民族自治縣經(jīng)濟發(fā)展分類及影響因素研究

張 漢，劉大志

（大連民族大學(xué)，遼寧 大連 116600）

一、引言

自黨的十八大確立“全面建成小康社會”奮斗目標以來，以習(xí)近平同志為核心的黨中央高瞻遠矚、統(tǒng)籌安排、科學(xué)謀劃，帶領(lǐng)全國人民為順利實現(xiàn)這一奮斗目標，付出了巨大的努力。在慶祝中國共產(chǎn)黨成立100 周年大會上，習(xí)近平總書記莊嚴宣告：“經(jīng)過全黨全國各族人民持續(xù)奮斗，我們實現(xiàn)了第一個百年奮斗目標，在中華大地上全面建成了小康社會，歷史性地解決了絕對貧困問題，正在意氣風(fēng)發(fā)向著全面建成社會主義現(xiàn)代化強國的第二個百年奮斗目標邁進?！被赝】瞪鐣ㄔO(shè)的發(fā)展歷程，深刻總結(jié)和理性審視全面建成小康社會進程中的歷史經(jīng)驗與實踐智慧，為開啟全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程奠定堅實基礎(chǔ)。

當前研究在小康建設(shè)、民族縣域、跨越發(fā)展以及政策創(chuàng)新等方面都有較多積累，但真正與本文形成一致研究指向的也不多見。小康主要集中在小康目標的內(nèi)涵與演進、指標與測評、路徑與挑戰(zhàn)、落實與對策等方面（楊宜勇，2016；李培林等，2015；謝志強，2016；），以及對小康進程的實證測算。與東中部相比，貧困連片以及民族地區(qū)的小康建設(shè)雖成績巨大，但族際與區(qū)域不平衡嚴重，困難和挑戰(zhàn)依然嚴峻（黃啟學(xué)等，2015；丁賽等，2014；鄭長德，2013-2016）。相關(guān)文獻表明，跨越式發(fā)展不僅限于產(chǎn)業(yè)技術(shù)層面，其外推型、內(nèi)生型和復(fù)合型的跨越模式分類也對區(qū)域、國家跨越具有相當適用性。由于跨越式發(fā)展往往意味著打破常規(guī)和突進（鄧光奇，2003；樊綱，2004），要求結(jié)構(gòu)優(yōu)化和生產(chǎn)力質(zhì)變在成因上存在著技術(shù)—管理—資本跨越的波浪效應(yīng)（鄔文兵等，2005），在約束條件上存在著貧困循環(huán)—低水平均衡—比較優(yōu)勢等多重陷阱，因此其在路徑和模式選擇上必須突破路徑依賴，綜合運用外源、內(nèi)源型跨越機遇，推動系統(tǒng)性創(chuàng)新。民族地區(qū)的跨越式發(fā)展尤其需要發(fā)揮特色、因地制宜，特別要打破自然地域與社會活動之間惡性循環(huán)的“空間貧困陷阱”（張麗君，2015）。此類模式創(chuàng)新成果，尚未能在民族縣域的跨越式發(fā)展中得以運用和體現(xiàn)。

全面建成小康社會是全國人民共同奮斗的成果。各民族團結(jié)攜手，共同邁進全面小康，體現(xiàn)了中華民族優(yōu)良傳統(tǒng)，體現(xiàn)了中國特色社會主義制度的顯著優(yōu)勢。民族地區(qū)，特別是約占全國少數(shù)民族人口總數(shù)五分之一的120 個民族自治縣（旗）是全國脫貧攻堅主戰(zhàn)場，是實現(xiàn)這一宏偉目標的關(guān)鍵所在。本文對近年來（2011-2018）120 個民族自治縣在全面小康進程中的經(jīng)濟社會發(fā)展模式及其影響因素進行分析，希望總結(jié)歸納出在此進程中優(yōu)勢發(fā)展經(jīng)驗，調(diào)整改正不利于發(fā)展的因素，以期為民族地區(qū)進一步實現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化提供決策參考。

二、研究方法

（一）指標體系構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

在綜合考慮120 個民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展情況及數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，以國家統(tǒng)計局2013年發(fā)布的《全面建成小康社會統(tǒng)計監(jiān)測指標體系》為藍本，構(gòu)建了民族自治縣小康社會發(fā)展水平評價指標體系（見表1）。該指標體系由經(jīng)濟實力、生活水平、社會發(fā)展和脫貧情況等四個一級指標組成，共包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值、二產(chǎn)與三產(chǎn)產(chǎn)值/GDP、農(nóng)業(yè)機械總動力/農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入等10 個正向二級指標和脫貧情況1 個負向二級指標。在指標體系中，一、二級指標權(quán)重綜合各方面專家的意見得出。各指標的參考值確定主要依據(jù)兩個方面：一是以國家統(tǒng)計局《全面建成小康社會統(tǒng)計監(jiān)測指標體系》中相近指標參考值為標準，二是以相關(guān)指標全國平均水平為標準。由于數(shù)據(jù)獲取性限制，本文整體研究時間為2011—2018 年（2019 年數(shù)據(jù)缺失嚴重，2020 年相關(guān)數(shù)據(jù)還未公布）；所使用的數(shù)據(jù)均直接、間接來源于2012—2019 年的《中國民族統(tǒng)計年鑒》。

表1 民族自治縣小康進程中社會發(fā)展水平評價指標體系

（二）民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展水平評價

小康社會進程中民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展水平的評價方法主要包含三個步驟。第一步，計算二級指標的發(fā)展水平。正向指標的計算方法為：

其中，f(X)為第個二級指標的發(fā)展水平，X為第i 個二級指標實際值，X為第i 個二級指標參考值。

第二步，計算民族自治縣小康社會進程一級指標的發(fā)展水平。

其中，F(xiàn)表示第n 個一級指標的發(fā)展水平，m為第n 個一級指標中含有的二級指標的個數(shù)。d為第i 個二級指標對應(yīng)的權(quán)重。

第三步，計算小康社會進程中民族自治縣整體發(fā)展水平。

其中，F(xiàn) 表示總體發(fā)展水平，K為第n 個一級指標對應(yīng)的權(quán)重。

（三）民族自治縣社會經(jīng)濟發(fā)展水平影響因素

本文擬采用變截距模型的個體固定效應(yīng)模型，該模型允許各個成員存在個體的影響，并用截距項的差別來說明，模型的回歸方程如下：

其中，X是k*1 個向量，β 是k*1 向量，i=1，2，3，…，N；t=1，2，…，T；u為個體效應(yīng)，i 個個體成員方程間的截距項u不同，用來說明個體影響，即反應(yīng)模型中忽略的反應(yīng)個體差異的變量影響；隨機擾動項ε反應(yīng)模型中忽略的隨個體成員和時間變化因素的影響。

部分民族自治縣發(fā)展模式為了降低異方差的干擾，對絕對變量進行對數(shù)變換，表達式為：

其中，i 表示民族自治縣，t 表示2011-2018 年，主要變量和變量符號詳見表2。

表2 主要變量和變量符號

（四）民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式空間分異的影響因素分析

地理探測器是探測空間分異性以及揭示其背后驅(qū)動因子的一組統(tǒng)計學(xué)方法，包括風(fēng)險探測、因子探測、生態(tài)探測和交互探測四部分。由于該方法在應(yīng)用時沒有過多的假設(shè)條件，可以有效克服傳統(tǒng)統(tǒng)計方法處理類別變量的局限性，目前已被應(yīng)用于從自然到社會十分廣泛的領(lǐng)域，并主要用于分析各種現(xiàn)象的影響因子及多因子交互作用。本文主要運用地理探測器的因子探測模塊來定量測度不同影響因素對民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式空間分布差異的解釋程度，其模型為：

式中：Q是因子f 對發(fā)展模式d 的影響力探測值；i=1，...，m 為變量Q或因子f 的分層（Strata），即城市數(shù)量；n 和n是全區(qū)和各城市的樣本量，σ和σ是全區(qū)和各城市的幸福感的方差。Q取值范圍為[0，1]，數(shù)值越大表明影響因素的解釋力越強，數(shù)值為0 說明影響因素與發(fā)展模式完全無關(guān)，數(shù)值為1 說明影響因素可以完全解釋發(fā)展模式的空間分布差異。

三、實證研究

本文擬選擇2011—2018 年各民族縣域標準化后數(shù)據(jù)對120 個民族自治縣小康進程中的影響因素進行實證分析，經(jīng)多次檢驗分析，此次數(shù)據(jù)無多重共線性、自相關(guān)性和內(nèi)生性等問題，在一定程度上，具有準確性、科學(xué)性、合理性和可行性，回歸結(jié)果均具有可信度。

首先根據(jù)經(jīng)濟社會發(fā)展指數(shù)水平情況，將民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展水平分為4 個等級（＜0.6 為低級，0.6—0.7 為中級，0.7—0.8 為高級，＞0.8 為較高級）。然后，根據(jù)2011—2018 年每個縣所在等級的變化情況將120 個民族自治縣分為4 種類型，即缺乏動力型、跨越式發(fā)展型、穩(wěn)步上升型和自主發(fā)展型等。其中缺乏動力型為2011—2018 年始終處于低、中級水平；跨越式發(fā)展型為直接從低（中）級上升到高（較高）級水平；穩(wěn)步上升型指從低級逐漸過渡到中、高、較高級水平；自主發(fā)展型則始終處于高級及以上水平。

（一）民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式總體特征

根據(jù)民族自治縣小康進程中社會發(fā)展水平評價指標體系劃分可知，2011-2018 年，120 個民族自治縣在小康社會進程中，18 個縣屬于缺乏動力型，20 個縣屬于跨越式發(fā)展型，63 個縣屬于穩(wěn)步上升型，19 個縣屬于自主發(fā)展型。其中，缺乏動力型民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展水平始終處于低、中級，沒有達到高級水平，如廣西都安縣始終處于低級水平，青?；】h在2011—2013 年處于低級，2014—2018年處于中級水平；跨越式發(fā)展型民族自治縣在某一年份突然從低級上升為高、較高級，或從中級上升為較高級，實現(xiàn)了跨越式發(fā)展，如河北青龍縣和廣西融水縣在2011-2016 年始終處于低、中級，但2017年分別跨越式發(fā)展到高級和較高級水平；穩(wěn)步上升型民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展水平逐步從低、中級上升到高、較高級，如河北圍場縣和湖南麻陽縣逐步從低級發(fā)展到中、高級或較高級水平，吉林伊通縣和海南昌江縣逐步從中級發(fā)展到高級、較高級水平；自主發(fā)展型民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展水平始終處于高級以上，如河北大廠縣始終處于較高級水平，吉林省長白縣始終處于高級和較高級水平（圖1）。

圖1 2010-2018 年不同發(fā)展模式的民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展指數(shù)

（二）民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式空間分布特征

從空間分布來看（圖2），18 個缺乏動力型的民族自治縣主要分布在我國西南地區(qū)的廣西、云南、貴州和北部的甘肅、青海等省份，如都安、墨江、務(wù)川、張家川、化隆等縣；20 個跨越式發(fā)展型民族自治縣主要分布在西部的云南、廣西和青海等地區(qū)，如巍山、雙江、門源、大通等縣；63 個穩(wěn)步上升型民族自治縣主要集中分布在三個區(qū)域，即西南部的云南、貴州、四川、重慶等省份，如玉龍、三都、石柱、北川等縣，南部的廣西、湖南兩省，如昌江、新晃等縣，以及北部的遼寧和新疆兩省，如阜新、巴里坤等縣；19 個自主發(fā)展型民族自治縣主要分布在北部的遼寧、吉林、河北、甘肅和新疆等省份，如本溪、長白、大廠、肅南、和布克賽等縣。

圖2 小康社會進程中民族自治縣不同發(fā)展模式的空間分布

（三）民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展水平的影響因素

基于個體固定效應(yīng)模型分析結(jié)果，通過對四種類型的民族自治縣小康進程中社會發(fā)展水平影響因素的研究，發(fā)現(xiàn)影響因素共性與異性并存?，F(xiàn)將四種模式類型民族自治縣小康進程中社會發(fā)展水平影響因素總結(jié)歸納到一起進行對比分析，以便更直觀準確地總結(jié)出各個模式類型民族自治縣發(fā)展影響因素之間的共性與異性。結(jié)果顯示（表3），其中人均財政支出水平這一指標因素在各類民族自治縣中均呈現(xiàn)顯著性很強的主要因素特征；人均地區(qū)生產(chǎn)總值這一指標因素對穩(wěn)步上升型、自主發(fā)展型及跨越式發(fā)展型三個類型民族縣域發(fā)展水平提高起到了主要貢獻作用，對缺乏動力型民族自治縣無顯著性；農(nóng)業(yè)機械總動力/農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值這一指標因素對缺乏動力型、自主發(fā)展型及跨越式發(fā)展型這三個類型民族縣域發(fā)展水平提高起到了主要貢獻作用，對穩(wěn)步上升型縣域發(fā)展水平提高也起到次要貢獻作用；人均社會消費品零售額這一指標因素對穩(wěn)步上升型、自主發(fā)展型及跨越式發(fā)展型這三個類型民族縣域發(fā)展水平無顯著性，對缺乏動力型縣域發(fā)展水平提高顯著性也較弱；醫(yī)院床位/萬人這一指標因素對缺乏動力型、穩(wěn)步上升型和跨越式發(fā)展型三個類型民族縣域發(fā)展水平提高起到了次要貢獻作用。其余社會發(fā)展水平影響因素則存在較為明顯的差異性。

表3 各類型民族自治縣小康進程中社會發(fā)展水平影響因素

（四）民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式空間分異的影響因素

將選取的11 個影響因子值離散化后和發(fā)展模式類型值導(dǎo)入地理探測器模型，得出各因子對民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式的影響力（即q 值，q 值越大表示該因子對發(fā)展模式影響越大，q 值越小表示該因子對發(fā)展模式影響越?。?。結(jié)果顯示（表4），對民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式的影響大小依次是：人均地區(qū)生產(chǎn)總值（0.36-0.62）、人均社會消費品零售額（0.43-0.49）、農(nóng)民人均純收入（0.26-0.37）、二產(chǎn)與三產(chǎn)產(chǎn)值/GDP（0.10-0.20）、人均財政支出水平（0.07-0.47）、醫(yī)院床位數(shù)（0.10-0.29）、最低保障人數(shù)比例（0.18-0.30）、醫(yī)院技術(shù)人員（0.13-0.17）、醫(yī)院數(shù)量（0.07-0.11）。由此可知，影響民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式的主要因子是人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人均社會消費品零售額、農(nóng)民人均純收入、二產(chǎn)與三產(chǎn)產(chǎn)值/GDP 和人均財政支出水平等，這5 個因素在2011—2018 年期間，始終對民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式有較為顯著的影響。其次，醫(yī)院床位數(shù)在2011—2018 年有顯著影響，最低保障人數(shù)比例和醫(yī)院技術(shù)人員在2011—2013 年有顯著影響，醫(yī)院數(shù)量在2013-2016 年有顯著影響，而農(nóng)業(yè)機械總動力/農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值和中學(xué)生數(shù)量則在2011-2018年沒有顯著性影響。

表4 民族自治縣經(jīng)濟社發(fā)展模式影響因素探測結(jié)果

四、結(jié)語

通過對全面小康進程中民族自治縣社會發(fā)展水平影響因素的研究，各個類型民族自治縣的集中共性在于人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人均社會消費品零售額的提升、人均財政支出的大力補貼以及政府脫貧工作的不斷努力，對民族自治縣的產(chǎn)業(yè)脫貧多集中在對第一產(chǎn)業(yè)的延伸和改造；經(jīng)地理探測器結(jié)果可知其空間分布特征主要受到人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人均社會消費品零售額、農(nóng)民人均純收入、二產(chǎn)與三產(chǎn)值/GDP 和人均財政支出水平等5 個因素的影響。根據(jù)上述分析，本文提出以下建議：

新時代脫貧攻堅目標已如期完成，但民族地區(qū)要牢牢抓住“十四五”發(fā)展規(guī)劃的契機，從以往的國家政策幫扶和財政轉(zhuǎn)移支持情況下進一步積極培育自我發(fā)展能力是謀求下一階段發(fā)展突破的重中之重。就民族自治縣空間分布情況而言，以我國城鎮(zhèn)化空間分異的演變進程為背景，分析民族自治縣在新時代城鎮(zhèn)化進程中的區(qū)位節(jié)點和發(fā)展局面，并進一步打造民族縣域的“點—群”架構(gòu)，以此為基準，打通宏、中、微觀，同時依托“兩縱三橫”城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略格局及19 個國家級城市群，重構(gòu)我國民族縣域發(fā)展的差異化格局，爭取構(gòu)造新的發(fā)展單元。同時對于民族自治縣的對外貿(mào)易發(fā)展也不可忽視，民族自治縣的貿(mào)易發(fā)展情況近年來處于持續(xù)增長趨勢，但在全球貿(mào)易保護主義抬頭的影響下，增速有所放緩。如何破解民族自治縣的對外貿(mào)易發(fā)展困局，對民族自治縣能否進一步實現(xiàn)持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要，也對民族自治縣能否更好地融入國內(nèi)國際大市場和參與國內(nèi)國際雙循環(huán)是一個新的挑戰(zhàn)。再結(jié)合我國“十三五”以來的外貿(mào)發(fā)展大數(shù)據(jù)，分析民族自治縣在我國外貿(mào)發(fā)展格局中的價值鏈方位和發(fā)展形勢，并在此基礎(chǔ)上，聚焦民族縣域，對其受國內(nèi)、國際雙循環(huán)的影響過程做出分析，以謀求進一步發(fā)展。

但筆者認為，由于各個縣域的數(shù)據(jù)難以獲取，對于具體縣域部分計量方法無法運行是這篇文章的缺憾。目前分析至此，希望此文對研究全面小康進程中民族自治縣經(jīng)濟社會發(fā)展模式及其影響因素有些許貢獻。