交通基礎(chǔ)設(shè)施對贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型的影響

蔣巧麗廖文梅陳春陽張予涵

(1.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江西 南昌 330045；2.江西鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045)

引言

改革開放以來，隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施，中國農(nóng)村無論是經(jīng)濟還是社會都進入了快速發(fā)展時期。2004—2021年，中央一號文件連續(xù)18a高度聚焦“三農(nóng)”問題，綜合分析鄉(xiāng)村系統(tǒng)性優(yōu)化策略，科學(xué)推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化目標以及可持續(xù)發(fā)展。面對經(jīng)濟高速發(fā)展形勢，農(nóng)村問題不僅關(guān)系農(nóng)村地區(qū)的長遠發(fā)展，也關(guān)系到我國城鄉(xiāng)社會的和諧發(fā)展，解決好我國的“三農(nóng)”問題，需要注重農(nóng)村轉(zhuǎn)型的路徑與規(guī)律，破解農(nóng)村轉(zhuǎn)型困境，實現(xiàn)鄉(xiāng)村地區(qū)轉(zhuǎn)型良性發(fā)展，構(gòu)建和諧的城鄉(xiāng)關(guān)系。而作為改善地理位置條件、擴大市場規(guī)模的重要措施之一，增強交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)成為眾多地區(qū)推動經(jīng)濟發(fā)展、推動農(nóng)村轉(zhuǎn)型的重要經(jīng)驗。中國長期始終堅持交通基礎(chǔ)設(shè)施優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，1978—2019年，全國鐵路運營里程增長2.69倍、公路里程增長5.63倍、定期航班航線里程增長62.68倍，交通基礎(chǔ)設(shè)施在城鄉(xiāng)間的不平衡發(fā)展，會持續(xù)引起空間不平等，導(dǎo)致城鄉(xiāng)在經(jīng)濟增長和發(fā)展機會等方面出現(xiàn)差距[1]。因此，探究交通基礎(chǔ)設(shè)施對贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型的影響，具有一定的現(xiàn)實意義。

從現(xiàn)有文獻來看，以往學(xué)者對交通基礎(chǔ)設(shè)施的研究更多是關(guān)注其對經(jīng)濟發(fā)展的影響。主要集中于2個方面：區(qū)域經(jīng)濟方面，Aschauer開創(chuàng)性地研究了基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系[2]，趙永平等運用偏微分效應(yīng)分解的方法將空間杜賓模型的估計結(jié)果分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，結(jié)果顯示我國交通基礎(chǔ)設(shè)施的本地效應(yīng)不明顯[3]；經(jīng)濟增長方面，黃書雷等發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對第二產(chǎn)業(yè)的增長效應(yīng)大于對第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)，對欠發(fā)達省份的經(jīng)濟增長效應(yīng)顯著，但對發(fā)達省份經(jīng)濟增長效應(yīng)不顯著[4]，張漢坤等發(fā)現(xiàn)交通對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型均有阻礙作用，交通是經(jīng)濟發(fā)展的命脈，而江西省處于內(nèi)陸，交通不發(fā)達，成為阻礙農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的一塊絆腳石[5]。

綜上所述，現(xiàn)有對交通基礎(chǔ)設(shè)施相關(guān)文獻的研究大多集中在區(qū)域經(jīng)濟以及經(jīng)濟增長方面，卻鮮有從交通基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村轉(zhuǎn)型展開系統(tǒng)實證性解讀。基于此，以贛南原中央蘇區(qū)為研究對象，考察交通基礎(chǔ)設(shè)施對贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型的影響效應(yīng)。贛南原中央蘇區(qū)屬于革命老區(qū)，其經(jīng)濟發(fā)展水平遠不如其他地區(qū)的發(fā)展。因此，研究贛南原中央農(nóng)村轉(zhuǎn)型對研究我國農(nóng)村經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展更具有代表性，也為因地制宜地制定新農(nóng)村建設(shè)措施政策，促進區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟的快速發(fā)展提供了依據(jù)。

1 贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型水平

1.1 農(nóng)村轉(zhuǎn)型水平測算

1.1.1 農(nóng)村轉(zhuǎn)型水平評價指標選取

對農(nóng)村轉(zhuǎn)型的研究是近幾年來學(xué)術(shù)界的研究熱點，黃季焜主要從農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)、高值農(nóng)業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率3個方面來衡量農(nóng)村轉(zhuǎn)型所處的水平[6]。因此，本文結(jié)合現(xiàn)有研究成果，遵循科學(xué)性、系統(tǒng)性、獨立性和可量化、可操作原則，從勞動力從業(yè)結(jié)構(gòu)變化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、土地利用結(jié)構(gòu)變化、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)民收入變化5個方面來衡量農(nóng)村轉(zhuǎn)型所處的水平。

1.1.2 農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)的測算方法

農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展評價體系由5個指標構(gòu)成，其中每個指標對各縣(市)的評分表示各縣(市)農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展所處的位置。具體的，將不同指標的基準年份設(shè)置為同一年,即1978年，評分的最大值是1，最小值為0，并根據(jù)每個縣(市)的指標值確定其在0與1之間的得分，形成與該指標相對應(yīng)的單項指數(shù)；根據(jù)每個指標占權(quán)重計算出單個指標的分數(shù)，把幾個根據(jù)權(quán)重測算出來的數(shù)據(jù)加總合成總值數(shù)，即為農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展所處的水平。具體計算公式如下。

正向指標：

(1)

負向指標：

(2)

式中，xij是第j個指標的原始數(shù)據(jù)；max(xj)是與各個縣(市)基年(1978年)第j個指標相對應(yīng)的原始數(shù)據(jù)中最大的1個值；min(xj)是其中最小的1個；λij是第i個縣(市)第j個指標的得分。根據(jù)具體的計算公式可知，指標的分數(shù)和農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)型成功程度呈正相關(guān)關(guān)系，得分越高表明農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展水平越高，反之則越低。

為了使各縣(市)每年的得分可以同以往的年份相比較，從而更好地反映農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展的進步情況，基期以后年份的最高值和最低值允許>1和<0。農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展水平，由各個指標乘以權(quán)重最后加總得出來的。

1.2 權(quán)重的計算

本文選用Shannon的熵權(quán)法來計算各個指標的權(quán)重，其是一種客觀的賦權(quán)法，衡量不同指標的權(quán)重時可以根據(jù)原始數(shù)據(jù)來展開計算。相比較主成分分析法和均權(quán)法，其可以避開主觀賦值所產(chǎn)生的隨機性，此外還在處理多變量的信息重疊問題上體現(xiàn)出優(yōu)越性。以下是熵權(quán)法的具體計算公式和步驟。

1.2.1 指標數(shù)據(jù)的標準化

根據(jù)式(1)、式(2)已經(jīng)計算出各項指標的數(shù)值為λij，形成指標矩陣(λij)m×n，m表示研究區(qū)域縣(市)的數(shù)量，n表示其中包含評價指標的個數(shù)。

1.2.2 計算第j個指標下第i個樣本縣(市)的指標值的比重pij

(3)

1.2.3 計算第j個指標的熵值ej

(4)

1.2.4 計算各個指標的權(quán)重ωj

(5)

式中，(1-ei)為第j個指標的效用價值；(1-ei)越大，指標的重要性越強，反之則越弱；計算結(jié)果如表1所示。

1.2.5 計算出不同縣(市)在各個年份的農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)uij

(6)

表1 農(nóng)村轉(zhuǎn)型指標

2 數(shù)據(jù)來源、描述性分析及實證結(jié)果

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于《江西省統(tǒng)計年鑒》《中國縣域統(tǒng)計年鑒》《新中國五十年江西》《新中國六十年江西》《贛州統(tǒng)計年鑒》《撫州統(tǒng)計年鑒》以及各縣(市)的年度公報。經(jīng)整理以1978年、1980年、1985年、1990年、1995年、2000年、2005年、2010年、2015年和2018年10個時間段建立數(shù)據(jù)庫。同時，在后期測算農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)時，考慮到指標中農(nóng)村居民可支配收入和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值受價格因素的影響，分別根據(jù)江西省農(nóng)村居民可支配收入平減指數(shù)和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值平減指數(shù)，將該地區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)的整體產(chǎn)值和農(nóng)村居民整體可支配收入對應(yīng)年份的數(shù)值折算為以1978年不變計價的農(nóng)村居民可支配收入和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值。特針對本文一些年份數(shù)據(jù)的缺失，采用插補法，將其補齊。

2.2 農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)測算結(jié)果

根據(jù)農(nóng)村轉(zhuǎn)型水平評價指標體系、測算方法及權(quán)重，測算出1978—2018年的贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)，如圖1所示。贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)從1978年的0.377上升到2018年的2.850，40a間增長了2.473，表明贛南原中央蘇區(qū)的農(nóng)村轉(zhuǎn)型可持續(xù)發(fā)展取得了有效成果。期間經(jīng)歷了2個階段的快速增長，1985—1995年，贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)增長了1.250，這可能是因為20世紀80年代中期以來，國家開展了大規(guī)模針對農(nóng)村脫貧工作，更是在1994年3月，國務(wù)院發(fā)布了《國家八七扶貧攻堅計劃》指出重點扶持革命老區(qū)有關(guān)；2005—2015年，10a間指數(shù)增長了0.947，2012年發(fā)布《關(guān)于國務(wù)院關(guān)于支持贛南原中央蘇區(qū)振興發(fā)展的若干意見》，為贛南原中央蘇區(qū)提供了具體、有效可行的實施方案，剛好可以解釋此階段指數(shù)增長快速的原因。在此期間出現(xiàn)的短暫的指數(shù)下降，可能是因為政策從下發(fā)到各個地方落實政策需要一定的時間來執(zhí)行。因此，之后的幾年指數(shù)隨著政策落實后開始快速上升。

圖1 蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)

2.3 變量設(shè)置

2.3.1 被解釋變量

農(nóng)村轉(zhuǎn)型是近些年研究的熱點，國內(nèi)外專家都在致力于農(nóng)村轉(zhuǎn)型的路徑探討。許多學(xué)者在研究農(nóng)村轉(zhuǎn)型時，通常制定評價體系，然后通過計算農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)作為被解釋變量進行研究[8-10]。因此，本文采用農(nóng)村轉(zhuǎn)型指數(shù)作為被解釋變量進行分析，研究各自變量對農(nóng)村轉(zhuǎn)型程度水平的影響。

2.3.2 解釋變量

區(qū)位交通作為本文的一個核心解釋變量，一般是影響農(nóng)村發(fā)展好與壞的關(guān)鍵與基礎(chǔ)，區(qū)位條件交通便利的農(nóng)村地區(qū)，便于與外界進行物質(zhì)和信息的交換，容易從外界帶來更多的發(fā)展機會，從而會對農(nóng)村轉(zhuǎn)型起到一定的作用，本文采用縣域公路通車里程來衡量區(qū)位條件的優(yōu)劣的代理變量。

2.3.3 控制變量

經(jīng)濟因素在農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中，是主要的驅(qū)動力，而衡量一個地區(qū)的經(jīng)濟水平較為復(fù)雜，要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)的投資規(guī)模等角度整體衡量。本文采用人均財政收入、人均一般公共預(yù)算支出、居民人均儲蓄金額、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均固定資產(chǎn)投資額為衡量區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀的代理變量。

社會因素是影響農(nóng)村轉(zhuǎn)型的重要因素，社會因素往往包括政府所提供的政策支持，以及區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加上農(nóng)村居民的消費習(xí)慣，這些都會對農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展起到重要的影響。本文從人均消費品零售總額、醫(yī)院萬人床位數(shù)、單位面積化肥施用量，城鎮(zhèn)化率、振興蘇區(qū)政策來衡量區(qū)域的社會發(fā)展現(xiàn)狀的代理變量。其中，由于針對贛南等原中央蘇區(qū)發(fā)展的指導(dǎo)文件在2012年頒布，2012年之后指標設(shè)置為1，之前均設(shè)為0。具體情況見表2。

2.4 實證結(jié)果分析

2.4.1 基準回歸結(jié)果分析

本文運用STATA 16軟件，選取贛南原中央蘇區(qū)13個縣1978—2018年中1978年、1980年、1985年、1990年、1995年、2000年、2005年、2010年、2015年、2018年10個時間節(jié)點數(shù)據(jù)，對贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展的驅(qū)動因素分析采用多元線性回歸，在選擇固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型時更多的取決于研究的目的，固定效應(yīng)模型旨在解決主體異質(zhì)性的問題，可以消除遺漏變量所帶來的有偏問題[7]，由于本文所研究的江西省各個縣(市)，可以認為各個縣(市)由于自身地理歷史等方面形成相對固定不變的特征，因此采用固定效應(yīng)模型。模型估計結(jié)果如表3所示。回歸結(jié)果得出，公路通車里程在5%的顯著水平下對農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展起到正向影響，說明在農(nóng)村轉(zhuǎn)型的過程，區(qū)位交通設(shè)施的發(fā)展對農(nóng)村的發(fā)展起到巨大的推動作用。在經(jīng)濟因素中，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值在5%的顯著水平下對農(nóng)村轉(zhuǎn)型起到正向影響。說明人均國內(nèi)生產(chǎn)總值越大，對應(yīng)區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平越高，整體財富實力越雄厚。人均一般公共預(yù)算支出在1%的顯著水平下對農(nóng)村轉(zhuǎn)型產(chǎn)生負向影響。社會因素中人均消費品零售總額在1%顯著水平下對農(nóng)村轉(zhuǎn)型產(chǎn)生正向影響。其數(shù)值的增加直接說明居民在消費上有了更多的需求，而需求必然會拉動產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，刺激經(jīng)濟的增長，促進農(nóng)村二三發(fā)展，進而對農(nóng)村轉(zhuǎn)型起到了一定的推動作用。城鎮(zhèn)化率在5%的顯著水平下對農(nóng)村轉(zhuǎn)型產(chǎn)生負向影響。城鎮(zhèn)化率對農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展中有著顯著的負向作用，即城鎮(zhèn)化率越高，農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展的水平越低。城鎮(zhèn)化率的不斷提高，農(nóng)村勞動力大量外流，農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展除了需要能夠從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)人員外，更多的還需要從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的人員，農(nóng)村轉(zhuǎn)型水平的提高，一定程度上取決于二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，所以農(nóng)村城鎮(zhèn)率加快，會使得農(nóng)村缺乏大量的勞動力，尤其是二三產(chǎn)業(yè)的勞動力，從而遏制了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。

表2 變量設(shè)置與描述性分析

表3 固定效應(yīng)模型結(jié)果

2.4.2 異質(zhì)性分析

考慮到交通基礎(chǔ)設(shè)施作為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的衡量手段，在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下，對農(nóng)村轉(zhuǎn)型的效果并不相同。為此，本文將各縣按照經(jīng)濟發(fā)展狀況分為經(jīng)濟弱(中位數(shù)以下)和經(jīng)濟強(中位數(shù)以上)2組，以2組樣本進行估計模型，回歸結(jié)果如表4所示，交通基礎(chǔ)設(shè)施系數(shù)在經(jīng)濟發(fā)展水平強的縣顯著為正，而在經(jīng)濟較為落后縣系數(shù)為負。雖然交通系數(shù)為負，但是其并不顯著。呈現(xiàn)這種差異的可能原因是，良好的交通基礎(chǔ)設(shè)施促進農(nóng)村轉(zhuǎn)型的一個重要因素是促進經(jīng)濟發(fā)展的前提，能為農(nóng)戶提供了更多的參與非農(nóng)就業(yè)的機會。經(jīng)濟水平發(fā)達的縣，其交通基礎(chǔ)設(shè)施更加便利，更能促進農(nóng)村轉(zhuǎn)型，使得本地人擁有更多的外出務(wù)工的機會。而經(jīng)濟水平比較弱的縣，因為自身交通基礎(chǔ)設(shè)施不夠完善，無法促使經(jīng)濟快速發(fā)展，因而陷入惡性循環(huán)，會對農(nóng)村轉(zhuǎn)型產(chǎn)生一定的抑制作用。

表4 經(jīng)濟發(fā)展水平的異質(zhì)性

3 結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

本文主要以贛南原中央蘇區(qū)為例，綜合采用熵權(quán)法、對比分析和固定效應(yīng)模型方法對贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型水平進行測定以及背后的驅(qū)動因素進行研究，揭示了贛南原中央蘇區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展的過程，主要結(jié)論如下。

農(nóng)村交通的發(fā)展程度對農(nóng)村轉(zhuǎn)型起到了重要的推動作用，提高當?shù)氐耐ㄟ_性，增加區(qū)域與區(qū)域間的交流，減少與其他區(qū)域之間聯(lián)系的交通成本，因而外部優(yōu)質(zhì)資源涌入該地區(qū)的可能性會越大。受到外來技術(shù)和資本的影響，農(nóng)業(yè)開始轉(zhuǎn)向規(guī)模化的生產(chǎn)，大大提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，加快了農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展的步伐。

贛南原中央蘇區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性明顯，經(jīng)濟發(fā)展水平強的縣的交通基礎(chǔ)設(shè)施表現(xiàn)出較強的促進農(nóng)村轉(zhuǎn)型的作用，其系數(shù)高于經(jīng)濟發(fā)展水平低的縣，一定程度上加快了農(nóng)村向城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)變的步劃。而經(jīng)濟發(fā)展水平較弱的縣，因為自身經(jīng)濟的制約，交通基礎(chǔ)設(shè)施反而對農(nóng)村轉(zhuǎn)型有一定制約，但效果并不顯著。

經(jīng)濟水平的提高，帶動了消費水平的提升，人們生活水平得到了較大改善。同時也為了追求更高的收入，更好的發(fā)展，農(nóng)民選擇進入城鎮(zhèn)發(fā)展，雖然一定程度上對于縣市會產(chǎn)生集聚效應(yīng)，導(dǎo)致城市生產(chǎn)成本降低，勞動生產(chǎn)率提高，但對于農(nóng)村而言，人力和物力資本流失嚴重，缺乏經(jīng)濟增長動力，從而制約農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展。

3.2 對策建議

增強基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)供給。要因地制宜完善蘇區(qū)公路建設(shè)機制，圍繞重點產(chǎn)業(yè)農(nóng)村，建立交通中心，推動產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，建立交通基礎(chǔ)網(wǎng)絡(luò)，提供便利的通村、通鄉(xiāng)鎮(zhèn)和通縣市的運輸網(wǎng)絡(luò)。加大對贛南原中央蘇區(qū)的鄉(xiāng)村治理轉(zhuǎn)型、城鄉(xiāng)建設(shè)和人居環(huán)境改善繼續(xù)“保駕護航”，繼續(xù)對財政、醫(yī)療、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、教育以及農(nóng)業(yè)農(nóng)村進行政策引導(dǎo)和資金鼓勵。

經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)，交通基礎(chǔ)設(shè)施無法形成高效供給，應(yīng)通過增強交通供給質(zhì)量。改善交通基礎(chǔ)設(shè)施和提高交通可達性，加要速流動，加強與經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域交流與合作，充分發(fā)揮交通基礎(chǔ)設(shè)施承載效應(yīng)，改善交通供給的質(zhì)量。加強與發(fā)達地區(qū)的交流學(xué)習(xí)，激發(fā)自身經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生動力，并且為勞動力提供良好的生活條件，推動農(nóng)村轉(zhuǎn)型高質(zhì)量發(fā)展。

促進農(nóng)村地區(qū)的居民城鎮(zhèn)化，建設(shè)小城鎮(zhèn)可以有效促進農(nóng)村當?shù)厝丝诘某擎?zhèn)化。通過必要的城鎮(zhèn)建設(shè)和投資，提高小城鎮(zhèn)服務(wù)的總體基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)水平。建設(shè)旅游業(yè)、小城鎮(zhèn)特色加工產(chǎn)業(yè)，可以吸納更多農(nóng)村人口，促進農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)。建造小城鎮(zhèn)還可以鼓勵農(nóng)村人口進入城鎮(zhèn)就業(yè)崗位，積極吸引城市和農(nóng)村資源，從而促進農(nóng)村經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。