本文首先通過對各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的概述，大致描述出我國省域經(jīng)濟的發(fā)展現(xiàn)狀。隨后為了更加全面地了解我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平以及比較分析地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異，首先建立各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的指標體系，運用因子分析的方法，對指標體系中的10項社會經(jīng)濟發(fā)展指標來進行主成分因子分析，得到了能夠很好解釋地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的三個主因子，分別為反映社會經(jīng)濟發(fā)展的均量因子、反映社會經(jīng)濟發(fā)展總量規(guī)模的因子以及反映人口自然增長方面的因子，并且得到了相對應的因子得分和綜合得分。之后利用聚類分析方法將我國各地區(qū)分別按照因子的綜合得分劃分為四個集團，分別為領先型集團、優(yōu)勢型集團、追趕型集團和落后型集團，分析四個集團中包含的區(qū)域及其特點，并且根據(jù)其特點給出提高其經(jīng)濟發(fā)展水平的相關建議。
　　
　　一、引言
　　
　　2005年，國務院發(fā)展研究中心報告指出“十一五”期間內地劃分為東部、中部、西部、東北四大板塊，并將四個板塊劃分為八大綜合經(jīng)濟區(qū)的具體構想。四大板塊的概念隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，時至今日已經(jīng)發(fā)生了一些變化，在原有的“四大板塊”的基礎上，又新增了“三個支撐帶”這樣的戰(zhàn)略，使得我國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展呈現(xiàn)出了新的形勢。“三個支撐帶”戰(zhàn)略主要是指：首先啟動實施京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略，其次推進發(fā)展長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略，最后著重發(fā)展“一帶一路”戰(zhàn)略，“三個支撐帶”戰(zhàn)略的提出在國內外引起了熱烈的反響。
　　
　　盡管我國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展存在著巨大的差距，我們也應該看到，在以上戰(zhàn)略的支持下，我國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展已經(jīng)出現(xiàn)令人驚喜的景象，在我國經(jīng)濟發(fā)展整體趨勢放緩的情況下，中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平雖然在總量上仍處于落后位置，但是在經(jīng)濟發(fā)展速度上卻處于領先位置，這就使得我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距繼續(xù)擴大的趨勢得到了緩解，同時也讓我們看到了保持我國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展的新方向，即當現(xiàn)有經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度陷入瓶頸的時候，著重加快落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度，或許可以為當前的經(jīng)濟注入新的活力。但是，我們也要注意到，在可喜結果的背后，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的問題仍然突出，這將會是一個長期性的問題，區(qū)域經(jīng)濟差距擴大的趨勢雖然有所減緩但并未停止，因而，縮短我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差距仍然需要長期堅持不懈的努力。
　　
　　二、文獻綜述
　　
　　盧卡斯（1988）研究了人力資本對經(jīng)濟增長的作用，認為均衡經(jīng)濟增長率等于人均人力資本的增長率。羅默（1990）的研究也證明了人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻：均衡經(jīng)濟增長率與人力資本存量成正比，與時間貼現(xiàn)率成反比，與R&D部門的生產(chǎn)率成正比。呂忠偉、李峻浩（2008）認為相較于中西部，東部地區(qū)的人力資本對全要素生產(chǎn)率和技術進步的提高具有重要的推動作用，從而造成了東部和中西部的經(jīng)濟發(fā)展差異。姚先國、張海峰（2008）認為人力資本對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響顯著，但與資本投資相比，人力資本的差異不是地區(qū)經(jīng)濟差異的主要因素。朱承亮、師萍（2010）對我國1998-2008年人力資本及其結構進行分析，認為人力資本存量對經(jīng)濟增長效率的改善力度不大，但是，在人力資本構成中，接受過高等教育的人力資本對經(jīng)濟增長效率的改善具有較大的促進作用，人力資本構成的經(jīng)濟增長效應是區(qū)域經(jīng)濟差異的主要原因。
　　
　　顏鵬飛、王兵（2004）利用DEA指數(shù)法對我國30個省（自治區(qū)、直轄市）的技術效率、技術進步對經(jīng)濟增長的貢獻進行測算，發(fā)現(xiàn)由于我國的技術效率的提高，全要素生產(chǎn)率也不斷提高，但是技術進步的減慢，導致了我國的區(qū)域經(jīng)濟差異。朱勇、張宗益（2005）構建了2000-2003年間的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平與技術創(chuàng)新能力的綜合數(shù)據(jù)，結果發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的貢獻率為0.8左右，而我國欠發(fā)達地區(qū)的技術創(chuàng)新水平遠低于發(fā)達地區(qū)，因此造成區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異越來越大。朱承亮（2009）運用隨機前沿模型分析我國1985-2007年經(jīng)濟增長效率，認為我國的技術效率水平偏低導致了技術進步對經(jīng)濟增長的貢獻較低，這也是區(qū)域經(jīng)濟差異的原因。
　　
　　魏后凱（2002）指出東，西部地區(qū)之間GDP增長率的差異主要是外商直接投資引起的，貢獻率大約為90%。張歡（2007）使用1986-2001年各省數(shù)據(jù)分析認為，三大經(jīng)濟帶的經(jīng)濟發(fā)展差異不斷擴大的原因是FDI的制度變遷效應和產(chǎn)業(yè)結構效應對東部地區(qū)的影響大于中西部地區(qū)，因此推動了東部地區(qū)的經(jīng)濟快速增長。許冰（2010）認為FDI是通過資本和技術對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用的，但是投資具有擠出效應，因而FDI能否促進經(jīng)濟增長要看對國內投資是否存在擠出效應。王成岐、張建華等（2002）認為FDI對東道主經(jīng)濟增長的作用顯著，F(xiàn)DI是通過技術水平和政策等影響經(jīng)濟增長的，在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，其技術水平高，F(xiàn)DI對于經(jīng)濟增長的影響更強烈；在經(jīng)濟落后地區(qū)則相反。
　　
　　李國平、范紅忠（2003）認為我國地區(qū)經(jīng)濟差異的主要原因是東部沿海地區(qū)在生產(chǎn)集中過程中沒有形成相應的人口集中，這種生產(chǎn)與人口的高度失衡造成了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差異。許召元、李善同（2008）認為區(qū)域間勞動力遷移可以縮小地區(qū)間生活水平的差距，但并不能縮小人均GDP的地區(qū)差距。
　　
　　錢納里、庫茲內茨、弗萊明、克拉克等認為產(chǎn)業(yè)結構的變動與經(jīng)濟增長有著密切的關系，同時也影響著區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。鐘學義、王麗（1997）從產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度入手，利用投入產(chǎn)出表定量地說明了產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間的關系。
　　
　　本文首先利用因子分析的方法來對2012年我國各地區(qū)的社會經(jīng)濟指標進行綜合分析，目的是提取能大致概括經(jīng)濟發(fā)展水平的幾個因子，并基于此對各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平進行相互比較和綜合評價，并對如何協(xié)調地區(qū)經(jīng)濟，縮短地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異提出一些合理化的政策建議。
　　
　　三、構建指標體系
　　
　　建立各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的指標體系，可以全面了解我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平以及地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異。考慮到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平涉及地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模、地區(qū)經(jīng)濟效益、人民生活水平、地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構以及地區(qū)人力資源等方面，根據(jù)建立評價指標體系的可操作性、可比性等原則，并結合文獻綜述和實際情況，本文設立了五項核心指標，并通過進一步的分解，找出影響各核心指標的次級指標，從而構成了研究我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的指標體系的框架。以我國各地區(qū)2012年的社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)為樣本，來綜合評價各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平及影響因素。
　　
　　體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展規(guī)模的指標：地區(qū)生產(chǎn)總值（億元），全社會固定投資（實際到位資金，億元）；
　　
　　體現(xiàn)地區(qū)的經(jīng)濟效益的指標：人均生產(chǎn)總值（元）；
　　
　　體現(xiàn)人民的生活水平的指標：城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資（元），城鎮(zhèn)居民消費水平（元），農(nóng)村居民消費水平（元）；
　　
　　體現(xiàn)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構的指標：第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)GDP比重（%）；
　　
　　體現(xiàn)地區(qū)的人力資源的指標：人口自然增長率（‰），高等學校學生人數(shù)（人），三種專利申請受理數(shù)；
　　
　　四、因子分析
　　
　　（一）獲取數(shù)據(jù)和數(shù)據(jù)處理
　　
　　根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計局公布的《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒2013》，獲得2012年評價各省區(qū)市經(jīng)濟發(fā)展水平的各項指標，見表1：
　　
　　本文對初始變量進行了相關性分析，因為因子分析首先需要初始變量之間具有較強的相關性，不然就不能也沒有必要概括出能夠反映共同特征的少數(shù)幾個公因子變量。SPSS軟件中包含多種檢驗變量之間相關性的方法，本文采用KMO檢驗法和Bartlett球度檢驗法，它是從變量的相關系數(shù)矩陣出發(fā)，根據(jù)相關系數(shù)矩陣的行列式得到檢驗的統(tǒng)計量，如果檢驗統(tǒng)計量的值較大，且其對應的P值小于顯著性水平（這里取0.05），則拒絕原假設，認為初始變量之間存在相關性，適合做因子分析，反之，則不適合做因子分析。
　　
　　用SPSS軟件運行，結果顯示KMO值為0.785，符合可行性標準，并且Bartlett球度檢驗的P值為0.000（<0.05），因而可以拒絕原假設，認為初始變量適合做因子分析。
　　
　　（二）因子提取
　　
　　盡管因子分析有多種確定因子變量的方法，但是大部分都使用主成分分析法，本文也使用主成分分析法。即首先選取方差較大的成分，之后選取方差次大的成分，依次進行，使因子分析能夠以較少的變量來反映初始變量的絕大部分信息。在因子分析中，主要通過對正交旋轉后的載荷矩陣的值進行分析，得到因子變量與初始變量之間的關系，從而對因子變量命名。本文使用方差最大法旋轉，讓每個因子上具有的最高荷的變量數(shù)目最小，簡化對因子的解釋。
　　
　　對原始數(shù)據(jù)運用SPSS進行標準化處理后，獲得公因子方差。方差由兩部分解釋：一部分是由各公因子決定的，稱為公因子方差，也叫共同度。另一部分是由特殊因子決定的，叫特殊因子方差。若公因子方差接近于1，則說明幾乎全部由公因子解釋。若特殊因子方差接近于1，說明幾乎全部由特殊因子解釋。由公因子方差的結果可以看出，公因子方差接近于1，這說明所選取的指標幾乎全部可以由公因子解釋。
　　
　　對數(shù)據(jù)運用SPSS標準化處理后，可以得到特征根及其累計貢獻率。結果顯示，這10個社會經(jīng)濟發(fā)展指標的協(xié)方差矩陣的特征根分別為5.318、2.524、1.053、0.375、0.272、0.201、0.095、0.072、0.061、0.028。前三個特征值的方差累計貢獻率已達88.947%，這表明前三個因子大體可以概括全部指標的信息，因而提取前三個特征值，首先得到未旋轉的因子載荷矩陣。未旋轉的因子載荷矩陣中因子前面的系數(shù)，是由主成分分析中因子的系數(shù)變換之后得到的，要變回主成分之中的系數(shù)，要除以相應的開平方根后的特征根，得到主成分分析中的系數(shù)。
　　
　　經(jīng)過簡單的計算后，可以得到相應的特征根大于1的主成分的表達式為：
　　
　　為了更好地對主因子進行提取，利用方差最大法對已經(jīng)得到的主因子再進行因子旋轉，結果見表2：
　　
　　由表2可知，第一主因子F1在城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資、第三產(chǎn)業(yè)占比、城鎮(zhèn)居民消費水平、農(nóng)村居民消費水平、人均生產(chǎn)總值、高校學校學生人數(shù)指標上有較大的載荷，這些是反映社會經(jīng)濟發(fā)展的均量指標，是評價地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平需要考慮的主要方面；第二主因子F2在地區(qū)生產(chǎn)總值、全社會固定投資、三種專利申請受理數(shù)指標上有較大的載荷，這些是反映社會經(jīng)濟發(fā)展總量規(guī)模的指標；第三主因子F3在人口自然增長率這一指標上有較大的載荷，這是反映人口自然增長方面的因素。
　　
　　作者： 吉林財經(jīng)大學統(tǒng)計學院 趙麗影 王曉麗