趙 亮

(貴州大學(xué)，貴州 貴陽(yáng) 550025)

縣域經(jīng)濟(jì)介于宏觀經(jīng)濟(jì)和微觀經(jīng)濟(jì)之間，是聯(lián)系國(guó)家、省市與鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村落的紐帶，它屬于中觀經(jīng)濟(jì)的范疇?？h域經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、健康和快速發(fā)展既能夯實(shí)省市發(fā)展的基礎(chǔ)，增加省市發(fā)展的后勁，又能帶動(dòng)村鎮(zhèn)的繁榮，起到承上啟下的積極作用。［1］縱觀全國(guó)各省市縣域經(jīng)濟(jì)的的發(fā)展情況，少數(shù)民族聚居的縣域經(jīng)濟(jì)近些年來(lái)，仍然處于較貧困與較落后的狀態(tài)。加快少數(shù)民族地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)地發(fā)展，對(duì)于實(shí)現(xiàn)各民族共同富裕，維護(hù)國(guó)家地區(qū)穩(wěn)定，完成“十二五”期間各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的既定目標(biāo)有重要意義。［2］

本文選取貴州省玉屏侗族自治縣為研究對(duì)象，通過(guò)對(duì)其縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)行實(shí)證分析，得出一些重要結(jié)論和相關(guān)政策建議。此外，對(duì)玉屏縣縣域經(jīng)濟(jì)的研究，希望可以為其他省市少數(shù)民族地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供有意義的借鑒。

一、玉屏侗族自治縣縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體狀況

玉屏是銅仁市乃至貴州省的工業(yè)重鎮(zhèn)。近年來(lái)，玉屏搶抓西部大開(kāi)發(fā)的機(jī)遇，玉屏充分依托交通、電力、區(qū)位等優(yōu)勢(shì)，走“興工、活商、強(qiáng)農(nóng)”的路子，著力構(gòu)建“四化三園”(工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、市場(chǎng)化、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、工業(yè)園、商貿(mào)園、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園)的發(fā)展框架，大力實(shí)施招商引資，走工業(yè)興縣的道路。全縣建成了大龍、卓嶺、三家橋三個(gè)工業(yè)園區(qū)，形成了電力、冶煉、化工、建材、制藥、釀造、機(jī)電、農(nóng)副產(chǎn)品加工等八大產(chǎn)業(yè)體系。隨著大量企業(yè)的落戶，玉屏的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大變化。玉屏侗族自治縣2010年全縣生產(chǎn)總值達(dá)25.11億元，比上年增長(zhǎng)13.1%，其中人均GDP達(dá)16742元，一、二、三次產(chǎn)結(jié)構(gòu)為14.94:54.02:31.04;財(cái)政總收入達(dá)2.82 億元，地方財(cái)政收入達(dá)1.51億元;農(nóng)民人均純收入達(dá)4254元，縣域經(jīng)濟(jì)社會(huì)綜合實(shí)力躍居全省第13位。率先在銅仁市初步跨入工業(yè)化階段，有的指標(biāo)已高于全省平均水平。規(guī)模以上工業(yè)產(chǎn)值占銅仁市的二分之一，農(nóng)業(yè)已由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向商品農(nóng)業(yè)邁進(jìn)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)向多元化發(fā)展。農(nóng)業(yè)方面，在穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的基礎(chǔ)上，現(xiàn)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(yè)方面，已形成了電力、建材、化工、冶煉、機(jī)械、機(jī)修、五金、服裝、釀造、食品等門(mén)類較為齊全的工業(yè)體系。非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，所交稅金占地方財(cái)政收入40%左右。

二、玉屏侗族自治縣縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析

少數(shù)民族地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)的快速、健康和持續(xù)發(fā)展與其城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況、農(nóng)業(yè)資源稟賦、人力資源、科技水平等五項(xiàng)指標(biāo)關(guān)系密切。本文就采用這五項(xiàng)指標(biāo)對(duì)玉屏侗族自治縣1995年～2010年縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行測(cè)評(píng)。

(一)模型形式

玉屏侗族自治縣縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)證研究部分采用的如下形式的多元線性回歸計(jì)量模型:

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

Y代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，X1代表從事非農(nóng)生產(chǎn)的人口比例(即城鎮(zhèn)化水平)，X2代表第三產(chǎn)業(yè)增加值(主要指旅游業(yè))占GDP的比重(即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況)，X3代表招商引資資金數(shù)量，X4代表人均教育支出(即人力資源狀況)，X5代表R＆D經(jīng)費(fèi)投入(即科技水平)。β為待估計(jì)的參數(shù)，μt代表隨機(jī)項(xiàng)，t=1，2，…，17。［3］

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《貴州統(tǒng)計(jì)年鑒》和歷年《玉屏侗族自治縣政府工作報(bào)告》。為了增強(qiáng)可比性，剔出價(jià)格因素對(duì)計(jì)量結(jié)果的產(chǎn)生有害影響，所有數(shù)據(jù)都利用GDP平減指數(shù)(以1995年數(shù)據(jù)為基期)進(jìn)行處理。研究使用的計(jì)量分析軟件為 EViews6.0 和 SPSS16.0。

(三)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于用非平穩(wěn)的時(shí)間序列建立回歸模型會(huì)帶來(lái)虛假回歸的問(wèn)題，因此在進(jìn)行計(jì)量模型分析前要對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。對(duì)于平穩(wěn)的時(shí)間序列可以直接運(yùn)用最小二乘法OLS進(jìn)行計(jì)量分析，而對(duì)于非平穩(wěn)的時(shí)間序列，在建立模型之前，首先應(yīng)通過(guò)差分把非平穩(wěn)的時(shí)間序列轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)的時(shí)間序列，然后再建立模型。［4］

本文平穩(wěn)性檢驗(yàn)采用的計(jì)量方法是ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 時(shí)間序列 Y、X1、X2、X3、X4、X5的 ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

時(shí)間序列數(shù)據(jù) Y、X1、X2、X3、X4、X5在 10% 的臨界值下檢驗(yàn)結(jié)果都是平穩(wěn)，表明所有的時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，可以直接使用最小二乘法OLS進(jìn)行計(jì)量分析。

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

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(guān)系，需要求一條擬合直線。一條好的擬合直線應(yīng)該使殘差平方和達(dá)到最小，依次為準(zhǔn)則，確定X與Y之間的線性關(guān)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(jiǎn)記為 OLS。［5］

OLS估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 參數(shù) β0、β1、β2、β3、β4、β5的最小二乘估計(jì)結(jié)果

從表2的回歸結(jié)果可以看出，F(xiàn)=193.9995，F(xiàn)值的相伴概率約等于零，說(shuō)明模型整體的回歸效果很好;修正后的可決系數(shù) 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(shè)，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況、城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)資源稟賦、人力資源、科技水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有顯著的推動(dòng)作用。

對(duì)回歸方程式的解釋:表示城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)玉屏侗族自治縣縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到正向推動(dòng)作用，城鎮(zhèn)化水平每提高一個(gè)百分=點(diǎn)將帶動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.345784個(gè)百分點(diǎn);0.404306表示第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重越高對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展推動(dòng)作用越大，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重每提高一個(gè)百分點(diǎn)將帶動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)=0.944150增長(zhǎng)0.404306個(gè)百分點(diǎn);表示玉屏侗族自治縣縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展非常依賴招商引資數(shù)量的增加，招商引資數(shù)量每增加一個(gè)百分點(diǎn)將帶動(dòng)=0.357437縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.94415個(gè)百分點(diǎn);表示玉屏侗族自治縣人均教育支出每增加一個(gè)百分點(diǎn)將帶動(dòng)其縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.357437個(gè)百分點(diǎn);=0.254044表示R＆D經(jīng)費(fèi)投入每增加一個(gè)百分點(diǎn)將帶動(dòng)其縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.254044個(gè)百分點(diǎn)。

(五)對(duì)回歸方程式的計(jì)量檢驗(yàn)

為避免計(jì)量回歸結(jié)果的不準(zhǔn)確和不穩(wěn)定，采用自相關(guān)檢驗(yàn)、多重共線性、異方差檢驗(yàn)和正態(tài)性檢驗(yàn)進(jìn)行檢驗(yàn)，以保證回歸方程計(jì)量結(jié)果的可靠性。［6］

1.自相關(guān)檢驗(yàn)

自相關(guān)又稱序列相關(guān)，原指一隨機(jī)變量在時(shí)間上與其滯后項(xiàng)之間的相關(guān)。本文主要指回歸模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)μt與其滯后項(xiàng)的相關(guān)關(guān)系。自相關(guān)也是相關(guān)關(guān)系的一種。

本文采用DW檢驗(yàn)法檢驗(yàn)自相關(guān)。在檢驗(yàn)水平為0.05的情況下，存在:

因此，估計(jì)參數(shù)不存在自相關(guān)。

2.多重共線性檢驗(yàn)

多重共線性是多元線性回歸模型中較普遍存在的現(xiàn)象。多重共線性的存在會(huì)使得參數(shù)β估計(jì)值不精確，也不穩(wěn)定，樣本觀測(cè)值稍有變動(dòng)，增加或減少變量都會(huì)使參數(shù)估計(jì)值發(fā)生較大變化，從而不能正確反映變量之間的數(shù)量關(guān)系。

根據(jù)Klein多重共線性判別法，表3中任意兩個(gè)解釋變量 X1、X2、X3、X4、X5之間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)都小于R2=0.988787，所以，計(jì)量模型誤差項(xiàng)之間的多重共線性對(duì)計(jì)量結(jié)果是無(wú)害的。

表3 解釋變量 X1t、X2t、X3t、X4t、X5t之間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)

3.異方差檢驗(yàn)

由于異方差性的存在會(huì)使得普通最小二乘法不再是最佳線性無(wú)偏估計(jì)量(BLUE)，會(huì)給計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型帶來(lái)許多不良后果。并且計(jì)量模型中若存在異方差，采用OLS估計(jì)模型參數(shù)時(shí)，估計(jì)量不再具有最小方差性(即有效性)，即OLS估計(jì)量不是有效估計(jì)量，同時(shí)也會(huì)對(duì)模型的預(yù)測(cè)產(chǎn)生影響，引起預(yù)測(cè)失效，因而有必要對(duì)回歸方程式進(jìn)行異方差檢驗(yàn)。異方差檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 懷特異方差檢驗(yàn)結(jié)果

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

4.正態(tài)性檢驗(yàn)

由表5 Jarque－Bera統(tǒng)計(jì)量的結(jié)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(yàn))，因此要接受原假設(shè)，估計(jì)參數(shù)滿足正態(tài)性檢驗(yàn)。

表5 正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果

三、實(shí)證結(jié)論及建議

根據(jù)表2的估計(jì)結(jié)果可知:修正后的樣本決定系數(shù)Adjusted R－squared==0.983690，表明解釋變量 X1t、X2t、X3t、X4t、X5t對(duì)被解釋變量 Yt 的解釋能力高達(dá)98.369%，很高的擬合優(yōu)度表明普通最小二乘法估計(jì)下的模型很好地?cái)M合了樣本數(shù)據(jù)。

此外，X1t對(duì) Yt的彈性系數(shù)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(gè)百分點(diǎn)，Yt將增加34.5784%;同理，而 X2t對(duì) Yt的彈性系數(shù)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(gè)百分點(diǎn)，Yt將增加40.4306%;X3t對(duì) Yt的彈性系數(shù)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(gè)百分點(diǎn)，Yt將增加94.415%;X4t對(duì) Yt的彈性系數(shù)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(gè)百分點(diǎn)，Yt將增加 35.7437%;X5t對(duì) Yt的彈性系數(shù)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(gè)百分點(diǎn)，Yt將增加25.4044%。

玉屏侗族自治縣城鎮(zhèn)化水平、第三產(chǎn)業(yè)增加值、招商引資數(shù)量、人均教育支出、R＆D經(jīng)費(fèi)投入的增加、提高都會(huì)促進(jìn)其縣域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，它們每增加一個(gè)百分點(diǎn)會(huì)相應(yīng)的使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提高0.345784、0.404306、0.94415、0.357437、0.254044個(gè)百分點(diǎn)。

根據(jù)研究結(jié)論，玉屏縣今后應(yīng)采取以下措施來(lái)加快其縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展:首先，要繼續(xù)大力推進(jìn)招商引資工作，把招商引資工作作為今后的首要工作來(lái)抓，因?yàn)楦鶕?jù)實(shí)證研究結(jié)果顯示，招商引資數(shù)量的多少對(duì)玉屏縣域經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用最為重要。其次，要推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)及服務(wù)業(yè)的發(fā)展，充分利用好縣內(nèi)的旅游資源，大力發(fā)展旅游業(yè)。第三，提高縣內(nèi)的城鎮(zhèn)化水平和人均教育支出水平，減少農(nóng)村貧困人口的數(shù)量，認(rèn)真普及好九年義務(wù)教育。最后，穩(wěn)步促進(jìn)縣內(nèi)R＆D經(jīng)費(fèi)投入，盡管從實(shí)證研究結(jié)果來(lái)看，R＆D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)玉屏縣域經(jīng)濟(jì)推動(dòng)作用最小，但這主要是因?yàn)镽＆D經(jīng)費(fèi)投入通常要經(jīng)過(guò)一個(gè)較長(zhǎng)的生產(chǎn)周期才見(jiàn)成效，因此要堅(jiān)持推進(jìn)R＆D經(jīng)費(fèi)的投入。

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