少數民族地區縣域經濟發展實證研究

趙 亮

(貴州大學，貴州 貴陽 550025)

縣域經濟介于宏觀經濟和微觀經濟之間，是聯系國家、省市與鄉鎮、村落的紐帶，它屬于中觀經濟的范疇。縣域經濟的持續、健康和快速發展既能夯實省市發展的基礎，增加省市發展的后勁，又能帶動村鎮的繁榮，起到承上啟下的積極作用。［1］縱觀全國各省市縣域經濟的的發展情況，少數民族聚居的縣域經濟近些年來，仍然處于較貧困與較落后的狀態。加快少數民族地區縣域經濟地發展，對于實現各民族共同富裕，維護國家地區穩定，完成“十二五”期間各項經濟社會的既定目標有重要意義。［2］

本文選取貴州省玉屏侗族自治縣為研究對象，通過對其縣域經濟的發展進行實證分析，得出一些重要結論和相關政策建議。此外，對玉屏縣縣域經濟的研究，希望可以為其他省市少數民族地區縣域經濟的發展提供有意義的借鑒。

一、玉屏侗族自治縣縣域經濟發展的總體狀況

玉屏是銅仁市乃至貴州省的工業重鎮。近年來，玉屏搶抓西部大開發的機遇，玉屏充分依托交通、電力、區位等優勢，走“興工、活商、強農”的路子，著力構建“四化三園”(工業化、城鎮化、市場化、農業產業化、工業園、商貿園、農業產業園)的發展框架，大力實施招商引資，走工業興縣的道路。全縣建成了大龍、卓嶺、三家橋三個工業園區，形成了電力、冶煉、化工、建材、制藥、釀造、機電、農副產品加工等八大產業體系。隨著大量企業的落戶，玉屏的社會經濟發生了巨大變化。玉屏侗族自治縣2010年全縣生產總值達25.11億元，比上年增長13.1%，其中人均GDP達16742元，一、二、三次產結構為14.94:54.02:31.04;財政總收入達2.82 億元，地方財政收入達1.51億元;農民人均純收入達4254元，縣域經濟社會綜合實力躍居全省第13位。率先在銅仁市初步跨入工業化階段，有的指標已高于全省平均水平。規模以上工業產值占銅仁市的二分之一，農業已由傳統農業向商品農業邁進，農村經濟向多元化發展。農業方面，在穩定糧食生產的基礎上，現已初步形成雜交稻制種、瘦肉型豬、柑桔、大板栗、柿子、茶葉、油茶、苗圃基地。工業方面，已形成了電力、建材、化工、冶煉、機械、機修、五金、服裝、釀造、食品等門類較為齊全的工業體系。非公有制經濟發展迅速，所交稅金占地方財政收入40%左右。

二、玉屏侗族自治縣縣域經濟發展的實證分析

少數民族地區縣域經濟的快速、健康和持續發展與其城鎮化水平、產業結構狀況、農業資源稟賦、人力資源、科技水平等五項指標關系密切。本文就采用這五項指標對玉屏侗族自治縣1995年～2010年縣域經濟的發展狀況進行測評。

(一)模型形式

玉屏侗族自治縣縣域經濟發展實證研究部分采用的如下形式的多元線性回歸計量模型:

Y1= β0+ β1X1t+ β2X2t+ β3X3t+ β4X4t+ β5X5t+ μt

Y代表經濟發展水平，X1代表從事非農生產的人口比例(即城鎮化水平)，X2代表第三產業增加值(主要指旅游業)占GDP的比重(即產業結構狀況)，X3代表招商引資資金數量，X4代表人均教育支出(即人力資源狀況)，X5代表R＆D經費投入(即科技水平)。β為待估計的參數，μt代表隨機項，t=1，2，…，17。［3］

(二)數據來源

本文所用數據來源于歷年《貴州統計年鑒》和歷年《玉屏侗族自治縣政府工作報告》。為了增強可比性，剔出價格因素對計量結果的產生有害影響，所有數據都利用GDP平減指數(以1995年數據為基期)進行處理。研究使用的計量分析軟件為 EViews6.0 和 SPSS16.0。

(三)數據平穩性檢驗

由于用非平穩的時間序列建立回歸模型會帶來虛假回歸的問題，因此在進行計量模型分析前要對樣本數據進行單位根檢驗。對于平穩的時間序列可以直接運用最小二乘法OLS進行計量分析，而對于非平穩的時間序列，在建立模型之前，首先應通過差分把非平穩的時間序列轉換為平穩的時間序列，然后再建立模型。［4］

本文平穩性檢驗采用的計量方法是ADF單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 時間序列 Y、X1、X2、X3、X4、X5的 ADF 單位根檢驗結果

時間序列數據 Y、X1、X2、X3、X4、X5在 10% 的臨界值下檢驗結果都是平穩，表明所有的時間序列數據都是平穩的，可以直接使用最小二乘法OLS進行計量分析。

(四)參數 β0、β1、β2、β3、β4、β5的普通最小二乘法(OLS)估計

為了研究總體回歸模型中Yi=β0+β1Xi+μi中變量X與Y之間的線性關系，需要求一條擬合直線。一條好的擬合直線應該使殘差平方和達到最小，依次為準則，確定X與Y之間的線性關系。這就是著名的“普通最小二乘法(Ordinary Least Squares)”，也叫做最小二乘法或最小平方法，簡記為 OLS。［5］

OLS估計結果見表2。

表2 參數 β0、β1、β2、β3、β4、β5的最小二乘估計結果

從表2的回歸結果可以看出，F=193.9995，F值的相伴概率約等于零，說明模型整體的回歸效果很好;修正后的可決系數 R－2=0.983690，模型的擬合度非常好;t值的相伴概率都接近于零，因此要拒絕原假設，說明產業結構狀況、城鎮化水平、農業資源稟賦、人力資源、科技水平對經濟發展水平有顯著的推動作用。

對回歸方程式的解釋:表示城鎮化水平的提高對玉屏侗族自治縣縣域經濟的發展起到正向推動作用，城鎮化水平每提高一個百分=點將帶動縣域經濟增長0.345784個百分點;0.404306表示第三產業增加值占GDP的比重越高對縣域經濟的發展推動作用越大，第三產業增加值占GDP的比重每提高一個百分點將帶動縣域經濟=0.944150增長0.404306個百分點;表示玉屏侗族自治縣縣域經濟的發展非常依賴招商引資數量的增加，招商引資數量每增加一個百分點將帶動=0.357437縣域經濟增長0.94415個百分點;表示玉屏侗族自治縣人均教育支出每增加一個百分點將帶動其縣域經濟增長0.357437個百分點;=0.254044表示R＆D經費投入每增加一個百分點將帶動其縣域經濟增長0.254044個百分點。

(五)對回歸方程式的計量檢驗

為避免計量回歸結果的不準確和不穩定，采用自相關檢驗、多重共線性、異方差檢驗和正態性檢驗進行檢驗，以保證回歸方程計量結果的可靠性。［6］

1.自相關檢驗

自相關又稱序列相關，原指一隨機變量在時間上與其滯后項之間的相關。本文主要指回歸模型中隨機誤差項μt與其滯后項的相關關系。自相關也是相關關系的一種。

本文采用DW檢驗法檢驗自相關。在檢驗水平為0.05的情況下，存在:

因此，估計參數不存在自相關。

2.多重共線性檢驗

多重共線性是多元線性回歸模型中較普遍存在的現象。多重共線性的存在會使得參數β估計值不精確，也不穩定，樣本觀測值稍有變動，增加或減少變量都會使參數估計值發生較大變化，從而不能正確反映變量之間的數量關系。

根據Klein多重共線性判別法，表3中任意兩個解釋變量 X1、X2、X3、X4、X5之間的簡單相關系數都小于R2=0.988787，所以，計量模型誤差項之間的多重共線性對計量結果是無害的。

表3 解釋變量 X1t、X2t、X3t、X4t、X5t之間的簡單相關系數

3.異方差檢驗

由于異方差性的存在會使得普通最小二乘法不再是最佳線性無偏估計量(BLUE)，會給計量經濟模型帶來許多不良后果。并且計量模型中若存在異方差，采用OLS估計模型參數時，估計量不再具有最小方差性(即有效性)，即OLS估計量不是有效估計量，同時也會對模型的預測產生影響，引起預測失效，因而有必要對回歸方程式進行異方差檢驗。異方差檢驗結果見表4。

表4 懷特異方差檢驗結果

由表4可知，運用懷特異方差檢驗(有交叉項)可以得出，Obs*R－squared后的概率 0.088622＜0.10，因此在90%的置信區間下可以承認原假設，表明隨機誤差項不存在異方差。

4.正態性檢驗

由表5 Jarque－Bera統計量的結果可知，相伴概率 0.636226、0.186347、0.476421、0.490825、0.664721均大于0.10(在10%的顯著性水平下檢驗)，因此要接受原假設，估計參數滿足正態性檢驗。

表5 正態性檢驗結果

三、實證結論及建議

根據表2的估計結果可知:修正后的樣本決定系數Adjusted R－squared==0.983690，表明解釋變量 X1t、X2t、X3t、X4t、X5t對被解釋變量 Yt 的解釋能力高達98.369%，很高的擬合優度表明普通最小二乘法估計下的模型很好地擬合了樣本數據。

此外，X1t對 Yt的彈性系數為 0.345784，表示在其他解釋變量保持不變的情況下，X1t每增加一個百分點，Yt將增加34.5784%;同理，而 X2t對 Yt的彈性系數為0.404306，表示在其他解釋變量保持不變的情況下，X2t每增加一個百分點，Yt將增加40.4306%;X3t對 Yt的彈性系數為 0.94415，表示在其他解釋變量保持不變的情況下，X3t每增加一個百分點，Yt將增加94.415%;X4t對 Yt的彈性系數為0.357437，表示在其他解釋變量保持不變的情況下，X4t每增加一個百分點，Yt將增加 35.7437%;X5t對 Yt的彈性系數為 0.254044，表示在其他解釋變量保持不變的情況下，X5t每增加一個百分點，Yt將增加25.4044%。

玉屏侗族自治縣城鎮化水平、第三產業增加值、招商引資數量、人均教育支出、R＆D經費投入的增加、提高都會促進其縣域經濟的增長，它們每增加一個百分點會相應的使經濟增長提高0.345784、0.404306、0.94415、0.357437、0.254044個百分點。

根據研究結論，玉屏縣今后應采取以下措施來加快其縣域經濟的發展:首先，要繼續大力推進招商引資工作，把招商引資工作作為今后的首要工作來抓，因為根據實證研究結果顯示，招商引資數量的多少對玉屏縣域經濟的推動作用最為重要。其次，要推動第三產業及服務業的發展，充分利用好縣內的旅游資源，大力發展旅游業。第三，提高縣內的城鎮化水平和人均教育支出水平，減少農村貧困人口的數量，認真普及好九年義務教育。最后，穩步促進縣內R＆D經費投入，盡管從實證研究結果來看，R＆D經費投入對玉屏縣域經濟推動作用最小，但這主要是因為R＆D經費投入通常要經過一個較長的生產周期才見成效，因此要堅持推進R＆D經費的投入。

［1］羅太平.甘南州縣域經濟競爭力實證分析與對策研究［D］.蘭州:西北民族大學，2008:36－38.

［2］陳輝.民族地區縣域經濟發展研究——以湖北省恩施土家族苗族自治州鶴峰縣為例［D］.武漢:中南民族大學，2009:46－47.

［3］周世軍、岳朝龍.縣域經濟發展的影響因素計量分析與政策路徑選擇——以安徽省61個縣(市)為例實證［J］.安徽工業大學學報(自然科學版)，2010，(04):438－443.

［4］高鐵梅.計量經濟分析方法與建模——Eviews應用及實例［M］.北京:清華大學出版社，2005.

［5］易丹輝.數據分析與Eviews應用［M］.北京:中國統計出版社，2005.

［6］張曉峒.計量經濟學基礎(第3版)［M］.天津:南開大學出版社，2007.