農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的減貧效應(yīng)及非線性特征
——基于面板分位數(shù)模型的實(shí)證分析

李曉龍，陸遠(yuǎn)權(quán)

(1.貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) 大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴州 貴陽 550025； 2.重慶大學(xué) 公共管理學(xué)院，重慶 400044)

一、引言

改革開放以來，中國農(nóng)村減貧事業(yè)取得了舉世矚目的偉大成就。按照2010年標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算，2017年中國農(nóng)村貧困人口為3 046萬人，相比1978年減少了73 954萬人，年均減少1 896萬人(1)根據(jù)《中國扶貧開發(fā)報(bào)告2017》和《2017年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》計(jì)算所得。。其中，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展在減緩農(nóng)村貧困方面發(fā)揮了極為重要的作用[1]。然而，目前中國農(nóng)業(yè)發(fā)展仍然面臨著諸如產(chǎn)業(yè)體系不完善、市場化程度較低等問題，同時(shí)農(nóng)村脫貧減貧也正處于攻堅(jiān)的關(guān)鍵時(shí)期，迫切需要全社會(huì)的通力合作。自從2015年中央“一號(hào)文件”正式提出“推進(jìn)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展”(以下簡稱“農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展”)以來，其已然成為中央農(nóng)村工作的關(guān)注焦點(diǎn)。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條、發(fā)揮農(nóng)業(yè)多重功能以及培育農(nóng)業(yè)新興業(yè)態(tài)，不僅有利于增強(qiáng)農(nóng)業(yè)發(fā)展效率、拓展農(nóng)民增收領(lǐng)域，同時(shí)還可以培育農(nóng)村新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，是現(xiàn)階段解決“三農(nóng)”問題的重要途徑。由此可見，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的高級(jí)形態(tài)，勢必會(huì)對(duì)農(nóng)村貧困減緩產(chǎn)生重要影響[2]。那么，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展究竟是否促進(jìn)了農(nóng)村貧困減緩？這種影響是否存在非線性效應(yīng)？這些問題的解答，對(duì)于穩(wěn)步推進(jìn)中國農(nóng)村脫貧攻堅(jiān)以及全面建成小康社會(huì)具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

目前，涉及農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩影響的文獻(xiàn)并不多，相關(guān)研究主要集中在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的減貧效應(yīng)方面。韓亞珠較早地指出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化是貧困地區(qū)改善農(nóng)業(yè)低效、組織農(nóng)民進(jìn)入市場以及加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的必然選擇，也是貧困地區(qū)脫貧致富的根本出路[3]。這一觀點(diǎn)也得到了陳祖海等學(xué)者的認(rèn)可[4]。在此基礎(chǔ)上，徐志明以及邢成舉等學(xué)者分析了制約農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化扶貧的主要因素，提出了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化扶貧的相關(guān)政策措施[5-6]。黃承偉和覃志敏、白麗和趙邦宏結(jié)合實(shí)際案例，探討了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化扶貧的具體運(yùn)作機(jī)制與模式選擇[7-8]。近年來，隨著扶貧開發(fā)進(jìn)入脫貧攻堅(jiān)的關(guān)鍵階段，蔣永甫和莫榮妹、許漢澤和李小云等學(xué)者研究了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化“精準(zhǔn)”扶貧的主要模式與典型做法[9-10]。此外，一些學(xué)者還對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化扶貧的績效進(jìn)行了評(píng)價(jià)研究，結(jié)果證實(shí)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化顯著減緩了農(nóng)村貧困程度[11-12]。

以上相關(guān)研究為本文提供了重要參考與有益借鑒，相比于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要在于：首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)始終未能揭示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響農(nóng)村貧困減緩的詳細(xì)機(jī)理，本文從農(nóng)民收入增長與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長雙重視角出發(fā)，全面梳理農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩的影響機(jī)理以及這種影響的非線性效應(yīng)；其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)少有涉及農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展減貧效應(yīng)的實(shí)證研究，本文利用2010—2017年中國省級(jí)層面的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩的影響，也是對(duì)已有研究的有益補(bǔ)充；最后，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于農(nóng)村貧困減緩的實(shí)證研究主要基于靜態(tài)面板模型或者動(dòng)態(tài)面板模型，然而兩者的本質(zhì)均屬于均值回歸，其結(jié)果并不能夠反映條件分布的全貌，為此，本文進(jìn)一步引入面板分位數(shù)模型，以考察不同農(nóng)村貧困發(fā)生率條件下，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩的影響效應(yīng)。

二、理論分析與研究假說

農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是指各類新型經(jīng)營主體以農(nóng)業(yè)為依托，以農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)為引領(lǐng)，以利益聯(lián)結(jié)機(jī)制為紐帶，以技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新為動(dòng)力，以產(chǎn)業(yè)鏈延伸、產(chǎn)業(yè)功能拓展和新興業(yè)態(tài)形成為表征，將農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)有機(jī)整合、一體推進(jìn)，最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收以及農(nóng)村繁榮的動(dòng)態(tài)發(fā)展過程。通過回顧與梳理相關(guān)領(lǐng)域已有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展主要通過促進(jìn)農(nóng)民收入增長與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長兩條途徑來實(shí)現(xiàn)農(nóng)村貧困的減緩。

首先，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過促進(jìn)農(nóng)民收入增長而減緩農(nóng)村貧困。人力資本缺乏一直被視為是造成農(nóng)民貧困的關(guān)鍵內(nèi)部因素。與非貧困農(nóng)民相比，貧困農(nóng)民的受教育程度和身體健康水平均處于劣勢，而收入增長顯然是實(shí)現(xiàn)其自身發(fā)展的根本保障。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條和發(fā)揮農(nóng)業(yè)多功能性，可以提升農(nóng)業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造能力和農(nóng)產(chǎn)品附加值，并拓展市場空間以及衍生出更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，從而拓寬農(nóng)民增收渠道、增加農(nóng)民收入。隨著貧困農(nóng)民收入水平的不斷提高，其在滿足基本生活需求基礎(chǔ)之上的發(fā)展型需求將會(huì)日趨增長，與此相對(duì)應(yīng)的消費(fèi)支出也將會(huì)逐漸增加，以此來改善和提升自身人力資本水平，從而實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展的需要。具體而言：一方面，為了更好地融入不同的社會(huì)團(tuán)體以及實(shí)現(xiàn)自身的理想抱負(fù)，貧困農(nóng)民傾向于增加在教育方面的消費(fèi)支出，以努力改變自身的思想觀念并提升自己的職業(yè)技能和心理素質(zhì)；另一方面，為了以更好的狀態(tài)和面貌投入到謀求個(gè)人發(fā)展的事業(yè)當(dāng)中，貧困農(nóng)民傾向于增加在營養(yǎng)健康方面的消費(fèi)支出，以改善和增強(qiáng)自身的身體素質(zhì)。由此可見，收入增長可以通過提升貧困農(nóng)民的人力資本水平，打破“人力資本缺乏—收入微薄—經(jīng)濟(jì)貧困—人力資本缺乏”的惡性循環(huán)，促使貧困農(nóng)民獲得健康發(fā)展，并縮小與非貧困農(nóng)民的差距，最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)村貧困的有效減緩。

其次，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長而減緩農(nóng)村貧困。造成農(nóng)村貧困的外部因素主要包括自然條件惡劣、基礎(chǔ)設(shè)施落后、社會(huì)保障缺失以及城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是改善這些外部環(huán)境的前提條件。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展作為農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高級(jí)形態(tài)，可以通過不同產(chǎn)業(yè)之間的技術(shù)融合、功能融合和價(jià)值整合，催生新的產(chǎn)業(yè)和新的經(jīng)濟(jì)增長極，不斷為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長注入新的動(dòng)能和活力，從而促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的持續(xù)繁榮和有效增長。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長將進(jìn)一步推動(dòng)政府的公共財(cái)政投入，以加強(qiáng)農(nóng)村公共產(chǎn)品和公共服務(wù)供給，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村貧困減緩產(chǎn)生重要影響。具體而言：政府服務(wù)性公共支出(教育、醫(yī)療以及衛(wèi)生事業(yè)等)有利于改善貧困地區(qū)的教育、醫(yī)療以及文化環(huán)境，提高貧困農(nóng)民的勞動(dòng)力素質(zhì)；政府生產(chǎn)性支出(基本建設(shè)、支援農(nóng)村生產(chǎn)等)的增加，有助于改善農(nóng)村的生產(chǎn)、生活以及市場環(huán)境，增加貧困農(nóng)民的的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)；政府轉(zhuǎn)移性公共支出(財(cái)政補(bǔ)貼、社會(huì)保障等)采用“收入再分配”的形式，有助于其縮小同非貧困農(nóng)民之間的收入差距。由此可見，經(jīng)濟(jì)增長可以通過改善農(nóng)村發(fā)展環(huán)境，為貧困農(nóng)民脫貧致富創(chuàng)造有利條件。綜上所述，本文提出如下研究假說：

假說1：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有利于農(nóng)村貧困的減緩。

近年來，中國脫貧攻堅(jiān)取得了顯著成效，農(nóng)村貧困發(fā)生率經(jīng)歷了由高到低的動(dòng)態(tài)變化過程?！吨袊r(nóng)村貧困監(jiān)測報(bào)告》顯示，以現(xiàn)行農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算的貧困發(fā)生率由2010年底的17.20%逐年下降到2017年底的3.10%，年均下降20.97個(gè)百分點(diǎn)。與此同時(shí)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平和質(zhì)量則恰恰相反，呈現(xiàn)出不斷攀升的發(fā)展態(tài)勢。本文測算發(fā)現(xiàn)，在2010-2017年間，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平綜合指數(shù)從1.04逐年提升到2.60，年均增長率高達(dá)10.75%。在農(nóng)村貧困發(fā)生率較高時(shí)，貧困人口規(guī)模較大，面臨的脫貧攻堅(jiān)任務(wù)也較為嚴(yán)重，此時(shí)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的水平普遍較低，其未來提升和增長的空間較大，因而農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的減貧彈性相對(duì)較高。隨著農(nóng)村貧困發(fā)生率持續(xù)降低，農(nóng)村貧困人口不斷減少，貧困面逐漸收窄，貧困越來越向那些長期疾病、殘疾以及缺乏勞動(dòng)能力的人口集中。這些人口由于發(fā)展能力較弱，其脫貧任務(wù)最為艱巨，同樣的投入難以再有之前的產(chǎn)出，此時(shí)盡管農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平有了明顯提升，但也很難進(jìn)一步發(fā)揮其減貧效應(yīng)，由此導(dǎo)致農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩的促進(jìn)作用呈現(xiàn)出逐步遞減的趨勢。綜上，本文提出如下研究假說：

假說2：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩存在著顯著邊際遞減的非線性驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型構(gòu)建

首先，為了實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩的基準(zhǔn)影響，本文在借鑒現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)村貧困減緩影響因素研究的建模策略基礎(chǔ)上，構(gòu)建了如下基準(zhǔn)計(jì)量模型：

POVit=α0+α1CONit+δZit+μit

(1)

其中，i、t表示地區(qū)和年份，POV表示農(nóng)村貧困程度，CON表示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，α1為其回歸系數(shù)，Z為控制變量，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

進(jìn)一步地，為了識(shí)別農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩的影響機(jī)制，即農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是否通過促進(jìn)農(nóng)民收入增長與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長而減緩農(nóng)村貧困，本文構(gòu)建了如下交互作用模型：

POVit=β0+β1CONit×INCit+β2INCit+γZit+εit

(2)

POVit=θ0+θ1CONit×ECOit+θ3ECOit+λZit+ψit

(3)

其中，INC表示農(nóng)民收入增長，ECO表示農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，ε、ψ為隨機(jī)誤差項(xiàng)?？紤]到本文所用的數(shù)據(jù)是短時(shí)期的，且省份的個(gè)體數(shù)目相對(duì)較大，故借鑒Islam的做法，采用最小二乘虛擬變量估計(jì)(Leat Squares Dummy Variables，LSDV)對(duì)式(1)～(3)進(jìn)行估計(jì)[13]。

最后，為了考察農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩影響的非線性效應(yīng)，本文在式(1)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)建如式(4)所示的面板分位數(shù)回歸模型進(jìn)行回歸，以從中觀測不同農(nóng)村貧困發(fā)生率條件下農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)于農(nóng)村貧困發(fā)生率的邊際效果。

QPOVit(τ|Xit)=σi+φ(τ)Xit

t=1，2，…，mii=1，2，…，n

(4)

其中，QPOVit(τ|Xit)表示在X給定的條件下POV的τ條件分位數(shù)；X為解釋變量，包括核心解釋變量(農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展)和控制變量；φ(τ)表示分位數(shù)回歸系數(shù)，可以通過求解以下目標(biāo)函數(shù)獲得：

(5)

其中，ωk表示每個(gè)分位數(shù)對(duì)應(yīng)的權(quán)重。借鑒現(xiàn)有學(xué)者的通常做法，本文選取10%、25%、50%、75%、90%等代表性的分位點(diǎn)進(jìn)行回歸。面板分位數(shù)回歸模型的估計(jì)方法詳見Koenker和Bassett原文[14]。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為農(nóng)村貧困程度。目前，國際上通行的貧困測度標(biāo)準(zhǔn)是世界銀行發(fā)布的貧困標(biāo)準(zhǔn)。在參考世界銀行貧困標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，中國結(jié)合自身國情以及發(fā)展階段的實(shí)際情況，利用住戶調(diào)查并通過建立食物需求模型確定了中國的貧困線標(biāo)準(zhǔn)。受購買力水平、物價(jià)水平以及城鄉(xiāng)差距等外部因素的影響，貧困線標(biāo)準(zhǔn)也處于不斷調(diào)整當(dāng)中。當(dāng)前中國劃定的最新貧困線是根據(jù)2010年的物價(jià)水平測算而來的(也被稱為2010年貧困標(biāo)準(zhǔn))，早前發(fā)布的1978貧困標(biāo)準(zhǔn)和2008貧困標(biāo)準(zhǔn)由于存在數(shù)據(jù)缺失或更替周期較短等問題，因此難以形成連續(xù)性的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)?？紤]到統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的權(quán)威性、科學(xué)性和連續(xù)性，本文采用2010年貧困標(biāo)準(zhǔn)作為測度農(nóng)村貧困程度的基準(zhǔn)線，以該貧困線以下農(nóng)村人口所占比重(即農(nóng)村貧困發(fā)生率)來衡量農(nóng)村貧困程度，農(nóng)村貧困發(fā)生率越大，表明農(nóng)村貧困程度越高。

2.核心解釋變量

農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展為本文考察的核心解釋變量。已有文獻(xiàn)主要采用兩種方法對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行測度。一是協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)法。如譚明交利用協(xié)調(diào)發(fā)展系數(shù)方法，在分別計(jì)算農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化實(shí)際值和理想值的基礎(chǔ)之上，測算了2005—2014年中國各省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展系數(shù)[15]。二是綜合指數(shù)法。如李曉龍和冉光和在借鑒李蕓等學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸、農(nóng)業(yè)多功能性發(fā)揮以及農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)融合發(fā)展三個(gè)方面出發(fā)，構(gòu)建了可以較好反映中國各省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[16-17]。本文借鑒第二種做法，采用綜合指數(shù)法測算得到了2010—2017年中國各地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平。

3.其它變量

這里主要包括用于檢驗(yàn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響農(nóng)村貧困減緩內(nèi)在機(jī)制的兩個(gè)變量：一是農(nóng)民收入增長，以農(nóng)村居民人均純收入(2013年后調(diào)整為農(nóng)村居民人均可支配收入)表示，并作了對(duì)數(shù)處理；二是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，以農(nóng)林牧漁業(yè)增加值/第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員來衡量，同時(shí)作了對(duì)數(shù)處理。除以上變量外，本文還進(jìn)一步控制了農(nóng)村人力資本(HUM)、財(cái)政支農(nóng)支出(GOV)、農(nóng)村金融發(fā)展(FIN)以及農(nóng)業(yè)受災(zāi)率(DIS)等變量。借鑒學(xué)術(shù)界的通常做法，農(nóng)村人力資本以農(nóng)村居民人均受教育年限來衡量，其中農(nóng)村人均受教育年限=0×文盲和半文盲人口比例+6×小學(xué)文化人口比例+9×中學(xué)文化人口比例+12×高中文化人口比例+16×大學(xué)文化人口比例；財(cái)政支農(nóng)支出用政府財(cái)政支農(nóng)支出/總支出來表示，其中財(cái)政支農(nóng)支出以農(nóng)林水事務(wù)的總支出來衡量；農(nóng)村金融發(fā)展以金融機(jī)構(gòu)涉農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之比來衡量；農(nóng)業(yè)受災(zāi)率用農(nóng)業(yè)受災(zāi)面積占耕地面積的比重來表示。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文研究樣本包含2010—2017年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)(2)香港、澳門、臺(tái)灣以及西藏由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)存在不同程度缺失，未被納入研究樣本。。其中，農(nóng)村貧困發(fā)生率的數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報(bào)告》；農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展原始數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》、《中國休閑農(nóng)業(yè)年鑒》、《中國工商行政管理年鑒》、全國溫室數(shù)據(jù)系統(tǒng)以及各地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展報(bào)告、政府報(bào)告以及相關(guān)新聞報(bào)道，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法予以補(bǔ)齊處理；農(nóng)村居民人均受教育年限原始數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》；農(nóng)村居民人均收入、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)林牧漁業(yè)增加值等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；涉農(nóng)貸款余額數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村金融服務(wù)報(bào)告》和《中國金融年鑒》；農(nóng)業(yè)受災(zāi)面積和耕地面積數(shù)據(jù)來源于各年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了確保統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可比性，本文以2010年作為基期，對(duì)涉及到用貨幣計(jì)量的相關(guān)變量均作了平減處理。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)面板LSDV估計(jì)結(jié)果

表1列示了采用面板LSDV方法的估計(jì)結(jié)果，其中模型(1)～(3)是基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果(3)考慮到影響農(nóng)村貧困減緩的相關(guān)因素比較多，且這些因素難以全部納入到實(shí)證模型當(dāng)中，由此導(dǎo)致模型難免存在遺漏變量問題，為此，本文基準(zhǔn)檢驗(yàn)采用“從一般到特殊”的建模思路，通過逐步引入控制變量，以盡可能降低由于遺漏變量問題所帶來的影響。，模型(4)～(5)是影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。從表1中可知，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值在所有模型中均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明本文面板模型整體設(shè)定較為合理，估計(jì)結(jié)果較為可信。從農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的估計(jì)系數(shù)來看，隨著控制變量的逐步引入，其始終顯著為負(fù)，并且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這充分說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有利于降低農(nóng)村貧困發(fā)生率，即在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平越高的地區(qū)，農(nóng)村貧困發(fā)生率越低。從農(nóng)民收入增長與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的估計(jì)結(jié)果來看，兩者系數(shù)均顯著為負(fù)，說明農(nóng)民收入增長與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長均促進(jìn)了農(nóng)村貧困發(fā)生率的降低。與此同時(shí)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與農(nóng)民收入增長的交互項(xiàng)(CON×INC)、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的交互項(xiàng)(CON×ECO)的估計(jì)系數(shù)同樣顯著為負(fù)，這意味著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過促進(jìn)農(nóng)民收入增長以及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率產(chǎn)生了降低作用?？偟膩砜?，上述估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了本文的研究假說1，即農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有利于減緩中國農(nóng)村貧困。

從表1中控制變量的估計(jì)結(jié)果來看，各模型中農(nóng)村人力資本(HUM)對(duì)農(nóng)村貧困程度的影響系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明農(nóng)村人力資本水平的改善和提升，有利于打破“人力資本缺乏—收入微薄—經(jīng)濟(jì)貧困—人力資本缺乏”的惡性循環(huán)，從而縮小貧困農(nóng)民與非貧困農(nóng)民之間的差距，并最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)村貧困的有效減緩。政府財(cái)政支農(nóng)(GOV)與農(nóng)村貧困程度負(fù)相關(guān)，且系數(shù)在模型(2)、(4)、(5)中至少通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明政府對(duì)“三農(nóng)”領(lǐng)域的重視程度越高，越有利于促進(jìn)農(nóng)村貧困的減緩。農(nóng)村金融發(fā)展(FIN)對(duì)農(nóng)村貧困程度的影響系數(shù)在模型(3)～(5)中通過了顯著性水平檢驗(yàn)，且均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明農(nóng)村金融發(fā)展水平越高，農(nóng)戶可獲取和運(yùn)用的金融資源和金融服務(wù)就越多，從而有助于提高農(nóng)民收入并緩解其貧困程度。農(nóng)業(yè)受災(zāi)率(DIS)與農(nóng)村貧困程度明顯正相關(guān)，且在模型(3)和模型(5)中通過了顯著性水平檢驗(yàn)，說明農(nóng)業(yè)受災(zāi)情況越嚴(yán)重，給農(nóng)民帶來的收入損失越大，從而會(huì)加劇農(nóng)村貧困程度。

表1 面板LSDV估計(jì)結(jié)果表

注：***、**、*分別表示統(tǒng)計(jì)值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著；()內(nèi)為t值，[]內(nèi)為p值。下表同。

(二)面板分位數(shù)回歸結(jié)果

為了全面給出農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響農(nóng)村貧困減緩的面板分位數(shù)回歸結(jié)果，本文選取的5個(gè)代表性分位數(shù)為90%、75%、50%、25%以及10%，分別對(duì)應(yīng)于農(nóng)村貧困程度的最高程度組、中高程度組、中等程度組、中低程度組與最低程度組，旨在揭示不同農(nóng)村貧困發(fā)生率條件下農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)于農(nóng)村貧困發(fā)生率的邊際效果。與此同時(shí)，考慮到估計(jì)結(jié)果的有效性，本文在對(duì)每個(gè)分位數(shù)進(jìn)行回歸時(shí)，均借助自助法重復(fù)抽樣技術(shù)做了400次重復(fù)抽樣。面板分位數(shù)模型的回歸結(jié)果詳見表2所示。從回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度來看，PseudoR2的數(shù)值大小處于0.20～0.30之間，表明面板分位數(shù)模型設(shè)定較為合理，回歸結(jié)果具有可信性。接下來，本文進(jìn)一步對(duì)面板分位數(shù)模型的回歸結(jié)果進(jìn)行解釋說明。

從核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果來看，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展(CON)的分位數(shù)回歸系數(shù)全部顯著為負(fù)，在所有分位點(diǎn)上均至少通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展顯著降低了農(nóng)村貧困發(fā)生率，這也再次驗(yàn)證了研究假說1，即農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)村貧困的減緩。與此同時(shí)，從農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展回歸系數(shù)隨著分位數(shù)變動(dòng)的變化趨勢可以看出，隨著農(nóng)村貧困發(fā)生率分位數(shù)的降低(90%→75%→50%→25%→10%)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的分位數(shù)回歸系數(shù)絕對(duì)值呈現(xiàn)出不斷縮小的趨勢(0.022 2→0.015 8→0.013 2→0.011 8→0.005 0)，說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困的減緩作用不斷降低，從而驗(yàn)證了本文的研究假說2，即農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩存在著顯著邊際遞減的非線性驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。事實(shí)上，這也意味著，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)貧困程度較高地區(qū)的減貧效應(yīng)大于貧困程度較低地區(qū)的減貧效應(yīng)。

表2 面板分位數(shù)回歸結(jié)果表

從控制變量的估計(jì)結(jié)果來看，農(nóng)村人力資本的分位數(shù)回歸系數(shù)大多顯著為負(fù)(50%分位點(diǎn)除外)，且其回歸系數(shù)隨著分位數(shù)變動(dòng)的變化趨勢與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展基本一致，說明農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)村貧困的減緩作用會(huì)隨著農(nóng)村貧困發(fā)生率分位數(shù)的降低而不斷降低。政府財(cái)政支農(nóng)的分位數(shù)回歸系數(shù)僅在10%的分位點(diǎn)上顯著為負(fù)，說明政府財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村貧困的減緩作用僅在貧困程度較低時(shí)顯著，在貧困程度較高時(shí)則不顯著。農(nóng)村金融發(fā)展的估計(jì)結(jié)果與政府財(cái)政支農(nóng)類似，其分位數(shù)回歸系數(shù)僅在10%和25%的分位點(diǎn)上顯著為負(fù)，說明農(nóng)村金融發(fā)展僅在貧困程度較低時(shí)降低了農(nóng)村貧困發(fā)生率。農(nóng)業(yè)受災(zāi)率的分位數(shù)回歸系數(shù)在50%、75%以及90%的分位點(diǎn)上顯著為正，且其回歸系數(shù)隨著農(nóng)村貧困發(fā)生率分位數(shù)的降低而不斷降低，說明農(nóng)業(yè)受災(zāi)率對(duì)農(nóng)村貧困的正向影響會(huì)隨著農(nóng)村貧困發(fā)生率分位數(shù)的降低而不斷減弱。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證前文估計(jì)結(jié)果的有效性，本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)主要包括：一是替換被解釋變量。與前文利用農(nóng)村貧困發(fā)生率衡量農(nóng)村貧困程度不同，本文進(jìn)一步借鑒張兵和翁辰等學(xué)者的做法[18]，采用農(nóng)村居民消費(fèi)的恩格爾系數(shù)來反映農(nóng)村貧困程度(恩格爾系數(shù)越大，農(nóng)村貧困程度越高)，并將其代入上述模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。二是替換核心解釋變量。與前文利用綜合指數(shù)法測算農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平相比，譚明交利用協(xié)調(diào)發(fā)展系數(shù)方法測算了2005—2014年各省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展系數(shù)，本文基于譚明交的測算結(jié)果，采用移動(dòng)平均預(yù)測法，獲得了2015—2017年各省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展系數(shù)，進(jìn)而利用2010—2017年各省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展系數(shù)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從表3的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果可知，在替換被解釋變量或者核心解釋變量的情況下，各個(gè)變量回歸系數(shù)的符號(hào)方向、顯著性水平與前文基本一致，從而也說明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健和可信的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表

注：限于篇幅，這里沒有列示控制變量和常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。

五、研究結(jié)論與政策啟示

作為現(xiàn)階段解決“三農(nóng)”問題的重要途徑，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展在農(nóng)村扶貧攻堅(jiān)的過程中發(fā)揮著關(guān)鍵作用。從理論上詳細(xì)梳理了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩的影響，并提出了相應(yīng)的研究假說。在理論分析的基礎(chǔ)上，本文借助2010-2017年中國省際層面面板數(shù)據(jù)，采用LSDV方法和面板分位數(shù)回歸方法，實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困程度的影響。研究結(jié)果表明：農(nóng)村貧困程度與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展明顯負(fù)相關(guān)，即農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過促進(jìn)農(nóng)民收入增長以及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長兩個(gè)途徑，顯著減緩了中國農(nóng)村貧困；隨著農(nóng)村貧困發(fā)生率分位數(shù)的降低，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的分位數(shù)回歸系數(shù)絕對(duì)值呈現(xiàn)出不斷縮小的趨勢，說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困的減緩作用不斷降低。換句話說，在中國農(nóng)村貧困程度由高變低的動(dòng)態(tài)過程中，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困減緩存在著顯著邊際遞減的非線性驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。此外，農(nóng)村人力資本、財(cái)政支農(nóng)水平以及農(nóng)村金融發(fā)展都是促進(jìn)農(nóng)村貧困減緩的有利因素，農(nóng)業(yè)受災(zāi)率則抑制了農(nóng)村貧困的有效減緩。

結(jié)合上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為促進(jìn)農(nóng)村貧困的有效減緩不僅需要進(jìn)一步提升農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平，還要根據(jù)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展減貧的作用機(jī)制與邊際遞減特征，結(jié)合不同區(qū)域的具體情況施行差異化的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展政策。具體而言，可從如下幾個(gè)方面著手：首先，注重融合優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和特色產(chǎn)業(yè)，并創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與扶貧減貧的有效結(jié)合。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合要立足當(dāng)?shù)氐淖匀粭l件和資源狀況，同時(shí)結(jié)合地域特色、產(chǎn)業(yè)特色和文化特色，有選擇性地融合那些效益較好、見效較快又能帶動(dòng)貧困農(nóng)民脫貧致富的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，積極探索生態(tài)扶貧、旅游扶貧、高效農(nóng)業(yè)扶貧、電商扶貧以及光伏扶貧等扶貧模式。同時(shí)，積極探索“現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū)+貧困戶”、“農(nóng)頭企業(yè)+基地+貧困戶”、“合作組織+基地+貧困戶”等產(chǎn)業(yè)參與模式，引導(dǎo)貧困農(nóng)民多途徑、多方式參與扶貧產(chǎn)業(yè)，使其分享產(chǎn)業(yè)融合帶來的巨大紅利。其次，關(guān)注農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展減貧的邊際遞減效應(yīng)，優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的區(qū)域空間布局。在農(nóng)村貧困程度相對(duì)較高的中西部地區(qū)，應(yīng)加快農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展速度并提高其發(fā)展水平，以充分帶動(dòng)該地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民收入的快速增長，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)村貧困的有效減緩。對(duì)于農(nóng)村貧困程度相對(duì)較高的東部地區(qū)，由于其農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的減貧效應(yīng)已經(jīng)處于遞減階段，要更加注意提高農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的效率，以爭取獲得更加滿意的減貧效果。此外，各地區(qū)應(yīng)持續(xù)提升農(nóng)村人力資本水平和農(nóng)村金融發(fā)展水平，加大財(cái)政支農(nóng)力度，并著力改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，以促進(jìn)農(nóng)村貧困減緩目標(biāo)的順利實(shí)現(xiàn)。