經(jīng)濟集聚對農(nóng)民福利的空間溢出效應

摘要：經(jīng)濟集聚尤其是縣域產(chǎn)業(yè)集聚有助于推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展，對農(nóng)民福利水平的影響具有重要意義?；诮K省2000—2022年40個縣級行政單元經(jīng)濟、人口的面板數(shù)據(jù)，利用空間杜賓模型，分析經(jīng)濟集聚對農(nóng)民人均純收入、農(nóng)民人均消費支出、住房和恩格爾系數(shù)等福利水平的直接效應和空間溢出效應，并對江蘇省不同縣域的福利影響進行分解，旨在分析經(jīng)濟聚集對農(nóng)民福利的空間溢出效應。結果表明，江蘇省各縣（市、區(qū)）的農(nóng)民福利指標和經(jīng)濟密度存在較強的空間集聚。相鄰縣（市、區(qū)）的平均經(jīng)濟密度每增加1%，本地農(nóng)民人均純收入會上升0.063%；而本地的經(jīng)濟密度每增加1%，農(nóng)民人均純收入也會增加0.076%。經(jīng)濟集聚的空間溢出效應對農(nóng)民福利的影響主要體現(xiàn)在促進農(nóng)民增收、擴大城鄉(xiāng)收入差距、提高農(nóng)民住房面積等方面，但是對消費層面的福利提升沒有顯著影響。鄰縣工業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚則對農(nóng)民福利產(chǎn)生負向的虹吸作用，經(jīng)濟集聚對農(nóng)民福利的空間溢出效應在江蘇省不同經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域表現(xiàn)出異質(zhì)性。由此，提出應大力發(fā)展縣域經(jīng)濟、提升規(guī)模經(jīng)濟水平、促進縣域產(chǎn)業(yè)集聚等政策建議。

關鍵詞：經(jīng)濟集聚；農(nóng)民福利；區(qū)域經(jīng)濟；空間溢出效應

中圖分類號：F323.89" 文獻標志碼：A

文章編號：1002-1302（2024）19-0289-08

收稿日期：2024-07-28

作者簡介：孟 盟（1994—），女，山西汾陽人，博士，講師，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟政策研究。E-mail：mmengvicky@163.com。

通信作者：楊皓森，博士，助理研究員，主要從事宏觀經(jīng)濟大數(shù)據(jù)研究。E-mail：yanghsmail@sic.gov.cn。

經(jīng)濟集聚是指經(jīng)濟活動在地理空間上集中分布的現(xiàn)象，產(chǎn)業(yè)集群有利于降低生產(chǎn)成本、實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟。經(jīng)濟集聚影響經(jīng)濟發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展又與農(nóng)民收入密切相關，因此探究經(jīng)濟集聚對農(nóng)民收入的影響具有重要的現(xiàn)實意義。中國東部沿海地區(qū)經(jīng)濟較發(fā)達，產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度較高，已經(jīng)形成了一定范圍的經(jīng)濟集聚，農(nóng)業(yè)工業(yè)等產(chǎn)業(yè)示范園區(qū)充滿活力。江蘇省作為中國東部沿海地區(qū)的典型代表，下轄地級市均躋身全國經(jīng)濟百強市，是中國經(jīng)濟最活躍的省份之一。江蘇省地處中國南北方交界處，省內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展與集聚一定程度上得益于其地理區(qū)位的優(yōu)勢。分析江蘇省經(jīng)濟集聚與農(nóng)民收入之間的關系，可以在一定程度上為中國中西部欠發(fā)達地區(qū)未來可能的發(fā)展路徑，以及對農(nóng)民收入的影響產(chǎn)生有益啟示。因此，本研究以江蘇省2000—2022年40個縣級行政單元為例，進行經(jīng)濟集聚對農(nóng)民福利的空間溢出效應實證分析。

1 文獻綜述

已有文獻大多關注產(chǎn)業(yè)集聚的影響因素以及產(chǎn)業(yè)集聚對地方經(jīng)濟增長的溢出作用。有學者基于中國各省域的面板數(shù)據(jù)，應用空間計量經(jīng)濟學方法進行研究，發(fā)現(xiàn)省域經(jīng)濟增長在空間上具有相互依賴性，并指出中國區(qū)域經(jīng)濟增長的研究不能忽視空間效應^［1］，而空間集聚和經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程可以解決以往實證分析中存在的內(nèi)生性問題^［2］。此外，備受學者關注的話題有金融產(chǎn)業(yè)聚集對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用^［3-5］，以及經(jīng)濟集聚對能源和環(huán)境發(fā)展的影響等^［6-8］。產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟集聚問題的研究已經(jīng)涉及到區(qū)域、城市中的各個行業(yè)。

其中，部分文獻研究了經(jīng)濟集聚與勞動生產(chǎn)率之間的關系。范劍勇認為，產(chǎn)業(yè)集聚的源泉是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)規(guī)模報酬遞增地方化，從而能夠提高該區(qū)域的勞動生產(chǎn)率^［9］；柯善咨等認為，工業(yè)集聚與城市勞動生產(chǎn)率互為因果^［10］；陳良文等認為，經(jīng)濟集聚密度與勞動生產(chǎn)率、非農(nóng)勞動生產(chǎn)率分別存在顯著的正向關系^［11-12］；周圣強等認為，經(jīng)濟集聚度和全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)倒“U”形關系，經(jīng)濟集聚度的提高會從規(guī)模效應過渡到擁擠效應，進而造成經(jīng)濟效率下降^［13］。高虹利用勞動力微觀數(shù)據(jù)和城市整體數(shù)據(jù)，從收入和就業(yè)的角度考察城市經(jīng)濟集聚的勞動力市場效應，在Mincer方程的基礎上引入人口規(guī)模、投資、基礎設施建設等城市層面特征，發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模每上升1%，就會促進勞動者實際年收入上升0.084%～0.143%，勞動者就業(yè)率提高0.017%～0.023%^［14］。

但是現(xiàn)有研究大多關注經(jīng)濟集聚對城市問題的影響，將空間溢出效應延伸到農(nóng)村、把經(jīng)濟集聚與農(nóng)民收入聯(lián)系起來的研究相對較少，對于經(jīng)濟集聚空間溢出效應的認知也不完全一致。其中，陳利等運用核密度方法對云南省農(nóng)民收入和經(jīng)濟集聚進行估計并進行空間關聯(lián)性檢驗，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟集聚對農(nóng)民收入的影響顯著為正，但是主要為本土效應，空間溢出效應并不明顯^［15］。張哲晰等把視角縮小至黃淮海與環(huán)渤海地區(qū)的305個蔬菜專業(yè)村，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟集聚對本地農(nóng)民收入有明顯影響，但專業(yè)村之間的空間溢出效應并不顯著，以省域構建分塊矩陣的專業(yè)村之間的空間溢出效應和總效應也不顯著^［16］。不同于上述觀點，伍駿騫等基于浙江省69個縣（市、區(qū)）和1 215個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）的數(shù)據(jù)，采用空間計量法證明經(jīng)濟集聚對農(nóng)民收入具有顯著正向的直接影響、空間溢出效應和總體效應，且沒有納入空間溢出效應的模型會高估直接影響^［17-18］。此外，馬俊龍等通過梳理文獻總結了經(jīng)濟集聚對農(nóng)民收入的3種作用機制：產(chǎn)業(yè)集群促進城市化，進而促進工業(yè)化的方式影響；改變區(qū)域經(jīng)濟結構的方式影響農(nóng)民收入；技術具有正外部性，經(jīng)濟集聚促進農(nóng)業(yè)技術擴散的方式影響^［19］。該研究利用全國省域面板數(shù)據(jù)證實經(jīng)濟集聚對農(nóng)民收入的正向空間溢出效應，但是該效應在東部、中部、西部地區(qū)影響程度具有差異。已有研究基于不同行政區(qū)劃，包括從蔬菜專業(yè)村、鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、縣（市、區(qū)）到全國的情況，對經(jīng)濟集聚和農(nóng)民收入的空間溢出效應存在不同結果，這種差異可能與研究樣本地域的選取有關。浙江省經(jīng)濟集聚程度高于云南省，所以浙江省經(jīng)濟集聚對于農(nóng)民收入的空間溢出效應更好識別，影響系數(shù)自然更加顯著。

本研究在已有文獻的基礎上更新了數(shù)據(jù)集，增加了長三角地區(qū)的縣級樣本，是對以往的研究成果的補充和擴展。同時，對江蘇省省內(nèi)細分區(qū)域進行比較，將經(jīng)濟集聚的空間溢出效應在不同地理位置縣級行政區(qū)劃中的影響程度進行深入分析，是對以有研究成果的補充和擴展。

2 實證模型與數(shù)據(jù)來源

2.1 實證模型

本研究以雙向固定效應模型作為基準，主要解釋變量為經(jīng)濟集聚程度，被解釋變量為以農(nóng)民收入為主的福利指標。模型設定參照已有研究結果，采用空間計量經(jīng)濟學的研究方法，主要采用模型有空間Durbin模型，引入各個變量的空間滯后項，并控制個體效應等，采用極大似然法進行估計^［17］。本研究基準模型為

ln y_it=α₀+α₁（ln econden_it）+α₂（ln indus_it）+α₃（ln machlab_it）+α₄（ln agrgdp_it）+μ_i+δ_t+ε_it。（1）

式中：ln y_it表示t年i縣（市、區(qū)）農(nóng)民福利相關指標的自然對數(shù)；ln econden表示區(qū)域經(jīng)濟密度的自然對數(shù)；ln indus_it表示工業(yè)化率的自然對數(shù)；ln agrgdp_it表示農(nóng)業(yè)資本勞動比的自然對數(shù)；ln agrgdp表示人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的自然對數(shù)；μ_i表示個體固定效應；δ_t表示時間固定效應；ε_it表示隨機誤差項；α₁～α₄表示待估參數(shù)。

在此基礎上構建的空間Durbin模型如下：

ln y_it=α₀+α₁（ln econden_it）+α₂（ln indus_it）+α₃（ln machlab_it）+α₄（ln agrgdp_it）+β₀∑nj=1w_ij（ln y_jt）+β₁∑nj=1w_ij（ln econden_jt）+β₂∑nj=1w_ij（ln indus_jt）+β₃∑nj=1w_ij（ln maclab_jt）+β₄∑nj=1w_ij（ln agrgdp_jt）。（2）

式中：w_ij是空間權重矩陣的第i行第j列元素，表示縣域i與j是否相鄰；β₀～β₄表示空間滯后項的待估參數(shù)。其中，∑nj=1w_ij表示空間權重矩陣，該矩陣為對稱矩陣，且對角線元素為0，即w_ij=w_ji，w_ii=0。若i縣與j縣相鄰，則w_ij=1；若不相鄰，則w_ij=0。本研究構建的空間權重矩陣為是否鄰接的權重矩陣，該矩陣能夠直觀地說明縣域之間在地理位置上的相鄰關系。此外，在穩(wěn)健性檢驗中，本研究還基于地理坐標構建了縣域之間的地理距離權重矩陣。

2.2 數(shù)據(jù)來源與變量

本研究整理了江蘇省40個縣級行政區(qū)劃2000—2022年的面板數(shù)據(jù)集，數(shù)據(jù)來自2001—2023年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。這40個縣級行政區(qū)劃包括21個縣級市和19個縣，由于行政區(qū)劃變更以及統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，本研究剔除了市轄區(qū)，并對所有變量取對數(shù)，從而降低異方差的影響。本研究涉及到的變量有被解釋變量、解釋變量、控制變量、空間權重矩陣。

2.2.1 被解釋變量

農(nóng)民福利的測度是本研究的核心之一，收入和消費支出是最典型、使用最廣泛的衡量指標。馬俊龍等通過構建模糊評價指標體系等方法來測度農(nóng)民福利水平總指數(shù)^［19］，于曉華等使用收入支出、食物消費與營養(yǎng)攝入以及恩格爾系數(shù)，綜合衡量建黨百年來農(nóng)民的福利變化，從而避免單一指標的偏差^［20］。為全面探究經(jīng)濟集聚對不同維度農(nóng)民福利的具體影響，本研究借鑒已有研究成果，選取農(nóng)民人均收入及城鄉(xiāng)差距、農(nóng)民人均消費支出及城鄉(xiāng)差距、農(nóng)民人均食品消費支出、農(nóng)村恩格爾系數(shù)、農(nóng)村用電量、農(nóng)民人均住房建筑面積作為被解釋變量。

2.2.2 解釋變量

經(jīng)濟集聚的衡量方法目前較統(tǒng)一，本研究通過各縣（市、區(qū)）國民生產(chǎn)總值與行政面積的比值來衡量經(jīng)濟聚集程度。另外，為進一步衡量工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平，本研究還借鑒已有研究成果，采用區(qū)位商（LQ）來衡量工業(yè)產(chǎn)業(yè)層面的經(jīng)濟集聚水平^［21］，其計算公式為

LQ_it=（q_it/GDP_it）/（∑q_it/∑GDP_it） 。（3）

式中：q_it表示工業(yè)總產(chǎn)值；GDP_it表示縣（市、區(qū)）國民生產(chǎn)總值。

2.2.3 控制變量

選取工業(yè)化率、農(nóng)業(yè)資本勞動比和人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為控制變量。其中，工業(yè)化率為工業(yè)增加值占國民生產(chǎn)總值的比重，人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為各縣（市、區(qū)）農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與對應人口之比。由于2017年之后統(tǒng)計年鑒中不再公布全社會固定資產(chǎn)投資完成額，為避免樣本缺失，本研究采用農(nóng)業(yè)機械總動力與人口比重作為農(nóng)業(yè)資本勞動比的代理變量。

2.2.4 空間權重矩陣

在空間計量經(jīng)濟學研究范式中，空間權重矩陣多采用是否鄰接、地理距離以及經(jīng)濟距離進行構建。本研究采用是否相鄰構造了基礎的39×39空間權重矩陣，若縣（市、區(qū)）i與j相鄰則w_ij記為1，否則記為0，并對該矩陣進行行標準化，由于剔除撤縣設區(qū)的樣本，導致啟東市沒有鄰接的縣（市、區(qū)）。因此，基準回歸中保留39個縣（市、區(qū)）的數(shù)據(jù)樣本；在穩(wěn)健性檢驗采用地理距離矩陣時采用40個縣（市、區(qū)）樣本進行回歸。此外，本研究還對江蘇省各縣（市、區(qū)）分區(qū)域進行異質(zhì)性分析，采用相同的構造方法，將縣（市、區(qū)）分為蘇北、蘇中、蘇南3個區(qū)域，分別對蘇北、蘇中、蘇南的縣級行政單元構造相應的空間權重矩陣。同時，本研究構造地理距離權重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗。

2.3 描述性統(tǒng)計

先對各個被解釋變量、解釋變量和控制變量進行描述性統(tǒng)計，本研究共選取40個縣（市、區(qū)）23年跨度共920個觀測值，各變量最大值、最小值、均值和標準差見表1，再對各變量取自然對數(shù)。2000—2022年江蘇省各縣（市、區(qū)）農(nóng)民人均純收入接近13 000元/人，人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值為3 020元/人，經(jīng)濟密度均值為0.336億元/km₂，平均工業(yè)化率接近40%。

由圖1可見，在相同的經(jīng)濟密度下，農(nóng)民人均純收入隨時間的延長有較快的增長趨勢，這與國家經(jīng)濟的發(fā)展密切相關； 農(nóng)民人均純收入與經(jīng)濟密度有正相關關系，且存在集聚的情況。在經(jīng)濟密度較低時，農(nóng)民人均純收入也集中在較低的水平，農(nóng)民人均純收入隨經(jīng)濟密度的增大而增加。農(nóng)民人均消費支出隨經(jīng)濟密度的變化趨勢與農(nóng)民人均純收入基本一致。而城鄉(xiāng)人均收入差距和農(nóng)村恩格爾系數(shù)則表現(xiàn)出與之明顯不同的變化趨勢。由此可以看出，隨著經(jīng)濟密度不斷提高，城鄉(xiāng)人均收入差距有所下降，但下降幅度并不大；農(nóng)村恩格爾系數(shù)的下降趨勢則非常明顯。

3 實證結果與分析

3.1 空間相關性分析

基于直觀的描述性統(tǒng)計，本研究認為江蘇省縣級行政區(qū)劃的農(nóng)民福利水平和經(jīng)濟密度存在空間自相關的特點，進而構建莫蘭指數(shù)I（Moran’s I）對空間自相關性進行度量。將空間權重矩陣行標準化之后，Moran’s I的計算公式為

I=∑ni=1∑nj=1w_ij（x_i-x）（x_j-x）∑ni=1（x_i-x）₂。（4）

Moran’s Ⅰ可以視為觀測值與其空間滯后項的相關系數(shù)，大于0表示存在正的自相關性，即高值與高值相鄰，低值與低值相鄰。

由圖2可以直觀地看出，散點大多分布在第一、第三象限，呈現(xiàn)出很強的空間正相關性，莫蘭指數(shù)也在1%的水平上顯著為正。江蘇省縣域中農(nóng)民收入和消費存在高-高集聚和低-低集聚的空間特征，且農(nóng)民人均純收入和經(jīng)濟密度的低水平集聚更明顯，即江蘇省縣（市、區(qū)）中人均純收入較低的農(nóng)民家庭在地理上有空間集聚效應，低水平縣（市、區(qū)）周圍也是低水平縣（市、區(qū)）；經(jīng)濟密度亦然，低水平縣（市、區(qū)）的空間集聚非常明顯。此外，2022年農(nóng)民人均純收入和經(jīng)濟密度的低水平集聚比2000年更加明顯，說明消除絕對貧困后，即使在中國經(jīng)濟最發(fā)達的區(qū)域，農(nóng)民福利在空間上的集聚效應也是持續(xù)存在的。

3.2 空間杜賓模型估計結果

采用鄰接權重矩陣空間杜賓模型的估計結果見表2，回歸均控制了年份固定效應和縣（市、區(qū)）固定效應，采用極大似然法進行估計。結果表明，經(jīng)濟集聚可以直接顯著提高農(nóng)民人均純收入、農(nóng)民人均消費支出以及農(nóng)民人均住房建筑面積等福利，也能顯著降低農(nóng)村恩格爾系數(shù)。被解釋變量和經(jīng)濟集聚的空間滯后項也會對農(nóng)民福利產(chǎn)生顯著影響，說明地理上鄰接縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟集聚程度會對本縣（市、區(qū)）的農(nóng)民福利產(chǎn)生空間溢出效應。在此基礎上需要對解釋變量和控制變量空間溢出效應進行分解，通過比較直接效應、間接效應以及總效應得到直觀的影響結果。

由表3可知，經(jīng)濟集聚對農(nóng)民收入有顯著的正向影響，而鄰接縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟集聚程度對當?shù)匾灿酗@著的空間溢出效應。本地的經(jīng)濟密度每增加1%，農(nóng)民人均純收入會增加0.076%；鄰接縣（市、區(qū)）的平均經(jīng)濟密度每增加1%，當?shù)剞r(nóng)民人均純收入會上升0.063%，可見地理上相鄰縣（市、區(qū)）經(jīng)濟集聚的空間溢出效應的影響也會起到重要作用。在模型中若忽略空間溢出效應，則會高估本地經(jīng)濟集聚程度對農(nóng)民收入的影響。分解效應結果也顯示，本地經(jīng)濟集聚可以顯著增強農(nóng)民人均消費支出，以及農(nóng)民人均食品消費支出和農(nóng)村用電量，但是相鄰縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟集聚對消費層面的福利提升沒有顯著影響。本地經(jīng)濟集聚會顯著降低農(nóng)村恩格爾系數(shù)，增加農(nóng)民人均住房建筑面積，而鄰縣經(jīng)濟集聚會顯著擴大城鄉(xiāng)人均收入差距，但也會提高農(nóng)民人均住房建筑面積。可見，經(jīng)濟集聚的空間溢出效應對農(nóng)民福利的影響主要體現(xiàn)在農(nóng)民人均純收入、城鄉(xiāng)人均收入差距和住房條件上。

3.3 穩(wěn)健性檢驗：地理距離空間權重矩陣

在以上研究的基礎上，本研究更換空間權重矩陣，根據(jù)縣（市、區(qū)）的經(jīng)緯度坐標計算出縣域之間的地理距離權重矩陣，回歸結果和效應分解結果分別見表4、表5。

更換空間權重矩陣后的回歸結果和邊際效應依然保持穩(wěn)健，可見與僅考慮鄰接縣（市、區(qū)）相比，擴展空間溢出范圍之后，經(jīng)濟密度間接效應數(shù)值的絕對值明顯增大。周邊縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟密度每增加1%，其空間溢出效應會促使本地農(nóng)民人均純收入顯著增長0.223%，城鄉(xiāng)人均收入差距比率增加0.128%，農(nóng)村恩格爾系數(shù)提高0.184%，農(nóng)村用電量提高0.545%，農(nóng)民人均住房建筑面積增加0.810%。穩(wěn)健性檢驗結果進一步證明，經(jīng)濟集聚的空間溢出會增加農(nóng)民在收入、用電和住房方面的福利水平，但也會增大城鄉(xiāng)人均收入差距，農(nóng)村居民用恩格爾系數(shù)衡量的經(jīng)濟水平反而下降。

3.4 工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的討論

本研究進一步測算工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的農(nóng)民福利的影響。由表6可知，工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的作用與廣義范圍的經(jīng)濟集聚基本一致，但也存在差異。如工業(yè)集聚沒有表現(xiàn)出對農(nóng)民收入顯著的空間溢出效應，但是鄰接縣（市、區(qū)）的工業(yè)集聚水平會顯著提高農(nóng)村恩格爾系數(shù)，降低本地的生活水平，也對農(nóng)村用電量產(chǎn)生顯著負向的空間溢出效應?？梢?，本地工業(yè)化發(fā)展對農(nóng)民福利水平提高起重要作用，但是鄰縣工業(yè)化的部分負面溢出效應也為工業(yè)集聚的虹吸作用提供了實證依據(jù)。可以推測，基準回歸中經(jīng)濟集聚對農(nóng)民人均純收入的正向溢出效應主要來源于服務業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)，而非工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚。

4 結論及政策建議

本研究利用江蘇省2000—2022年40個縣級行政單位的面板數(shù)據(jù)，分析經(jīng)濟集聚對農(nóng)民福利的直接效應和空間溢出效應。應用空間杜賓模型，構建鄰接矩陣和地理距離的空間權重矩陣，得到以下結論：第一，江蘇省各縣（市、區(qū)）的農(nóng)民福利指標和經(jīng)濟密度存在較強的空間集聚，且低水平的集聚規(guī)模更大，即農(nóng)民收入水平低的縣（市、區(qū)）附近也是低收入水平的縣（市、區(qū)），經(jīng)濟密度較低縣（市、區(qū)）鄰接的縣（市、區(qū)）經(jīng)濟集聚程度也不高。農(nóng)民人均純收入的空間相關性基本維持在0.8左右。第二，相鄰縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟密度對本區(qū)域的農(nóng)民人均純收入有顯著正向空間溢出效應。據(jù)本研究測算，鄰接縣（市、區(qū)）的平均經(jīng)濟密度每增加1%，當?shù)剞r(nóng)民人均純收入會上升0.063%。本區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟密度對農(nóng)民收入也有顯著的積極作用，本地經(jīng)濟密度每增加1%，農(nóng)民人均純收入會增加0.076%。相鄰縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟集聚對消費層面的福利提升沒有顯著影響，但會顯著擴大城鄉(xiāng)人均收入差距，也會提高農(nóng)民人均住房建筑面積。經(jīng)濟集聚的空間溢出效應對農(nóng)民福利的影響主要體現(xiàn)在農(nóng)民收入、城鄉(xiāng)收入差距和住房條件上。第三，本地工業(yè)化發(fā)展對農(nóng)民福利水平提高起到重要作用，但是鄰縣工業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚對農(nóng)民福利也產(chǎn)生一定的虹吸作用。經(jīng)濟集聚對農(nóng)民人均純收入的正向溢出效應主要來源于服務業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)，而非工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚。第四，經(jīng)濟集聚和工業(yè)化發(fā)展水平的外溢作用會受到經(jīng)濟地理的影響，從而使經(jīng)濟集聚對農(nóng)民福利的空間溢出效應表現(xiàn)出區(qū)域異質(zhì)性。

經(jīng)濟集聚在直接效應、空間溢出效應和總效應上都對農(nóng)民收入有顯著的正向作用。因此，各地方政府大力發(fā)展經(jīng)濟不僅對提高本地農(nóng)民收入有利，還有正外部性，有助于帶動周邊縣（市、區(qū)）農(nóng)民脫貧，改善農(nóng)民用電和住房等福利水平。但在發(fā)展過程中要注意警惕各地不斷提高工業(yè)化程度帶來惡性競爭，導致對相鄰縣（市、區(qū)）農(nóng)民收入的擠壓作用。本地在發(fā)展工業(yè)化的過程中，給農(nóng)民創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，還需要切實提高農(nóng)民收入。若各地方政府都致力于促進經(jīng)濟發(fā)展，則經(jīng)濟集聚規(guī)模和程度會逐漸擴大，直接效應和間接效應共同作用，對農(nóng)民的福利提升會有更強的拉動性。這就要求地方政府避免惡意競爭和短視行為，從根本上發(fā)展經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)，推動農(nóng)民創(chuàng)收，讓農(nóng)民富起來，使“農(nóng)民”最終成為有尊嚴的職業(yè)。同時也要注意到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展可以從收入、消費等方面提高農(nóng)民福利，但僅僅依靠經(jīng)濟發(fā)展并不能解決相對貧困和城鄉(xiāng)收入差距的問題。政府應該在政策制定中兼顧公平與效率，通過對發(fā)展存在差距區(qū)域的經(jīng)濟改革、政策扶持和基礎公共設施建設，降低生產(chǎn)成本、提升規(guī)模經(jīng)濟水平，促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟集聚，從而通過集聚的空間溢出效應和收入再分配等手段提升該地區(qū)農(nóng)民的福利水平。

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