農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響及其空間溢出效應(yīng)

杜蓉 蔡榮

內(nèi)容提要：增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心作用對(duì)拉動(dòng)國(guó)內(nèi)需求、促進(jìn)國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)的新發(fā)展格局具有不可替代的作用。本文基于2009-2018年中國(guó)198個(gè)地級(jí)市的年度數(shù)據(jù)，采用空間Durbin模型分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村居民消費(fèi)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間分異明顯，存在顯著空間相關(guān)性和集聚特征。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用明顯，且空間溢出效應(yīng)顯著。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響具有異質(zhì)性特征：分行業(yè)類(lèi)型來(lái)看，物流、信息軟件、租賃商務(wù)以及科技等四個(gè)子行業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響顯著，而農(nóng)村金融的促進(jìn)作用微弱;分地理區(qū)位來(lái)看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)東部地區(qū)和西部地區(qū)的直接效應(yīng)顯著;分消費(fèi)層次來(lái)看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)生存型和享受型消費(fèi)的影響明顯，對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的促進(jìn)作用微弱。此外，人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率和政府干預(yù)等因素有利于提升農(nóng)村居民消費(fèi)，而城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，應(yīng)加強(qiáng)戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)培育與消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí)相匹配、促進(jìn)人力資本提升與金融知識(shí)普及相結(jié)合以及注重政策動(dòng)態(tài)調(diào)整與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展相適應(yīng)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè);農(nóng)村居民消費(fèi);空間Durbin模型;空間溢出

中圖分類(lèi)號(hào)：F1261;F3266??文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A??文章編號(hào)：1001-148X（2022）04-0120-12

收稿日期：2021-10-10

作者簡(jiǎn)介：杜蓉（1994-），女，湖北宜昌人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)糧食和物資學(xué)院博士研究生，研究方向：糧食流通;蔡榮（1981-），本文通訊作者，男，江蘇鹽城人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)糧食和物資學(xué)院教授，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：72173060，71773044;江蘇省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：22JZB007;江蘇省研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：KYCX21_1446;江蘇高?！扒嗨{(lán)工程”資助項(xiàng)目（2022）。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

我國(guó)農(nóng)村居民長(zhǎng)期以來(lái)預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)烈，農(nóng)村居民消費(fèi)的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)遠(yuǎn)不及城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民消費(fèi)需求存在明顯缺口，釋放農(nóng)村居民消費(fèi)潛力，持續(xù)深耕農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)，核心在于增加農(nóng)村居民收入和擴(kuò)大農(nóng)村就業(yè)。在此背景下，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民增收的目標(biāo)，就要解決好農(nóng)村產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的問(wèn)題，其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)揮了重要作用。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)的融合，是集良種服務(wù)、農(nóng)資供應(yīng)、農(nóng)業(yè)科技以及農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)等專(zhuān)業(yè)化服務(wù)為一體的綜合性服務(wù)業(yè)，發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化改革、提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和增加農(nóng)村居民收入的有效手段。因此，探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系，對(duì)逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距、引導(dǎo)農(nóng)村消費(fèi)提質(zhì)擴(kuò)容，帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

目前，學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的研究主要分為四類(lèi)：一是概念界定。有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是指政府涉農(nóng)部門(mén)、企業(yè)、合作社等主體向農(nóng)民提供生產(chǎn)性服務(wù)和勞動(dòng)的行業(yè)[1]。本文參考中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類(lèi)（2019）》對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的定義，將其細(xì)分為農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)業(yè)金融、農(nóng)業(yè)信息軟件、農(nóng)業(yè)物流以及農(nóng)業(yè)租賃商務(wù)等五個(gè)子行業(yè)。二是作用機(jī)制。有學(xué)者認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間集聚和開(kāi)放式發(fā)展改善了地區(qū)經(jīng)濟(jì)環(huán)境，形成的資本流入效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)有效提升了地區(qū)整體生產(chǎn)效率[2]。隨著信息化建設(shè)不斷推進(jìn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚更加有助于制造業(yè)效率的提升[3]，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)促進(jìn)了地區(qū)產(chǎn)業(yè)融合和協(xié)同創(chuàng)新[4]，進(jìn)而有利于加快推進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)[5-6]。產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈高端化離不開(kāi)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚[7-8]。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)對(duì)地區(qū)城市化進(jìn)程的加快也存在一定影響[9]。三是影響因素。有學(xué)者運(yùn)用勞動(dòng)分工理論模型，實(shí)證檢驗(yàn)得出農(nóng)村交通設(shè)施條件、農(nóng)戶(hù)規(guī)模、政府補(bǔ)貼以及城鎮(zhèn)化發(fā)展是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的關(guān)鍵因素[10]。四是發(fā)展趨勢(shì)。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的多元化和差異化發(fā)展，政府、市場(chǎng)以及農(nóng)民為導(dǎo)向的發(fā)展模式逐漸呈現(xiàn)出相互補(bǔ)充與并存的發(fā)展格局。有學(xué)者提出未來(lái)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展要更加注重推進(jìn)體制機(jī)制、發(fā)展模式和組織創(chuàng)新[11]。

作為促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車(chē)”中最重要的動(dòng)力，消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)度持續(xù)攀升，近年來(lái)，中國(guó)居民消費(fèi)需求卻持續(xù)走低，最終消費(fèi)率連年下降。擴(kuò)大居民消費(fèi)、促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)，以此挖掘居民消費(fèi)潛力與提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量成為學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題，而農(nóng)村居民消費(fèi)則成為實(shí)現(xiàn)“雙循環(huán)”新發(fā)展格局和深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的必然要求。目前對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的研究頗為豐富，大體分為三類(lèi)：一是基于城鄉(xiāng)差異視角，研究縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的因素，為提升農(nóng)村居民消費(fèi)找準(zhǔn)關(guān)鍵點(diǎn)[12];二是基于消費(fèi)層次視角，研究中國(guó)居民消費(fèi)支出的動(dòng)態(tài)變化，探究農(nóng)村居民消費(fèi)升級(jí)的主要?jiǎng)恿13];三是基于影響機(jī)制視角，采用區(qū)域面板數(shù)據(jù)分析影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素。研究表明，擴(kuò)大農(nóng)村金融覆蓋面、提升人力資本水平、完善財(cái)政支農(nóng)投入機(jī)制等均有助于提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平[14-15]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展和集聚能夠滿(mǎn)足消費(fèi)者多元需求，優(yōu)化農(nóng)村居民消費(fèi)市場(chǎng)環(huán)境，提升農(nóng)村居民消費(fèi)能力，刺激居民消費(fèi)支出的增加[16]。同時(shí)，城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，伴隨著生產(chǎn)要素的集聚和多樣化的需求，產(chǎn)業(yè)分工和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)也提供了強(qiáng)有力的推進(jìn)作用[17]。

目前，關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的研究存在以下不足：一是研究數(shù)據(jù)層面，已有文獻(xiàn)主要是采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，本文將采用地級(jí)市數(shù)據(jù)檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響;二是研究?jī)?nèi)容層面，已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)后的研究不夠，本文將農(nóng)村居民消費(fèi)支出分解為農(nóng)村居民生存型消費(fèi)支出、農(nóng)村居民享受型消費(fèi)支出以及農(nóng)村居民發(fā)展型消費(fèi)支出，更深層次地挖掘農(nóng)村居民消費(fèi)需求潛力的來(lái)源;三是研究視角層面，已有文獻(xiàn)主要采用向量自回歸模型檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的直接影響，而鮮有文獻(xiàn)采用空間計(jì)量模型關(guān)注空間作用。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠產(chǎn)生技術(shù)外溢效應(yīng)，同時(shí)由于經(jīng)濟(jì)變量的空間關(guān)聯(lián)性，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚不僅會(huì)對(duì)本地區(qū)居民消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用，而且對(duì)鄰近地區(qū)的居民消費(fèi)也會(huì)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。本文以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響為研究對(duì)象，試圖彌補(bǔ)以上研究的不足，為進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)梯次升級(jí)、激發(fā)農(nóng)村居民消費(fèi)潛力提供有針對(duì)性的建議。首先，從理論上分析了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的作用機(jī)制。其次，從空間視角出發(fā)，選取中國(guó)地級(jí)市數(shù)據(jù)實(shí)證測(cè)度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，著重分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的作用機(jī)制及其空間效應(yīng);同時(shí)，對(duì)地理區(qū)位異質(zhì)性與消費(fèi)層次異質(zhì)性進(jìn)行進(jìn)一步分析，并采用分位數(shù)回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性。據(jù)此提出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與農(nóng)村居民消費(fèi)協(xié)同發(fā)展的對(duì)策建議。

二、理論分析與研究設(shè)計(jì)

（一）理論分析

借鑒赫胥曼的分析方法，由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有規(guī)模報(bào)酬遞增的特點(diǎn)[18]，將其生產(chǎn)函數(shù)設(shè)為I=L1+μI，其中，I表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)量，μ代表生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，LI代表生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力投入量。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中的糧食生產(chǎn)部門(mén)的企業(yè)可以分為兩類(lèi)，產(chǎn)品具有同質(zhì)性，一類(lèi)是將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)品和資本作為生產(chǎn)要素的現(xiàn)代糧食生產(chǎn)企業(yè)，其生產(chǎn)函數(shù)為M=KαI1-α，其中M表示現(xiàn)代糧食生產(chǎn)企業(yè)的產(chǎn)量、K表示現(xiàn)代糧食生產(chǎn)企業(yè)生產(chǎn)投入的資本量、I表示現(xiàn)代糧食生產(chǎn)企業(yè)生產(chǎn)投入的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)品量，α為參數(shù)大于0;一類(lèi)是只使用勞動(dòng)而不使用生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)品作為生產(chǎn)要素的傳統(tǒng)制造企業(yè)，其生產(chǎn)函數(shù)為S=LS，其中S代表傳統(tǒng)制造企業(yè)的產(chǎn)量、LS代表傳統(tǒng)制造企業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力投入量。勞動(dòng)力的總和LS+LI=L保持不變。農(nóng)民消費(fèi)函數(shù)為C=β乘以糧食產(chǎn)量。

首先對(duì)短期工資與資本的關(guān)系進(jìn)行求解。由于存在規(guī)模報(bào)酬不變的傳統(tǒng)制造企業(yè)，糧食生產(chǎn)產(chǎn)品的價(jià)格必然相同，可以令其價(jià)格為1。同時(shí)在傳統(tǒng)糧食生產(chǎn)企業(yè)存在的情況下，則根據(jù)其邊際優(yōu)化條件，工資ω必然為1;但當(dāng)傳統(tǒng)糧食生產(chǎn)企業(yè)不存在時(shí)，工資ω則不確定，需要求解。令生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)品價(jià)格為P1。對(duì)此，首先對(duì)現(xiàn)代糧食生產(chǎn)企業(yè)的利潤(rùn)最大化問(wèn)題中求取生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)所面臨的逆需求函數(shù)：

MaxIKαI1-α-P1I（1）

由（1）式利用利潤(rùn)最大化一階條件可知：

P1=（1-α）KαI1-α（2）

而（2）式洽為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)面對(duì)的逆需求函數(shù)，利用生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)利潤(rùn)最大化解法，可以得知生產(chǎn)性服務(wù)所雇傭的勞動(dòng)力數(shù)量以及工資的表達(dá)式：

MaxLIP1I-ωLI=（1-α）KαL1-α-ωLI=（1-α）KαL（1-α）（1-μ）-ωLI?（3）

（3）式的一階條件是：

ω=（1-α）2（1+μ）KαLI-η，其中η=（1+μ）α-μ?（4）

假設(shè)η>0，從而保證工資是就業(yè)的減函數(shù)，由（4）式變形可知：

LI=（（1-α）2（1+μ）Kαω）1η（5）

此時(shí)考慮勞動(dòng)力市場(chǎng)的出清條件，若傳統(tǒng)制造企業(yè)存在，則工資固定ω為1;若傳統(tǒng)制造企業(yè)不存在，則勞動(dòng)力全部在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)，此時(shí)LI=L。利用（4）式在只有現(xiàn)代制造企業(yè)的情況下，可以求得短期工資，對(duì)其取取對(duì)數(shù)可得：

lnω=ln（1-α）2（1+μ）L-η+αlnK（6）

由（5）式LI為資本K的增函數(shù)，而傳統(tǒng)制造企業(yè)的規(guī)模是不確定的，所以當(dāng)勞動(dòng)力滿(mǎn)足生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的需求后，剩下的勞動(dòng)力必然為傳統(tǒng)制造企業(yè)所吸收，所以傳統(tǒng)制造企業(yè)消失的臨界點(diǎn)洽存在于ω=1和LI=L時(shí)刻，設(shè)此時(shí)的臨界點(diǎn)為K0，則（4）式在ω=1，LI=L時(shí)可知：

1=（1-α）2（1+μ）K0αLI-η，η=（1+μ）α-μ（7）

由（7）式變形可得：

K0=Lη（1-α）2（1+μ）（8）

由以上可以得知，勞動(dòng)力市場(chǎng)短期的表達(dá)為：K>K0時(shí)，lnω=ln（1-α）2（1+μ）L-η+αlnK;K

然后對(duì)長(zhǎng)期期中的資本與工資關(guān)系進(jìn)行求解。忽略人口增長(zhǎng)，結(jié)合索洛模型：r*s=δ，其中r為資本回報(bào)率，s為儲(chǔ)蓄率，δ為資本折舊率。資本回報(bào)率可以由現(xiàn)代制造企業(yè)的優(yōu)化邊際條件可得：

r=αKα-1I1-α（9）

將（5）式帶入生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)可知：

I=（（1-α）2（1+μ）Kαω）1+ηη??（10）

將（10）式帶入（9）式，可得：

r=G*ω（μ+1）（α-1）η*Kμ（1-α）η，其中G=α（1+μ）（1-α）（1+μ）（1-α）η?（11）

將（11）式帶入r*s=δ，中，整理并取對(duì)數(shù)可知長(zhǎng)期工資為：

lnω*=η（1+μ）*（1-α）lnGsδ+μ1+μlnK（12）

將長(zhǎng)期工資與資本的關(guān)系同短期工資與資本的關(guān)系放入圖1中，可以發(fā)現(xiàn)存在三種情況。第一種情況為長(zhǎng)期工資如線(xiàn)B所展現(xiàn)的情況，長(zhǎng)期工資低于短期工資，此時(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)無(wú)法發(fā)展;第二種情況為長(zhǎng)期工資如線(xiàn)A所表達(dá)情況，長(zhǎng)期工資一直高于短期工資，并在K3時(shí)達(dá)到穩(wěn)定;第三種情況是長(zhǎng)期工資如線(xiàn)C所表達(dá)的情況，此時(shí)形成兩個(gè)交點(diǎn)K1和K2，而在K2為穩(wěn)定點(diǎn)。以上三種情況的發(fā)生由儲(chǔ)蓄率s決定，由于我國(guó)的儲(chǔ)蓄率較高，并結(jié)合姚洋提出我國(guó)長(zhǎng)期工資一直高于短期工資的結(jié)論[19]，在此判斷我國(guó)屬于第二種情況。在此基礎(chǔ)上分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的情況下即μ提高時(shí)，資本均衡點(diǎn)K的運(yùn)動(dòng)情況。在聯(lián)立（6）式與（12）可得：

ln（1-α）2（1+μ）L-η+αlnK=η（1+μ）*（1-α）lnGsδ+μ1+μlnK（13）

以隱函數(shù)的方式表達(dá)（13）式：

F（μ，K）=ln（1-α）2（1+μ）L-η+αlnK-η（1+μ）*（1-α）lnGsδ+μ1+μlnK=0（14）

結(jié)合長(zhǎng)期工資曲線(xiàn)斜率小于短期工資曲線(xiàn)斜率以及長(zhǎng)期工資曲線(xiàn)的縱軸截距大于短期工資曲線(xiàn)的縱軸截距這一條件，運(yùn)用隱函數(shù)求導(dǎo)，可以得到：

Cμ>0（15）

即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展提高將帶來(lái)均衡資本K的提高。由于C=β乘以糧食產(chǎn)量，故生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有正向影響。

（二）研究設(shè)計(jì)

1模型設(shè)定

根據(jù)前文理論分析，本文重點(diǎn)研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，同時(shí)引入其他可能對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生影響的因素作為控制變量。因此，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

lncrit=α0+α1lnproit+α2lnXit+εit?（16）

其中，crit表示t年地區(qū)i的農(nóng)村居民消費(fèi);proit為t年地區(qū)i的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平;Xit為模型中的控制變量;α0為截距項(xiàng);α1、α2為待估參數(shù);εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

地理學(xué)第一定律提出經(jīng)濟(jì)變量之間存在相關(guān)性，距離不同其關(guān)聯(lián)性的高低不同[20]。本文研究的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和農(nóng)村居民消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生知識(shí)溢出效應(yīng)以及消費(fèi)示范效應(yīng)，在實(shí)證檢驗(yàn)中僅考慮本區(qū)域內(nèi)部的影響效應(yīng)，而忽視區(qū)域之間的空間相關(guān)性，可能會(huì)造成估計(jì)結(jié)果的偏差，因此，綜合考慮經(jīng)濟(jì)變量之間的空間相關(guān)性，分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響及其空間溢出效應(yīng)?？臻g計(jì)量模型具備良好的檢驗(yàn)效果，能夠有效分析變量之間的空間效應(yīng)[21]?？臻gDurbin模型是空間自相關(guān)模型和空間滯后模型的綜合形式，能夠有效處理空間異質(zhì)性和不確定性[22]。因此，本文采用空間Durbin模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

根據(jù)實(shí)證需要構(gòu)建經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣。以中國(guó)198個(gè)地級(jí)市人均GDP差值的倒數(shù)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，Y[TX-]i、Y[TX-]j表示198個(gè)省市區(qū)2009-2018年人均GDP的均值;

wij=1Y[TX-]i-Y[TX-]j（17）

空間Durbin模型估計(jì)各個(gè)因素對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。結(jié)合本文對(duì)選取的解釋變量與被解釋變量，建立空間Durbin模型為：

lncrit=λ∑nj=1wij+proitβ+δ∑nj=1wijproit+αit+γit+μit（18）

其中，λ為空間自回歸系數(shù);wij為空間權(quán)重矩陣第i行j列的數(shù)值;δ用于捕捉被解釋變量間的空間影響;β是解釋變量的系數(shù);αi和γt分別表示可能的區(qū)域和時(shí)間固定效應(yīng);μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)且滿(mǎn)μit～N（0，σ2I）。

2主要變量

遵循指標(biāo)數(shù)據(jù)的科學(xué)客觀(guān)性和可獲得性原則，剔除數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重的樣本，選取2009-2018年中國(guó)198個(gè)地級(jí)市（不包括中國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)）作為樣本，部分缺失值采用線(xiàn)性插值法進(jìn)行相應(yīng)補(bǔ)充。

被解釋變量：農(nóng)村居民消費(fèi)（cr）。結(jié)合中國(guó)農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)實(shí)際情況，采用農(nóng)村居民人均生活性消費(fèi)支出作為本文的被解釋變量，以此代表農(nóng)村居民消費(fèi)水平發(fā)展情況，反映農(nóng)村居民消費(fèi)的基本變化[23]。該指標(biāo)是按照居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以2009年為基期）對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行平減得出。

核心解釋變量：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)（pro）。鑒于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性，本文選取用在農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)村科技服務(wù)、農(nóng)村金融、農(nóng)村信息軟件、農(nóng)村租賃商務(wù)、農(nóng)村物流為主營(yíng)業(yè)務(wù)的農(nóng)村私營(yíng)企業(yè)與個(gè)體經(jīng)營(yíng)戶(hù)的就業(yè)人數(shù)之和作為解釋變量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的替代變量[24]。

控制變量：為了使模型更加穩(wěn)健，選取以下五個(gè)變量作為控制變量。（1）收入差距（income）。收入差距會(huì)在一定程度上制約居民消費(fèi)，兩者之間存在負(fù)向影響，收入差距越大越會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村居民較強(qiáng)的儲(chǔ)蓄傾向，從而降低居民消費(fèi)。因此本文選取城鄉(xiāng)收入差距作為衡量收入差距的指標(biāo)。（2）人力資本（edu）。人力資本水平的高低一定程度上能反映居民消費(fèi)層次的不同，是影響消費(fèi)的重要因素，本文選取萬(wàn)人大學(xué)生在校生數(shù)作為衡量人力資本水平的指標(biāo)。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（dus）。產(chǎn)業(yè)升級(jí)通過(guò)總量擴(kuò)張和結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)，對(duì)居民消費(fèi)具有正向作用。本文選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。（4）城鎮(zhèn)化率（urban）。城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠帶動(dòng)人口轉(zhuǎn)移，改變居民消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)觀(guān)念，有效提高農(nóng)村居民的消費(fèi)需求。本文選取各個(gè)地級(jí)市城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诒戎刈鳛楹饬砍擎?zhèn)化率的指標(biāo)。（5）政府干預(yù)（gov）。政府支出的增加對(duì)提高居民生活質(zhì)量、改善消費(fèi)環(huán)境有重要作用，有利于促進(jìn)居民消費(fèi)總量的提升，本文選取各個(gè)地級(jí)市地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)支出占GDP比重作為衡量政府干預(yù)程度的指標(biāo)。

3數(shù)據(jù)來(lái)源

本文指標(biāo)選取的數(shù)據(jù)來(lái)源于統(tǒng)計(jì)年鑒。其中，農(nóng)村居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（2010-2019）和各個(gè)地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》（2010-2019）和《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2010-2019）;控制變量數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（2010-2019）中的數(shù)據(jù)計(jì)算得到。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

為消除異方差的影響，在實(shí)證分析中對(duì)所有變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，使回歸模型能夠得到穩(wěn)定的結(jié)果。本文總樣本數(shù)量為1980。從描述性統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果來(lái)看，農(nóng)業(yè)金融業(yè)和農(nóng)業(yè)物流業(yè)的平均就業(yè)人數(shù)位居第一和第二位，其次是農(nóng)業(yè)租賃商務(wù)業(yè)、農(nóng)業(yè)科技服務(wù)業(yè)以及農(nóng)業(yè)信息軟件業(yè)。各變量的最大值與其最小值之間的差值較大，表明中國(guó)各個(gè)空間區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和農(nóng)村居民消費(fèi)發(fā)展極不均衡，在實(shí)證分析時(shí)需考慮區(qū)域之間的空間相關(guān)性。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）空間統(tǒng)計(jì)分析

“十四五”以來(lái)，隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模的不斷壯大，中國(guó)綜合國(guó)力有了顯著提升。從國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)看，中國(guó)從1952年的679億上升到2020年的1015986億元，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)后勁十足。近年來(lái)，中國(guó)出口和投資動(dòng)能開(kāi)始萎縮，消費(fèi)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)力量。中國(guó)農(nóng)村地區(qū)面積與農(nóng)村人口數(shù)量在全國(guó)地區(qū)與總?cè)丝谥芯加邢喈?dāng)大的比重，目前，中國(guó)已將經(jīng)濟(jì)重心逐漸往農(nóng)村地區(qū)擴(kuò)展，但良好的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)與政策扶持并沒(méi)有帶動(dòng)農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)的快速提升，農(nóng)村居民消費(fèi)水平與國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在不協(xié)調(diào)的關(guān)系，居民消費(fèi)水準(zhǔn)跟不上經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐，農(nóng)村居民消費(fèi)潛力尚未完全釋放，農(nóng)村居民消費(fèi)需求不足、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)問(wèn)題等問(wèn)題較為突出。

圖2分別給出中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)2009年、2012年、2015年和2018年核密度函數(shù)估計(jì)圖。從整體看，中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)分布呈現(xiàn)出由單鋒收斂到雙峰發(fā)散的演進(jìn)趨勢(shì)，所有年份均存在明顯的兩個(gè)波峰，說(shuō)明中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的變化區(qū)間不斷增大，空間非均衡性較為顯著;從時(shí)間角度看，2009-2018年中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的核密度函數(shù)峰值逐漸向右移動(dòng)，且移動(dòng)距離較大，表明中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)在樣本期內(nèi)存在較大幅度的上升，但仍存在空間非均衡性特征;從波峰角度看，2009-2018年中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)核密度峰值逐漸下降，且寬度有逐漸增大趨勢(shì)，表明各個(gè)地區(qū)之間消費(fèi)水平差異不斷擴(kuò)大，中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)分布逐漸發(fā)散，區(qū)域發(fā)展極不均衡。

圖3報(bào)告了中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的時(shí)間趨勢(shì)。圖3顯示，2009-2018年中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)持續(xù)上升的態(tài)勢(shì)，中國(guó)農(nóng)村生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是在20世界80年代初期開(kāi)始發(fā)展的，處于萌芽階段的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主要是為糧食生產(chǎn)提供農(nóng)資供應(yīng)和銷(xiāo)售服務(wù)，隨著政府政策的傾斜和鼓勵(lì)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展不斷躍進(jìn)新臺(tái)階，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分類(lèi)發(fā)展格局不斷深化，鏈條化、網(wǎng)絡(luò)化、集群化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)加快推進(jìn)，體制機(jī)制和組織創(chuàng)新日趨活躍。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的蓬勃發(fā)展產(chǎn)生的知識(shí)溢出效應(yīng)不僅能夠帶動(dòng)區(qū)域內(nèi)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)，同時(shí)也能表現(xiàn)出明顯的空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)[25]。通過(guò)測(cè)算全局莫蘭指數(shù)與局部莫蘭指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)。如表2所示，在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣的全局自相關(guān)檢驗(yàn)中，2009-2018年農(nóng)村居民消費(fèi)的莫蘭值在0302-0394之間，均為正值，且都通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，2009-2018年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的莫蘭值在0058-0077之間，均為正值，且都通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，表明2009-2018年這10年中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與農(nóng)村居民消費(fèi)水平均強(qiáng)烈拒絕“無(wú)空間自相關(guān)”的原假設(shè)，即中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)均存在空間自相關(guān)，由此說(shuō)明使用空間計(jì)量模型分析二者關(guān)系的必要性。

本文以經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣為例，繪制2009年和2018年中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖，檢驗(yàn)局部地級(jí)市范圍內(nèi)的空間自相關(guān)性。局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖分為四個(gè)象限，其中，第一象限表示本地區(qū)和鄰近地區(qū)的發(fā)展水平較高，屬于“高高相鄰”地區(qū);第二象限表示本地區(qū)發(fā)展水平較低，鄰近地區(qū)的發(fā)展水平較高，屬于“低高相鄰”地區(qū);第三象限表示本地區(qū)和鄰近地區(qū)的發(fā)展水平較低，屬于“低低相鄰”地區(qū);第四象限表示本地區(qū)發(fā)展水平較高，鄰近地區(qū)的發(fā)展水平較低，屬于“高低相鄰”地區(qū)。如圖4所示，2009年和2018年農(nóng)村居民消費(fèi)（圖4a和圖4b）和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)（圖4c和圖4d）的局部莫蘭指數(shù)主要集中在一、三象限，說(shuō)明農(nóng)村居民消費(fèi)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在空間上呈現(xiàn)穩(wěn)定的空間自相關(guān)特征，這和全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果大致統(tǒng)一。以往研究中忽略?xún)烧咴诳臻g上的相關(guān)性，缺乏對(duì)空間溢出效應(yīng)的分析[17]，本文在現(xiàn)有的檢驗(yàn)結(jié)果下得出兩者的空間集聚特征顯著，從空間視角探究農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)，為農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)提供了新的增長(zhǎng)路徑。

（二）基準(zhǔn)回歸

選用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為核心解釋變量進(jìn)行模型設(shè)定的基準(zhǔn)回歸。表3的回歸結(jié)果顯示，固定效應(yīng)模型中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響系數(shù)為02019，在1%的顯著性水平下顯著;隨機(jī)效應(yīng)模型中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響系數(shù)為01199，在1%的顯著性水平下顯著;通過(guò)對(duì)比固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果，可以看出相比固定效應(yīng)回歸結(jié)果，隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果不太理想。同時(shí)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果支持固定效應(yīng)模型，因此本文優(yōu)先選擇建立固定效應(yīng)回歸模型。

（三）空間面板回歸

選擇經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下的固定效應(yīng)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分為五個(gè)子行業(yè)進(jìn)行實(shí)證分析。從表4可以看出，模型（1）-（6）的空間自相關(guān)系數(shù)均為正值，且都通過(guò)了1%的顯著性水平。進(jìn)一步將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分為農(nóng)村物流服務(wù)業(yè)、農(nóng)村信息軟件服務(wù)業(yè)、農(nóng)村金融服務(wù)業(yè)、農(nóng)村租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)以及農(nóng)村科技服務(wù)業(yè)，模型估計(jì)結(jié)果顯示各個(gè)子行業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的作用明顯。其中，農(nóng)村金融服務(wù)業(yè)的促進(jìn)作用微弱，可能原因在于一方面當(dāng)前農(nóng)村居民人力資本水平高低不一，消費(fèi)觀(guān)念尚未完全改變，對(duì)金融產(chǎn)品的認(rèn)知還未成熟[26];另一方面是由于受到傳統(tǒng)消費(fèi)理念的約束，農(nóng)村居民有著較高的資金儲(chǔ)蓄傾向，較少會(huì)運(yùn)用到金融產(chǎn)品或服務(wù)[27]。因此，農(nóng)村金融服務(wù)業(yè)的促進(jìn)作用相對(duì)其他四個(gè)子行業(yè)來(lái)看，促進(jìn)作用較小。

控制變量方面，表4的模型（1）估計(jì)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)收入差距、人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率和政府干預(yù)等5個(gè)變量通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)系數(shù)分別為-00923、00453、01558、00094和00099，其余5個(gè)模型估計(jì)結(jié)果與模型（1）基本一致，整體穩(wěn)健性較強(qiáng)。城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村居民消費(fèi)水平呈負(fù)向相關(guān)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，農(nóng)村居民易產(chǎn)生悲觀(guān)的消費(fèi)預(yù)期，不利于居民消費(fèi)支出增加，與客觀(guān)事實(shí)相符;人力資本水平與農(nóng)村居民消費(fèi)水平呈正向相關(guān)，農(nóng)村人力資本水平的不斷提高，必然會(huì)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平增加;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)水平呈正相關(guān)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)帶動(dòng)居民消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí)，刺激居民消費(fèi)水平增長(zhǎng);城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村居民消費(fèi)水平呈正向相關(guān)，城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，通過(guò)人力資本和知識(shí)溢出等效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出;政府干預(yù)與農(nóng)村居民消費(fèi)水平呈現(xiàn)正向關(guān)系，表明政府政策的傾斜能夠有效帶動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)水平提高。

由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和農(nóng)村居民消費(fèi)勢(shì)必會(huì)帶來(lái)空間上的輻射效應(yīng)和示范效應(yīng)。本文采用空間回歸偏微分方法進(jìn)一步將空間Durbin模型的影響效應(yīng)進(jìn)行空間效應(yīng)分解[25]。按照此方法將其分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，用以解釋農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)及其他要素對(duì)區(qū)域空間外的農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響[28]。將空間Durbin模型改寫(xiě)為矩陣模式并得到其偏微分矩陣為：

其中，直接效應(yīng)為右側(cè)矩陣的對(duì)角線(xiàn)元素的平均值，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的直接效應(yīng);空間溢出效應(yīng)（間接效應(yīng)）為右側(cè)矩陣的非對(duì)角線(xiàn)元素的行或列的平均值，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間溢出效應(yīng)可以表示為：

表5分別表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和五個(gè)子行業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的空間效應(yīng)分解。從測(cè)算結(jié)果可以看出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的直接效應(yīng)是00276，在5%的顯著性水平下顯著，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)每提高1%，農(nóng)村居民消費(fèi)水平就能增加00276%，說(shuō)明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)本地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的促進(jìn)作用較大，應(yīng)加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距，助推農(nóng)村居民消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí);農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的間接效應(yīng)是01856，在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不僅對(duì)本地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平會(huì)產(chǎn)生影響，且存在示范效應(yīng)，對(duì)相鄰地區(qū)的農(nóng)村居民消費(fèi)水平具有正向的空間溢出效應(yīng)，且效應(yīng)明顯。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分的五個(gè)子行業(yè)的直接和間接效應(yīng)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明這五個(gè)子行業(yè)不僅對(duì)本地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的會(huì)產(chǎn)生作用，同時(shí)也會(huì)影響鄰近地區(qū)的農(nóng)村居民消費(fèi)水平。

（四）異質(zhì)性討論

1地理區(qū)位異質(zhì)性

由于不同地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平程度不同、資源稟賦不同，地理區(qū)位之間的差異更是明顯，因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響也存在差異。從地理區(qū)位視角出發(fā)，將地級(jí)市樣本劃分為東部、中部、西部三大板塊，分區(qū)域進(jìn)一步探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。根據(jù)表6的實(shí)證結(jié)果可以看出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)東部地區(qū)和西部地區(qū)的直接影響較大，均在5%的顯著性水平下顯著。通過(guò)對(duì)比兩個(gè)地區(qū)系數(shù)可知，對(duì)西部地區(qū)的影響作用大于東部地區(qū)，這說(shuō)明中國(guó)加強(qiáng)了對(duì)西部地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的扶持政策，使得農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展穩(wěn)步提升，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用顯著;中部地區(qū)雖然沒(méi)有通過(guò)直接效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，但其空間溢出效應(yīng)顯著，總體而言對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響作用較為明顯。

2消費(fèi)層次異質(zhì)性

進(jìn)一步將農(nóng)村居民消費(fèi)層次劃分為生存型消費(fèi)、享受型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步運(yùn)用空間Durbin模型中的經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民三大類(lèi)消費(fèi)的影響，探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具體影響農(nóng)村居民消費(fèi)中的哪一類(lèi)消費(fèi)，為之后研究農(nóng)村居民消費(fèi)提供著力點(diǎn)。表7可以看出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)本地區(qū)生存型消費(fèi)和享受型消費(fèi)的影響較大，均在5%的顯著性水平下顯著，生存型消費(fèi)和享受型消費(fèi)主要是以農(nóng)村日常生活所需消費(fèi)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)消費(fèi)為主，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)提供的良種、農(nóng)資供應(yīng)、農(nóng)業(yè)科技以及農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)等專(zhuān)業(yè)化服務(wù)主要用以解決農(nóng)村居民生產(chǎn)和生活需求，因此直接影響較為顯著。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)本地區(qū)發(fā)展型消費(fèi)的促進(jìn)作用微弱，這說(shuō)明目前中國(guó)農(nóng)村地區(qū)居民對(duì)先進(jìn)技術(shù)的認(rèn)知程度與接受度較低，其消費(fèi)類(lèi)型也會(huì)存在較大差異。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于隨著被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平高低的不同，核心解釋變量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)生的作用可能存在差異，而以上回歸模型估計(jì)的是“平均影響”。因此，本文繼續(xù)采用面板分位數(shù)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，模型（7）是普通ols估計(jì)，模型（8）-（11）是對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的10%、30%、50%和90%的分位數(shù)分別進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如表8所示。從核心解釋變量的回歸系數(shù)的顯著性來(lái)看，10%之后的分位數(shù)回歸系數(shù)都是在1%的顯著性水平下顯著，10%的分位數(shù)回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著。從回歸系數(shù)的符號(hào)方向來(lái)看，對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平都具有正向影響，進(jìn)一步佐證了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的正向作用，整體穩(wěn)健性良好。從回歸系數(shù)來(lái)看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)整體的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)逐步上升的趨勢(shì)，說(shuō)明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的不斷提高而逐漸變大。

四、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

通過(guò)空間Durbin模型和空間效應(yīng)分解檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，本文的結(jié)論如下：

第一，中國(guó)地級(jí)市農(nóng)村居民消費(fèi)空間分異明顯，存在顯著的空間相關(guān)性和集聚特征。一是由于各個(gè)地級(jí)市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、風(fēng)俗習(xí)慣以及消費(fèi)理念差異較大，導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)能力與消費(fèi)需求存在異質(zhì)性，區(qū)域上具有明顯的不均衡發(fā)展現(xiàn)象。二是由于各個(gè)地級(jí)市之間空間距離近，勞動(dòng)力、技術(shù)以及資本可以自由流動(dòng)，消費(fèi)呈現(xiàn)出顯著的外溢性特征，高消費(fèi)地級(jí)市的輻射邊界逐漸擴(kuò)大，消費(fèi)冷點(diǎn)地區(qū)的空間范圍不斷縮小。

第二，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的提高具有正向效應(yīng)，且空間溢出效應(yīng)顯著。一是由于省域內(nèi)交通與時(shí)間成本高，對(duì)外輻射呈現(xiàn)減弱趨勢(shì)，而地級(jí)市與周邊農(nóng)村聯(lián)系密切，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展能夠通過(guò)吸納農(nóng)村富余勞動(dòng)力，實(shí)現(xiàn)人口轉(zhuǎn)移就業(yè)，激活居民增收內(nèi)生動(dòng)力，提升消費(fèi)能力。二是地級(jí)市作為中小城鎮(zhèn)與省域的連接樞紐，區(qū)位優(yōu)勢(shì)明顯，要素集聚效應(yīng)顯著，更容易打破地理障礙，對(duì)鄰近市區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生輻射效應(yīng)。

第三，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響具有異質(zhì)性特征。一是分行業(yè)類(lèi)型來(lái)看，物流、信息軟件、租賃商務(wù)以及科技等四個(gè)子行業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響顯著，而農(nóng)村金融的促進(jìn)作用微弱。原因在于中國(guó)各個(gè)地級(jí)市農(nóng)村居民受教育程度與傳統(tǒng)消費(fèi)觀(guān)念的約束，缺乏對(duì)金融產(chǎn)品的理性認(rèn)知與使用，加上預(yù)期不確定因素影響，消費(fèi)行為相對(duì)偏謹(jǐn)慎。二是分地理區(qū)位來(lái)看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)東部與西部地區(qū)的直接效應(yīng)顯著，原因在于西部地區(qū)的地級(jí)市的農(nóng)業(yè)政策扶持和教育資源傾斜力度較大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展環(huán)境得到良好改善和優(yōu)化，而東部地區(qū)各地級(jí)市憑借著自身?xiàng)l件優(yōu)勢(shì)，針對(duì)知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)的運(yùn)用較為成熟，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用較大。三是分消費(fèi)層次來(lái)看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)生存型和享受型消費(fèi)的影響較為明顯，對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的促進(jìn)作用微弱。原因在于地級(jí)市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)提供的服務(wù)在農(nóng)村地區(qū)主要是用以解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和農(nóng)村居民基本生活需求，而由于思想觀(guān)念約束，發(fā)展型消費(fèi)存在一定局限性。

第四，人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率和政府干預(yù)等因素有利于提升農(nóng)村居民消費(fèi)，而城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。原因在于城鎮(zhèn)化發(fā)展、政策支持、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)以及人力資本水平能夠改善消費(fèi)環(huán)境、轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀(guān)念、促進(jìn)消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí)，而城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會(huì)造成農(nóng)村居民預(yù)期消費(fèi)行為收斂，不利于消費(fèi)支出增加。

（二）政策建議

基于以上實(shí)證分析，為積極發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平提高，提升消費(fèi)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度，本文結(jié)合理論機(jī)制和實(shí)證結(jié)果提出以下建議：

第一，戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)培育與消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí)相匹配。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興、擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)的新動(dòng)力源泉。一是充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的要素集聚效應(yīng)，有效改善地級(jí)市農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)環(huán)境，提升農(nóng)村居民的消費(fèi)體驗(yàn)感和滿(mǎn)意度。二是積極拓展服務(wù)領(lǐng)域，推動(dòng)農(nóng)業(yè)科技、信息軟件、現(xiàn)代物流及農(nóng)村金融等知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)深入農(nóng)村地區(qū)，提升服務(wù)高效化與信息化水平，以加快產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和迎合農(nóng)村居民消費(fèi)需求，當(dāng)前農(nóng)村居民消費(fèi)仍停留在生存型消費(fèi)和享受型消費(fèi)，對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的需求不足，農(nóng)村生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)供給多樣化能有效提升發(fā)展型消費(fèi)支出，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí)。

第二，人力資本提升與金融知識(shí)普及相結(jié)合。由于各個(gè)地級(jí)市農(nóng)村居民受教育程度和傳統(tǒng)消費(fèi)理念的雙重約束，農(nóng)村金融服務(wù)業(yè)不足以帶動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)快速增長(zhǎng)，因此亟須轉(zhuǎn)變農(nóng)村居民消費(fèi)觀(guān)念，改變消費(fèi)行為。一是提升農(nóng)村人力資本水平，教育資源的投入能夠普遍提高農(nóng)村居民的文化素質(zhì)，增加對(duì)農(nóng)村金融服務(wù)的認(rèn)知度和接受度，引導(dǎo)農(nóng)村居民理性看待金融產(chǎn)品及服務(wù)。二是積極宣傳農(nóng)村金融的相關(guān)知識(shí)，鼓勵(lì)農(nóng)村居民主動(dòng)接觸農(nóng)村金融產(chǎn)品與服務(wù)，有利于降低傳統(tǒng)的邊際儲(chǔ)蓄傾向，擴(kuò)展當(dāng)期消費(fèi)的支出彈性空間。

第三，政策動(dòng)態(tài)調(diào)整與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展相適應(yīng)。根據(jù)各個(gè)地級(jí)市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際需求，制定不同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略和布局結(jié)構(gòu)。重點(diǎn)發(fā)展西部地區(qū)和東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，針對(duì)性帶動(dòng)中部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。一是政府應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的政策傾斜和資金支持，提升服務(wù)質(zhì)量，降低服務(wù)供給成本，助推農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)和效率提升。二是東部地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)顯著，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展迅速，基于本文探究的空間溢出效應(yīng)，東部地區(qū)應(yīng)充分發(fā)揮知識(shí)和技術(shù)的輻射效應(yīng)，加強(qiáng)區(qū)域間的分工協(xié)作，推廣先進(jìn)的服務(wù)技術(shù)和服務(wù)模式，帶動(dòng)中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同發(fā)展，縮小區(qū)域之間差距。三是東中西部不同地級(jí)市間城鎮(zhèn)化發(fā)展條件和程度不同，可以根據(jù)各個(gè)地級(jí)市自身情況形成以城鎮(zhèn)為中心的發(fā)展模式，利用城鎮(zhèn)消費(fèi)集聚和外溢效應(yīng)提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平，促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)。

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The?Impact?of?Agricultural?Productive?Services?on?Rural?Residents′?Consumption

and?Its?Spatial?Spillover?Effect——An?Empirical?Study?Based?on?Panel?Data?of

Prefecture-level?Cities?in?China?From?2009?to?2018

DU?Rong，?CAI?Rong

（Institute?of?Food?and?Strategic?Reserves，?Nanjing?University?of?Finance?and?Economics，

Nanjing?210003，?China）

Abstract：?Strengthening?the?core?role?of?consumption?in?economic?growth?has?an?irreplaceable?role?in?stimulating?domestic?demand?and?promoting?the?new?development?pattern?of?domestic?and?international?dual?circulation.?Based?on?the?annual?data?of?198?prefecture-level?cities?in?China?from?2009?to?2018，?this?paper?uses?the?spatial?Durbin?model?to?analyze?the?impact?of?agricultural?productive?services?on?rural?residents′?consumption.?The?study?found?that?there?are?obvious?spatial?differences?between?rural?residents′?consumption?and?agricultural?productive?services，?with?significant?spatial?correlations?and?agglomeration?characteristics.?The?agricultural?productive?services?plays?a?significant?role?in?promoting?rural?residents′?consumption，?and?the?spatial?spillover?effect?is?significant.?The?impact?of?agricultural?productive?services?on?rural?residents′?consumption?is?heterogeneous：?In?terms?of?industry?types，?four?sub-sectors，?including?logistics，?information?software，?leasing?business，?and?technology，?have?a?significant?impact?on?rural?residents′?consumption，?while?rural?finance?has?a?weak?role?in?promoting;?In?terms?of?geographical?location，?the?direct?effect?of?agricultural?productive?services?on?the?eastern?and?western?regions?is?significant;?In?terms?of?consumption?types，?agricultural?productive?services?have?a?significant?impact?on?living?and?enjoyment?consumption，?but?a?weak?promotion?on?development?consumption.?In?addition，?factors?such?as?human?capital?level，?industrial?structure，?urbanization?rate，?and?government?intervention?are?conducive?to?increasing?rural?residents′?consumption，?while?the?urban-rural?income?gap?is?negatively?correlated.?Therefore，?this?paper?proposes?to?strengthen?the?matching?between?the?cultivation?of?strategic?industries?and?the?transformation?and?upgrading?of?consumption，?promote?the?combination?of?human?capital?improvement?and?financial?knowledge?popularization，?and?pay?attention?to?the?dynamic?adjustment?of?policies?and?the?adaptation?of?regional?coordinated?development.

Keywords：agricultural?productive?services;rural?residents′?consumption;spatial?Durbin?model;spatial?spillover

（責(zé)任編輯：李江）