◎ 王家庭 臧家新 盧星辰 毛文峰

連片特困區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程與農(nóng)民增收效應(yīng)的空間計(jì)量分析
——以武陵山片區(qū)為例

◎ 王家庭 臧家新 盧星辰 毛文峰

基于2000—2012年武陵山片區(qū)69縣市（區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，考慮空間異質(zhì)性，運(yùn)用空間統(tǒng)計(jì)的ESDA法和空間計(jì)量等方法，考察了片區(qū)農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的空間相關(guān)性及其冷熱點(diǎn)格局，比較產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化的農(nóng)民增收效應(yīng)。結(jié)果表明：（1）武陵山片區(qū)各縣市（區(qū)）農(nóng)民人均純收入呈現(xiàn)出高度的空間正相關(guān)性，形成以豐都、彭水、武隆、黔江為中心的熱點(diǎn)區(qū)及洪江、中方和鶴城為中心的次熱點(diǎn)區(qū)；人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化空間相關(guān)性顯著，熱點(diǎn)區(qū)主要集中在張家界片區(qū)，有向周邊蔓延趨勢(shì)；銅仁地區(qū)處于“三低”分布的冷點(diǎn)區(qū)。（2）進(jìn)一步的空間模型估計(jì)顯示，人口城鎮(zhèn)化是片區(qū)農(nóng)民增收效應(yīng)的主要?jiǎng)恿?，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)亦有正效應(yīng)，但帶動(dòng)能力偏弱。（3）農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、物質(zhì)資本投資和經(jīng)濟(jì)密度的提高有利于農(nóng)民增收，相反，片區(qū)金融發(fā)展的現(xiàn)狀對(duì)農(nóng)民增收存在抑制作用。根據(jù)以上結(jié)論提出了相關(guān)政策建議。

武陵山片區(qū) 城鎮(zhèn)化 農(nóng)民增收 空間自相關(guān) 空間滯后模型

一、引 言

《中國(guó)農(nóng)村扶貧綱要（2011— 2020）》指出連片特困區(qū)是新階段我國(guó)扶貧攻堅(jiān)的主戰(zhàn)場(chǎng)，區(qū)域性農(nóng)村貧困問(wèn)題突出。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)2011年確定的14個(gè)集中連片特困區(qū)農(nóng)民人均年純收入為2676元，僅達(dá)到全國(guó)平均水平的一半，而在全國(guó)綜合排名最低的600個(gè)縣中，有521個(gè)在片區(qū)內(nèi)①。所以，如何提高這些區(qū)域農(nóng)民收入水平是一項(xiàng)緊系民生的重要課題。從我國(guó)經(jīng)濟(jì)格局和社會(huì)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)貧困地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和縮小城鄉(xiāng)差距的重要途徑，更是經(jīng)濟(jì)減貧益農(nóng)的關(guān)鍵所在。因此，研究該地區(qū)縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的農(nóng)民增收效應(yīng)，對(duì)于區(qū)域扶貧開(kāi)發(fā)、瞄準(zhǔn)貧困目標(biāo)和全面建成小康社會(huì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

回顧國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界的研究動(dòng)態(tài)，關(guān)于農(nóng)民增收問(wèn)題主要集中在以下幾個(gè)方面：一是農(nóng)民收入的變動(dòng)趨勢(shì)和區(qū)域差異。Chris Bramall等證明了自從1978年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村收入不平等趨勢(shì)突出[1]，同時(shí)東中西地區(qū)尤其是縣際之間差距不斷擴(kuò)大[2]。John Whalley等指出已有城鄉(xiāng)差距的研究沒(méi)有考慮農(nóng)民收入波動(dòng)的影響，使得貧困程度被低估[3]。二是重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)民增收的影響因素。通過(guò)梳理國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，從生產(chǎn)要素劃分，農(nóng)民增收的因素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉存在類似的地方，主要分為勞動(dòng)、資本和技術(shù)進(jìn)步，即農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)比例[4]、人力資本[5]、物質(zhì)資本[6]、貨幣資本[7,8]及農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步[9]等。同時(shí)其又與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、國(guó)家政策等密切相關(guān)，如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[10]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[11]、財(cái)政支農(nóng)[12]、扶貧政策[13]。上述影響因素不論是生產(chǎn)要素的資源配置還是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，都與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)密不可分。

因此，第三個(gè)方面來(lái)看，近來(lái)年關(guān)于城鎮(zhèn)化與農(nóng)民增收效應(yīng)的研究成為熱點(diǎn)。國(guó)內(nèi)較早是宋元梁等基于向量自回歸模型，發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)化和農(nóng)民增收之間存在正向交互關(guān)系[14]，之后的研究多是建立在此基礎(chǔ)之上，從區(qū)域?qū)用?、省?jí)層面等展開(kāi)。王永杰等對(duì)城鎮(zhèn)化和農(nóng)民收入的理論關(guān)聯(lián)進(jìn)行闡述，并以四川省為例檢驗(yàn)兩者的動(dòng)態(tài)計(jì)量關(guān)系，發(fā)現(xiàn)四川省城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響明顯強(qiáng)于農(nóng)民人均純收入對(duì)城鎮(zhèn)化水平的影響[15]；魯建彪從宏觀上分析了城鎮(zhèn)化可促進(jìn)西部地區(qū)的農(nóng)民增收[16]。但是也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，政策的非科學(xué)性可能會(huì)使得城鎮(zhèn)化和農(nóng)民增收存在負(fù)面效應(yīng)[17]。這說(shuō)明城鎮(zhèn)化從內(nèi)源動(dòng)力上來(lái)說(shuō)，有利于農(nóng)村居民收入的提高，但是外生性因素可能會(huì)切斷兩者的積極響應(yīng)關(guān)系。此外，部分研究還綜合考察了城鎮(zhèn)化與工業(yè)化[18]、城鎮(zhèn)化和財(cái)政支農(nóng)[19]等多因素對(duì)農(nóng)民增收的影響，亦從農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)角度驗(yàn)證兩者的關(guān)系。葉彩霞等的研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民工資性收入增長(zhǎng)貢獻(xiàn)最大，其次依次為轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入[20]。

上述研究多層級(jí)多角度地展示了農(nóng)民增收的相關(guān)問(wèn)題，尤其就城鎮(zhèn)化作為農(nóng)民增收的根本途徑已達(dá)成基本共識(shí)。但不難發(fā)現(xiàn)：1.研究?jī)?nèi)容上，多數(shù)研究關(guān)注的是關(guān)于人口集聚的人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程，較少關(guān)注產(chǎn)業(yè)集聚的產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的農(nóng)民增收效應(yīng)。2.研究區(qū)域上，眾多科研成果中鮮有文獻(xiàn)關(guān)注連片特困區(qū)及縣域?qū)用?，而城?zhèn)化建設(shè)是現(xiàn)階段該地區(qū)實(shí)現(xiàn)減貧增收的難點(diǎn)和重點(diǎn)，同時(shí)我國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)的基本特征是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，其作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的基本單元，具有深入研究的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。3.從研究方法上，多數(shù)文獻(xiàn)是基于空間同質(zhì)性假設(shè)下的時(shí)間序列和常規(guī)面板數(shù)據(jù)分析，忽視了城鎮(zhèn)化進(jìn)程的農(nóng)民增收效應(yīng)在地理空間上的相關(guān)性和經(jīng)濟(jì)發(fā)展溢出效應(yīng)[21]。由于我國(guó)龐大的農(nóng)民工群體存在，加上幾乎沒(méi)有市場(chǎng)分割的農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)，缺少該因素的考慮易造成模型設(shè)定偏誤，結(jié)論難以讓人信服。

本文基于空間異質(zhì)性假設(shè)，運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA法）、空間計(jì)量的面板數(shù)據(jù)分析等方法，考察了片區(qū)農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的空間相關(guān)性及其冷熱點(diǎn)格局，研究武陵山連片特困區(qū)縣域人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的農(nóng)民增收效應(yīng)，以期為片區(qū)精準(zhǔn)扶貧和社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)提供政策建議。

二、貧困地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程與農(nóng)民增收效應(yīng)的作用機(jī)制分析

城鎮(zhèn)化進(jìn)程可以帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)要素集聚[22]，降低農(nóng)村貧困發(fā)生率，提高農(nóng)民收入[23]?？v觀已有文獻(xiàn)，鮮有具體論述城鎮(zhèn)化進(jìn)程通過(guò)何種影響機(jī)制促進(jìn)農(nóng)民增收。城鎮(zhèn)化的核心是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的過(guò)程，但多數(shù)研究考慮的城鎮(zhèn)化進(jìn)程單一維度化為人口城鎮(zhèn)化。產(chǎn)業(yè)是城鎮(zhèn)的基礎(chǔ)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展是地區(qū)發(fā)展及貧困農(nóng)戶脫貧的根本方向，因而產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化亦是農(nóng)民增收的重要?jiǎng)恿?lái)源。本文從人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化這兩個(gè)維度出發(fā)，具體分析兩者對(duì)農(nóng)民增收的作用機(jī)制（圖1）。

圖1 人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民增收效應(yīng)的作用機(jī)制

（一）人口城鎮(zhèn)化

1. 勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移效應(yīng)

勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移是現(xiàn)代化的核心任務(wù)。首先，我國(guó)人口城鎮(zhèn)化率從1978年17.92%增長(zhǎng)到了2015年56.1%，說(shuō)明農(nóng)村人口不斷減少且向城鎮(zhèn)地區(qū)集中。其次，擁有區(qū)域優(yōu)勢(shì)和集聚經(jīng)濟(jì)的城鎮(zhèn)提供了大量就業(yè)崗位和機(jī)會(huì)，尤其是就業(yè)門檻較低的勞動(dòng)密集型崗位，吸納了大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力[24]，而貧困地區(qū)的小城鎮(zhèn)建設(shè)更有利于這些勞動(dòng)力的就地轉(zhuǎn)移。這種農(nóng)村人口向周圍城鎮(zhèn)中小企業(yè)的勞務(wù)輸出經(jīng)濟(jì)提高了農(nóng)民工資性收入。最后，隨著人口城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，城市為農(nóng)村勞動(dòng)力提供就業(yè)技能培訓(xùn)、貧困勞動(dòng)力職業(yè)教育與培訓(xùn)等措施，提高了農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)，增強(qiáng)了他們市民化意愿及從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的能力，這是農(nóng)民增收和脫貧致富的重要潛力因素。

2. 需求擴(kuò)張效應(yīng)

人口城鎮(zhèn)化帶來(lái)城鎮(zhèn)人口規(guī)模的不斷擴(kuò)大及農(nóng)民的市民身份轉(zhuǎn)換，這一方面會(huì)擴(kuò)大其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)性需求總量[16]，尤其是大規(guī)模的增加對(duì)肉、魚、蛋、果、奶等農(nóng)副產(chǎn)品的需求，另一方面更為重要的是城鎮(zhèn)居民可支配收入的逐步提高推動(dòng)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，特別是綠色農(nóng)業(yè)、特色農(nóng)業(yè)等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)模式，引導(dǎo)農(nóng)民優(yōu)化種植、養(yǎng)殖結(jié)構(gòu)，推進(jìn)農(nóng)副產(chǎn)品的多元化、綠色化、商品化。因此農(nóng)產(chǎn)品需求總量的擴(kuò)張及其引導(dǎo)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)供給側(cè)調(diào)整，能有效實(shí)現(xiàn)供需對(duì)接從而穩(wěn)步提高農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入。

3. 規(guī)模經(jīng)濟(jì)和溢出效應(yīng)

人口城鎮(zhèn)化過(guò)程的“農(nóng)轉(zhuǎn)非”使得農(nóng)民人均耕地面積擴(kuò)大，有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集約化和規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營(yíng)[24]。城市人口規(guī)模的擴(kuò)大，從事人力資本積累和技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的人口比例不斷增加，有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的提高，進(jìn)一步發(fā)揮貧困地區(qū)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)的規(guī)模效應(yīng)，降低生產(chǎn)成本。此外，城鎮(zhèn)一般為地區(qū)資金、技術(shù)、人才、信息等的集聚地，隨著地方財(cái)政對(duì)交通、教育、公共事業(yè)等資金投入不斷加大，城鎮(zhèn)內(nèi)的要素集聚及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)周邊農(nóng)村的溢出效應(yīng)有利于農(nóng)民增收[25]。

（二）產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化

1. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)是城鎮(zhèn)化的動(dòng)力，同時(shí)又是勞動(dòng)力、資金、技術(shù)等要素集聚的載體。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著明顯的階段性特征[26]，對(duì)于中部地區(qū)中小城鎮(zhèn)而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與人口城鎮(zhèn)化在促進(jìn)農(nóng)民增收中是互補(bǔ)的[10]。產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，第一產(chǎn)業(yè)所占比例逐漸降低，第二、三產(chǎn)業(yè)比例穩(wěn)步提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和高級(jí)化過(guò)程釋放的“結(jié)構(gòu)”效益帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而發(fā)揮輻射擴(kuò)散作用帶動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。同時(shí)，在該過(guò)程中工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村的力度加大，引導(dǎo)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，農(nóng)產(chǎn)品附加值不斷提高，能直接快速富民。

2. 區(qū)域聯(lián)動(dòng)效應(yīng)

貧困地區(qū)有其自身的自然地理?xiàng)l件和比較優(yōu)勢(shì)，生態(tài)資源、旅游資源、文化資源等十分豐富，尤其是旅游扶貧績(jī)效突出[27]。不同區(qū)域之間通過(guò)跨區(qū)域旅游合作并加強(qiáng)其與其他產(chǎn)業(yè)的融合，弱化了產(chǎn)業(yè)邊界，使得鄉(xiāng)村旅游、觀光旅游等成為了農(nóng)村新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，單一農(nóng)業(yè)向多元農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變。同時(shí)，我國(guó)區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的大背景以及產(chǎn)業(yè)集群和“產(chǎn)業(yè)園區(qū)”的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)，加上國(guó)家對(duì)貧困區(qū)稅收減免、創(chuàng)業(yè)鼓勵(lì)、扶貧政策的支持，激發(fā)了本地生產(chǎn)要素和稟賦優(yōu)勢(shì)結(jié)合的活力，如特色農(nóng)產(chǎn)品加工、生物制藥、生態(tài)旅游、民族文化等，產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)聯(lián)動(dòng)區(qū)域發(fā)展、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)民增收。

3. 專業(yè)分工效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)作為一種社會(huì)分工現(xiàn)象，隨著市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用確立，推動(dòng)農(nóng)戶參與市場(chǎng)活動(dòng)增收脫貧是新時(shí)期重要的扶貧開(kāi)發(fā)途徑②。貧困地區(qū)特色農(nóng)業(yè)、特色畜牧業(yè)、特色環(huán)保加工業(yè)等覆蓋了農(nóng)村的千家萬(wàn)戶，市場(chǎng)主體參與盤活了當(dāng)?shù)刭Y源。企業(yè)、農(nóng)村合作經(jīng)濟(jì)組織、產(chǎn)業(yè)大戶、專業(yè)村等都通過(guò)各種形式參與分工，無(wú)論是農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)要素投入、生產(chǎn)、銷售、分配，還是相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈上下游的延伸拓展，都在市場(chǎng)機(jī)制下專業(yè)分工協(xié)作。一方面鼓勵(lì)了土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)入股、土地流轉(zhuǎn)、租賃、托管等，增加了農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入；一方面特色化、專業(yè)化、集約化的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，有利于培育貧困農(nóng)村和貧困農(nóng)戶的可持續(xù)生計(jì)。

此外，人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入的增收效應(yīng)還受耕地面積、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、經(jīng)濟(jì)集聚和資本投入的影響。增長(zhǎng)理論表明，要素投入和技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉，而土地要素作為貧困地區(qū)農(nóng)民最為重要的生產(chǎn)資料，耕地面積和農(nóng)業(yè)技術(shù)水平直接影響農(nóng)民的家庭經(jīng)營(yíng)性收入，進(jìn)而影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)。同樣，城鎮(zhèn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)集聚作用加上該過(guò)程的資本要素積累，都是影響農(nóng)民增收的重要非農(nóng)因素。

三、研究區(qū)域、數(shù)據(jù)來(lái)源與方法

（一） 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以連片特困區(qū)的武陵山片區(qū)各縣市（區(qū)）為研究區(qū)域，其橫跨中西部湖南、湖北、重慶、貴州四個(gè)?。ㄊ校?，細(xì)劃分為湘西、懷化、邵陽(yáng)、張家界、黔江、銅仁及恩施7個(gè)片區(qū)，共71縣市（區(qū)），區(qū)內(nèi)聚居著土家、瑤、苗、侗等9個(gè)少數(shù)民族?！吨袊?guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2001—2010年）》實(shí)施期間，武陵山片區(qū)共確定11303個(gè)貧困村，占全國(guó)的7.64%。2014年，片區(qū)人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化率為36.62%和78.11%，城鄉(xiāng)收入比達(dá)3.35∶1③。該片區(qū)作為我國(guó)“集中連片特困區(qū)區(qū)域發(fā)展和扶貧攻堅(jiān)”示范區(qū)和跨省協(xié)作經(jīng)濟(jì)區(qū)，同時(shí)兼具連片特困區(qū)多少數(shù)民族聚居、貧困程度縱深、城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)及城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大等特點(diǎn)，因而選此為研究區(qū)域具有研究的代表性；而縣域經(jīng)濟(jì)是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基石，“三農(nóng)”問(wèn)題中的農(nóng)民增收是重中之重。對(duì)于自我發(fā)展能力較弱的民族貧困地區(qū)，深入探索縣域微觀單元城鎮(zhèn)化發(fā)展中的農(nóng)民增收效應(yīng)，有利于明確扶貧的空間布局，細(xì)化研究結(jié)論，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展。

本文原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)縣（市）社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》《貴州省統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各縣市（區(qū)）國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。本文采用2000—2012年的69縣市④（區(qū)）面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中被解釋變量為農(nóng)民人均純收入，通過(guò)各省份各年度的CPI指數(shù)折算為以2000年不變基期。為盡可能消除異方差，增強(qiáng)回歸的解釋意義，消除量綱的參數(shù)估計(jì)影響，將此變量取對(duì)數(shù)命名為lnrpfi；關(guān)鍵解釋變量為城鎮(zhèn)化率，對(duì)人口城鎮(zhèn)化（人口城鎮(zhèn)化率，單位：%）和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化（第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/GDP，單位：%）與農(nóng)民增收的影響效應(yīng)進(jìn)行比較，并將其取對(duì)數(shù)分別命名為lnuop和lneu。

綜合現(xiàn)有研究，影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的控制變量包括金融發(fā)展水平、物質(zhì)資本投入、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、經(jīng)濟(jì)密度和耕地面積等因素。金融發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系在理論和邏輯上是存在的，金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大有利于支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[7]，但是也可能帶來(lái)農(nóng)村資金的流失[8]。因此，控制金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的影響很有必要，本文以金融支持率（年末金融機(jī)構(gòu)貸款總額/居民儲(chǔ)蓄總額，單位：%）衡量金融發(fā)展水平，并取對(duì)數(shù)為lnfs。

物質(zhì)資本的投入對(duì)于農(nóng)村交通等公共基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等建設(shè)大有裨益，同時(shí)有利于增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，發(fā)揮城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展輻射擴(kuò)散作用[6]。不失一般性，物質(zhì)資本投入的度量使用固定資產(chǎn)投資總額/GDP總額表示，取對(duì)數(shù)為lnam，并預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。

農(nóng)業(yè)技術(shù)的提高能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，從而增加農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入[9]。常見(jiàn)的反映農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的指標(biāo)是農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力水平，本文用農(nóng)業(yè)機(jī)械年末擁有量（單位：千瓦）來(lái)衡量，對(duì)其取對(duì)數(shù)命名為lnmk，并預(yù)期系數(shù)符號(hào)為正。

土地作為農(nóng)民生產(chǎn)資料重要部分，耕地面積的多寡直接影響其農(nóng)產(chǎn)品種植及經(jīng)營(yíng)性收入，同時(shí)影響農(nóng)村土地扭轉(zhuǎn)所得的財(cái)產(chǎn)性收入。本文選取人均耕地面積（單位：人/畝）來(lái)反映土地要素占有水平，對(duì)其取對(duì)數(shù)命名為lncl。經(jīng)濟(jì)密度一般以GDP/總土地面積（單位：億元/平方公里）來(lái)衡量。經(jīng)濟(jì)密度的提高有利于發(fā)揮地區(qū)資源效應(yīng)，形成經(jīng)濟(jì)發(fā)展高地，為農(nóng)民提供更多就業(yè)崗位[31]。對(duì)該變量亦取對(duì)數(shù)并命名為lned，預(yù)期系數(shù)符號(hào)為正。具體各指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 對(duì)數(shù)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）研究方法

1. 空間統(tǒng)計(jì)分析

一般而言，地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)地理行為存在空間交互作用，分析中涉及的空間單元越小，離得近的單元越有可能在空間上聯(lián)系緊密。考慮到縣域之間存在的聯(lián)系和影響，本文首先利用空間統(tǒng)計(jì)的ESDA法對(duì)片區(qū)農(nóng)民收入和城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行分析，其中主要為全局空間自相關(guān)、局部空間自相關(guān)、冷熱點(diǎn)分析等方法。

全局空間自相關(guān)主要從區(qū)域空間整體上探索相鄰單元農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的總體相似程度和集聚特征。實(shí)證研究中，一般用Moran’s I來(lái)測(cè)度，公式如下：

由于全局自相關(guān)可能很難探測(cè)到因地理位置差異的空間關(guān)聯(lián)模式，有必要使用局部空間自相關(guān)來(lái)分析空間關(guān)聯(lián)的局域特性，其中區(qū)域單元i的局域Moran’s I的公式為：

2. 空間計(jì)量模型

根據(jù)空間效應(yīng)的不同，空間計(jì)量模型一般有三種主要形式，分別是空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）及空間杜賓模型（SDM）?？臻g滯后模型是指在模型中設(shè)置因變量空間自相關(guān)項(xiàng)，適用于地區(qū)經(jīng)濟(jì)行為受鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)行為的溢出影響；空間誤差模型是指模型中的誤差項(xiàng)設(shè)置自相關(guān)項(xiàng)，適用于研究地區(qū)之間的相互作用因所處的相對(duì)位置不同而存在差異的情況；空間杜賓模型既考慮了因變量的空間相關(guān)性也考慮了自變量的空間相關(guān)性，三種模型的模型形式分別如下：

其中，y是N×1的因變量向量，X是N×K的外生解釋變量矩陣，ρ、λ分別為空間自相關(guān)系數(shù)和空間誤差自相關(guān)系數(shù)，β和γ是K×1參數(shù)向量，W是N×N空間權(quán)重，本文的研究區(qū)位為各縣市（區(qū)），空間分布具有地理連續(xù)性，適合采用鄰接矩陣形式，縣市(區(qū))相鄰為1，不相鄰則為0，使用前我們將其行標(biāo)準(zhǔn)化處理。此外，ε、u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且ε～N(0,σ2In)。

四、實(shí)證分析

（一）武陵山片區(qū)人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民人均純收入關(guān)系的密度分布

近年來(lái)，武陵山片區(qū)人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平分別從2000年的16.74%、57.61%提高到2012年的34.4%、77.65%，城鎮(zhèn)化進(jìn)程速度較快。同時(shí)片區(qū)人均年純收入從2000年的1487.06元增長(zhǎng)到了2012年的4985.31元，增幅約達(dá)3倍。為了清晰展現(xiàn)該地區(qū)人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和農(nóng)民人均收入的關(guān)系及密度差異，我們繪制了樣本采集年份所有觀測(cè)值的太陽(yáng)花圖（圖1），藍(lán)色小圓圈和綠色花瓣代表一個(gè)觀測(cè)值，橙色“花”從左至右分別代表4個(gè)和3個(gè)觀測(cè)值。從圖1可以看出，總體武陵山片區(qū)人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民人均純收入呈正相關(guān)關(guān)系，人口城鎮(zhèn)化率比產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的農(nóng)民增收效應(yīng)明顯。盡管城鎮(zhèn)化進(jìn)程從時(shí)序角度發(fā)展較快，但從樣本觀測(cè)年份的分布密度而言，大部分縣市的人口城鎮(zhèn)化率仍集中分布在10%～30%之間，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化率集中分布在50%～70%之間，而農(nóng)民人均純收入集中在1000～3000元的區(qū)間。

從圖1中的左圖可以看出，密度區(qū)集中分布在近坐標(biāo)軸原點(diǎn)部分，說(shuō)明總體而言目前片區(qū)人口城鎮(zhèn)化和農(nóng)民收入水平較低，而少數(shù)樣本值的關(guān)系分布為“U”型曲線，這表明部分縣市（區(qū)）人口城鎮(zhèn)化率的農(nóng)民增收效應(yīng)明顯，而少許地區(qū)人口城鎮(zhèn)化水平畸高，可能出現(xiàn)“虛假城鎮(zhèn)化”現(xiàn)象，農(nóng)民收入水平反而較低。圖1中的右圖呈現(xiàn)出片區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化率兩極分化嚴(yán)重的現(xiàn)象，盡管總體平均來(lái)看數(shù)值不低，但近乎平行于橫軸的散點(diǎn)分布反映了目前產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的帶動(dòng)能力偏弱。為進(jìn)一步研究片區(qū)內(nèi)城鎮(zhèn)化和農(nóng)民收入的空間發(fā)展模式以及統(tǒng)計(jì)意義上經(jīng)濟(jì)關(guān)系，有必要進(jìn)行空間相關(guān)分析和空間計(jì)量模型估計(jì)進(jìn)行驗(yàn)證。

（二）武陵山片區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程與農(nóng)民收入的空間統(tǒng)計(jì)分析

1. 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

采用全局Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)武陵山片區(qū)農(nóng)民人均純收入的空間相關(guān)性。如前所述，我們采用的是二元變量空間鄰接矩陣。運(yùn)用區(qū)域樣本期間均值進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)全局Moran’s I值為0.2189，P值為0.0019，說(shuō)明總體而言武陵山片區(qū)農(nóng)民人均純收入存在明顯的空間正相關(guān)性。從時(shí)序角度來(lái)看，2000—2002年，全局Moran’s I指數(shù)都在1%顯著性水平下顯著，而后2004—2007年時(shí)間段，全局Moran’s I指數(shù)分布在0.0608～0.1003之間，并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明這段時(shí)間片區(qū)農(nóng)民人均純收入的離散分布特征開(kāi)始凸顯。不難看出，從2008年開(kāi)始，一直到2012年，全局Moran’s I值不斷上升，且顯著性水平提高。究其原因，我們認(rèn)為前期片區(qū)人均農(nóng)民純收入總體很低，呈低水平均衡狀態(tài)，相鄰地區(qū)的類似特征值出現(xiàn)集聚態(tài)勢(shì)。中期隨著地區(qū)資源開(kāi)發(fā)力度的加大，特別是農(nóng)村自然資源稟賦良好區(qū)域農(nóng)民收入水平有了較大提升，導(dǎo)致高值區(qū)離散。中后期因高值區(qū)的集聚規(guī)模經(jīng)濟(jì)而低值區(qū)“貧困陷阱”的固化，使得片區(qū)形成較高水平農(nóng)民人均純收入的縣市（區(qū)）集聚、較低水平農(nóng)民人均純收入的縣市（區(qū)）鄰近分布的空間結(jié)構(gòu)。當(dāng)然，全局自相關(guān)分析的一個(gè)缺陷在于，其可能存在正相關(guān)和負(fù)相關(guān)抵消后不存在空間依賴性的情形，為進(jìn)一步的描述局部空間異質(zhì)性，需利用局部自相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行更為深入的分析。

圖1 武陵山片區(qū)人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民人均純收入關(guān)系的太陽(yáng)花圖

由2000—2012年片區(qū)農(nóng)民人均純收入均值的Moran散點(diǎn)圖可以看出，有72.47%的縣市（區(qū)）顯示了相似值的正向空間關(guān)聯(lián)，其中24.64%（占17個(gè)）的區(qū)域落在第一象限高高（HH）集聚區(qū)，主要為黔江片區(qū)、邵陽(yáng)和懷化的交界區(qū)以及張家界北部三個(gè)集聚區(qū)；47.73%的區(qū)域落在第三象限低低（LL）集聚區(qū)，從空間分布來(lái)呈“S”型分布，主要集中在恩施片區(qū)以及其與湘西片區(qū)交界、銅仁片區(qū)和邵陽(yáng)片區(qū)東南部。

表2 2000—2012年武陵山片區(qū)農(nóng)民人均純收入的Moran’s I統(tǒng)計(jì)值

2000—2012年片區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化均值全局Moran’s I 為0.3371，空間相關(guān)性顯著。從Moran散點(diǎn)圖可知，有71.01%的縣市（區(qū)）呈現(xiàn)了相似值的正向空間關(guān)聯(lián)，其中34.78%（占24個(gè)）的區(qū)域落在第一象限高高（HH）集聚區(qū)，主要為張家界片區(qū)及其與恩施片區(qū)交界、湘西片區(qū)；36.23%（占24個(gè)）的區(qū)域落在第三象限低低（LL）集聚區(qū)，主要集中在幾乎整個(gè)銅仁片區(qū)及邵陽(yáng)片區(qū)。

2000—2012年片區(qū)人口城鎮(zhèn)化均值全局Moran’s I為0.2364，空間相關(guān)性明顯。從人口城鎮(zhèn)化的Moran散點(diǎn)圖看出，有69.57%的區(qū)域呈現(xiàn)了相似值的正向空間關(guān)聯(lián)，其中30.43%（占21個(gè)）的區(qū)域落在第一象限高高（HH）集聚區(qū)，主要為張家界片區(qū)、湘西片區(qū)與懷化片區(qū)；39.14%的區(qū)域落在第三象限低低（LL）集聚區(qū)，主要為銅仁片區(qū)以及恩施片區(qū)。總體而言，最為突出的是銅仁片區(qū)處于低人均農(nóng)民純收入、低產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和低人口城鎮(zhèn)化的“三低”區(qū)域，其他片區(qū)尚未形成城鎮(zhèn)化和人均農(nóng)民純收入完全同步的高值集聚區(qū)域。

2. 冷熱點(diǎn)格局分析

為了更好地分析武陵山片區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程與農(nóng)民增收效應(yīng)，利用局部關(guān)聯(lián)指數(shù)Getis-Ord Gi* 指數(shù)來(lái)識(shí)別不同空間位置的高值簇和低值簇。利用Arc GIS計(jì)算Getis-Ord Gi* 指數(shù)并在不同的顯著性水平下繪出冷熱點(diǎn)格局特征。從時(shí)空演變特征來(lái)看，農(nóng)民人均純收入的熱點(diǎn)區(qū)從2000—2004年一直處于懷化和邵陽(yáng)交界處，主要為會(huì)同、洪江、洞口、中方、溆浦、辰溪等縣市，從2005年開(kāi)始突然北移至黔江片區(qū)，集中圍繞豐都和彭水縣，該熱點(diǎn)區(qū)一直維持到2012年，由此可見(jiàn)重慶黔江地區(qū)近些年減貧績(jī)效突出；從冷點(diǎn)演變格局變化來(lái)看，2000年開(kāi)始主要集中在銅仁片區(qū)，隨著時(shí)間推移，整個(gè)武陵山片區(qū)冷點(diǎn)逐漸減少，說(shuō)明農(nóng)村貧困的“洼地”減少，農(nóng)民收入有了較大提高。

圖2 2000—2012年武陵山片區(qū)農(nóng)民人均純收入、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化及人口城鎮(zhèn)化的Moran散點(diǎn)圖

與此同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的熱點(diǎn)區(qū)域2000年分布在懷化和邵陽(yáng)交界北部的安化、漣源及張家界片區(qū)的石門和慈利，2002年開(kāi)始向北轉(zhuǎn)移至張家界片區(qū)以及黔江片區(qū)的黔江、豐都和彭水區(qū)域，中間個(gè)別年份出現(xiàn)跳躍，但2010年開(kāi)始，熱點(diǎn)區(qū)開(kāi)始集中在張家界片區(qū)和湘西片區(qū)（主要為花垣、鳳凰、吉首等），這與當(dāng)?shù)芈糜萎a(chǎn)業(yè)的發(fā)展、礦產(chǎn)資源的開(kāi)發(fā)、交通經(jīng)濟(jì)區(qū)位等密切相關(guān)?？上驳氖牵a(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的冷點(diǎn)從最初集中在銅仁片區(qū)逐漸分散碎片化，至2012年，片區(qū)顯著性冷點(diǎn)區(qū)僅兩個(gè)。

運(yùn)用同樣的方法，我們關(guān)注到人口城鎮(zhèn)化的熱點(diǎn)最初在靖州、城步等縣市，中間為古丈、保靖等地，有些年份甚至沒(méi)有熱點(diǎn)區(qū)，而冷點(diǎn)區(qū)由銅仁片區(qū)逐漸向東北方向演變且數(shù)量不斷減少，這表明片區(qū)人口城鎮(zhèn)化明顯滯后，兩極分化現(xiàn)象較為明顯，部分落后地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程速度加快?？紤]篇幅的限制，在這里我們只生成了2000—2012年各關(guān)鍵變量均值的空間格局冷熱點(diǎn)圖（圖3），結(jié)論與Moran散點(diǎn)圖的分析基本一致，總的來(lái)說(shuō)黔江區(qū)農(nóng)民收入的“高地”突顯，且初步形成以洪江、中方為中心的次熱點(diǎn)區(qū)；張家界永定、慈利等地區(qū)是產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化高值集聚區(qū)；人口城鎮(zhèn)化的熱點(diǎn)區(qū)域主要分布在張家界片區(qū)和湘西片區(qū)交界以及懷化片區(qū)北部。綜上所述，銅仁地區(qū)的“三低”分布恰好論證了城鎮(zhèn)化進(jìn)程農(nóng)民增收效應(yīng)的必要性，但就其充分性還需納入空間因素后，運(yùn)用空間計(jì)量的方法來(lái)進(jìn)行驗(yàn)證。

（三）武陵山片區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)民收入影響的空間計(jì)量分析

為構(gòu)建城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)模型，本文借鑒柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的形式進(jìn)行拓展?？紤]到本文研究問(wèn)題中資本投入、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和土地以及經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)農(nóng)民增收的影響，普通面板數(shù)據(jù)模型最終設(shè)定為：

這里的各變量名稱與前面定義一致，其中α0為截距項(xiàng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在普通面板的形式選擇上，一般有混合回歸、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)。本文采用F檢驗(yàn)判斷固定效應(yīng)是否存在，采用LM檢驗(yàn)（又稱Breusch-Pagan檢驗(yàn)）是否顯著，然后采用Hausman檢驗(yàn)確定隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型的選擇。結(jié)果顯示F檢驗(yàn)顯著，不適合混合回歸，進(jìn)一步的Hausman檢驗(yàn)的x2值為102.36，P值為0，因此應(yīng)選擇固定效應(yīng)回歸。普通面板的固定效應(yīng)回歸結(jié)果和空間效應(yīng)檢驗(yàn)見(jiàn)表2。

由表2可知，普通面板固定效應(yīng)回歸的模型通過(guò) 檢驗(yàn)。其中產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)分別為0.0992和0.299，這表明在控制其他因素不變的情況下，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化率和人口城鎮(zhèn)化率每提高1%，農(nóng)民人均純收入分別提高0.0992%和0.299%，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)提高農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有顯著的正效應(yīng)且人口城鎮(zhèn)化的農(nóng)民增收效應(yīng)遠(yuǎn)大于產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化。同時(shí)，控制變量中的經(jīng)濟(jì)密度、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、物質(zhì)資本投資、人均耕地面積與農(nóng)民收入也具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。依據(jù)前面的空間相關(guān)性檢驗(yàn)及回歸模型殘差的Moran,s I指數(shù)，未考慮空間因素的影響可能使得面板模型回歸產(chǎn)生一定偏誤。接著進(jìn)行空間模型形式檢驗(yàn)，結(jié)果顯示傳統(tǒng)LM（lag）檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM（lag）檢驗(yàn)都在1%的顯著性水平下拒絕了被解釋變量沒(méi)有空間滯后項(xiàng)的原假設(shè)，而傳統(tǒng)LM（error）檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM（error）檢驗(yàn)則接受沒(méi)有空間相關(guān)誤差項(xiàng)的原假設(shè)。

圖3 2000-2012年武陵山片區(qū)農(nóng)民人均純收入、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化及人口城鎮(zhèn)化的冷熱點(diǎn)格局

表2 普通面板的固定效應(yīng)回歸及空間效應(yīng)檢驗(yàn)

因LM檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦x擇具有一定局限性，為了更科學(xué)的選擇空間模型，Lesage等建議[28]首選SDM模型并采用LR檢驗(yàn)來(lái)估計(jì)空間杜賓模型是否能簡(jiǎn)化為空間滯后模型。通過(guò)SDM、SAR和SEM模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值再計(jì)算LR估計(jì)值，結(jié)果都表明應(yīng)該選擇空間滯后模型。然后，通過(guò)空間面板數(shù)據(jù)的Hausman檢驗(yàn)來(lái)選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)。最終LR檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示固定效應(yīng)的空間滯后模型是合適的。事實(shí)上，對(duì)于我們研究片區(qū)的縣市（區(qū)）而言，回歸分析的每一個(gè)空間單元是特定個(gè)體，固定效應(yīng)模型顯然是最好的選擇，具體模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文通過(guò)構(gòu)造經(jīng)濟(jì)加權(quán)矩陣來(lái)檢驗(yàn)該問(wèn)題⑤。結(jié)果顯示（模型4），鄰接矩陣和經(jīng)濟(jì)加權(quán)矩陣的估計(jì)結(jié)果基本一致，只是估計(jì)參數(shù)的數(shù)值稍微變小。這一方面驗(yàn)證了模型的穩(wěn)健性，另一方面也表明武陵山片區(qū)行政壁壘和邊緣鎖定效應(yīng)的存在一定程度上不利于農(nóng)民增收，未來(lái)扶貧開(kāi)發(fā)中應(yīng)突破分割性和邊緣性特征的“行政區(qū)邊緣經(jīng)濟(jì)”。

同時(shí)，考慮到GDP與農(nóng)民收入等模型中可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文利用廣義空間兩階段最小二乘法（GS2SLS）處理[29,30]，該方法計(jì)算簡(jiǎn)便且結(jié)果較穩(wěn)健，不需要對(duì)模型進(jìn)行正態(tài)分布和其他分布的假設(shè)，能得到有效和一致的估計(jì)量[29]。按照GS2SLS估計(jì)的步驟，采用X、W1X和W1X2作為 的工具變量，對(duì)空間混合模型進(jìn)行無(wú)截距項(xiàng)的兩階段最小二乘法回歸，得到殘差。接著利用該殘差進(jìn)行GMM估計(jì)，得到ρ的估計(jì)值。最后利用它進(jìn)行Cochrane-Orcutt轉(zhuǎn)換和二階段最小二乘估計(jì)，具體的STATA回歸命令參考虞義華⑥的研究并進(jìn)行相應(yīng)修改。回歸結(jié)果見(jiàn)模型5。

表3 空間回歸模型估計(jì)結(jié)果

從回歸結(jié)果來(lái)看，地區(qū)固定效應(yīng)的空間滯后模型明顯亦優(yōu)于普通面板回歸模型，說(shuō)明納入空間相關(guān)性的模型能更好識(shí)別武陵山片區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的空間效應(yīng)和區(qū)域差異?？紤]內(nèi)生性問(wèn)題帶來(lái)模型估計(jì)的有偏和不一致性，這里以模型5的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行討論。空間回歸滯后關(guān)系的相關(guān)系數(shù)為顯著正，并通過(guò)1%顯著性水平的檢驗(yàn)，表明周邊縣市（區(qū)）的農(nóng)民收入增加對(duì)本地區(qū)的農(nóng)民收入提高具有顯著的正向影響。這是因?yàn)楦鶕?jù)消費(fèi)需求理論，隨著居民收入水平的不斷提高，消費(fèi)需求層次和消費(fèi)支出的結(jié)構(gòu)性變化，不僅城鎮(zhèn)居民而且農(nóng)村居民對(duì)本地區(qū)農(nóng)村綠色生態(tài)產(chǎn)品的需求亦加大，如以柑橘、茶葉、油茶等為代表的林果業(yè)以及鄉(xiāng)村休閑旅游等。

從估計(jì)結(jié)果的關(guān)鍵變量來(lái)看，人口城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入增加具有顯著的正向作用，在控制其他變量不變的情況下，人口城鎮(zhèn)化率每提高1%，農(nóng)民人均純收入可以提高0.1613%。在武陵山片區(qū)，農(nóng)民收入的主要來(lái)源是家庭經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入，伴隨農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，工資性收入日益成為片區(qū)農(nóng)民收入的主導(dǎo)來(lái)源及推動(dòng)收入增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素[23]。人口城鎮(zhèn)化通過(guò)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移效應(yīng)吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，農(nóng)民工進(jìn)城的勞務(wù)輸出帶來(lái)了工資性收入，同時(shí)干中學(xué)的方式提高了自身就業(yè)技能。隨著城鎮(zhèn)人口規(guī)模的擴(kuò)大及消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化，交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善，對(duì)綠色新鮮農(nóng)副產(chǎn)品的消費(fèi)需求增多，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)村專業(yè)村、農(nóng)莊經(jīng)濟(jì)等規(guī)?；瘞?lái)機(jī)遇，片區(qū)綠色農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)、特色農(nóng)業(yè)等不斷發(fā)展是農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入的動(dòng)力來(lái)源。

產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)為0.0361%，通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明盡管產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化能提高農(nóng)民收入，但是較人口城鎮(zhèn)化而言其帶動(dòng)效應(yīng)較弱。一方面表明片區(qū)產(chǎn)業(yè)扶貧道路選擇的正確性，另一方面也表明目前第二、三產(chǎn)業(yè)尤其是第三產(chǎn)業(yè)和當(dāng)?shù)靥厣r(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)融合度欠佳，產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)極對(duì)農(nóng)民收入增加的乘數(shù)效應(yīng)較小。這是因?yàn)榇懋a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展最初起源于城鎮(zhèn)，因而城鎮(zhèn)居民可能是最大的受益者，反而拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。再者，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來(lái)看，較多縣市（區(qū)）呈“三二一”虛高狀態(tài)，這種“未工業(yè)化先后工業(yè)化”的畸形發(fā)展路徑也影響了片區(qū)內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力和自我發(fā)展能力，使得產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的農(nóng)民增收效應(yīng)并不突出。

從控制變量的顯著性來(lái)看，農(nóng)業(yè)機(jī)械化、物質(zhì)資本投資和經(jīng)濟(jì)密度對(duì)農(nóng)民收入的影響顯著。其中，在正向作用的影響因素中，經(jīng)濟(jì)密度對(duì)農(nóng)民收入增加的邊際效應(yīng)最大，其每提高1%，農(nóng)民人均純收入增加0.1181%，經(jīng)濟(jì)集聚帶來(lái)的規(guī)模效應(yīng)和涓滴效應(yīng)促進(jìn)了農(nóng)民增收[31]。其次，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和物質(zhì)資本投資的影響效應(yīng)旗鼓相當(dāng)。片區(qū)較多落后地區(qū)仍然是鐵犁牛耕的傳統(tǒng)作業(yè)方式，農(nóng)業(yè)機(jī)械化有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和集約化程度；同時(shí)，政府加大交通、水電、教育、衛(wèi)生等基礎(chǔ)設(shè)施投入，為農(nóng)民增收創(chuàng)造了良好的硬環(huán)境。

值得注意的是，金融支持率對(duì)農(nóng)民增收的影響顯著為負(fù)。我國(guó)的二元金融結(jié)構(gòu)使得金融支持與農(nóng)村發(fā)展目標(biāo)不一致，在其發(fā)展過(guò)程中以農(nóng)村金融抑制為代價(jià)達(dá)到城市金融深化的目的[8]，而且對(duì)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)而言農(nóng)村正規(guī)金融的外生性不利于農(nóng)民收入提高，內(nèi)生性的非正規(guī)金融盡管能夠有效促進(jìn)農(nóng)民收入的提高[32]，但因其自我生存能力不足以及政府壓制的原因，對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)有限。武陵山特困區(qū)本身金融業(yè)發(fā)展滯后，加上信貸機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)民的信貸門檻高、意愿不足、資源配置效率低等問(wèn)題，本土資金在市場(chǎng)機(jī)制作用下外流，并未發(fā)揮出應(yīng)有的農(nóng)民增收效應(yīng)，反而出現(xiàn)“劫貧濟(jì)富”的現(xiàn)象。此外，片區(qū)山地地形突出，山高坡陡，峰巒疊嶂，農(nóng)民可耕作的土地面積又相對(duì)稀缺，較多農(nóng)戶的耕作土地在生態(tài)脆弱的坡地以及開(kāi)墾的荒山區(qū)，加上農(nóng)業(yè)耕作模式粗放和農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)機(jī)制不健全，因而土地要素的農(nóng)民增收效應(yīng)并不顯著。

五、結(jié)論及政策建議

本文基于2000—2012年武陵山片區(qū)的69縣市（區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，考慮空間異質(zhì)性的情況下，運(yùn)用空間統(tǒng)計(jì)的ESDA法和空間計(jì)量等方法，考察了片區(qū)農(nóng)民收入和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的空間相關(guān)性及其冷熱點(diǎn)格局，比較產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化的農(nóng)民增收效應(yīng)。主要結(jié)論如下：

1.武陵山片區(qū)各縣市（區(qū)）農(nóng)民人均純收入與人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的空間相關(guān)性顯著。其中農(nóng)民人均純收入局域集聚中心從懷化和邵陽(yáng)交界處北移至黔江片區(qū)，形成以豐都、彭水、武隆、黔江為中心的熱點(diǎn)區(qū)及洪江、中方和鶴城為中心的次熱點(diǎn)區(qū)。人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的熱點(diǎn)區(qū)主要集中在張家界片區(qū)；其中除永定、慈利、桑植等地外，花垣、鳳凰、吉首產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速，與張家界交界的沅陵、永順、龍山等地人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程亦不斷加快，熱點(diǎn)逐漸凸顯。銅仁地區(qū)一直處于低農(nóng)民人均純收入、低產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化、低人口城鎮(zhèn)化的“三低”冷點(diǎn)區(qū)，但隨著時(shí)間推移，冷點(diǎn)區(qū)域逐漸減少，分布呈分散碎片化。

2.人口城鎮(zhèn)化是片區(qū)農(nóng)民增收的主要?jiǎng)恿?，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化帶動(dòng)能力較弱。考慮空間自相關(guān)的空間面板模型估計(jì)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入的空間溢出效應(yīng)顯著，周邊縣市（區(qū)）農(nóng)民收入的提高能帶動(dòng)本地農(nóng)民收入增長(zhǎng)。人口城鎮(zhèn)化對(duì)片區(qū)農(nóng)民增收具有顯著的正向作用，且邊際效應(yīng)最大，在控制其他因素不變的情況下，人口城鎮(zhèn)化率每提高1%，農(nóng)民人均純收入提高0.1613%；目前產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)亦有正效應(yīng)，但是較人口城鎮(zhèn)化而言其帶動(dòng)效應(yīng)較弱。

3.農(nóng)業(yè)機(jī)械化、物質(zhì)資本投資和經(jīng)濟(jì)密度的提高有利于農(nóng)民增收。經(jīng)濟(jì)密度對(duì)農(nóng)民增收邊際效應(yīng)較大，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、物質(zhì)資本投資的影響效應(yīng)旗鼓相當(dāng)。因片區(qū)金融發(fā)展的滯后性、門檻高和配置效率低下，反而一定程度上不利于農(nóng)民增收；農(nóng)民耕地的自然條件較差、耕作模式粗放及農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)機(jī)制不健全，使得土地要素的農(nóng)民增收效應(yīng)并不顯著。

根據(jù)以上結(jié)論，提出如下幾點(diǎn)政策建議：

第一，促進(jìn)“高地”空間集聚溢出，瞄準(zhǔn)“洼地”突圍貧困陷阱。片區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化和農(nóng)民收入水平的非均質(zhì)空間格局分布，表明區(qū)域扶貧開(kāi)發(fā)應(yīng)因地制宜和協(xié)調(diào)發(fā)展。重慶片區(qū)農(nóng)民收入的高值集聚一方面說(shuō)明農(nóng)村減貧績(jī)效顯著，更為重要的是，其與低值集聚區(qū)的銅仁片區(qū)互為近鄰，應(yīng)當(dāng)破除行政壁壘和邊界效應(yīng)，加強(qiáng)區(qū)域合作協(xié)同，促進(jìn)“高地”空間集聚溢出、輻射帶動(dòng)及農(nóng)民增收熱點(diǎn)蔓延。其次，根據(jù)《武陵山片區(qū)區(qū)域發(fā)展與扶貧攻堅(jiān)規(guī)劃（2011）》“六中心四軸線”⑦的空間格局規(guī)劃，銅仁片區(qū)西部可依托周邊“黔恩龍”經(jīng)濟(jì)圈和“銅吉懷”經(jīng)濟(jì)圈，主動(dòng)對(duì)接黔江、銅仁、懷化這三個(gè)中心城市，分工協(xié)作、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)和互益共生，“抱團(tuán)”發(fā)展實(shí)現(xiàn)空間差距收斂。當(dāng)然，精準(zhǔn)識(shí)別區(qū)內(nèi)農(nóng)村貧困對(duì)象、精準(zhǔn)分析致貧因素和潛在優(yōu)勢(shì)，瞄準(zhǔn)“洼地”突圍惡性循環(huán)固化的貧困陷阱，是農(nóng)民實(shí)現(xiàn)增收和可持續(xù)生計(jì)的重點(diǎn)，也是區(qū)域平衡的攻堅(jiān)所在。

第二，強(qiáng)化城鎮(zhèn)化進(jìn)程的減貧益農(nóng)性。片區(qū)人口城鎮(zhèn)化的推進(jìn)過(guò)程首先應(yīng)加強(qiáng)戶籍制度和土地流轉(zhuǎn)制度的改革，如適度放開(kāi)進(jìn)城戶籍限制、農(nóng)村土地收益權(quán)和土地經(jīng)營(yíng)權(quán)相分離、鼓勵(lì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)等；其次，對(duì)于居住在懸崖峭壁周邊、地質(zhì)災(zāi)害區(qū)域等人居條件惡劣的農(nóng)戶生態(tài)移民，向就近城鎮(zhèn)搬遷，對(duì)于人口稀少的空心村進(jìn)行整治；再次，支持就業(yè)門檻相對(duì)較低的特色農(nóng)產(chǎn)品加工、傳統(tǒng)手工業(yè)加工、特色旅游配套產(chǎn)業(yè)等勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，為周邊農(nóng)戶提供就業(yè)機(jī)會(huì)；最后，縮小農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)者在子女入學(xué)、就醫(yī)、住房和社會(huì)保障與城鎮(zhèn)居民的差距，增強(qiáng)城鎮(zhèn)包容性和吸引力，穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)民工市民化，這是片區(qū)農(nóng)村脫貧的核心要求。片區(qū)內(nèi)具有特色資源優(yōu)勢(shì)和生態(tài)資源優(yōu)勢(shì)，如湘西片區(qū)柑橘、獼猴桃、茶葉等林果業(yè)，張家界片區(qū)武陵源自然遺產(chǎn)旅游風(fēng)景區(qū)，邵陽(yáng)片區(qū)金銀花、茯苓、葛根等中藥材?；谶@些資源稟賦優(yōu)勢(shì)，發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)園區(qū)、農(nóng)村新型社區(qū)、鄉(xiāng)村工業(yè)園區(qū)“三區(qū)互動(dòng)”，同時(shí)，利用好現(xiàn)在“互聯(lián)網(wǎng)+”的電商浪潮與潛在消費(fèi)者需求對(duì)接，有利于特色優(yōu)勢(shì)資源的品牌推廣和農(nóng)民創(chuàng)收；推行政府、龍頭企業(yè)、金融機(jī)構(gòu)、合作社、農(nóng)戶“五位一體”的股份合作模式，把農(nóng)戶組織起來(lái)，集中發(fā)展建立一批蔬菜基地、果品基地、養(yǎng)殖基地等；此外，片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同現(xiàn)象嚴(yán)重，這也迫切要求各地區(qū)基于自身比較優(yōu)勢(shì)實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)錯(cuò)位發(fā)展，釋放產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的農(nóng)民增收紅利。

第三，凝聚多元?jiǎng)恿υ慈貙掁r(nóng)民增收空間。片區(qū)內(nèi)各縣市（區(qū)）地廣人稀，應(yīng)加快經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、人口和產(chǎn)業(yè)在縣城和基礎(chǔ)較好且潛力較大的建制鎮(zhèn)集中，特別是“三圈一帶”⑧的區(qū)域集聚，而與城鎮(zhèn)相匹配的集聚效應(yīng)、規(guī)模收益、更多就業(yè)機(jī)會(huì)和較高技術(shù)水平為農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)和收入增長(zhǎng)提供動(dòng)力。政府應(yīng)加大固定資產(chǎn)投入，尤其是主干道網(wǎng)絡(luò)交通、農(nóng)村公路、通縣公路等交通基礎(chǔ)設(shè)施，降低片區(qū)內(nèi)要素流動(dòng)成本；改善片區(qū)辦學(xué)條件，加大農(nóng)村中小學(xué)學(xué)校、普通高中學(xué)校、圖書室、實(shí)驗(yàn)室等教育事業(yè)的財(cái)政支出，以激勵(lì)措施和財(cái)政干預(yù)方式防止人才過(guò)度外流，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村人力資本的增收效應(yīng)。武陵山片區(qū)地形復(fù)雜，各地區(qū)應(yīng)因地制宜選擇農(nóng)機(jī)工具，加速傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造，加快實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地集約化生產(chǎn)、專業(yè)化生產(chǎn)；同時(shí)，注重農(nóng)業(yè)耕種的生態(tài)保護(hù)，禁止濫砍濫伐，提高農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。鼓勵(lì)政策性銀行、信用社等增加貧困鄉(xiāng)村信貸投放，加大地方性小微型企業(yè)的金融支持力度，發(fā)展普惠性金融服務(wù)和針對(duì)貧困群體的特惠性金融服務(wù)，實(shí)行“金融+產(chǎn)業(yè)+貧困人口”的綜合推進(jìn)模式助力農(nóng)村減貧和農(nóng)戶增收。

注釋：

①范小建.集中連片特困區(qū)成為主攻區(qū)域[N].人民日?qǐng)?bào).2011-12-07.

②向德平,黃承偉.中國(guó)反貧困發(fā)展報(bào)告（2015）[M].華中科技大學(xué)出版社,2015.10.

③游俊,冷志明,丁建軍.中國(guó)連片特困區(qū)發(fā)展報(bào)告(2014-2015)[M].社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社,2015.3.

④因?yàn)槲淞暝磪^(qū)作為旅游風(fēng)景區(qū)且占地面積較小，有其獨(dú)特的區(qū)位屬性，而銅仁市萬(wàn)山區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，且受2011年銅仁市升為地級(jí)市影響，不同地區(qū)的合并導(dǎo)致數(shù)據(jù)口徑不一致，故最終選取69縣市（區(qū)）為研究對(duì)象。

⑤經(jīng)濟(jì)加權(quán)矩陣中的權(quán)重用GDP變量確定，wij=1/│GDPi-GDPj│，其中i和j分別表示不同的縣市（區(qū)）。考慮篇幅，這里只列出了經(jīng)濟(jì)加權(quán)矩陣下地區(qū)固定效應(yīng)下的估計(jì)結(jié)果。

⑥虞義華.空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及其在中國(guó)的實(shí)踐應(yīng)用[M].經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2015.12.

⑦六中心，指的是黔江、恩施、張家界、吉首、懷化、銅仁6個(gè)中心城市；四軸線，即重慶—黔江—恩施—武漢、貴陽(yáng)—銅仁—懷化—長(zhǎng)沙、萬(wàn)州—黔江—銅仁—?jiǎng)P里、宜昌—張家界—懷化—柳州。

⑧“三圈”為“黔恩龍”經(jīng)濟(jì)圈、“銅吉懷”經(jīng)濟(jì)圈和張家界經(jīng)濟(jì)圈，“一帶”為“銅吉張”經(jīng)濟(jì)帶。

[1]Chris Bramall, Marion E. Jones.Rural income inequality in China since 1978 [J].Journal of Peasant Studies,1993.21(1):41-70.

[2]Gustafsson B, Shi L. Income inequality within and across counties in rural China 1988 and 1995[J]. Journal of Development Economics, 2002, 69(1):179-204.

[3]J Whalley, X Yue. Rural Income Volatility and Inequality in China[J].Cesifo Economic Studies,2009.55(3-4):648-668.

[4]Alain de Janvry, Elisabeth Sadoulet, and Nong Zhu. The Role of Non-Farm Incomes in Reducing Rural Poverty and Inequality in China[J]. CUDARE Working Paper Series,2005：1 - 29.

[5]駱永民,樊麗明.中國(guó)農(nóng)村人力資本增收效應(yīng)的空間特征[J].管理世界,2014,30(9):58-76.

[6]孔榮,梁永.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2009,28(4):47-52.

[7]賈立,王紅明.西部地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2010,29(10):40-49.

[8]溫濤,冉光和,熊德平.中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005,40(9):30-43.

[9]肖衛(wèi),肖琳子.二元經(jīng)濟(jì)中的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、糧食增產(chǎn)與農(nóng)民增收——來(lái)自2001～2010年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2013,29(6):4-13+47.

[10]駱永民,樊麗明.中國(guó)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施增收效應(yīng)的空間特征——基于空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性的實(shí)證研究[J].管理世界,2012,28(5):71-87.

[11]李國(guó)祥.農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)民增收的效應(yīng)分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2005,21(5):12-20.

[12]李普亮.財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)民增收與城鄉(xiāng)居民收入差距——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證[J].南方經(jīng)濟(jì),2012,30(8):57-75.

[13]張彬斌.新時(shí)期政策扶貧:目標(biāo)選擇和農(nóng)民增收[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2013,12(3):959-982.

[14]宋元梁,肖衛(wèi)東.中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005,22(9):31-40.

[15]魯建彪.西部地區(qū)城鎮(zhèn)化建設(shè)與西部農(nóng)民收入問(wèn)題研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索,2006,27(7):58-63.

[16]王永杰,宋旭,鄧海艷.城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入關(guān)系的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析——以四川省為例[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2014,39(2):96-105.

[17]李美洲,韓兆洲.城鎮(zhèn)化和工業(yè)化對(duì)農(nóng)民增收的影響機(jī)制[J].財(cái)貿(mào)研究,2007,18(2):25-31.

[18]程洪寶.城鎮(zhèn)化與農(nóng)民增收的負(fù)相關(guān)分析[J].學(xué)術(shù)論壇,2005,28(12):111-114.

[19]馬遠(yuǎn),龔新蜀.城鎮(zhèn)化、財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)民收入增加的關(guān)系[J].城市問(wèn)題,2010,29(5):60-66.

[20]葉彩霞,徐霞,胡志麗.城市化進(jìn)程對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響分析[J].城市發(fā)展研究,2010,17(10):26-30.

[21]郇紅艷,譚清美,孫君.基于空間計(jì)量模型的安徽城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民增收實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究,2014,35(2):151-157.

[22]鄭鑫.城鎮(zhèn)化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)及其實(shí)現(xiàn)途徑[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2014,30(6):4-15.

[23]萬(wàn)廣華.城鎮(zhèn)化與不均等:分析方法和中國(guó)案例[J].經(jīng)濟(jì)研究,2013,48(5):73-86.

[24]王鵬飛,彭虎鋒.城鎮(zhèn)化影響農(nóng)民收入的傳導(dǎo)途徑及區(qū)域性差異分析——基于協(xié)整的面板分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2013,32(10):73-79.

[25]姚士謀,張平宇,余成,李廣宇,王成新.中國(guó)新型城鎮(zhèn)化理論與實(shí)踐問(wèn)題[J].地理科學(xué),2014,34(6):641-647.

[26]干春暉,鄭若谷,余典范.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2011,46(5):4-16+31.

[27]操建華.旅游業(yè)對(duì)農(nóng)村和農(nóng)民的影響——貴州省荔波縣、云南省昆明市團(tuán)結(jié)鄉(xiāng)和云南省石林縣的案例分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2006,22(10):72-77.

[28]Lesage J,Pace K.Introduction to Spatial Econometrics [M].London:CRC Press/Taylor & Francis Group,2009:1.

[29]Kelejian H H, Prucha I R. A Generalized Spatial Two-Stage Least Squares Procedure for Estimating a Spatial Autoregressive Model with Autoregressive Disturbances[J]. Journal of Real Estate Finance &Economics,1997, 17(1):99-121.

[30]Arraiz I, Drukker D M, Kelejian H H, et al. A spatial cliff-ord-type model with heteroskedastic innovations: small and large sample results [J]. Journal of Regional Science, 2008,50(2):592-614.

[31]陳利,朱喜鋼.基于空間計(jì)量的經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)——以云南省為例[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2015,35(10):81-91.

[32]胡宗義,劉燦,劉亦文.農(nóng)村正規(guī)金融和非正規(guī)金融發(fā)展的農(nóng)村居民收入效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)地理,2014,34(12):147-152.

Spatial Econometric Analysis of Urbanization Impact on the Growth of Farmers’Income in Contiguous Destitute District: Take Wuling Mountain Area as an Example

Wang Jiating, Zang Jiaxin, Lu Xingchen, Mao Wenfeng

Based on the panel data of 69 counties (districts) in Wuling Mountain Area from 2000 to 2012, considering the spatial heterogeneity and using the method of ESDA for spatial statistics and spatial econometrics, the paper explores the spatial correlation of farmers’ income and the process of urbanization and also the hot spot pattern, and compares the effects of the growth of farmers’ income on the industrial urbanization and population urbanization. Results indicates: (1) per capita net income of farmers in Wuling mountain area counties (districts) is highly positive correlated; (2) a further spatial model estimates show that population urbanization is the main momentum of the growth of farmers’ income, while industrial urbanization is also positively correlated but not as strong; (3) the level of agricultural mechanization, the increase of material capital investment and economic density is conducive to the increase of farmers’income, while the current situation of financial development in the area has a restraining effect.According tothe above conclusions, some suggestions are put forward.

Wuling mountain area; urbanization; growth of farmers’ income; spatial autocorrelation; spatial lag model

F299.2

10.3969/j.issn.1674-7178.2017.03.007

王家庭，南開(kāi)大學(xué)中國(guó)城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究中心副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)槌鞘信c區(qū)域經(jīng)濟(jì)、土地與房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)；臧家新、盧星辰、毛文峰，南開(kāi)大學(xué)中國(guó)城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究中心碩士生，研究方向?yàn)槌鞘信c區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

（責(zé)任編輯：盧小文）

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（12BJY048）。