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1、第39卷第1期2018年1月财经理论与实践(双月刊)THE THEORY AND PRACTICE OF FINANCE AND ECONOM ICSVol. 39 No. 1Jan. 2018统计与信息基于PCA-熵权法的经济发展方式转变进程的综合测评来自湖南2001- 2014年的经验证据何菊莲,陈增民,李缘(湖南师范大学商学院,湖南长沙 410081) 摘要:基于主成分分析(PCA)与熵权相结合的方法,采用经济发展、社会发展动力、人与自然协调发展以及人的全面发展指标的源数据,测评湖南经济发展方式转变进程。结果表明:从2001- 2014年湖南经济发展方式转变进程综合指数评级依次为“较差中
2、等较好很好”,呈现良好转变趋势,在2014年取得报告期历年最高值,综合指数评级达到I级。PCA与熵权结合的方法能较好地保证评价结果的准确性,适用于经济发展方式转变进程的科学评价。关键词:经济发展方式转变;综合测评;PCA-熵值法中图分类号: F124 文献标识码: A 文章编号: 1003- 7217( 2018) 01- 0140- 07一、引言及文献回顾区域经济发展史表明:各地的经济发展必须根据其所处历史情境、地域经济发展实际情况及其约束条件选择匹配的发展方式,才能实现其经济、社会、人与自然以及人的全面发展目标。因此,从地域经济发展的阶段性特征视角测评其经济发展方式转变进程并据此提出合理的
3、政策建议,不仅为区域加快经济发展方式转变提供科学依据,具有较强现实意义,而且对于适应新形势要求,贯彻落实国家区域发展总体战略的思路和对策,优化区域经济发展方式转变格局,深化促进区域协同协调的理论与政策研究、推进区域创新理论问题与主体功能区制度理论研究、坚持共享发展理念、加强区域自我发展能力等基础理论研究具有重要价值。经济发展方式转变一词最早由霍利斯钱纳里( Hollis Cheney) 1提出,世界银行曾在题为东亚奇迹的报告中,使用过“ growth- pattern”一词,并把东亚国家(地区)分为“投资驱动型”和“效益驱动型”两种类型。 18世纪,英国经济学家亚当斯密首开了经济增长理论研究先
4、河。 20世纪60- 80年代,以美国奥尔多 W 舒尔茨 2为领军人物的经济学家们研究了现代经济增长的五大谜团。 20世纪90年代以后,国外理论界较为充分地认识到了经济增长方式问题(通过分析不同因素对经济增长的贡献来认识) 。此后,学者们高度关注经济增长方式问题,其研究由理论探讨深入到模型研究和实证分析,开始形成经济增长方式转变理论。国内的研究主要有: ( 1)经济发展方式转变的影响因素、动力及其机制研究:顾烨等认为,高校科研资源转化成果、人力资本、对外开放度、市场化程度都对发展方式转变有正向显著性影响 3 ;阳立高等认为新生代劳动力供给数量与质量上升均有利于产业升级 4 ;何菊莲等也实证分析
5、了教育对经济发展方式转变的动力及其机制 5 。 ( 2)经济发展方式转变的问题及其对策研究:吕政认为转变经济发展方式需解决速度与效益关系、增强创新能力、科技成果转化等突出问题 6 ;袁世一着眼于经济发展方式转变中的经济结构、资源稀缺、沉淀成本等问题,提出了创新性对策建议 7 ;任保平提出了通过再工业化促进经济发展方式转变的路径 8 。 ( 3)经济发展方式转变的创新驱动机制研究:王斌认为经济发展方式转变关键是从“引进式技术进步”到“原发性技术创新”的转变 9 ;石杰琳、秦国民( 2014)认为经济发展方式转变的前提和关键是政府角色转变和制度创新 10 ;黄宗远探讨了技术经济创新工程推动经济发展
6、方式转变的作用机理 11 。 ( 4)区域经济发展方式转变问题研究:李冬晓认为加快河南经济发展方式转变必须使消费真正成为持久动力 12 ;黄小勇、尹继东提出江西加快经济发展方式转变必须进行产业收稿日期: 2017- 06- 28基金项目: 湖南省社会科学基金项目( 13YBA238)作者简介: 何菊莲( 1963 ) ,女,湖南宁乡人,湖南师范大学商学院副教授,经济学博士,硕士生导师,研究方向:政治经济学。万方数据2018年第1期(总第211期)何菊莲,陈增民,李缘:基于PCA-熵权法的经济发展方式转变进程的综合测评创新、增强优势产业的国内国际竞争力 13 ;彭涛提出应以科学发展观指导湖南转变
7、经济发展方式 14 ;李奕陶认为东北经济发展方式转变必须优化升级产业结构、推进国企改革 15 ;白俊红、吕晓红提出我国在关注FDI数量扩张的同时,应更加注重其质量提升,借此助推经济发展方式转型升级 16 。综上,经济发展方式转变进程测评的本质在于充分了解其进程,找出其主要影响因素从而采取相应策略,促进经济可持续发展。在这一测评中,赋权是一项重要内容,对评价结果影响很大。直接运用主成分分析( PCA)对各指标进行赋权,存在赋权重复问题,导致评价结果有所偏差。而PCA-熵权法相结合的评价能较好地解决这一问题。为此,本文结合湖南省情,利用PCA法构建互不相关的若干主成分,对原始指标进行信息重叠处理,
8、构建测评指标体系,对湖南省2001- 2014年的统计数据进行全面测评,试图揭示湖南经济发展方式转变进程及其影响因素,为湖南的经济发展提供经验证据,为加速经济发展方式转变提出政策建议。二、湖南经济发展方式转变进程测评指标的构建参考相关学者的成果 17, 18 ,构建测评指标体系如表1所示。表1测评指标体系及说明一级指标( X)二级指标( Y)三级指标( Z)指标单位经济发展( X1)经济增长( Y1)GDP增长率移动平均值( Z1)地区GDP( Z2)人均GDP( Z3)%亿元千元产业结构( Y2)高新技术产业产值占工业总产值比( Z4)第三产业产值比例( Z5)第三产业的就业比重( Z6)%
9、 社会发展动力( X2)自主创新能力( Y3)对外技术依存度( Z7)R& D经费( Z8)R& D经费投入强度( Z9)R& D人员全时当量科技成果产出量( Z10)技术市场成交额( Z11)专利及发明专利申请受理数( Z12)%亿元项/百人亿元千项市场化程度( Y4)政府财政支出占GDP比重( Z13)非国有企业从业人员比重( Z14)私企产值占工业总产值比重( Z15)% 消费动力( Y5)消费率( Z16) % 公共服务与基础建设保障( Y6)拥有铁路里程/每万人( Z17)城市道路面积率( Z18)公共图书馆机构数( Z19)社区服务设施数( Z20)公里/万人%个个 人与自然的协调
10、发展( X3)能源可持续发展( Y7)单位GDP能耗(逆指标) ( Z21)吨标准煤/万元环境可持续发展( Y8)工业废水排放量( Z22)工业二氧化硫排放量( Z23)工业烟尘排放量( Z24)工业粉尘排放量( Z25)未被利用固体废弃物排放量( Z26)亿吨万吨万吨万吨万吨 人的全面发展( X4)居民生活质量( Y9)地区人口总数( Z27)地区就业人数( Z28)单位就业人员平均工资水平( Z29)社会保险参保率( Z30)具有高等学历人数比例( Z31)社会卫生支出个人负担比重( Z32)医院卫生院床位数/每万人口( Z33)万人万人元%张/万人居民收入分配( Y10)基尼系数(逆指标
11、) ( Z34)城镇工资总额占GDP比重( Z35)城乡人均收入比( Z36)% 141万方数据财经理论与实践(双月刊) 2018年第1期三、实证分析(一)数据来源及指标的选择与说明以湖南经济、教育、科技、人口、劳动等统计年鉴为主,结合湖南及全国的统计局网站等发布的数据。根据验证模型需求和实际数据的可获得性,确定报告的样本区间为2001- 2014年。(二)相关分析在测评前,先对各一级指标的相关性进行分析,结果如表2所示:四个一级指标之间均存在显著相关性。表2测评的一级指标的相关性指标经济发展社会发展动力人与自然协调发展人的全面发展X1 1X2 - 0. 659 1X3 0. 772 - 0.
12、 859 1X4 0. 996 - 0. 633 0. 737 1 表示p 0. 01, 表示p 0. 05。(二)主成分(PCA)分析首先,计算样本数据的协方差矩阵: = ( sij ) p p,其中: sij = 1n - 1nk = 1( xki - xi ) ( xkj - xj ) ; i, j = 1,2, , p。其次,求出的特征值 i及相应的正交化单位特征向量ai ,原变量的第i个主成分F i为a iX 。主成分的方差贡献率反映信息量的大小: i= i/ mi= 1 i。再次,选择主成分:即F1 , F2 , , Fm,通过方差累计贡献率G( m)确定Fm中的m: G( m)
13、= mi= 1 i/pk= 1 k。最后,计算主成分的载荷与得分: l( Zi , Xj ) = iaij (其中i = 1, 2, , m; j = 1, 2, , p) ;计算研究对象在m个主成分上的得分: Fi = a1iX1 + a2iX2 + + apiXp, ( 1, 2, , m) 。从表1可知,原变量较多且指标之间可能存在相关性,因而先通过PCA方法对原变量进行降维,然后提取主成分,再用熵权法对各主成分赋权,通过比较权值进一步研究各主成分对经济发展方式转变的影响。运用SPSS20. 0软件对报告期湖南省经济发展方式转变进程各指标数据进行PCA分析。1.各二级指标的PCA分析结果
14、。先对各二级指标数据进行KM O和Barlett球度检验。结果见表3。表3测评的二级指标KM O- Barlett球度检验结果二级指标KM O Bartlett主成分特征值解释总方差/ % PY1 0. 500 13. 665 1. 834 91. 691 Y2 0. 648 58. 214 3. 129 85. 216 Y3 0. 653 72. 663 3. 544 88. 605 Y4 0. 770 50. 977 2. 868 95. 614 Y6 0. 769 31. 928 3. 092 77. 309 Y8 0. 656 66. 651 3. 463 69. 251 Y9 0.
15、648 118. 095 3. 773、 1. 160 98. 653 Y 10 0. 614 23. 219 2. 351 85. 381 注: 表示P 0. 001, 表示P 0. 01, 表示P 0. 05。表3中的P值表明相关系数矩阵与单位矩阵有显著差异,同时KM O值表明均适合进行PCA分析。通过PCA法选取符合要求的主成分,再用载荷矩阵的数据除以主成分对应的特征值开平方根,得到主成分中每个指标对应的系数,最终计算得到各二级指标的综合评价函数,从而计算出2001- 2014年各二级指标的评分值,结果见表4 。表4测评的2001- 2014年各二级指标分值年份Y1 Y2 Y3 Y4 Y
16、5 Y6 Y7 Y8 Y9 Y102001 - 0. 759 - 3. 553 - 2. 044 - 2. 831 1. 363 - 0. 898 0. 016 0. 639 - 2. 127 0. 5822002 - 1. 432 - 2. 374 - 1. 995 - 2. 194 1. 279 - 1. 528 - 0. 211 0. 357 - 1. 717 0. 4192003 - 1. 527 - 2. 112 - 1. 513 - 1. 721 0. 999 - 1. 772 - 0. 512 0. 369 - 1. 108 0. 3142004 - 1. 581 - 1. 49
17、9 - 1. 522 - 1. 589 0. 924 - 1. 878 - 0. 690 1. 772 - 0. 912 0. 7472005 - 1. 290 - 0. 585 - 1. 265 - 1. 225 0. 656 - 1. 693 - 0. 662 2. 233 - 0. 646 0. 9842006 - 1. 346 - 0. 239 - 0. 721 - 0. 383 0. 493 - 1. 398 - 0. 979 2. 628 - 0. 227 0. 6742007 - 0. 295 0. 397 - 0. 786 - 0. 031 0. 388 - 0. 065 -
18、0. 854 1. 619 0. 091 1. 2222008 - 0. 042 1. 019 - 0. 605 0. 355 - 0. 009 - 0. 427 - 0. 690 0. 914 0. 454 1. 2312009 0. 590 1. 158 - 0. 411 0. 785 - 0. 419 - 0. 885 - 0. 416 - 0. 270 0. 731 0. 8772010 1. 092 1. 049 0. 500 1. 080 - 0. 732 1. 281 - 0. 174 - 0. 475 0. 604 0. 7902011 1. 169 1. 358 1. 365
19、 1. 498 - 1. 121 1. 337 - 0. 062 - 1. 376 0. 957 0. 2852012 1. 548 2. 061 2. 256 1. 859 - 1. 255 2. 302 1. 353 - 2. 543 1. 101 - 1. 7682013 1. 962 1. 839 3. 066 2. 065 - 1. 291 2. 645 1. 780 - 2. 934 1. 242 - 2. 8882014 1. 913 1. 481 3. 673 2. 335 - 1. 274 2. 979 2. 101 - 2. 934 1. 557 - 3. 470241万方
20、数据2018年第1期(总第211期)何菊莲,陈增民,李缘:基于PCA-熵权法的经济发展方式转变进程的综合测评由表4可知, Y1、 Y2、 Y3、 Y4、 Y6、 Y9的评分值逐年稳步上升,表明湖南的经济发展不仅重视数量更注重质量(产业结构优化升级、提升自主创新能力、提升居民消费动力、加强基础建设保障和公共服务、重视居民生活质量等) ,取得良好效应;同时也反映出不足:Y7、 Y8的评分值呈现先增后减趋势,这主要是由于GDP是我国一贯衡量地方政绩的主要指标之一。可见,地方政府更多地关注短期产值,较少关注单位产值的能耗材耗问题,轻经济、社会、环境、生态的协调平衡,结果是省内生产总值增长率上去了,而经
21、济结构效益及环境和生态质量未能同步发展。2.各一级指标的PCA分析结果。利用表4的数据对一级指标进行KM O和Barlett球度检验后,进行PCA分析,得到各一级指标评价函数,进而得到2001- 2014年各一级指标评分值,结果如表5。由表5可知: 2001- 2014年湖南各一级指标分值总体上呈逐年递增趋势。四个一级指标评分值由负转正年份分别为2007、 2009、 2010和2009年,表明湖南经济发展方式转变进程在这几个时间节点上取得关键性突破。运用SPSS软件,对表5的数据进行KM O- Bar-lett球度检验, P值和KM O值均表明适合进行PCA分析。分析结果如表6所示。由表6可
22、知,前三个主成分可完全代表测评的36个指标所包含的信息,因而选取三个主成分。利用因子载荷矩阵和特征值,计算特征向量矩阵后,可得出三个公因子方程式。由三个公因子方程可知,第一主成分主要在Z2 、 Z3 、 Z8 、 Z9 、 Z12 、 Z29 、 Z30 、Z33 、 Z 34上有较大载荷,命名为经济社会发展综合因子;第二主成分在Z27 、 Z 32、 Z36上有较大载荷,命名为人的全面发展因子;第三主成分主要在Z1 、 Z5 、Z11 、 Z2上有较大载荷,命名为经济技术与能源协调发展因子。表5测评的2001- 2014年各一级指标分值年份X1 X2 X3 X42001 - 1. 817 -
23、 2. 319 - 0. 231 - 1. 5762002 - 1. 697 - 2. 252 - 0. 285 - 1. 2482003 - 1. 642 - 1. 911 - 0. 502 - 0. 8262004 - 1. 425 - 1. 866 - 1. 161 - 0. 9052005 - 0. 907 - 1. 504 - 1. 316 - 0. 8502006 - 0. 799 - 0. 946 - 1. 691 - 0. 4502007 0. 005 - 0. 433 - 1. 219 - 0. 5072008 0. 385 - 0. 172 - 0. 835 - 0. 28
24、82009 0. 771 0. 086 - 0. 192 0. 0452010 0. 989 1. 180 0. 057 0. 0072011 1. 153 1. 746 0. 479 0. 4572012 1. 632 2. 428 1. 922 1. 4922013 1. 759 2. 819 2. 373 2. 0952014 1. 591 3. 146 2. 599 2. 556表6主成分分析解释的总方差成份 初始特征值 提取平方和载入 旋转平方和载入 合计方差/%累积/ %合计方差/ %累积/ %合计方差/ %累积/ %1 26. 407 73. 353 73. 353 26. 40
25、7 73. 353 73. 353 20. 514 56. 982 56. 9822 4. 756 13. 210 86. 564 4. 756 13. 210 86. 564 5. 803 16. 120 73. 1033 1. 720 4. 777 91. 340 1. 720 4. 777 91. 340 5. 719 15. 887 88. 9894 1. 153 3. 204 94. 544 1. 153 3. 204 94. 544 2. 000 5. 555 94. 544注:单位GDP能耗和基尼系数等逆指标通过倒数形式反向计分;因子数的选取因篇幅限制只取符合特征根判别标准的个数
26、。最终计算得到测评综合评价函数 ,将表5的数据代入函数式中,可得出2001- 2014年各年度综合测评分值如表7所示。由表7可知, 2009年是湖南经济发展方式转变进程非常重要的一年,这一年综合评分值由负( - 0. 308)转正( 0. 259) 。之前,湖南经济发展方式转变进程评分值每年虽呈逐渐上升趋势,但整体评分值仍在0以下,这是因为2008年金融危机后,湖南的经济注重技术创新驱动,加快了经济发展方式转变步伐,迈出了转变进程中的重要一步。表7 2001- 2014年各年度综合测评分值年份2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007综合评分值F - 2. 013 -
27、 1. 834 - 1. 623 - 1. 788 - 1. 532 - 1. 306 - 0. 738年份2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014综合评分值F - 0. 308 0. 259 0. 699 1. 239 2. 515 3. 069 3. 362(三)熵权的确定为综合测度湖南经济发展方式转变的综合水平和演变过程,以下采用36个指标的原始数据,根据熵值法计算公式对各评价指标权重、各评价指标得分及演变态势进行测算。首先,计算测评指标权重。具体步骤为:先设定341万方数据财经理论与实践(双月刊) 2018年第1期评价对象i ,评价指标j ,被评价对象ejj
28、 =- kmi= 1Pij ln Pij , ( j = 1, 2, , n)的值记为: w( 0)j =( 1 - ej ) / ( n - nj = 1ej ) ( i = 1, 2, , m; j = 1, 2, ,n) ,则形成的原始数据矩阵为:X =x11 x12 x1nx21 x22 x2n xm1 xm2 xmn其中, Xij为第j个指标下的第i个被评价对象的值。其次,对标准化后的指标进行规范化处理,计算第j项指标下第i个评价对象对应的指标比重: Pij= yij/ mi= 1yij ,其中i = 1, 2, , m; j = 1, 2, , n; yij为第i个评价对象的第j个
29、评估指标值。再次,计算第j项指标熵值: eje j = - kmi= 1Pijln Pij , j = 1, 2, , n 。最后,定义权重: w( 0)j = ( 1 - ej ) / ( n- nj = 1ej ) 。其中, w( 0)j是熵权法确定的指标权重。使用PCA法对经济发展方式转变进程测评各三级指标降维后,通过熵权法对三个主成分进行赋权处理,即可得到各主成分所占权重(如表8所示) 。表8测评的各主成分权重主成分经济社会发展综合人的全面发展经济技术与能源协调发展熵权0. 474 0. 322 0. 204表8中经济社会发展综合主成分权重最大( 0. 474) ,说明它对转变进程有显
30、著推动作用。人的全面发展权重为0. 322,说明湖南的经济发展方式在朝以物为本向以人为本的趋势转变。可见,加快经济发展方式转变进程,必须进一步强化经济技术与能源的协调发展。(四)综合指标评级和各维度及综合水平测评1.综合指标评级。将三个主成分分值作为新变量代入熵权法,计算2001- 2014年转变进程的综合指数(综合指数级数越高,表明转变状态越好) 。具体结果如表9所示。由表9可见, 2001- 2014年湖南经济发展方式转变进程综合指数评级从“较差中等较好很好”逐渐好转。虽然金融危机前后几年有波动,但是幅度较小,说明湖南经济发展方式转变进程的良好势头趋于稳定,并在2014年取得报告期历年最高
31、值,综合指数级数达到I级。表9 2001- 2014年转变进程综合指数评级年份综合评价值评级状态2001 0. 208 IV较差2002 0. 252 IV较差2003 0. 460 III中等2004 0. 568 III中等2005 0. 688 II较好5006 0. 666 II较好2007 0. 591 III中等2008 0. 535 III中等2009 0. 622 II较好2010 0. 595 III中等2011 0. 444 III中等2012 0. 569 III中等2013 0. 731 II较好2014 0. 888 I很好2.各维度及综合水平测评。根据统计软件SPS
32、S自动生成的指标数据的标准化值,得出得分系数矩阵,由前文的计算公式及各个因子权重(见表8) ,得出报告期历年转变进程测评的各维度及综合水平得分,见表10。表10转变进程各维度及综合水平得分年份综合水平经济发展 社会发展动力 人与自然协调发展 人的全面发展 得分比重得分比重得分比重得分比重2001 0. 063 0. 009 14. 83 0. 024 38. 90 0. 015 24. 22 0. 014 22. 052002 0. 063 0. 010 15. 57 0. 024 38. 18 0. 015 23. 50 0. 014 22. 752003 0. 062 0. 010 16.
33、 49 0. 025 39. 89 0. 013 20. 22 0. 014 23. 402004 0. 063 0. 011 17. 93 0. 025 39. 43 0. 012 19. 12 0. 015 23. 512005 0. 064 0. 012 18. 16 0. 026 41. 04 0. 011 17. 70 0. 015 23. 102006 0. 068 0. 012 18. 21 0. 027 39. 64 0. 013 19. 64 0. 015 22. 512007 0. 071 0. 013 17. 69 0. 028 39. 66 0. 014 19. 97
34、0. 016 22. 682008 0. 075 0. 013 17. 39 0. 029 38. 55 0. 016 21. 78 0. 017 22. 272009 0. 077 0. 014 17. 91 0. 030 39. 14 0. 016 21. 16 0. 017 21. 792010 0. 079 0. 013 16. 91 0. 031 39. 09 0. 018 22. 20 0. 017 21. 802011 0. 082 0. 014 16. 92 0. 032 39. 60 0. 017 21. 06 0. 018 22. 412012 0. 085 0. 014
35、16. 78 0. 034 39. 63 0. 017 20. 62 0. 019 22. 972013 0. 087 0. 015 16. 71 0. 034 39. 39 0. 018 20. 19 0. 021 23. 722014 0. 086 0. 015 16. 71 0. 034 39. 39 0. 018 20. 19 0. 021 23. 72441万方数据2018年第1期(总第211期)何菊莲,陈增民,李缘:基于PCA-熵权法的经济发展方式转变进程的综合测评由表9、表10结合原始数据可知, 2001年以来,湖南的经济发展方式已经朝经济、社会、人与自然、人的全面发展的优化方向
36、发展。 ( 1)产业结构优化升级方面, 2001 - 2014年,我省的产业结构优化升级进程较快: Z4指标2001年的比重为14. 49% ,之后快速上升, 2014年达到44. 4% ,表明第二产业内部的结构优化进程较快; Z6指标数值的增加( 17. 2% 35. 2% ) ,表明第三产业的就业比重明显提高。 ( 2)社会发展动力方面,自主创新能力不断提升。这具体表现为: 2001年以来,对外技术依存度( 39. 79% 15. 38% )大幅下降;技术市场成交额( 10. 95亿 67. 06亿元)上升较快;专利及发明专利申请受理数( 0. 41 0. 42千项)不断增加; R& D人
37、员全时当量科技成果产出量( 0. 54 1. 36项/百人)大量增加,每百人R& D人员全时当量增长2倍多。但是消费动力( 69. 6% 48. 1% )持续减弱,说明消费动力不足,这也是影响加快经济发展方式转变进程的重要因素之一。 ( 3)在资源和环境的可持续发展方面,近十五年的每万元GDP能耗( 1. 153 0. 65吨标准煤/万元)下降幅度较大,传统三废(废水、二氧化硫、烟尘粉尘)的排放已得到基本控制,环境的可持续发展能力有所改进,但是未被利用固体废弃物排放量的排放量近四年又呈回头趋势,仅2014年就高达2076万吨。说明只有不断促进技术进步,实行两型发展方式才能得到有效解决。 ( 4
38、)在人的全面发展问题上, 2001年以来,单位就业人员平均工资水平( 8128 47117元/年)大幅提升;具有高等学历的人数比例( 3. 9% 15. 9% )逐年稳步上升(即2014年具有高等学历的人数比例是2001年的4倍) ;居民的医疗保健方面,政府在不断减轻居民医疗负担,提高居民医疗保障水平,具体体现为社会卫生支出个人负担比重逐年下降,医院卫生院床位数/每万人口逐年上升;社会保障方面,参加基本社会保险的比例( 40. 78% 95. 0/ % )逐年上升。同时,数据也显示出我省的社会收入分配不公(收入差距已过警戒线0. 4、城乡人均收入比值在3. 5上下)与社会财富两极化严重。四、政
39、策建议通过以上分析及结论,提出政策建议如下: ( 1)提升自主创新能力,优化产业能源结构。一是减少产业对能源的依赖,加快改造传统产业,发展创新具有竞争力的产业,利用地方优势,发展高新技术产业与现代服务业成为现代产业体系的主体。这是我省加快转变进程的突破点。二是优化能源结构,着力构建有机、生态、高效的现代化产业体系,发展循环经济。这是我省加快转变进程的根本途径。 ( 2)注重研推高新技术,寻求新的发展动力。一是将高新技术研发推广利用纳入我省科技规划和相关科技计划,加快研发先进技术,推进技术产业化。二是重视高新技术的研发和技术储备,包括注重开发推广对经济发展方式转变有重大带动作用的共性和关键链接技
40、术,从而为加快经济发展方式转变进程提供强有力的技术支撑。三是着力发展高新技术产业,注重提高产品的科技含量和知识含量,并使之成为经济发展方式转变的新的经济增长动力。四是充分挖掘我省科教资源和人才资源潜力,加大自主创新和人才开发力度,通过自主创新,发展具有自主知识产权的高新技术,实现经济发展方式由主要依靠投资驱动向主要依靠高新技术驱动转变。注释:因篇幅限制,省略具体函数式及计算过程,下同。因篇幅限制文中未作报告。参考文献: 1 霍利斯钱纳里.工业化和经济增长的比较研究 M .上海:上海人民出版社, 1989. 2 Schultz T W . Investment in human capital
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42、, 2008( 3) : 10- 12. 7 袁世一.经济发展方式转变与科技发展面临的问题及措施研究 J .理论界, 2014( 11) : 47- 52. 8 任保平.新常态下以再工业化推进经济发展方式转变的路径选择 J .社会科学辑刊, 2015( 3) : 88- 93. 9 王斌.转变经济发展方式 从“引进式技术进步”到“原发性技术创新” J .生产力研究, 2013( 2) : 19- 22. 10石杰琳,秦国民.经济发展方式转变与政府转型:角色转变和制度创新 J .中国行政管理, 2014( 11) : 43- 47. 11黄宗远.技术经济创新工程推动经济发展方式转变的作用机理 J
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45、01- 2014HE Julian, CHEN Zengmin, LI Yuan( College of Commerce , Hunan Normal University , Changsha, Hunan 410081, China)Abstract: In order to evaluate the process of Hunan economic development mode transition inreport period, the index of economic development, social development power, coordinated g
46、rowthbetween nature and humanity, all- round development of human beings has been used in this pa-per. The combination of PCA with entropy weight has been used in process evaluation. The re-sults indicate that from 2001 to 2014, the change of composite index of process evaluation of Hu-nan economic development pattern transition has shown a good and steady transforming trend.The level of comprehensive index is I and the numerical value of it has reached the maximum in2014. The results also suggest that the new method