精準扶貧外溢效應、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略模式與新型農(nóng)業(yè)發(fā)展路徑
——基于中國主要農(nóng)業(yè)省份面板數(shù)據(jù)

李 剛

（哈爾濱劍橋學院，黑龍江 哈爾濱 150069）

一、緒論

傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)由于收入偏低構成貧困的主要因素，精準扶貧的資金投入解決了新型農(nóng)業(yè)發(fā)展資金不足的問題，新型農(nóng)業(yè)是最優(yōu)的發(fā)展方式，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟獲得發(fā)展和增長的外在表現(xiàn)是農(nóng)業(yè)，農(nóng)村和農(nóng)民得到發(fā)展，最終體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)構成和協(xié)作，農(nóng)村區(qū)域治理和建設，農(nóng)民人力資源培訓和開發(fā)三個方面的改善，形成鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施，因此鄉(xiāng)村振興既是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的最終目標，也是精準扶貧和綠色發(fā)展的實施過程。

根據(jù)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展理論，本文將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟研究集中于精準扶貧（投資）、新型農(nóng)業(yè)（出口）、鄉(xiāng)村振興（消費）三個方面，涵蓋農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的全部過程，但是，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展體現(xiàn)在發(fā)展理念、發(fā)展方式、發(fā)展采用的路徑，精準扶貧體現(xiàn)在對發(fā)展農(nóng)業(yè)的資本投入、政策傾斜、制度保障，鄉(xiāng)村振興體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)整體提升、發(fā)展效果、相互關聯(lián)，又有側重點。本文分別從三個方面探討，中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的主要影響因素，并將三個要素之間的協(xié)同關系進行進一步分析研究，找出中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展最優(yōu)路徑。

二、研究假設

（一）精準扶貧外溢效應與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展

國內(nèi)關于精準扶貧與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展文獻及研究成果，第一類研究方向，闡述了精準扶貧與解決三農(nóng)問題關系密切，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的重要性，精準扶貧的重要意義。第二類研究方向，集中在精準扶貧路徑和措施，研究結論對于我國當前多元化精準扶貧政策的優(yōu)化具有一定的參考價值。第三類研究方向，集中在精準扶貧的影響因素。

本文研究假設

假設一：精準扶貧實施加速農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展

假設二：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題越明顯精準扶貧效果越明顯

（二）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟改善

關于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，研究文獻主要是對戰(zhàn)略意義和戰(zhàn)略路徑進行了簡單研究，鄉(xiāng)村振興實施與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟改善，戰(zhàn)略實施路徑，實施效果的反饋，以及戰(zhàn)略風險方面均為空白。

本文研究假設

假設三：實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟改善的有效途徑

假設四：實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略后農(nóng)業(yè)經(jīng)濟改善效果具有時滯性

（三）新型農(nóng)業(yè)發(fā)展模式與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟提升

本文研究假設

假設五：新型農(nóng)業(yè)模式開展是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟提升的有效途徑

假設六：新型農(nóng)業(yè)模式開展較好的地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟提升速度較快

三、變量與因子分析

為了驗證假設，需要對精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興三類因素和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟進行分析評價，獲取這三類因素當前發(fā)展狀況，以及變量間相互關系。根據(jù)已有文獻研究成果設計這三類因素的測量題項，為了達到研究的科學性和合理性，采用匿名專家意見法，對擬定的測量題項進行專家評分。本文釆用李克特5級量表法對精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟所涉及的測量項目進行測量，答案選項分別為“十分符合”、“比較符合”、“不確定”、“比較不符合”、“十分不符合”二次進行分值設定，分別賦值5分、4分、3分、2分和1分。

（一）變量題項設計與測量

1.精準扶貧題項設計。

（1）精準扶貧。根據(jù)已有的文獻研究成果，依據(jù)精準扶貧理論，使用已有成熟評價精準扶貧量表，提取指標，建立指標體系包括：（1）精準扶貧技術外溢（2）精準扶貧人才外溢（3）精準扶貧政策外溢（4）精準扶貧資金外溢（5）精準扶貧區(qū)域外溢，形成題項，如表1所示：

（2）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略模式。根據(jù)已有的文獻研究成果，使用已有成熟評價精準扶貧量表，提取指標，包括：（1）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略主體（2）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略環(huán)境（3）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略選擇（4）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施（5）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略關鍵點，形成題項，如表2所示：

（3）新型農(nóng)業(yè)發(fā)展模式。根據(jù)已有的文獻研究成果，使用已有成熟評價精準扶貧量表，提取指標，包括：（1）新型農(nóng)業(yè) GDP（2）新型農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)構成（3）新型農(nóng)業(yè)政策體系（4）新型農(nóng)業(yè)資金途徑（5）新型農(nóng)業(yè)環(huán)境補償（6）新型農(nóng)業(yè)技術開發(fā)，形成題項，如表3所示：

表1：精準扶貧因子檢測

表2：鄉(xiāng)村振興因子分析結果

表3：新型農(nóng)業(yè)因子檢測

（4）變量歸類及潛變量的設置。本文將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟研究集中于精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興三個方面，涵蓋農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的全部過程，其中外部拉動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的變量稱為外生潛變量。

2.因變量題項設計。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效評價的方法比較多。本文采用的是主觀評價法，結合調(diào)查問卷法，對預先設計的題目進行李克特五點打分。其中，“1”表示“非常不同意”，“2”表示“比較不同意”，“3”表示“一般”“4”表示“比較同意”，“5”表示“非常同意”使用因子分析法做數(shù)據(jù)統(tǒng)計。因子分析結果如表4所示。各個題項的因子載荷值在0.5—0.9之間，累積方差貢獻率為67.62%，信度系數(shù)為0.797。

變量名 顯性變量包括的指標 隱變量包括的指標精準外生潛變量扶貧 X1（可定量計算指標） X11、X12、X13、X14、X15（可定性分析指標）新型農(nóng)業(yè) X2（可定量計算指標） X21、X22、X23、X24（可定性分析指標）鄉(xiāng)村振興 X3（可定量計算指標） X31、X32、X33、X34（可定性分析指標）內(nèi)生潛變量農(nóng)村發(fā)展水平 Y1（可定量計算指標） Y11、Y12（可定性分析指標）農(nóng)民經(jīng)濟狀況 Y2（可定量計算指標） Y21、Y22（可定性分析指標）

表4：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效因子分析結果

3.變量題項小樣本性檢驗。

為了達到研究的科學性和合理性，采用匿名專家意見法，對擬定的測量題項進行專家評分。得出題目檢驗結果，各題項基本符合測試要求，根據(jù)各個題項，在中國主要農(nóng)業(yè)省份的范圍內(nèi)，采用分層、分步抽樣的方式，抽取100個貧困縣中，隨機抽取10個自然村樣本進行變量題項小樣本性檢驗，樣本統(tǒng)計情況如下表，發(fā)放調(diào)查問卷進行題項測試。

4.題項檢驗。

對測量變量精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興分別進行KMO檢驗和Bartlett球形檢驗。結果顯示，KMO值達到了 0.821，0.701，0.791，Bartlett球形檢驗值為91.46，80.26，85.16,反映精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興因子適合做回歸分析。精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興的因子分析結果信度系數(shù)達到了0.869，0.812，0.834，表明精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興各類量表的信度很高；累計方差解釋率為52.48%，51.08%，53.22%，各測量項目通過正交旋轉后因子載荷值都高于0.5，并且所有因子載荷在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興這一量表的收斂效度較高。

表5

（二）變量回歸分析過程

根據(jù)使用調(diào)查問卷從樣本處獲得的分數(shù)，對各類變量進行初次回歸分析測試，主要解決各個變量之間是否共線，是否存在相關性，通過測試驗證是否可以使用回歸分析方法進行科學研究，保證研究的規(guī)范性，科學性。

1.顯變量回歸分析過程。

表6

綜合以上分析，各自變量回歸分析均符合信度和效度的要求，題項可以作為回歸分析分數(shù)，因變量題項均符合信度和效度的要求，控制變量題項符合信度和效度的要求，可以作為回歸分析因變量使用。

2.隱變量回歸分析過程。

綜合以上分析，各自變量回歸分析均符合信度和效度的要求，題項可以作為回歸分析分數(shù)，因變量題項均符合信度和效度的要求，控制變量題項符合信度和效度的要求。

四、數(shù)據(jù)來源與樣本基本特征

（一）數(shù)據(jù)來源

黑龍江省地處經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，一直以來是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題比較明顯，新型農(nóng)業(yè)已經(jīng)開展，精準扶貧政策實施，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略也在部署和落實，與研究假設一致，是理想研究對象，數(shù)據(jù)具有代表性特征，研究結論真實，可以在全國范圍內(nèi)推廣，本文數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局黑龍江省調(diào)查總隊于2017年1-12月在黑龍江省各區(qū)域進行的抽樣調(diào)査。調(diào)查數(shù)據(jù)主要包括，精準扶貧資金撥付方面，新型農(nóng)業(yè)開展以來成果數(shù)據(jù)，鄉(xiāng)村振興實施后農(nóng)業(yè)經(jīng)濟數(shù)據(jù)。

表7

部分數(shù)據(jù)不能直接從統(tǒng)計局方面直接獲得，采用調(diào)查問卷與實地調(diào)研相結合策略，為了研究準確性需要，采用分層抽樣方式獲得樣本數(shù)據(jù)，根據(jù)地區(qū)，農(nóng)戶，企業(yè)成立時間，經(jīng)營范圍等變量，在黑龍江省范圍內(nèi)選擇100個農(nóng)村進行調(diào)查，問卷設計參考了成熟量表，并咨詢專家對問題進行判斷取舍，并且進行了小樣本實測，發(fā)放問卷共1000份，每個農(nóng)村發(fā)放10份問卷，其中主要發(fā)給農(nóng)村負責人，即村長，村子里主要貧困戶代表，新型農(nóng)業(yè)合作組織負責人等。問卷回收率達到85%，有效率81%，

（二）顯變量研究假設檢驗

1.模型設定。

根據(jù)以上的分析，建立以下模型：Z=a0+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+b，參數(shù)說明：Y—農(nóng)業(yè)經(jīng)濟收入/萬元，X1—精準扶貧總投入/萬元，X2—新型農(nóng)業(yè)總收入/萬元，X3—鄉(xiāng)村振興總投資/萬元，X4—農(nóng)業(yè)從業(yè)人員/人。

收集到的面板數(shù)據(jù)如下（見表8）：

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟收入Y精準扶貧總投入X1新型農(nóng)業(yè)總收入X2鄉(xiāng)村振興總投資X3農(nóng)業(yè)從業(yè)人員X4

2.參數(shù)估計。

根據(jù)表中的樣本數(shù)據(jù)，利用Eviews6.0估計模型參數(shù)，最小二乘法的回歸結果如下：Y=32390.83+0.603624X1+0.234265X2+0.044632X3-1.914034 X4，R2=0.87，R2=0.86，F(xiàn)=47.54，DW=2.01，可以看出，可決系數(shù)R2=0.87，修正的可決系數(shù)=0.86。說明模型的擬合程度還可以。

表8

但是當α=0.05時，X1、X2、X4系數(shù)均不能通過檢驗，且X4的系數(shù)為負，與經(jīng)濟意義不符，表明模型很可能存在嚴重的多重共線性。因此，模型修正，修正多重共線性影響后的模型為：=0.711446 X1+0.230304 X2，R2=0.79，R2=0.78，F(xiàn)=97.98，DW=1.89，在確定模型以后，進行參數(shù)估計。

3.模型檢驗。

從統(tǒng)計角度進行各類型檢驗：（1）擬合優(yōu)度，（2）F檢驗，（3）t檢驗，這些統(tǒng)計變量可以驗證前文提出的各類假設。

（1）擬合優(yōu)度：由數(shù)據(jù)可得：R2=0.99，修正的可決系數(shù)為=0.99，這說明模型對樣本的擬合很好。

（2）F 檢驗：針對 H1：a1=a2=0，給定顯著性水平α=0.05，在 F分布表中查出自由度為 k=3和n-k-1=28 的臨界值 Fα（2，28）=3.34。由表中得到F=92.78，由于 F=92.78〉 Fα（2，28）=3.34，應拒絕原假設，說明回歸方程顯著，即“精準扶貧”、“新型農(nóng)業(yè)”、“鄉(xiāng)村振興”變量聯(lián)合起來確實對“農(nóng)業(yè)經(jīng)濟”有顯著影響。

（3）t檢驗：分別對 H1：aj=0（j=1,2）,給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得自由度為n-k-1=28臨界值tα/2（n-k-1）=1.02。由表中數(shù)據(jù)可得，對應的t統(tǒng)計量分別為57.57、23.67，其絕對值均大于tα/2（n-k-1）=1.02，這說明應該分別拒絕 H1：aj=0（j=1,2）,也就是說，當在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“精準扶貧”（X1）、“新型農(nóng)業(yè)”（X2）、“鄉(xiāng)村振興”（X3）分別對被解釋變量“農(nóng)業(yè)經(jīng)濟”（Y）影響顯著。

4.經(jīng)濟意義分析及模型評價。

由模型可知，精準扶貧對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟影響顯著，精準扶貧規(guī)模是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要因素之一。因此，引導精準扶貧資金投入，增加精準扶貧是促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要途徑。其次，新型農(nóng)業(yè)對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展至關重要。

（三）潛變量假設驗證檢驗

1.模型的基本假定。

結構方程是一種基于變量的協(xié)方差矩陣，用圖表示變量之間關系的一種統(tǒng)計方法，也稱為協(xié)方差結構分析。一般假定，每一個指標只在其對應的潛變量上有不為0的因子負荷，而在其他潛變量上的因子負荷為0。內(nèi)生變量之間的路徑是依據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算得出。誤差項與外生潛變量之間的系數(shù)計算、誤差項與內(nèi)生潛變量之間的系數(shù)計算；當（新型農(nóng)業(yè)）、（精準扶貧）、（鄉(xiāng)村振興）3類變量不相關時，可以使用該方法預測。測量方程用來描述指標與潛變量之間的關系，根據(jù)下表的變量設計和分類，設計下面模型

表9

用下述模型表示：

同時結構方程用來描述外生潛變量與內(nèi)生潛變量之間的關系，根據(jù)下表的變量設計和分類，設計下面模型。

表10

用下述模型表示：

2.結構方程模型路徑圖及形式。

找出影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟這兩個內(nèi)生潛變量的外生潛變量。對問卷中的農(nóng)業(yè)題項進行初步歸類，建立驗證模型，并進行相關的參數(shù)估計，將潛變量加入結構方程模型。下圖為擬采用的結構方程全模型的路徑分析圖，欲對各路徑參數(shù)進行估計。

表11：指標相關系數(shù)

圖2 結果路徑圖

3.模型參數(shù)估計結果的解釋。

顯變量指標對其從屬的潛變量的標準化參數(shù)估計值（即負荷），有效地反映了顯變量與潛變量之間的相關程度，也反映潛變量對顯變量的解釋能力。這可以由上圖中各路徑的參數(shù)清晰地表征出來：精準扶貧能夠提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，對于推進的新型農(nóng)業(yè)的發(fā)展有效不足，精準扶貧能夠有效促進鄉(xiāng)村振興，鄉(xiāng)村振興與新型農(nóng)業(yè)的關聯(lián)度較低，以上三類主要影響因素都能有效的改善農(nóng)村發(fā)展水平，改善農(nóng)民的經(jīng)濟狀況，當農(nóng)村經(jīng)濟水平和農(nóng)民的經(jīng)濟狀況必須依賴精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興的共同的作用。

（四）面板數(shù)據(jù)模型

表12：精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟面板協(xié)整檢驗

單位根檢驗農(nóng)業(yè)經(jīng)濟 精準扶貧 新型農(nóng)業(yè) 鄉(xiāng)村振興統(tǒng)計量 概率 統(tǒng)計量 概率 統(tǒng)計量 概率 統(tǒng)計量 概率面板統(tǒng)計量 -0.072 0.397-0.13760.395 0.2864 0.382-0.16860.393面板統(tǒng)計量 2.261 0.030 1.0562 0.228 1.3595 0.158 1.4039 0.148面板PP統(tǒng)計量1.429 1.143 0.4236 0.364 1.1194 0.213 0.8983 0.266面板ADF統(tǒng)計量1.334 0.163 1.8068 0.078 0.6872 0.315 0.3183 0.379組P統(tǒng)計量 3.465 0.001 1.2909 0.173 2.2000 0.035 2.0479 0.049組PP統(tǒng)計量 2.524 0.016 0.7850 0.293 1.8270 0.075 1.2967 0.172組ADF統(tǒng)計量1.611 0.109 1.8068 0.078 0.7585 0.299 0.9094 0.263

從協(xié)整檢驗結果看,精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興的這三個統(tǒng)計量在0.05或0.01的顯著性水平下不能拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，表明精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間不存在協(xié)整關系，反映在區(qū)域層面精準扶貧、新型農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村振興與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的長期均衡關系并不存在。

五、結論與展望

精準扶貧，新型農(nóng)業(yè)，鄉(xiāng)村振興與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間相關性存在正相關關系，研究假設得到證實，回歸分析結果比較準確，利用精準扶貧政策投入促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，既能夠解決三農(nóng)問題，又能夠使農(nóng)業(yè)和農(nóng)民收入快速增加，新型農(nóng)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長是相互促進，相互影響，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的主要途徑就是新型農(nóng)業(yè)的發(fā)展，而新型農(nóng)業(yè)的發(fā)展又能夠保障農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長保持較高的速度，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的各個階段資本積累又能保證新型農(nóng)業(yè)的發(fā)展，因此采用新型農(nóng)業(yè)作為發(fā)展方式是合適的、科學的、合理的，鄉(xiāng)村振興與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的假設也獲得了驗證，鄉(xiāng)村振興作為農(nóng)業(yè)發(fā)展的長期戰(zhàn)略規(guī)劃，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長全局性，長遠性的布局，采用鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是農(nóng)業(yè)發(fā)展轉型的競爭性規(guī)劃，使用鄉(xiāng)村振興解決三農(nóng)問題，提高農(nóng)業(yè)的核心競爭力。通過以上三個影響因素系統(tǒng)性分析，對未來農(nóng)業(yè)發(fā)展采用發(fā)展方式和控制活動進行全過程分析、判斷，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值，減少產(chǎn)業(yè)波動風險，解決三農(nóng)問題，使得黑龍江農(nóng)業(yè)獲得更好的發(fā)展?！?/p>