農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合時空格局演化及其影響因素分析

覃誠 朱雨晨

摘 要：本研究基于2005—2019 年31 省市區(qū)面板數(shù)據(jù)，采用耦合協(xié)調(diào)度模型對各省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度評價后，基于空間杜賓模型分析其時空格局變化及其影響因素。研究表明：（1）2005—2019 年各省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度逐年增長，都有了大幅度提升。但區(qū)域差異開始顯著，由2005 年東西部兩極分布，到現(xiàn)在出現(xiàn)梯度分布，總體沿海地區(qū)優(yōu)于中部地區(qū)，再優(yōu)于西部地區(qū)，魯、蘇、閩三地已經(jīng)成為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展第一梯隊。（2）本地產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化水平、科教水平、金融水平、消費水平對本省產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展作用顯著，對鄰省具有顯著正向的空間溢出效應(yīng)，而城鎮(zhèn)化水平和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)水平對鄰省具有顯著負向的虹吸效應(yīng)。據(jù)此提出應(yīng)加快中西部農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展、加快農(nóng)村金融發(fā)展、提升高等教育水平、完善農(nóng)產(chǎn)品物流網(wǎng)絡(luò)等政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村經(jīng)濟；產(chǎn)業(yè)融合；時空演變；影響因素

中圖分類號：F321 文獻標志碼：A 文章編號：2095-1329（2023）03-0141-08

農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題是關(guān)系國計民生的根本性問題。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略作為十九大提出的重要舉措，將在當前及未來一定時期內(nèi)成為農(nóng)業(yè)和農(nóng)村工作的核心。產(chǎn)業(yè)興旺是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵目標，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)具有豐富內(nèi)涵且類型多樣。農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展能夠提升農(nóng)業(yè)價值，鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè)的拓展能夠拓寬產(chǎn)業(yè)門類，休閑農(nóng)業(yè)的推廣能夠拓展農(nóng)業(yè)的功能，而鄉(xiāng)村新型服務(wù)業(yè)的發(fā)展則能夠豐富業(yè)態(tài)類型。這些產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是提升農(nóng)業(yè)、繁榮農(nóng)村和實現(xiàn)農(nóng)民富裕的關(guān)鍵。近年來，農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)和新業(yè)態(tài)不斷涌現(xiàn)，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展取得了顯著成果。然而，該發(fā)展過程也面臨一系列挑戰(zhàn)和問題。在產(chǎn)業(yè)鏈條中，第一產(chǎn)業(yè)在向后端延伸方面存在不充分的情況，第二產(chǎn)業(yè)在向兩端拓展方面存在不足，第三產(chǎn)業(yè)在高端開發(fā)方面滯后，同時，利益聯(lián)結(jié)機制不完善，導致各產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)之間的利益銜接不暢，存在著小規(guī)模、分散、低效、脆弱等問題突出的情況。

為解決上述問題，2020 年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部印發(fā)的《全國鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2020—2025 年）》（農(nóng)產(chǎn)發(fā)〔2020〕4 號）就明確提出“以一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展為路徑，發(fā)掘鄉(xiāng)村功能價值，強化創(chuàng)新引領(lǐng)，突出集群成鏈，延長產(chǎn)業(yè)鏈，提升價值鏈，培育發(fā)展新動能，聚焦重點產(chǎn)業(yè)，聚集資源要素，大力發(fā)展鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，為農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化和鄉(xiāng)村全面振興奠定堅實基礎(chǔ)”的指導思想。據(jù)此可以看出，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要方向，具有實現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、拓寬農(nóng)民增收渠道以及探索中國特色農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化道路的重要作用。

許多學者對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的定義和類型進行了研究[1-5]。另外，也有研究認為：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合是以農(nóng)業(yè)為基本依托，以新型經(jīng)營主體為引領(lǐng)，以利益聯(lián)結(jié)為紐帶，通過產(chǎn)業(yè)鏈延伸、產(chǎn)業(yè)功能拓展和要素集聚、技術(shù)滲透及組織制度創(chuàng)新，跨界集約配置資本、技術(shù)和資源要素，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)產(chǎn)品加工流通、農(nóng)資生產(chǎn)銷售和休閑旅游等服務(wù)業(yè)有機整合、緊密相連的過程[6]；農(nóng)村產(chǎn)業(yè)可以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)與第二、第三產(chǎn)業(yè)的有機結(jié)合，促進三次產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展[7]。部分學者則將農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合評價分為融合行為評價和融合效果評價[8-11]，而后或采用層次分析法，或利用熵值法確定各項指標的權(quán)重，從而構(gòu)建農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合評價指標體系。部分學者則采取耦合協(xié)調(diào)度的方法測算農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度，通過測度三產(chǎn)存在相互作用的影響程度，用以反映農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的水平[12-15]。而對于區(qū)域農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度時空格局變化的研究中，學者多只分析了區(qū)域時空格局變化的特征，對于時空格局變化的影響因素的研究尚不多見。如以分析我國各省級地區(qū)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的時空差異變化[16]；以傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)山東省作為研究區(qū)域，分析產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的時空演變規(guī)律和特征[17]；以中國31 個省區(qū)分析旅游產(chǎn)業(yè)與三次產(chǎn)業(yè)融合及時空演化特征[18]。

本文發(fā)現(xiàn)，雖然農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展評價和區(qū)域時空格局變化已有不少研究成果，但是也存在以下不足：一是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展評價指標體系復雜，且指標體系的構(gòu)建與內(nèi)涵不匹配。部分學者沒有注重產(chǎn)業(yè)融合中的融合特性，而是將農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的評價與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的評價相混同，或是將涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的三產(chǎn)融合向外延伸為三次產(chǎn)業(yè)之間的融合，忽略及弱化了不同涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)之間的融合關(guān)系。二是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展時空格局分析的時間線較短，且只分析特征，而沒有就時空格局變化的影響因素進行分析。部分學者往往只選取某個時間點的截面數(shù)據(jù)對產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度評價后分析區(qū)域差異，過于注重對時空格局變化特征的分析，對其變化背后的影響因素探討鮮有提及。

針對以上不足，本研究通過分析農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展內(nèi)部各子系統(tǒng)的相互關(guān)系，運用耦合協(xié)調(diào)度模型，分析各地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度，并基于2005—2019 年較長時空的面板數(shù)據(jù)，利用空間計量模型，分析各地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展時空格局演化特征及其背后的影響因素，并根據(jù)研究結(jié)果，提出政策建議。就農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展時空格局變化背后的影響因素進行分析，有利于縮小農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的區(qū)域差異，為“十四五”提出適宜的產(chǎn)業(yè)政策提供理論支撐。同時，考慮到新冠疫情對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合，尤其是休閑農(nóng)業(yè)、涉農(nóng)服務(wù)業(yè)的嚴重影響，本文排除了2020 年后的數(shù)據(jù)。而2023 年以來，新冠疫情的影響正在逐步減退，排除疫情大流行時期更有利于識別農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合各影響因素的因果關(guān)系。

1 研究方法

1.1 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度評價

本研究使用耦合協(xié)調(diào)度模型來評價農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度。耦合協(xié)調(diào)度是指相互作用過程中良性耦合的程度，涵蓋了子系統(tǒng)間相互作用和各系統(tǒng)的發(fā)展水平，反映了各系統(tǒng)之間相互作用。所以采納錢麗等構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)度模型的思路[19]，將農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合分為農(nóng)業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、涉農(nóng)服務(wù)業(yè)三個子系統(tǒng)。各子系統(tǒng)存在多重關(guān)聯(lián)的彼此促進、互相制約的作用關(guān)系，只有各子系統(tǒng)相互配合、互相協(xié)調(diào)，才能形成合力，協(xié)調(diào)發(fā)展。由此構(gòu)建本文的耦合協(xié)調(diào)度模型作為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度的評價，當農(nóng)業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、涉農(nóng)服務(wù)業(yè)三者之間相互關(guān)聯(lián)、配合得當時，為良性耦合，此時耦合度協(xié)調(diào)值偏高，反之，當三者之間互相摩擦，彼此制約時，為惡性耦合，耦合協(xié)調(diào)度值相應(yīng)較低。

具體模型由公式（1）～（3）組成，式中含義如表1。

1.2 影響因素的選取

根據(jù)農(nóng)業(yè)區(qū)域要素理論、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)布局理論、資源稟賦比較優(yōu)勢理論以及相關(guān)空間經(jīng)濟學理論，可以認為我國農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展綜合了經(jīng)濟社會再生產(chǎn)和自然再生產(chǎn)的要素。在這個過程中，自然、經(jīng)濟、市場、技術(shù)、政策等多種影響因素相互交織，從而塑造了當前我國獨特的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合格局。參照其他學者的研究，并結(jié)合本研究邏輯框架選取影響因素，如表2 所示，分別為城鎮(zhèn)化水平[14，20]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)化[20-21]、教育科技水平[21-22]、金融發(fā)展水平[14，20，23]、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)水平[22]、農(nóng)業(yè)支持力度[14]、交通網(wǎng)密度[22]、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資[23]、消費水平[22]。其中，教育科技水平、金融發(fā)展水平、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)水平、農(nóng)業(yè)支持力度、交通網(wǎng)密度、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、消費水平對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有正向促進作用。

教育科技水平越高，表明科技發(fā)展越好，科技是第一生產(chǎn)力，生產(chǎn)力水平的提升，會促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而使得不同的先進技術(shù)運用到農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平提升?？紤]到教育科技水平，尤其是是涉農(nóng)教育科技水平與高等教育發(fā)展關(guān)系較大，所以本研究用每十萬人口高等學校平均在校生數(shù)反映該地區(qū)教育科技的發(fā)展水平。

金融支持則是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的強大推動力，促進各項發(fā)展要素的流動，涉農(nóng)金融發(fā)展越好，對產(chǎn)業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)融合的提升就會越大。但金融機構(gòu)涉農(nóng)貸款指標是近幾年才開始統(tǒng)計，本研究跨度時期長，無法選取?？紤]到農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行是專業(yè)從事農(nóng)業(yè)政策性支持的銀行，可以反映地區(qū)涉農(nóng)金融支持力度，本研究用農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行貨款余額與農(nóng)村人口的比例反映地區(qū)涉農(nóng)金融支持水平。

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)水平突出反映了農(nóng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展程度，企業(yè)化發(fā)展是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的重要標志，使得農(nóng)業(yè)發(fā)展能力更強，更有動力和能力去促進產(chǎn)業(yè)融合。本研究用鄉(xiāng)村私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)與鄉(xiāng)村個體就業(yè)人數(shù)）之和比上農(nóng)村人口反映鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)水平。

農(nóng)業(yè)支持力度反映了地方政府對本地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持力度。本研究選取農(nóng)林水利支出與財政支出的比例反映農(nóng)業(yè)支持力度。

交通網(wǎng)密度越大，說明交通更加便捷，固定資產(chǎn)投資則是反映農(nóng)戶物質(zhì)裝備水平的因素，物質(zhì)裝備水平越高，交通更便捷，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的能力就越強。本研究用單位面積公路里程反映交通網(wǎng)密度。

消費水平則可以反映市場需求，市場需求越旺盛，產(chǎn)業(yè)融合的動力就越強。本研究用人均消費支出反映消費水平。

但是對于城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)化影響而言，預期影響不好判定。城鎮(zhèn)化水平越高，意味著農(nóng)村人口減少，可能會出現(xiàn)農(nóng)村勞動力供給不足，但也意味著涉農(nóng)收益可能會增大，從而使得農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度變化不好預期。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)化水平越高，意味著農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比降低，但農(nóng)產(chǎn)品加工和涉農(nóng)三產(chǎn)可能收益提升，從而使得農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度變化不好預期。城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诒戎捣从常a(chǎn)業(yè)非農(nóng)化水平用二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP 比重反映。

1.3 計量模型的設(shè)定

根據(jù)“地理學第一定律”，“所有事物都與其他事物相關(guān)聯(lián)，但較近的事物比較遠的事物更關(guān)聯(lián)”認為各省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合有著廣泛的聯(lián)系，而且距離越近的省份聯(lián)系越密切，為更好的探究這一問題，需用空間計量經(jīng)濟學的方法。在確定是否使用空間計量方法時，首先要考慮數(shù)據(jù)是否存在空間依賴性。如果不存在，則使用標準的計量方法即可；如果存在，則可使用空間計量方法?！翱臻g自相關(guān)”可理解為位置相近的區(qū)域具有相似的變量取值，如果高值與低值完全隨機分布，則不存在空間自相關(guān)。

1.4 數(shù)據(jù)來源

本文估計模型所采用的數(shù)據(jù)為2005 － 2019 年全國各省的面板數(shù)據(jù)。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值、城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎怠⒍?、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP 比重、農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資、鄉(xiāng)村私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)、鄉(xiāng)村個體就業(yè)人數(shù)、農(nóng)業(yè)支出、財政支出、公路里程、區(qū)域面積等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。每10 萬人口高等學校平均在校生數(shù)來源于《中國教育統(tǒng)計年鑒》、農(nóng)產(chǎn)品加工增加值來源于《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)林牧漁業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值來源于《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

2 結(jié)果與分析

2.1 各省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展時空格局分析

根據(jù)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度評價方法，基于2005—2019 年各省相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)標準化后，利用耦合協(xié)調(diào)度模型，計算出歷年各省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度?？傮w來看，具有如下三個特征：

2.1.1 全國及各地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展逐年穩(wěn)步提升

將全國各省市區(qū)（除港澳臺）分為東部地區(qū)（京、津、冀、滬、蘇、浙、閩、魯、粵）、中部地區(qū)（晉、皖、贛、豫、鄂、湘）、西北地區(qū)（蒙、藏、陜、甘、青、寧、新）、西南地區(qū)（桂、瓊、渝、川、貴、云）、東北地區(qū)（黑、吉、遼）。全國層面和區(qū)域?qū)用孓r(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度隨時間明顯提升。全國、東部、中部、西北部、西南部、東北各地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合程度分別由2005 年的0.19、0.30、0.17、0.10、011、0.24， 提升到2019 年的0.53、0.63、0.56、0.36、0.47、0.57，增幅高達179.29%、113.86%、225.24%、263.29%、320.90%、132.88%。

2.1.2 第二階梯地形區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展增速明顯高于其他地區(qū)

如圖1 所示，全國各省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展年均增長率平均值是9.25%。其中年均增長率超過20% 的省份1 個，超過10% 的省份達到9 個，超過5% 的省份達到27 個，沒有出現(xiàn)負增長的地區(qū)。

我國地勢呈現(xiàn)西高東低，地勢呈三級階梯狀逐級下降，可劃分為第一級階梯、第二級階梯與第三級階梯。第二階梯主要包括內(nèi)蒙古高原、黃土高原、云貴高原、準噶爾盆地、四川盆地、塔里木盆地的大部區(qū)域。位于第二階梯的晉、渝、貴、甘、蒙、陜、川、鄂等省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展增長速度明顯高于其他地區(qū)。其中貴、渝的增速尤為突出，分別達到21.21%、17.81%。

2.1.3 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度從沿海到內(nèi)陸梯次降低

如圖2 所示，東部和東北地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平明顯高于全國水平，中部地區(qū)2005 年到2011 年略低于全國水平，2012 年達到全國水平，2013 年開始反超全國水平。而西部地區(qū)一直略低于全國水平。結(jié)合圖2 所示可得，沿海地區(qū)到內(nèi)陸呈現(xiàn)梯度分布。沿海地區(qū)優(yōu)于中部地區(qū)，中部地區(qū)優(yōu)于西部地區(qū)。

將農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展分為Ⅰ（0～0.2）、Ⅱ（0.2～0.4）、Ⅲ（0.4～0.6）、Ⅳ（0.6～0.8）、Ⅴ（0.8～1）五個等級。

分以下四個時期進行分析：

2005 年及其之前，全國農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度明顯表現(xiàn)出沿海地區(qū)高于內(nèi)陸。此時沿海地區(qū)大部分均處于Ⅱ級水平，而內(nèi)陸地區(qū)大部分都屬于Ⅰ級，全國各地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合水平總體發(fā)展程度較低（圖2a）。

2005—2010 年期間，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度開始分化。從沿海地區(qū)來看，吉、遼、魯、蘇、閩、粵等省份開始率先進入Ⅲ級。從內(nèi)陸地區(qū)來看，黑、蒙、陜、贛、鄂、湘、皖、川、云、新等省份開始進入邁入Ⅱ級水平（圖2b）。

2010—2015 年期間，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展分化程度進一步提高。從全國層面來看，內(nèi)陸和沿海地區(qū)區(qū)域差異不再明顯。遼、魯、蘇、閩、鄂等省率先進入Ⅳ級（圖2c），第三階梯地形區(qū)基本上都已進入Ⅲ級。

2015—2019 年期間，開始出現(xiàn)明顯的梯度差異。魯、蘇、閩三地已經(jīng)率先進入Ⅴ級成為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展第一梯隊，豫、鄂、粵三地全部邁入Ⅳ級，是第二梯隊。藏、青、甘、寧、晉等地相對發(fā)展較差，處于第四梯隊。其余地區(qū)則為第三梯隊（圖2d）。

2.2 空間計量結(jié)果分析

2.2.1 空間相關(guān)性檢驗結(jié)果

從表3 可以看出，2005—2019 年間，我國農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展全局Morans Ⅰ指數(shù)均大于零，其P 值均在1%的水平上顯著，這一結(jié)果表明此期間內(nèi)省域農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度存在明顯的正向空間自相關(guān)性，也就是各省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展存在空間溢出效應(yīng)。同時，Morans Ⅰ指數(shù)值雖然有一定的波動性，從整體趨勢上看是逐年遞減的，表明我國省域之間空間效應(yīng)有所減弱。但本研究仍然認為在研究中國各省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響時需要考慮空間效應(yīng)給帶來的影響。

2.2.2 空間計量的結(jié)果分析

（1）空間杜賓模型回歸結(jié)果

本研究實證方面采用極大似然估計法對空間杜賓模型（SDM）進實證參數(shù)估計，同時考慮到固定效應(yīng)模型在解決內(nèi)生性上具有優(yōu)勢，因此本文采用固定效應(yīng)下估計的參數(shù)。

從表4 空間杜賓模型的回歸結(jié)果中可以初步看出，空間自回歸系數(shù)rho 顯著為正，由此進一步驗證了我國不同省份之間的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展存在明顯的空間集聚效應(yīng)。同時，對解釋變量估計系數(shù)的初步分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化水平、教育、金融發(fā)展水平、交通水平、農(nóng)村固定投資水平、消費水平系數(shù)顯著為正，表明它們均對省域之間農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的變化有著明顯影響。從模型解釋變量的空間滯后項來看，城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化水平、教育、金融發(fā)展水平、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)水平、消費水平的WX 的估計系數(shù)也都通過了顯著性檢驗，說明這些變量能夠通過空間溢出效應(yīng)來影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平格局的變遷。

根據(jù)Lesage 等[24] 的研究，如果被解釋變量的空間相關(guān)系數(shù)（rho）顯著不為零，則不能直接用回歸系數(shù)來度量解釋變量對被解釋變量的空間溢出效應(yīng)，而是需要將解釋變量對被解釋變量的空間溢出效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)[25-26]。其中總效應(yīng)表示某一個自變量的變化對所有地區(qū)產(chǎn)生的平均影響，直接效應(yīng)表示自變量的變化對本地區(qū)因變量產(chǎn)生的平均影響，間接效應(yīng)表示自變量對相鄰地區(qū)因變量產(chǎn)生的平均影響。

城鎮(zhèn)化水平的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)顯著為負，總效應(yīng)不顯著。表明該變量對本省的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著的正向影響，對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著負向影響。地區(qū)城鎮(zhèn)化水平越高，相應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟實力更加雄厚，對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的需求以及支持力度更大，可以促進本地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，但是對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有虹吸效應(yīng)，可能是城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)可將鄰近省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展優(yōu)勢吸聚。

產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化水平的直接效應(yīng)不顯著，間接效應(yīng)顯著為正，總效應(yīng)顯著為正。表明該變量對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著正向影響。產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化水平越高，表明工業(yè)發(fā)展程度越高，服務(wù)業(yè)發(fā)展更發(fā)達，極大的促進了農(nóng)業(yè)向二三產(chǎn)業(yè)融合，而且具有空間溢出效應(yīng)，對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有正向影響。

教育科技水平的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)顯著為正，總效應(yīng)顯著為正。表明該變量對本省的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著的正向影響，對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著正向影響。高等學校在校生人數(shù)越多，突出反映該省的教育科技水平越高，人才更多?？萍嫉母偁帤w根到底是人才的競爭，人是發(fā)展的第一要素，對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展起決定性作用，正向影響本省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融發(fā)展，且有空間溢出效應(yīng)，對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展也具有正向影響。

金融水平的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)顯著為正，總效應(yīng)顯著為正。表明該變量對本省的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著的正向影響，對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著正向影響。金融發(fā)展水平越高表明該省的投資越為豐富，資本流動性更高，對資源等要素的流動和配置水平就越高，促使農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展更好更快，不僅對本省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融發(fā)展具有正向影響，而且具有空間溢出效應(yīng)，對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展也具有正向影響。

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)水平直接效應(yīng)不顯著，間接效應(yīng)顯著為負，總效應(yīng)顯著為負。表明該變量對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著負向影響。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)對本省的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響不明顯，但是對鄰省的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有虹吸效應(yīng)，可能是由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)達，表明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)較為發(fā)達，將鄰省的人才和農(nóng)業(yè)資源吸收。

交通網(wǎng)密度的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)不顯著，總效應(yīng)顯著為正。表明該變量對本省的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著的正向影響。交通網(wǎng)密度越高，對該省農(nóng)產(chǎn)品及其原料運輸，涉農(nóng)旅游發(fā)展，人員和貨物流動都具有極大的促進作用，可以提高農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平。

農(nóng)村資產(chǎn)投資水平的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)不顯著，總效應(yīng)不顯著。表明該變量對本省的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著的正向影響。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資越高，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提升就會越大，對農(nóng)產(chǎn)品加工和涉農(nóng)三產(chǎn)的促進作用也會提升，從而提高農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平。

消費水平的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)顯著為正，總效應(yīng)顯著為正。表明該變量對本省的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著的正向影響，對鄰近省份的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平具有顯著正向影響。消費水平越高，表明一個地區(qū)的市場活力就會越高，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展明顯提升了農(nóng)產(chǎn)品的附加值，消費水平越高的地區(qū)，對此類農(nóng)產(chǎn)品和涉農(nóng)服務(wù)的需求會越大，從而提高農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平。

（2）多重共線性檢驗

多重共線性會導致參數(shù)估計量經(jīng)濟含義不合理，變量的顯著性檢驗失去意義。對于多重共線性的判斷依賴的主要是方差膨脹因子（VIF），如果方差膨脹因子過大，將會導致解釋變量的系數(shù)方差增大，將會導致檢驗難以通過。一般認為，最大的VIF 不超過10，則不存在明顯的多重共線性。

從表5 可以看出，消費水平VIF 值最高，為9.43，仍舊未超過10，而所有變量的VIF 均值為4.25。所以，本模型并不存在非常嚴重的多重共線性。

（3）Hausman 檢驗

與橫截面數(shù)據(jù)相比，面板數(shù)據(jù)在對不同個體間行為差異建模時的自由度更大。固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)是面板數(shù)據(jù)通用模型中躲不開的一對重要概念，前者認為不可觀測的個體效應(yīng)與解釋變量相關(guān)，而后者認為不可觀測的個體效應(yīng)與解釋變量無關(guān)。如錯誤估計，可能會導致解釋變量的系數(shù)有偏且不是有效的。Hausman 檢驗可以用于檢驗共同效應(yīng)與回歸元的正交性。對空間杜賓模型固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的兩組估計結(jié)果進行豪斯曼檢驗，檢驗結(jié)果如表6 所示。在1% 的顯著性水平下，明確拒絕原假設(shè)，所以本研究采用空間杜賓固定效應(yīng)模型是正確的。

3 政策建議

一是統(tǒng)籌區(qū)域發(fā)展，縮小不同區(qū)域間差距，加快中西部農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。本文研究發(fā)現(xiàn)，沿海地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度優(yōu)于中部地區(qū)，中部地區(qū)優(yōu)于西部地區(qū)，這與地方經(jīng)濟發(fā)展不無關(guān)系。區(qū)域發(fā)展差異已然成為我國發(fā)展穩(wěn)定不可回避的重大問題，加快中西部地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，對縮小我國區(qū)域間差距，促進社會穩(wěn)定，具有重大意義。目前中西部農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展增速快，處于中高速增長階段，可通過立足中西部特有農(nóng)牧資源，加強中西部地區(qū)加強標準化示范基地建設(shè)，推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合園區(qū)化發(fā)展，增強農(nóng)畜產(chǎn)品加工帶動能力，創(chuàng)新農(nóng)牧業(yè)流通方式，實施農(nóng)牧業(yè)品牌培育戰(zhàn)略等方式提高農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平，縮小與東部發(fā)達地區(qū)差距。

二是以金融發(fā)展推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，促進農(nóng)村三產(chǎn)融合。本文研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展不僅對本地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合具有顯著正向作用，并和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)化一樣還具有顯著的空間溢出效應(yīng)。應(yīng)當支持符合條件的農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)進行上市融資和債券發(fā)行，同時積極推廣小額信貸保證保險等新型險種。針對農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)和休閑農(nóng)業(yè)企業(yè)的融資和增信需求，應(yīng)將其納入農(nóng)業(yè)擔保體系的支持范圍。在此基礎(chǔ)上，積極推動廠房抵押、存單質(zhì)押、訂單融資和應(yīng)收賬款質(zhì)押等融資業(yè)務(wù)，同時創(chuàng)新“信貸+保險”和產(chǎn)業(yè)鏈金融等多種服務(wù)模式。

三是推動鄉(xiāng)村人才振興，提高農(nóng)村地區(qū)人力資本水平。本文研究發(fā)現(xiàn)，高等教育水平對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有顯著正向作用，還具有空間溢出效應(yīng)。提升勞動力教育水平，尤其是高等教育水平是未來發(fā)展的關(guān)鍵。一方面，要進一步重視高層次人次培養(yǎng)，關(guān)鍵是發(fā)揮好大學和高職院校作為教育人才培養(yǎng)機構(gòu)的作用。通過各種培養(yǎng)計劃，為鄉(xiāng)村隊伍輸送新鮮血液。另一方面，也要加強成人高等教育，鼓勵支持農(nóng)戶和返鄉(xiāng)農(nóng)民工，積極參加成人自學考試等成人教育，加強知識技能培訓，幫助農(nóng)民外出返崗就業(yè)，進一步提高待遇，盡可能在工作生活中，給他們更多幫助和關(guān)心。這樣的提高，除了意味著收入地位的調(diào)整，也包括其社會和職業(yè)聲望的增長。

四是加快農(nóng)村物流市場建設(shè)，完善農(nóng)村消費市場。

本文研究發(fā)現(xiàn)，消費、交通水平、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有顯著正向影響，消費還具有溢出效應(yīng)。農(nóng)村市場長期受硬件設(shè)施的制約而未能充分發(fā)揮，農(nóng)產(chǎn)品物流網(wǎng)絡(luò)是農(nóng)村發(fā)展的突出短板。農(nóng)產(chǎn)品出口受制于“最先一公里”，工業(yè)品進口受制于“最后一公里”。當務(wù)之急是促進農(nóng)產(chǎn)品消費，擴大休閑農(nóng)業(yè)消費市場，優(yōu)化冷鏈物流現(xiàn)代倉儲設(shè)施的布局，完善配送網(wǎng)絡(luò)，專注于提升村鎮(zhèn)末端配送服務(wù)的質(zhì)量。同時，充分利用民間資本，吸引更多民營企業(yè)參與農(nóng)村物流配送網(wǎng)絡(luò)和節(jié)點建設(shè)，以擴大流通網(wǎng)絡(luò)，降低流通成本。

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