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，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］?？梢钥闯?，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%?；嵯禂?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

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，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）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)分布的影響較小（個(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?！翱罩没爆F(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。

［1］R.Kanbur and X.Zhang.Which Regional Inequality：The Evolution of Rural－Urban or Coast－Inland Inequality in China？［J］.Journal of Comparative Economics，1999，（12）27：686－701.

［2］Masahisa Fujita，Dapeng Hu.Regnioal Disparities in China 1985－1994：the effects of giobalization and economic liberalization［J］.The Annal Regional Science，2001，35（1）：3－37.

［3］楊偉民.地區(qū)間收入差距變動(dòng)的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，1992，（01）：70－74

［4］魏后凱.中國(guó)地區(qū)間居民收入差異及其分解［J］.經(jīng)濟(jì)研究，1996，（11）：66－72

［5］高志剛.20年來(lái)新疆地州區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異動(dòng)態(tài)分析［J］.干旱區(qū)地理，2002，（9）：272－277.

［6］韓延玲，高志剛.新疆可持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展動(dòng)態(tài)分析與評(píng)價(jià)［J］.干旱區(qū)地理，2007，（2）：289－294.

［7］舒強(qiáng)，李偲.新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異分析及其協(xié)調(diào)發(fā)展研究［J］.安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，（15）：6561－6564.

［8］李豫新等.新疆南北疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異預(yù)警研究［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2012，（8）：2.

［9］M.S.Handcock：Relative Distribution Methods［M］.Los Angeles，CA Press，Version 1.6－2，2013.

［10］新疆統(tǒng)計(jì)年鑒（1999－2013）［M］.北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社.

［11］新疆50年［M］.北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2006.

［12］Handcock，M.S.and Morris，M.Relative Distribution Methods.Sociological Methodology［OL］.1998.

［13］Handcock，M.S.and Morris，M.Relative Distribution Methods in the Social Sciences［OL］.New York：Springer－Verlag，1999.

［14］Morris，M.，Bernhardt，A.D.and Handcock，M.S.E－conomic Inequality：New Methods for New Trends［J］.American Sociological Review，1994，（59）：205－219.

［15］Pittau，M.G.and Zelli，R.Trends in Income Distribution in Italy：A Non－Parametric and a SemiParametric Analysis［J］.Journal of Income Distribution，2006，（15）：90－118.

［16］World Bank.Inequality and Economic Development in Brazil［M］.Washington，DC：World Bank，2004.

［17］Fan，Shenggen，Ravi Kanbur，and Xiaobo Zhang.China’s Regional Disparities：Experience and Policy［J］.Review of Development Finance，2011，（1）：47－56.

［18］R.Kanbur and X.Zhang.Fifty Years of Regional Inequality in China：A Journey Through Central Planning，Reform and Openness［J］.Review of Development Economics，2005，9（1）：87－106.

［19］Handcock，M.S.Relative Distribution Methods［M］.Los Angeles，CA Press.Version 1.6，2011.

（責(zé)任編輯：車碧云）

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)。