少數民族地區經濟發展因素的實證分析——以恩施州為例

譚 宇 ，熊 璐 ，2

（ 1．湖北民族學院 經濟與管理學院，鄂西生態文化旅游研究中心，湖北 恩施 445000；2．恩施州建設銀行，湖北 恩施 445000 ）

一、少數民族地區經濟發展現狀

少數民地區經濟發展有其特殊性，發展路徑與其他發達地區相比有明顯差異。當地經濟發展與其城鎮化發展水平息息相關，相關性高于其他影響因素，但是這些地區城鎮化水平都是比較低的，對經濟發展的帶動比較有限。根據凱恩斯理論，一個地區經濟發展與當地的消費水平、投資水平、當地政府的開支水平以及對外依存度都有很強的相關性。在少數民族地區，其經濟發展受當地自然環境的約束，其對外依存度也大打折扣，尤其是對外資的依存度[1]。

通過對全國大多數少數民族地區經濟發展路徑的比較研究發現，這些地區有比較多的共同點。

（一）當地城鎮化發展水平比較低

當地城鎮化水平遠低于自己省份的平均水平。在2012年全國城鎮化水平已經達到52.57時，恩施州的城鎮化水平才34.55，這些地區經濟發展需要上級政府財政補貼，缺乏內生性經濟增長。

（二）產業支柱不能支撐當地經濟發展

傳統支柱產業衰落，具有發展潛力的產業不具有規模經濟效應，難以支撐當地經濟規模上升到新的臺階。傳統產業要么是直接淘汰，或者私有化，導致大量城市人口失業，城市經濟一蹶不振；要么傳統產業緩慢升級換代，或被更大的境外大企業收購重組，但對當地經濟貢獻大打折扣。

（三）對外依存度低，二元經濟更為明顯

少數民族地區多為山區，交通比較落后，與外界聯系相對較少，特別是大山深處的居民。少數民族地區不同年齡層次的人往往具有較大的差異，就土地依賴程度而言，歲數越大的人越依賴這些土地；而稍年輕的農村人在外出打工掙上錢之后，往往過上了近似城市的生活，從而衍生出大量生活在當地中小城市和集鎮，又擁有農村戶口的人。少數民族地區經濟發展差異化明顯，城市經濟與農村經濟差別巨大，二元經濟結構明顯。本文以恩施州為例，運用實證分析的方法深入研究影響當地經濟發展的系列因素及其權重[2]。

二、恩施州經濟發展現狀

恩施州自1983年成立以來，當地經濟發展取得長足進步，在2012年全州經濟總產值達到482.19億元，比1983年的9.1億元增長53倍；工業增加值達到133.32億元，比1983年的1.6億元增長83倍；全社會固定資產總值達 406.19億元，比 1983年的1.7億元增長239倍；地方公共財政收入40.43億元，比1983年的0.9億元增長45倍；社會消費品零售總和達到182.84億元，比1983年的4.2億元增長44倍；農民人均純收入4571元，比1983年的256元增長18倍；城鎮居民人均可支配收入達到15058元，比1983年的675元增長22倍。產業結構不斷優化，其中第一產業的比重不斷下降，第二產業的比重穩步上升，第三產業取得長足發展，到2012年三次產業結構比例為 25.9：34.1：40.0 。第二產業和第三產業保持著比較快的發展速度。

三、少數民族地區經濟發展路徑的實證研究

（一）模型建立與數據選取

根據凱恩斯經濟發展理論和恩施州的實際情況，本文擬建立影響當地經濟的多因素誤差修正模型。從實證的角度出發，研究當地消費水平、當地投資水平與當地政府購買水平、當地經濟發展水平之間的動態關系[3]，并根據恩施州外貿的現狀及其對當地整個經濟的貢獻度，建立了三部門模型：Y=C+I+G。

根據數據的可得性，我們選取了1999年至2012年的數據樣本，數據來源為1999年到2012年恩施州統計公報和統計年鑒，以恩施州全年國內生產總值為因變量代替解釋當地經濟發展水平，記為gdp；以全社會消費品零售總額代替解釋全社會居民消費水平，記為consump；以全社會固定資產投資總額代替解釋恩施州全社會的投資水平，記為invest；以地方一般預算支出代替解釋當地政府的購買水平，記為 outlays。沒有考慮進出口對當地經濟的影響，同時消除了價格因素的影響。本文所有結果都來自于eviews6.0軟件的計算。

（二）單位根檢驗

觀察序列gdp、consump、invest和outlays的時序圖可以發現增長趨勢，說明這四個序列是是非平穩序列，如果直接對他們進行回歸分析就會出現虛假回歸，模型擬合結果再好也是沒有實際意義的。必須對序列進行平穩性檢驗，只有同階平穩序列才能進行回歸，做進一步的經濟分析。本文采用Dickey和Fuller的增廣單位根ADF檢驗變量的平穩性，滯后階數均根據自動選擇 SIC原則確定，本文的滯后階數默認為2階。

在對原序列進行的ADF檢驗是接受原假設的，只有在對原序列兩次差分之后序列才變得平穩；通過了置信水平為5%的檢驗，而且都是二階平穩序列，記為I（2），如表1所示。

表 1 ADF檢驗

變量之間的相關性檢驗說明了序列之間的關系，為建立數量模型提供了統計意義上的依據，同時根據凱恩斯經典模型，對影響經濟發展的幾個變量做進一步的相關性分析。本文利用 eviews6.0軟件檢驗這幾個變量是否存在相關性。結果如表2所示，consump、invest、outlays 都與gdp存在高度相關。

（三）協整檢驗

通過單位根檢驗已經知道序列gdp 、consump、invest和 outlays四個序列都是二階單整條件，他們之間的線性組合可能存在協整關系，可以通過協整分析進一步檢驗他們之間是否存在長期均衡關系。本文采用E-G兩步法對多變量進行協整檢驗，即通過檢驗回歸模型殘差序列是否為平穩序列[4]。

表2 相關性檢驗

首先對變量 gdp和 consump、invest、outlays做OLS估計，得到殘差序列，并檢驗殘差序列的平穩。如果殘差序列是平穩的，則說明原變量之間存在某種協整關系，如果是非平穩序列，則說明原變量之間不存在協整關系，回歸沒有實際意義。本文仍采用ADF檢驗殘差序列是否平穩，OLS回歸結果為：

其中：R^2表示相關系數，代表整體擬合優度，DW表示杜邦檢驗系數，代表變量間的自相關程度，括號的數值表示T檢驗值，括號外的*表示置信水平，***表示在 1%的置信水平下拒絕原假設，解釋變量與被解釋變量之間存在顯著性關系，**表示置信水平為 5%，*表示置信水平為 10%。從回歸結果來看是比較理想的，但是為防止出現偽回歸，需要對模型擾動項進行序列的自相關檢驗。本文采用使用于多變量自相關檢驗的LM檢驗。擾動項記為ecm。

LM檢驗原假設為：直到p階滯后不存在序列相關，p為預先定義好的整數，備擇假設：存在p階自相關，F是對所有滯后殘差聯合顯著性的一種檢驗，T*R^2統計量是 LM 檢驗統計量。檢驗結果如表 3所示，接受了原假設，說明遠回歸模型不存在序列自相關問題。

則其一階非均衡關系可寫成：

表3 回歸模型的殘差序列的LM檢驗

經檢驗與當地經濟發展密切相關的幾個因素都不是平穩的，都是二階平穩序列。但是根據一般經濟學知識，這些變量間確實存在某種均衡關系，所以下面對這幾個變量做進一步的協整檢驗[5]。協整就是非平穩經濟變量間存在的長期穩定的均衡關系。本文采用Engle和Granger1987年提出的單位根檢驗，基本思路就是對回歸模型的隨機擾動序列做進一步的單位根檢驗，結果如表4所示，經單位根檢驗，隨即擾動項在無截距項和趨勢項下是平穩序列，說明殘差序列是平穩的，可以確定回歸方程中的幾個變量之間存在協整關系，因變量與解釋變量之間存在長期均衡關系。從OLS回歸I結果可見，消費、投資與政府購買對當地經濟發展都具有很大的正向作用。

表4 回歸模型殘差的ADF檢驗t-Statistic Prob.*

（四）誤差修正模型分析

根據以上協整分析，發現消費、投資和政府支出對當地經濟發展存在長期穩定關系，可以建立誤差修正模型來進一步分析其他因素之間的短期波動和長期均衡關系。

根據前文確立的多變量長期均衡關系有：

于是他的一個誤差修正模型為：

該誤差修正模型將長期調節和短期調節都考慮進去了，用ecm代替：λ就是長期均衡的調節系數，一般λ為負數，體現非均衡誤差對經濟增長的控制。建立誤差修正模型：

公式中誤差修正項 ecm反映了長期均衡對短期波動的修正機制，該系數為-0.9719，滿足反向修正機制，反映變量間的短期和長期關系，說明短期波動偏離長期均衡狀態時，將以 97.19%的調節幅度將非均衡狀態調整回均衡狀態。其中居民消費總額對經濟的影響最為明顯，其次是政府行為對經濟的影響，第三是投資拉動，消費變量、投資變量和政府購買變量對經濟的解釋程度達到了 96.29%，其他剩余因素對當地經濟的影響程度不足4%，這說明我們的模型建立是比較成功的。

四、結論與經濟預測

（一）結論

通過對恩施州經濟發展現狀的分析，以及計量模型的實證研究，得出結論：恩施經濟發展與全州居民消費零售總額、全州固定資產投資總額以及全州地方一般預算支出存在長期均衡關系；長期來看，居民消費總額對恩施州經濟增長貢獻最大，全社會消費每增加一個單位，對當地經濟貢獻1.1616個單位的產出，全社會固定資產投資額每增加一個單位，對當地經濟貢獻0.3432個單位的產出，全年政府一般預算支出每增加一個單位，對當地經濟貢獻0.3723個單位的產出；短期來看，當經濟出現巨大波動時，經濟系統會自動以97.19%的控制程度調節經濟狀態。總體來說，一個地區居民消費水平還是主要依賴當地經濟的發展和利益分配。從對恩施州經濟發展現狀的分析得出，農村地區的居民純收入增長幅度遠落后于城鎮地區居民收入增長幅度，城鎮地區居民人均可支配收入遠落后于發達地區的居民可支配收入；當地的固定資產投資額總體仍然偏小，民營經濟的投資幅度規模不夠，對當地經濟貢獻小；政府投資這塊主要集中在一些大的工程項目中，這些年恩施州經濟發展比較快也得益于這些大的工程項目，如宜萬鐵路、高速公路等，但是當地財政收入嚴重小于當地財政支出，需要上級部門財政補貼，對當地經濟發展也是心力不足，比如針對恩施州豐富的旅游資源開發問題，地方政府的投入明顯不足，導致了旅游產業的發展滯后，第三產業占國民經濟的比重偏低[6]。

（二）經濟預測

利用恩施州1999年至2012年時間序列數據，以及恩施州經濟發展的協整-誤差修正模型預測恩施州經濟發展的各年份國內生產總值，預測結果如表 5。在表5中，在14年的預測結果中最大誤差為3.82%，最小誤差為-7.64%。結果顯示預測結果非常不錯。

再利用static方法估計1999-2012年gdp的情況。從圖 1可以看出，利用動態模擬方法得到的數值波動較小，方差所占比例為 0.074788，接近于零說明比較好地模擬了實際序列的波動，Theil不相等系數為 0.008742，其中協方差為 0.871988，表明誤差修正模型的預測結果非常好。

表5 1999-2012年時間序列模型gdp預測結果

圖1 用static方法估計1999-2012年GDP

[1] 陳亞平．恩施州經濟社會發展形勢報告[J]．恩施州黨校學報，2005，（2）．

[2] 郭大孝．恩施州經濟社會發展戰略回顧與構想[J]．湖北民族學院學報（哲學社會科學版），2002，（2）．

[3] 劉永佶．中國少數民族經濟發展研究[M]．北京：中央民族大學出版社，2006．

[4] 田孟清．湖北省恩施土家族苗族自治州經濟發展面臨的困難與對策[J]．中南民族大學學報（人文社會科學版），2012，（5）．

[5] 趙亮．少數民族地區縣域經濟發展實證研究[J]．長沙航空職業技術學院學報，2012，（1）．

[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．