8]的系统工具箱,得到回归系数及置信区间,从而得到相应的多元回归方程,再通过显著性检验,得出确定回归模型的合理性,由此确定各自的回归模型。最后再次利用matlab确定色度与臭度的权重,确定太原城区南段的黑臭指数模型,具体建立黑臭指数模型的基本流程见图1。
3.1.2 臭度的多元线性回归模型
(1)模型建立。
按照常识,臭度TO是随着化学需氧量、生物需氧量、氨、硫化氢等环境因素的增长而增长,而随溶解氧的增长而减小。将TO记作y,CODcr、BOD5、NH3-N、DO及H2S分别记作x1、x2、x3、x4、x5。
假定CODcr、BOD5、NH3-N、DO及H2S对TO的作用是线性的,诸环境因素之间没有交互作用,以此建立线性回归模型。TO与CODcr、BOD5、NH3-N、DO及H2S之间的多元回归方程为:
式中:bi为估计的回归系数,i=1,2,3,4,5;ε为随机误差。
利用实验数据和MATLAB的系统工具箱可以得到回归系数及其置信区间(置信水平α=0.05)。臭度的多元回归方程为:
(2)显著性检验。
P=0.000 0<0.05,所以回归模型成立,且从残差图中可以看出,除有2个数据外,其余数据的残差离零点均较近,且残差的置信区间均包含零点,这说明回归模型能较好地与原始数据相吻合。
3.1.3 色度的多元线性回归模型
(1)模型建立。
Fe、Mn是表征色度的重要无机因子,按照常识,色度是随着总锰、总铁等环境因素的增长而增长。将色度记作y,总铁、总锰分别记作x1、x2。
假定总铁和总锰对色度的作用是线性的,诸环境因素之间没有交互作用,建立线性回归模型。色度与总铁及总锰之间的多元回归方程为:
式中:b0,b1,b2是估计的回归系数;ε为随机误差。
同样是利用实验数据和MATLAB的系统工具箱得到回归系数及其置信区间(置信水平α=0.05)。色度的多元回归方程为:
(2)显著性检验。
P=0.000 0<0.05,所以回归模型成立,同时从残差图也可以看出,除第4个数据和第6个数据以外,其余数据的残差离零点均较近,且残差的置信区间均包含零点,这说明回归模型能较好地符合原始数据。
3.1.4 黑臭加权指数模型
河流黑臭从视觉上的黑度与嗅觉上的臭度这2方面来表证,故黑臭度可视为黑度与臭度的加权平均,其权重反映的是黑度与臭度在黑臭度中一定的比例关系,因此可利用回归分析法确定两者的比例系数K,从而得到黑臭指数模型。而比例系数K可利用实验数据借助MATLAB软件回归分析求得,为0.602。
显著性检验:P=0.000 2<0.05,所以比例系数K较合理,从残差图中可以看出,所有数据的残差离零点均较近,且残差的置信区间均包含零点,这说明比例系数K能较好反映臭度TO和色度COL之间的比例关系。
COL与TO的比为1∶0.602。由此可知色度COL和臭度TO在黑臭指数I中的的权重分别为0.624和0.376。故得出黑臭指数模型:
3.2 黑臭指数模型的检验
3.2.1 黑臭分级
依据上述黑臭指数模型可以确定总的黑臭指数I的范围,定量地研究河流黑臭程度,计算确定总的黑臭指数范围是13.3～43.1。结合实验阶段具体采样情况,以及总的黑臭指数分析,将监测数据与实际的水体感官相结合,同时利用汾河太原城区南段的监测结果,将黑臭指数18定为该河段水体黑臭的临界点,确定黑臭度分级(见表3)。
3.2.2 模型验证
根据黑臭分级可以分析太原城区南段各个断面在丰水期、枯水期、平均黑臭状态,具体评价见表4。根据对照表4可知应用模型进行计算的结果与水质实际情况相比较,两者吻合较好,由此而知模型基本可行。
3.3 黑臭模型的分析应用
3.3.1 河流黑臭时间分布特征
干旱地区的黑臭问题与其他地区有着很大的不同。依据监测结果,根据黑臭指数模型计算各个断面在每个月的黑臭指数做图,见图2。由图2可看出总体上各个断面在7-9月初黑臭指数相对变化不大,10月份之后,黑臭指数明显大于前几个月的黑臭指数。
3.3.2 河流黑臭空间分布特征
根据监测结果,分析丰水期与枯水期的河流黑臭特性。同样是利用黑臭指数模型计算各个断面的年平均黑臭指数以及丰水期和枯水期的黑臭指数,见图3。
从图3中可以看出:①丰水期时期,小店桥黑臭指数最小,九院沙河黑臭指数最高。其次为南内环桥和长风桥;②枯水期时期,河流黑臭指数沿程变化较大。小店桥黑臭指数最低,九院沙河黑臭指数最大。各断面枯水期时期比总平均值明显偏高。
4 结 论
(1)本文以具有代表性的汾河太原城区南段为研究对象,通过实地勘测与河流结构特点,合理设置了5个监测断面,分析筛选监测项目为:BOD5、DO、CODCr、NH3-N、硫化物、铁、锰。
(2)应用统计处理的方法对实验数据进行了分析,监测结果以各断面按丰水期、枯水期进行平均,反映汾河太原城区南段各污染物沿程变化特点,而以每次监测值反映各断面污染物随时间变化特点。应用综合污染指数和污染负荷比的方法确定了主要污染因子及排序,各支流对黑臭的贡献率,通过确定污染的主要因子及主要污染物排放口可为环境管理提供参考。
(3)依据监测结果,通过多元线性分析法分别建立臭度TO和色度关于各自相关因子的多元线性回归模型,借助MATLAB软件回归分析求得比例系数K,建立汾河太原城区南段黑臭模型,该模型经过验证后,基本与实际水质情况相吻合,对北方干旱地区市区性河流黑臭研究具有一定的参考价值。同时应用黑臭模型对河流黑臭时空特性进行了分析,为定量分析汾河水体黑臭成因以及进行相应的治理、为实现干旱地区河流逐步消除黑臭的目标提供技术参考。
参考文献
[1]程江,吴阿娜,车越,等.平原河网地区水体黑臭预测评价关键指标研究[J].中国给水排水,2006,22(9):18-21.
[2]李相力,张鹏程,于洪存.沈阳市卫工河黑臭现象分析[J].环境保护科学,2003,29(119):27-28.
[3]王军,徐明德.现代环境监测基础理论与技术[M].北京:中国大地出版社,1999.
[4]国家环境保护总局环境工程评估中心.环境影响评价技术方法[M].北京:中国环境科学出版社,2006.
[5]王学仁,温忠舜.应用回归分析[M].重庆:重庆大学出版社,1987.
[6]高惠璇.统计计算[M].北京:北京大学出版社,2005.
[7]何仁斌.MATLAB6工程计算及应用[M].重庆:重庆大学出版社,2001.
地区发展指数 篇5
1 资料与方法
1.1 一般资料
2014年3月, 采取偶遇抽样方法抽取四川省都江堰市市级医疗机构急诊科注册护士, 其中三级乙等医院2家 (都江堰市人民医院、都江堰市中医院) 护士20人, 二级乙等医院3家护士22人 (都江堰市妇幼保健院、都江堰市第二医院、地矿医院) , 发放问卷42份, 回收有效问卷40份, 问卷回收率95.24%。纳入标准:注册在岗护士、愿意参加本次调查, 排除标准:进修护士、病假、返聘护士。
1.2 方法
1.2.1 调查工具
问卷共两部分, 第一部分为护士一般资料, 包括医院等级、学历、职称、用工形式、年龄、收入;第二部分为综合幸福问卷 (multiple happiness questionnaire, MHQ) , 包含生活满意、正性情感、负性情感、生命活力、健康关注、自我价值、友好关系、利他行为、人格成长9个维度50个条目, 分别为A1~A38从明显不符合到明显符合以及B1~B12从没有时间到所有时间, 均采用Likert 7级评分 (其中负性情感反向计分) 进行评定, 得分越高幸福感越高。幸福指数从非常痛苦~非常幸福采用Likert 9级计分, ~3.67为低水平, ~6.33为中等水平, ~9为高水平。
1.2.2 调查方法
研究人员到医院后首先与管理者进行沟通取得配合;再由经过培训的调查员用统一指导语向被调查护士逐条讲解填表注意事项;被调查者以不记名方式独立填写, 完成后现场收回。
1.2.3 统计学方法
运用Epi Da Ta3.1软件对数据进行独立录入、一致性检验和统计分析, 采用Correlations相关性分析。
2 结果
2.1 一般资料
40名急诊科护士均为女性;18人为三级乙等综合医院, 二级乙等医院22人;年龄21岁~30岁21人, 31岁~40岁14人、>40岁5人;学历:本科4人、大专31人、中专5人;职称:护士19人、护师16人、主管护师5人;用工形式:招聘27人、正式在编13人;工资:月收入1 000~1 999元10人、2 000~2 999元9人、3 000~3 999元15人、4 000~4 999元5人、>5 000元1人。
2.2 基层急诊科护士幸福指数、综合幸福感得分情况
2.2.1 基层急诊科护士幸福指数、综合幸福感得分情况
根据指标值急诊科护士综合幸福感各维度水平由高到低依次为友好关系、自我价值、生命活力、生活满意、人格成长、健康关注、正性情感、利他行为、负性情感, 见表1。
注:指标值为实际得分与理论最高分的比值。
2.2.2 基层急诊科护士幸福指数与各维度的Correlations相关性, 见表2。
3 讨论
3.1 现状
基层急诊科护士幸福指数处于中等水平。本调查显示基层急诊科护士总体幸福指数处于中等水平, 虽略高于孟润堂的相关研究, 但仍不够理想, 9个维度得分差异较大[2]。综合幸福感得分前三位排序依次为友好关系、自我价值、生命活力, 得分后三位依次为负性情感、利他行为、正性情感, 说明基层急诊科护士幸福指数不仅受多因素影响, 而且影响因素不同于病房护士[2]。基层医院急诊科护士承担院内、外急救任务, 高风险、高强度、高团队协作特点要求急诊科医护人员应具有高效的团队协作、有效沟通、饱满的工作激情;良好的组织环境有利于护士保持舒畅的心理状态和团队精神, 急诊科常常面对危创伤、急性心肌梗死等危重患者, 成功的抢救让护士感受生命守护神的价值感、圣神感, 有利于护士高水平职业幸福感的建立和维系。患者对医疗技术和服务的高需求, 日益紧张的医疗环境, 护士面对意外、伤害、死亡、患者及家属的消极情绪、复杂的人际关系, 容易导致负性情感;医院各部门对急诊的重视不够、待遇偏低、人力资源配置不足, 对急诊护士综合幸福指数有着不容忽视的影响。
3.2 对策
3.2.1 营造良好的护理工作环境
现代化科学管理理论提出, 团队建设是医院管理的核心之一。护理工作环境是一种通过授权使护士拥有更多的自主, 探索硬性管理和柔性管理相结合的管理模式。健康的职业环境不仅仅包括良好的物理环境, 更多体现在专业环境和人文环境上。要完善收入分配制度, 建立科学的绩效考核机制, 向急诊科倾斜, 多劳多得, 创造良好的职业发展条件[3];持续打造和谐人际关系, 让护士得到同事、医院、社会支持, 心理压力得到疏导, 创建积极和谐的工作环境。组织健康的业余生活和家庭联谊活动, 展示护士才能, 相互欣赏, 相互鼓励, 相互感恩, 让护士得到精神上的慰藉和激励, 建立大集体“家”的温馨体验, 保持向上的生命活力、友好关系、正性情绪等, 提升护士的综合幸福指数, 使其更安心、更放心、更用心、更热心地投入工作。
3.2.2 加大急诊专科护士人才培养
通过专科护士培养、外送进修、学术交流、护理会诊、学术讲座等形式对急诊科护士进行培训, 提高岗位胜任能力和学术地位, 减轻心理压力, 实现职业成就和自我价值, 正性情绪得到正强化, 并外延到家庭, 对提高护士自我价值、生活满意、友好关系等具有实际意义。
3.2.3 合理的人力资源配置
急诊科护士配置不足现象凸显, 急诊科持续的大工作量、高风险、快节奏、高技术、频繁倒班等因素容易导致职业倦怠、负性情绪增多, 潜在影响健康状况。医疗机构应根据原卫生部《急诊科建设与管理指南 (试行) 》配备护理人员, 同时在配备时应根据急诊科工作特点选择心理品质成熟、性格开朗、应变能力强的护士。
3.2.4 树立先进典型
平凡的急诊护理工作中蕴藏着不平凡的护理人, 要善于宣传身边的具有闪光事迹的优秀护士, 树立典型, 发挥正能量。通过开设护理咨询专栏、评优评先、创建急诊特色护理小组、评选身边好人、建设道德讲坛等正性激励手段, 有助于提升急诊护士的职业综合幸福感。
3.2.5 完善多部门协调机制
急诊科工作面对人员复杂、涉及部门多, 健全高效的多部门协调模式对提高急诊科医疗服务能力和水平具有支持性, 能有效影响急诊科护士的心理反应, 利于护士幸福感的提升和维系。
急诊科作为展现医院综合实力的窗口科室, 护士的工作主动性直接影响到对危急重患者的救治效果, 护理管理者应重视急诊科护士的综合幸福感, 通过各种形式及时持续地进行干预, 提高护士的幸福感, 使其以更佳的工作状态为急诊患者服务。
摘要：目的 了解都江堰地区急诊科护士幸福指数现状, 探讨其改善措施。方法 采取偶遇抽样方法抽取四川省都江堰市市级医疗机构40名急诊科注册护士, 进行综合幸福问卷调查 (m ultiple happinessquestionnaire, M H Q) , 结果 基层急诊科护士幸福指数处于中等水平, 各维度水平由高到低依次为友好关系、自我价值、生命活力、生活满意、人格成长、健康关注、正性情感、利他行为、负性情感;幸福指数与综合幸福感呈正相关。结论 基层医院应针对急诊科工作特点采取适当措施以提高护士幸福指数, 进一步调动其工作积极性, 保证急诊服务的质量和水平。
关键词：急诊科护士,幸福指数,现状,对策
参考文献
[1]陈春江, 石顺松.提升护士幸福指数的探讨[J].咸宁学院学报 (医学版) , 2012, 26 (20) :54-55.
[2]孟润堂, 惠震, 黎媛, 等.基层护士幸福指数与工作满意度关系的研究[J].海南医学, 2012, 23 (13) :124-126.
地区发展指数 篇6
目前, 我国水体水质现有的监测方法包括人工采集水样和水质污染自动监测系统。人工采样方法所得水质指标精度高、耗费高、采样点布设数量有限、监测周期较长, 对于较大的水体, 这种监测方法难以有效的对整体水域进行监测, 不能满足对水质进行大尺度、动态的监测要求。水质污染自动监测系统具有很好的实时性、同步性, 但其精度较低, 价格昂贵, 长期使用运行成本高且故障率偏高[1]。
定量遥感是当前遥感发展的主要方向之一, 是利用遥感器获取的地表地物的电磁波信息, 在计算机系统支持下, 通过数学的或物理的模型将遥感信息与观察地表目标参量联系起来, 定量地反演或推算出某些地学、生物学及大气等目标参量[2,3,4]。现阶段水质定量遥感研究主要是通过测量各种水体的光谱特征, 用回归分析等方法建立遥感数据的多光谱反射率或波段反射率组合与水质参数之间的半经验模型, 并以此对水体水质参数进行定量反演。定量遥感可很好反应水质的空间分布情况, 精度尚可, 如与常规人工采样结合, 可解决库区、流域大面积水质监测问题。本文以大浪淀水库为研究对象, 基于TM数据研究水体高锰酸钾指数及氟离子浓度的定量遥感模型。
1高锰酸钾指数及氟离子浓度分析
大浪淀水库位于河北省沧州市, 地处沧县、南皮、孟村三县交界, 是一座大Ⅱ型平原水库。大浪淀库区面积16.89 km2, 最高蓄水位12.47 m, 库容1.003亿m3, 是一座典型的北方平原水库。该水库系天然洼地和农田改建而成, 是一座没有本流域径流直接流入的封闭式水库, 加之引蓄外源水途中又带入较多有机质, 蓄水后水库水体营养物质丰富, 水库水流动性极小, 水质属微污染水[5]。大浪淀水库建成后彻底解决了沧州市区人民长期饮用高氟水的历史难题, 成为沧州市主要饮用水水源地之一。
高锰酸钾指数CODMn是指单位水体中还原性物质在规定条件下被氧化时消耗氧化剂 (K2MnO4) 的量。CODMn常被作为反映水质受还原性物质污染程度的综合指标, 与水体中有机腐殖质含量较高有关, 是大浪淀水体污染的常规监测指标和重要的污染控制指标。本文采用大浪淀水库水质数据主要为2005年至2006年间的监测数据 (图1、2) , 采样间隔每周两次。从时间序列数据比较分析发现高锰酸钾指数年度内没有显著的季节性变化特征, 从图1中可以看出, 每年11、12月份蓄水结束后的冬、春季含量教高, 夏季较低, 秋季反弹; 8-9月份浓度较低。年际间没有规律性的变化特征。由于大浪淀水库水位较浅又不流动, 在夏季水温、光照条件适宜时, 藻类往往大量繁殖。
氟通常情况下为气体, 味臭, 性毒。特定的地质、水文、气候等自然界各种因素的共同作用, 会使环境富氟, 以离子形式出现于水源、食物和空气。居民如果长期饮用氟离子超标的水, 骨骼和牙齿受到影响, 出现的氟斑牙及氟中毒病, 危害人体健康。2005-2006年间从时间序列数据分析, 大浪淀水库氟含量年内没有明显变化, 含量在0.75～1.0 mg/L, 年际间没有规律性变化, 如图2所示。
2高锰酸钾及氟化物定量遥感模型的建立
2.1 TM遥感数据的预处理
本研究共购买大浪淀区域2005年至2006年间Landsat5 TM影像8幅。从遥感地面站购买的卫星遥感图片是只经过几何粗校正的产品, 不能够直接用于构建水质参数的定量遥感模型。对现有TM遥感影像必须进行预处理, 其目的在于校正变形的图像数据或低品质的图像数据, 以便更加真实地反映实地情况。只有预处理的遥感数据才能够提取多光谱信息, 参与定量模型构建。利用ENVI软件实现TM遥感数据预处理, 具体的步骤包括[6,7]:辐射定标、对原始图像数据的几何校正、大气校正, 最后可获得邻近像元的平均反射率。
2.2遥感模型的建立与验证
2.2.1 高锰酸钾指数定量遥感模型建立
定量遥感模型构建首先以具有代表性的输水口附近的采样点所得邻近像元各波段的平均反射率与同期高锰酸钾指数及氟离子水质参数进行相关性分析, 利用origin数据处理软件拟合单波段反射率、波段反射率组合与各水质数据, 建立水质参数和各波段放射率之间的定量遥感模型, 如表1所示。高锰酸盐指数与TM1、TM3 、TM5、 (TM1/TM5) 、 (TM3/TM5) 定量遥感模型;氟化物与TM1、TM5、 (TM1-TM5) 、 (TM1/TM5) 定量遥感模型。从表1可看出高锰酸钾指数与TM2/TM5波段组合相性最好, 氟化物与 (TM1-TM5) 波段组合相关性最好, 且均满足置信度α=0.05显著性检验。
2.2.2 高锰酸钾指数及氟化物定量遥感模型验证
为了验证水质定量模型的精度, 选取2007年5月12日陆地卫星过境时采集的TM影像作为试验对象。于当天采集了9个大浪淀水库水样, 测记各点大地坐标, 并将所有水样送检, 主要检验高锰酸钾指数和氟化物浓度。然后利用ENVI软件处理该日TM数据, 提取与9点对应坐标象元邻域内的各波段反射率平均值。利用表1中的定量遥感模型求得基于TM遥感数据的高锰酸钾和氟化物参数, 并与实测水质数据比较, 进而验证模型精度。TM3/TM5估测数据与实测高锰酸钾指数经对比分析, 高锰酸钾指数估测含量值与实测值进行检验平均偏差为17.1 %, 与实际水质基本相符。
TM1-TM5估测数据与实测氟化物浓度比对分析后两者平均偏差为14.7 %, 满足水质动态监测要求。
利用表1中TM3/TM5的定量遥感模型反演2007年5月12日高锰酸钾指数空间分布情况, 整体分布均匀, 变化幅度很小;利用表1中TM1-TM5的定量遥感模型反演2007年5月12日氟化物浓度空间分布情况, 整体分布均匀, 差异较小。
3 结 语
本文基于定量遥感理论和方法, 将TM多光谱遥感数据和同期大浪淀水库实测高锰酸钾指数及氟离子水质数据相结合, 探讨了ENVI软件处理多光谱水遥感图像的方法, 利用origin软件回归分析高锰酸钾指数和氟离子的定量遥感模型, 并反演验证模型精度。结果表明, 在高氟地区采用定量遥感手段对平原水库水质进行监测精度上是可行, 由遥感数据得到的大浪淀高锰酸钾指数及氟离子浓度的空间分布对水库空间动态监测也是有益尝试。
参考文献
[1]邓孺孺, 何执兼, 陈晓翔, 等.珠江口水域水污染遥感定量分析[J].中山大学学报, 2002, (3) :99-103.
[2]安永清, 高鸿用, 屈永华, 等.基于多时相遥感反射光谱特征的土壤盐碱化动态监测研究[J].中国农村水利水电, 2009, (11) .
[3]李小文, 刘素红.遥感原理与应用[M].北京:科学出版社, 2008.
[4]王桥, 杨一鹏, 黄家柱, 等.环境遥感[M].北京:科学出版社.2005.
[5]李少华, 李兰贵, 赵卫国, 等.大浪淀水库营养物质的来源变化特征及对水质的影响[J].水资源保护, 2004, (6) :49-51.
[6]童小华, 谢欢, 仇雁翎, 等.黄浦江上游水域的多光谱遥感水质监测与反演模型[J].武汉大学学报 (工学版) , 2006, 31 (10) :852-854.
地区发展指数 篇7
高技术产业研究与开发密集型产业, 其最大的特点就是高研发投入, 高创新性。目前, 我国高技术产品进出口总额已跃居世界第二位, 占我国进出口总值的比例已达30%。高技术产业发展对经济增长的带动作用日益增强, 大力发展对经济增长有突破性带动作用的高技术产业是实现我国经济持续、稳定、健康发展的重要战略举措。我国高技术产业的快速发展, 有力的促进了我国产业结构的调整和优化升级。但是, 我国高技术产业发展仍然面临着很多问题如技术创新不足, 研发能力不强, 相关产业人才短缺, 创新效率低下等, 因此, 提升我国各地区高技术产业的创新效率要对高技术产业的创新效率进行分地区评价。
不少学者从这个角度进行实证分析, 杜传忠、王金杰对我国23个省 (市) 、自治区的区域创新系统绩效进行实证分析表明:近年来, 全国总体创新绩效的提升主要得益于技术进步率的不断提高, 但不同区域的技术创新效率存在差别, 并提出进一步提高区域创新系统绩效的具体对策。电子科技大学邵云飞、唐小我运用聚类分析法对我国区域创新能力进行实证分析, 认为技术创新能力与经济发展程度有较强的相关性。张琦运用层次分析法考察了中部六省近五年来区域创新系统的运行绩效, 并进行了纵横向的分析比较, 指出中部崛起需要协调发展, 对中央和地方两级政府为促进中部的协调发展所应制定的方针政策, 提出了初步的构想。李庆东基于主成分分析的模糊综合评价方法对产业创新系统综合运行能力进行了分析。张宗益 (2006) 等利用此方法实证研究了我国的区域创新技术系统。白俊红 (2009) 等以1998-2007年我国30个省份的研发面板数据为样本, 应用随机前沿模型实证测算了各区域的研发创新效率。张国旺、李百洲构建了区域创新系统效率的评价指标体系, 并引入数据包络分析方法, 并将其作为评价区域创新系统效率的定量评价方法。根据构建的指标体系与C2R模型, 可以对区域创新系统的效率进行评价。
二、malmquist指数介绍
Malmquist指数首先是由瑞典经济学家和统计学家Sten.Malmquist (1953) 提出的, 后来被用于生产率指数, 结合DEA模型用来考察跨时期的生产率变化情况。在t时期的技术条件下, 用来表示t时期到t+1时期全要素生产率变化的malmquist指数是:
指数值大于1, 表示生产率提高, 小于1表示生产率的降低。在t+1时期的技术条件下, 用来表示从t时期到t+1时期全要素生产率变化的malmquist指数是:
将上述两个指数左右两段分别相乘, 可以得到一般意义下的malmquist指数:
这个Malmquist指数又可以分解为不变规模报酬技术效率变化指数 (effch) 和技术进步指数 (techch) 的乘积, 其分解过程如下:
techch指数测度了相应决策单元的生产可能性边界从t时期到t+1时期变化情况;effch指数测度了相应决策单元的技术边界从t时期到t+1时期的移动情况;技术效率变化指数 (techch) 还可进一步分解为规模效率变化指数 (sech) 和纯技术效率变化指数 (pech) 。从而有:
分解到的指数, 如果大于1, 则表示其促进了生产率的提高;如果小于1, 则表示其降低了生产率的发展。
三、效率评价指标选取和数据来源
(一) 评价体系的建立
对于高技术产业的创新资源投入, 可按其类型分为资金和人员两个方面。在创新过程中, 为了实现知识的增长或技术的突破, 资金投入的形式主要是R&D经费的投入。为了转化为现实的生产力, 资金的投入主要以技术改造、引进、消化吸收的资金为主。资源投入的另一个重要方面是人员投入。在创新的过程中, 知识增长或技术的突破主要依靠R&D人员的参与, R&D人员全时当量是一个重要的测量指标, 为了转化为现实的生产力, 则主要依靠其它从业人员。对于物的投入, 如购买实验设备和生产设备, 进行基础建设等等又可以由资金形式来表示。
创新的产出内容可分为两大类:
1. 创新的科技类产出。
在高技术产业活动中, 科技类产出主要的形式有两种:一是专利;二是非专利技术。专利是给予各种应用的科学技术知识的知识产权予以保护的法律形式, 是受到正式承认的创新产出;非专利技术是企业创新活动中产出的、不希望公开的技术诀窍, 也就是不用法律的形式保护自己的知识产权, 而是以商业秘密的形式进行自我保护。这些产出也就是企业自身的技术储备, 用以面对变化的市场环境, 保持自身的竞争优势viii。
2. 创新的效益类产出。
效益类产出又可分为经济类效益和社会类效益。企业是追求利润和创造利润的机器, 其存在的意义之一就是为股东创造价值。通过销售开发出的产品, 企业获得产品销售收入和利润, 政府获得税收, 股东获得分红, 员工获得工资, 这些都体现了可以量化的经济类产出;还有一类难以量化的效益, 就是社会类效益产出。高技术产业的创新活动不仅促进了本产业的发展, 而且通过技术的外溢性也可以带动其它产业或社会部门的发展。另外, 技术的发展还能改善我们的生态环境, 改善我们工作或学习环境, 增加我们的社会效益。本文的研究对象是研究高技术产业内创新的投入产出效率, 并且, 社会效益通常也难以量化, 因此, 涉及其它产业和部门的社会效益本文不计算在内。
结合相关对我国高技术产业效率评价指标文献的研究, 根据完整性、针对性、实用性、可行性和可操作性等原则, 本文选取人员投入和资金投入两个一级指标作为输入项, 科技产出和效益产出两个一级指标作为输出项。其中, 选取R&D人员全时当量和从业人员年平均人数作为人员投入的二级指标, 选取R&D经费内部支出和技术获取和改造经费支出为资金投入的二级指标, 选取专利申请数作为科技产出的二级指标, 选取新产品销售收入作为效益产出的二级指标, 具体指标列表如下:
(二) 数据来源
本文选取我国高技术产业1995-2011年的数据, 数据全部来自《中国高技术产业统计年鉴》。考虑到部分省市高技术产业统计数据不全, 故扣除东部地区海南一省, 中部地区的内蒙古一省, 扣除西部地区的重庆、西藏、青海、宁夏、新疆五省, 余下共24省市数据, 其中东部11省市, 中部8省, 西部5个省市, 组成24个决策单元, 对其进行研究。
研发活动R&D经费投入与产出成果时间之间具有明显的不一致性, 产出不能在投入的当年见效。本文选择高技术产业的滞后期为两年, 即R&D经费投入与产出之间的时间差为两年。也就是, 1997年的产出指标使用的是1995年的投入指标, 1998年使用的是1996年的投入指标, 以此类推。
四、实证分析
将选取的1997年到2011年我国高技术产业的地区时间序列数据, 代入DEAP2.1软件对我国高技术产业进行效率动态评价, 得到以上结果表2和表3:
(一) 纯技术效率分析
过去15年, 我国高技术产业分省效率评价的纯技术效率年平均值是1.004。纵向来看, 有7个年份的纯技术效率大于1, 其中进步最快的是2007-2008年和2001-2002年, 进步率分别为23.7%和13.9%。有7个年份的纯技术效率小于1, 退步最大的是2000-2001年, 为-16.3%, 其次是2010-2011年, 为-10.7%。横向来看, 过去15年东部地区高技术产业的平均值为1.010, 中部地区的平均值为0.999, 西部地区的平均值为1.004。东部地区纯技术效率变化指数小于1的有3个, 分别为河北、山东和福建, 其他8个的纯技术效率变化都大于1, 其中变化率最大的是辽宁, 为5.9%;中部地区纯技术效率变化指数大于1的有4个, 分别是黑龙江、安徽、湖北和湖南, 其中进步最大的是安徽, 为4.5%;小于1的也有4个, 分别为吉林、河南、江西和山西, 其中退步最大的是吉林, 为-3.6%。西部地区纯技术效率大于1的有2个, 分别为甘肃和贵州, 小于1的也有2个, 分别为山西和四川, 云南高技术产业的纯技术效率等于1。
注:所示Malmquist指数平均值均为几何平均值。
(二) 规模效率分析
过去15年, 我国高技术产业分省效率评价的规模效率平均值为1.011。纵向来看, 有5个年份的的规模效率大于1, 进步最大的2007-2008, 为28.8%, 其次是2001-2002, 为27%。有10个年份的的规模效率小于1, 退步最大的是2002-2003年, 为-21.6%, 其次为2000-2001年, 为-17.7%。横向来看, 东部地区高技术产业规模效率变化的平均值是1.003, 中部地区和西部地区的平均值都是1.018。东部地区高技术产业规模效率大于1的有6个, 分别是天津、河北、辽宁、江苏、上海和广西, 增长率最大的是江苏, 为2.3%;小于1的有4个, 分别是山东、浙江、福建和广东, 退步最大的是广东, 为0.6%;北京的高技术产业规模效率为1。中部地区高技术产业大于1的有6个, 分别是黑龙江、安徽、河南、湖北、湖南和江西, 其中增长率最大的是安徽, 为9.7%, 小于1的有两个, 分别为吉林和山西。西部地区高技术产业规模效率大于1的有4个, 分别为四川、甘肃、贵州和云南, 其中增长率最大的是甘肃, 为3.5%。小于1的有1个, 为陕西。
(三) 综合效率分析
过去15年, 我国高技术产业分省效率评价的综合效率的平均值为1.015。纵向来看, 其中综合效率大于1的有6个, 其中增长率最大的是2007-2008年, 为59.3%, 其次为2001-2002年, 为51.5%;小于1的有8个, 退步最大的是2000-2001年, 为-31.1%, 其次为2002-2003年, 为-22.5%。横向来看, 东部地区高技术产业综合效率的平均值是1.014, 中部地区的平均值为1.018, 西部地区的平均值为1.019。东部地区综合效率大于1的有6个, 分别为北京、天津、辽宁、江苏、上海和广西, 增长率最大的是辽宁, 为7.3%, 综合效率小于1的有5个, 分别是河北、山东、浙江、福建和广东。中部地区大于1的有6个, 分别是黑龙江、安徽、河南、湖北、湖南和江西, 其中增长率最大的是安徽, 为14.6%, 小于1的有2个, 分别是吉林和山西。西部地区大于1的有3个, 分别是甘肃、贵州和云南, 其中增长率最大的是甘肃, 为6.3%, 小于1的有2个, 分别是陕西和四川。
(四) 技术进步分析
过去15年, 我国高技术产业分省效率评价的技术进步变化的平均值为1.107。纵向来说, 过去15年, 有8个年份的的综合效率大于1, 其中综合效率增长率最大的是1999-2000年, 为98.2%, 其次为2000-2001年, 为60.1%;综合效率小于1的有6个, 退步最大的是2001-2002年, 为-39.9%。横向来看, 东部地区高技术行业技术进步变化的平均值是1.093, 中部地区的平均值是1.101, 西部地区的平均值是1.158。三个地区的所有省份都是高技术产业技术进步变化大于1的, 其中东部地区高技术产业技术进步最大的是广东, 为20.6%, 其次为北京, 为20.3%。中部地区高技术产业技术进步最大的是湖北, 为22.2%。西部地区高技术产业进步最大的是陕西, 为26.6%。
(五) 全要素生产率分析
过去15年, 我国高技术产业分省效率评价的全要素生产率变化的平均值是1.124。纵向来说, 过去15年, 有11个年份的全要素生产率变化大于1, 其中变化率最大的是1999-2000年, 为71.9%, 其次为2008-2009年, 为45.9%;有三个年份的全要素生产率小于1, 分别是2001-2002, 2005-2006和2009-2010年, 分别为-7.3%、-0.8%和-29.3%。横向来看, 东部地区全要素生产率变化的平均值是1.107, 中部地区的平均值是1.121, 西部地区的平均值是1.179。东部地区全要素生产率最大的是北京, 为24.8%, 其次是辽宁, 为18.9%;中部地区全要素生产率最大的是湖北, 为24.4%, 其次是22.3%;西部地区全要素生产率最大的是陕西, 为26.6%, 其次是云南, 为18.7%。
五、结论和建议
由以上的分析可以看出, 近些年来, 我国高技术产业发展较快, 大部分年份的效率都是增长的, 东部省份、中部省份和西部省份都取得了较快的增长, 但还是存在一些值得注意的问题:一是我国高技术产业这些年的进步大都源于技术进步, 综合效率的影响相对较小;其中, 技术进步主要源于规模效率的变化, 这说明我国的高技术产业的发展还是比较粗放的。二是我国高技术产业创新效率东部、中部和西部省份之间差别较大。东部省份高技术产业的创新效率主要是技术推动, 部分省份出现了规模收益递减, 中西部省份高技术产业的创新主要是规模推动, 技术进步不足。三是同一区域不同省份创新效率差异也比较明显。
针对各地区投入产出现状, 和本文的研究结果, 提出以下政策建议:一是东部地区提升创新效率的重点不是加大资源投入, 而是在于提升现有资源的配置效率, 对一些规模报酬递减的产业可以逐步向中西部转移, 便于提升我国高技术产业的整体竞争力。二是中部地区和西部地区整体资源投入偏低, 可以大力承接东部产业转移, 适当加大资源投入力度, 提升技术效率和规模效率, 发挥规模报酬递增的优势。三是我国高技术产业目前已经具备了一定的基础, 创新效率的提升不应只注重增加创新资源的投入, 而应逐渐转向创新的内生能力, 即注重创新资源的合理配置, 提升产学研各部门之间的相互配合, 提升区域内或产业内的创新效率。四是完善基础设施, 建立健全包括产业政策、技术中介、产权制度、科研体系、金融等在内的软环境, 把我国高技术产业内的各个主体系统的贯穿起来, 打造我国高技术产业创新系统, 从创新系统的层次着眼提升我国高技术产业的创新效率。
参考文献
[1]杜传忠, 王金杰.我国区域创新系统绩效分析[J].中国科技论坛, 2008 (11)
[2]张莹.区域创新环境、创新能力与创新绩效关系之实证研究[D].重庆大学硕士论文, 2009 (10)
[3]张琦.中部六省区域创新系统绩效的实证研究[D].合肥工业大学硕士学位论文
[4]李庆东.产业创新系统协同演化理论与绩效评价方法研究[D].吉林大学博士学位论文
[5]张宗益, 周勇.基于SFA模型的我国区域技术创新系统效率的实证研究[J].软科学, 2006 (4)
[6]白俊红, 江可申, 李靖.应用随机前沿模型评测中国区域研发创新效率[J].管理世界, 2009 (10)
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