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      基于聚類分析模型的區(qū)域經(jīng)濟差異性分析

      2021-07-11 10:55:16譚燕
      中國市場 2021年14期
      關鍵詞:聚類分析主成分分析

      [摘 要]我國各地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展過程中,經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調(diào)。適當?shù)膮^(qū)域經(jīng)濟差異能夠使資源得到合理的優(yōu)化和配置,促進經(jīng)濟的發(fā)展。區(qū)域經(jīng)濟差異過大,地區(qū)的基尼系數(shù)就會提高,容易造成社會矛盾,不利于和諧社會的建設。文章以四川省為研究對象,利用聚類分析和主成分分析法對區(qū)域的經(jīng)濟差異進行了實證研究。通過研究發(fā)現(xiàn),四川省區(qū)域經(jīng)濟差異性較大,有12個市(州)綜合經(jīng)濟發(fā)展得分為負數(shù),發(fā)展水平明顯較差,有6個市(州)經(jīng)濟發(fā)展綜合經(jīng)濟發(fā)展水平處于最低水平,僅有3個市(州)的綜合經(jīng)濟發(fā)展水平處于良好狀態(tài)。

      [關鍵詞]區(qū)域經(jīng)濟差異;聚類分析;主成分分析

      [DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2021.14.004

      1 引言

      世界各國在經(jīng)濟發(fā)展過程中都存在一定的區(qū)域經(jīng)濟差異,我國幅員遼闊,每個地區(qū)都擁有獨特的自然資源和文化背景,區(qū)域經(jīng)濟差異在我國尤為明顯[1]。

      區(qū)域經(jīng)濟差異對地區(qū)的發(fā)展有積極和消極的影響,要控制在一定的范圍內(nèi)。適度的區(qū)域經(jīng)濟差異的積極影響表現(xiàn)在,區(qū)域經(jīng)濟存在一定的差異,可以使一些地區(qū)獲得發(fā)展優(yōu)勢,吸引人才和資源的涌入,能夠?qū)Y源進行優(yōu)化和配置,促進經(jīng)濟的發(fā)展,經(jīng)濟發(fā)展較快的地區(qū)可以對其他的地區(qū)形成示范效應,激勵其他地區(qū)采取一定的政策促進經(jīng)濟發(fā)展[2]。

      然而,區(qū)域經(jīng)濟差異較大時,就會產(chǎn)生一系列的消極影響,過度的區(qū)域經(jīng)濟差異,各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調(diào),容易使各地區(qū)之間產(chǎn)生矛盾,不利于建設和諧社會[3]。

      因此,區(qū)域經(jīng)濟差異要控制在一定的范圍內(nèi),充分發(fā)揮區(qū)域經(jīng)濟差異的經(jīng)濟作用。

      四川地處中國西部,面積居中國第5位,轄21個市(州),是我國的資源大省、人口大省、經(jīng)濟大省,2017年地區(qū)生產(chǎn)總值在31個省市自治區(qū)中位列第6位,但區(qū)域內(nèi)部地形狀況、人口分布和經(jīng)濟規(guī)模差異很大。

      為了完成全面建成小康社會的目標,有必要對四川省區(qū)域經(jīng)濟差異進行分析,從定量角度測量四川省區(qū)域經(jīng)濟差異的程度。

      2 研究設計

      2.1 研究方法

      利用主成分分析法,對反映區(qū)域經(jīng)濟的13個指標進行降維處理,將13個指標轉(zhuǎn)化為2個主成分,并且這2個主成分涵蓋了大部分的原始信息[4]。

      聚類分析法,可以根據(jù)多個變量對樣本進行分類[5],按照提

      2.3 數(shù)據(jù)來源

      為了研究四川省區(qū)域經(jīng)濟差異,本文從《四川省統(tǒng)計年鑒》選取了2017年的數(shù)據(jù),結(jié)果如表2所示。

      3 實證分析

      3.1 主成分分析

      3.1.1 KMO和Bartlett檢驗

      運用SPSS 22.0軟件對四川省各市(州)2017年區(qū)域經(jīng)濟情況進行KMO和Bartlett檢驗,以檢驗能夠使用主成分分析對13個指標進行降維處理[7],檢驗結(jié)果如表3所示。當KMO檢驗的數(shù)值大于0.70,Bartlett檢驗的P值小于0.05,可以采用主成分分析對這些指標進行降維處理。本文KMO檢驗結(jié)果為0.712,Bartlett檢驗的P值為0.000,說明可以使用主成分分析方法對四川省的區(qū)域經(jīng)濟差異進行分析。

      3.1.2 提取主成分

      提取特征值大于1的主成分[8],利用SPSS22.0進行處理,結(jié)果如表4所示。本文將13個指標轉(zhuǎn)化為2個主成分,其中第1個主成分的方差貢獻率為65.44%,第2個主成分的方差貢獻率為21.52%,合計86.96%,說明兩個主成分包含86.96%的原始信息。

      為了保證各主成分的差異性,進行因子載荷矩陣的旋轉(zhuǎn)[9],結(jié)果如表5所示。

      可以看出,第1主成分主要在X2、X4、X8、X9、X10、X12、X13的載荷值較大,說明第1主成分主要社會發(fā)展水平有關。第2主成分主要在X1、X3、X5、X6、X7、X11的載荷值較大,說明第2主成分主要與反映經(jīng)濟發(fā)展水平的指標有關。利用SPSS22.0軟件計算成分得分系數(shù)矩陣[10],結(jié)果如表6所示。

      根據(jù)成分得分系數(shù)矩陣計算成分得分協(xié)方差矩陣,結(jié)果如表7所示??梢园l(fā)現(xiàn)兩個主成分的協(xié)方差為0,說明第1主成分和第2主成分不相關,2個主成分之間具有明顯得差異性,能夠從不同角度影響區(qū)域的綜合經(jīng)濟發(fā)展狀況[11]。

      3.2 聚類分析

      利用SPSS22.0軟件計算四川省各市(州)區(qū)域經(jīng)濟的第1主成分得分F1、第2主成分得分F2,并利用公式F=(65.44×F1+21.52×F2)/86.96計算綜合得分。利用系統(tǒng)聚類法,F(xiàn)1、F作為分類變量,將四川省各市州的區(qū)域經(jīng)濟分為5類,成分得分及聚類情況如表8所示。

      可以發(fā)現(xiàn),成都市在第1主成分和第2主成分的得分都是最高分,分別為4.1842和0.7243,綜合得分為3.3278,區(qū)域綜合經(jīng)濟發(fā)展水平排名第1;甘孜藏族自治州第1主成分和第2主成分的得分分別為-0.1697和-1.6173,其社會發(fā)展水平處于最低水平,綜合得分為-0.5280,區(qū)域綜合經(jīng)濟發(fā)展水平排名第21。

      通過聚類分析,第1類包含成都市1個地區(qū)。第2類包含自貢市、廣元市、遂寧市、內(nèi)江市、眉山市、廣安市、雅安市、巴中市、資陽市、阿壩藏族羌族自治州、甘孜藏族自治州、涼山彝族自治州12個地區(qū)。第3類包含攀枝花市1個地區(qū)。第4類包含瀘州市、德陽市、樂山市、南充市、宜賓市、達州市6個地區(qū)。第5類包含綿陽市1個地區(qū)。計算5個類別中各市(州)各主成分得分和綜合得分的均值,結(jié)果如表9所示。

      可以看出,第1類地區(qū)的第1主成分主成分和綜合得分最高,分別為4.1842和3.3278分,綜合經(jīng)濟發(fā)展水平最好。第3類地區(qū)的第2主成分得分最高,為3.2380分,社會發(fā)展水平較高,綜合得分為0.2863;第5類地區(qū)的第1主成分得分較高,為0.5370分,經(jīng)濟發(fā)展水平較高,綜合得分為0.2480,第3類地區(qū)和第5類地區(qū)主要差異存在于第1主成分和第2主成分,綜合得分相差較小。第4類地區(qū)的第1主成分和第2主成分得分均為負數(shù),綜合得分為-0.0258,綜合經(jīng)濟發(fā)展水平明顯較差。第2類地區(qū)的第1主成分和第2主成分得分均為負數(shù),綜合得分為-0.3089,綜合經(jīng)濟發(fā)展水平最差。綜合經(jīng)濟發(fā)展水平較好的第1類、第3類和第5類都分別只包含1個州(市),而第2類地區(qū)綜合經(jīng)濟發(fā)展水平最差,包含四川省的14個市(州),說明四川省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平存在很大差異。

      4 總結(jié)

      四川省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展嚴重不協(xié)調(diào),容易影響社會和諧,影響全面建設小康社會目標的完成。因此,四川省在經(jīng)濟發(fā)展過程中,要關注區(qū)域經(jīng)濟差異,使各區(qū)域之間協(xié)調(diào)發(fā)展,促進社會和諧。新時代四川省應緊扣成渝地區(qū)雙城經(jīng)濟圈國家戰(zhàn)略,省委提出的“‘一干多支發(fā)展戰(zhàn)略,構(gòu)建‘一干多支、五區(qū)協(xié)同區(qū)域發(fā)展新格局;全方位提升開放型經(jīng)濟水平,推動‘四向拓展、全域開放”,促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展,綜合經(jīng)濟發(fā)展水平落后的地區(qū)要向發(fā)展水平較好的地區(qū)學習先進的經(jīng)驗,通過經(jīng)濟發(fā)展獲得地區(qū)優(yōu)勢,增強城市凝聚力,使人才、技術、資金、信息等資源充分流動、聚集、整合。

      參考文獻:

      [1]王少劍,方創(chuàng)琳,王洋,等. 廣東省區(qū)域經(jīng)濟差異的方向及影響機制[J].地理研究,2013,32(12):2244-2256.

      [2]高翯,王士君,譚亮.東北振興以來吉林省區(qū)域經(jīng)濟差異的時空演變研究[J].地理科學,2017,37(11):1712-1719.

      [3]吳愛芝,楊開忠,李國平. 中國區(qū)域經(jīng)濟差異變動的研究綜述[J].經(jīng)濟地理,2011,31(5):705-711.

      [4]關偉,朱海飛. 基于ESDA的遼寧省縣際經(jīng)濟差異時空分析[J].地理研究,2011,30(11):2008-2016.

      [5]蔡安寧,莊立,梁進社. 江蘇省區(qū)域經(jīng)濟差異測度分析——基于基尼系數(shù)分解[J].經(jīng)濟地理,2011,31(12):1995-2000.

      [6]夏雪,韓增林,趙林,等. 省際邊緣區(qū)區(qū)域經(jīng)濟差異的時空格局與形成機理——以鄂豫皖贛為例[J].經(jīng)濟地理,2014,34(5):21-27.

      [7]葉信岳,李晶晶,程葉青. 浙江省經(jīng)濟差異時空動態(tài)的多尺度與多機制分析[J].地理科學進展,2014,33(9):1177-1186.

      [8]歐向軍,趙清. 基于區(qū)域分離系數(shù)的江蘇省區(qū)域經(jīng)濟差異成因定量分析[J].地理研究,2007(4):693-704.

      [9]楊智斌,曾先峰. 中國區(qū)域經(jīng)濟差異問題研究綜述[J].經(jīng)濟地理,2010,30(6):899-905.

      [10]趙玉芝,董平. 江西省縣域經(jīng)濟差異特征及其成因分析[J].人文地理,2012,27(1):87-91.

      [11]歐向軍,陳修穎. 改革開放以來江蘇省區(qū)域經(jīng)濟差異成因分析[J].經(jīng)濟地理,2004(3):338-342,360.

      [基金項目]本文系廣安市2020年黨史課題“廣安推進成渝雙城經(jīng)濟圈建設研究”(項目編號:2020-20);廣安市2020年社會科學規(guī)劃項目“‘雙城經(jīng)濟圈背景下創(chuàng)新深廣合作的路徑研究”(項目編號:2020-42)研究成果。

      [作者簡介]譚燕(1982—),女,重慶人,廣安職業(yè)技術學院經(jīng)濟管理學院講師,研究方向:國民經(jīng)濟。

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