李鐘林，李天國

(1.延邊大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，延吉133000;2.中國社會科學(xué)院亞太與全球戰(zhàn)略研究院，北京100007)

一、問題的提出

自經(jīng)濟(jì)改革以來，中國一直實施區(qū)域非均衡增長政策，雖然國家整體經(jīng)濟(jì)增長非常明顯，但導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距越來越大。這種差距引起政府和學(xué)者的很多關(guān)注，且出現(xiàn)不同研究結(jié)果。地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距關(guān)系到中國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)性和社會穩(wěn)定，因此值得從不同角度和不同研究方法分析研究。經(jīng)濟(jì)差距的縮小在經(jīng)濟(jì)學(xué)中用收斂 (convergence)的概念來描述。它是指經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的人均收入比發(fā)達(dá)地區(qū)更快的速度增長，最終所有經(jīng)濟(jì)單位的人均收入趨于一致的狀態(tài)。尤其Solow-Swan的新古典增長理論認(rèn)為，在要素的邊際產(chǎn)出遞減的假定下，經(jīng)濟(jì)落后的經(jīng)濟(jì)單位的要素的邊際收益大于發(fā)達(dá)地區(qū)，從而導(dǎo)致生產(chǎn)要素從發(fā)達(dá)地區(qū)向落后地區(qū)流動，最終使兩個地區(qū)的人均要素存量趨于一致，達(dá)到地區(qū)間人均收入相同的穩(wěn)態(tài)均衡。

經(jīng)濟(jì)增長的收斂分為σ收斂和β收斂。σ收斂指經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)之間的人均產(chǎn)出的離差逐漸趨于縮小。σ收斂一般可以通過人均真實產(chǎn)出對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差衡量。β收斂是指初期低人均產(chǎn)出水平的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)通過其他經(jīng)濟(jì)變量的投入逐漸比高人均產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)更高的速度增長。σ收斂針對產(chǎn)出存量水平，而β收斂則針對產(chǎn)出的增量。β收斂又可以分為絕對收斂與條件收斂，前者一般單純用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出變量作為經(jīng)濟(jì)增長增量的解釋變量，而條件收斂除了在模型中引入經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出變量之外，包括代表經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征的控制變量，以控制結(jié)構(gòu)性個體差異。①Sala-i-Martin X.Regional Cohesion:Evidence and Theories of Regional Growth and Convergence.European Economic Review，1996，40(6):1325-1352.β收斂是σ收斂的必要而非充分條件。②Young，A M，Higgins，Levy D.Sigma-Convergence Versus Beta-Convergence:Evidence from U.S.County-Level Data.Emory Law and Economics Research Paper，2007，07(4):1-18.而對經(jīng)濟(jì)收斂性提出質(zhì)疑的著名理論研究有Romer的內(nèi)生增長理論和Lucas的專業(yè)化人力資本模型。前一理論認(rèn)為“干中學(xué)”的知識外溢產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)將產(chǎn)生更高的產(chǎn)出。后一理論認(rèn)為充裕的初始人力資本產(chǎn)生比較優(yōu)勢，并且易獲得壟斷地位，由此這種地區(qū)可以維持高經(jīng)濟(jì)增長率。

除了理論研究以外，學(xué)者們通過實證方法佐證理論結(jié)論。用面板數(shù)據(jù)分析經(jīng)濟(jì)收斂的實證研究中，Evans and Karras通過美國各州與54個國家之間的分析，表明了條件收斂。③Evans，P，Karras，G.Convergence Revisited.Journal of Monetary Economics，1996，37(2):249 ～265.Funk解釋國際研發(fā)投資的發(fā)散效應(yīng)使得OECD國家之間適用趕超模型。④Funk，M.International R＆D Spillovers and Convergence Among OECD Countries.Journal of Economic Integration，2001，16(1):48-65.Kang和Michelis等分別通過日本47個地區(qū)數(shù)據(jù)和希臘51個地區(qū)數(shù)據(jù)驗證了地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂假說。①陳安平，李國平:《中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的收斂性:時間序列的經(jīng)驗研究》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2004年第21卷第11期，第31～35頁。劉夏明，魏英琪，李國平:《收斂還是發(fā)散?中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)幷摰奈墨I(xiàn)綜述》，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第7期，第70～81頁。

關(guān)于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的地區(qū)差異，從基本的收斂事實開始到俱樂部收斂效應(yīng)等問題上，國內(nèi)學(xué)者的觀點②相關(guān)文獻(xiàn)主要有魏后凱、林毅夫、蔡昉、李周、蔡昉和都陽、沈坤榮和馬駿，林毅夫和劉明興、徐現(xiàn)祥和李郇等。并不一致，甚至相互矛盾。魏后凱，蔡昉和都陽，沈坤榮和馬駿等的研究顯示中國經(jīng)濟(jì)的收斂，而王紹光和胡鞍鋼，張勝，劉夏明和王志剛等對收斂趨勢提出不同意見。有些研究發(fā)現(xiàn)了條件收斂的存在，否認(rèn)了絕對收斂，說明地區(qū)差距在中國仍然存在，而條件收斂的有關(guān)控制變量的研究為地區(qū)差距的形成原因提供重要依據(jù)。③陳安平，李國平:《中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的收斂性:時間序列的經(jīng)驗研究》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2004年第21卷第11期，第31～35頁。對地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂性上，得出不同結(jié)論的原因在于不同數(shù)據(jù)、不同指標(biāo)的選取、不同研究方法和不同樣本時間。④劉夏明，魏英琪，李國平:《收斂還是發(fā)散?中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)幷摰奈墨I(xiàn)綜述》，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第7期，第70～81頁。文獻(xiàn)中經(jīng)常使用的指標(biāo)包括總產(chǎn)出值、物質(zhì)產(chǎn)品(MP)，國民可支配收入、人均GDP和消費(fèi)支出等等。每個指標(biāo)都有各自優(yōu)點和缺陷，而關(guān)于應(yīng)該使用哪個指標(biāo)的問題上，尚未有統(tǒng)一的認(rèn)識和標(biāo)準(zhǔn)。Kanbur and Zhang指出采用總產(chǎn)出值衡量經(jīng)濟(jì)差距時，由于該指標(biāo)包括中間投入，因此可能存在雙重計算的問題。⑤Kanbur，Ravi and Zhang，Xiaobo.Which Regional Inequality?The Evolution of Rural-Urban and Inland-Coastal Inequality in China from 1983 to 1995.Journal of Comparative Economics，1999，27(4):686～701.人均GDP雖然包含服務(wù)業(yè)，但同其他指標(biāo)一樣并非能準(zhǔn)確衡量地區(qū)生活水平。而一些微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)則因樣本分布和時間跨度等問題，無法反映長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。就目前而言，人均GDP是相對較好的指標(biāo)。

總結(jié)以上文獻(xiàn)，現(xiàn)有的研究主要集中于省區(qū)間的收斂問題，而對民族地區(qū)的經(jīng)濟(jì)收斂的研究甚少，尤其是對全國少數(shù)民族自治州的經(jīng)濟(jì)增長收斂的研究則幾乎沒有。區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂研究中，更細(xì)的區(qū)域分析單元劃分方法，對分析區(qū)域間不均衡與收斂問題具有更強(qiáng)的說明能力。另外，在研究經(jīng)濟(jì)增長收斂理論時，建立面板數(shù)據(jù)隨機(jī)系數(shù)模型是解決問題的合理辦法。最近，一些文獻(xiàn)采用空間面板模型分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂，而空間面板模型強(qiáng)調(diào)不同空間的經(jīng)濟(jì)集聚，與本文的樣本數(shù)據(jù)特征以及目的并不太相符。綜合考慮后，本文分別采用單向誤差結(jié)構(gòu)與雙向誤差結(jié)構(gòu)面板模型以及隨機(jī)系數(shù)模型分析民族自治州經(jīng)濟(jì)收斂問題。

二、少數(shù)民族地區(qū)的σ收斂分析

首先采用σ收斂方法對少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距直觀分析。分析2000～2011年間中國30個少數(shù)民族自治州的對數(shù)人均GDP標(biāo)準(zhǔn)差和對數(shù)人均第二產(chǎn)業(yè)GDP標(biāo)準(zhǔn)差，結(jié)果表明人均GDP和人均第二產(chǎn)業(yè)GDP在十年間在小幅上下波動，但波幅非常小。只有在近年人均第二產(chǎn)業(yè)GDP才有一個明顯的發(fā)散傾向。因此，可以說在樣本期內(nèi)少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)并無明顯收斂和發(fā)散趨勢。這種特點與原有文獻(xiàn)的一些收斂與發(fā)散特點有明顯區(qū)別。導(dǎo)致具有這種特點的原因可能是少數(shù)民族地區(qū)不論所處位置，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢大體上具有趨同特點，因此彼此之間無明顯差異。

除了人均GDP和人均第二產(chǎn)業(yè)GDP以外，錫爾指數(shù)是研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的重要指數(shù)之一。這一指數(shù)的優(yōu)點在于將經(jīng)濟(jì)規(guī)模作為加權(quán)值，當(dāng)所有地區(qū)的平均收入和人口規(guī)模在相同比例變動時，指數(shù)保持不變。錫爾指數(shù)在2006年有小幅上升以外，其余年份都比較平穩(wěn)。在2000～2011年間，少數(shù)民族地區(qū)的錫爾指數(shù)基本維持較低水平，再次表明少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并未出現(xiàn)明顯差異。

基于σ收斂方法觀察的中國少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長比較穩(wěn)定，并未出現(xiàn)明顯收斂和發(fā)散趨勢。有以上初步判斷之后，下面將用更嚴(yán)格的方法討論經(jīng)濟(jì)收斂情況。

三、計量模型說明

下面我們利用2000～2011年中國少數(shù)民族地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，從計量分析的角度來驗證經(jīng)濟(jì)增長收斂情況，將上述較為直觀的觀點變得更嚴(yán)格。正如一些經(jīng)濟(jì)增長收斂研究一樣，本文使用Solow-Swan的新古典增長模型構(gòu)造經(jīng)濟(jì)增長的收斂模型。①Ji uk Kim.A Study on Convergence Hypothesis of Korean Regional Economies Using Panel Data.Seoul Studies，2004，12(2):93～103新古典經(jīng)濟(jì)增長絕對β收斂面板數(shù)據(jù)模型為(lnyi，t+T-lnyi，t)/T= α + βlnyi，t+ εi，t

當(dāng)β＜0時，說明經(jīng)濟(jì)增長存在絕對β收斂;當(dāng)β＞0時，則代表不存在絕對β收斂。當(dāng)在模型中加入經(jīng)濟(jì)特征變量時，模型代表條件收斂。即，引入技術(shù)進(jìn)步附加在勞動的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。②＜ α ＜1，0 ＜ β ＜1 以 Yt表示產(chǎn)出，Kt為資本，Ht為人力資本，Lt為勞動。

其中假定勞動投入以ni的速度增加，而技術(shù)進(jìn)步At以gi的速度增長，實物資本的折舊率為δi。此時，收斂模型轉(zhuǎn)變?yōu)?

其中，ski代表物質(zhì)資本投資率，shi代表人力資本投資率，ni代表人口增長率，T為分析時長。如同大多數(shù)文獻(xiàn)的處理方式，本文假定技術(shù)進(jìn)步率和折舊率之和在研究期內(nèi)為一常數(shù)，且該值估計為0.05。

如果同時考慮地區(qū)間異質(zhì)性與相似性，模型也可采用面板隨機(jī)系數(shù)模型 (panel random coefficient model)。該模型允許斜率中的隨機(jī)變化，在區(qū)域分析中可以反映地區(qū)間的不同特點。并且將模型設(shè)為動態(tài)面板線性模型，所有不同地區(qū)將取不同系數(shù)γi。我們假設(shè)系數(shù)γi可以分解成兩個部分，一部分反映總體特征，另一部分代表特定地區(qū)的特點，即 γi=γ+ui，并且滿足E ［ui］ =0。若i=j，則Euiu'j=Ψ，若 i≠j，則 Euiu'j=0。

Yi是經(jīng)濟(jì)增長率，εi是殘差項，皆為T×1向量。Xi是滯后項、物質(zhì)資本的投資率，人力資本的投資率以及人口增長率，皆為T×K矩陣。γi是待估系數(shù)，為K×1向量。因此上式可寫成

其中，殘差項為零均值，且可以存在異方差。對于所有i和j，都成立cov(γi，εj)=0。Y的方差可以分成地區(qū)間變化的部分與地區(qū)內(nèi)共同因素，其主對角線為XiΨX'i+σiiΩii，而其他元素為σijΩij的矩陣。其中的 Ω 來自假定 Eεiε'j=σijΩij。可以通過求解廣義最小二乘估計值求解γ的估計值。

面板動態(tài)增長模型可以設(shè)為

四、實證分析

本文采用西部大開發(fā)實施的2000～2011年間的全國30個少數(shù)民族自治州的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。將少數(shù)民族自治州的消費(fèi)者價格指數(shù)換算的2000年不變價人均GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的變量，并根據(jù)全社會固定資產(chǎn)投資完成額為基礎(chǔ)估計名義物質(zhì)資本投入并以固定資產(chǎn)價格指數(shù)剔除價格因素。對于自治州的人力資本，比較常用的方法是用教育年限來衡量，但2000～2011年間的30個少數(shù)民族自治州教育年限相關(guān)數(shù)據(jù)在統(tǒng)一性與搜集上有很大難度。在考慮數(shù)據(jù)的統(tǒng)一、完整與可得性之后，以從業(yè)人員增長率作為人力資本的代理變量。本文數(shù)據(jù)來自《全國少數(shù)民族自治州統(tǒng)計提要》以及歷年各少數(shù)民族自治州統(tǒng)計局公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)、少數(shù)民族自治州所屬省份的統(tǒng)計年鑒。

為選擇適合的面板模型，以下將通過幾個步驟進(jìn)行檢驗。首先建立不受約束的完整模型，檢驗是否能拒絕個體與時間有固定效應(yīng)的原假設(shè)。包含個體與時間虛擬變量的LSDV模型可以同時檢驗個體與時間的固定效應(yīng)。

對個體與時間的固定效應(yīng)進(jìn)行Chow檢驗③后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)統(tǒng)計量值為1.97，拒絕了所有個體變量的虛擬變量系數(shù)為零的原假設(shè)。這表明在其他條件不變的情況下，包含個體虛擬變量的模型比不包含虛擬變量的模型更加適合。同時，分別檢驗

即“所有時間變量的虛擬變量系數(shù)為零”和“所有個體與虛擬變量的系數(shù)為零”的原假設(shè)后，發(fā)現(xiàn)同樣拒絕了原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計量分別為4.78和2.33。以上分析表明，單向與雙向效應(yīng)面板模型，尤其個體與時間固定效應(yīng)優(yōu)于混合模型，并且無法拒絕個體與時間的固定效應(yīng)的存在。

確認(rèn)數(shù)據(jù)存在個體與時間固定效應(yīng)之后，下面考慮個體存在固定效應(yīng)時，同時存在時間的隨機(jī)效應(yīng)的情況。表2中顯示了個體存在固定效應(yīng)且時間具有隨機(jī)效應(yīng)的模型的估計結(jié)果。結(jié)果表明，產(chǎn)出滯后變量仍然顯示為負(fù)，資本投入顯示正效應(yīng)。單向時間效應(yīng)模型的時間效應(yīng) (λt)和整體誤差(et)的標(biāo)準(zhǔn)差各為0.006和0.061。

表1 面板模型估計結(jié)果

注:數(shù)據(jù)來自《全國少數(shù)民族自治州統(tǒng)計提要》以及歷年的各少數(shù)民族自治州統(tǒng)計局公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)、少數(shù)民族自治州所屬省份的統(tǒng)計年鑒。

表2 對混合效應(yīng)模型檢驗的結(jié)果

通過BPLM檢驗表明，統(tǒng)計量為9.35，相伴概率為0.001，拒絕了沒有時間隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。由于個體也有可能存在隨機(jī)效應(yīng)，對時間固定且個體隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計。結(jié)果顯示，產(chǎn)出、物質(zhì)資本投入、人力資本投入等變量皆顯示在統(tǒng)計上顯著，而且超過一半的年份的估計值也表明顯著。對時間固定且個體隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行BPLM檢驗后，統(tǒng)計量顯示為0.03，相伴概率為0.436，拒絕了個體隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。

通過以上分析得出，少數(shù)民族地區(qū)面板數(shù)據(jù)存在個體和時間的固定效應(yīng)，而且也存在時間的隨機(jī)效應(yīng)。為了選擇更適合模型，對個體固定且時間隨機(jī)混合效應(yīng)模型與雙向固定模型進(jìn)行估計后，用Hausman檢驗來判斷。

表3 雙向固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

注:＊＊＊、＊＊、*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。

雙向固定效應(yīng)模型的分析結(jié)果，主要的變量(虛擬變量除外)都顯著，并且經(jīng)濟(jì)增長率滯后變量符號顯示為負(fù)，表明了少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)的收斂性。物質(zhì)資本對少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著作用，但人力資本投入對經(jīng)濟(jì)增長的作用并不顯著，而且人口增長率對少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響是負(fù)的。除了少數(shù)地區(qū)以外，多數(shù)地區(qū)虛擬變量在統(tǒng)計上并不顯著，但時間虛擬變量則都在1%的置信水平上顯著。這種結(jié)果表明西部大開發(fā)以來促進(jìn)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制，主要是通過大量的物質(zhì)資本實現(xiàn)的，而相比之下能夠提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，并且具有長遠(yuǎn)可持續(xù)增長效應(yīng)的人力資本卻未起到重要作用。同時，隨著城鎮(zhèn)化建設(shè)與勞動力流動的強(qiáng)化，少數(shù)民族地區(qū)人口增長率也未起到供給勞動力的作用。Hausman統(tǒng)計量為35，表明雙向固定效應(yīng)模型由于個體固定且時間隨機(jī)混合效應(yīng)模型。

表4 對模型的檢驗結(jié)果

以上我們只考慮了確定系數(shù)的模型，為了考慮少數(shù)民族地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長在不同區(qū)域間的收斂具有較大不同特點，即考慮斜率隨個體變化的情形。我們通過Swamy統(tǒng)計量來檢驗面板數(shù)據(jù)模型的系數(shù)估計值在各區(qū)域間是否相同。對于以下式:

如果假設(shè)H0:β1=β2=……=βN，F(xiàn)統(tǒng)計量漸進(jìn)地服從卡方分布:

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，得出統(tǒng)計量值為SW統(tǒng)計量=293.33，拒絕了零假設(shè)，表明斜率隨個體變化的面板數(shù)據(jù)模型適合分析少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂。

表5 隨機(jī)系數(shù)模型估計結(jié)果

表5為Solow-Swan模型的隨機(jī)系數(shù)估計結(jié)果。產(chǎn)出變量的平均估計系數(shù)為-0.167，并且在1%的顯著性水平上顯著。系數(shù)的符號表明少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長支持收斂假說。與雙向固定效應(yīng)模型稍有不同的是，物質(zhì)資本投入與人力資本投入變量的平均估計值都顯示為正數(shù)，只有人口增長率變量的平均估計值在模型中顯示為負(fù)數(shù)。但人力資本投入仍然在統(tǒng)計上并不顯著。在Slow-Swan模型中，對于中國少數(shù)民族地區(qū)而言，最重要的變量仍顯示為物質(zhì)資本的投入，反映了物質(zhì)資本投入推動的少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長模式。人力資本對少數(shù)民族地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著也有可能部分地與人力資本的度量方法有關(guān)。對于少數(shù)民族地區(qū)的人力資本的評估需要進(jìn)一步的評估和研究。

五、結(jié)論

經(jīng)濟(jì)增長收斂研究作為實證性非常強(qiáng)的課題，用不同地區(qū)、不同數(shù)據(jù)和不同方法可能會得出不同結(jié)論。所以，盡管對經(jīng)濟(jì)收斂的問題討論了很多年，但仍然有不少學(xué)者在進(jìn)行研究。本文利用2000～2011年的30個中國少數(shù)民族自治州面板數(shù)據(jù)分析地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和收入之間的長期均衡關(guān)系。從σ收斂角度看，人均GDP和人均第二產(chǎn)業(yè)GDP在十年間小幅上下波動，但波幅非常小。只有在近年人均第二產(chǎn)業(yè)GDP才有一個明顯的發(fā)散傾向。因此可以說在樣本期內(nèi)少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)并無明顯收斂和發(fā)散趨勢。這種特點與原有文獻(xiàn)的一些收斂與發(fā)散特點有明顯區(qū)別。導(dǎo)致這種特點的原因可能是少數(shù)民族地區(qū)不論所處位置，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢大體上具有趨同特點，因此彼此之間無明顯差異。

通過個體與時間的效應(yīng)檢驗而最終選取的雙向固定效應(yīng)模型和允許地區(qū)間經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性和相似性的隨機(jī)系數(shù)模型分析結(jié)果都支持了中國少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂假說。

綜合兩種模型估計結(jié)果顯示，全國30個少數(shù)民族地區(qū)的人均GDP差距正在減少，并向均衡收斂。物質(zhì)資本投入在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中成為重要變量，但人力資本投入?yún)s并不顯著。這也表明我國少數(shù)民族地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長是物質(zhì)投資拉動型增長。除此之外，人力資本作為經(jīng)濟(jì)增長的決定因素，并未在少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中起到重要作用。事實上，雖然國家在西部大開發(fā)以來，加強(qiáng)了對少數(shù)民族地區(qū)的人才建設(shè)與培養(yǎng)，但仍然普遍存在教育程度低的問題。尤其，像本文研究對象的少數(shù)民族自治州的情況更是如此。因此人才建設(shè)仍是少數(shù)民族自治州面臨的重要課題之一。另外，隨著中國人口紅利的減少，我國少數(shù)民族地區(qū)也開始出現(xiàn)人口增長率急劇下降的問題。加之隨著大批勞動力持續(xù)單向地流向大城市，少數(shù)民族自治州的人口結(jié)構(gòu)進(jìn)入老年型，導(dǎo)致民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)局部性地出現(xiàn)萎縮與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡的問題。因此，人口增長率和勞動力問題成為持續(xù)推動少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中待解決的一個重要課題。