金倩+++薛巖龍+++李翔

摘要：產(chǎn)業(yè)結(jié)果轉(zhuǎn)型對鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。文章以安徽省為例，研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長的影響，結(jié)論表明，村莊內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換能顯著促進村莊經(jīng)濟的增長，村民外出務(wù)工對村莊經(jīng)濟增長具有顯著的負面影響，并且村莊經(jīng)濟增長之間存在著顯著的空間依賴關(guān)系。

關(guān)鍵詞： 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟增長；空間計量

一、 問題的提出

自改革開放以來，我國國民經(jīng)濟經(jīng)歷了一個快速增長期。在我國經(jīng)濟快速增長的過程中，我國鄉(xiāng)村經(jīng)濟也獲得了迅速的發(fā)展。1980年～2015年間，我國農(nóng)村人均年收入從191.3元增長到11 422元，年均增長17.7%，高于GDP的年均增速。整體來看，我國鄉(xiāng)村的貧困人口數(shù)量急劇下降，為世界減貧工作做出了重要的貢獻，被國際組織公認為減貧的成功范例。盡管我國鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展整體取得了巨大的成就，但仍然存在著一批貧困地區(qū)。根據(jù)國家扶貧開發(fā)領(lǐng)導小組的數(shù)據(jù)，截止到2016年為止，我國仍然存在著國家級貧困縣592個，雖然當年實現(xiàn)減少貧困人口1 240多萬人，但還有4 335萬人處于貧困縣以下。

貧困山區(qū)不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)、不同村的經(jīng)濟發(fā)展水平的差異引發(fā)了我們的思考。為什么在整體上同樣處在貧困山區(qū)縣，不同的鄉(xiāng)鎮(zhèn)或者村之間會有不同的經(jīng)濟發(fā)展水平？到底是什么因素促進了鄉(xiāng)村之間經(jīng)濟發(fā)展的不均衡，這是本文的研究內(nèi)容。

本文以安徽省為例，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的角度，探究貧困山區(qū)的鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長的內(nèi)在邏輯，分析縣域內(nèi)各村經(jīng)濟發(fā)展水平差異性的形成原因與影響機制，為通過現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展引發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換促進貧困山區(qū)經(jīng)濟發(fā)展提供科學依據(jù)。

二、 模型的選擇與變量測度

1. 研究思路與基本模型。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長的影響，從本質(zhì)上是一種時間動態(tài)的影響關(guān)系，需要利用一個或者多個經(jīng)濟體的時間序列數(shù)據(jù)來驗證，這是經(jīng)濟增長的實證研究中的常用思路（林毅夫，1994；Mcmillan，Whalley & Zhu，1989；喬榛，2006）。

為了驗證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長的影響，本文構(gòu)建了以下的多元回歸基本模型：

Y=AX+BZ+ε（1）

其中，Y是代表鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長的被解釋變量，X是代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵解釋變量，Z是一組控制變量，？著是隨機擾動項目。在確定是否使用空間計量方法的時候，首先要考察數(shù)據(jù)是否存在空間相關(guān)性。如果不存在，則使用標準的計量方法就可以了。如果存在，就需要使用空間計量方法。

2. 變量的選擇與測度。

（1）鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長變量及其測度。經(jīng)濟增長是指一個國家或地區(qū)人均產(chǎn)出水平的持續(xù)增長，許多文獻使用人均生產(chǎn)總值來度量該地區(qū)的經(jīng)濟增長（談儒勇，1999；劉偉，2002）本文使用人均生產(chǎn)總值來度量鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長。因為人均生產(chǎn)總值的取值一直為正值，為了使得回歸的隨機誤差項盡量服從正態(tài)分布。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換變量及其測度。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高新技術(shù)以及高附加值的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變的過程，伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，勞動力結(jié)構(gòu)也會相應發(fā)生轉(zhuǎn)變，由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)換。在本文中我們使用現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人比例和外出務(wù)工比例來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人比例（Mindlabor）是指從事現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人數(shù)占總勞動力的比重，是衡量一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整率的重要指標。而外出務(wù)工比例（Laborout）是指本村外出務(wù)工人數(shù)占總勞動力的比例，外出務(wù)工比例越大，說明本地投入的勞動力越少，從理論上講，外出務(wù)工比例對經(jīng)濟增長的應該是負向關(guān)系。

（3）空間關(guān)系及其測度。本文使用空間權(quán)重來測度空間關(guān)系變量，空間權(quán)重是具體化研究對象外部周圍的空間因素對其影響的機制和方式，對空間計量模型中最為關(guān)鍵的因素，其選擇正確與否關(guān)系到模型估計的最終結(jié)果。目前，根據(jù)已有研究的成果，主要有3種主流的空間權(quán)重矩陣設(shè)定的方法，具體來說，有以下三種：①0-1空間權(quán)重矩陣；②地理距離空間權(quán)重矩陣；③經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣。其中本文使用第一種方法即0-1空間權(quán)重矩陣方法，0-1空間權(quán)重矩陣是依據(jù)地理是否相鄰來設(shè)定，地理相鄰的地區(qū)被賦予“1”，否則賦予“0”，該權(quán)重矩陣定義如下：

Wij=1 區(qū)域i與j相鄰0 區(qū)域i與j不相鄰

（4）控制變量的選擇與測度。關(guān)于控制變量，與Chow（1993）一樣，本文控制了農(nóng)業(yè)土地投入的變量。農(nóng)業(yè)土地投入會影響鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長，同時土地的類型直接和當?shù)氐亩?、三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)、以及農(nóng)民工外出務(wù)工等因素具有相關(guān)性。與Chow（1993）、胡永泰（1998）、Dekle（2013）等文獻一樣，本文同時控制了資本投入。同時，本文還控制了影響鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長的一些其他因素，主要包括農(nóng)村村干部的特征因素、基礎(chǔ)設(shè)施以及制度和政策因素。

三、 數(shù)據(jù)及其描述性統(tǒng)計

本文觀測單位是2011年安徽省境內(nèi)224個行政村，數(shù)據(jù)來源于2012年開展的抽樣調(diào)查。共發(fā)放問卷224份，回收224份，有效率100%。各個變量的統(tǒng)計性描述見表1和表2。

四、 估計結(jié)果及其討論

根據(jù)以上分析，這里需要估計的模型可整理如下：

基本模型：

對于基本模型（2式）可采用一般最小二乘法（OLS）進行估計，但是對于空間滯后模型（3式）和空間誤差模型（4式），由于最小二乘法在空間計量模型中估計的缺陷（Anselin，1988），本文采用極大似然估計來克服這些缺陷。

2. 模型估計結(jié)果。如果空間依賴性存在而沒有考慮，會給回歸結(jié)果帶來偏誤。因此，需要對因變量進行全局自相關(guān)指標及相應檢驗，估計結(jié)果如表所示。人均GDP的莫蘭指數(shù)I，吉爾里指數(shù)C和Getis-Ord指數(shù)檢驗結(jié)果均通過了1%顯著性水平的檢驗。這表明，強烈拒絕“無空間自相關(guān)”的原假設(shè)，即認為存在空間自相關(guān)。

從表3可知，這三個全局空間自相關(guān)指標均強烈拒絕“無空間自相關(guān)”的原假設(shè)，即認為存在空間自相關(guān)。endprint

通過比較OLS回歸和考慮空間因素的的空間滯后模型和空間誤差模型結(jié)果，核心的變量的系數(shù)和顯著性水平都保持一致。為了避免內(nèi)生性問題，我們在充分考慮空間因素的基礎(chǔ)上，盡可能控制與核心自變量相關(guān)，又對因變量產(chǎn)生影響的其他變量。

我們以人均農(nóng)村生產(chǎn)總值為因變量，考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長的影響。相關(guān)回歸結(jié)果如表4所示，在第1列中，我們使用了基本的OLS回歸模型。為了剔除地理位置的因素對回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤，我們在2列～3列中使用了空間計量模型進行回歸，利用0-1空間權(quán)重方法構(gòu)建空間矩陣。

關(guān)于人均農(nóng)村生產(chǎn)總值回歸模型中，考慮空間因素后，方程擬合優(yōu)度更高一些，一方面說明考慮空間因素的模型更優(yōu)，另一方面說明模型結(jié)果的穩(wěn)健性較好。通過LM檢驗和SM檢驗的P值在1%顯著性水平顯著，可以判斷SLM和SEM模型都是合適的，但從R的平方大小來判斷，SLM模型的結(jié)果更優(yōu)，因此，我們在討論模型結(jié)果時，以SLM模型估計結(jié)果為準，進行分析與討論。

3. 結(jié)果討論。

（1）現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展對村莊生產(chǎn)總值的影響。從計量結(jié)果來看，我們建立的以現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人比例代替現(xiàn)代產(chǎn)發(fā)展的指標對于按地域計算的社會生產(chǎn)總值回歸，現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對其產(chǎn)生顯著的正向影響，說明現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)不僅能造福當?shù)?，還能惠及民生。我們發(fā)現(xiàn)，無論是否考慮空間因素，現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長都呈正向相關(guān)關(guān)系，說明具備現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)的村莊的經(jīng)濟發(fā)展相對比較好，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換能夠促進鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長，驗證了高帆（2003，2007）的觀點。

（2）外出務(wù)工對村莊經(jīng)濟增長的影響。外出務(wù)工比例對經(jīng)濟增長負向顯著。關(guān)于勞動力外流會對鄉(xiāng)村經(jīng)濟產(chǎn)生何種影響學者們的觀點并不一致，杜鷹（1997）認為勞動力外出并不必然導致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出下降，而Nyberg和Rozelle（1999）認為勞動力外流一定導致了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出下降，但會被資本增加抵消。就本文的結(jié)論來講，鄉(xiāng)村經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生較大變化，之前學者的都以農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作為衡量鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展的指標，但現(xiàn)在的鄉(xiāng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)來看，雖然農(nóng)業(yè)仍占較大比例，但二、三產(chǎn)業(yè)的比例已經(jīng)比之前有較大幅度提升，因此，當外出務(wù)工比例越大，本地勞動力就越少，那么鄉(xiāng)村實際勞動力投入量就會減少，這種減少不僅體現(xiàn)農(nóng)業(yè)投入上減少，可能還有二、三產(chǎn)業(yè)勞動投入量的減少，顯然會對鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長造成一定的負面影響。

（3）空間依賴關(guān)系對村莊經(jīng)濟增長的影響。傳統(tǒng)模型存在一個假設(shè)：各個區(qū)域之間不存在經(jīng)濟上的互動性，然而目前的要素市場是開放性的市場，資本、技術(shù)和勞動力的可以自由的跨區(qū)域流動，經(jīng)濟零互動關(guān)系的假設(shè)顯然不符合現(xiàn)實，可能會帶來估計上的偏差，特別是對于相對面積較小的一個縣域內(nèi)的村莊來講更是如此，各村鎮(zhèn)的經(jīng)濟聯(lián)系可能更加緊密。通過對空間計量模型和基本的OLS模型估計結(jié)果的對比可以發(fā)現(xiàn)，空間計量模型的擬合優(yōu)度和整體顯著性比OLS回歸結(jié)果有所提高，這種方法提高了回歸分析對經(jīng)濟現(xiàn)實的解釋力和說服力。沒有考慮空間因素的基本OLS回歸模型高估了現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換對經(jīng)濟增長的作用，說明一個地區(qū)的鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展不僅受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，還受到周邊地區(qū)空間溢出效應的制約，這個結(jié)果支持了以前的研究結(jié)論（林光平等，2005；胡榮才等，2012）。

五、 結(jié)論

本章利用安徽省224個行政村的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，通過計量經(jīng)濟學模型驗證了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對村級經(jīng)濟增長的影響，得到的主要結(jié)論可歸納如下：

首先，村莊內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換能顯著促進村莊經(jīng)濟的增長。其次，村民外出務(wù)工對村莊經(jīng)濟增長具有顯著的負面影響。從計量結(jié)果來看，外出務(wù)工比例提升對鄉(xiāng)村社會總產(chǎn)值負向顯著，外出務(wù)工比例每提高1個單位，鄉(xiāng)村社會生產(chǎn)總值就會降低-0.59%，符合我們的預期，對于一個區(qū)域經(jīng)濟來說，外出務(wù)工比例大意味著在本地務(wù)工的勞動力比例較小，當外出務(wù)工比例越大，本地勞動力就越少，那么實際勞動力投入量就會減少，顯然會對經(jīng)濟增長造成一定負面影響。最后，村莊經(jīng)濟增長之間存在著顯著的空間依賴關(guān)系。從計量結(jié)果來看，考慮空間因素后，方程擬合優(yōu)度更高一些，一方面說明考慮空間因素的模型更優(yōu)，另一方面說明模型結(jié)果的穩(wěn)健性較好，通過LM檢驗和SM檢驗的P值在1%顯著性水平顯著如果不考慮空間溢出效應，可能會高估產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換對經(jīng)濟增長的貢獻大小，說明村莊經(jīng)濟增長確實存在顯著空間依賴關(guān)系。

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基金項目：國家自然科學基金（項目號：71103006）；國家自然科學基金（項目號：41261024）。

作者簡介：金倩（1983-），女，漢族，陜西省咸陽市人，詹姆斯庫克大學管理學博士，西安外國語大學旅游學院講師，北京大學光華管理學院助理研究員，陜西省“百人計劃”青年引進人才，研究方向為可持續(xù)發(fā)展管理、旅游管理；薛巖龍（1980-），男，漢族，陜西省蒲城縣人，中國人民大學管理學博士，北京大學光華管理學院助理研究員，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與政策、創(chuàng)新管理；李翔（1987-），男，漢族，河南省駐馬店市人，中國人民大學管理學博士生，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟。

收稿日期：2017-09-17。endprint