云南省县域经济的民族多样性影响研究

摘要：民族多样性与县域经济的关系常被研究人员所忽视，此研究旨在探讨民族多样性对县域经济的 影响及其机理。文章选族分布广泛的云南省作为实证考察的案例，通过利用我国第五次和 第六次人□普查数据，构建一个纳入民族多样性并控制了其他影响因素的县域经济发展面板数

据模型，探究民族多样性对县域经济发展的影响及其机理。分析结果显示，民族多样性对县域

经济的发展具有重要影响，两者之间呈现出显著的正向关系，民族多样性每増加1个百分点，将 带来县域经济1.234个百分点的总量增长。文章结果意味着引导民族之间的相邻聚居，促进民

族多样性将有助于县域经济的发展，以此进一步为国家区域战略推进、民族区域的制定以 及县域经济的优化提供决策依据。关键词：民族多样性；县域经济；面板回归；云南省Abstract: The relationship between ethnic diversity and the county economy is often ignored by the researchers. This paper is to explore the impact of ethnic diversity on county economy and its mechanism. In this study, Yunnan, a province in China as rich a diversity of habitat of ethnic groups, is chosen as a typical case, and based on the fifth and sixth census data of China, a panel data model of county economic development is constructed, which incorporates ethnic diversity and controls other factors. The results show that ethnic diversity has an important influence on the development of county economy, and there is a significant positive relationship between them. With the ethnic diversity that changes by 1%, the county's total economic output will increase by 1.234%. These results imply that leading the ethnic groups to live together and promoting the ethnic diversity will contribute to the development of county economy. With these conclusions, this paper may further provide the basis for the decision of the national regional strategy, the formulation of the regional policies and the optimization of the county economy.Key words: ethnic diversity; county economy; panel data regression; Yunnan0引言以来，虽然民族多样性和县域经济都是 在国家\"一带一路”战略加紧实施、

和学者关注的重点，但基于民族多 区域经济一体化不断加快的背景下，边

样性和县域经济的研究却是分开进行的, 境经济以及跨区域合作成为亟需关注的问 鲜有将民族多样性与经济发展加以联系, 题。然而我国边境省区往往是少数民族聚 更没有关注到民族多样性对县域经济的

居区，因此\"一带一路\"推进和跨境合作

影响议题。随着“一带一路”和沿边对

需要考虑到边境省区的民族问题⑴。长久 外开放经济带建设，民族多样性对边境云南省县域经济的民族多样性影响研究I咸红年省区县域经济影响的重要性进一步凸显, 经济发展中的作用机制，从而深化县域 经济影响因素既有议题；另一方面，在

匀或集聚分布的分异指数(dissimilarity

成为一个兼具紧迫性和前瞻性的新课题, 迫切需要进一步地挖掘和厘清，从而才

硏究方法上，引入人□地理学中群体分 异指数并将其运用到民族多样性测度上,

index ) ［15］来测度民族多样性。分异指数 的优势是其不仅可用于两T民族间的测

度，还可推广到两个以上的民族间的计 算［⑹，因此比较适用于拥有多民族的案

能更好地服务于国家战略。与国外不同，我国县域经济形成的

该方法克服了过去对民族多样性测度多 局限在单一民族内部或者两T民族(汉

独特二元结构，为学者研究提供了广阔 例地区。基于两民族的多样性指数计算

空间⑵。学者们通过对县域经济影响因

族与少数民族为主)之间的弊端，从而 将测度指标拓展到多个民族之间，在适 用性上更进了一步。公式如下：素的研究发现，县域经济首先受自然因 素的影响，地势低平而人□众多的县域,

如僦砂］(1)式中，Dj为两民族多样性指数；M,、 比分别为研究区次级单元i中M族和H

其经济发展更具优势和活力［3'4］o除自 然因素外，县域经济的发展还受产业结

1研究设计及数据处理构和区域的影响LG。基于固定投资 表征区域的研究揭示，优惠可

1.1基本思路本研究拟解决的关键性问题是民族 多样性是否会影响到县域经济的发展？

族人□数；M、H分别为研究区M族和H 族人□数；n是次级单元i数量。两民族

以使县域在同级竞争中保持较大优势［刀。 此外，城镇化&9】、交通2⑵等对县域 经济也会产生影响。然而正如有研究指 出，县域经济的发展是多因素共同作用 的结果山】，其影响因素的分析还需因地 因时而异［⑷。因此只有将多因素纳入统

多样性指数值域为0到100,其值越大, 民族多样性越大。两民族多样性指数因

若这种影响存在，那么机理是什么？据

此，首先对民族多样性进行量化，我们

简单实用而备受推崇〔1刀，但其只能用于

引入人□地理学研究中群体分异指数来

两个民族的测度而缺陷明显。现阶段分

测度民族多样性。在得到民族多样性指 数后，还需要确认民族多样性与县域经

异指数已被拓展到两T以上民族间的计 算。考虑到案例地区民族个数较多，因 此引入多民族多样性指数计算方法，以

一的分析框架，才能更加逼近县域发展 的实际。县域经济硏究已取得较丰富成

济之间是否存在某种关系，我们采用非

参数核密度估计和散点拟合图进行综合 判断。在确认民族多样性与县域经济存 在关联的前提下，进一步将县域经济发

便更全面地考察民族多样性对县域经济

发展的影响。多民族多样性指数的计算 公式如下:果，然而随着国家战略和跨境合作的变 化，我国县域经济影响因素研究的不足

展水平作为被解释变量，将民族多样性 作为核心解释变量，然后对民族多样性

D. =

-兀」(2)逐步凸显出来，其中民族多样性的缺失 就是典型例证。本文正是基于这样的实 际，在现有硏究基础上专门从民族多样

与县域经济发展两者关系进行建模。为 避免因变量遗漏而造成结果偏误，我们

性的角度出发，选取民族聚居广泛的云 南省为实证案例，探讨民族多样性对县 域经济发展的影响，从而完善既有县域

将影响县域经济发展的其他因素作为控

制变量统一纳入模型分祈框架，以此建

立起民族多样性对县域经济发展影响的 面板数据模型，通过模型拟合系数明晰

经济影响因素研究的成果，以期在理论

上填补民族多样性对县域经济影响及其 机制的空白，在实践上为国家“一带一路” 战略推进、民族区域的制定以及沿

民族多样性对县域经济的影响及其作用 机理。边对外开放经济带建设提供决策参老。相对于已有研究，本文将试图从两 方面做出贡献，一方面，在考察视角上，

1.2变量设定(1 )核心变量。本文将县域经济 发展作为被解释变量，用县域GDP表示,

而将民族多样性作为核心解释变量。对 于民族多样性的度量，尚处在探索阶段,

\"£龙」1-龙J ⑶m-l式中，Dm%多民族多样性指数，T 是整个研究区的总人□数，I是辛普森交 互指数，心为次区域i人□数，M是民族 个数，n是次级单元i数量，\"询是次级 单元i中m族人□百分比，是整个研 究区中m族人□百分比。Dm取值范围为 0到1,其值越大，族多样性越大。(2)控制变量。在控制变量方面，结

合前面综述的理论可知，县域经济主要受

自然环境、投资、交通条件、城镇化

水平以及产业结构等因素影响。在前述理 论的基础上，基于数据可获性和案例地区 实际，选择以下因素作为控制变量：专门探讨民族多样性对县域经济的影响， 并对其机理进行剖析，进而回答民族多 样性对县域经济有何影响以及如何影响 的问题，进一步厘清民族多样性在县域

未形成统一方法。但人□地理学家常用分 异指数来测度群体间居住融合或集聚程

自然环境(Zr)。自然环境对县域经济 的影响主要体现在资源禀赋、地形地势等度。受此启发，我们引入能反映群体均

97K现代城市研究I2019.12 pT* 经济 | ECONOMY方面。囿于县域资源难以量化，学者常选 高水平地区资源要素会不断集聚，从而 其公式如下:用国土面积来大致反映C18_193o考虑到云

有利于经济增长；而在城镇化落后地区， 则易出现资金和人才的流失，从而削弱 经济増长。而另一种则认为，城镇化对 经济的影响存在异质性。原因是从时间 上看其仅在短期内有正向作用，但长期

南省县域实际，其经济主要分布在地势低 平的坝区，我们弃用国土面积来反映自然

资源的做法，而用坝区面积占国土总面积

(2)面板数据多元回归。面板数据

相对于截面数据不仅样本量更大，还具 备克服遗漏变量并提供更多动态行为的

比例来表征自然环境，单位为％,预期影 响为正。看并非是严格的正向线性关系⑺］,且城 镇化对经济的影响并非是直接的［如，而

优势⑵】，在经济学建模实践中效果较好。

投资(Tz )o投资对县域经 济的影响较大，多数县域经济增长对政

为此，我们采用面板数据来分析民族多

是通过带动工业化等间接产生的。同时

样性对县域经济的影响。面板数据常用 的是变截距和变系数模型，其中变截距 和变系数模型又分固定效应和随机效应

府投资的依赖性较大。就县域而言，政 在空间上城镇化对经济的影响也存在区

府投资是各种投资的主体，同时虑及人 域性，体现在城镇化对有的地区影响显 著固，但在有的地区却没有明显影响测。

□规模因素，我们采用人均固定资产投 资来反映投资，单位为“万元/人”,

两种。基于面板数据的基本特性，结合

本文采用城镇人□占总人□比重表示城

本研究主要探讨民族多样性对县域经济

预期影响为正。交通条件(Jt)。交通对县域经济发

镇化率，预期影响为不确定。工业化水平(Gyh )o工业化对县域 经济的促进作用毋庸置疑。工业作为县 域经济増长的源泉和动力，其水平越高

的影响，构建如下面板数据理论模型：展的重要性不言而0俞。但现实研究中，基 于连续时间动态变化的县域道路里程普遍

y” = 0°+》0*x”+a,+X+£” (6)k=\\式中，为因变量，用县域GDP表示,

k存在难以获取的问题，因此本文沿用多数 学者采用的虚拟变量来反映的做法。虽然

的县域，通常都是经济越发达。同时工

业企业作为县域税收的重要来源，对县 域经济的整体运行贡献巨大。基于工业 主要以第二产业为主，故用第二产业占

这可能会有低估交通因素对县域经济实际 作用的风险，但相对于数据缺失来说，也

1=1,---,N,表示第i个县域,表

示第t年；仇为常数项；Bk为自变量系数； Xjt表示自变量和控制变量，自变量用民族

多样性指数表示，控制变量为影响县域经

是一种较为可行的普遍做法。为此，我们 通过查阅历年相关数据资料，以逐年核实

的各县域是否有机场、铁路以及高速公路 通过为标准，设置二维虚拟变量，即如某

GDP比重表征工业化水平，预期影响为正。 1.3模型方法(1)非参数核密度估计。核密度估

计是一种常见的非参数方法，能有效克 服参数估计中函数设定过于主观的缺陷。

济的其他因素；a,为不随时间而随个体变 化的不可观测变量；yt为随时间但不随 个体变化的不可观测变量；St为随机扰

动项。理论模型建好后，还需加入实际变

县域在研究时段内某一年开始拥有三种交 通方式中的一种，则交通条件设为1,反

核密度估计可以很好地捕捉数据分布的 实际，常用于观测数据分布及其动态演 变，在经济变量建模前的图示分析中优

量才能进行拟合。为此依据前面阐释的 因变量、自变量以及控制变量信息，进

之则设为0,预期影响为正。产业结构(Cy)。产业结构对经济的 增长具有决定性影响，其对县域经济的作

一步将理论模型具体设定为：势明显。为此，引入核密度估计，用于 观察民族多样性与县域经济发展的分布 动态特征，以便为后续建模提供参考依

用主要是通过改变经济结构来实现的。考 虑到西部县域工业水平普遍较低的境况以 及产业结构高级化如的内容，我们认为

log GDPu = 0。+ A108 N + 0」og T2 +0」og Jt + 0Jog Cy + 06 log Czh +

gogGyh+yg据。核密度估计表示为：/\"(吩埶宁］⑷服务业的比重可能是县域经济发展水平高

低的最好体现。为此用第三产业占GDP比

重来表示产业结构，预期影响为正。式中，n为数据T数；人表示带宽；

城镇化率(Czh)o城镇化对经济 的影响尚且有争议。学界大致有两种观

K(・)称为核函数，实际为权重國数；x-Xj 指邻域内点x与样本Xj的距离。核函

数有多种表现形式，最常见的是高斯核

点：一种认为城镇化能显著促进经济增 长⑵-⑵，其依据是城镇化会影响到资源

与二次核。核函数的选取对核密度估计 结果影响不大，本文采用常用的高斯核，⑺式中，GDPjt为i县域第t年的GDP, 表征经济发展水平；P】~07为自变量系 数；D”为多民族多样性指数；Zr为自然 环境；Tz为投资；Jt为交通条件； Cy为产业结构；Czh为城镇化率；Gyh为 工业化水平；其他变量含义同式(6)。1.4数据处理考虑到数据的可获性和准确性，民配置，在经济要素自由流动下，城镇化

98云南省县域经济的民族多样性影响硏究I咸红年族数据主要来自2000和2010年第五、

且无极端值，比较适合回归分析。从核 心解释变量看，民族多样性指数未出现

前提是确认两者存在联系。为此，首先

第六次人□普查中的民族人口，而经济 用核密度观察县域经济与民族多样性的 分布动态关系，结果如图1所示。可看 出，在县域GDP方面，从核密度曲线分 布来看，呈现的是单峰状且顶部逐渐降

数据则主要来自云南省相应年份统计年 鉴。为使数据更具可比性，运用价格指 数对经济数据以1998年为基期进行平减。 为减少数据波动和弱化数据异方差，对

大的波动，变异系数处在0.1左右，说 明数据异常值少，完全满足建模所需的

良好样本要求。从核心和控制变量的线 性相关系数矩阵来看，各变量间相关系

低和扁平化，说明县域经济整体平稳较 快增长。从曲线移动方向看，曲线高值

数据进行了对数化。数较小，不存在强烈线性相关关系，符 合经典回归模型的假设前提。简言之,

中心出现右移，表明经济总量高的县域 数量有所增加。而曲线右侧尾部逐步拉

2实证结果及主要发现变量的描述性分析和相关性检验均表明

2.1变量的描述性统计与相关性检验对变量进行描述性统计和相关性分 析，得到表1所示结果。可看出，因变

样本数据做回归分析是合适的。长，揭示县域间经济总量差距有所扩大。从民族多样性核密度图看，2000和

2.2县域经济与民族多样性分布动态及其

相互关系的初步观察2010年曲线形状均为单峰状，说明民族

多样性变动较小。云南省少数民族多聚 居在落后县域，这些地区城镇化水平偏

量的变异系数仅为0.05,数据较为平稳

探讨民族多样性与县域经济关系的

低，居民就近迁移变动小，核密度形状

几乎一致正好体现了这一点。从曲线右

侧逐渐拉长和加厚看，民族多样性虽有 集聚趋势，但各民族间居住格局并未有

显著变动。而从两条曲线的形状变动和 位移都微小来看，县域间民族多样性保

持了较强的稳定性，波动程度不及经济 总量，这符合人□分布相对稳定的特点。核密度图（图1）初步观测到了民

族多样性与县域GDP间的分布动态，但 无法揭示两者间的函数关系。为此进一

步绘制民族多样性与县域经济的散点图 并进行简单拟合，以此观测民族多样性

与县域GDP间的函数关系。如图2所示, 民族多样性与县域GDP大致呈现正向线 性关系，拟合线斜率为0.568,表明两者

表1变量的描述性统计及相关系数矩阵变量描述性统计max相关性矩阵min18.40mean21.12cvGDP”DmZrTzJtCyCzhGyh县域GDP ( GDP(t)25.52民族分异（Dm）-3.51自然环境（Zr）4.00投资（Tz ）10.32交通条件（Jt）0.69产业结构（Cy ）4.38城镇化率（Czh ）4.61工业化水平（Gyh ）4.38注：数据均为对数形式。0.05-0.11

1.000.34-6.90-3.19-5.511.001.311.190.191.040.440.06-0.061.002.800.006.860.343.522.513.400.600.460.190.29-0.021.000.271.000.130.032.520.510.070.290.140.020.430.210.470.020.290.311.000.24-0.311.000.040.000.230.251.710.600.550.371.0099现代城市硏究2019.12

，经济ECONOMY很可能存在函数关系。但散点图仅为我 们提供了直观证据，还不是严格的数理 证明，也尚未考虑县域经济还受其他诸

随机效应。因此最终认定固定效应为最

积每增加1个百分点，县域GDP平均提 高0.104个百分点。在云南大部分县域

优模型，将其作为解释依据。多因素影响。因此，接下来运用更严谨

的数理方法，建立纳入民族多样性并包 含其他影响因素的面板数据模型进行分

(2)模型的估计结果。本文面板数 据时间跨度为乙横截面为125,属于短 面板，故用短面板进行估计。表2报告 了模型(7)的估计结果，可看出民族多样

性在所有模型中均通过显著性检验且系

境内多L1J的境况下，坝区面积对县域经

济的影响较为突出[28]o投资对县域经济的影响在1%水

平下显著，系数为正，符合预期。 投资每增加1%,县域经济总量随之增大

析，进一步探讨两者的函数关系。

2.3民族多样性对县域经济发展影响的回

归分析数为正，说明民族多样性能显著地影响 到县域经济的发展，这种影响主要表现 为正向关系。基于前面模型识别检验得 出固定效应为最优的结论，接下来以固 定效应结果为准进行分祈。核心解释变

0.359%。中国县域经济的发展类型更多是

投资拉动型，这一结果符合西部县域的 实际。(1 )模型的选择检验。面板数据模

型估计中，当个体与自变量相关时，宜

交通对县域经济的影响在10%水平

用固定效应，反之则用随机效应，常用 下通过显著性检验，影响系数为正，与 预期相符。就云南省而言，交通条件一 直是县域经济发达与否的关键。产业结构对县域经济的影响在5%水

Hausman来检验固定效应和随机效应。对

模型⑺分别采用普通回归、混合回归、 固定效应以及随机效应进行估计，并进

量民族多样性在5%的水平下通过显著性

检验，系数值为1.234,表明民族多样性 每蛮动1个百分点，县域经济总量平均

行相应检验。通过混合回归和固定效应 的识别检验发现，F检验值为4.96, P值

变动1.234个百分点。这一结果揭示民 族多样性对县域经济具有重要影响，因

平下显著为正，与预期相符。产业结构

每变动1%,县域经济总量平均提升0.77%, 表明产业结构优化对县域经济增长具有

为0,强烈拒绝混合回归可接受的原假设, 固定效应明显优于混合回归。随后对随

而县域发展的制定离不开对民族多

样性的关注。在控制变量方面，自然环境对县域

显著作用。究其原理，产业结构对县域 经济增长的作用主要是通过优化经济结

机效应与固定效应的Hausman检验发现,

Hausman统计值为29.18, P值为0,同

样拒绝原假设，揭示固定效应显著优于

经济的影响在1%水平下通过检验，其作 用显著为正，与预期结果相符。坝区面

构来传导，产业结构的合理与否直接决

定着县域经济增长的快慢。表2民族多样性对县域经济发展影响的回归结果变量二元回归Model (1)0.568***普通回归Model ⑵0.2***混合回归Model ⑶固定效应Model (4)1.234**随机效应Model (5)0.560***26民族多样性(Dm )0.2***(0.133)(0.0619)0.152***(0.0759)0.152***(0.606)0.104***(0.0761)0.151***(0.0284)25自然条件(Zr)投资(Tz )•叫——线性拟合线 m it信区间(95%)(0.0265)0.287***(0.0280)0.287***(0.0255)0.359***0.337***(0.0323)24

(0.0417)(0.0396)0.482***(0.0375)交通条件(Jt)产业结构(Cy )城镇化率(Czh )工业化水平(Gyh )常数项24.25***0.482***0.310*(0.160)0.448***(0.110)23

(0.123)0.0553(0.138)0.05530.676**0.291(0.211)22

(0.192)0.0725(0.245)(0.262)-0.09630.0725-0.00048821

(0.05)0.674***(0.125)(0.0887)0.674***(0.0804)0.741***(0.0741)0.707***(0.123)20

(0.143)(0.137)19.11***19.11***20.70***18.12***9

2 = 0.1135总体R，(0.750)0.114(0.8)0.683(0.944)0.683(3.756)0.827(0.835)0.81981样本数250250250250250注：模型⑴为未加入控制变量的回归，模型⑵为普通OLS估计，其他模型均采用稳 健估计；括号内数值为聚类标准误统计量t值；*、**.灯*表示分别在10%、5%、1% 水平下显著。-7.0 -6.5

-6.0 -5.5 -5.0 -4.5 -4.0

D.(民族名样性指数/对数)-3.5图2民族多样性与县域GDP散点图及其线性拟合曲线100云南省县域经济的民族多样性影响研究I戚红年城镇化对县域经济的影响为负，但

(3 )稳健性检验。为进一步评估结

果的稳健性，我们以核心解释变量\"民 族多样性”为依据，分别剔除大于5%和

著的正向作用，这种作用体现在民族多 样性每变动1%,县域经济总量平均变动

未通过显著性检验。事实上，正如有学 者〔29-30］的研究指出的，城镇化对经济

1.234%。表明民族多样性并不会对县域

经济发展产生障碍，地方无需过分 强调消除民族间的多样性问题。事实上，

发展的影响并非是严格的正向线性关系， 其对经济增长的拉动效应远未达到人们

小于5%的分位数样本，再次对⑺式进 行拟合，以观察变量回归系数符号及其

预期的显著，我们的结果再次证实了这 —点。究其原因，仔细分析云南省县域

显著性是否会明显改变，结果如表3所 示。可看出，在缩小样本后的回归结果中， 民族多样性对县域经济的影响同样通过

本文的民族多样性反映的是民族间的聚 居程度，同一族群聚居程度越高，民族

城镇化的数据就可发现，多数县域城镇 化水平明显偏低，且在研究时段内并未 显著改善。低水平的城镇化不仅会抑制

多样性指数越大。因此可以说，同一族 群的相邻聚居，可以更好地促进经济的

显著性检验且系数依然为正，其他控制 变量显著性和系数符号也未发生明显变

发展。原因在于，同一族群在小范围内 某种程度的聚居，其语言和生活习性相

消费需求的增加，同时也会制约工业化 化，再次支持前面的结果。因此，本文 的结果是可信的。的进步和服务业的发展。因此城镇化对 通，相较于民族散居而存多种语言和生 活方式而言，可以方便其内部交流和沟

县域经济发展非但没有起到促进作用， 反而进一步阻碍了经济的增长。工业化对县域经济的影响在1%水平 下通过检验，影响作用为正，与预期一致。

3主要结论及启示厘清民族多样性与县域经济发展

通，不仅益于本民族生产技术改进和扩 散，同时也利于民族特色产业如民族药 业、特色工艺如民族服装等的生产集聚，

的关系，有助于我国区域战略的推进以 及民族区域的制定。本文基于我国

工业化水平每提高1%,县域经济总量增 加0.74%。工业化水平是县域经济实力的

从而助推县域经济的发展。文章结论背后的启示如下：2000年第五次和2010年第六次人口普查

民族数据，构建面板数据模型实证探讨

直接体现，西部欠发达县域经济的发展 不宜弱化工业的培育而片面追求服务业， 而更应在大力发展工业的基础上，逐步 推动第三产业发展。长期以来形成的民族多样性并不会 妨碍经济的发展，地方在制定经济

民族多样性对县域经济的影响及其机理。

得出结论如下：民族多样性对县域经济发展具有显

或进行住区规划的时候，无需刻意 打破现有民族聚居格局而过分追求民族

多样性的弱化，相反继续推行民族小聚 居模式可能更有利于经济的发展。细化落

表3民族多样性对县域经济发展影响的稳健性检验结果变量二元回归Model (6)0.479**(0.183)普通回归 混合回归 固定效应 随机效应

Model ⑺0.471***(0.101)实到措施层面，民族地区及其 决策者的思路可以是，以县域发展规划

Model (8)Model ⑼1.232**(0.601)Model (10)0.521***(0.113)民族多样性(Dm )0.471***(0.112)为抓手，着眼于居住区规划，落脚到村

自然条件(Zr)投资(Tz )0.158***(0.0286)0.158***(0.0294)0.297***

0.116***0.166***庄居民点布局。基于少数民族多聚居在 落后县域村镇的实际，指向的关键

(0.0269)0.366***(0.0386)(0.0304)0.346***0.297*** (0.0450)(0.0407)0.447***(0.155)(0.0333)0.357***(0.122)点应是村庄居民点布局设计o为此，政 府的发展规划宜注入更多人文关怀，在 积极引导民族间交融的前提下，注重不

交通条件(Jt)产业结构(Cy )0.447***(0.140)0.115(0.172)0.0652 (0.218)0.0652(0.275)1.055***(0.287)0.487** (0.22刀同民族的居住融合和集聚范围规划控制。 在同一民族聚居咼围布局其他民族居住

城镇化率(Czh )工业化水平(Gyh )常数项总体”23.73***(1.026)0.009720.00972(0.111)-0.170(0.105)0.799***(0.135)-0.0605(0.09)(0.0727)0.719***(0.137)0.719***(0.153)0.763***(0.127)区，以形成聚居和混居交替的空间格局， 既保证不同民族间的交融，又确保同一

18.61***18.61***(1.047)19.36***17.12***民族内部的关联。以此在多民族聚居区 形成互嵌式住区范式，并通过住区基础 设施共建，优化住区公共资源，确保多

(1.092)0.658(3.822)0.853(0.986)0.8380.0410.658202样本数202202202注：模型均采用稳健估计；括号内数值为聚类标准误统计量t值； 别在10%、5%、1%水平下显著。202**、表示分民族住区实施连通共享，从而避免族群 间差异过大，依托民族多样性下的住区

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