王麗英， 丁姝羽， 劉后平，*

(成都理工大學 a. 管理科學學院；b. 商學院，四川 成都 610059)

在一系列促進農民增收政策的作用下，2014—2019年，我國農村居民人均可支配收入年均增長9.24%，高于同期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入年均9.01%的增速，城鎮(zhèn)居民與農村居民的人均可支配收入比從2013年的2.81降至2019年的2.64，城鄉(xiāng)收入相對差距有所縮小，但是城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的絕對差距從2013年的17 037元擴大到2019年的26 338元，城鄉(xiāng)收入的絕對差距有擴大的趨勢。2020年是全面建成小康社會的決勝之年，農村經濟是否繁榮、農民生活是否富裕，是判斷小康社會是否建成的重要指標之一。黨和政府一直以來都高度關注農村產業(yè)發(fā)展與農民增收問題。2015年12月，國務院辦公廳印發(fā)的《關于推進農村一二三產業(yè)融合發(fā)展的指導意見》提出，要提升農村產業(yè)融合發(fā)展水平，增強農業(yè)競爭力，持續(xù)帶動農民增收，激發(fā)農村活力。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的二十字方針(“產業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效、生活富?！?中，“產業(yè)興旺”是核心，“生活富?！笔亲罱K目的。2020年的中央一號文件提出：發(fā)展富民鄉(xiāng)村產業(yè)，推動農村產業(yè)融合。農村產業(yè)融合是推動鄉(xiāng)村產業(yè)振興、拓展農民持續(xù)增收渠道的有效途徑。

農村產業(yè)融合發(fā)展的理念來源于日本今村奈良臣從產業(yè)鏈延伸、產業(yè)融合方面提出的農業(yè)“六次產業(yè)”，是一個以農業(yè)為基本依托，農業(yè)生產、農產品加工、農資生產銷售、休閑農業(yè)、鄉(xiāng)村旅游等二三產業(yè)有機整合、緊密相連的過程[1]。當前，影響農民收入的因素涉及人力資本[2]、農業(yè)信貸投入[3]、技術[4]、農村基礎設施[5]等多方面。以一二三產業(yè)之間的融合滲透和交叉重組為路徑實現(xiàn)農村產業(yè)的融合發(fā)展，可以帶動技術、市場需求、資本、資源等實現(xiàn)整合集成和優(yōu)化重組[6]，從而實現(xiàn)跨界集約配置要素?；诖?，當前的主流觀點認為，農村產業(yè)融合有利于提高農民收入。農村產業(yè)融合以產業(yè)整合型、產業(yè)延伸型、產業(yè)交叉型、技術滲透型等模式影響農民收入[7]，通過勞動力報酬增值、土地租賃、資金入股，以及農產品增值等方式帶動農民增收[8]，影響農民的收入水平及其結構性差異[9]。但也有學者提出，我國農村的產業(yè)融合發(fā)展仍處于初級階段，存在著資源過度開發(fā)，市場無序競爭，利益聯(lián)結不緊密，農戶參與程度低、形式單一[1]，少數工商資本強勢介入農村資源分配并壟斷市場，不夠注重保護農民利益等現(xiàn)象，導致農民利益被邊緣化[10]。在這樣的情況下，農村產業(yè)融合的發(fā)展并不意味著一定能將產業(yè)利潤更多地留在農村或留給農民[11]。綜上可知，農村產業(yè)融合對農民收入的影響還存有爭論。

在實證研究方面，有學者運用灰色關聯(lián)分析方法[12-13]、系統(tǒng)耦合協(xié)調度模型[14-15]、數據包絡分析(DEA)方法[16]來評價農村一二三產業(yè)的融合狀況。也有許多文獻從農村產業(yè)融合的內涵角度來構建評價指標體系，運用層次分析法、綜合指數法、熵值法等測算農村產業(yè)融合發(fā)展水平[17-18]，并認為土地規(guī)模、技術進步、環(huán)境質量等因素不同程度地作用于農村產業(yè)融合發(fā)展[19]。多數實證研究結果顯示，農村產業(yè)融合發(fā)展對農民收入具有顯著的提升作用，兩者之間的關系是線性的，其收入效應在我國東、中、西部呈現(xiàn)遞減趨勢[20]。但也有學者認為，兩者之間的關系是非線性的，當農村文體娛樂固定資產投資、農林牧漁固定資產投資處于不同門檻范圍時，農村產業(yè)融合對農民收入的影響存在顯著差異[21]。

新經濟地理學認為，每種經濟現(xiàn)象在空間上都不是孤立的。在經濟全球化、區(qū)域市場一體化、區(qū)域協(xié)調發(fā)展進程加快的背景下，區(qū)域之間的經濟聯(lián)系更為緊密，產業(yè)融合度高的區(qū)域可能會對鄰近區(qū)域起到示范作用進而產生空間溢出效應。然而，現(xiàn)有的研究較少關注農村產業(yè)融合對農民收入影響的空間效應。我國各省區(qū)市在資源環(huán)境、要素稟賦等方面存在差異，農村產業(yè)融合發(fā)展的增收效應可能存在非均衡特征，但現(xiàn)有研究在考慮農村產業(yè)融合對農民收入的影響時，還未充分關注經營規(guī)模的區(qū)域差異?；诖耍疚膶⒖臻g效應和門檻效應納入分析框架，以省(區(qū)、市)作為區(qū)域單元，就農村產業(yè)融合對農民收入的影響展開分析，檢驗這種影響在區(qū)域內部和區(qū)域之間是否存在空間效應，以及是否因區(qū)域的經營規(guī)模差異而具有不同彈性。

1 理論分析與研究假設

對利益的追逐是促進生產要素流動的重要動力。農村產業(yè)融合在促進農業(yè)產業(yè)鏈延伸、生產要素有效配置的過程中，能夠將農村產業(yè)融合的增值收益分享給融合主體。農村產業(yè)融合發(fā)展提高農民收入的作用機理主要體現(xiàn)為：產業(yè)鏈延伸豐富了農業(yè)經營模式，使農產品附加值增加，如推行地產地銷、地域制造、訂單農業(yè)等方式可為本地農民提供產業(yè)增值的紅利，讓農民不僅進入生產環(huán)節(jié)，還能參與農產品加工、銷售環(huán)節(jié)；產業(yè)融合能夠實現(xiàn)農村經濟、文化、社會等多功能，培育新產業(yè)、新業(yè)態(tài)，將農村閑置的資產、要素加以利用，擴展農民的增收渠道；農村三次產業(yè)內部整合、協(xié)作，可以使專業(yè)化和分工體系更加完善，有助于降低交易成本并提高生產經營效率。最終，本地農村產業(yè)融合的發(fā)展水平越高，就越能為當地農民自主經營創(chuàng)造條件，還能提供更多的鄉(xiāng)村就業(yè)機會，增加本地農民收入。基于此，提出假設H1：農村產業(yè)融合發(fā)展有利于提高區(qū)域內部農民的收入。

根據“擴散效應”，經濟發(fā)達地區(qū)(增長極)對其他落后地區(qū)存在有利影響。農村產業(yè)融合水平高的區(qū)域，其周邊區(qū)域在產業(yè)發(fā)展條件、生產活動方面也可能存在相似的特征。隨著農村產業(yè)融合跨區(qū)域、跨部門合作，相關產業(yè)聯(lián)盟、產業(yè)園區(qū)和產業(yè)集聚區(qū)的建立，不同區(qū)域間通過學習交流、相互影響，在農村產業(yè)融合發(fā)展水平高區(qū)域的示范效應、激勵作用下，其周邊區(qū)域農村產業(yè)融合水平也會逐漸提高。也就是說，不同區(qū)域間的農村產業(yè)融合水平可能存在空間正相關性。基于此，提出假設H2：農村產業(yè)融合水平在區(qū)域間具有空間上的正向相關性。

農村產業(yè)融合水平高的區(qū)域在帶動周邊區(qū)域的過程中，會加快資本、技術等要素在區(qū)域間的流動，使區(qū)域間的要素流動效率更高，產業(yè)模式更加豐富，有利于提升產品附加值，增加就業(yè)機會，從而帶動周邊區(qū)域農民收入增長，產生正向的空間溢出效應?；诖?，提出假設H3：農村產業(yè)融合對農民增收具有正向的空間溢出效應。

農村產業(yè)融合是縱向的產業(yè)鏈延伸、橫向的功能拓展與新業(yè)態(tài)的產生。在農村產業(yè)融合的過程中，農戶由純農戶轉變?yōu)榧鏄I(yè)農戶，農戶收入來源多元化；因此，農村產業(yè)融合在促進農民收入增長的同時，也可能會導致農民收入結構發(fā)生改變，并體現(xiàn)出空間溢出效應?；诖耍岢黾僭OH4：農村產業(yè)融合影響農民的收入結構，且存在空間溢出效應。

農民收入的增加不僅取決于農村產業(yè)融合水平，還受到經營規(guī)模與生產要素稟賦的影響。農村產業(yè)融合表現(xiàn)為產業(yè)鏈延伸、產業(yè)交叉、經營業(yè)態(tài)多樣化等形式，需要一定的經營規(guī)模才能充分發(fā)揮農村產業(yè)融合帶來的增收效應。與此同時，在農業(yè)的季節(jié)性和生產要素邊際效率下降的規(guī)律作用下，經營規(guī)模過大可能出現(xiàn)“規(guī)模不經濟”問題。也就是說，農村產業(yè)融合對農民的增收效應受經營規(guī)模的影響，二者的關系可能是非線性的，存在門檻效應。基于此，提出假設H5：農村產業(yè)融合對農民收入的影響依經營規(guī)模存在門檻效應。

2 變量與模型設計

2.1 農村產業(yè)融合評價指標體系構建

農村產業(yè)融合是通過跨界配置農業(yè)和現(xiàn)代產業(yè)要素，在“縱向”融合中以種植養(yǎng)殖、農產品加工、直供直銷等方式實現(xiàn)產業(yè)鏈延伸，在“橫向”融合中以功能拓展推動農業(yè)與文化、教育、旅游等產業(yè)的重組，在農業(yè)內部的“內向”融合中實現(xiàn)種植與林牧漁、服務業(yè)的交叉重組，借助農業(yè)與信息技術的交互發(fā)展，催生新產業(yè)、新業(yè)態(tài)。農村產業(yè)融合水平具有豐富的內涵，其評價不應以單一指標來反映，需要構建一套綜合評價指標體系來對其進行量化分析。基于數據可得性，本文試從農業(yè)產業(yè)鏈延伸、農業(yè)多功能擴展、農業(yè)新型業(yè)態(tài)和農業(yè)服務業(yè)融合4個維度選取指標來構建農村產業(yè)融合評價指標體系(表1)，測度農村產業(yè)融合水平。

(1)農業(yè)產業(yè)鏈延伸。農業(yè)產業(yè)鏈延伸通過密切聯(lián)系農業(yè)生產資料采購、養(yǎng)殖、加工、儲藏、運輸、銷售等環(huán)節(jié)，提高傳統(tǒng)農產品的轉化率和附加值。農產品加工作為連接初級農產品與最終消費的重要中間環(huán)節(jié)，是實現(xiàn)農業(yè)產業(yè)鏈延伸的主要途徑。因此，本文選取農副食品加工業(yè)主營業(yè)務收入占農林牧漁業(yè)總產值的比重反映農業(yè)產業(yè)鏈延伸的經濟效益水平，選取農產品初加工動力機械占農業(yè)機械總動力的比重反映農業(yè)產業(yè)鏈延伸的發(fā)展規(guī)模。

(2)農業(yè)多功能拓展。農業(yè)多功能拓展是指在農業(yè)的食品功能和生產功能之外深度融合旅游觀光、教育文化、生態(tài)康養(yǎng)等產業(yè)，拓展農業(yè)的經濟、生態(tài)、社會和文化等多種功能，帶動二三產業(yè)與第一產業(yè)緊密結合。休閑農業(yè)以農業(yè)生產、鄉(xiāng)村風貌、鄉(xiāng)村文化為基礎，提供休閑觀光、農事參與、農家體驗等服務，是農業(yè)多功能拓展的主要形式。因此，本文選取休閑農業(yè)營業(yè)收入與農林牧漁業(yè)總產值的比值反映休閑農業(yè)和鄉(xiāng)村旅游業(yè)的發(fā)展狀況。農村產業(yè)融合有益于帶動農村剩余勞動力轉移到二三產業(yè)。為此，選取二三產業(yè)從業(yè)人員占就業(yè)人口的比重反映農業(yè)多功能拓展的社會效益。

(3)農業(yè)新型業(yè)態(tài)。農業(yè)新型業(yè)態(tài)具有高附加值、高技術含量的特點，通過技術進步、凸顯新要素價值等增強農業(yè)的核心競爭力?，F(xiàn)代生物技術、信息技術等產業(yè)在向農業(yè)滲透的過程中也催生了農業(yè)新型業(yè)態(tài)，其中，設施農業(yè)就屬于高技術、精細、科技、高效的農業(yè)活動。依據國家統(tǒng)計局印發(fā)的《新產業(yè)新業(yè)態(tài)新商業(yè)模式統(tǒng)計分類(2018)》，設施農業(yè)被列入農業(yè)大類下的新產業(yè)新業(yè)態(tài)新商業(yè)模式融合。設施農業(yè)將農業(yè)科技與傳統(tǒng)農業(yè)結合，是現(xiàn)代農業(yè)培育新產業(yè)新業(yè)態(tài)的重點?；诖?，本文選取設施農業(yè)總面積與耕地面積之比來反映農業(yè)新型業(yè)態(tài)的規(guī)模。

表1 農村產業(yè)融合水平的評價指標體系

(4)農業(yè)服務業(yè)融合。隨著現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展，農業(yè)的產業(yè)化與規(guī)?；靡酝七M。為實現(xiàn)中間服務的正常運轉，參與農業(yè)服務業(yè)的主體也會產生新的需求。農業(yè)服務業(yè)與農業(yè)生產具有融合互動的關系，包括農業(yè)產前、產中、產后環(huán)節(jié)涉及的農資配送、農技推廣、農機作業(yè)、信息咨詢和中介、儲藏運輸、銷售等服務，為提高農業(yè)經營效率、延伸產業(yè)鏈提供支撐。發(fā)展農林牧漁業(yè)服務業(yè)有利于提升農業(yè)與服務業(yè)的融合水平，為此，本文選取農林牧漁業(yè)服務業(yè)總產值與農林牧漁業(yè)總產值之比來反映二者的融合程度。

2.2 研究方法與模型

2.2.1 熵值法與線性組合

為了避免量綱差異對農村產業(yè)融合發(fā)展評價造成影響，本文采用極差規(guī)格化方法對數據進行無量綱化的標準化處理，然后選擇熵值法對構建的指標體系賦予權重，綜合評價公式如下：

(1)

2.2.2 空間效應模型

為了研究農村產業(yè)融合對農民收入的效應，首先建立基礎模型：

Yit=α+β1lnCit+β2lnZit+ε。

(2)

式(2)中：Yit為反映農民收入的相關指標，具體可指代農村居民可支配收入、農民收入結構；Cit為農村產業(yè)融合水平；Zit為控制變量，是影響農民收入的其他因素；α為常數項；β1、β2為相應的回歸系數；ε為隨機誤差項。

農村產業(yè)融合對農民收入不僅存在區(qū)域內的影響，還可能存在跨區(qū)域的影響。為此，建立空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)、空間杜賓模型(SDM)來探究農村產業(yè)融合對農民收入的空間效應。

空間滯后模型(SLM)：

Yit=ρWijYjt+β1lnCit+β2lnZit+ε。

(3)

空間誤差模型(SEM)：

Yit=β1lnCit+β2lnZit+μit。

(4)

空間杜賓模型(SDM)：

Yit=ρWijYjt+β1lnCit+β2lnZit+β3WijlnCjt+β4WijlnZjt+ε。

(5)

式(3)～(5)中：μit=λWijμjt+ε，ε～N(0，σ2I)，Wij為空間權重矩陣，λ為空間誤差系數，σ為正態(tài)分布的標準差，I為單位矩陣；WijYjt為被解釋變量的空間滯后項；ρ為相關系數，反映不同區(qū)域間被解釋變量樣本觀測值的空間聯(lián)動程度；WijlnCjt為核心解釋變量農村產業(yè)融合水平的空間滯后項；WijlnZjt為控制變量的空間滯后項；β3、β4為相應的回歸系數。

使用空間鄰接權重矩陣、地理權重矩陣作為空間權重矩陣。

對于空間鄰接權重矩陣來說，其各元素(wij)的取值規(guī)則如下：

(6)

對于地理權重矩陣來說，其各元素的取值規(guī)則如下：

(7)

式(7)中d為省會(首府、直轄市)城市之間的球面距離。

2.2.3 門檻效應模型

農村產業(yè)融合水產因經營規(guī)模差異可能會對農民收入產生不同的影響，換言之，農村產業(yè)融合對農民收入的影響并不一定會呈現(xiàn)簡單的線性關系；為此，引入門檻模型以進一步探究農村產業(yè)融合對農民收入的影響是否存在門檻效應。本文遵循Hansen門檻模型的建模思路，采用面板門檻模型：

lnEit=α+μi+γlnZit+β1lnCitI(qit≤δ)+β2lnCitI(qit>δ)+ε。

(8)

式(8)中：Eit為農村居民可支配收入；qit為門檻變量；μi為個體效應；γ為一系列控制變量的系數向量；δ為門檻值；I()為面板模型的指示函數。

2.3 數據來源與變量說明

限于數據可得性與代表性，本文選取我國除香港、澳門、臺灣、西藏以外的30個省區(qū)市2010—2017年的面板數據進行研究。數據主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國農業(yè)機械工業(yè)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國食品工業(yè)年鑒》《中國第三產業(yè)統(tǒng)計年鑒》，國家統(tǒng)計局和各地的年鑒，以及政府網站、全國溫室數據系統(tǒng)等。對于休閑農業(yè)營業(yè)收入中的個別缺失數據，采用線性插值法予以補齊。

變量選取如下：(1)農民收入為被解釋變量。以農村居民人均可支配收入反映農民經過初次分配與再分配后的收入，可體現(xiàn)農民實際收入的總體情況。要說明的是，自2013年起，國家統(tǒng)計局實施城鄉(xiāng)一體化住戶收支調查改革，用農村居民人均可支配收入代替農村居民人均純收入，但兩者的統(tǒng)計口徑差異較小，所以本文2010—2012年的農民收入以農村居民人均純收入來衡量。(2)農村居民的收入結構，包括經營凈收入占比、工資性收入占比、財產凈收入占比、轉移凈收入占比為被解釋變量。分別以農村居民經營凈收入、工資性收入、財產凈收入、轉移凈收入占農村居民人均可支配收入的比重來表示。(3)農村產業(yè)融合水平為核心解釋變量。由前文農村產業(yè)融合評價指標體系測度得到。(4)控制變量主要選取農村信貸投入、人力資本、公路密度、農村固定資產投資、經營規(guī)模表示。其中，農村人均受教育程度=(樣本中小學文化程度人口數×6+樣本中初中文化程度人口數×9+樣本中高中文化程度人口數×12+樣本中?？萍耙陨衔幕潭热丝跀怠?6)/6歲以上樣本人口數，用以反映人力資本。

門檻模型中以經營規(guī)模作為門檻變量，使用其作為門檻變量時，不再將其納入控制變量中。

為了減少異方差的影響，對模型中的相關變量取對數，但人力資本是以年為單位的變量，受教育年限通常不取對數，因此未對人力資本取對數。各變量及其描述性統(tǒng)計如表2所示，其中，符號項開頭含有l(wèi)n字樣的表示對該變量取對數。

3 農村產業(yè)融合水平的時空演變特征

為了揭示各省區(qū)市農村產業(yè)融合水平的演變趨勢，根據上述評價指標體系，運用熵值法和線性組合法計算得到2010—2017年30個省區(qū)市農村產業(yè)融合水平的綜合指數(表3)，并依據國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年鑒中的區(qū)域劃分標準將30個省區(qū)市劃分為東、中、西部。

從發(fā)展趨勢來看，30個省區(qū)市的農村產業(yè)融合水平整體呈上升趨勢，平均值從2010年的0.130提升到2017年的0.160，年均增長率0.031(表3)。分東、中、西部來看，其農村產業(yè)融合水平也呈上升態(tài)勢，年均增長率分別為0.032、0.028、0.031，發(fā)展態(tài)勢良好。從各省區(qū)市的增長趨勢來看，除遼寧、海南、吉林、黑龍江、內蒙古的年均增長率為負以外，其他省區(qū)市的農村產業(yè)融合水平穩(wěn)步提升，其中，年均增長率排名前5的依次是重慶、上海、天津、安徽、河南。

我國農村產業(yè)融合水平的分布存在明顯的地域差異，整體表現(xiàn)出東高西低的狀態(tài)。2010—2017年30個省區(qū)市中，東、中、西部農村產業(yè)融合水平的平均值之比為2.00∶1.53∶1.00。雖然東、中、西部的農村產業(yè)融合水平在2010—2017年間都得到了提升，但東、中、西部的差距仍然較大。

使用極值法將農村產業(yè)融合水平劃分為4個等級(表4)，進一步就其空間分布進行分析。2010年：有24個省區(qū)市的農村產業(yè)融合水平處于低水平，東、中、西部的數量分別為6、7、11個；東部的遼寧、北京、山東、上海和中部的吉林處于中下水平；東部的天津達到中上水平，沒有省區(qū)市達到高水平。與2010年相比，2017年有15個省區(qū)仍處于低水平，值得注意的是遼寧由中下水平下滑至低水平；由低水平進入中下水平的9個省市中有5個來自中部，西部的重慶、四川和東部的江蘇、福建由低水平進入中下水平；北京、上海、山東由中下水平進入中上水平；天津的農村產業(yè)融合水平得到進一步提升，邁入高水平。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計

4 農村產業(yè)融合對農民收入影響的空間效應分析

4.1 空間相關性分析

表5呈現(xiàn)了鄰接權重和地理權重下2010—2017年30個省區(qū)市農村產業(yè)融合水平的全局空間Moran’s Ⅰ指數。在空間鄰接權重和地理權重下，農村產業(yè)融合水平的全局Moran’s Ⅰ均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明農村產業(yè)融合存在顯著的空間正相關性，也就是說，以省(區(qū)、市)為區(qū)域單元，某區(qū)域內農村產業(yè)融合的發(fā)展有助于帶動周邊區(qū)域農村產業(yè)融合的發(fā)展。因此，在探討農村產業(yè)融合對農民收入的影響時，不應忽視其空間效應。由此，農村產業(yè)融水平在區(qū)域間具有空間上的正向相關性的假設H2得到驗證。

為揭示農村產業(yè)融合水平空間集聚的特征，繪制Moran’s Ⅰ散點圖，以識別某一區(qū)域的農村產業(yè)融合水平及其與鄰近區(qū)域的空間相關性。若分布在Moran’s Ⅰ散點圖的第一象限，說明該區(qū)域的農村產業(yè)融合水平較高，且相鄰區(qū)域的農村產業(yè)融合水平也較高(HH)；若分布在第二象限，說明該區(qū)域的農村產業(yè)融合水平較低，而相鄰區(qū)域的農村產業(yè)融合水平較高(LH)；若分布在第三象限，說明該區(qū)域的農村產業(yè)融合水平較低，且相鄰區(qū)域的農村產業(yè)融合水平也較低(LL)；若分布在第四象限，說明該區(qū)域的農村產業(yè)融合水平較高，而相鄰區(qū)域的農村產業(yè)融合水平較低(HL)。限于篇幅，本文僅展示2010年和2017年的結果(圖1)。大多數區(qū)域位于第一象限和第三象限，在空間鄰接權重和地理權重下，2010年分布在第一和第三象限的區(qū)域占比分別約為73%、67%，2017年分布在第一和第三象限的區(qū)域占比分別約為77%、70%，高水平區(qū)域集聚與低水平區(qū)域集聚的現(xiàn)象并存，表明我國省際層面上農村產業(yè)融合水平的空間正相關性較強，高高集聚和低低集聚是當前我國省級層面上農村產業(yè)融合水平集聚狀態(tài)的主導類型。

表3 2010—2017年30個省區(qū)市的農村產業(yè)融合水平

表4 2010年和2017年我國農村產業(yè)融合水平的分布情況

表5 農村產業(yè)融合水平的空間相關性分析

4.2 空間面板回歸模型的選擇和估計結果

4.2.1 農村產業(yè)融合對農民收入的影響

為考查農村產業(yè)融合對農民收入的影響，以農民收入(lnincome)作為被解釋變量，將其代入空間計量模型。在進行空間面板模型選擇時，首先基于普通回歸模型進行拉格朗日乘數檢驗(LM檢驗)，然后再進行穩(wěn)健性(robust)LM檢驗。根據檢驗結果，考慮選用SDM。為判斷是選擇固定效應還是隨機效應模型，引入Hausman檢驗。根據檢驗結果，選擇固定效應模型。在Wald檢驗中，原假設為SDM能轉化成為SEM、SLM，檢驗結果顯示拒絕原假設，最終確定在空間鄰接權重和地理權重下都選擇SDM。

分別利用普通面板回歸模型(模型Ⅰ)、基于空間鄰接權重的SDM(模型Ⅱ)和基于地理權重的SDM(模型Ⅲ)進行分析(表6)?？紤]了空間效應的模型Ⅱ和模型Ⅲ，與模型Ⅰ相比，極大似然值更大，AIC準則、BIC準則值更小，說明其效果更優(yōu)。模型Ⅱ和模型Ⅲ的ρ值分別為0.297、0.151，分別在1%、10%的水平下顯著，表明在省級層面上農民收入存在空間相關性，本區(qū)域的農民收入會受到周邊區(qū)域的影響。在空間鄰接權重下，鄰近區(qū)域農民收入每增長1%會帶動本區(qū)域農民收入增長0.297%；在地理權重下，鄰近區(qū)域農民收入每增長1%會帶動本區(qū)域農民收入增長0.151%。此外，農村產業(yè)融合水平(lncon)的回歸系數在3個模型中均顯著(至少通過5%水平的顯著性檢驗)為正，表明農村產業(yè)融合水平的提高有利于農民增收。

1～30分別代表北京、天津、河北、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。1-30 represents Beijing， Tianjin， Hebei， Shanxi， Inner Mongolia， Liaoning， Jilin， Heilongjiang， Shanghai， Jiangsu， Zhejiang， Anhui， Fujian， Jiangxi， Shandong， Henan， Hubei， Hunan， Guangdong， Guangxi， Hainan， Chongqing， Sichuan， Guizhou， Yunnan， Shaanxi， Gansu， Qinghai， Ningxia， Xinjiang.圖1 2010(a、b)和2017年(c、d)基于空間鄰接權重(a、c)和地理權重(b、d)的Moran’s Ⅰ散點圖Fig.1 Moran’s Ⅰ scatter plot based on adjacency weight (a， c) and geography weight (b， d) in 2010 (a， b) and 2017 (c， d)

表6 農村產業(yè)融合對農民收入影響的空間計量模型估計結果

控制變量中，農村信貸投入(lnaloan)、人力資本(education)、公路密度(lnroad)、農村固定資產投資(lnafe)在3個模型中的回歸系數均顯著(至少通過5%水平的顯著性檢驗)為正，但經營規(guī)模(lnaland)的回歸系數在3個模型中均未通過10%水平的顯著性檢驗。

由于模型Ⅱ和模型Ⅲ的ρ值至少在10%的水平上顯著不為0，參數估計結果無法反映空間效應中直接影響和間接影響的大?。粸榇?，特引入空間回歸偏微分方法將解釋變量對被解釋變量的空間效應分解為直接效應、間接效應和總效應(表7)[22]。其中：直接效應可以理解為區(qū)域內的空間效應，表示解釋變量對本區(qū)域農民收入的影響；間接效應則為區(qū)域間的空間效應，表示本區(qū)域對其他區(qū)域農民收入的影響。

核心解釋變量農村產業(yè)融合水平(lncon)對農民收入的空間效應主要表現(xiàn)為區(qū)域內的直接效應。在2種空間權重下，農村產業(yè)融合水平對農民收入的直接效應分別為0.046、0.052，且至少在5%的水平下顯著，說明本區(qū)域農村產業(yè)融合水平的提高有助于增加本區(qū)域的農民收入。但在2種權重下，農村產業(yè)融合水平對農民收入的間接效應和總效應均未通過10%水平的顯著性檢驗，說明當前農村產業(yè)融合水平提高對農民的增收效應主要局限于區(qū)域內部。農村產業(yè)融合能有效地帶動區(qū)域內部生產要素的集聚與擴散，但對其他區(qū)域農民收入的影響較小，還未充分產生空間效應，制約了總體增收效應的發(fā)揮。由此，假設H1得到驗證，但假設H3未得到驗證。

控制變量中，農村信貸投入(lnaloan)對農民收入的直接效應在1%的水平下顯著為正，但對農民收入的間接效應至少在10%的水平下顯著為負。這說明，區(qū)域內農村信貸水平的提高有利于帶動當地農民收入的增長，資金會優(yōu)先滿足當地農業(yè)農村發(fā)展的需求，但不利于其他區(qū)域農民收入的提升。這可能是因為，資金具有稀缺性，區(qū)域之間為獲得金融支持相互競爭，最終使得金融支持對農民收入的影響不具有空間溢出效應。

表7 各變量對農民收入影響的空間效應分解

人力資本(education)、農村固定資產(lnafe)對農民收入的直接效應均在1%的水平下顯著為正，人力資本在空間鄰接權重下對農民收入的間接效應在5%水平下顯著為正，農村固定資產投資在2種空間權重下對農民收入的間接效應均在10%的水平下顯著為正。這說明：提高農民受教育程度有助于提升生產效率，增加農民的非農就業(yè)，不僅能促進當地農民收入增長，還能通過勞動力市場的流動實現(xiàn)空間溢出效應，促進相鄰區(qū)域的農民收入增長；農村固定資產投資的增加有助于提高農業(yè)綜合生產力，促進當地農民的收入增加，并通過對其他區(qū)域的示范作用進而產生空間溢出效應。

在所有的控制變量中，公路密度(lnroad)對農民增收的總效應最大，并主要表現(xiàn)為間接效應。交通基礎設施的完善不僅能促進區(qū)域間生產要素的流動，提高要素的配置效率，增加農民的收入，還能使農民利用現(xiàn)代物流和電子商務將農產品及其加工品與市場直接對接，豐富農村經營業(yè)態(tài)，從而將利潤更多地留在農村。同時，交通的便利也有利于農村發(fā)展觀光農業(yè)和休閑農業(yè)，通過展示農業(yè)的多功能性，實現(xiàn)綠水青山向金山銀山的轉化。該結論有力地證明，“村村通”政策有助于提高農民的收入，具有較好的增收效應。

經營規(guī)模(lnaland)對農民收入的直接效應、間接效應均為正，但均未通過10%水平的顯著性檢驗。說明土地投入僅僅是提供了必要的生產要素，單純擴大規(guī)模并不一定能產生規(guī)模效應。

4.2.2 農村產業(yè)融合對農民收入結構的影響

為進一步探究農村產業(yè)融合水平對農民收入結構的空間影響，分別將農村居民經營凈收入占比(OI)、工資性收入占比(WI)、財產凈收入占比(CI)、轉移凈收入占比(TI)作為被解釋變量代入空間計量模型。通過檢驗，選擇SLM，分別基于空間鄰接權重(模型Ⅳ)和地理權重(模型Ⅴ)進行分析(表8)。

在2種空間權重下，財產凈收入占比的ρ值均未通過10%水平的顯著性檢驗，不適用于空間效應分解。但是，農村產業(yè)融合水平與財產凈收入占比在1%水平下呈現(xiàn)顯著的正相關性。這可能是因為，隨著農村三產融合的不斷深入，農民通過租賃、流轉、代耕、托管等方式參與到農業(yè)活動中，以“訂單收購+分紅”“農民入股+保底收益+按股分紅”等利益聯(lián)結方式參與到生產中，增加了租金凈收入、紅利收入等財產凈收入。其他類型的收入結構，其ρ值均在5%的水平下顯著，說明農村居民經營凈收入占比、工資性收入占比、轉移凈收入占比會受到鄰近區(qū)域農民收入結構的影響。

進一步就農村產業(yè)融合水平對這3類收入的空間效應進行分解(表9)。從農民經營凈收入占比來看，其在地理權重下的直接效應、間接效應和總效應均未通過10%水平的顯著性檢驗，但在空間鄰接權重下，其直接效應、間接效應與總效應均在10%水平下顯著。基于空間鄰接權重結果，農村產業(yè)融合水平的提高，會提升區(qū)域內農民經營凈收入占比，但是不利于提高相鄰區(qū)域農民的經營凈收入占比。農業(yè)生產經營活動是農民經營凈收入的主要來源。農業(yè)生產經營活動受季節(jié)性和周期性影響、地理空間限制，帶來的收入比較穩(wěn)定，但效益不高，增長有限。農業(yè)生產經營活動中鄉(xiāng)村旅游、農業(yè)觀光、健康養(yǎng)老等功能的開發(fā)，以及技術進步、農業(yè)產業(yè)鏈延伸所增加的農產品附加值、節(jié)約的交易成本和提高的農產品交易量，都有益于促進農民從多種生產經營活動中獲得收入。然而，區(qū)域內農民經營活動效益的提高，特別是農產品市場競爭力的加大，會使得鄰近區(qū)域的農民經營凈收入占比下降。

表8 農村產業(yè)融合影響農民收入結構的空間計量模型估計結果

表9 農村產業(yè)融合影響農民收入結構的空間效應分解

從工資性收入占比來看，在空間鄰接權重和地理權重下，其直接效應、間接效應均至少在10%的水平下顯著為負。雖然農業(yè)與旅游、加工等產業(yè)的融合，也能創(chuàng)造就業(yè)崗位，吸納區(qū)域內和鄰近區(qū)域的閑置農村勞動力，擴展其工資性收入渠道；但與此同時，農村產業(yè)融合亦增加了農民的創(chuàng)收渠道，鄉(xiāng)村勞動力可以更多地投入到農業(yè)經營、個體經營等多種活動中，轉變了單純依賴工資性收入的增收方式，收入來源變得多元化。

從轉移凈收入占比來看，在空間鄰接權重和地理權重下，其直接效應、間接效應和總效應均為正，但均未通過10%水平的顯著性檢驗。目前，農村產業(yè)融合活動中多是給農村產業(yè)融合項目、產業(yè)發(fā)展示范園區(qū)發(fā)放補貼，而不是將補貼直接發(fā)放給農民；因此，農村產業(yè)融合水平的提高還未對農民的轉移凈收入占比產生顯著影響。

綜上，農村產業(yè)融合水平的提高會改變農民的收入結構。由此，假設H4得到驗證。

5 農村產業(yè)融合對農民收入影響的門檻效應

區(qū)域之間的經營規(guī)模差異影響著農村產業(yè)融合增收效應的發(fā)揮，在不同的經營規(guī)模下，農村產業(yè)融合與農民收入之間可能存在門檻效應。分別采用單一門檻和雙重門檻模型就經營規(guī)模對農村產業(yè)融合的增收效應展開檢驗。檢驗采用自舉(bootstrap，BS)抽樣法，BS次數為300。經檢驗，農村產業(yè)融合對農民收入的影響在5%的水平下存在顯著的單一門檻效應?；诖?，選擇單一門檻模型進行分析(表10)。

對比普通面板回歸模型和門檻模型，各個解釋變量的顯著性和回歸系數符號均一致，說明估計結果比較穩(wěn)健。與普通面板回歸模型相比，門檻模型的AIC、BIC值更小，調整后的擬合優(yōu)度和極大似然值更高，說明門檻模型的效果更優(yōu)。加入經營規(guī)模這一門檻變量后，農村產業(yè)融合水平對農民收入的影響隨經營規(guī)模的擴大而呈現(xiàn)單一門檻效應。當經營規(guī)模小于門檻值，即lnaland ≤-2.215時，農村產業(yè)融合水平每提高1%，農民收入提高0.644%；當經營規(guī)模越過門檻值，即lnaland>-2.215時，農村產業(yè)融合水平每提高1%，農民收入提高0.061%。這可能是因為，在經營規(guī)?；l(fā)展初期，經營規(guī)?；潭忍岣邽楫a業(yè)規(guī)?；洜I和生產集中化創(chuàng)造了條件，提高了農業(yè)生產效率，有效帶動農業(yè)多功能拓展，在推動農產品生產、農產品加工、鄉(xiāng)村旅游等農村產業(yè)融合發(fā)展中的作用明顯，能夠較快推動農民收入增長，因而農村產業(yè)融合發(fā)展對農民的增收效應較強。但當經營規(guī)模達到一定水平，越過門檻值后，由于規(guī)模經營的邊際報酬遞減，農村產業(yè)融合發(fā)展對農民的增收效應有所下降。因此，農村產業(yè)融合發(fā)展對農民的增收效應在不同的經營規(guī)模下所產生的效應是不同的，但無論是在哪個規(guī)模下經營，提升農村產業(yè)融合水平均有利于農民收入的增加。由此，假設H5得到驗證。

表10 門檻模型的估計結果

6 結論與對策建議

6.1 結論

本文基于我國30個省區(qū)市2010—2017年的面板數據，測算了各省區(qū)市的農村產業(yè)融合水平，并通過建立空間計量模型、面板門檻效應模型，分析了農村產業(yè)融合水平對農民收入和收入結構的影響。研究結果顯示：(1)我國農村產業(yè)融合水平逐年提高，但存在東中西部差異和省際差異，融合水平還不夠高。各省區(qū)市的農村產業(yè)融合水平具有顯著的空間正相關性，高水平區(qū)域集聚與低水平區(qū)域集聚并存。(2)農村產業(yè)融合發(fā)展對農民收入的影響方向為正，其增收效應主要表現(xiàn)為直接效應，間接效應不顯著。(3)從影響收入結構的角度來看，農村產業(yè)融合水平的提高主要是提升了區(qū)域內農民經營凈收入占比，但會降低區(qū)域內農民的工資性收入占比，也會導致鄰近區(qū)域農民的經營凈收入和工資性收入占比下降。(4)農村產業(yè)融合發(fā)展的增收效應受經營規(guī)模的影響，當經營規(guī)模超過門檻值后，農村產業(yè)融合發(fā)展對農民收入的提升作用有所下降。(5)公路密度對農民增收的總效應最大，并主要表現(xiàn)為間接效應；人力資本、農村固定資產投資的提升有助于促進區(qū)域內以及鄰近區(qū)域農民收入的增長；但農村信貸水平的提高僅有利于區(qū)域內農民收入的增長，不利于其他區(qū)域農民收入的提高。

6.2 政策建議

(1)充分發(fā)揮農村產業(yè)融合水平高的地區(qū)的集聚效應，完善跨區(qū)域合作利益分享機制，增強區(qū)域內農村產業(yè)融合活動對其他區(qū)域的擴散效應。通過樹立優(yōu)秀的成功案例，繼續(xù)打造先導區(qū)、示范園，發(fā)揮模范帶頭作用，帶動其他區(qū)域農村產業(yè)融合的發(fā)展。加強區(qū)域間農村產業(yè)融合活動的聯(lián)系，在推進區(qū)域內農村產業(yè)融合發(fā)展的同時，多個省區(qū)市可聯(lián)合創(chuàng)建一批地域性特色名牌，提高產品的認知度和影響力，給農民提供更充分的就業(yè)機會、創(chuàng)業(yè)條件，擴寬增收渠道。

(2)通過農村產業(yè)融合發(fā)展促進農民收入來源多元化。以現(xiàn)代農業(yè)產業(yè)園、農村產業(yè)融合示范園等平臺為載體，支持農產品加工業(yè)、休閑農業(yè)、設施農業(yè)發(fā)展，規(guī)范農村市場環(huán)境，確保各地農村產業(yè)活動有序競爭，保障農民參與權和收益權。促進農村剩余勞動力向非農產業(yè)轉移就業(yè)，豐富務農務工的就業(yè)機會。盤活農村集體資源資產，為農民帶來財產凈收入。通過農村產業(yè)融合項目實現(xiàn)轉移支付，為參與農村產業(yè)融合項目生產經營活動的貧困家庭勞動力、殘疾人士等困難群體提供相關補貼。

(3)繼續(xù)推進農業(yè)適度規(guī)?；洜I，促進耕地的流轉與整合。在保障農業(yè)生產所需耕地數量的同時，安排一定比例的土地利用計劃保障農村產業(yè)融合的用地需求。為實現(xiàn)耕地適度規(guī)?；?，應重視農民土地流轉的意愿，完善農村土地流轉交易平臺建設，規(guī)范程序，簡化手續(xù)。

(4)加強農村基本建設，多措并舉提高農民收入。完善交通基礎設施建設，搭建農村公路網絡。提升農村人力資本，保障農村基礎教育的推進，推進新型職業(yè)農民職業(yè)培育。支持農民建造和購置固定資產的經濟活動，改善生產、生活條件。提高農村金融服務的覆蓋面、服務的便利性，創(chuàng)新農村金融產品，滿足跨區(qū)域信貸交易活動的需求。