序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇經濟統計與分析，期待它們能激發您的靈感。

篇1

關鍵詞：統計經濟信息 內容完善 統計技術

引言

在當前網絡信息時代，信息的作用不言而喻，往往成為各行業發展的關鍵。統計經濟信息指的是對經濟領域進行搜集統計的信息數據，反映了經濟運行情況，可以幫助相關人員實時了解市場經濟變化，掌握經濟動態，從而及時調整戰略，維護國民經濟穩步前進。其作用如此重要，而內容涉及諸多方面，如何完善內容就顯得非常關鍵。統計信息的最終目的是應用，根據信息所反映的情況，對實際經濟發展進行調整，解決出現的問題，所以要對內容加以合理利用，使其作用得到最大發揮。

1、關于統計經濟信息的內容完善

經濟決定著上層建筑，尤其是在當下市場經濟環境下，各國都極為重視經濟發展。每天都在發生著各種經濟活動，產生大量的經濟信息，相關部門對這些信息進行采集、處理、分類，最終做成報表。經濟報表較為直觀，方便工作人員查看，根據報表內容了解經濟活動規律，以及各項巨細，用于國家或企業分析并改變策略。如今進入了信息時代，世界一體化格局已形成，經濟活動更為頻繁，而且往往涉及商品市場、勞動市場、技術市場等，范圍較廣，內容復雜，共同組成了經濟信息內容。從微觀角度看，這些內容包括企業占的市場份額、產品價格，以及相關的附加價值等。以建筑項目為例，建筑面積、投資成本、周圍環境等信息都必須提前統計，如此才能制定合理可行的方案。

我國正處于經濟轉型期，過去的計劃經濟已不適應現在發展的要求，必須逐步過渡為市場經濟。從宏觀角度來看，經濟信息包括貨幣流通、市場分配、投資信息，以及人們的生活水平和消費狀況，深入了解這些信息，才能抓住經濟發展的重點，制定相應的計劃和對策，促進我國經濟平穩發展。相比于企業公司，國民經濟體系龐大，內容紛繁復雜，經濟規律和動態更難掌握，需要切實統計所有方面，確保信息的完整性、及時性和真實性，作為政府經濟決策的主要依據，使得我國經濟能夠正常運轉。以建筑行業為例，必須樹立科學發展觀，從長遠利益加以考慮，包括行業的穩定、資金的分配周轉等。這些信息或多或少都能反映出經濟規律及其運行特征，對建筑行業發展和國家經濟管理都大有裨益。

隨著社會的進步發展，行業越來越多，分工越來越細，且還有很多新產業不斷涌出。傳統的有農業、工業、運輸業等，新的有快遞、自媒體等。這些產業使得統計經濟信息內容更為給豐富，而統計部門為盡快適應各種變化，對其靈活性也要求極高，必須跟緊時代潮流，及時調整統計信息內容。同時還要創新統計方法、統計手段，用于更準確地分析我國經濟的組成結構、現狀和未來趨勢，從而為實現行業長久發展做準備。再者，市場經濟復雜多變，統計部門更應謹慎，對新興產業多加關注，做好統計工作，盡可能全面地搜集相關信息，對新興產業有全面的了解。所以，各行業在重視技藝方法更新的同時，還要隨時關注國家政策。

2、關于統計經濟信息的內容利用

統計經濟信息通常包括三部分：第一，一般性基本信息，主要是對統計對象有初步了解；第二，科研信息，比較專業，傾向于對統計對象的科學研究；第三，統計工作的統計信息。不管是何種信息，搜集統計的目的是加以利用，發揮信息的價值，將其用于實際生活生產中，運用于國家經濟管理，維護各行業秩序穩定，促進國民經濟穩步前進。所以，如何利用就顯得無比關鍵，必須探討出較為科學可行的方法和途劍使得各類報表、報告都能發揮最大作用。

不管是國家還是企業，為提高經濟管理質量，至少應做到以下幾點：

首先，成立專門的統計機構，并安排專業統計人員負責，統計機構內部要明確分工，確保每個人員都能做好自身工作。完善管理體制，根據實際情況，綜合考慮相關因素，科學合理地制定統計指標體系。同時，加大研究力度，整合不同的統計經濟信息，展開綜合分析，完善此方面的理論體系。管理方面需改傳統的上下級制度為扁平化模式，上下級制度往往需要經過多道程序，很容易導致信息滯后，而且不方便各職能部門的交流。扁平化模式則使得各職能部門增進了解，互相交流，從而建立起內部聯系，有利于信息的擴散和搜集，確保信息的完整性和及時性。

其次，統計指標體系非常重要，既要符合國家經濟特征，又要滿足行業要求。所以在設置時，需從全面考慮，保證指標體系的完整性。以各企業為例，在經濟管理中，就應搜集企業的全部信息，還要統計區域經濟發展情況，以及國家政策等因素，而且各項指標越細越好。市場經濟在不斷變化，企業發展過程中也難免遇到各種變動，這就要求把握動態，根據具體的變化對指標體系進行及時調整。調整并不是說不重視質量，相反要建立在規范性的基礎上，包括指標的名稱、統計口徑、信息來源等，都應加以規范，確保各項指標都科學合理。建立指標體系是為了更好地用于實踐，所以必須能夠客觀真實地反映企業當前的水平。

此外，隨著經濟信息的增多，統計和整合分析的工作量更大，這就要引進現代化技術，運用先進的計算機設備和統計方法，以提高工作效率和統計分析的準確性。同時，還要對統計人員進行專業培訓，提高統計人員的專業技能和綜合素養。比如，建立起健全的統計信息網絡，實現主要數據信息的及時更新，加快企業統計信息網絡與部門統計網絡的連接，實行企業聯網直報。建立數據庫，用于存儲相關報表信息和各類數據，及時反映企業的發展狀況。

3、結束語

統計經濟信息對企業和國家發展都非常重要，能夠反映出國家經濟和企業的發展現狀，包括規模結構、管理質量、資金運行情況等。隨著社會的發展，許多新行業產生，而且分工越來越細，相應的經濟信息數據更多。統計部門應及時更新信息，完善信息內容，并加強內部建設，引進先進的科學技術手段，合理地利用信息。使其價值得到最大發揮。

參考文獻：

[1] 鞏怡含.統計經濟信息的內容完善與利用研究[J].經濟管理，2016，16（10）：18

[2] 劉倩萍.完善推進集團公司統計信息化建設工作路徑探究[J].中國市場，2016，28（50）：149-150

篇2

關鍵詞：現代物流業GDP回歸分析

現代物流業是在信息技術和現代管理方法的基礎上，通過對傳統的儲運資源整合而形成的一種新興產業形態，物流業與國民經濟各領域都有密切的關聯，已成為國民經濟新的增長點。20世紀90年代以來，我國現代物流業總體規模快速增長，服務水平顯著提高，發展的環境和條件不斷改善，推動著國民經濟又好又快發展。

物流業對經濟的貢獻率加大

表1顯示：1991-2007年物流業對GDP增長的拉動力一直處于較高的水平，并且呈現不斷增長的趨勢，物流對GDP的拉動力指標從1991年的6%增加到2007年的7.71%。從1991年到2007年的數據可以看出，物流增加值和GDP的增長變化狀況基本一致，在此階段，二者都處于較快增長的階段，其中，1994年和2005年是我國物流發展最快的兩年，這兩年的物流增加值分別比上年增長28.13%和40%，這兩年也是我國GDP增長最快的兩年，GDP分別比上一年增長35.26%和33.16%。

國民經濟的發展需要現代物流業的支持

從表1看，1991年以來，我國經濟持續快速發展，GDP年均增長約10%，其中物流業功不可沒。1991年至2007年，全社會物流總額從3.02萬億元上升到75.2萬億元，增長了24.1倍，年均以22.3%的速度遞增，大大高于同期GDP16.5%（按現價算）的年均增長速度。“十五”期間，中國社會物流總額達158.7萬億元，比“九五”時期增長了近1.4倍，年均增長23%。2004年，我國社會物流總額達38.38萬億元，同比增長29.9%，增幅比上年同期提高2.9個百分點，是近十年來增長最快的一年，2005年，我國社會物流總額達48.1萬億元，同比增長25.2%，增幅雖比上年有所回落，但仍呈快速增長態勢。2007年全國物流業增加值1.7萬億元，同比增長20.3%，全國社會物流總額為75.2萬億元，同比增26.2%，增幅比2006年提高2.2個分點。2008年上半年，全國社會物流總額43.29萬億元，按現價計算，比上年同期增長28.1%，增幅同比提高2.5個百分點。1991年到2007年，國民經濟發展對物流的依賴程度明顯增大，物流需求系數從1991年1.5增加到2007年的3.0，即1991年我國每單位GDP產出需要1.5個單位的社會物流總額來支持，而到了2007年，我國每單位GDP產出則需要3個單位的社會物流總額來支持。

現代物流業和國民經濟高度正相關

根據1991-2007年GDP和社會物流總額統計數據繪制被解釋變量y（GDP）與解釋變量x（社會物流總額）相關度散點圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，GDP和社會物流總額之間高度線性相關。使用SPSS11.5進行相關分析的結果顯示，GDP和社會物流總額之間的相關系數為0.990，進一步確認兩者高度相關。

查相關系數檢驗表得知：r0.01（15）=0.606<0.990

這說明在顯著性水平0.01下，GDP和社會物流總額之間的線性關系是顯著的。據此可以構建線性模型：Y=a+bx，其中，a與b是待估計參數，x為我國社會物流總額，y為我國GDP。

運用SPSS11.5統計軟件對表1數據進行回歸分析，估算出參數a和b的值：a=2.843，b=0.306，于是得到回歸方程：Y=2.843+0.306x，R2=0.980。

該結果說明，我國物流總額每增加1萬億元，GDP增加0.306萬億元。其中GDP變異的98%可以由社會物流總額的變異來解釋。

但是回歸方程Y=2.843+0.306x是否能真實地反映GDP和現代物流之間的關聯度，能否合理解釋現代物流對經濟增長的作用，還需進一步的驗證。因此有必要對回歸結果進行方差分析，分析結果見表2。

回歸結果方差分析顯示，F檢驗的顯著性概率為0，即檢驗假設“H0：回歸系數b＝0”成立的概率等于0，從而應該拒絕H0，說明回歸效果極為顯著。模型Y=2.843+0.306x可以用來描述現代物流對中國經濟增長的作用。

綜上，現代物流業的發展對于促進國民經濟穩定、協調發展具有重要意義。所以，我國應致力于建立公平、公正、公開的物流競爭市場，形成可控與自由運作的現代物流機制，降低物流成本；進一步推進物流信息化；積極推廣先進適用的物流技術；努力推動第三方物流的發展；加快物流亟需人才的培養，為物流產業的發展創造良好的產業發展環境，促進我國的物流產業不斷成長和發展。

參考文獻：

1.李懷政.全球物流管理[M].中國物資出版社，2006

2.李力，楊柳.物流產業與國民經濟之間關系的實證研究[J].武漢理工大學學報，2006（6）

篇3

關鍵詞：經濟增長；就業；回歸模型；四川

中圖分類號：F124.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）35-0064-02

引言

經濟增長與勞動就業關系密切，經濟增長能否帶來就業的同步增加，取決于經濟增長方式。不同的產業結構形式，將會導致不同的經濟發展速度，間接地影響到產業對勞動力的吸納能力。在中國進入“十二五”時期，在深化改革開放、加快轉變經濟發展方式的攻堅階段，明晰經濟增長與就業的關系，找出不同產業發展對就業的拉動力，做好產業結構的調整，促進勞動就業，就顯得尤為重要。

四川省是中國西部人口大省，其經濟發展在中國西部經濟發展中有一定的代表性。本文基于四川統計年鑒數據，運用回歸分析方法，借助EVIEWS統計分析軟件，對四川省經濟增長與人口就業做出統計分析，以期對加快四川省產業調整，促進經濟增長和就業擴大有借鑒意義。

一、分產業的四川省經濟增長與就業的關系

本文引入勞動力資源總數這一變量，運用多元線性回歸分析方法，把就業和地區生產總值按照第一、二、三產業分開作為變量，基于《四川統計年鑒2011》中1990—2010年的統計數據，進行分產業就業和分產業地區生產總值之間計量模型構建與分析。

（一）第一產業就業人口的回歸分析

以第一產業就業人口EP1為因變量， 以勞動力資源總數LFR及三次產業生產總值GDP1、GDP2、GDP3 為自變量建立多元線性模型，做參數統計檢驗。因勞動力資源總數作為一個變量引入，在模型中就不引入常數項，模型如下：

LnEP1=α*LnLFR+β1*LnGDP1+β2*LnGDP2+β3*LnGDP3+μ

（符號說明：GDP表示地區生產總值（億元），GDP1代表第一產業地區生產總值，GDP2代表第二產業地區生產總值，GDP3代表第三產業地區生產總值，EP代表總體就業人口（萬人），EP1代表第一產業就業人口，EP2代表第二產業就業人口，EP3代表第三產業就業人口，LFR代表勞動力資源總數，μ代表隨機誤差。符號在后文中出現不再重復說明。）

用EVIEWS對該模型進行消除多重共線性的逐步回歸，得到第一產業就業人口模型：

LnEP1=1.164634 LnLFR-0.321820 LnGDP1

t=（89.97170） （-19.62997）

R2=0.912729 AdjustedR2=0.97881 F-statistic=188.2546

上式顯示模型擬合的效果很好，但是經對數處理后的系數不能直觀反映出第一產業就業人口與勞動力資源總數之間的關系，故用未經處理的原始數據在EVIEWS中回歸后變量中勞動力資源總數LFR的系數為0.685403，即每10萬經濟活動人口約有6.8 萬人從事第一產業，符合經濟意義。四川省是農業大省，農業勞動人口眾多。從模型中顯示第一產業GDP與第一產業就業關系的結果看，第一產業GDP的系數為-1.723037，系數為負說明第一產業農業對勞動力不具吸納作用而是產生就業的擠出效應。產生這種效應的原因是多方面的，農村經濟體制改革以來，農民勞動積極性提高是原因之一；農業現代化生產工具與生產方式的采用，大大提高了農業勞動生產率也是原因之一；土地制度改革，土地流轉政策的實施，也可能促進第一產業的就業飽和并排擠出農村剩余勞動力轉向二三產業。

（二）第二產業就業人口的回歸分析

借鑒第一產業就業模型，以第二產業就業人口EP2為因變量，勞動力資源總數LFR和三次產業的地區生產總值GDP1、GDP2、GDP3為自變量。建立第二產業就業人口模型：

LnEP2=α*LnLFR+β1*LnGDP1+β2*LnGDP2+β3*LnGDP3+μ

用EVIEWS對該模型進行消除多重共線性的逐步回歸，得到第二產業就業人口模型：

LnEP2=0.632199LnLFR+0.170181LnGDP2

t=（89.72048） （20.49607）

R2=0.975924 AdjustedR2=0.94586 F-statistic=729.6217

第二產業具有GDP 高產出的顯著特征，GDP的增長對就業的拉動作用非常明顯，該產業GDP的增長與其就業人口增長呈現一致變動的關系；目前，四川省第二產業GDP發展吸收就業的能力仍然很強。

（三）第三產業就業人口的回歸分析

如上，以第三產業就業人口EP3為因變量，勞動力資源總數LFR和三次產業的地區生產總值GDP1、GDP2、GDP3為自變量。建立第三產業就業人口模型：

LnEP3=α*LnLFR+β1*LnGDP1+β2*LnGDP2+β3*LnGDP3+μ

用EVIEWS對該模型進行消除多重共線性的逐步回歸，得到第三產業就業人口模型：

LnEP3=0.580312LnLFR-0.281684LnGDP2+0.554490LnGDP3

t=（82.97539） （-5.302039） （10.80001）

R2=0.991395 AdjustedR2=0.990383 F-statistic=979.3299

比較第三產業模型與前兩次產業模型在勞動力資源總數上的系數可以看出，第三次產業的水平還比較低，因此吸納就業的能力還很有限。式中，第二產業對第三產業就業人口影響為負數，說明二次產業的增長吸納了更多就業人口，致使第三產業就業人口相對減少。

從上可看出，因經濟發展水平不高、大眾消費水平低較低和第三產業發展不充分等諸多因素影響，造成第三產業吸納就業的能力不強。

（四）總體就業與三次產業的地區生產總值的回歸分析

因每年新增的勞動力對就業人口影響較大，對各產業的就業影響也各不相同，故根據以上分產業就業人口的回歸分析，以總體就業人口EP為因變量，以勞動力資源總數LFR及三次產業的地區生產總值GDP1、GDP2、GDP3為因變量建立多元線性回歸模型：

EP=α*LFR+β1*GDP1+β2*GDP2+β3*GDP3+μ

用EVIEWS對該模型進行消除多重共線性的逐步回歸，得到總體就業人口模型：

EP=0.846424 LFR+0.191139 GDP2-0.353723 GDP3

t=（395.6410） （8.563305） （-12.46845）

R2=0.947600 Adjusted R2=0.941436 F-statistic=153.7145

總體就業人口模型中變量LFR（勞動力資源總數）的系數為0.846424，其值的范圍在0和1之間，符合經濟意義：四川省經濟在排除三次產業經濟發展及其他因素影響下，可保證84.64%的勞動力就業。而三次產業的結構和經濟發展對總體就業產生了不同影響。

二、結論

三次產業對就業的拉動能力各不相同。其中，第一產業就業已基本達到飽和，出現勞動力擠出效應；第二產業經濟增長速度快，隨著勞動生產效率的提高，其吸納就業的能力有限；能夠提供大量就業的第三產業發展水平還很有限，還不能發揮其對就業增加的拉動作用。因此，四川省經濟發展的產業結構還不盡合理。如要充分擴大就業，切實緩解就業壓力，還應當從產業結構調整上做出考慮。

三、對策建議

1.調整產業結構，擴大勞動就業。四川省是人口大省，也是勞動力大省，就業壓力大。勞動密集型產業就業吸納能力強，對促進就業具有直接作用，而第三產業多屬于勞動密集型產業，故應調整產業結構，大力發展第三產業。

篇4

【關鍵詞】FDI；經濟增長；產業結構

一、引言

隨著經濟全球化的迅猛發展，我國的市場經濟和對外開放水平也在不斷地發展。在這種趨勢下，我國經濟與世界經濟的聯系日益緊密，受世界經濟波動的影響日益明顯。世界經濟波動通過貿易、投資、技術、勞動力和信息等多種渠道對我國的經濟產生巨大的影響。其中FDI作為投資的重要組成部分，與我國經濟增長之間的關系也是目前經濟學領域研究的重要問題。

二、數據的選取與處理

本文采用兩個指標：國內生產總值（GDP）和外商直接投資（FDI），選取1985年為樣本數據的起點，實證分析中選取1985年―2008年為數據樣本區間。了避免經濟數據時間序列中的異方差影響，所有變量均采取實際值的自然對數形式，具體表示如下：LNGDP表示GDP對數時間序列；LNFDI表示FDI對數時間序列。

三、數據的統計分析

（一）簡單統計分析

1.相關系數矩陣

從相關系數矩陣（表1）可以看出，FDI與LNGDP的相關系數為0.973954，是該矩陣中相關度最高的，其它變量間相關系數也較高，初步得出代表我國經濟增長的GDP與外商直接投資FDI呈現高度相關的結論。

2.與的線形圖、散點圖及線形圖

圖1、圖2和圖3更加直觀形象生動的顯示了我國經濟增長（）與外商直接投資（）之間的線性關系及相關關系。這位后面的分析奠定了基礎，使后文的分析更加有意義。

（二）時間序列分析

1.單位根檢驗

各序列的單位根檢驗結果整理如表2所示。

表中：檢驗形式分別表示檢驗是否包含常數項、時間趨勢項和滯后階數。

由表2可知，和的水平序列、一階差分序列都是非平穩的，而其二階差分序列都是平穩的。因此下文可繼續進行協整檢驗。

2.協整檢驗

協整是對非平穩經濟變量之間的長期均衡關系的統計描述。本文將采用兩變量的檢驗來討論和兩個變量之間的協整關系。首先對變量進行回歸，估計對的回歸方程，分析結果如表3所示。得到協整回歸模型如下：

檢驗殘差序列是否平穩，對協整回歸方程估計殘差序列進行檢驗，無常數項和時間趨勢項，檢驗結果如表4所示。

由于的檢驗值為-0.766964大于臨界值，因此我們接受非平穩原假設，這意味著兩變量與不協整，我們不能說兩者之間存在長期均衡關系。

此時采用對和的協整檢驗，先進行回歸，得到以下結果。

由此可得，協整回歸模型如下：

接著，檢驗殘差序列是否平穩，對變形后的協整回歸方程估計殘差序列進行檢驗，無常數項和時間趨勢項，檢驗結果如表5所示。

由于的檢驗值在5%和10%的顯著性水平下都是小于臨界值，因此我們接受平穩的備擇假設，這意味著兩變量與是協整的，即兩者之間存在長期均衡關系。這樣我們就可以建立與之間的誤差修正模型。

3.建立誤差修正模型

證明了，只要變量間存在協整關系，則這些變量必有誤差修正模型表達形式存在。這里我們對與這兩個變量建立誤差修正模型，結果如表6所示。

標準格式的模型回歸結果如下：

方程的回歸系數通過了顯著性檢驗，誤差修正系數為負，符合反向修正機制。回歸結果表明的短期變動對存在正向影響。此外，由于短期調整系數是顯著的，因而它表明每年與其長期均衡值的偏差中的9.6%（0.095946）被修正，顯然，通過短期調整來修正長期均衡偏離的力度不大。

4.因果關系檢驗

相關系數說明與之間存在著高度相關關系，但是相關關系不能說明外商直接投資與經濟增長兩者之間的相互作用，為了進一步了解兩者之間的關系，我們進行了因果關系檢驗，結果如表7所示：

由表7可知：滯后期數取1時，在10%以下的顯著性水平下接受原假設，即與之間不存在因果關系；滯后期數取2和3時，在10%的顯著水平下，拒絕“不是引起的原因”的零假設，但不能拒絕“不是引起的原因”的零假設；而滯后期數分別為4時，在10%以下的顯著水平下拒絕原假設，即與存在著雙向的因果關系。

四、結論

1.因果關系

與兩個變量之間存在的因果關系，要分短期和長期的因果關系。從短期來看，二者之間不存在格蘭杰意義上的因果關系，即近期的經濟增長與外商直接投資之間并不存在相互促進或阻礙的關系；但隨著滯后期數的增加，二者顯現的是存在單向的因果關系，也就是說我國經濟的發展能夠吸引不斷流入；從長期的角度看，二者存在著雙向的因果關系，也就是說流入量的增加能引起我國的增長，促進我國經濟的發展，同時我國的增長即經濟的發展也吸引了更多的流入。

2.長期趨勢

從長期的發展趨勢來看，與存在長期協整關系，這表明拉動中國經濟增長主要依靠的是它的長期需求拉動效應。因此，在利用外資的策略上要堅持長期而非短期策略，只有這樣，才能使對的增長具有持久的作用，才能從長遠的規劃中使兩者達到協調發展。

3.回歸模型分析

從與兩個變量的回歸模型來看，對的增長的拉動力度較大。模型回歸系數0.768542表明：我國外商直接投資每增長1個百分點，就會拉動國內生產總值平均增長0.768542個百分點，其拉動效果十分明顯，引入作為外向型經濟政策的重要組成部分，對于經濟增長的貢獻尤其值得關注。

參考文獻：

[1]鄧劍平.FDI與我國經濟增長的相關分析研究[J].經濟研究導刊,2008.

[2]徐李婷.FDI對我國經濟增長影響的實證分析及對策[J].黑龍江對外經貿,2007.

[3]趙艷.FDI對我國經濟影響分析[J].遼寧行政學院學報,2005(1).

[4]易丹輝,杜江.數據分析與Eviews應用(第一版)[M].北京:中國人民大學出版社,2002.

作者簡介：

邢莉莉（1986―），女，河南開封人，西北師范大學碩士研究生，研究方向：數量經濟分析研究。

篇5

關鍵詞 空間統計分析 GIS 區域經濟分析 應用

GIS與空間統計分析這兩種處在前沿的技術，雖已經得到了大力推廣與使用，并且在它們的結合作用下，能大幅度地加快區域經濟發展方面的研究效率。但是以現階段的情況來看，在GIS與空間統計分析進行結合之后也存在著很大的局限性，讓實際發揮出來的效果打了個很大的折扣。所以說，研究如何將空間統計分析和GIS結合起來讓它們發揮更大的效用是非常有必要的。

一、對空間統計分析與GIS進行描述

（一）對空間統計分析的了解

空間統計分析需要建立在統計學的知識體系之上，而在地域領域之中，空間抽樣是最常被使用的一種做法。這一做法主要是要依靠大量的數據在某一區域以及鄰近區域在某些方面的表現值與現象存在很強的相似性。與以往統計分析理念不同的是，它的空間概念打破了先前相互獨立的設想，在操作應用的時候，為了簡化任務的復雜度，應該對全國各區域的散亂的數據資料進行整合，以此實現對區域經濟的分析。雖然這種新型統計方法與傳統統計方法有一定的出入，然而并不是意味著我們就得把先前的統計方法徹底棄置，反而是要對它進行不斷地加強和創新，提高它的科學性和技術性，更適合社會的發展需求。

（二）對GIS的進一步了解

GIS又叫作地理信息系統，他是以信息技術為基礎對空間信息進行整合分析的一種科學方法。它最重要的一種方法就是地理模型法，GIS技術可以為地理研究提供各種不同的信息，其中有動態或是靜態信息等。更重要的是，他可以讓空間信息形成一條完整的信息產業鏈，從信息的收集和整合到后期的分析應用，都起到重大的作用。在GIS與空間統計分析的共同作用之下，我國區域經濟的發展必然會大步向前推進。

二、空間統計分析與GIS協作運用的未來發展情況

對于特異性強的經濟區域來說，做好對它們的分析工作處在推動社會經濟發展工作的核心地位。根據每個地區的具體的經濟形勢，運用分區化的方法來細化所要研究的對象，讓研究工作可以更細致地完成。與此同時，還要堅持經濟區域的概念，抓住空間管理的特性，更加明確哪個是首要經濟區域，并且對這個重要地區以及與它有所關聯的經濟區域做更深層次的研究。在對經濟區域進行分析時，往往都是按照從低等到高等的順序來進行的。在這樣的情況下，如果在進行空間統計分析之前先加入GIS技術，就可以明顯提高分析效率。不僅如此，一方面它還減少了分析數據的工作量，另一方面讓區域經濟分析的進行得到了有力的保證。我相信在這兩個技術的不斷進步之下，它們對國家發展的促進作用也會越來越明顯。

三、如何實施空間統計分析與GIS在區域經濟分析中的應用

（一）建立完善的空間權重矩陣

在進行區域經濟分析的時候，及時對有的信息進行拓展和延伸是非常有必要的，而這些信息通常都是經由GIS來產生的。而在對所獲數據進行分析和拓展時，空間鄰近和空間鏈接都是其中的決定性因素。因此建立一個完善的空間權重矩陣式是極其有必要的，它的空間鄰近關系能夠更清楚地表達出來，就可以讓距離標準和鄰近標準更加精確，這樣就讓處在各個位置的要素得到更好地理解以及分析。

（二）精確空間自相關度的度量

在整個數據分析過程之中，空間自相關度的精確度是非常關鍵的。如果兩個鄰近地域有著極其相似的地理現象或者是有著某個相似的屬性值，這時候就應該將這個屬性值或現象的相似程度與自相關度聯系起來，并經由它進行反映。而一般的自相關度是由局部指標和全局指標來衡量的，而這兩種衡量指標各自都存在著優點以及缺點，所以想要提高空間自相關度的精確度就必須妥善用好這兩種衡量標準，以免不正確的使用造成自相關度的度量的誤差過大而影響了區域經濟的數據分析。

（三）弄清空間關聯識別

在對區域經濟分析中，空間關聯識別也是其中一個非常重要的環節。而衡量它的標準也是由兩個因素來決定，這兩者之間呈現著負相關的關系。當計算出一個值的時候，也就得到了另外一個的值。若是MC的取值處在-1之下而GR又在0之上時，各個屬性值都會呈現聚集分布的狀態，這樣就讓空間自相關變成負的了。當MC的值一直處在0的附近且小于0，這樣空間自相關也將一直是負的。這是由于正負值都有著與之對應的自相關，即正對正，負對負。

（四）空間統計分析與GIS的結合應用

隨著社會經濟的不斷發展，我國區域經濟的分析工作的難度也在不斷地加大，僅僅只靠空間統計分析早已經沒法再勝任這個任務。當下的專家和相關工作者都在研究如何將空間統計分析與GIS技術更好地結合在一起來進行工作。由于GIS擁有著很強的優勢，它不但可以獲得更為精確的地理信息，而且還能夠得到有關的空間數據信息。在經過無數次的實驗研究后發現，將空間統計分析運用到GIS的結合方式能更好地達到分析作用。先是利用空間統計分析，將MC和GR的值計算出來，然后再利用GIS將這些數據在空間上的分布特征確定出來，以此來了解區域之間所存在的關聯性。

四、結論

結合上面所論述的觀點，為了我國各個區域更好更快地發展，就必須對這些區域的經濟進行更為系統而又科學的研究和分析。若想得到更為科學的數據和信息就離不開GIS的幫助，而只有GIS還無法對這些數據進行全面的分析，所以還需要運用空間統計分析進行分析。所以如何讓GIS和空間統計分析更有效率地對區域經濟進行分析研究成為發展區域經濟工作的重中之重。伴隨著GIS與空間統計分析結合的有效性的提高，區域經濟發展也會得到很大的提升，區域經濟發展的加快也會對我國的社會主義現代化建設起促進作用。

（作者單位為武安市城市供水管理處）

參考文獻

[1] 龍洋洲.空間統計分析在區域社會經濟分析中的應用分析[J].科技傳播，2014 （15）.

[2] 陳燦斌.區域經濟分析中空間統計分析理論與GIS的應用探討[J].商業故事，2015 （6）.

[3] 李林.基于GIS的空間統計分析在奶牛地氟病監測中的應用[J].農業工程學報， 2012（10）.