金倩+++薛巖龍+++李翔

摘要：產(chǎn)業(yè)結(jié)果轉(zhuǎn)型對(duì)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要影響。文章以安徽省為例，研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)論表明，村莊內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換能顯著促進(jìn)村莊經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，村民外出務(wù)工對(duì)村莊經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)面影響，并且村莊經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著顯著的空間依賴關(guān)系。

關(guān)鍵詞： 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；空間計(jì)量

一、 問(wèn)題的提出

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了一個(gè)快速增長(zhǎng)期。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的過(guò)程中，我國(guó)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)也獲得了迅速的發(fā)展。1980年～2015年間，我國(guó)農(nóng)村人均年收入從191.3元增長(zhǎng)到11 422元，年均增長(zhǎng)17.7%，高于GDP的年均增速。整體來(lái)看，我國(guó)鄉(xiāng)村的貧困人口數(shù)量急劇下降，為世界減貧工作做出了重要的貢獻(xiàn)，被國(guó)際組織公認(rèn)為減貧的成功范例。盡管我國(guó)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體取得了巨大的成就，但仍然存在著一批貧困地區(qū)。根據(jù)國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組的數(shù)據(jù)，截止到2016年為止，我國(guó)仍然存在著國(guó)家級(jí)貧困縣592個(gè)，雖然當(dāng)年實(shí)現(xiàn)減少貧困人口1 240多萬(wàn)人，但還有4 335萬(wàn)人處于貧困縣以下。

貧困山區(qū)不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)、不同村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異引發(fā)了我們的思考。為什么在整體上同樣處在貧困山區(qū)縣，不同的鄉(xiāng)鎮(zhèn)或者村之間會(huì)有不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平？到底是什么因素促進(jìn)了鄉(xiāng)村之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不均衡，這是本文的研究?jī)?nèi)容。

本文以安徽省為例，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的角度，探究貧困山區(qū)的鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在邏輯，分析縣域內(nèi)各村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異性的形成原因與影響機(jī)制，為通過(guò)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展引發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換促進(jìn)貧困山區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供科學(xué)依據(jù)。

二、 模型的選擇與變量測(cè)度

1. 研究思路與基本模型。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對(duì)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，從本質(zhì)上是一種時(shí)間動(dòng)態(tài)的影響關(guān)系，需要利用一個(gè)或者多個(gè)經(jīng)濟(jì)體的時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)驗(yàn)證，這是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究中的常用思路（林毅夫，1994；Mcmillan，Whalley & Zhu，1989；喬榛，2006）。

為了驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對(duì)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文構(gòu)建了以下的多元回歸基本模型：

Y=AX+BZ+ε（1）

其中，Y是代表鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的被解釋變量，X是代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵解釋變量，Z是一組控制變量，？著是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)目。在確定是否使用空間計(jì)量方法的時(shí)候，首先要考察數(shù)據(jù)是否存在空間相關(guān)性。如果不存在，則使用標(biāo)準(zhǔn)的計(jì)量方法就可以了。如果存在，就需要使用空間計(jì)量方法。

2. 變量的選擇與測(cè)度。

（1）鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量及其測(cè)度。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)人均產(chǎn)出水平的持續(xù)增長(zhǎng)，許多文獻(xiàn)使用人均生產(chǎn)總值來(lái)度量該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（談儒勇，1999；劉偉，2002）本文使用人均生產(chǎn)總值來(lái)度量鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因?yàn)槿司a(chǎn)總值的取值一直為正值，為了使得回歸的隨機(jī)誤差項(xiàng)盡量服從正態(tài)分布。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換變量及其測(cè)度。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高新技術(shù)以及高附加值的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變的過(guò)程，伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)也會(huì)相應(yīng)發(fā)生轉(zhuǎn)變，由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)換。在本文中我們使用現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人比例和外出務(wù)工比例來(lái)度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換?，F(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人比例（Mindlabor）是指從事現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人數(shù)占總勞動(dòng)力的比重，是衡量一個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整率的重要指標(biāo)。而外出務(wù)工比例（Laborout）是指本村外出務(wù)工人數(shù)占總勞動(dòng)力的比例，外出務(wù)工比例越大，說(shuō)明本地投入的勞動(dòng)力越少，從理論上講，外出務(wù)工比例對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的應(yīng)該是負(fù)向關(guān)系。

（3）空間關(guān)系及其測(cè)度。本文使用空間權(quán)重來(lái)測(cè)度空間關(guān)系變量，空間權(quán)重是具體化研究對(duì)象外部周圍的空間因素對(duì)其影響的機(jī)制和方式，對(duì)空間計(jì)量模型中最為關(guān)鍵的因素，其選擇正確與否關(guān)系到模型估計(jì)的最終結(jié)果。目前，根據(jù)已有研究的成果，主要有3種主流的空間權(quán)重矩陣設(shè)定的方法，具體來(lái)說(shuō)，有以下三種：①0-1空間權(quán)重矩陣；②地理距離空間權(quán)重矩陣；③經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣。其中本文使用第一種方法即0-1空間權(quán)重矩陣方法，0-1空間權(quán)重矩陣是依據(jù)地理是否相鄰來(lái)設(shè)定，地理相鄰的地區(qū)被賦予“1”，否則賦予“0”，該權(quán)重矩陣定義如下：

Wij=1 區(qū)域i與j相鄰0 區(qū)域i與j不相鄰

（4）控制變量的選擇與測(cè)度。關(guān)于控制變量，與Chow（1993）一樣，本文控制了農(nóng)業(yè)土地投入的變量。農(nóng)業(yè)土地投入會(huì)影響鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)土地的類型直接和當(dāng)?shù)氐亩⑷a(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)、以及農(nóng)民工外出務(wù)工等因素具有相關(guān)性。與Chow（1993）、胡永泰（1998）、Dekle（2013）等文獻(xiàn)一樣，本文同時(shí)控制了資本投入。同時(shí)，本文還控制了影響鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一些其他因素，主要包括農(nóng)村村干部的特征因素、基礎(chǔ)設(shè)施以及制度和政策因素。

三、 數(shù)據(jù)及其描述性統(tǒng)計(jì)

本文觀測(cè)單位是2011年安徽省境內(nèi)224個(gè)行政村，數(shù)據(jù)來(lái)源于2012年開(kāi)展的抽樣調(diào)查。共發(fā)放問(wèn)卷224份，回收224份，有效率100%。各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1和表2。

四、 估計(jì)結(jié)果及其討論

根據(jù)以上分析，這里需要估計(jì)的模型可整理如下：

基本模型：

對(duì)于基本模型（2式）可采用一般最小二乘法（OLS）進(jìn)行估計(jì)，但是對(duì)于空間滯后模型（3式）和空間誤差模型（4式），由于最小二乘法在空間計(jì)量模型中估計(jì)的缺陷（Anselin，1988），本文采用極大似然估計(jì)來(lái)克服這些缺陷。

2. 模型估計(jì)結(jié)果。如果空間依賴性存在而沒(méi)有考慮，會(huì)給回歸結(jié)果帶來(lái)偏誤。因此，需要對(duì)因變量進(jìn)行全局自相關(guān)指標(biāo)及相應(yīng)檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如表所示。人均GDP的莫蘭指數(shù)I，吉爾里指數(shù)C和Getis-Ord指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果均通過(guò)了1%顯著性水平的檢驗(yàn)。這表明，強(qiáng)烈拒絕“無(wú)空間自相關(guān)”的原假設(shè)，即認(rèn)為存在空間自相關(guān)。

從表3可知，這三個(gè)全局空間自相關(guān)指標(biāo)均強(qiáng)烈拒絕“無(wú)空間自相關(guān)”的原假設(shè)，即認(rèn)為存在空間自相關(guān)。endprint

通過(guò)比較OLS回歸和考慮空間因素的的空間滯后模型和空間誤差模型結(jié)果，核心的變量的系數(shù)和顯著性水平都保持一致。為了避免內(nèi)生性問(wèn)題，我們?cè)诔浞挚紤]空間因素的基礎(chǔ)上，盡可能控制與核心自變量相關(guān)，又對(duì)因變量產(chǎn)生影響的其他變量。

我們以人均農(nóng)村生產(chǎn)總值為因變量，考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對(duì)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。相關(guān)回歸結(jié)果如表4所示，在第1列中，我們使用了基本的OLS回歸模型。為了剔除地理位置的因素對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤，我們?cè)?列～3列中使用了空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸，利用0-1空間權(quán)重方法構(gòu)建空間矩陣。

關(guān)于人均農(nóng)村生產(chǎn)總值回歸模型中，考慮空間因素后，方程擬合優(yōu)度更高一些，一方面說(shuō)明考慮空間因素的模型更優(yōu)，另一方面說(shuō)明模型結(jié)果的穩(wěn)健性較好。通過(guò)LM檢驗(yàn)和SM檢驗(yàn)的P值在1%顯著性水平顯著，可以判斷SLM和SEM模型都是合適的，但從R的平方大小來(lái)判斷，SLM模型的結(jié)果更優(yōu)，因此，我們?cè)谟懻撃Ｐ徒Y(jié)果時(shí)，以SLM模型估計(jì)結(jié)果為準(zhǔn)，進(jìn)行分析與討論。

3. 結(jié)果討論。

（1）現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)村莊生產(chǎn)總值的影響。從計(jì)量結(jié)果來(lái)看，我們建立的以現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人比例代替現(xiàn)代產(chǎn)發(fā)展的指標(biāo)對(duì)于按地域計(jì)算的社會(huì)生產(chǎn)總值回歸，現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)其產(chǎn)生顯著的正向影響，說(shuō)明現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)不僅能造福當(dāng)?shù)?，還能惠及民生。我們發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是否考慮空間因素，現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都呈正向相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明具備現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)的村莊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)比較好，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換能夠促進(jìn)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，驗(yàn)證了高帆（2003，2007）的觀點(diǎn)。

（2）外出務(wù)工對(duì)村莊經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。外出務(wù)工比例對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)向顯著。關(guān)于勞動(dòng)力外流會(huì)對(duì)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生何種影響學(xué)者們的觀點(diǎn)并不一致，杜鷹（1997）認(rèn)為勞動(dòng)力外出并不必然導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出下降，而Nyberg和Rozelle（1999）認(rèn)為勞動(dòng)力外流一定導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出下降，但會(huì)被資本增加抵消。就本文的結(jié)論來(lái)講，鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生較大變化，之前學(xué)者的都以農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作為衡量鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，但現(xiàn)在的鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)來(lái)看，雖然農(nóng)業(yè)仍占較大比例，但二、三產(chǎn)業(yè)的比例已經(jīng)比之前有較大幅度提升，因此，當(dāng)外出務(wù)工比例越大，本地勞動(dòng)力就越少，那么鄉(xiāng)村實(shí)際勞動(dòng)力投入量就會(huì)減少，這種減少不僅體現(xiàn)農(nóng)業(yè)投入上減少，可能還有二、三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)投入量的減少，顯然會(huì)對(duì)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成一定的負(fù)面影響。

（3）空間依賴關(guān)系對(duì)村莊經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。傳統(tǒng)模型存在一個(gè)假設(shè)：各個(gè)區(qū)域之間不存在經(jīng)濟(jì)上的互動(dòng)性，然而目前的要素市場(chǎng)是開(kāi)放性的市場(chǎng)，資本、技術(shù)和勞動(dòng)力的可以自由的跨區(qū)域流動(dòng)，經(jīng)濟(jì)零互動(dòng)關(guān)系的假設(shè)顯然不符合現(xiàn)實(shí)，可能會(huì)帶來(lái)估計(jì)上的偏差，特別是對(duì)于相對(duì)面積較小的一個(gè)縣域內(nèi)的村莊來(lái)講更是如此，各村鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系可能更加緊密。通過(guò)對(duì)空間計(jì)量模型和基本的OLS模型估計(jì)結(jié)果的對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，空間計(jì)量模型的擬合優(yōu)度和整體顯著性比OLS回歸結(jié)果有所提高，這種方法提高了回歸分析對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)的解釋力和說(shuō)服力。沒(méi)有考慮空間因素的基本OLS回歸模型高估了現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，說(shuō)明一個(gè)地區(qū)的鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，還受到周邊地區(qū)空間溢出效應(yīng)的制約，這個(gè)結(jié)果支持了以前的研究結(jié)論（林光平等，2005；胡榮才等，2012）。

五、 結(jié)論

本章利用安徽省224個(gè)行政村的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型驗(yàn)證了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對(duì)村級(jí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，得到的主要結(jié)論可歸納如下：

首先，村莊內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換能顯著促進(jìn)村莊經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。其次，村民外出務(wù)工對(duì)村莊經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)面影響。從計(jì)量結(jié)果來(lái)看，外出務(wù)工比例提升對(duì)鄉(xiāng)村社會(huì)總產(chǎn)值負(fù)向顯著，外出務(wù)工比例每提高1個(gè)單位，鄉(xiāng)村社會(huì)生產(chǎn)總值就會(huì)降低-0.59%，符合我們的預(yù)期，對(duì)于一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)來(lái)說(shuō)，外出務(wù)工比例大意味著在本地務(wù)工的勞動(dòng)力比例較小，當(dāng)外出務(wù)工比例越大，本地勞動(dòng)力就越少，那么實(shí)際勞動(dòng)力投入量就會(huì)減少，顯然會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成一定負(fù)面影響。最后，村莊經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著顯著的空間依賴關(guān)系。從計(jì)量結(jié)果來(lái)看，考慮空間因素后，方程擬合優(yōu)度更高一些，一方面說(shuō)明考慮空間因素的模型更優(yōu)，另一方面說(shuō)明模型結(jié)果的穩(wěn)健性較好，通過(guò)LM檢驗(yàn)和SM檢驗(yàn)的P值在1%顯著性水平顯著如果不考慮空間溢出效應(yīng)，可能會(huì)高估產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大小，說(shuō)明村莊經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)存在顯著空間依賴關(guān)系。

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基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金（項(xiàng)目號(hào)：71103006）；國(guó)家自然科學(xué)基金（項(xiàng)目號(hào)：41261024）。

作者簡(jiǎn)介：金倩（1983-），女，漢族，陜西省咸陽(yáng)市人，詹姆斯庫(kù)克大學(xué)管理學(xué)博士，西安外國(guó)語(yǔ)大學(xué)旅游學(xué)院講師，北京大學(xué)光華管理學(xué)院助理研究員，陜西省“百人計(jì)劃”青年引進(jìn)人才，研究方向?yàn)榭沙掷m(xù)發(fā)展管理、旅游管理；薛巖龍（1980-），男，漢族，陜西省蒲城縣人，中國(guó)人民大學(xué)管理學(xué)博士，北京大學(xué)光華管理學(xué)院助理研究員，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與政策、創(chuàng)新管理；李翔（1987-），男，漢族，河南省駐馬店市人，中國(guó)人民大學(xué)管理學(xué)博士生，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

收稿日期：2017-09-17。endprint