農村產業融合時空格局演化及其影響因素分析

覃誠 朱雨晨

摘 要：本研究基于2005—2019 年31 省市區面板數據，采用耦合協調度模型對各省農村產業融合發展程度評價后，基于空間杜賓模型分析其時空格局變化及其影響因素。研究表明：（1）2005—2019 年各省農村產業融合發展程度逐年增長，都有了大幅度提升。但區域差異開始顯著，由2005 年東西部兩極分布，到現在出現梯度分布，總體沿海地區優于中部地區，再優于西部地區，魯、蘇、閩三地已經成為農村產業融合發展第一梯隊。（2）本地產業非農化水平、科教水平、金融水平、消費水平對本省產業融合發展作用顯著，對鄰省具有顯著正向的空間溢出效應，而城鎮化水平和鄉鎮企業就業水平對鄰省具有顯著負向的虹吸效應。據此提出應加快中西部農村產業融合發展、加快農村金融發展、提升高等教育水平、完善農產品物流網絡等政策建議。

關鍵詞：農村經濟；產業融合；時空演變；影響因素

中圖分類號：F321 文獻標志碼：A 文章編號：2095-1329（2023）03-0141-08

農業農村農民問題是關系國計民生的根本性問題。鄉村振興戰略作為十九大提出的重要舉措，將在當前及未來一定時期內成為農業和農村工作的核心。產業興旺是鄉村振興的關鍵目標，鄉村產業具有豐富內涵且類型多樣。農產品加工業的發展能夠提升農業價值，鄉村特色產業的拓展能夠拓寬產業門類，休閑農業的推廣能夠拓展農業的功能，而鄉村新型服務業的發展則能夠豐富業態類型。這些產業的發展是提升農業、繁榮農村和實現農民富裕的關鍵。近年來，農村新產業和新業態不斷涌現，鄉村產業發展取得了顯著成果。然而，該發展過程也面臨一系列挑戰和問題。在產業鏈條中，第一產業在向后端延伸方面存在不充分的情況，第二產業在向兩端拓展方面存在不足，第三產業在高端開發方面滯后，同時，利益聯結機制不完善，導致各產業環節之間的利益銜接不暢，存在著小規模、分散、低效、脆弱等問題突出的情況。

為解決上述問題，2020 年農業農村部印發的《全國鄉村產業發展規劃（2020—2025 年）》（農產發〔2020〕4 號）就明確提出“以一二三產業融合發展為路徑，發掘鄉村功能價值，強化創新引領，突出集群成鏈，延長產業鏈，提升價值鏈，培育發展新動能，聚焦重點產業，聚集資源要素，大力發展鄉村產業，為農業農村現代化和鄉村全面振興奠定堅實基礎”的指導思想。據此可以看出，農村產業融合發展是鄉村產業發展的重要方向，具有實現農業發展方式轉變、拓寬農民增收渠道以及探索中國特色農業現代化道路的重要作用。

許多學者對農村產業融合的定義和類型進行了研究[1-5]。另外，也有研究認為：農村產業融合是以農業為基本依托，以新型經營主體為引領，以利益聯結為紐帶，通過產業鏈延伸、產業功能拓展和要素集聚、技術滲透及組織制度創新，跨界集約配置資本、技術和資源要素，促進農業生產、農產品加工流通、農資生產銷售和休閑旅游等服務業有機整合、緊密相連的過程[6]；農村產業可以實現農業與第二、第三產業的有機結合，促進三次產業的融合發展[7]。部分學者則將農村產業融合評價分為融合行為評價和融合效果評價[8-11]，而后或采用層次分析法，或利用熵值法確定各項指標的權重，從而構建農村產業融合評價指標體系。部分學者則采取耦合協調度的方法測算農村產業融合發展程度，通過測度三產存在相互作用的影響程度，用以反映農村一二三產業融合的水平[12-15]。而對于區域農村產業融合發展程度時空格局變化的研究中，學者多只分析了區域時空格局變化的特征，對于時空格局變化的影響因素的研究尚不多見。如以分析我國各省級地區產業融合發展水平的時空差異變化[16]；以傳統農區山東省作為研究區域，分析產業融合發展水平的時空演變規律和特征[17]；以中國31 個省區分析旅游產業與三次產業融合及時空演化特征[18]。

本文發現，雖然農村產業融合發展評價和區域時空格局變化已有不少研究成果，但是也存在以下不足：一是農村產業融合發展評價指標體系復雜，且指標體系的構建與內涵不匹配。部分學者沒有注重產業融合中的融合特性，而是將農村產業融合發展的評價與農業現代化的評價相混同，或是將涉農產業內部的三產融合向外延伸為三次產業之間的融合，忽略及弱化了不同涉農產業之間的融合關系。二是農村產業融合發展時空格局分析的時間線較短，且只分析特征，而沒有就時空格局變化的影響因素進行分析。部分學者往往只選取某個時間點的截面數據對產業融合發展程度評價后分析區域差異，過于注重對時空格局變化特征的分析，對其變化背后的影響因素探討鮮有提及。

針對以上不足，本研究通過分析農村產業融合發展內部各子系統的相互關系，運用耦合協調度模型，分析各地區農村產業融合發展程度，并基于2005—2019 年較長時空的面板數據，利用空間計量模型，分析各地區農村產業融合發展時空格局演化特征及其背后的影響因素，并根據研究結果，提出政策建議。就農村產業融合發展時空格局變化背后的影響因素進行分析，有利于縮小農村產業融合發展的區域差異，為“十四五”提出適宜的產業政策提供理論支撐。同時，考慮到新冠疫情對農村產業融合，尤其是休閑農業、涉農服務業的嚴重影響，本文排除了2020 年后的數據。而2023 年以來，新冠疫情的影響正在逐步減退，排除疫情大流行時期更有利于識別農村產業融合各影響因素的因果關系。

1 研究方法

1.1 農村產業融合發展程度評價

本研究使用耦合協調度模型來評價農村產業融合發展程度。耦合協調度是指相互作用過程中良性耦合的程度，涵蓋了子系統間相互作用和各系統的發展水平，反映了各系統之間相互作用。所以采納錢麗等構建耦合協調度模型的思路[19]，將農村產業融合分為農業、農產品加工業、涉農服務業三個子系統。各子系統存在多重關聯的彼此促進、互相制約的作用關系，只有各子系統相互配合、互相協調，才能形成合力，協調發展。由此構建本文的耦合協調度模型作為農村產業融合發展程度的評價，當農業、農產品加工業、涉農服務業三者之間相互關聯、配合得當時，為良性耦合，此時耦合度協調值偏高，反之，當三者之間互相摩擦，彼此制約時，為惡性耦合，耦合協調度值相應較低。

具體模型由公式（1）～（3）組成，式中含義如表1。

1.2 影響因素的選取

根據農業區域要素理論、農業生產布局理論、資源稟賦比較優勢理論以及相關空間經濟學理論，可以認為我國農村產業融合發展綜合了經濟社會再生產和自然再生產的要素。在這個過程中，自然、經濟、市場、技術、政策等多種影響因素相互交織，從而塑造了當前我國獨特的農村產業融合格局。參照其他學者的研究，并結合本研究邏輯框架選取影響因素，如表2 所示，分別為城鎮化水平[14，20]、產業結構非農化[20-21]、教育科技水平[21-22]、金融發展水平[14，20，23]、鄉鎮企業就業水平[22]、農業支持力度[14]、交通網密度[22]、農村固定資產投資[23]、消費水平[22]。其中，教育科技水平、金融發展水平、鄉鎮企業就業水平、農業支持力度、交通網密度、農村固定資產投資、消費水平對農村產業融合發展具有正向促進作用。

教育科技水平越高，表明科技發展越好，科技是第一生產力，生產力水平的提升，會促進產業發展，從而使得不同的先進技術運用到農業領域，促進農村產業融合發展水平提升。考慮到教育科技水平，尤其是是涉農教育科技水平與高等教育發展關系較大，所以本研究用每十萬人口高等學校平均在校生數反映該地區教育科技的發展水平。

金融支持則是產業發展的強大推動力，促進各項發展要素的流動，涉農金融發展越好，對產業發展、產業融合的提升就會越大。但金融機構涉農貸款指標是近幾年才開始統計，本研究跨度時期長，無法選取。考慮到農業發展銀行是專業從事農業政策性支持的銀行，可以反映地區涉農金融支持力度，本研究用農業發展銀行貨款余額與農村人口的比例反映地區涉農金融支持水平。

鄉鎮企業就業水平突出反映了農業企業的發展程度，企業化發展是農業產業化經營的重要標志，使得農業發展能力更強，更有動力和能力去促進產業融合。本研究用鄉村私營企業就業人數與鄉村個體就業人數）之和比上農村人口反映鄉鎮企業就業水平。

農業支持力度反映了地方政府對本地區農業發展的支持力度。本研究選取農林水利支出與財政支出的比例反映農業支持力度。

交通網密度越大，說明交通更加便捷，固定資產投資則是反映農戶物質裝備水平的因素，物質裝備水平越高，交通更便捷，產業融合發展的能力就越強。本研究用單位面積公路里程反映交通網密度。

消費水平則可以反映市場需求，市場需求越旺盛，產業融合的動力就越強。本研究用人均消費支出反映消費水平。

但是對于城鎮化水平和產業結構非農化影響而言，預期影響不好判定。城鎮化水平越高，意味著農村人口減少，可能會出現農村勞動力供給不足，但也意味著涉農收益可能會增大，從而使得農村產業融合發展程度變化不好預期。產業結構非農化水平越高，意味著農業產值占比降低，但農產品加工和涉農三產可能收益提升，從而使得農村產業融合發展程度變化不好預期。城鎮化水平用城鎮常住人口占總人口比值反映，產業非農化水平用二三產業產值占GDP 比重反映。

1.3 計量模型的設定

根據“地理學第一定律”，“所有事物都與其他事物相關聯，但較近的事物比較遠的事物更關聯”認為各省農村產業融合有著廣泛的聯系，而且距離越近的省份聯系越密切，為更好的探究這一問題，需用空間計量經濟學的方法。在確定是否使用空間計量方法時，首先要考慮數據是否存在空間依賴性。如果不存在，則使用標準的計量方法即可；如果存在，則可使用空間計量方法。“空間自相關”可理解為位置相近的區域具有相似的變量取值，如果高值與低值完全隨機分布，則不存在空間自相關。

1.4 數據來源

本文估計模型所采用的數據為2005 － 2019 年全國各省的面板數據。其中，第一產業增加值、城鎮人口占總人口的比值、二、三產業產值占GDP 比重、農戶固定資產投資、鄉村私營企業就業人數、鄉村個體就業人數、農業支出、財政支出、公路里程、區域面積等數據來源于《中國統計年鑒》。每10 萬人口高等學校平均在校生數來源于《中國教育統計年鑒》、農產品加工增加值來源于《中國第三產業統計年鑒》，農林牧漁業服務業產值來源于《中國第三產業統計年鑒》。

2 結果與分析

2.1 各省農村產業融合發展時空格局分析

根據農村產業融合發展程度評價方法，基于2005—2019 年各省相關統計數據，數據標準化后，利用耦合協調度模型，計算出歷年各省農村產業融合發展程度。總體來看，具有如下三個特征：

2.1.1 全國及各地區農村產業融合發展逐年穩步提升

將全國各省市區（除港澳臺）分為東部地區（京、津、冀、滬、蘇、浙、閩、魯、粵）、中部地區（晉、皖、贛、豫、鄂、湘）、西北地區（蒙、藏、陜、甘、青、寧、新）、西南地區（桂、瓊、渝、川、貴、云）、東北地區（黑、吉、遼）。全國層面和區域層面農村產業融合發展程度隨時間明顯提升。全國、東部、中部、西北部、西南部、東北各地區農村產業融合程度分別由2005 年的0.19、0.30、0.17、0.10、011、0.24， 提升到2019 年的0.53、0.63、0.56、0.36、0.47、0.57，增幅高達179.29%、113.86%、225.24%、263.29%、320.90%、132.88%。

2.1.2 第二階梯地形區農村產業融合發展增速明顯高于其他地區

如圖1 所示，全國各省農村產業融合發展年均增長率平均值是9.25%。其中年均增長率超過20% 的省份1 個，超過10% 的省份達到9 個，超過5% 的省份達到27 個，沒有出現負增長的地區。

我國地勢呈現西高東低，地勢呈三級階梯狀逐級下降，可劃分為第一級階梯、第二級階梯與第三級階梯。第二階梯主要包括內蒙古高原、黃土高原、云貴高原、準噶爾盆地、四川盆地、塔里木盆地的大部區域。位于第二階梯的晉、渝、貴、甘、蒙、陜、川、鄂等省份農村產業融合發展增長速度明顯高于其他地區。其中貴、渝的增速尤為突出，分別達到21.21%、17.81%。

2.1.3 農村產業融合發展程度從沿海到內陸梯次降低

如圖2 所示，東部和東北地區農村產業融合發展水平明顯高于全國水平，中部地區2005 年到2011 年略低于全國水平，2012 年達到全國水平，2013 年開始反超全國水平。而西部地區一直略低于全國水平。結合圖2 所示可得，沿海地區到內陸呈現梯度分布。沿海地區優于中部地區，中部地區優于西部地區。

將農村產業融合發展分為Ⅰ（0～0.2）、Ⅱ（0.2～0.4）、Ⅲ（0.4～0.6）、Ⅳ（0.6～0.8）、Ⅴ（0.8～1）五個等級。

分以下四個時期進行分析：

2005 年及其之前，全國農村產業融合發展程度明顯表現出沿海地區高于內陸。此時沿海地區大部分均處于Ⅱ級水平，而內陸地區大部分都屬于Ⅰ級，全國各地區農村產業融合水平總體發展程度較低（圖2a）。

2005—2010 年期間，農村產業融合發展程度開始分化。從沿海地區來看，吉、遼、魯、蘇、閩、粵等省份開始率先進入Ⅲ級。從內陸地區來看，黑、蒙、陜、贛、鄂、湘、皖、川、云、新等省份開始進入邁入Ⅱ級水平（圖2b）。

2010—2015 年期間，農村產業融合發展分化程度進一步提高。從全國層面來看，內陸和沿海地區區域差異不再明顯。遼、魯、蘇、閩、鄂等省率先進入Ⅳ級（圖2c），第三階梯地形區基本上都已進入Ⅲ級。

2015—2019 年期間，開始出現明顯的梯度差異。魯、蘇、閩三地已經率先進入Ⅴ級成為農村產業融合發展第一梯隊，豫、鄂、粵三地全部邁入Ⅳ級，是第二梯隊。藏、青、甘、寧、晉等地相對發展較差，處于第四梯隊。其余地區則為第三梯隊（圖2d）。

2.2 空間計量結果分析

2.2.1 空間相關性檢驗結果

從表3 可以看出，2005—2019 年間，我國農村產業融合發展全局Morans Ⅰ指數均大于零，其P 值均在1%的水平上顯著，這一結果表明此期間內省域農村產業融合發展程度存在明顯的正向空間自相關性，也就是各省農村產業融合發展存在空間溢出效應。同時，Morans Ⅰ指數值雖然有一定的波動性，從整體趨勢上看是逐年遞減的，表明我國省域之間空間效應有所減弱。但本研究仍然認為在研究中國各省農村產業發展影響時需要考慮空間效應給帶來的影響。

2.2.2 空間計量的結果分析

（1）空間杜賓模型回歸結果

本研究實證方面采用極大似然估計法對空間杜賓模型（SDM）進實證參數估計，同時考慮到固定效應模型在解決內生性上具有優勢，因此本文采用固定效應下估計的參數。

從表4 空間杜賓模型的回歸結果中可以初步看出，空間自回歸系數rho 顯著為正，由此進一步驗證了我國不同省份之間的農村產業融合發展存在明顯的空間集聚效應。同時，對解釋變量估計系數的初步分析發現，城鎮化水平、產業非農化水平、教育、金融發展水平、交通水平、農村固定投資水平、消費水平系數顯著為正，表明它們均對省域之間農村產業融合發展的變化有著明顯影響。從模型解釋變量的空間滯后項來看，城鎮化水平、產業非農化水平、教育、金融發展水平、鄉鎮企業就業水平、消費水平的WX 的估計系數也都通過了顯著性檢驗，說明這些變量能夠通過空間溢出效應來影響農村產業融合發展水平格局的變遷。

根據Lesage 等[24] 的研究，如果被解釋變量的空間相關系數（rho）顯著不為零，則不能直接用回歸系數來度量解釋變量對被解釋變量的空間溢出效應，而是需要將解釋變量對被解釋變量的空間溢出效應分解為直接效應、間接效應和總效應[25-26]。其中總效應表示某一個自變量的變化對所有地區產生的平均影響，直接效應表示自變量的變化對本地區因變量產生的平均影響，間接效應表示自變量對相鄰地區因變量產生的平均影響。

城鎮化水平的直接效應顯著為正，間接效應顯著為負，總效應不顯著。表明該變量對本省的農村產業融合發展水平具有顯著的正向影響，對鄰近省份的農村產業融合發展水平具有顯著負向影響。地區城鎮化水平越高，相應地區經濟實力更加雄厚，對農村產業融合發展的需求以及支持力度更大，可以促進本地區農村產業融合發展，但是對鄰近省份的農村產業融合發展具有虹吸效應，可能是城鎮化水平較高的地區可將鄰近省份農村產業融合發展優勢吸聚。

產業非農化水平的直接效應不顯著，間接效應顯著為正，總效應顯著為正。表明該變量對鄰近省份的農村產業融合發展水平具有顯著正向影響。產業非農化水平越高，表明工業發展程度越高，服務業發展更發達，極大的促進了農業向二三產業融合，而且具有空間溢出效應，對鄰近省份的農村產業融合發展具有正向影響。

教育科技水平的直接效應顯著為正，間接效應顯著為正，總效應顯著為正。表明該變量對本省的農村產業融合發展水平具有顯著的正向影響，對鄰近省份的農村產業融合發展水平具有顯著正向影響。高等學校在校生人數越多，突出反映該省的教育科技水平越高，人才更多。科技的競爭歸根到底是人才的競爭，人是發展的第一要素，對農村產業融合發展起決定性作用，正向影響本省農村產業融發展，且有空間溢出效應，對鄰近省份的農村產業融合發展也具有正向影響。

金融水平的直接效應顯著為正，間接效應顯著為正，總效應顯著為正。表明該變量對本省的農村產業融合發展水平具有顯著的正向影響，對鄰近省份的農村產業融合發展水平具有顯著正向影響。金融發展水平越高表明該省的投資越為豐富，資本流動性更高，對資源等要素的流動和配置水平就越高，促使農村產業融合發展更好更快，不僅對本省農村產業融發展具有正向影響，而且具有空間溢出效應，對鄰近省份的農村產業融合發展也具有正向影響。

鄉鎮企業就業水平直接效應不顯著，間接效應顯著為負，總效應顯著為負。表明該變量對鄰近省份的農村產業融合發展水平具有顯著負向影響。鄉鎮企業就業對本省的農村產業融合發展影響不明顯，但是對鄰省的農村產業融合發展具有虹吸效應，可能是由于鄉鎮企業發達，表明農村產業較為發達，將鄰省的人才和農業資源吸收。

交通網密度的直接效應顯著為正，間接效應不顯著，總效應顯著為正。表明該變量對本省的農村產業融合發展水平具有顯著的正向影響。交通網密度越高，對該省農產品及其原料運輸，涉農旅游發展，人員和貨物流動都具有極大的促進作用，可以提高農村產業融合發展水平。

農村資產投資水平的直接效應顯著為正，間接效應不顯著，總效應不顯著。表明該變量對本省的農村產業融合發展水平具有顯著的正向影響。農村固定資產投資越高，對農業生產力的提升就會越大，對農產品加工和涉農三產的促進作用也會提升，從而提高農村產業融合發展水平。

消費水平的直接效應顯著為正，間接效應顯著為正，總效應顯著為正。表明該變量對本省的農村產業融合發展水平具有顯著的正向影響，對鄰近省份的農村產業融合發展水平具有顯著正向影響。消費水平越高，表明一個地區的市場活力就會越高，農村產業融合發展明顯提升了農產品的附加值，消費水平越高的地區，對此類農產品和涉農服務的需求會越大，從而提高農村產業融合發展水平。

（2）多重共線性檢驗

多重共線性會導致參數估計量經濟含義不合理，變量的顯著性檢驗失去意義。對于多重共線性的判斷依賴的主要是方差膨脹因子（VIF），如果方差膨脹因子過大，將會導致解釋變量的系數方差增大，將會導致檢驗難以通過。一般認為，最大的VIF 不超過10，則不存在明顯的多重共線性。

從表5 可以看出，消費水平VIF 值最高，為9.43，仍舊未超過10，而所有變量的VIF 均值為4.25。所以，本模型并不存在非常嚴重的多重共線性。

（3）Hausman 檢驗

與橫截面數據相比，面板數據在對不同個體間行為差異建模時的自由度更大。固定效應和隨機效應是面板數據通用模型中躲不開的一對重要概念，前者認為不可觀測的個體效應與解釋變量相關，而后者認為不可觀測的個體效應與解釋變量無關。如錯誤估計，可能會導致解釋變量的系數有偏且不是有效的。Hausman 檢驗可以用于檢驗共同效應與回歸元的正交性。對空間杜賓模型固定效應和隨機效應的兩組估計結果進行豪斯曼檢驗，檢驗結果如表6 所示。在1% 的顯著性水平下，明確拒絕原假設，所以本研究采用空間杜賓固定效應模型是正確的。

3 政策建議

一是統籌區域發展，縮小不同區域間差距，加快中西部農村產業融合發展。本文研究發現，沿海地區農村產業融合發展程度優于中部地區，中部地區優于西部地區，這與地方經濟發展不無關系。區域發展差異已然成為我國發展穩定不可回避的重大問題，加快中西部地區農村產業融合發展，對縮小我國區域間差距，促進社會穩定，具有重大意義。目前中西部農村產業融合發展增速快，處于中高速增長階段，可通過立足中西部特有農牧資源，加強中西部地區加強標準化示范基地建設，推進農村產業融合園區化發展，增強農畜產品加工帶動能力，創新農牧業流通方式，實施農牧業品牌培育戰略等方式提高農村產業融合發展水平，縮小與東部發達地區差距。

二是以金融發展推動農業農村現代化，促進農村三產融合。本文研究發現，金融發展不僅對本地區農村產業融合具有顯著正向作用，并和產業結構非農化一樣還具有顯著的空間溢出效應。應當支持符合條件的農產品企業進行上市融資和債券發行，同時積極推廣小額信貸保證保險等新型險種。針對農產品加工企業和休閑農業企業的融資和增信需求，應將其納入農業擔保體系的支持范圍。在此基礎上，積極推動廠房抵押、存單質押、訂單融資和應收賬款質押等融資業務，同時創新“信貸+保險”和產業鏈金融等多種服務模式。

三是推動鄉村人才振興，提高農村地區人力資本水平。本文研究發現，高等教育水平對農村產業融合發展具有顯著正向作用，還具有空間溢出效應。提升勞動力教育水平，尤其是高等教育水平是未來發展的關鍵。一方面，要進一步重視高層次人次培養，關鍵是發揮好大學和高職院校作為教育人才培養機構的作用。通過各種培養計劃，為鄉村隊伍輸送新鮮血液。另一方面，也要加強成人高等教育，鼓勵支持農戶和返鄉農民工，積極參加成人自學考試等成人教育，加強知識技能培訓，幫助農民外出返崗就業，進一步提高待遇，盡可能在工作生活中，給他們更多幫助和關心。這樣的提高，除了意味著收入地位的調整，也包括其社會和職業聲望的增長。

四是加快農村物流市場建設，完善農村消費市場。

本文研究發現，消費、交通水平、農村固定資產投資對農村產業融合發展具有顯著正向影響，消費還具有溢出效應。農村市場長期受硬件設施的制約而未能充分發揮，農產品物流網絡是農村發展的突出短板。農產品出口受制于“最先一公里”，工業品進口受制于“最后一公里”。當務之急是促進農產品消費，擴大休閑農業消費市場，優化冷鏈物流現代倉儲設施的布局，完善配送網絡，專注于提升村鎮末端配送服務的質量。同時，充分利用民間資本，吸引更多民營企業參與農村物流配送網絡和節點建設，以擴大流通網絡，降低流通成本。

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