山東省農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、空間集聚與農(nóng)民增收研究

付藝杰 孫瑜

付藝杰，孫 瑜 . 山東省農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、空間集聚與農(nóng)民增收研究［J］.湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2024，63（3）：125-128．

摘要：基于山東省2009—2018年統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，通過相關(guān)性分析、回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ脱芯拷陙砩綎|省農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新力度、空間集聚情況對(duì)農(nóng)民增收的影響。結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、空間集聚對(duì)農(nóng)民增收均有正向顯著促進(jìn)作用。據(jù)此提出要加大農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入、促進(jìn)各地農(nóng)業(yè)科技自主創(chuàng)新，合理優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新產(chǎn)生的資源、完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新體系等建議，以期促進(jìn)農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定、可持續(xù)的健康增長。

關(guān)鍵詞：科技創(chuàng)新；空間集聚；農(nóng)民增收；山東省

中圖分類號(hào)：F323.3；F323.8? ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：0439-8114（2024）03-0125-04

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2024.03.019 開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

新時(shí)代中國特色社會(huì)主義的重要研究方向之一是促進(jìn)農(nóng)民收入的增長，經(jīng)過中國近40多年的改革強(qiáng)化，在國家“強(qiáng)農(nóng)、支農(nóng)、惠農(nóng)”的政策下，農(nóng)業(yè)投入每年都有增加。2009—2018年糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)了持續(xù)的穩(wěn)定增長。但隨著中國進(jìn)入工業(yè)化的后期，“三農(nóng)”問題越來越嚴(yán)峻。生產(chǎn)與消費(fèi)兩者不能形成有效的供給平衡，農(nóng)產(chǎn)品受到成本價(jià)格的雙重壓力，從而被大大地降低了市場競爭力，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益減少，農(nóng)民收入更少。2018年，中國農(nóng)村居民人均可支配收入達(dá)14 617.03元，是1978年的110倍，但平均增長率仍遠(yuǎn)落后于國內(nèi)生產(chǎn)總值的年均增長率。從全國農(nóng)村貧困人口數(shù)量的角度來看，到2018年仍有1 600萬人。據(jù)有關(guān)統(tǒng)計(jì)，2017年農(nóng)民人均純收入為1 467元，但增長率僅8.82%，相比之下，2015年8.90%的增長率更高，甚至2014年11.23% 的增長率也遠(yuǎn)高于2017年。因此，中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前路受到制約，農(nóng)民收入增長緩慢是主要問題所在。

中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)踐階段，加之資源環(huán)境的約束導(dǎo)致的問題，農(nóng)民增收的傳統(tǒng)驅(qū)動(dòng)力已經(jīng)被減弱，雖然農(nóng)民可以通過投資非農(nóng)產(chǎn)業(yè)從而獲得更高的回報(bào)，新時(shí)代的增收方式也更加廣泛，但農(nóng)民收入的主要來源之一仍舊是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，并且山東省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚已有較長一段時(shí)間的發(fā)展歷程。因此，依托農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和農(nóng)業(yè)空間集聚，促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)增收的研究具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

通過文獻(xiàn)整理與總結(jié)，以往的學(xué)者在此方面進(jìn)行了相關(guān)的研究，主要集中在2個(gè)方面。一是空間集聚層面。張哲晰等［1］利用空間Durbin模型、兩部制模型、地理加權(quán)回歸3種模型，從空間角度來分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚能夠顯著提高當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的人均收入。李博偉等［2］利用閾值回歸模型，認(rèn)為當(dāng)集聚程度低于0.761 9的閾值時(shí)，集聚對(duì)農(nóng)民收入的影響不顯著，當(dāng)集聚程度高于閾值時(shí)，集聚對(duì)農(nóng)民收入的增長有顯著促進(jìn)作用，隨著集聚效應(yīng)的激活，個(gè)體差異對(duì)農(nóng)民收入的影響減弱。彭暉等［3］利用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，認(rèn)為中國蔬菜生產(chǎn)集中度具有正的空間相關(guān)性，一個(gè)地區(qū)蔬菜生產(chǎn)集中度取決于鄰近地區(qū)蔬菜生產(chǎn)集中度，而中部地區(qū)（河南省、湖北省、湖南省等）則具有高集中度的良性發(fā)展趨勢。相反，郝曉燕［4］利用威廉姆假說和門檻模型，得出無論技術(shù)進(jìn)步處于何種門檻區(qū)間，集聚對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響均為顯著的負(fù)向作用，即集聚越來越不利于技術(shù)進(jìn)步的增長，集聚產(chǎn)生了擁擠效應(yīng)的結(jié)論。根據(jù)這一文獻(xiàn)資料，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚阻礙了農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步，技術(shù)得不到提升，則使得農(nóng)民收入會(huì)在一定時(shí)間內(nèi)到達(dá)一定的瓶頸而無法突破。由這2種觀點(diǎn)可以得出，山東省農(nóng)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收的影響還需進(jìn)一步的求證。

二是農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新層面。農(nóng)民人均純收入、農(nóng)民工資性收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入會(huì)明顯地促進(jìn)科技創(chuàng)新技術(shù)進(jìn)步，但各方面的作用不一［5］。李婕等［6］提出，農(nóng)業(yè)前沿的技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率對(duì)增加農(nóng)民收入具有顯著的積極作用。楊義武等［7］指出，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)民增收具有顯著的正效應(yīng)，農(nóng)業(yè)發(fā)明專利對(duì)農(nóng)民增收的溢出效應(yīng)明顯大于實(shí)用新型。

現(xiàn)有的關(guān)于農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和空間相關(guān)效應(yīng)的文獻(xiàn)大多基于區(qū)域特定空間稟賦條件的相似性，但這只能反映區(qū)域間農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的靜態(tài)空間相關(guān)效應(yīng)、空間相關(guān)效應(yīng)和農(nóng)民收入增長，不足以揭示山東省農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新組合和空間相關(guān)效應(yīng)對(duì)農(nóng)民收入增長的影響?；诖耍狙芯繉?duì)農(nóng)民增收進(jìn)行更加明晰化的研究，以此激勵(lì)農(nóng)村干部加大對(duì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入的比重，在空間集聚方面給予更多的關(guān)注，實(shí)施更加可行化的措施，以幫助農(nóng)民增收致富。

2 變量解釋與數(shù)據(jù)來源

2.1 變量解釋

2.1.1 外生變量解釋 自變量，又稱解釋變量或外生變量。本研究的外生變量是農(nóng)民收入水平，農(nóng)民收入水平是指農(nóng)村居民在一定時(shí)期（1年）內(nèi)各渠道的總收入，包括貨幣收入和實(shí)際收入，不扣除取得該收入所發(fā)生的費(fèi)用。使用統(tǒng)計(jì)年鑒時(shí)，用年末農(nóng)民人均可支配收入衡量這一指標(biāo)。

2.1.2 內(nèi)生變量解釋 因變量，又稱被解釋變量或內(nèi)生變量。本研究的內(nèi)生變量是農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入水平和空間集聚程度。

1）農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新。由于山東省農(nóng)業(yè)科技投入數(shù)據(jù)偏少，為了保證數(shù)據(jù)的完整性和回歸結(jié)果的可靠性，采用山東省7%的科研經(jīng)費(fèi)作為農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入水平的代理變量。根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部公布的相關(guān)數(shù)據(jù)，2009年以來，中國農(nóng)業(yè)科技投入占科技投入總量的比重一直保持在6.4%～7.4%?；诖?，利用上述數(shù)據(jù)測算農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入水平是可行的。

2）空間集聚?？臻g集聚是促進(jìn)鄉(xiāng)村城鎮(zhèn)化的一個(gè)重要因素。一般認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)的固定資產(chǎn)投資越多，相應(yīng)的機(jī)械設(shè)備和工廠設(shè)備越好，空間集聚水平就越高。本研究用地區(qū)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額衡量空間集聚程度。

2.2 數(shù)據(jù)來源

選取2009—2018年山東省的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，研究山東省農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入水平、空間集聚程度與農(nóng)民收入之間的相關(guān)性。所有數(shù)據(jù)均來自《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》《山東省農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 實(shí)證分析

3.1 山東省農(nóng)民收入現(xiàn)狀

農(nóng)民收入是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況最直觀的體現(xiàn)，通過農(nóng)民收入的統(tǒng)計(jì)分析能夠清晰地反映出農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。同時(shí)，農(nóng)民收入增減水平的變化也是衡量農(nóng)民收入現(xiàn)狀的標(biāo)準(zhǔn)之一。2009—2018年山東省農(nóng)民收入變化情況如圖1所示。

由圖1可知，自2009年以來山東省農(nóng)民收入呈逐年穩(wěn)步增長的趨勢。截至2018年，農(nóng)民收入可達(dá)16 297元，比2009年增長164.82%。增長速度在2011年達(dá)到最高值，比2010年增長19.34%。從2011年以后，情況開始出現(xiàn)反轉(zhuǎn)，盡管農(nóng)民收入在逐年增加，但是農(nóng)民收入的增長率開始有緩慢下降的趨勢，這就使得對(duì)于農(nóng)民收入來說，突破增長的瓶頸，使其盡快達(dá)到一個(gè)新的高度，是新時(shí)代對(duì)農(nóng)村發(fā)展的新要求。

3.2 農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)民增收的影響

首先，檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與農(nóng)民增收之間是否存在線性相關(guān)關(guān)系，如表1、表2所示。由表1可知，2009—2018年，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的平均值為8 388 155.026元，標(biāo)準(zhǔn)偏差為2 881 631.739元；農(nóng)民收入水平的平均值為11 195.734元，標(biāo)準(zhǔn)偏差為3 434.891元。

皮爾遜相關(guān)性為負(fù)值，即為負(fù)相關(guān)；皮爾遜相關(guān)性為正值，即為正相關(guān)；皮爾遜相關(guān)性越大（越趨近于1），線性相關(guān)越強(qiáng)。由表2可知，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與農(nóng)民收入水平的皮爾遜相關(guān)性為0.987，因此，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與農(nóng)民收入水平之間是正相關(guān)，0.987接近于1，所以二者的相關(guān)性顯著。P>0.05即為不顯著；0.01≤P≤0.05即為顯著；P<0.01為極顯著。P越小，顯著性越強(qiáng)。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平與農(nóng)民收入的 P=0.000<0.01，因此，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平與農(nóng)民收入之間為極顯著相關(guān)關(guān)系。

若P>0.05，則不能用于回歸檢驗(yàn)分析。由表3可知，P為0.000<0.01，因此農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與農(nóng)民收入水平是可以用回歸檢驗(yàn)來進(jìn)行下一步的分析。

R2表示回歸方程模型擬合度的好壞，越接近1則表示模型越合理。由表4可知，R2為0.973，非常接近于1，說明該回歸模型是合理的，也表明自變量農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新解釋了97.3%的因變量農(nóng)民收入水平的變化。

由表5可知，根據(jù)未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B可以得出一元線性回歸方程為y1=1 330.474x+0.001?；貧w系數(shù)a=1 330.474，即表征農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的科研費(fèi)用支出每增加1元，農(nóng)民收入平均增加13 330.474元。

綜上分析可知，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)民收入水平具有促進(jìn)作用，科技是第一生產(chǎn)力，加大地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入的水平，將在一定程度上促進(jìn)農(nóng)民的收入，但各地方政府在撥款投入創(chuàng)新建立時(shí)，需把好財(cái)務(wù)關(guān)，讓投資真正流入到應(yīng)該到的地方，同時(shí)應(yīng)該積極鼓動(dòng)農(nóng)村干部的新思想，號(hào)召其認(rèn)識(shí)到科技創(chuàng)新的重要性。

3.3 空間集聚對(duì)農(nóng)民增收的影響

其次，檢驗(yàn)空間集聚與農(nóng)民增收之間是否存在線性相關(guān)關(guān)系，如表6、表7所示。由表6可知，2009—2018年由固定資產(chǎn)投資表征的空間集聚的平均值為39 275.642元，標(biāo)準(zhǔn)偏差為13 846.709元；農(nóng)民收入水平的平均值為11 195.734元，標(biāo)準(zhǔn)偏差為? ? ?3 434.891元。

由表7可知，空間集聚與農(nóng)民收入水平的皮爾遜相關(guān)性為0.992，所以空間集聚與農(nóng)民收入水平之間是正相關(guān)，0.992接近于1，因此，二者的相關(guān)性顯著?？臻g集聚與農(nóng)民收入水平的P為0.000<0.01，因此，空間集聚與農(nóng)民收入水平之間是極顯著相關(guān)關(guān)系。

綜上分析可知，空間集聚對(duì)農(nóng)民增收具有一定的促進(jìn)作用。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中需注重資源的利用程度，這也需要當(dāng)?shù)卣粩嘈麄餍录夹g(shù)、新資源如何更好地利用，從而幫助農(nóng)民實(shí)現(xiàn)資源利用最大化。

4 小結(jié)與建議

農(nóng)民生活水平的高低得益于農(nóng)民收入的增長，近年來，農(nóng)民收入如何增長問題是中國高度重視的關(guān)鍵性問題。本研究認(rèn)為在促進(jìn)農(nóng)民收入增加的各種因素中，科技創(chuàng)新水平的影響越來越大，是解決農(nóng)民增收的根本源頭。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新在降低農(nóng)村產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)成本、調(diào)整新興產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)框架、提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、開拓市場、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平等方面都有著舉足輕重的作用。然而中國在農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新方面還存在許多不足之處，需要努力克服這些阻礙因素，努力發(fā)展農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，以嶄新的方式促進(jìn)農(nóng)民增收?，F(xiàn)有關(guān)于農(nóng)民收入增長效應(yīng)的文獻(xiàn)研究基于區(qū)域自主性假設(shè)，本研究基于山東省2009—2018年的數(shù)據(jù)，從農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和空間集聚2個(gè)方面分析了農(nóng)民增收效應(yīng)，得到如下結(jié)論和對(duì)策建議。

首先，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)民增收有正向顯著促進(jìn)作用。因此，一是加大農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入，促進(jìn)各地農(nóng)業(yè)科技自主創(chuàng)新，既要發(fā)揮政府主導(dǎo)的多元化農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣組織的作用，還要加強(qiáng)市場化農(nóng)業(yè)技術(shù)外包服務(wù)的業(yè)務(wù)支撐能力，建立區(qū)域農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新協(xié)調(diào)共享機(jī)制。二是要理順中央和地方財(cái)權(quán)、事權(quán)的關(guān)系，中央政府應(yīng)通過財(cái)政補(bǔ)貼或頒布相關(guān)法律法規(guī)來支持農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的發(fā)展，以彌補(bǔ)地方政府由于公共物品性質(zhì)而對(duì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新缺乏積極性的不足。三是加大對(duì)科技含量高的農(nóng)業(yè)發(fā)明專利的支持和扶持，擴(kuò)大發(fā)明專利在農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新體系中的比重。

其次，空間集聚對(duì)農(nóng)民增收有正向顯著促進(jìn)作用。因此，政府在加大農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入的同時(shí)，必須合理優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新產(chǎn)生的資源，完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新體系，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，同時(shí)，要繼續(xù)加強(qiáng)空間集聚，最終促進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入、空間集聚和農(nóng)民增收協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 張哲晰，穆月英. 空間視角下農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的增收效應(yīng)研究——基于蔬菜專業(yè)村的實(shí)證［J］. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2018（7）： 19-32.？

［2］ 李博偉，徐 翔.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚、技術(shù)支撐主體嵌入對(duì)農(nóng)戶采納新技術(shù)行為的空間影響——以淡水養(yǎng)殖為例［J］.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018，18（1）：124-136，164.

［3］ 彭 暉，張嘉望，李博陽. 我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)集聚的時(shí)空格局及影響因素——以蔬菜生產(chǎn)為例［J］. 西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2017， 17（6）： 81-90.

［4］ 郝曉燕. 我國小麥生產(chǎn)區(qū)位集聚：特征、影響因素及增長效應(yīng)［D］. 北京：中國農(nóng)業(yè)大學(xué)， 2018.

［5］ 張志新，林 立，黃海蓉.再論技術(shù)進(jìn)步的農(nóng)民增收效應(yīng)：來自中國14個(gè)農(nóng)業(yè)大省2000-2017年的證據(jù)［J］.湖南社會(huì)科學(xué)，2020（2）：112-120.

［6］ 李 婕，張?zhí)m婷.農(nóng)業(yè)前沿技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率和農(nóng)民增收［J］.世界農(nóng)業(yè)，2019（2）：70-76，107.

［7］ 楊義武，林萬龍.農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、空間關(guān)聯(lián)與農(nóng)民增收［J］.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2018（7）：70-82.

收稿日期：2022-05-05

基金項(xiàng)目：大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)校級(jí)項(xiàng)目；山東省教育廳項(xiàng)目（M2020111）；山東省人文社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目（662/2322717）

作者簡介：付藝杰（1998-），女，山東濰坊人，在讀碩士研究生，研究方向?yàn)樨?cái)務(wù)會(huì)計(jì)與信息批量，（電話）15689891681（電子信箱）f15689891681@163.com；通信作者，孫 瑜（1980-），女，山東棲霞人，副教授，博士，主要從事農(nóng)林經(jīng)濟(jì)與管理研究，（電話）13963926303（電子信箱）sylyac2006@163.com。