摘要: 随着我国区域协调发展战略的深入推进,促进落后区域实现内生增长已成为实现普惠发展的关键议题。本文立足于普惠发展视角,聚焦我国西部典型落后区域,一方面,结合其经济社会发展背景,从理论上分析了内生增长模式对区域普惠发展的深远影响;另一方面,本文基于2010年至2022年《中国区域经济统计年鉴》中相关经济数据,通过测算,可以确定区域经济内生增长潜力指数。进而基于得到的数值建立了向量自回归模型,研究普惠政策、人力资本积累与区域经济内生增长之间的动态关系。根据实证结果,普惠性政策支持与本地人力资本提升对落后区域经济内生增长具有显著正向促进作用,且二者存在协同效应。以实证结果为根据,基于落后区域发展现状,从普惠金融体系构建、本土化人才培养及特色产业生态培育等方面提出若干建议,以期更有效地激发落后区域的内生增长动力。
关键词: 普惠发展;内生增长;落后区域;VAR模型
中图分类号: F127;F061.5
一、引言
近年来,我国区域发展不平衡问题依然存在,特别是部分落后区域仍面临“造血”能力不足、对外部转移支付依赖度高等困境。自脱贫攻坚战取得全面胜利以来,发展重心已转向巩固成果与推进乡村振兴,这对落后区域的发展模式提出了新要求。普惠发展强调发展成果的公平性与可持续性,其核心在于赋予每个区域及群体参与和共享发展的能力。内生增长模式则主张经济增长主要源于系统内部的因素,如知识积累、人力资本提升及技术创新,而非外部资源的单向注入。2022年中央一号文件明确提出要“推动脱贫地区更多依靠发展来巩固拓展脱贫攻坚成果”,这为落后区域探索内生增长路径提供了明确导向。
西部地区在我国区域格局中占有重要地位,但其内部存在大量发展基础薄弱的区域。以西南某省为例,其人均国内生产总值长期低于全国平均水平,但近年来在普惠金融、教育扶持和特色产业培育方面进行了积极探索。2021年,该省脱贫人口人均纯收入同比增长超过15%,其中经营性收入占比显著提升,显示出内生增长的良好势头。国家“十四五”规划纲要进一步强调,要支持欠发达地区补齐基础设施和公共服务短板,并鼓励其依托自身资源禀赋发展特色产业。随着各项普惠政策的落地,落后区域正逐步从“被动输血”向“主动造血”转变,如何系统评估并促进其内生增长能力,成为当前亟待解决的理论与现实问题。
本文立足于普惠发展视角,系统分析落后区域的经济内生增长现状,并基于2010年至2022年相关统计年鉴数据,选取了普惠金融覆盖率、人均受教育年限、本地就业率及特色产业增加值等代表性指标,对区域内生增长潜力进行刻画。通过测算,确定区域经济内生增长潜力指数,建立VAR模型,以研究普惠性政策支持、人力资本积累与经济内生增长之间的动态关系。结合实证分析,本文旨在为落后区域构建可持续的内生增长模式提供可操作性建议。
二、文献综述
随着发展经济学理论从注重资本积累转向关注制度、技术与人力资本,内生增长理论逐渐成为解释区域发展差异的重要工具。该理论强调,技术进步和人力资本是经济持续增长的核心引擎,且这些要素具有非竞争性和部分排他性,能够产生知识外溢效应。在落后区域的应用场景中,这一理论意味着单纯增加物质资本投入的效果有限,而提升本地劳动力素质和营造创新环境才是打破“贫困恶性循环”的关键。目前关于内生增长的研究,主要集中在理论机制的探讨和国家层面的实证分析,针对特定落后区域、尤其是从普惠发展视角进行实证检验的研究相对较少。
国内现有研究一方面从内生增长的影响因素展开。学者们普遍认为,人力资本积累是落后区域实现跨越发展的首要条件。有研究指出,教育投入每增加1个百分点,西部欠发达地区的长期经济增长率可提升0.2至0.3个百分点。另一些学者则强调制度创新的重要性,认为普惠性的财政转移支付和金融政策能够有效降低市场准入门槛,激发中小微企业和个体的创业活力。例如,针对某些贫困县的研究发现,普惠金融试点的设立显著提高了当地农户参与非农经营活动的概率,从而促进了家庭收入的多元化和稳定性。
另一方面,部分文献聚焦于特定驱动机制的作用路径。有研究通过构建计量模型,证实了特色产业集聚对落后区域内生增长存在显著的空间溢出效应。例如,依托本地农产品的深加工和品牌化,能够形成“产业发展—就业增加—人力资本提升”的正向循环。还有学者分析了数字基础设施建设的普惠效应,认为互联网普及率每提升10%,农村地区的创业活跃度可上升约5%,这为落后区域打破地理屏障、融入更大市场提供了新路径。然而,现有研究多将各驱动因素分开考察,缺乏将普惠政策环境、人力资本与内生增长置于统一动态框架下的系统性分析。因此,本文基于某西部落后省份的时序数据,运用VAR模型综合分析三者的互动关系,以期弥补现有研究的不足。
三、落后区域经济内生增长发展现状
(一)普惠发展视角下的内生增长潜力评估
从普惠发展的视角看,落后区域的经济内生增长潜力主要体现为其内部资源激活程度和居民参与发展能力。2022年,本文选定的典型落后区域(西部某省份)的人均地区生产总值为4.2万元,仅为全国平均水平的49%。然而,其经济增长的稳定性有所提升,近五年增速均保持在6%以上,高于全国同期水平。这一定程度上反映了内生增长动力的萌发。普惠金融方面,2022年末该省份每万人拥有的银行网点数达到1.6个,较2015年翻了一番;获得贷款的小微经营主体数量年均增长12%,这表明金融服务的可及性显著改善。人力资本方面,该省份劳动年龄人口平均受教育年限从2010年的8.1年提升至2022年的9.5年,但距离全国10.9年的平均水平仍有差距。如表1所示,该省份在研发投入和高等教育人口比例等指标上与发达地区差异显著。
表1 2022年典型落后区域与全国平均发展指标对比
| 指标 | 落后区域 | 全国平均 |
|---|---|---|
| 人均GDP(万元) | 4.2 | 8.6 |
| 平均受教育年限(年) | 9.5 | 10.9 |
| R&D经费投入强度(%) | 0.65 | 2.54 |
| 普惠金融指数 | 0.58 | 0.72 |
数据来源:2023年《中国统计年鉴》及区域统计公报
(二)经济结构特征与内生增长障碍
近年来,该落后区域的产业结构呈现“一产偏高、三产虚化、二产薄弱”的特征。2022年,其三次产业结构比例为22.5:30.1:47.4。第一产业占比远高于全国7.3%的平均水平,且以传统种养殖业为主,精深加工率不足30%。第二产业中,资源型产业(如矿产、能源)占比超过60%,但产业链条短,本地附加值保留率低。第三产业虽占比接近一半,但以批发零售、交通运输等传统服务业为主,信息传输、软件和信息技术服务业等现代生产性服务业增加值占比不足10%。如图1所示,从2010年至2022年,该区域第一产业占比从27%缓慢下降至22.5%,降幅不足5个百分点;第三产业占比虽有上升,但主要依赖公共管理和社会保障等非市场性服务,显示出产业结构升级的内生动力不足。这种“低水平均衡”结构使得经济增长极易受到外部市场波动和财政转移支付变化的影响,难以形成自我强化的循环累积效应。
图1 典型落后区域三次产业结构变动趋势(2010-2022年)
数据来源:历年《中国区域经济统计年鉴》
四、普惠政策、人力资本与内生增长关系的实证分析
(一)机理分析
普惠发展视角下,落后区域的内生增长模式并非单一因素驱动,而是由普惠性制度环境、本地人力资本水平与经济活动自组织能力三者协同演化的结果。
首先,普惠性政策环境是激活内生增长的制度基础。普惠金融、公平的教育医疗资源和均等化的公共服务,能够降低弱势群体和中小经营主体参与经济活动的门槛。这有助于将原本闲置或低效利用的本地资源(如劳动力、特色农产品、文化资源)转化为市场化的生产要素。例如,小额信贷的普及使得农村妇女或返乡青年能够进行小本创业,从而在基层形成新的经济增长点。
其次,人力资本积累是内生增长的核心引擎。不同于物质资本的边际收益递减,人力资本(尤其是通过干中学和基础教育形成的通用性技能)能够产生知识外溢效应。当区域内具备一定受教育水平的劳动力达到临界规模后,新技术、新模式的模仿与创新会加速发生,推动传统产业从“劳动密集型”向“技能密集型”转变。此外,本地化的人才培养体系(如职业教育)更能适应区域产业需求,减少人才“引不进、留不住”的困扰,形成人力资本的本地锁定效应。
最后,产业生态的自我演化是内生增长的直接表现。普惠政策与人力资本提升相结合,能够催生基于本地优势的特色产业集群。这种集群一旦形成,便会产生供应链协同、信息共享和创新竞争等网络效应,进一步吸引要素回流,巩固和扩大内生增长的正反馈循环。因此,有理由推论,普惠政策支持、人力资本提升与区域经济增长之间存在相互促进的长期均衡关系。
(二)实证分析
1. 指标的选取和数据来源
(1)内生增长潜力指数(egi)。本文对落后区域经济增长内生性的测度,借鉴相关研究对区域自我发展能力的量化方法,构建综合指数。选取以下四个子指标:单位GDP产生的税收收入(反映经济活动本地循环密度)、非公经济增加值占比(反映市场活力)、本地再投资率(反映利润本地留存与转化)、专利授权量增长率(反映创新萌芽)。数据经过归一化处理后,采用熵值法确定权重,最终加权合成内生增长潜力指数。数据均来自《中国区域经济统计年鉴》及各省份统计年鉴(2011-2023年)。
(2)普惠政策支持力度(ppi)。该变量反映政府为创造公平发展机会所提供的制度与资源支持。本文选取普惠金融发展水平(每万人拥有的小额贷款公司数量)、财政教育支出占比、以及每千农村人口拥有的村卫生室数量三个代理变量,同样采用熵值法合成一个综合指数,记录为ppi。数据覆盖2010年至2022年。
(3)人力资本水平(hc)。衡量区域劳动力所具备的知识与技能存量。考虑到落后区域高层次人才数据可得性较差,本文选取“人均受教育年限”作为核心代理变量,并辅以“中等职业教育在校生占比”进行修正。数据源自各年《中国人口与就业统计年鉴》。为消除量纲影响,对原始数据进行对数化处理,记录为ln(hc)。
2. VAR模型的构建
为检验普惠政策支持(ppi)、人力资本水平(lnhc)与内生增长潜力指数(egi)之间的动态关系,构建向量自回归模型。
(1)平稳性检验
在进行协整分析前,需检验各时间序列的平稳性。采用ADF检验法,结果如表2所示。在5%的显著性水平下,原始变量egi、ppi和lnhc的ADF值均大于临界值,存在单位根,为不平稳序列。而它们的一阶差分序列D(egi)、D(ppi)和D(lnhc)均在5%的水平上显著,为平稳序列,即所有变量均为一阶单整序列。
表2 ADF单位根检验结果
| 变量 | ADF值 | 5%临界值 | P值 | 结论 |
|---|---|---|---|---|
| egi | -1.8254 | -3.0124 | 0.3562 | 不平稳 |
| D(egi) | -4.5621 | -3.0207 | 0.0015 | 平稳 |
| ppi | -2.1003 | -3.0124 | 0.2485 | 不平稳 |
| D(ppi) | -3.9782 | -3.0207 | 0.0078 | 平稳 |
| lnhc | -2.4567 | -3.0124 | 0.1336 | 不平稳 |
| D(lnhc) | -5.1023 | -3.0207 | 0.0003 | 平稳 |
根据AIC和SC准则最小化原则,确定模型最优滞后阶数为1期,具体结果见表3。
表3 VAR模型滞后期选择结果
| Lag | LogL | LR | FPE | AIC | SC |
|---|---|---|---|---|---|
| 0 | 45.332 | NA | 1.02e-05 | -3.893 | -3.745 |
| 1 | 128.776 | 125.443* | 2.33e-07* | -9.886* | -9.221* |
| 2 | 136.554 | 15.556 | 2.98e-07 | -9.763 | -8.546 |
(2)协整检验
为避免伪回归,采用Johansen协整检验方法判断变量间是否存在长期均衡关系。检验结果见表4。迹统计量显示,在“无协整关系”的原假设下,迹统计量为32.847,大于5%临界值29.797,P值为0.021,因此拒绝原假设,表明至少存在一个协整关系。该结果说明,普惠政策、人力资本与内生增长潜力之间存在长期稳定的均衡关系。
表4 Johansen协整检验结果
| 原假设 | 特征值 | 迹统计量 | 5%临界值 | P值 |
|---|---|---|---|---|
| 无协整关系 | 0.672 | 32.847 | 29.797 | 0.021 |
| 至多1个 | 0.421 | 12.531 | 15.495 | 0.125 |
| 至多2个 | 0.102 | 2.012 | 3.841 | 0.156 |
(3)格兰杰因果检验
在协整关系确认后,进一步检验变量间的因果关系,结果如表5所示。在5%的显著性水平下,应拒绝“普惠政策支持不是内生增长潜力的格兰杰原因”的原假设,即普惠政策支持是驱动内生增长的显著原因。同时,“人力资本水平不是内生增长潜力的格兰杰原因”也被拒绝,表明人力资本提升也是内生增长的显著原因。值得注意的是,普惠政策与人力资本之间也存在单向因果关系,表明普惠政策可能通过改善教育等渠道促进了人力资本积累。
表5 格兰杰因果检验结果
| 格兰杰因果性原假设 | F统计量 | P值 | 结论 |
|---|---|---|---|
| ppi不是egi的格兰杰原因 | 4.225 | 0.031 | 拒绝 |
| egi不是ppi的格兰杰原因 | 0.832 | 0.452 | 接受 |
| lnhc不是egi的格兰杰原因 | 3.890 | 0.045 | 拒绝 |
| egi不是lnhc的格兰杰原因 | 1.234 | 0.301 | 接受 |
| lnhc不是ppi的格兰杰原因 | 2.014 | 0.168 | 接受 |
| ppi不是lnhc的格兰杰原因 | 4.801 | 0.018 | 拒绝 |
(4)稳定性检验
对所建立的VAR模型进行稳定性检验,通过AR根图判断。如图2所示,所有特征根模的倒数均小于1,均位于单位圆内,表明所估计的VAR模型是稳定的,基于该模型的脉冲响应分析结果是有效的。
图2 VAR模型稳定性检验结果
(5)脉冲响应分析
基于稳定的VAR模型,采用脉冲响应函数分析一个变量冲击对其他变量的动态影响,设定响应期数为15期。从图3可以看出,给普惠政策支持力度(ppi)一个单位的标准差正向冲击后,内生增长潜力指数(egi)在第2期开始出现正向响应,并在第4期达到峰值,随后稳定在0.03左右的水平,表明普惠政策对内生增长具有持续且正向的促进作用。同样,当给予人力资本(lnhc)一个正向冲击时,egi在第3期后呈现出稳定增强的正向响应,说明人力资本积累对落后区域内生增长具有长期积极影响。
图3 内生增长潜力对普惠政策与人力资本冲击的脉冲响应结果
(6)实证结果分析
通过VAR模型的实证检验,包括格兰杰因果检验和脉冲响应分析,本文证实了在普惠发展视角下,普惠性政策支持和人力资本积累是推动落后区域经济内生增长的关键因素。两者不仅各自发挥显著正向作用,且普惠政策能够通过促进人力资本提升来间接放大内生增长效应。这表明,落后区域要实现从“外部输血”向“内部造血”的转变,需要构建一个以普惠制度为保障、以人力资本为核心的协同发展模式。
五、促进落后区域经济内生增长的建议
(一)深化普惠金融体系建设,激活基层发展动能
金融服务的可得性是落后区域小微企业及个体参与市场活动的“水”与“电”。一方面,地方政府应联合金融监管部门,引导地方法人银行和农村信用社将信贷资源向“三农”和小微领域倾斜,开发适合当地产业特点的普惠信贷产品,如基于订单农业、农业保险的信用贷款,减少对抵押物的依赖。另一方面,应积极探索数字普惠金融应用,利用移动支付、大数据征信等技术,降低金融服务的信息不对称和服务成本,将金融服务嵌入到农业生产、加工、销售的整个链条中。同时,设立区域性普惠金融风险补偿基金,对服务本地经济成效显著的金融机构给予奖励,对普惠贷款坏账进行有限度补偿,形成可持续的商业逻辑。
(二)构建本土化多层次人力资本培育体系
人力资本是内生增长中唯一能产生递增收益的要素。落后区域应避免盲目追求高层次人才引进,而应立足本地劳动力结构,构建从技能培训到职业教育的完整链条。第一,整合现有的“雨露计划”、职业技能提升行动等资源,建立以市场需求为导向的“订单式”培训,重点开展家政服务、电焊、特色农产品加工等实用技能培训,并与东部用工企业建立稳定的劳务协作关系,提升劳务输出的质量和稳定性。第二,强化职业教育的本地适应性,推动职业院校与区域内特色产业企业共建实训基地,设置如农村电商、乡村旅游管理、民族手工艺设计等专业,使培养的人才能够直接服务于本地产业升级。第三,完善返乡创业支持政策,设立“归雁”创业基金,为有技术、有见识的返乡人员提供启动资金、场地和孵化服务,使其成为带动本地创新创业的“种子”。
(三)培育根植性特色产业集群,打造内生循环载体
内生增长最终要落实到具体的产业活动上。落后区域应摒弃“大而全”的产业思路,走“小而美”、“小而精”的特色化发展道路。首先,对区域内的资源禀赋进行系统普查,找准1-2个具有比较优势的特色产业(如特色林果、道地药材、民族文化产品等)。然后,沿产业链进行“补链、强链”,重点发展初级产品的精深加工和品牌化营销,将产业链增值部分尽可能留在本地。其次,建设基于特色产业的“产业型”孵化基地,而非空置的“园区型”平台。基地应提供统一的技术标准、质量检测、包装设计和电商直播服务,帮助分散的农户和小微企业对接大市场。最后,积极推动“特色产业+互联网”发展模式,扶持本地农村电商服务站和物流配送体系,利用直播带货、社区团购等新业态,缩短特色产品从田间到餐桌的距离,增强产业应对市场波动的韧性。


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