高國(guó)生 支海兵

摘 要：本文利用山東省地級(jí)市2010—2019年面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量方法，探討了山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)民增收的關(guān)系。首先，山東省農(nóng)民收入存在較強(qiáng)的空間集聚效應(yīng)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚明顯的結(jié)論，山東省16個(gè)地級(jí)市中，有12個(gè)地級(jí)市的局部莫蘭指數(shù)明顯。其次，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著促進(jìn)農(nóng)民增收，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)共同富裕。最后，農(nóng)業(yè)種植面積和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)農(nóng)民增收的影響效果不顯著。

關(guān)鍵詞：共同富裕；農(nóng)民增收；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚；空間杜賓模型；農(nóng)民人均收入

本文索引：高國(guó)生，支海兵.<變量 2>[J].中國(guó)商論，2023（12）：-027.

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2023）06（b）--04

1 引言

習(xí)近平總書記指出：“共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求，是中國(guó)式現(xiàn)代化的重要特征。”黨的二十大報(bào)告再一次提到了共同富裕，認(rèn)為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，不斷實(shí)現(xiàn)人民對(duì)美好生活的向往，歸根結(jié)底是實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕。但現(xiàn)階段，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡不充分的問題依然突出，城鄉(xiāng)收入差距過大，不利于共同富裕的實(shí)現(xiàn)和社會(huì)穩(wěn)定，因此縮小城鄉(xiāng)收入差距是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要前提。圖1為2001—2020年全國(guó)農(nóng)民人均收入與城鄉(xiāng)、農(nóng)村居民收入比率變化趨勢(shì)。

山東是經(jīng)濟(jì)大省，也是農(nóng)業(yè)大省，通過特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚努力打造鄉(xiāng)村振興的齊魯樣板。提起山東，人們就會(huì)想起順口溜“煙臺(tái)蘋果萊陽梨，甜不過濰縣的蘿卜皮”，這是山東省農(nóng)業(yè)集聚形成的品牌與口碑效應(yīng)的寫照。如圖1所示，山東省農(nóng)民人均收入，城鄉(xiāng)、農(nóng)村居民收入比率變化趨勢(shì)與全國(guó)趨于一致，但是農(nóng)民人均收入高于全國(guó)平均水平，且在近幾年有擴(kuò)大的趨勢(shì)。

陳利、朱喜鋼（2015）認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)農(nóng)民增收具有顯著的正向影響。伍駿騫等（2016）通過對(duì)浙江省鄉(xiāng)鎮(zhèn)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)農(nóng)民增收具有顯著的直接影響。張哲晰、穆月英（2018）以蔬菜行業(yè)為例，探討農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)民增收的關(guān)系，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚形成的馬歇爾外部性顯著提高了調(diào)研地區(qū)的農(nóng)民收入。但王艷榮、劉業(yè)政（2011）則認(rèn)為，從形成機(jī)理上來看，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)利于農(nóng)民收入的增加，但通過誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響不顯著。

2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

2.1 指標(biāo)選取

本文的被解釋變量為農(nóng)民收入（income），用山東省農(nóng)村居民人均收入表示，為了解釋方便，對(duì)其取對(duì)數(shù)（lnincome）來表示農(nóng)民收入水平。核心解釋變量為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平（aia）。下文將采用熵值法對(duì)山東省各地級(jí)市農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平進(jìn)行計(jì)算，計(jì)算公式為：

其中，aia為區(qū)位熵表示的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平，代表產(chǎn)業(yè)集聚水平，值越大，集聚水平越高。i表示地區(qū)，j表示產(chǎn)業(yè)，Eij表示i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出情況。

由表1可知，山東省地級(jí)市中濟(jì)南、青島、淄博、東營(yíng)所有年份及煙臺(tái)、威海大部分年份的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚情況較差，這與現(xiàn)實(shí)情況相符。濟(jì)南、淄博、東營(yíng)等城市第二產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)，青島、煙臺(tái)、威海第二三產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)，農(nóng)業(yè)占比較低且在全省的優(yōu)勢(shì)不明顯。其他城市特別是濟(jì)寧、德州、聊城、菏澤的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚度較高。

2.2 數(shù)據(jù)來源

作為農(nóng)業(yè)大省的山東，同時(shí)是糧食主產(chǎn)區(qū)省份之一，其從事農(nóng)業(yè)的人口眾多，以山東省為例，研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)民增收的關(guān)系具有典型的意義。本文利用2010—2019年山東省16地市的相關(guān)變量，數(shù)據(jù)均來自相關(guān)年份的《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

3 山東省農(nóng)民收入的空間集聚分析

在確定是否使用空間計(jì)量研究方法時(shí)，先考慮山東省16地級(jí)市農(nóng)民收入是否存在空間依賴性。衡量空間依賴性的指標(biāo)為“莫蘭指數(shù)I”（Morans I）（Moran 1950）。

本文建立了空間鄰接權(quán)重矩陣和空間經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，表3為農(nóng)民人均收入的Morans I。由表3可知，空間鄰接矩陣、空間經(jīng)濟(jì)距離矩陣的Morans I均顯著，表明各地級(jí)市農(nóng)民人均收入存在顯著的空間相關(guān)。本文繪制了山東省2010年、2013年、2016年、2019年的Moran散點(diǎn)圖，如圖2所示。散點(diǎn)圖顯示位于H-H與L-L象限的城市居多，表明農(nóng)民收入較高的城市與收入較低的城市存在明顯的空間聚集效應(yīng)。表4為2019年山東省農(nóng)民收入空間集聚情況，可以看出農(nóng)民收入存在“高峰”，即收入高的城市之間的集聚，也存在“洼地”，即收入低的城市之間的集聚情況。

4 實(shí)證分析

4.1 模型設(shè)定

為了將空間計(jì)量模型與普通面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型相對(duì)比，本文先設(shè)定固定效應(yīng)模型：

+×aia+×+++（2）

其中：表示所有的控制變量；為個(gè)體固定效應(yīng)；為時(shí)間固定效應(yīng)；為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。其基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表5所示。

由表5可知，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)民收入之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系，本文設(shè)定空間計(jì)量模型進(jìn)行進(jìn)一步的驗(yàn)證。

其中：W表示空間權(quán)重矩陣；X表示影響農(nóng)民收入的解釋變量集合；表示空間自回歸系數(shù)，用來測(cè)量山東省相鄰地級(jí)市之間農(nóng)民收入依賴程度的強(qiáng)度；表示誤差項(xiàng)的空間自回歸系數(shù)；、為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

4.2 實(shí)證分析

本文使用拉格朗日乘子指標(biāo)對(duì)使用空間滯后還是空間誤差模型進(jìn)行檢驗(yàn)，如表6所示，均在10%水平上通過了檢驗(yàn)，因此使用空間杜賓模型進(jìn)行實(shí)證分析。經(jīng)過豪斯曼檢驗(yàn)P值等于0，因此選擇空間固定效應(yīng)模型。

本文通過空間杜賓模型進(jìn)行回歸，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行分析，如表7所示，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚每提高1%，農(nóng)民增收總效應(yīng)增加0.26%，本地農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)本市農(nóng)民增收的直接影響為0.188%。同時(shí)，臨近城市農(nóng)民增收還能正向影響本市農(nóng)民增收，影響效果為0.073%。這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的提升能夠形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)品牌，使得農(nóng)產(chǎn)品溢價(jià)能力增強(qiáng)，進(jìn)而提高農(nóng)民收入。另外，農(nóng)民之間的交流各取所需，熟練農(nóng)民對(duì)外傳授經(jīng)驗(yàn)，使其所具有的技術(shù)、知識(shí)產(chǎn)生正外部性，對(duì)本市及臨近市農(nóng)民素質(zhì)提高具有正向作用，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收。

5 結(jié)語

5.1 結(jié)論

本文運(yùn)用空間計(jì)量分析方法，使用山東省2010—2019年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，探討農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)民增收的影響，并運(yùn)用熵值法對(duì)山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)行測(cè)度，表明山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)存在集聚；用全局莫蘭指數(shù)測(cè)度山東省農(nóng)民收入，發(fā)現(xiàn)也存在明顯的空間集聚效應(yīng)，且集聚集中在H-H與L-L象限。另外，通過空間杜賓模型檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚情況及各解釋變量對(duì)農(nóng)民增收的影響效應(yīng)，結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生顯著的正向影響。這表明要提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距最終實(shí)現(xiàn)共同富裕，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚是重要的實(shí)現(xiàn)路徑。

5.2 建議

（1）推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，助力農(nóng)民增收，以實(shí)現(xiàn)共同富裕。應(yīng)加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，其中要發(fā)揮農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)場(chǎng)、合作社的主體地位，依靠市場(chǎng)力量，各地集中力量發(fā)展各自的優(yōu)勢(shì)類別，隨著經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的提高，集聚的程度就越顯著，進(jìn)而形成正向循環(huán)。同時(shí)，相關(guān)政府部門要發(fā)揮政策、信息、資金方面優(yōu)勢(shì)，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚起到支撐作用。（2）推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程與基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，為農(nóng)民增收提供物質(zhì)基礎(chǔ)。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化可以給傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)注入更多的科技元素，提高農(nóng)產(chǎn)品的科技含量，盡快建立農(nóng)產(chǎn)品名牌。諸如，道路等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以方便農(nóng)產(chǎn)品的流通，縮短供需兩端的時(shí)空距離。

參考文獻(xiàn)

肖華堂，王軍，廖祖君.農(nóng)民農(nóng)村共同富裕：現(xiàn)實(shí)困境與推動(dòng)路徑[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2022（3）：58-67.

董志勇，秦范.實(shí)現(xiàn)共同富裕的基本問題和實(shí)踐路徑探究[J].西北大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2022，52（2）：41-51.

陳利，朱喜鋼.基于空間計(jì)量的經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)：以云南為例[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2015（10）：81-91.

王洋，陜西省經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)農(nóng)民收入的影響研究[D].荊州：長(zhǎng)江大學(xué)，2021.

王艷榮，劉業(yè)政.農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)民收入影響效應(yīng)研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（9）：50-57.