新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異測(cè)度分析
——基于相對(duì)分布法

譚斌

（新疆石河子大學(xué)商學(xué)院，新疆 五家渠 831300）

新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異測(cè)度分析
——基于相對(duì)分布法

譚斌

（新疆石河子大學(xué)商學(xué)院，新疆 五家渠 831300）

文章基于相對(duì)分布法對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行了測(cè)度分析，研究表明新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體實(shí)力在不斷上升，發(fā)展較快和發(fā)展滯后地區(qū)的差異明顯加大。從相對(duì)分布的角度看，新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)總體呈明顯的“U”形分布，具體表現(xiàn)為：經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于中間水平的地區(qū)發(fā)展速度相對(duì)變緩，出現(xiàn)了“空置化”現(xiàn)象，即中等發(fā)展地區(qū)非固化；發(fā)展滯后地區(qū)內(nèi)部差異化的擴(kuò)大程度高于區(qū)域總體及區(qū)域的其他地區(qū)。另外，區(qū)位因素對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的影響似乎并不是一個(gè)顯著的因素。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異；核密度估計(jì)；相對(duì)分布法

一、引言

隨著新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)的不斷發(fā)展，尤其是改革開(kāi)放以來(lái)，新疆經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)，但區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問(wèn)題也日益加劇，并引發(fā)了一系列嚴(yán)重問(wèn)題，受到中央和自治區(qū)政府的高度關(guān)注與重視。

區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問(wèn)題，一直以來(lái)也是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)之一。RaviKanbu和 Xiaobo Zhang選用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異進(jìn)行了研究，指出農(nóng)村與城市之間的差異大于沿海與內(nèi)陸之間的差異［1］。Masahisa Fujita和Dapeng Hu用GDP和工業(yè)總產(chǎn)值對(duì)泰爾指數(shù)進(jìn)行分解得出：沿海與內(nèi)地之間的差距在擴(kuò)大［2］。國(guó)內(nèi)學(xué)者楊偉民通過(guò)1978年與1992年人均GNP洛侖茲曲線(xiàn)，研究了改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)的區(qū)域差距問(wèn)題［3］。魏后凱采用泰爾指數(shù)計(jì)算1985－1995年間三大地帶（東、中、西）間的居民人均收入差異，認(rèn)為改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)三大地帶的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越來(lái)越趨于不平衡，東部與中西部地區(qū)間差距正在不斷擴(kuò)大［4］。新疆區(qū)內(nèi)學(xué)者高志剛從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展的角度選取綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行了分析和評(píng)價(jià)［5］。韓延玲采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異和居民收入差異兩方面對(duì)新疆三大區(qū)域（北疆、南疆和東疆地區(qū)）經(jīng)濟(jì)差異現(xiàn)狀和改革開(kāi)放以來(lái)的動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行了分析與評(píng)價(jià)，并進(jìn)一步指出新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異過(guò)大，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、政治、民族等各方面產(chǎn)生諸多消極影響，必須給予高度重視［6］。舒強(qiáng)通過(guò)對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、人均水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展環(huán)境等多個(gè)方面的對(duì)比，以及標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、洛倫茲曲線(xiàn)等參數(shù)的計(jì)算，分析了新疆區(qū)域內(nèi)部三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異特征［7］。李豫新等對(duì)新疆南北疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異情況進(jìn)行了統(tǒng)

計(jì)描述［8］。可以看出，對(duì)于新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的定量研究方面，主要集中于對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡總體上測(cè)度，在方法上主要采用多指標(biāo)評(píng)價(jià)法、單一指標(biāo)、組合評(píng)價(jià)法等實(shí)證方法，但如何從統(tǒng)計(jì)分布角度更加細(xì)致地關(guān)注新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異顯得有些不足。Morris等人的研究發(fā)現(xiàn)，標(biāo)準(zhǔn)的不平等測(cè)度只能說(shuō)明在不平等變化的特定方面（如：基尼系數(shù)或泰爾指數(shù)），而無(wú)法關(guān)注到其分布變化的具體情況［9］。為此，本文選用非參數(shù)分析工具之一的相對(duì)分布法來(lái)系統(tǒng)分析新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的狀況，并將“區(qū)域差距”界定為“區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異”，并相應(yīng)地簡(jiǎn)稱(chēng)為“區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異”。另外，為了便于和以往大多數(shù)學(xué)者的研究相比較，本文在數(shù)據(jù)分析指標(biāo)的選擇上，主要以區(qū)域GDP和人口數(shù)兩大經(jīng)濟(jì)社會(huì)指標(biāo)為量化分析的基礎(chǔ)。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及分析方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及描述

文章分析數(shù)據(jù)源于《新疆50年》及新疆2001－2013年統(tǒng)計(jì)年鑒［10］［11］，所使用和計(jì)算的指標(biāo)主要是：以1978年為不變價(jià)平減后的2000－2012年新疆85個(gè)縣（市）的GDP及其年末人口數(shù)，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算得到的人均GDP。進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)描述如下：

由表1可以看出，整個(gè)研究期內(nèi)，除了區(qū)域人均GDP在均值和中位數(shù)上增長(zhǎng)外，新疆區(qū)域總體中發(fā)展最落后的地區(qū)人均GDP的平均漲幅為11%，而發(fā)展最快的地區(qū)為12%。基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)平均增長(zhǎng)率分別為1%、1.5%；評(píng)價(jià)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展極化度的兩個(gè)指數(shù)平均增長(zhǎng)率分別為3.5%、0.4%。另外，2012年與2001年相比，發(fā)展最滯后與最快的地區(qū)所占比重均無(wú)變化（為5%），這是發(fā)展差異被固化的表現(xiàn)。

另外，從新疆區(qū)域人均GDP主要年份的洛倫茨曲線(xiàn)的變動(dòng)情況來(lái)看，新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異正經(jīng)歷著一個(gè)不斷加大的過(guò)程（見(jiàn)圖1）。

圖1 2000－2012年主要年份人均GDP洛倫茨曲線(xiàn)

表1 基于新疆85個(gè)縣（市）人均GDP的2000－2012年經(jīng)濟(jì)差異總體情況

為了更加直觀地描述新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的動(dòng)態(tài)過(guò)程，本文進(jìn)一步引入基于新疆85個(gè)

縣（市）人均GDP的各主要年份的核密度圖，如圖2所示。

圖2 新疆各主要年份人均GDP核密度圖①

從圖2可以看出：整體分布隨著不同年份中位數(shù)的增加向右發(fā)生偏移；區(qū)域人均GDP的分布隨著時(shí)間的變動(dòng)更加分散，且峰度越來(lái)越低；區(qū)域人均GDP分布的右尾部不斷向右延伸。以上變化過(guò)程也清晰表明新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異正經(jīng)歷著一個(gè)不斷加大的過(guò)程。

另外，從區(qū)域分布情況來(lái)看，發(fā)展最快的區(qū)域主要集中在北疆，而發(fā)展相對(duì)最滯后的地區(qū)主要集中在南疆地區(qū)（見(jiàn)表2）。

表2從不同角度描述了新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異化的情況，但僅是從總體進(jìn)行描述，缺乏深入細(xì)致的分析。如通過(guò)人均GDP核密度圖雖然能觀察到新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異化變動(dòng)的總體趨勢(shì)，但卻無(wú)法確切地觀察到區(qū)域人均GDP的分布每一部分的變動(dòng)情況。為此，本文引入Handcock等提出的相對(duì)分布法。

（二）分析方法

相對(duì)分布法最早由Handcock等引入發(fā)展不平等問(wèn)題的研究中［12］［13］，用來(lái)比較兩組總體或樣本（稱(chēng)為參照組和對(duì)比組）觀測(cè)值的分布情況。通過(guò)對(duì)兩組樣本觀測(cè)值分布的對(duì)比來(lái)研究分布位置和形狀的變化，簡(jiǎn)單地說(shuō)，相對(duì)分布得到的是落入?yún)⒄战M每個(gè)分位點(diǎn)上的對(duì)比組總體的比例。因此，該方法可以界定和識(shí)別兩個(gè)組之間圍繞區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或居民收入分布所發(fā)生的變化。令Y0代表參照組區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或居民收入的連續(xù)變量，F(xiàn)0是Y0的累計(jì)分布函數(shù)（CDF），f0是Y0的概率密度函數(shù)（PDF）；類(lèi)似地，對(duì)比組的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或居民收入水平、累計(jì)分布函數(shù)和概率密度函數(shù)分布用Y、F和f來(lái)表示。Y對(duì)Y0的相對(duì)分布被定義為隨機(jī)變量R

（隨機(jī)變量R是連續(xù)性的相對(duì)數(shù)，其取值范圍為［0，1］），表示為R＝F0（Y），該變量是通過(guò)Y在Y0的分位排序上取值得到。相對(duì)分布密度g（r）定義為：在參照組分布第r分位數(shù)上估計(jì)的對(duì)比組與參照組區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或居民收入密度函數(shù)的比率，計(jì)算公式為：

表2 2000－2012年新疆85個(gè)縣（市）發(fā)展最快與最滯后地區(qū)分布情況

式中，f（·）和f0（·）分別表示Y和Y0的密度函數(shù)， 是Y0的分位數(shù)函數(shù)。相對(duì)分布反映了對(duì)比組分布的不同分位數(shù)在參照組分布分位數(shù)上的集中程度。與其他密度函數(shù)一樣，曲線(xiàn)在r1和r2下的面積是對(duì)比組與參照組在第r1和第r2分位數(shù)間的比例。

當(dāng)相對(duì)密度函數(shù)值接近1時(shí)，意味著兩個(gè)組在參照組的第r個(gè)分位數(shù)上有相似的密度，此時(shí)相對(duì)密度函數(shù)屬于［0，1］的均勻分布。當(dāng)相對(duì)密度值大于1，意味著對(duì)比組比參照組的第r個(gè)分位數(shù)的密度更大，反之則相反。通過(guò)這種方法能夠區(qū)分經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或收入分布在特定點(diǎn)間的增長(zhǎng)、穩(wěn)定或下降情況。相對(duì)分布的方法可以具體化為以下幾個(gè)方面：

1.相對(duì)分布的分解（位置/形狀）。相對(duì)分布的主要優(yōu)勢(shì)是能將相對(duì)分布分解成位置的改變（即伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展或收入分布的中位數(shù)及均值的改變），和形狀的改變（主要體現(xiàn)在方差、不對(duì)稱(chēng)性或其他分布特征的變化）。形狀的改變可能與這些因素相關(guān)，如：極化程度（或差異化程度）。假設(shè)r表示是比較樣本值y的百分位數(shù)在參照年份的秩。對(duì)于比較年份相對(duì)分布的分解，可以寫(xiě)成：

2.相對(duì)差異化指數(shù)（MRP）。相對(duì)分布分析還包括中位數(shù)相對(duì)差異化指數(shù)（MRP），這是一個(gè)基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（或收入）分布形狀的變化來(lái)說(shuō)明的差異化。為保證該指數(shù)的取值范圍在［－1，1］之間，要對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。當(dāng)該指數(shù)為0時(shí)，表示相對(duì)于參照年份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（或收入）分布沒(méi)有改變；為正值時(shí)表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（或收入）存在較大的差異化，即分布的尾部延伸；為負(fù)值時(shí)表示差異化程度下降，即分布向中心收斂。MRP指數(shù)可按下式估計(jì)［14－18］：

式中，ri是中位數(shù)調(diào)整后的參照總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（或收入）中小于比較總體樣本的第i個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（或收入）的比例，i的取值為i＝1，2，…n，n是比較總體樣本的大小。MRP指數(shù)可以通過(guò)加和的方式，把總的差異程度分解成中位數(shù)調(diào)整相對(duì)分布的上、下二分之一對(duì)差異化的影響，以便能夠從“等級(jí)上升”中區(qū)分“等級(jí)下降”，下相對(duì)差異化指數(shù)（LRP）和上相對(duì)差異化指數(shù)（URP）。

3.協(xié)變量調(diào)整。類(lèi)似于相對(duì)分布的位置和形狀分解，協(xié)變量調(diào)整技術(shù)也可用于分解，源于協(xié)變量結(jié)構(gòu)響應(yīng)關(guān)系改變而對(duì)總體的影響。為了簡(jiǎn)便起見(jiàn)，假定協(xié)變量Z是分類(lèi)變量。讓和分別為協(xié)變量所構(gòu)成的參照總體與比較

總體Z的概率密度函數(shù)，其中k為協(xié)變量的個(gè)數(shù)。響應(yīng)變量Y在兩個(gè)總體間的條件比較，可以考慮假定Z0＝k時(shí)Y0的密度：

且假定Zt＝k時(shí)，Yt的密度函數(shù)為：

這些密度函數(shù)代表了協(xié)變量響應(yīng)關(guān)系。Y0和Yt的邊緣密度函數(shù)可依次表示為：

那么，比較總體協(xié)變量構(gòu)成與參照總體協(xié)變量的響應(yīng)關(guān)系所構(gòu)成的逆分布為：

f0，C（y）能夠用于將整體相對(duì)分布分解為協(xié)變量邊際分布變動(dòng)效應(yīng)（即“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”）和協(xié)變量響應(yīng)關(guān)系（即“殘差效應(yīng)”）兩個(gè)組成部分。式中，比較項(xiàng)f（yr）與f0，C（yr）即殘差效應(yīng)（總體結(jié)構(gòu)為常數(shù)時(shí)），其分布的改變僅是所選擇的協(xié)變量依時(shí)間的改變所致；相反，f0，C（yr）和f（yr）有相同的協(xié)變量響應(yīng)關(guān)系，這兩者之比即為“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”，它的變化是假定在條件分布不變時(shí)僅僅由于總體結(jié)構(gòu)的差異所致。

三、實(shí)證分析［19］

相對(duì)分布法的關(guān)鍵是使兩個(gè)相比較的分布間有足夠的時(shí)間距離能夠觀察到兩者之間的顯著性差異，為此我們分別選擇2001和2012年為參照年份和對(duì)比年份。原因是為了縮小東西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，2000年國(guó)家提出了西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略，而2001年為實(shí)施大開(kāi)發(fā)的第一年，故本文選取2001年為參照年份，同時(shí)選取2012年為比較年份。為了判斷參照年份和對(duì)比年份分布上是否存在差異，首先通過(guò)相對(duì)分布的累計(jì)分布進(jìn)行初步判斷，以決定是否有必要做進(jìn)一步的分析。

如果兩個(gè)分布是一致的，那么相對(duì)分布的累計(jì)分布函數(shù)應(yīng)該是一條45°的直線(xiàn)，并且相對(duì)分布的概率密度函數(shù)應(yīng)該是基于［0，1］范圍的均勻分布。實(shí)際情況如圖3所示。

顯然圖3不符合這個(gè)要求，說(shuō)明兩個(gè)分布間存在差異。為此，進(jìn)一步得到2001－2012年的相對(duì)分布密度如圖4所示。

圖4顯示了2012年的區(qū)域中落入2001年區(qū)域人均GDP分布的每一個(gè)百分位數(shù)的情況。相對(duì)分布改變所顯現(xiàn)出的正斜率，在本例意味著低于2001年區(qū)域人均GDP中位數(shù)的區(qū)域規(guī)模在下降，且當(dāng)小于第7十分位數(shù)（垂直虛線(xiàn)）時(shí)，相對(duì)分布小于1；大于第7十分位數(shù)時(shí)，相對(duì)分布大于1。意味著只要選擇2001年分布的任何位于第1至第7十分位數(shù)，與之相對(duì)應(yīng)的2012年區(qū)域中人均GDP水平低于2001年的類(lèi)似地區(qū)。2001－2012年間區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)也正向影響著在相對(duì)分布高分位數(shù)的區(qū)域：分布中最大的值為5.1左右，大約位于第10十分位數(shù)，意味著相比于2001年，2012年區(qū)域中將近410%更可能落在第10十分位數(shù)上，這是新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)總量整體增加的表現(xiàn)。

（一）相對(duì)分布的分解

為了進(jìn)行更詳盡的分析，根據(jù)公式（2）將相對(duì)分布分解成位置和形狀效應(yīng)，具體見(jiàn)圖5。

圖3 相對(duì)累積分布函數(shù)圖

圖4 相對(duì)分布密度圖

圖5

圖5中b所顯示的效應(yīng)僅僅是由于中位數(shù)移動(dòng)所致，即相對(duì)分布所顯示的是在分布形狀不發(fā)生改變的情況下，僅是分布的位置發(fā)生移動(dòng)?？梢钥闯鲋形粩?shù)的位移效應(yīng)非常大，同時(shí)因?yàn)橹形粩?shù)是正向移動(dòng)，位置效應(yīng)減少了位于低分位數(shù)區(qū)域的規(guī)模，相應(yīng)增加了位于高分位數(shù)的區(qū)域規(guī)模，這是區(qū)域經(jīng)濟(jì)總體規(guī)模增加的表現(xiàn)。另外，位置效應(yīng)沒(méi)有很好地再現(xiàn)相對(duì)分布原來(lái)的尾部特征，例如：圖b十分位數(shù)對(duì)應(yīng)的最大值（7.6）高于實(shí)際值（5.2），并且其底部的十分位數(shù)所對(duì)應(yīng)的部分也遠(yuǎn)低于實(shí)際值觀測(cè)值，以上的這些差異可由形狀效應(yīng)來(lái)解釋。

從形狀效應(yīng)來(lái)看，圖5c呈現(xiàn)出明顯的“U”形分布，位于分布的最低分位數(shù)（第1分位數(shù)）的地區(qū)明顯增加且高于位于分布的最高分位數(shù)（第10分位數(shù)）地區(qū)的增加幅度，位于第2至第8分位數(shù)的區(qū)域（處于中間發(fā)展水平的地區(qū)）明顯減少。這表明，雖然大多數(shù)區(qū)域經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，但區(qū)域內(nèi)發(fā)展最滯后的地區(qū)卻無(wú)法趕上其他地區(qū)的發(fā)展水平，同時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于中間水平的地區(qū)發(fā)展速度相對(duì)明顯變緩，區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展正在出現(xiàn)“空置化”現(xiàn)象，即中等發(fā)展地區(qū)的非固化。

（二）相對(duì)差異化指數(shù)（MRP）

為了將圖形分析和差異化的量化分析相結(jié)合，進(jìn)一步引入相對(duì)差異化指數(shù)來(lái)分析新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異程度。這些指數(shù)能夠從動(dòng)態(tài)角度反映出分布形狀改變的方向和程度。表3是運(yùn)用公式（3）到（5）計(jì)算的中位數(shù)相對(duì)差異化指數(shù)（MRP）、下相對(duì)差異化指數(shù)（LRP）和上相對(duì)差異化指數(shù)（URP）。

中位數(shù)指數(shù)顯著為正，表明區(qū)域人均GDP分布從中間同時(shí)向兩個(gè)尾部延伸；下相對(duì)差異化指數(shù)（LRP）和上相對(duì)差異化指數(shù)（URP）顯示，分布的兩個(gè)尾部也大都顯著地為正（表明左、右尾部均有不同程度增加），且下相對(duì)差異化指數(shù)（LRP）相對(duì)于上相對(duì)差異化指數(shù)（URP）明顯偏大。進(jìn)一步由表3繪制相對(duì)差異化指數(shù)如圖6所示：

圖6 相對(duì)差異化指數(shù)圖

表3 新疆2002－2012年相對(duì)極化指數(shù)

由圖6可以看出，總的差異化指數(shù)（MRP）呈顯著正向增加，再次驗(yàn)證了新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異正不斷擴(kuò)大的事實(shí)；同時(shí)在分布下尾部的差異化程度（LRP）高于上尾部的差異化程度（URP），表明新疆發(fā)展滯后地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異化的擴(kuò)大程度明顯快于其區(qū)域整體水平及發(fā)展較快的地區(qū)，這與本文運(yùn)用相對(duì)分布分解后的形狀效應(yīng)結(jié)論一致；從研究期來(lái)看，LRP、URP及LRP未出現(xiàn)任何交叉，表明在一定時(shí)期內(nèi)這種差異無(wú)任何形式的收斂征兆。

（三）引入?yún)f(xié)變量（地區(qū)因素）

為驗(yàn)證區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否會(huì)受到所在區(qū)域的影響，引入了區(qū)位因素作為協(xié)變量。根據(jù)新疆地理區(qū)位特征，在區(qū)域劃分方面，多數(shù)學(xué)

者將新疆區(qū)域劃分為南疆、北疆和東疆三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域，為此本文也參照這一標(biāo)準(zhǔn)。圖7是引入地區(qū)協(xié)變量后2001年與2012年人均GDP的相對(duì)分布密度圖。

因所取協(xié)變量為離散型，故相對(duì)分布圖并不光滑，底軸可以看到參照區(qū)域協(xié)變量水平的累積頻率，縱軸表示在給定分類(lèi)變量水平（區(qū)域）的情況下，比較區(qū)域在每個(gè)已劃分區(qū)域中的相對(duì)頻數(shù)?？梢钥闯鰠^(qū)位因素似乎對(duì)新疆南北兩大區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響并不十分顯著（新疆東部地區(qū)似乎受區(qū)位因素影響較重，但其在整個(gè)新疆經(jīng)濟(jì)比重并不大）。為了證實(shí)該判斷，引入公式（7）即協(xié)變量調(diào)整技術(shù)。

圖7 2001年和2012年人均GDP的相對(duì)分布密度圖

圖8 區(qū)域協(xié)變量結(jié)構(gòu)效應(yīng)與剩余效應(yīng)

圖8左圖為區(qū)域協(xié)變量結(jié)構(gòu)效應(yīng)，右圖為區(qū)域結(jié)構(gòu)調(diào)整后的人均GDP相對(duì)分布（即：假定新疆人均GDP的相對(duì)密度在2001年與2012年有著相同的協(xié)變量構(gòu)成）。圖8左圖除了高分位數(shù)中區(qū)域份額增加比較明顯外，總的來(lái)講比較接近均勻分布，說(shuō)明所選擇的協(xié)變量（區(qū)域：北疆、東疆及南疆地區(qū)）在過(guò)去10多年間對(duì)新疆區(qū)域人均GDP的相對(duì)分布的影響較?。▊€(gè)別發(fā)展較快的區(qū)域除外，如落入十分位數(shù)對(duì)應(yīng)的區(qū)域），這在一定程度上證實(shí)了之前的判斷。因此，相對(duì)分布的形狀變化主要可能是由于區(qū)域協(xié)變量結(jié)構(gòu)以外的因素所致。

四、結(jié)論與討論

1.在過(guò)去的10余年間（2001－2012），從總體上看，無(wú)論是運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)的不平衡測(cè)度方法（如：基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)或洛倫茨曲線(xiàn)等），還是運(yùn)用非參數(shù)核密度分析，均顯示新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異程度呈加大趨勢(shì)，這與以往學(xué)者的研究結(jié)論相同。

2.進(jìn)一步引入相對(duì)分布法分析表明：盡管新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體實(shí)力在不斷增加，且在分析期內(nèi)低于2001年區(qū)域人均GDP中位數(shù)的區(qū)域數(shù)在減少，但區(qū)域內(nèi)發(fā)展最滯后的地區(qū)卻無(wú)法趕上其他地區(qū)的發(fā)展水平，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于中間發(fā)展水平的地區(qū)發(fā)展速度相對(duì)明顯變緩，區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展正在出現(xiàn)“空置化”現(xiàn)象，即中等發(fā)展地區(qū)的非固化，由此進(jìn)一步加速了新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異化。“空置化”現(xiàn)象在一定程度上對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡起到了加速器的作用。國(guó)外的研究表明，在一國(guó)或區(qū)域經(jīng)濟(jì)總體中，中等發(fā)達(dá)區(qū)域規(guī)模大的社會(huì)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展一般都比較均衡，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距比較小，社會(huì)各階層之間的利益矛盾和沖突一般都不大，這樣的社會(huì)是最穩(wěn)定、最具可持續(xù)發(fā)展的；如果相反，那么將導(dǎo)致社會(huì)矛盾的爆發(fā)，缺乏應(yīng)有的中間緩沖地帶，以至危及社會(huì)的穩(wěn)定，這些經(jīng)驗(yàn)值得重視。

3.相對(duì)分布法中的相對(duì)差異化指數(shù)分析表明：研究期內(nèi)，相對(duì)差異化指數(shù)除了再次印證了新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異正不斷擴(kuò)大的事實(shí)外，還表明新疆發(fā)展滯后地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異化的擴(kuò)大程度明顯快于其區(qū)域整體水平及發(fā)展較快的地區(qū)，且這種差異化的趨勢(shì)一定時(shí)期內(nèi)無(wú)任何的收斂征兆。如何有效遏制新疆發(fā)展滯后地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異化程度擴(kuò)大的趨勢(shì)，應(yīng)成為今后一個(gè)時(shí)期新疆對(duì)發(fā)展滯后地區(qū)精準(zhǔn)扶貧的一個(gè)工作重心。

4.相對(duì)分布法中的協(xié)變量調(diào)整分析表明：從相對(duì)分布的角度看，區(qū)位因素對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的影響似乎并不是一個(gè)顯著因素，這是一個(gè)值得深思的問(wèn)題。

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（責(zé)任編輯：車(chē)碧云）

2013年全國(guó)統(tǒng)計(jì)科研基金資助項(xiàng)目（2013LY139）。

譚斌（1966－），男，湖南長(zhǎng)沙人，副教授，研究方向：應(yīng)用統(tǒng)計(jì)學(xué)。