交通基礎設施對贛南原中央蘇區(qū)農村轉型的影響

蔣巧麗廖文梅陳春陽張予涵

(1.江西農業(yè)大學經濟管理學院，江西 南昌 330045；2.江西鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045)

引言

改革開放以來，隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施，中國農村無論是經濟還是社會都進入了快速發(fā)展時期。2004—2021年，中央一號文件連續(xù)18a高度聚焦“三農”問題，綜合分析鄉(xiāng)村系統性優(yōu)化策略，科學推動農業(yè)農村現代化目標以及可持續(xù)發(fā)展。面對經濟高速發(fā)展形勢，農村問題不僅關系農村地區(qū)的長遠發(fā)展，也關系到我國城鄉(xiāng)社會的和諧發(fā)展，解決好我國的“三農”問題，需要注重農村轉型的路徑與規(guī)律，破解農村轉型困境，實現鄉(xiāng)村地區(qū)轉型良性發(fā)展，構建和諧的城鄉(xiāng)關系。而作為改善地理位置條件、擴大市場規(guī)模的重要措施之一，增強交通基礎設施建設成為眾多地區(qū)推動經濟發(fā)展、推動農村轉型的重要經驗。中國長期始終堅持交通基礎設施優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，1978—2019年，全國鐵路運營里程增長2.69倍、公路里程增長5.63倍、定期航班航線里程增長62.68倍，交通基礎設施在城鄉(xiāng)間的不平衡發(fā)展，會持續(xù)引起空間不平等，導致城鄉(xiāng)在經濟增長和發(fā)展機會等方面出現差距[1]。因此，探究交通基礎設施對贛南原中央蘇區(qū)農村轉型的影響，具有一定的現實意義。

從現有文獻來看，以往學者對交通基礎設施的研究更多是關注其對經濟發(fā)展的影響。主要集中于2個方面：區(qū)域經濟方面，Aschauer開創(chuàng)性地研究了基礎設施和經濟增長之間的關系[2]，趙永平等運用偏微分效應分解的方法將空間杜賓模型的估計結果分解為直接效應、間接效應和總效應，結果顯示我國交通基礎設施的本地效應不明顯[3]；經濟增長方面，黃書雷等發(fā)現交通基礎設施對第二產業(yè)的增長效應大于對第一產業(yè)、第三產業(yè)，對欠發(fā)達省份的經濟增長效應顯著，但對發(fā)達省份經濟增長效應不顯著[4]，張漢坤等發(fā)現交通對農業(yè)經濟轉型均有阻礙作用，交通是經濟發(fā)展的命脈，而江西省處于內陸，交通不發(fā)達，成為阻礙農業(yè)經濟發(fā)展的一塊絆腳石[5]。

綜上所述，現有對交通基礎設施相關文獻的研究大多集中在區(qū)域經濟以及經濟增長方面，卻鮮有從交通基礎設施對農村轉型展開系統實證性解讀?；诖?，以贛南原中央蘇區(qū)為研究對象，考察交通基礎設施對贛南原中央蘇區(qū)農村轉型的影響效應。贛南原中央蘇區(qū)屬于革命老區(qū)，其經濟發(fā)展水平遠不如其他地區(qū)的發(fā)展。因此，研究贛南原中央農村轉型對研究我國農村經濟轉型發(fā)展更具有代表性，也為因地制宜地制定新農村建設措施政策，促進區(qū)域農村經濟的快速發(fā)展提供了依據。

1 贛南原中央蘇區(qū)農村轉型水平

1.1 農村轉型水平測算

1.1.1 農村轉型水平評價指標選取

對農村轉型的研究是近幾年來學術界的研究熱點，黃季焜主要從農村勞動力非農就業(yè)、高值農業(yè)和農業(yè)生產率3個方面來衡量農村轉型所處的水平[6]。因此，本文結合現有研究成果，遵循科學性、系統性、獨立性和可量化、可操作原則，從勞動力從業(yè)結構變化、產業(yè)結構變化、土地利用結構變化、農業(yè)勞動生產率和農民收入變化5個方面來衡量農村轉型所處的水平。

1.1.2 農村轉型指數的測算方法

農村轉型發(fā)展評價體系由5個指標構成，其中每個指標對各縣(市)的評分表示各縣(市)農村轉型發(fā)展所處的位置。具體的，將不同指標的基準年份設置為同一年,即1978年，評分的最大值是1，最小值為0，并根據每個縣(市)的指標值確定其在0與1之間的得分，形成與該指標相對應的單項指數；根據每個指標占權重計算出單個指標的分數，把幾個根據權重測算出來的數據加總合成總值數，即為農村轉型發(fā)展所處的水平。具體計算公式如下。

正向指標：

(1)

負向指標：

(2)

式中，xij是第j個指標的原始數據；max(xj)是與各個縣(市)基年(1978年)第j個指標相對應的原始數據中最大的1個值；min(xj)是其中最小的1個；λij是第i個縣(市)第j個指標的得分。根據具體的計算公式可知，指標的分數和農村地區(qū)的轉型成功程度呈正相關關系，得分越高表明農村轉型發(fā)展水平越高，反之則越低。

為了使各縣(市)每年的得分可以同以往的年份相比較，從而更好地反映農村轉型發(fā)展的進步情況，基期以后年份的最高值和最低值允許>1和<0。農村轉型發(fā)展水平，由各個指標乘以權重最后加總得出來的。

1.2 權重的計算

本文選用Shannon的熵權法來計算各個指標的權重，其是一種客觀的賦權法，衡量不同指標的權重時可以根據原始數據來展開計算。相比較主成分分析法和均權法，其可以避開主觀賦值所產生的隨機性，此外還在處理多變量的信息重疊問題上體現出優(yōu)越性。以下是熵權法的具體計算公式和步驟。

1.2.1 指標數據的標準化

根據式(1)、式(2)已經計算出各項指標的數值為λij，形成指標矩陣(λij)m×n，m表示研究區(qū)域縣(市)的數量，n表示其中包含評價指標的個數。

1.2.2 計算第j個指標下第i個樣本縣(市)的指標值的比重pij

(3)

1.2.3 計算第j個指標的熵值ej

(4)

1.2.4 計算各個指標的權重ωj

(5)

式中，(1-ei)為第j個指標的效用價值；(1-ei)越大，指標的重要性越強，反之則越弱；計算結果如表1所示。

1.2.5 計算出不同縣(市)在各個年份的農村轉型指數uij

(6)

表1 農村轉型指標

2 數據來源、描述性分析及實證結果

2.1 數據來源

本文的數據來源于《江西省統計年鑒》《中國縣域統計年鑒》《新中國五十年江西》《新中國六十年江西》《贛州統計年鑒》《撫州統計年鑒》以及各縣(市)的年度公報。經整理以1978年、1980年、1985年、1990年、1995年、2000年、2005年、2010年、2015年和2018年10個時間段建立數據庫。同時，在后期測算農村轉型指數時，考慮到指標中農村居民可支配收入和農林牧漁業(yè)總產值受價格因素的影響，分別根據江西省農村居民可支配收入平減指數和第一產業(yè)產值平減指數，將該地區(qū)農林牧漁業(yè)的整體產值和農村居民整體可支配收入對應年份的數值折算為以1978年不變計價的農村居民可支配收入和農林牧漁業(yè)總產值。特針對本文一些年份數據的缺失，采用插補法，將其補齊。

2.2 農村轉型指數測算結果

根據農村轉型水平評價指標體系、測算方法及權重，測算出1978—2018年的贛南原中央蘇區(qū)農村轉型指數，如圖1所示。贛南原中央蘇區(qū)農村轉型指數從1978年的0.377上升到2018年的2.850，40a間增長了2.473，表明贛南原中央蘇區(qū)的農村轉型可持續(xù)發(fā)展取得了有效成果。期間經歷了2個階段的快速增長，1985—1995年，贛南原中央蘇區(qū)農村轉型指數增長了1.250，這可能是因為20世紀80年代中期以來，國家開展了大規(guī)模針對農村脫貧工作，更是在1994年3月，國務院發(fā)布了《國家八七扶貧攻堅計劃》指出重點扶持革命老區(qū)有關；2005—2015年，10a間指數增長了0.947，2012年發(fā)布《關于國務院關于支持贛南原中央蘇區(qū)振興發(fā)展的若干意見》，為贛南原中央蘇區(qū)提供了具體、有效可行的實施方案，剛好可以解釋此階段指數增長快速的原因。在此期間出現的短暫的指數下降，可能是因為政策從下發(fā)到各個地方落實政策需要一定的時間來執(zhí)行。因此，之后的幾年指數隨著政策落實后開始快速上升。

圖1 蘇區(qū)農村轉型指數

2.3 變量設置

2.3.1 被解釋變量

農村轉型是近些年研究的熱點，國內外專家都在致力于農村轉型的路徑探討。許多學者在研究農村轉型時，通常制定評價體系，然后通過計算農村轉型指數作為被解釋變量進行研究[8-10]。因此，本文采用農村轉型指數作為被解釋變量進行分析，研究各自變量對農村轉型程度水平的影響。

2.3.2 解釋變量

區(qū)位交通作為本文的一個核心解釋變量，一般是影響農村發(fā)展好與壞的關鍵與基礎，區(qū)位條件交通便利的農村地區(qū)，便于與外界進行物質和信息的交換，容易從外界帶來更多的發(fā)展機會，從而會對農村轉型起到一定的作用，本文采用縣域公路通車里程來衡量區(qū)位條件的優(yōu)劣的代理變量。

2.3.3 控制變量

經濟因素在農村轉型發(fā)展過程中，是主要的驅動力，而衡量一個地區(qū)的經濟水平較為復雜，要從產業(yè)結構、產業(yè)的投資規(guī)模等角度整體衡量。本文采用人均財政收入、人均一般公共預算支出、居民人均儲蓄金額、人均國內生產總值、人均固定資產投資額為衡量區(qū)域的經濟發(fā)展現狀的代理變量。

社會因素是影響農村轉型的重要因素，社會因素往往包括政府所提供的政策支持，以及區(qū)域的基礎設施建設，加上農村居民的消費習慣，這些都會對農村轉型發(fā)展起到重要的影響。本文從人均消費品零售總額、醫(yī)院萬人床位數、單位面積化肥施用量，城鎮(zhèn)化率、振興蘇區(qū)政策來衡量區(qū)域的社會發(fā)展現狀的代理變量。其中，由于針對贛南等原中央蘇區(qū)發(fā)展的指導文件在2012年頒布，2012年之后指標設置為1，之前均設為0。具體情況見表2。

2.4 實證結果分析

2.4.1 基準回歸結果分析

本文運用STATA 16軟件，選取贛南原中央蘇區(qū)13個縣1978—2018年中1978年、1980年、1985年、1990年、1995年、2000年、2005年、2010年、2015年、2018年10個時間節(jié)點數據，對贛南原中央蘇區(qū)農村轉型發(fā)展的驅動因素分析采用多元線性回歸，在選擇固定效應模型還是隨機效應模型時更多的取決于研究的目的，固定效應模型旨在解決主體異質性的問題，可以消除遺漏變量所帶來的有偏問題[7]，由于本文所研究的江西省各個縣(市)，可以認為各個縣(市)由于自身地理歷史等方面形成相對固定不變的特征，因此采用固定效應模型。模型估計結果如表3所示?；貧w結果得出，公路通車里程在5%的顯著水平下對農村轉型發(fā)展起到正向影響，說明在農村轉型的過程，區(qū)位交通設施的發(fā)展對農村的發(fā)展起到巨大的推動作用。在經濟因素中，人均國內生產總值在5%的顯著水平下對農村轉型起到正向影響。說明人均國內生產總值越大，對應區(qū)域的經濟發(fā)展水平越高，整體財富實力越雄厚。人均一般公共預算支出在1%的顯著水平下對農村轉型產生負向影響。社會因素中人均消費品零售總額在1%顯著水平下對農村轉型產生正向影響。其數值的增加直接說明居民在消費上有了更多的需求，而需求必然會拉動產業(yè)的發(fā)展，刺激經濟的增長，促進農村二三發(fā)展，進而對農村轉型起到了一定的推動作用。城鎮(zhèn)化率在5%的顯著水平下對農村轉型產生負向影響。城鎮(zhèn)化率對農村轉型發(fā)展中有著顯著的負向作用，即城鎮(zhèn)化率越高，農村轉型發(fā)展的水平越低。城鎮(zhèn)化率的不斷提高，農村勞動力大量外流，農村轉型發(fā)展除了需要能夠從事農業(yè)生產的農業(yè)技術人員外，更多的還需要從事非農產業(yè)的人員，農村轉型水平的提高，一定程度上取決于二三產業(yè)的發(fā)展，所以農村城鎮(zhèn)率加快，會使得農村缺乏大量的勞動力，尤其是二三產業(yè)的勞動力，從而遏制了農村產業(yè)發(fā)展和經濟轉型。

表2 變量設置與描述性分析

表3 固定效應模型結果

2.4.2 異質性分析

考慮到交通基礎設施作為農村經濟發(fā)展的衡量手段，在不同的經濟發(fā)展水平下，對農村轉型的效果并不相同。為此，本文將各縣按照經濟發(fā)展狀況分為經濟弱(中位數以下)和經濟強(中位數以上)2組，以2組樣本進行估計模型，回歸結果如表4所示，交通基礎設施系數在經濟發(fā)展水平強的縣顯著為正，而在經濟較為落后縣系數為負。雖然交通系數為負，但是其并不顯著。呈現這種差異的可能原因是，良好的交通基礎設施促進農村轉型的一個重要因素是促進經濟發(fā)展的前提，能為農戶提供了更多的參與非農就業(yè)的機會。經濟水平發(fā)達的縣，其交通基礎設施更加便利，更能促進農村轉型，使得本地人擁有更多的外出務工的機會。而經濟水平比較弱的縣，因為自身交通基礎設施不夠完善，無法促使經濟快速發(fā)展，因而陷入惡性循環(huán)，會對農村轉型產生一定的抑制作用。

表4 經濟發(fā)展水平的異質性

3 結論與建議

3.1 研究結論

本文主要以贛南原中央蘇區(qū)為例，綜合采用熵權法、對比分析和固定效應模型方法對贛南原中央蘇區(qū)農村轉型水平進行測定以及背后的驅動因素進行研究，揭示了贛南原中央蘇區(qū)農村轉型發(fā)展的過程，主要結論如下。

農村交通的發(fā)展程度對農村轉型起到了重要的推動作用，提高當地的通達性，增加區(qū)域與區(qū)域間的交流，減少與其他區(qū)域之間聯系的交通成本，因而外部優(yōu)質資源涌入該地區(qū)的可能性會越大。受到外來技術和資本的影響，農業(yè)開始轉向規(guī)?；纳a，大大提高了農業(yè)生產率，加快了農村轉型發(fā)展的步伐。

贛南原中央蘇區(qū)經濟發(fā)展水平異質性明顯，經濟發(fā)展水平強的縣的交通基礎設施表現出較強的促進農村轉型的作用，其系數高于經濟發(fā)展水平低的縣，一定程度上加快了農村向城鎮(zhèn)化轉變的步劃。而經濟發(fā)展水平較弱的縣，因為自身經濟的制約，交通基礎設施反而對農村轉型有一定制約，但效果并不顯著。

經濟水平的提高，帶動了消費水平的提升，人們生活水平得到了較大改善。同時也為了追求更高的收入，更好的發(fā)展，農民選擇進入城鎮(zhèn)發(fā)展，雖然一定程度上對于縣市會產生集聚效應，導致城市生產成本降低，勞動生產率提高，但對于農村而言，人力和物力資本流失嚴重，缺乏經濟增長動力，從而制約農村轉型發(fā)展。

3.2 對策建議

增強基礎設施和公共服務供給。要因地制宜完善蘇區(qū)公路建設機制，圍繞重點產業(yè)農村，建立交通中心，推動產業(yè)現代化發(fā)展，建立交通基礎網絡，提供便利的通村、通鄉(xiāng)鎮(zhèn)和通縣市的運輸網絡。加大對贛南原中央蘇區(qū)的鄉(xiāng)村治理轉型、城鄉(xiāng)建設和人居環(huán)境改善繼續(xù)“保駕護航”，繼續(xù)對財政、醫(yī)療、基礎設施建設、教育以及農業(yè)農村進行政策引導和資金鼓勵。

經濟發(fā)展水平低的地區(qū)，交通基礎設施無法形成高效供給，應通過增強交通供給質量。改善交通基礎設施和提高交通可達性，加要速流動，加強與經濟發(fā)達區(qū)域交流與合作，充分發(fā)揮交通基礎設施承載效應，改善交通供給的質量。加強與發(fā)達地區(qū)的交流學習，激發(fā)自身經濟發(fā)展的內生動力，并且為勞動力提供良好的生活條件，推動農村轉型高質量發(fā)展。

促進農村地區(qū)的居民城鎮(zhèn)化，建設小城鎮(zhèn)可以有效促進農村當地人口的城鎮(zhèn)化。通過必要的城鎮(zhèn)建設和投資，提高小城鎮(zhèn)服務的總體基礎設施和服務水平。建設旅游業(yè)、小城鎮(zhèn)特色加工產業(yè)，可以吸納更多農村人口，促進農村人口轉移到城鎮(zhèn)。建造小城鎮(zhèn)還可以鼓勵農村人口進入城鎮(zhèn)就業(yè)崗位，積極吸引城市和農村資源，從而促進農村經濟轉型。