湖北省地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異影響因素分析
——以武漢和恩施為例

郭若藝,羅晶晶

(武漢設(shè)計(jì)工程學(xué)院 商學(xué)院,湖北 武漢 430205)

1 湖北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的概況

1.1 近十年湖北省各州市GDP差異現(xiàn)狀

1.1.1 經(jīng)濟(jì)總量在時(shí)間和增速上的差異進(jìn)一步擴(kuò)大

從2006年到2016年近十年的數(shù)據(jù)來(lái)看,湖北省內(nèi)17個(gè)市州經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)武漢一城獨(dú)大的基本格局,各市州的國(guó)民生產(chǎn)總值隨著時(shí)間的變化,總體上呈現(xiàn)穩(wěn)定增長(zhǎng)趨勢(shì)。十年時(shí)間,武漢市GDP從2590億元上升到11912.61億元,與此同時(shí),全省平均GDP由441億元,躍升至1990億元,武漢市GDP幾乎是同期全省平均GDP的近6倍。恩施GDP總量由2006年的189.5億元增長(zhǎng)到2016年的735.7億元,僅為同期武漢市GDP總量的7%和6%。詳見(jiàn)圖1。

武漢市作為省會(huì)城市,不僅在GDP總量上遠(yuǎn)超全省其他各個(gè)市州,而且在GDP增幅上也是遙遙領(lǐng)先于全省平均水平。武漢市GDP增速由2006年同比22.45%到2016年同比增速9.23%的變化,雖然十年間經(jīng)濟(jì)增速趨緩,但是與同期其他市州相比,仍是增速最快的。同期恩施GDP的增速則由10.88%緩降至9.67%,十年間增速幾乎沒(méi)有變化。宜昌和襄陽(yáng)分別從2006年的694.91億元、675.18億元增長(zhǎng)到3709.36億元、3694.51億元,同比上年分別增長(zhǎng)8.5%、8.8%。其余州市近十年保持GDP穩(wěn)定增長(zhǎng),但神農(nóng)架、恩施等落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和增速明顯落后于各縣市平均增長(zhǎng)數(shù)值,因此各個(gè)州市的經(jīng)濟(jì)差異呈顯在時(shí)間上的變化和增速上的差異化。詳見(jiàn)圖2。

圖1 2006—2016年武漢市 GDP變化值(億元)

圖2 2006—2016年恩施州GDP變化值(億元)

數(shù)據(jù)來(lái)源：《湖北省統(tǒng)計(jì)局》《地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.1.2 經(jīng)濟(jì)變量在空間地域上的差異化明顯

從圖3中可以看出,湖北省近十年間人均GDP數(shù)值的變化反映了經(jīng)濟(jì)差異化在地域之間的差距更明顯。武漢人均GDP從2006年的26084元增長(zhǎng)至2016年的112302元,十年間翻了四番。而同期全省平均人均GDP則由2006年的10588元上升至2016年的51299元,雖然人均GDP增速與武漢市持平,但是在量比上仍只占同期武漢市的41%和46%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后與中心城市。宜昌、襄陽(yáng)則分別從15012元、11026元上漲到90142元、65803元,黃岡、恩施、天門、神農(nóng)架近十年人均GDP數(shù)值也在逐年遞增,但仍落后于武漢城市圈。以恩施為例,人均GDP數(shù)值從4915元到22113元,增速與“一中兩副”相比,差距顯著,空間地域上的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異化明顯。

圖3 2006—2016年湖北省17個(gè)市州人均GDP值(億元)

1.2 湖北省縣市居民人均可支配收入差異現(xiàn)狀

通過(guò)對(duì)近十年武漢與恩施州的人均居民可支配收入數(shù)值進(jìn)行對(duì)比,兩地的人均收入水平呈逐年遞增趨勢(shì),且差額數(shù)值逐年擴(kuò)大。2005年兩地居民可支配收入差額為3786.13元,到2015年則是24996元,武漢居民人均可支配收入領(lǐng)先恩施,居民人均可支配收入數(shù)值進(jìn)行對(duì)比,得出湖北省地區(qū)人均可支配收入的差異化與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)聯(lián)度緊密,湖北省縣市區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡影響了縣市居民人均可支配收入差異。詳見(jiàn)表1。

表1 2005—2015年恩施和武漢兩地人均居民收入對(duì)比(元)

數(shù)據(jù)來(lái)源：《湖北省統(tǒng)計(jì)局》《地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2 湖北省地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異成因分析

2.1 自然資源差異

湖北省位于我國(guó)大陸的中部地區(qū),地處第二階梯和第三階梯的過(guò)渡地帶,交通條件優(yōu)越,水陸空網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá),是中部崛起戰(zhàn)略的中心。自然資源和區(qū)位交通的不同,是影響湖北省地域經(jīng)濟(jì)差異化重要因素,交通便利的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高,反之則較為落后。區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的空間特征明顯,具有沿交通干線指向性,沿長(zhǎng)江和漢江干流和宜黃高速公路的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高,而在偏遠(yuǎn)的鄂西北、鄂西南山區(qū),經(jīng)濟(jì)較落后。

湖北省17個(gè)行政區(qū)城市大體劃分為以“一中兩副”城市為中心的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū),以潛江、孝感、荊門等為例的中等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū),以天門等為例的初等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)和以恩施州、神農(nóng)架為首的偏僻地帶、山區(qū)地帶的落后經(jīng)濟(jì)區(qū),結(jié)合地理位置特征,見(jiàn)表2的對(duì)比。

四類經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度區(qū),差距顯著。從農(nóng)業(yè)發(fā)展來(lái)看,分布在中東部的平原丘陵區(qū),會(huì)擁有更豐富的農(nóng)業(yè)發(fā)展資源。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)、經(jīng)濟(jì)中等發(fā)達(dá)區(qū),均處于江漢平原地帶,地勢(shì)平坦,水資源豐富,利于農(nóng)耕發(fā)展,經(jīng)濟(jì)初等發(fā)達(dá)區(qū)和經(jīng)濟(jì)落后區(qū)的復(fù)雜地貌(山嶺、河谷)占比重相對(duì)較大,土地資源的利用率體現(xiàn)在山林資源。從工業(yè)發(fā)展來(lái)看,經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)和經(jīng)濟(jì)中等發(fā)達(dá)區(qū)對(duì)礦產(chǎn)資源的依賴度要大于經(jīng)濟(jì)初等發(fā)達(dá)區(qū)和經(jīng)濟(jì)落后區(qū),礦產(chǎn)資源在經(jīng)濟(jì)初等發(fā)達(dá)區(qū)和經(jīng)濟(jì)落后區(qū)的分布要大于發(fā)達(dá)區(qū)和中等發(fā)達(dá)區(qū)。從旅游業(yè)發(fā)展來(lái)看,經(jīng)濟(jì)等發(fā)達(dá)區(qū)和經(jīng)濟(jì)落后區(qū)的自然旅游資源條件優(yōu)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū),但因?yàn)榈乩憝h(huán)境的限制,開(kāi)發(fā)力度的不同,自然旅游資源的差異并不能成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的決定性因素。

2.2 經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)差異

2.2.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

對(duì)湖北省的總體區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)研究表明,第二產(chǎn)業(yè)是影響湖北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異大小和變動(dòng)的主要因素,第三產(chǎn)業(yè)次之,第一產(chǎn)業(yè)影響程度最小。并且，第二、三產(chǎn)業(yè)的影響作用在不斷上升,第一產(chǎn)業(yè)的影響作用不斷下降。本章節(jié)選取武漢和恩施作為武漢八大城市圈及鄂西生態(tài)旅游圈的研究樣本,繪制2005年至2015年三大產(chǎn)業(yè)比重的變動(dòng)趨勢(shì)圖,探討三大產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成與區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異之間的聯(lián)系。

表2 四類分區(qū)里選取五個(gè)城市進(jìn)行自然資源比對(duì)

圖4 武漢市三大產(chǎn)業(yè)比重

數(shù)據(jù)來(lái)源：《湖北省統(tǒng)計(jì)局》《地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

圖5 恩施市三大產(chǎn)業(yè)比重

數(shù)據(jù)來(lái)源：《湖北省統(tǒng)計(jì)局》《地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒》《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》。

從圖4與圖5可以看出,武漢的第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)比重從2005年開(kāi)始始終處于主導(dǎo)地位,第一產(chǎn)業(yè)占比小,恩施地區(qū)在2011年之前第一產(chǎn)業(yè)的比重始終大于第二產(chǎn)業(yè),并幾乎與第三產(chǎn)業(yè)持平,2011后呈現(xiàn)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值回落。2015年恩施地區(qū)GDP總值670.81億元,第三產(chǎn)業(yè)比重占42.12%,武漢地區(qū)GDP總值10905億元,第三產(chǎn)業(yè)占比51.05%,武漢地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平高于恩施,第二產(chǎn)業(yè)比重相對(duì)來(lái)說(shuō)較大。經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū),第一產(chǎn)業(yè)比重越小,第二產(chǎn)業(yè)穩(wěn)定增長(zhǎng),第三產(chǎn)業(yè)中新型產(chǎn)業(yè)的興起能從根本上影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

2.2.2 區(qū)位與交通

區(qū)位交通條件的通達(dá)度對(duì)于一個(gè)地區(qū)發(fā)展的因素不言而喻,關(guān)系到商貿(mào)交易、物流運(yùn)輸、對(duì)外開(kāi)放層次等。鐵路、公路、水運(yùn)交通網(wǎng)的緊密和通達(dá),顯示了區(qū)域的發(fā)展水平。以武漢和恩施十一年的客運(yùn)累計(jì)數(shù)量繪制圖形,進(jìn)行對(duì)比,一個(gè)區(qū)域的客運(yùn)流量能反映區(qū)域區(qū)位交通覆蓋水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。詳見(jiàn)圖6。

圖6 武漢和恩施客運(yùn)量數(shù)據(jù)來(lái)源：《地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2005年至2015年,武漢的客運(yùn)流量逐年遞增,并且與恩施的數(shù)值懸殊越來(lái)越大,長(zhǎng)江和漢水交匯處的武漢,京廣、武廣、合武、漢丹、武宜五條鐵路線穿過(guò),京港澳高速、G42滬蓉高速、G50滬渝高速、G70銀福高速、武鄂高速、岱黃高速路線經(jīng)過(guò),水陸空交通線呈網(wǎng)狀分布,客運(yùn)流量歷年在湖北省排名前列；恩施居于武陵山腹地,交通閉塞,水路以巴東港為主,公路有巴東長(zhǎng)江公路大橋、滬渝高速,交通方式單一,經(jīng)濟(jì)落后,客運(yùn)量相對(duì)較少。

2.3 人力資本差異

2.3.1 技術(shù)與勞動(dòng)力素質(zhì)

全球經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的時(shí)代,科技與文化的競(jìng)爭(zhēng)是經(jīng)濟(jì)時(shí)代競(jìng)爭(zhēng)的方式。一個(gè)地區(qū)擁有的知識(shí)人才的數(shù)量,能反映該地教育資源的投入和經(jīng)濟(jì)實(shí)力。圖7根據(jù)武漢和恩施十年來(lái)高等學(xué)校畢業(yè)人數(shù)累計(jì),繪制圖形。武漢作為湖北省會(huì)城市,高校數(shù)量和科技人才數(shù)量排名全國(guó)前列,擁有一批國(guó)家級(jí)和省級(jí)科研院所和開(kāi)發(fā)園區(qū),勞動(dòng)力素質(zhì)對(duì)其他城市較高,2015年武漢高校畢業(yè)人數(shù)790000人,經(jīng)濟(jì)落后的恩施10835人,區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異化的因素,還表現(xiàn)在各區(qū)域勞動(dòng)力素質(zhì)差距上。

圖7 武漢和恩施高校畢業(yè)生人數(shù)

數(shù)據(jù)來(lái)源：《地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.3.2 醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)

一個(gè)地區(qū)衛(wèi)生醫(yī)療事業(yè)的發(fā)達(dá)度,能衡量當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的物質(zhì)資源豐富度,以及評(píng)估資本投入和人民生活。經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的城市,對(duì)公共事業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施投資度越高。武漢的醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)逐年保持增長(zhǎng),與恩施差距較大,詳見(jiàn)表3。2010年恩施地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)較快,從2009年的294.26億元上升到2010年的351.13億元,經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)的同時(shí),醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)增速上升。區(qū)域公共事業(yè)的投資力度差異,能反映該地經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平。

3 湖北省地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異影響因素分析實(shí)證研究

基于以上對(duì)湖北省地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的成因分析,本文進(jìn)一步選取了經(jīng)濟(jì)發(fā)展較落后和較好的兩個(gè)城市作為代表——恩施和武漢,綜合考慮了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、交通發(fā)展、社會(huì)資本投資、旅游業(yè)的發(fā)展、居民收入、教育醫(yī)療、環(huán)境保護(hù)等多方面的因素,采用多元回歸分析模型對(duì)恩施和武漢的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素進(jìn)行探索實(shí)證研究。

表3 武漢和恩施醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(單位:家)

數(shù)據(jù)來(lái)源：《地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源及預(yù)處理

結(jié)合文獻(xiàn)綜述的學(xué)習(xí),本文最終考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、交通發(fā)展、社會(huì)資本投資、旅游業(yè)的發(fā)展、居民收入、教育醫(yī)療、環(huán)境保護(hù)等多方面影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素,將人均國(guó)民生產(chǎn)總值GDP(元)作為因變量,將第一產(chǎn)業(yè)占比(%)、第二產(chǎn)業(yè)占比(%)、第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資(萬(wàn)元)、累計(jì)接待旅游數(shù)(人)或接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、普通高校畢業(yè)生人數(shù)(人)、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元)、客運(yùn)量(萬(wàn)人)、環(huán)保污染治理總額(萬(wàn)元)

作為自變量,選取武漢和恩施地區(qū)基于以上因素建立多元線性回歸模型,本文選取了2005—2015年11年的指標(biāo)數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來(lái)源于湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒、武漢市統(tǒng)計(jì)年鑒和恩施市統(tǒng)計(jì)年鑒。詳見(jiàn)表4。

表4 指標(biāo)說(shuō)明

由于指標(biāo)的數(shù)值單位不統(tǒng)一,存在量綱差異,為消除量綱對(duì)回歸結(jié)果的影響,本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化(即Z分?jǐn)?shù))處理,標(biāo)準(zhǔn)化處理的數(shù)學(xué)模型如下：

其中,x為每一個(gè)指標(biāo)的數(shù)值,μ為每一個(gè)指標(biāo)的平均值,σ為相應(yīng)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差。通過(guò)SPSS軟件,本文得到恩施和武漢兩個(gè)市的標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)數(shù)值如表5和表6。

表5 恩施市各個(gè)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)

續(xù) 表

表6 武漢市各個(gè)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)

3.2 多元回歸分析的模型的建立與求解

多元回歸分析是研究多個(gè)變量之間關(guān)系的回歸分析方法,按因變量和自變量的數(shù)量對(duì)應(yīng)關(guān)系可劃分為一個(gè)因變量對(duì)多個(gè)自變量的回歸分析(簡(jiǎn)稱為“一對(duì)多”回歸分析)及多個(gè)因變量對(duì)多個(gè)自變量的回歸分析(簡(jiǎn)稱為“多對(duì)多”回歸分析)。本文的因變量為一個(gè),影響因素自變量為多個(gè),因而是探究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與哪些因素有關(guān)的多元線性回歸分析,探究自變量與因變量具體的數(shù)量關(guān)系,但在建立回歸模型之前,本文首先對(duì)所選取的指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性分析,看看所選取的指標(biāo)是否對(duì)因變量經(jīng)濟(jì)發(fā)展有影響。

3.2.1 相關(guān)性分析

相關(guān)性分析是衡量?jī)蓚€(gè)數(shù)值型變量之間的線性相關(guān)關(guān)系的一種方法,本文用到的是皮爾遜相關(guān)系數(shù),也稱皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù),是用來(lái)衡量?jī)蓚€(gè)變量之間是否相關(guān)以及相關(guān)程度的統(tǒng)計(jì)方法。通常用r或者ρ表示,是用來(lái)度量?jī)蓚€(gè)變量X和Y之間的相互關(guān)系的,取值范圍在[-1,1],取值為正,為正相關(guān)；取值為負(fù),為負(fù)相關(guān)。相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值越接近1,說(shuō)明相關(guān)性越大。標(biāo)準(zhǔn)如表7所示。

表7 相關(guān)系數(shù)的衡量標(biāo)準(zhǔn)

相關(guān)系數(shù)計(jì)算公式：

通過(guò)SPSS軟件,將各個(gè)指標(biāo)代入,得到相關(guān)性系數(shù)矩陣如下：

由表8可得,在置信水平為95%的條件下,恩施市人均GDP與第一產(chǎn)業(yè)比重、第二產(chǎn)業(yè)占比(%)、第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、普通高校畢業(yè)生人數(shù)(人)、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元)的相關(guān)系數(shù)都在0.5以上,大部分都為0.8以上,可見(jiàn)這些因素對(duì)恩施市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響關(guān)系,并且相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)的p值都小于0.05,拒絕原假設(shè)(該變量與人均GDP無(wú)關(guān)),檢驗(yàn)通過(guò)；而客運(yùn)量(萬(wàn)人)、環(huán)保污染治理總額(萬(wàn)元)與人均GDP的相關(guān)性非常低,僅為-0.247和0.146,且顯著性檢驗(yàn)的p值為0.464和0.669,可以得到客運(yùn)量和環(huán)保污染治理總額對(duì)恩施市經(jīng)濟(jì)發(fā)展無(wú)顯著性影響,影響不大。

由表9得出,在置信水平為95%的條件下,武漢市人均GDP與第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、累計(jì)接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元)、客運(yùn)量(萬(wàn)人)的相關(guān)系數(shù)都在0.5以上,大部分都為0.8以上,可見(jiàn)這些因素對(duì)武漢市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響關(guān)系,并且相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)的p值都小于0.05,拒絕原假設(shè)(該變量與人均GDP無(wú)關(guān)),檢驗(yàn)通過(guò)。而恩施市的第一產(chǎn)業(yè)比重、第二產(chǎn)業(yè)占比(%)、普通高校畢業(yè)人數(shù)、環(huán)保污染治理總額(萬(wàn)元)與人均GDP的相關(guān)性非常低,僅為-0.247和0.146,且顯著性檢驗(yàn)的p值為0.464和0.669，詳見(jiàn)表8，可以得到第一產(chǎn)業(yè)比重、第二產(chǎn)業(yè)占比(%)、普通高校畢業(yè)人數(shù)、環(huán)保污染治理總額(萬(wàn)元)對(duì)武漢市經(jīng)濟(jì)發(fā)展無(wú)顯著性影響。

綜上所述,通過(guò)兩地的指標(biāo)相關(guān)性分析,本文發(fā)現(xiàn)：與恩施經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響的指標(biāo)為：第一產(chǎn)業(yè)比重、第二產(chǎn)業(yè)占比(%)、第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、普通高校畢業(yè)生人數(shù)(人)、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元)；而與武漢市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響的指標(biāo)為：第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、累計(jì)接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元)、客運(yùn)量(萬(wàn)人)；兩者的影響因素還是存在差異的。

表8 恩施市各個(gè)指標(biāo)的相關(guān)性系數(shù)矩陣

3.2.2 回歸模型的建立

通過(guò)以上相關(guān)性分析,本文發(fā)現(xiàn)：與恩施經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響的指標(biāo)為：第一產(chǎn)業(yè)比重、第二產(chǎn)業(yè)占比(%)、第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、普通高校畢業(yè)生人數(shù)(人)、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元)；而與武漢市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響的指標(biāo)為：第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、累計(jì)接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元)、客運(yùn)量(萬(wàn)人)。因而對(duì)恩施和武漢建立兩個(gè)多元回歸模型如下：

表9 武漢市各個(gè)指標(biāo)的相關(guān)性系數(shù)矩陣

恩施的多元回歸模型：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9X9+β10X10

其中,Y為人均GDP,X1-10分別為與恩施經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響的指標(biāo)為：第一產(chǎn)業(yè)比重、第二產(chǎn)業(yè)占比(%)、第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、普通高校畢業(yè)生人數(shù)(人)、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元),系數(shù)β為回歸系數(shù),待估計(jì)。

武漢的多元回歸模型：

Y=α0+α3X3+α4X4+α5X5+α6X6+α7X7+α8X8+α10X10+α11X11

其中,Y為人均GDP,X3-8/10/11分別為與武漢經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響的指標(biāo)為：第三產(chǎn)業(yè)占比(%)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、累計(jì)接待旅游數(shù)(人)、失業(yè)率(%)、城鎮(zhèn)人均可支配收入(元)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))、社會(huì)消費(fèi)品零售價(jià)格總額(萬(wàn)元)、客運(yùn)量(萬(wàn)人),系數(shù)α為回歸系數(shù),待估計(jì)。

下面通過(guò)最小二乘法,應(yīng)用SPSS軟件得到系數(shù)估計(jì)結(jié)果如表10和表11所示。

結(jié)合估計(jì)系數(shù)的結(jié)果,最終得到恩施市和武漢市兩地影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素的多元回歸模型如下：

恩施市：

Y=1.006×10-3+3.16X1+0.369X2+0.07X3+0.538X4+0.721X5-0.003X6+0.003X7+0.075X8+0.064X9+0.044X10

表10 恩施市回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果

表11 武漢市回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果

武漢市：

Y=1.006×10-3+0.113X3+1.144X4+0.137X5-0.063X6+2.014X7+0.195X8+0.075X10+0.243X11

3.2.3 回歸模型的差異性分析

由恩施和武漢兩個(gè)多元回歸模型的估計(jì)方程來(lái)看,兩地經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素對(duì)GDP的影響有顯著性差異。首先從影響因素來(lái)看,影響恩施經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著性因素有10個(gè)變量,而影響武漢經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著性因素有8個(gè)變量,其中第一產(chǎn)業(yè)占比、第二產(chǎn)業(yè)占比、高校畢業(yè)生人數(shù)顯著性影響恩施的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,而在武漢市中影響不顯著,但客運(yùn)量對(duì)武漢市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響,而對(duì)恩施的經(jīng)濟(jì)發(fā)展無(wú)顯著性影響。

下面進(jìn)一步來(lái)分析這些影響因素是如何因素兩地經(jīng)濟(jì)發(fā)展。首先對(duì)于恩施來(lái)講,由回歸系數(shù)來(lái)看,在其他條件不變的前提下,第一產(chǎn)業(yè)比重變化一個(gè)單位,恩施的人均GDP平均變化3.16個(gè)單位；同理其他因素也是根據(jù)回歸系數(shù)這樣分析。對(duì)于武漢,在其他條件不變的前提下,第三產(chǎn)業(yè)比重變化一個(gè)單位,武漢的人均GDP平均變化0.113個(gè)單位,其他因素也根據(jù)回歸系數(shù)這樣分析。

3.3 模型檢驗(yàn)

下面進(jìn)一步對(duì)兩個(gè)多元回歸模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和模型整體顯著性檢驗(yàn)。由表12得,恩施的多元回歸模型擬合優(yōu)度為99.9%,說(shuō)明模型擬合的信息量非常充足,擬合優(yōu)度越接近1,說(shuō)明模型提取的信息量越充分；武漢的多元回歸模型擬合優(yōu)度達(dá)到98.3%,說(shuō)明該模型解釋了因變量經(jīng)濟(jì)發(fā)展98.3%的信息量,說(shuō)明模型提取的信息量很充分,則從擬合優(yōu)度來(lái)看,兩個(gè)模型擬合得很好。

進(jìn)一步通過(guò)模型的整體顯著性來(lái)看,F檢驗(yàn)的p值分別為0.001和0.013,小于0.05,則模型的整體顯著性通過(guò),說(shuō)明模型擬合得很好。

則綜上所述,該模型整體顯著,擬合得很好。詳見(jiàn)表13和表14。

表12 兩個(gè)模型的擬合優(yōu)度比較

表13 恩施的模型整體顯著性檢驗(yàn)

表14 武漢的模型整體顯著性檢驗(yàn)

3.4 總結(jié)

通過(guò)相關(guān)性分析和多元回歸模型的建立,基于湖北省兩個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大的典型城市恩施市和武漢市回歸模型的估計(jì)方程：

恩施市：

Y=1.006×10-3+3.16X1+0.369X2+0.07X3+0.538X4+0.721X5-0.003X6+0.003X7+0.075X8+0.064X9+0.044X10

武漢市：

Y=1.006×10-3+0.113X3+1.144X4+0.137X5-0.063X6+2.014X7+0.195X8+0.075X10+0.243X11

從而對(duì)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素進(jìn)行了差異性分析,從而發(fā)現(xiàn)：首先,影響兩地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素有顯著性差異：影響恩施經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著性因素有10個(gè)變量,而影響武漢經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著性因素有8個(gè)變量,其中第一產(chǎn)業(yè)占比、第二產(chǎn)業(yè)占比、高校畢業(yè)生人數(shù)顯著性影響恩施的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,而在武漢市中影響不顯著,但客運(yùn)量對(duì)武漢市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著性影響,而對(duì)恩施的經(jīng)濟(jì)發(fā)展無(wú)顯著性影響。

其次,在影響恩施市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素中,由回歸系數(shù)的絕對(duì)值來(lái)看(回歸系數(shù)的絕對(duì)值系數(shù)越大,說(shuō)明影響因變量Y經(jīng)濟(jì)發(fā)展的程度越大),影響程度最大的是第一產(chǎn)業(yè)比重、累計(jì)接待旅游數(shù)這兩個(gè),可見(jiàn)第一產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)的發(fā)展是決定恩施市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素；而對(duì)武漢來(lái)講,影響程度最大的是全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和可支配收入,可見(jiàn)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和可支配收入是決定武漢市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。

4 結(jié)論及對(duì)策

湖北省內(nèi)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異由來(lái)已久,既有地理位置和環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等歷史性原因,也有各個(gè)層面戰(zhàn)略政策原因的影響。尤其在“8+1”城市圈建設(shè)實(shí)施以來(lái),湖北省呈現(xiàn)以“武漢”為中心的發(fā)散發(fā)展格局更加凸顯。通過(guò)定性和定量對(duì)比分析武漢和恩施近10年發(fā)展概況,可以得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、交通發(fā)展、社會(huì)資本投資、旅游業(yè)的發(fā)展、居民收入、教育醫(yī)療、環(huán)境保護(hù)等多方面的因素是影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的主要因素。為此,需要從以下三方面縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異,力求全省經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)健康持續(xù)發(fā)展。

首先,發(fā)揮“一中兩副”城市的輻射作用,帶動(dòng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級(jí)。發(fā)揮以武漢為中心的城市圈對(duì)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用,積極發(fā)展新興產(chǎn)業(yè),增加高新技術(shù)占比,依靠科技進(jìn)步與創(chuàng)新,產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的發(fā)展體系。發(fā)揮生物工程、通訊光纖、激光微電子產(chǎn)業(yè)方面的優(yōu)勢(shì),形成高新產(chǎn)業(yè)為先導(dǎo),化工、鋼鐵、汽車制造、紡織和食品為支柱產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)合理的布局。

其次,加強(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作,因地制宜發(fā)展特色經(jīng)濟(jì)。加強(qiáng)區(qū)域間的資本流通,優(yōu)勢(shì)互補(bǔ),加強(qiáng)市場(chǎng)機(jī)制支配要素的建立和資金、技術(shù)、信息等運(yùn)作過(guò)程,跳出傳統(tǒng)的規(guī)模化運(yùn)營(yíng),走特色的區(qū)域產(chǎn)業(yè)化道路。

最后,加大扶貧力度,縮小差距。政府通過(guò)宏觀調(diào)控,對(duì)農(nóng)村地區(qū)技術(shù)和教育扶貧,加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),使有關(guān)區(qū)域縮小發(fā)展差距,實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展。

[1]周祥.我國(guó)區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響因素研究[J].改革與戰(zhàn)略,2017(8)：115-117,130.

[2]孫淑升,張劉衛(wèi).湖北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)與生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)協(xié)調(diào)度分析[J].人民長(zhǎng)江，2017(17)：16-19.

[3]王毅，陸玉麒,丁正山,等.基于PDI指數(shù)的湖北省縣域經(jīng)濟(jì)差異的方向及成因[J].長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境,2016,25(11)：1664-1670.

[4]姜霞,郭科言.金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究——基于湖北省數(shù)據(jù)的分析[J].武漢金融,2016(10):10-15.

[5]周曉艷,安月平,李秋雨,等.基于空間Markov模型的湖北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異時(shí)空演變分析(1994—2012年)[J].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版,2016,50(1)：105-111.