资源优势与县域税收增长——对河南省107个县（县级市）税收数据的观察

武靖国（中国人民大学，北京100872）



资源优势与县域税收增长
——对河南省107个县（县级市）税收数据的观察

武靖国
（中国人民大学，北京100872）

内容提要：本文对影响县域经济的诸因素与县域税收增长之间的关系进行了研究。基于1970年至2014年河南省107个县的税收增长数据分析发现，工业基础和资源禀赋在计划经济时期对县域税收具有正效应，但在市场经济时期先后出现了负效应；交通位置对县域税收的影响不显著，但县域距离中心城市的远近与税收增长之间关系印证了城市“极化效应”；国家级贫困县政策与“省管县”政策对县域税收影响不显著；民营经济对县域税收的影响在世纪交替后由正转负。从结果得出启示，地方政府经济发展战略能否取得预期效果，取决于治理理念能否较彻底地从传统的行政干预走向“亲市场”思维。

关键词：县域经济经济增长税收增长资源禀赋民营经济

一、税收增长：研究县域经济的着眼点

县域经济在我国国民经济体系中具有重要地位。我国有两千多个县域单元，经济发展程度存在巨大差别。为了寻找造成差别的原因，笔者梳理了近三年来的30多篇相关学术文献，对其中结论性表述进行了统计，排列出了地理区位、资源禀赋、区域政策、工业基础、辐射效应、省直管县及财政分权政策、极化效应、民营经济、区域文化、政府角色定位以及投资环境等出现频次较多的影响因素。这些影响因素符合人们的直觉判断，富裕县域要么矿产资源富集，要么地理位置优越，要么有上级政策支持。但亦不乏相反案例，少数地处偏远，资源贫乏的县域，经济发展同样取得了很高成就，一些扶持政策并没有产生预期效果。某些因素在一些县发挥了作用，在另一些县没有发挥作用，说明上述因素不过是县域经济发展的必要条件。真正决定经济发展的是诸条件作用机制背后的基本逻辑。本文的主要目的，就是通过定量分析来了解这一基本逻辑及其作用机理。

在研究县域经济时，“经济”的最佳代表指标一般被认为是GDP、国民收入、人均收入、财政收入等等，这些指标各有优缺点。GDP指标虽然被广泛使用，但地方政府的GDP数据真实性难以保证。其他指标与GDP高度相关，全面性和代表性尚不及GDP。相比较而言，用税收数据来衡量经济状况的研究很少，但税收收入的确是一个具有独特优越性和说服力的指标。首先，税收被称为“经济的晴雨表”。图1中的数据表明，我国经济增长与税收增长之间呈明显正相关，而且时间跨度越长，两者相关度越高。其次，税收是征收入库的“真金白银”，其中“掺水”的难度远大于其他数据，能够从一定角度反映经济运行的真实面。当然税收数据也存在一些不足，比如“寅吃卯粮”的问题。但税收征收行为是政府与纳税人的博弈，税务机关提前征税的成功一般是以允许纳税人可以用未来税收进行抵顶为潜在条件的，所以提前征税行为从较长时期看，对税收数据的平滑度影响不大。又如税收“空转”的问题，是在特定时期发生在特定层级政府的一种违规现象，对税收数据的主流面并不具有严重影响。

根据上述定义以及数据采集情况，本文的研究焦点定位为一个省（河南省）县域的税收增长，为此获得了河南省107个县1970年至2014年间的税收数据，试图运用多元回归分析来观察不同时期各种影响因子对县域税收增长的作用力，近而对县域经济发展经验做出评价。

图1　1996年- 2013年全国、河南省GDP和税收增长率走势

二、主要命题与数据选择

河南省是人口大省、农业大省，位于我国东西部的过渡地带，对河南省县域经济发展进行研究具有典型性与可借鉴性，一些学者已经进行了有益尝试。孟德友（2011）采用基尼系数及其分产业部门分解的方法，依据人均GDP数据进行的研究表明，第二产业区域差异是构成河南县域经济总体差距的决定因素。彭宝玉（2007）采用因子分析和地理信息系统技术进行分析后发现，河南县域经济空间差异由东西差异转变为由西北向东南的梯次差异，且呈现出差异扩大趋势，山区县经济实力高于平原县，县域经济发展还处于依赖初级生产要素的低级发展阶段。樊新生（2005）将县域经济发展数据与图形数据结合，分析河南省经济空间结构演化的过程，结果表明河南省经济空间结构、工业化程度空间差异与资源的空间分布存在一定的耦合关系。这些研究不约而同地将县域经济发展差异原因指向了第二产业。第二产业发展迅速的区域多是矿产资源富集区，似乎说明了资源禀赋是决定县域经济差异的重要因素，这有助于解释为什么河南省一些西部山区县发展指标普遍好于东部平原县。但上述研究仅仅解释了现时的县域经济发展格局，在不同的时期资源禀赋、工业化程度的作用是否有所变化，以及变化的原因是什么？没有就这些问题提供更有力的理由。

（一）被解释变量——税收增长（Revenue）

通过1970年-2014年的税收数据，可以计算出各县税收增长率以及长期趋势。在40多年的时间跨度中，我国经济体制和税收制度都发生了巨大变化，这就意味着税收数据在前后期间存在较大的不可比性。因此以大约十年为单位分成四个时期：

第一期：计划经济时期（1971年至1982年）。受苏联经济体制与“无税论”影响，这一时期我国税收指导思想是简化税制。“文革”结束前我国税制已经高度简化为一种“工商统一税”。但经济规律决定了税收在可预见的未来仍然是财政收入的主要来源。即使在1966年至1975年“文革”期间，工商税收仍然占河南省财政收入的五至七成①在河南省税务局编印的《1966至1975年度河南税务统计》中，工商税收占全省财政收入的比重最高为1968年的73.52%，最低为1971年的47.17%。。通过比较建国以来的工商税收总量发现，在经历了1960年-1961年、1967年-1968年两次大的滑落后，自1970年始税收收入开始稳定增长①见《中华人民共和国税收大事记（1949-1999）》第381页“1950年至1999年中国经济、财政、税收主要指标统计表”。，河南省工商税收变化亦与全国同步②具体数据来自《1966至1975年度河南税务统计》。，这也是本文将1970年作为分析起点的原因。

第二期：计划经济衰落，商品经济迅速发展时期（1982年—1993年）。1983年、1984年两步“利改税”标志着税收应有地位的回归。个体经济与乡镇企业的崛起，使国营企业占绝对比例的税收格局发生了历史性变化。到1993年，河南省集体经济、私营经济、个体经济税收合计达38.44亿元，占工商税收的28%。选择1993年作为截止年份，是因为1994年推行“分税制”后，我国财政体制和税制都发生了重大变化。

第三期：社会主义市场经济确立时期（1995年—2006年）。1992年十四大明确提出社会主义市场经济的经济体制改革目标，1994年进行了分税制改革，形成了延续至今的财税制度框架。将2006年作为分界年份，是因为这之后我国经济和税收都逐渐从高速增长期进入了中高速增长期。

第四期：市场经济深化发展时期（2006年—2013年）。本期是我国经济结构深刻调整的时期，尽管跨度不足十年，但通过数据分析可以了解县域税收增长的最新变化。

本文将税收增长以倍数的方式来表现。比如，第一期的税收增长指的是所有样本1982年税收除以1971年税收得到的倍数值。为了防止偶然因素造成税收收入的畸高畸低变化，通过取三年的算术平均值进行平滑处理。如2006年税收收入指的是2005、2006、2007三年税收加总后除以3的得数。

表1是四个时期因变量的频数分布。第一期，有97个县（90.7%）税收增长在1至4倍之间，其中2 至3倍有59个（55.1%）。最小值是0.59倍，最大值是6.18倍，均值是2.61倍，标准差为0.95。说明此时期各县税收增长率差别不大，是“大家都穷”的阶段。第二期，有50个县（46.73%）税收增长在1至4倍之间，有46个（43%）在4至7倍之间。最小值1.50倍，最大值21.52倍，均值4.56倍，标准差为2.45。说明整体税收增长率明显提升，但县域之间的差距有所扩大。这个阶段大家都开始致富，但有的县富得更快。第三期，有61个县（57%）税收增长在1至4倍之间，有24个（22.43%）在4至7倍之间，但也有20个（18.69%）在7倍以上，10倍以上样本达8个。最小值0.50倍，最大值42.13倍，均值4.91倍，标准差为4.94，说明县域税收差异急剧扩大。第四期，有94个县（87.85%）税收增长在1至4倍之间，没有增长6倍以上的样本。最小值0.79倍，最大值5.98倍，均值2.53倍，标准差为1.00，本期县域税收差距没有继续扩大，不排除与本期年份跨度较小有关，而且前所未有地出现了4个税收总量下降的县，说明少数县的经济税收出现了麻烦。

表1　四个时期税收增长倍数频数表

（二）解释变量

1.资源禀赋（Resource）。资源禀赋包括的内容很宽泛，但真正对河南省县域经济差异发挥重要作用的是煤炭、石油、黄金、铝土、钼等矿产资源。总体上看，西部山区县矿藏丰富，东部平原县资源贫乏。对矿产资源禀赋进行定量评价是一个难题，有的县仅有单一矿藏，有的县则有多种矿产资源；有的县早在计划经济时代甚至解放前就有开采，如今已进入资源枯竭期；有的县则晚至本世纪初才开始采掘，正处于产量上升期。但这些情况无法统一衡量标准，只能把“资源禀赋”设计成虚拟变量。辖域内有矿产资源且正在开采、冶炼加工的县，其值为1。无矿产资源或虽有矿藏但尚未开采的，其值为0。这样得到了38个资源富集县与69个资源贫乏县。

2.地理区位（Traffic和Lndistance）。地理区位存在两种情况：一种是交通位置优势（Traffic）。把位于京广、陇海两条铁路干线上的25个县（县级市）设为1值，其他县（县级市）设为0值。另一种是临近中心城市的区位优势（Lndistance）。一个县如果距离中心城市较近，可能会受到该城市“辐射效应”的影响而经济发展更快。但根据经验，辐射效应可能会受到行政区划调整的影响。河南省各县隶属关系曾经调整频繁，但到1980年代后期基本稳定下来。因此，把县城距离上一层级省辖市城区的公里数作为一个变量。

3.政策因素（Depressed和Power）。在我国当前体制下，上级政府的政策支持是区域经济发展不可忽视的条件。中央政府出台了大量区域性经济规划，与河南相关的是“中原经济区”战略规划。但这一规划涉及的是整个省，而且2011年才升级为国家战略，2012年才被国务院批复，政策效应尚来不及显现。税收政策对税收增长有直接影响，但大部分税收优惠政策以行业为主，少数以地域为主的政策已渐次被取消，税收政策对于省内各县来说是一项无差别条件。通过梳理发现，有可能对县域经济造成差别影响的经济政策有两个：一是从上世纪80年代开始的贫困县政策。国家级贫困县每隔数年有所调整，1994年国务院扶贫开发领导小组确定了河南省28个贫困县，到2001年仍然只有这28个，2012年才新增了3个。因此将是否“国家级贫困县”（depressed）作为一个二值变量，凡1994年成为国家级贫困县的为“1”值，否则为“0”。二是“省管县”政策。河南省2004年确定了5个“扩权县”，分别是巩义、邓州、永城、固始和项城，2006年增加了中牟，2011年“直管县”增加到10个。2004年以来率先成为“扩权县”的6个县是稳定的，因此将“是否自2004年以来是扩权县”（power）作为一个二值变量，是为“1”，否为“0”。

4.工业基础（Industpro）。通过1985年的《河南省统计年鉴》获得了各县1984年工农业总产值和工业总产值数据，将工业总产值占工农业总产值的比例（Industpro）作为衡量一个县工业基础的指标。如果某县比例很高，说明在计划经济时期拥有较雄厚的工业基础，并在改革开放以后成为经济发展的有利条件。经统计，有27个县工业产值占比不足20%，大部分县在20%-40%之间，超过40%的仅有10个县，最高的义马市达87.87%，最低的息县仅有10.4%。

表2　变量说明

5.民间活力（Taxpayer和Privatefac）。与资源、区位相比，民间活力是一种内生动力。分析民营经济对县域经济的影响，最好的方法是找到直接相关数据。但统计资料中分经济类型数据十分混乱，国有企业、集体经济、私营经济、股份制企业等严重交叉，无法剥离。个人所得税应该是衡量民间经济活力的理想变量。但由于众所周知的原因，当前个人所得税已经沦为“工薪税”，代表性大打折扣。所以本文仅能够试探性地找到两个具有可比性的变量：一个是上世纪80年代（1982年至1988年间）各县个体纳税人户数的增长率（Taxpayer）。假定一个县的居民拥有强烈的商业意识，在改革开放后个体户数量就应该以更快速度增长，并在以后形成对经济和税收增长的拉动。另一个是“进入全省百强民营企业榜单的户数”（Privatefac）。2013年、2014年河南省工商联连续两年进行了百强民营企业评选，假设一个县进入榜单的企业越多，民营经济越强大，税收增长也越快。通过逐户分析，筛选出可以归属到各县的45家民营企业。其中长垣县4家，巩义市等5县（县级市）均为3家，汝州市、武陟县2家，有22个县各有1家。为了防止大量出现零值，将本变量初始值设为1，这样得分最高的长垣县为5分，得分最低的县为1分。

完成上述分析之后，建立多元回归模型如下：

三、回归分析

（一）变量统计特征

首先运用stata12.0检测自变量间的相关系数。工业基础与资源富集程度、交通区位之间相关系数接近0.4，存在弱相关，说明在计划经济时代，矿产资源丰富或者临铁路干线的县，工业基础更加雄厚，这符合当时的客观情况。远离中心城市的程度与贫困县资格存在较弱的正相关，与交通区位之间存在较弱的负相关，也符合常识判断。总体来看，上述各自变量之间的相关系数大多数在0.2以下，少数虽然超过0.2，但也在0.4以下，不会给回归分析带来严重的不良影响。

表3　摘要统计量

表3是四个时期因变量与自变量的基本信息描述。其中距离中心城市的公里数（Lndistance）是实际值取对数后的结果。1982年至1988年间个体户数量增长倍数（Taxpayer）均值为1.8，最小值0.479，最大值4.479，明显与当时个体经济迅猛发展的事实不符。因为此处的个体户数是税务机关登记数，由于税务机关征管能力限制，远低于实际数。考虑到在税务机关登记的一般是规模较大的个体户，而且各县税务机关征管能力差别不大，姑且认为这一变量具有可比性。

（二）回归分析结果

利用stata12.0软件先后对模型进行了两轮回归分析。首先将所有自变量代入，分四期进行回归分析。然后将统计不显著的自变量删除后再进行分析，最后结果见表4。

资源禀赋在第一期、第三期统计显著，在第二期和第四期统计不显著，原因应该是计划经济时期，重工业优先的发展战略使得资源富集县拥有了先天优势，这种优势在改革开放后的1980年代自然地弱化了。1990年代资源优势再次出现，可能是因为市场经济方向确立后，大量资本拥入资源开采、冶炼等领域，同时国内外对各类矿产资源需求迅速增长。而进入新世纪后资源优势逐渐消失，也与近几年来能源价格持续走低有关。

交通优势在第一期至第三期都不显著出人意料。但仔细分析并不难理解，河南省经济落后地区主要分布在东部和东南部的黄淮平原，而京广、陇海大动脉贯穿这一地区，铁路沿线各县经济与周边相比没有明显差别。值得注意的是在第四期交通区位优势对税收增长的影响变得显著，其中原因需要进一步挖掘。

与中心城市的距离在第一期和第三期出现显著正相关，说明在这两个时期距离中心城市远的县税收增长更快。在第三期可以解释为中心城市的“极化效应”起了作用，即近距离的县其人才、资金等资源更有可能被城市过度吸纳。但第一期尚找不得合适的理由，通过查看样本数据发现，是少数异常值产生了影响。

贫困县政策对税收增长的作用自始至终都不显著。“扩权县”仅在第三期呈现弱显著，这并不能说明“省管县”政策促进了试点县经济税收的更快增长，因为这一政策在河南省试点是2004年才开始的，其作用的期间只可能发生在第四期。这个结果仅能说明，经济实力更强、增长更快的县更有可能成为“扩权县”政策的试点县；而第四期不显著的结果又说明在获得扩权县资格之后，试点县税收增长速度并没有明显加快。

在衡量民间活力的“1980年代个体户增长速度”和“百强民营企业户数”两指标中，后者在四个时期全不显著，说明数据代表性很差。前者在第三期和第四期分别呈现出弱显著正相关和强显著负相关，说明1980年代个体纳税户数量增长较快的县，在1990年代税收增长更快，但到新世纪初特别是近几年，这些县的税收增长明显比其他县缓慢了。这从一个侧面印证了近年来民营经济发展遇到的“瓶颈”或“玻璃门”现象。

表4　调整后的OLS估计结果

作为工业基础的衡量指标，“1984年工业产值占工农业总产值比例”在第一期和第三期分别呈现出显著正相关和弱显著负相关，说明在计划经济时期，工业基础好的县税收增长更快，但在1990年代这些县的税收增长反而慢下来了。从1990年代后半期开始我国进入国有企业产权改革时期，工业基础雄厚的县国营经济比例较高，在竞争市场上难以与民营经济抗衡，在产权改革时期背负着更重的包袱，应该是导致这一现象的主要原因。

分时期看：第一期中资源禀赋、与中心城市的距离以及工业基础对税收增长有影响；贫困县政策和“扩权县”政策在这一时期尚不存在，自然谈不上影响；个体户增长速度影响不显著，是因为1970年代发展个体私营经济仍属政策禁忌。这一时期方程的R平方值和F值都说明拟合程度较好，解释力也较强。

第二期中所有变量的影响都不显著，一方面说明在计划经济时期推动税收增长的因素失去了作用，另一方面也说明新因素的作用力还没有显山露水。应该说，1980年代各县在经济税收增长中处在相对公平的起跑线上。这一时期县域之间税收总量差距有所扩大，可能是在各种因素趋同条件下的经济自然增长的结果。

第三期中，资源禀赋、与中心城市的距离、工业基础和个体经济发达程度对税收增长都有影响。这也是县域间税收总量急剧扩大的时期，各种因素在其中存在复杂的交互作用：区域性政策陆续出台，民营经济在经过十多年孕育之后也逐渐开始对经济发展产生越来越重要的影响。R平方值和F值说明，这一时期模型的拟合程度最好，解释力也最强。

第四期中出现了一些逆转性现象。资源禀赋的影响不再显著，工业基础与个体经济发达程度均出现负效应。这与近年来我国经济进入深度结构调整期、民营经济发展困境以及政府过度投资带来的问题有关。

总体上看，在第一期，资源禀赋、与中心城市的距离和工业基础三变量解释了税收增长差异的21.6%。在第二期，各变量与税收增长差异之间都不相关。在第三期，资源禀赋、与中心城市的距离、工业基础和个体经济发达程度解释了税收增长差异的30.3%。在第四期，工业基础、交通区位和个体经济发达程度三变量解释了税收差异的9.6%。回归分析证实了资源禀赋、地理区位、工业基础、政策环境以及民间活力都对河南省县域税收增长产生过影响。但在具体时期各因素的影响方向、强度存在差别（见表5）。

表5　统计分析结果汇总表

（三）结果解读

分析结果证实：

1.资源禀赋对税收增长的影响很强烈，但效用递减。资源富集县四个时期的税收增长平均倍数分别为3.03、4.75、8.15和2.28，非资源富集县分别为2.45、4.5、3.4和2.64。但第四期资源禀赋的效应不再显著，且与资源禀赋相关的工业化程度早在第三期就已经出现了负效应。考虑到第四期资源贫乏县的税收增长平均倍数超过了资源富集县，说明在这一时期资源禀赋一定程度上成为资源县税收增长的拖累。

2.计划经济时代的工业基础与资源禀赋存在类似效应。从全国情况看，当年工业基础雄厚的地方，后来的经济发展都遇到过难题，比如东北地区；而民营经济的快速发展往往出现在计划经济薄弱的地方，比如浙闽地区。

3.数据分析证明了“极化效应”的存在。除了郑州、洛阳两大工业城市周边的县域经济较发达外，其他省辖市的毗邻县经济发展程度并不比其他县更好，还可能被省辖市过度吸纳资源。极化效应与辐射效应是同一事物，城市对周边资源的吸纳力超过扩散力就是极化效应，反之就是辐射效应。郑、洛两市周边之所以没有出现极化效应，一方面是因为其经济实力比其他城市高出一个档次；另一方面也可能与这一地区同时也是资源富集区有关。

4.民营经济的效用在市场经济时期有所显现，但后期发展出现困难。民间活力是促进区域经济发展的最健康因素。但相对于资源开采和区域政策等，民间活力的作用周期更长。以民营经济比较发达的长垣县为例，由于缺乏资源和工业基础，在前两个时期税收增幅低于均值，到后两个时期才逐渐地高于均值。但相对于东南沿海各省，河南的民间活力并不出色，民营经济相对发达的仅有长垣、长葛、林州、巩义等少数几个县，而且除长垣、长葛以外都或多或少地依赖煤炭、铝土等矿产资源。

5.“贫困县”和“扩权县”政策对税收增长基本没有发挥作用。区域性政策在改革开放之初的战略背景下发挥过重要角色，但能否持续取得效果很大程度上受制于宏观环境。当市场的资源配置作用开始成为主流，通过区域性政策获得立竿见影效果的预期越来越不可能实现。在本文涉及的两项区域性政策中，贫困县可以从中央财政获得更多资金扶持，扩权县政府可以获得更大的不受省辖市制约的自主权，但这些权力和资金都不能直接作用于市场经济主体。而微观经济主体的决策会充分考虑创业环境、金融环境、政府干预、地理位置、市场容量、失败风险等一系列因素。贫困县之所以能够成为贫困县的原因，可能就是成功创业者远离这些县的原因，上级政府的财政支持和政策倾向无法从根本上改变这一局面。

（四）主要不足

本项研究遇到的最大难题，是受制于技术和能力无法获得更好的计量数据。如一个县的资源禀赋找不到理想的衡量指标，不得不使用虚拟二值变量。资源禀赋与工业基础被认为是影响县域经济发展的两项重要因素，但两者之间存在共线性，对模型的拟合质量产生了不利影响。除了税收能够多大程度上反映经济现实这一问题外，来自于一省的县域税收数据的代表性也存在局限，如果把研究的范围扩大到不同省份，得到的结果有可能不同。

四、结论

各种因素对县域经济的影响不是一成不变的。无论其影响显著与否，是正效应还是负效应，所带来的最大启示是，区域经济的发展存在一种自然状态。市场经济的本性以及人的趋利性，都决定了只要具备一定的宽松条件，一个地方的经济会自然增长。所有的影响因子只有与这一自然趋势相顺应，才能发挥正效应。如果一个县没有矿产开采、冶炼等产业，没有强大的工业基础，其经济发展在初期会比较缓慢，但在市场经济日趋完善的宏观背景下，仍然能够保持一定的自然增长，显然这种增长靠的是非资源型的民间自发力量。如果此时地方政府能够及时采取科学、正确、符合市场规律的引导政策，民间自发力量就有机会成长为大规模的产业群体，并在本地产生出健康的商业文化，这是区域经济发展最可靠的比较优势。如果一个县有丰富的矿产可供开采，民间资本必然会向获利更快的矿产资源产业集中，获利较慢的非资源型产业可能会因此而缺乏竞争力。随着资源禀赋效用的衰减，当地方经济试图开始倚重非资源型产业时，已经失去了与非资源县相竞争的能力。

无论是资源富集县还是资源贫乏县政府，要想实现本地经济健康发展，都应该对自身的角色进行反思。区域经济的发展不会理所当然地随着政府的各种区域性规划、“强县战略”、“跨越式”发展目标、“运动式”管理等指挥棒起舞，而只会遵循自身的规律前进。因此，本文研究最终指向了一个目标，就是推动包括各级地方政府在内的我国政府治理之道的变革，使其治理理念从传统的行政干预习惯走向“亲市场”的思维，从经济发展的“指挥者”走向民间优秀的商业文化、创业文化的培育者和呵护者。

参考文献：

〔1〕郝寿义，安虎森.区域经济学［M］.北京：经济科学出版社，1999.

〔2〕王德第，荣卓.县域经济发展问题研究［M］.天津：南开大学出版社，2012.

〔3〕毛寿龙.现代治道与治道变革［J］.江苏行政学院学报，2003（2）：86-92.

〔4〕郑炎成，陈文科.县域经济在国民经济中的现实地位变迁：理论与实证［J］.财经研究，2006（3）：5-20.

〔5〕凌耀初.中国县域经济发展分析［J］.上海经济研究，2003 （12）：3-10.

〔6〕孟德友，陆玉麒.基于基尼系数的河南县域经济差异产业分解［J］.经济地理，2011（5）：799-804.

〔7〕樊新生，李小建.河南省经济空间结构演变分析［J］.地理与地理信息科学，2005（3）：70-73.

〔8〕彭宝玉，覃成林.河南县域经济实力评价及空间差异分析［J］.地域研究与开发，2007（2）：45-49.

〔9〕黄勇，易法海.县域经济差异：基于基尼系数的产业分解［J］.农业技术经济，2014（9）：32-37.

〔10〕Andrew G.Walder.Local Governments as Industrial Firms：An Organizational Analysis of China's Transitional Economy［J］.American Journal of Sociology，1995（9）.

〔11〕Anselin L.Local indicators of spatial association-LISA［J］. Geographical Analysis，1995.

〔12〕Zhang ZQ，Griffith D A.Integrating GIS Components and Spatial Statistical Analysis in DBMS［J］.Int.J.Geographical Information Science，2000.

【责任编辑寇明风】

中图分类号：F812.42

文献标识码：A

文章编号：1672- 9544（2016）03- 0072- 08

〔收稿日期〕2015-10-24

〔作者简介〕武靖国，公共管理学院博士研究生，研究方向为制度分析、公共政策及治理理论。