摘要：基于2000-2014年武陵山區(qū)66個縣域的面板數(shù)據(jù)和空間杜賓模型分析了連片特困地區(qū)農(nóng)民收入增長的影響因素。研究結(jié)果表明：連片特困地區(qū)農(nóng)民收入存在顯著的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。金融發(fā)展有效促進了縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長，但未在縣域間產(chǎn)生明顯的空間溢出效應(yīng)。經(jīng)濟基礎(chǔ)和投資水平不僅顯著促進了縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長，而且在縣域間產(chǎn)生了明顯的正向空間溢出效應(yīng)；經(jīng)濟基礎(chǔ)促進農(nóng)民收入增長的間接作用要大于直接效應(yīng)，而投資水平正好與之相反；政府干預(yù)有效促進了縣域農(nóng)民收入增長并且對鄰近縣域農(nóng)民收入增長產(chǎn)生了顯著的負向空間溢出效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對縣域間農(nóng)民收入增長的空間溢出效應(yīng)負向顯著；人力資本對農(nóng)民收入增長的影響不顯著。

關(guān)鍵詞：連片特困地區(qū)；空間溢出；農(nóng)民收入；影響因素；SDM

中圖分類號：F323.8文獻標(biāo)識碼：A文章編號：10037217（2017）06012506

一、引言與文獻綜述

如何促進集中連片特困地區(qū)（以下簡稱“特困地區(qū)”或“片區(qū)”）農(nóng)民收入增長，是當(dāng)前精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略背景下政策制定者與理論研究者普遍關(guān)注的熱點之一。連片特困地區(qū)作為我國區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略中一類特殊類型區(qū)域，具有貧困范圍廣，貧困程度深，貧困強度大，一般經(jīng)濟增長不能帶動，常規(guī)扶貧手段難以奏效等共性。近年來經(jīng)過“多輪驅(qū)動”扶貧開發(fā)，此類地區(qū)農(nóng)民收入水平已經(jīng)有了大幅提升，但是相對其他地區(qū)而言，農(nóng)民收入水平低且增長緩慢依然是這類地區(qū)貧困的集中體現(xiàn)。促進連片特困地區(qū)農(nóng)民收入增長的任務(wù)依然艱巨?；谵r(nóng)民收入增長的空間依賴與傳導(dǎo)機制深入探究連片特困地區(qū)農(nóng)民收入增長的決定因素及其空間溢出效應(yīng)，對于連片特困地區(qū)農(nóng)民增收政策制定和促進片區(qū)農(nóng)民收入持續(xù)穩(wěn)定增長具有重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)民收入增長的相關(guān)研究頗為豐碩。學(xué)者們從農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移[1，2]、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步[3，4]、農(nóng)村金融支持[5-7]、財政支農(nóng)[8，9]、農(nóng)業(yè)機械化與產(chǎn)業(yè)化[10，11]、人力資本與固定資產(chǎn)投資[12，13]等多個角度就如何促進農(nóng)民增收進行了系統(tǒng)研究。但這些研究主要基于全國整體層面或個別省域?qū)用?。連片特困地區(qū)作為我國現(xiàn)階段扶貧攻堅主戰(zhàn)場和貧困人口的集中地，其區(qū)位弱勢、經(jīng)濟基礎(chǔ)、社會發(fā)展、政策實施等方面的特殊性以及農(nóng)民收入增長路徑與機制的差異將使得全國整體層面或個別省域?qū)用娴霓r(nóng)民收入增長水平及其影響因素的研究難以全面、準(zhǔn)確地刻畫此類地區(qū)農(nóng)民收入增長狀況。同時，現(xiàn)有研究還存在一個共同的局限：普遍忽略了相關(guān)因素（如金融發(fā)展、財政支持、投資水平等）的收入增長效應(yīng)在空間地理之間的相互關(guān)聯(lián)。而現(xiàn)實中，時間和區(qū)位維度的相關(guān)性、異質(zhì)性與協(xié)同性均普遍存在于農(nóng)民收入增長過程中。一個地區(qū)相關(guān)因素的投入或政策的實施不僅影響到本地區(qū)農(nóng)民收入增長水平，也會對其他地區(qū)特別是相鄰地區(qū)農(nóng)民收入水平產(chǎn)生影響。因此，獨立地考察某個地區(qū)相關(guān)因素對農(nóng)民收入增長的影響很可能因忽視了這些因素的空間溢出效應(yīng)而得到有偏的結(jié)果。鑒于此，本文基于武陵山區(qū)66個縣域2000—2014年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間杜賓模型（SDM）深入研究連片特困地區(qū)農(nóng)民收入增長的決定因素及其空間溢出效應(yīng)，以期為相關(guān)部門有效推動連片特困地區(qū)農(nóng)民收入增長提供參考。之所以選擇武陵山片區(qū)作為本文的研究對象，是因為武陵山片區(qū)是我國率先制定和實施區(qū)域發(fā)展和扶貧攻堅規(guī)劃的片區(qū)，是其他片區(qū)扶貧攻堅的示范。

二、研究假說

在財政分權(quán)體制下，縣域地方政府自身并不能直接控制金融機構(gòu)，只有通過政策優(yōu)惠、利息補貼等方式多渠道加強對金融資源的吸引。由于空間關(guān)聯(lián)，縣域政府部門和地方金融機構(gòu)會通過相互學(xué)習(xí)或模仿在金融支農(nóng)政策的選擇上出現(xiàn)一定程度的趨同性。同時，由于連片特困地區(qū)縣域?qū)用娼鹑谫Y源整體上非常匱乏，金融資源在縣域之間的流動性不強。這些都將導(dǎo)致縣域金融發(fā)展對農(nóng)民收入影響的空間溢出效應(yīng)有限。據(jù)此，提出假說1：

假說1：金融發(fā)展對縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長存在正向效應(yīng)，對縣域外農(nóng)民收入增長的影響有限。

根據(jù)增長極發(fā)展理論，經(jīng)濟基礎(chǔ)相對較好的縣域，其產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平較高，吸引其他資金和資本的能力較強，農(nóng)民收入水平比較高。同時，由于農(nóng)民工的高流動性，經(jīng)濟基礎(chǔ)相對薄弱縣域的農(nóng)民工在較高工資的誘惑下將選擇去經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高的鄰近縣域就業(yè)，進而實現(xiàn)自身收入增長。據(jù)此，提出假說2：

假說2：經(jīng)濟基礎(chǔ)對縣域內(nèi)和縣域外農(nóng)民收入增長均存在正向效應(yīng)。

特困地區(qū)縣域?qū)用嬷贫荣Y源和金融資源的雙重稀缺將導(dǎo)致縣域地方政府之間對資金與資源的競爭日趨激烈。因此，在政府財政干預(yù)上大部分縣域采取的是在對本縣域有利并能最大限度地吸引其他縣域資金和資源流入的“掠奪型”政策，這將對鄰近縣域各種資源、資本的流入產(chǎn)生“截流效應(yīng)”。這種干預(yù)政策的后果將很大程度上導(dǎo)致其對縣域內(nèi)和縣域間農(nóng)民收入增長的影響效應(yīng)相反。據(jù)此，提出假說3：

假說3：政府財政干預(yù)對縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長存在正向效應(yīng)，對縣域外農(nóng)民收入增長存在負向效應(yīng)。

三、方法、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

（一）空間杜賓模型（SDM）

由于農(nóng)民收入增長相關(guān)影響因素的外部性可能超越縣域邊界，導(dǎo)致鄰近縣域農(nóng)民收入增長效應(yīng)相互影響。鑒于此，建立空間杜賓模型，其基本形式為：

y=αln+λWy+βX+θWX+ε（1）

其中，y為被解釋變量，X為解釋變量向量，包括核心解釋變量縣域金融發(fā)展水平以及其它控制變量。Wy是被解釋變量y的空間滯后項，θWX表示來自相鄰縣域自變量的影響，θ為相應(yīng)的系數(shù)向量。ε為隨機誤差，且滿足ε～N（0，1）。In為n×1階單位矩陣，n為縣域個數(shù)。根據(jù)相關(guān)研究，在被解釋變量y的空間自相關(guān)系數(shù)顯著不為零的情況下，直接采用解釋變量及其空間滯后項來度量空間溢出效應(yīng)將使得模型不再滿足經(jīng)典假設(shè)條件，進而導(dǎo)致估計的有偏性。為了克服上述問題，Lesage和 Pace（2009）進一步提出了一種空間回歸模型的偏微分方法，將解釋變量對被解釋變量空間溢出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)從總效應(yīng)中分解出來，以實現(xiàn)對模型估計的更為合理的解釋[14]。直接效應(yīng)體現(xiàn)了一個地區(qū)內(nèi)部解釋變量對被解釋變量的影響；間接效應(yīng)體現(xiàn)了地區(qū)間解釋變量對被解釋變量的影響。為了獲得以上三種效應(yīng)，將式（1）變形為：endprint

（In-λW）y=βX+θWX+αIn+ε（2）

即：

y=（In-λW）-1（βX+WXθ）+（In-λW）-1（3）

令φ（W）=（In-λW）-1，Sr（W）=φ（W）（Inβr+Wθr），則式（3）的矩陣形式為：

y1y2yn=Sr（W）11Sr（W）12…Sr（W）1nSr（W）21Sr（W）22…Sr（W）2n…Sr（W）n1Sr（W）n2…Sr（W）nn

×x1rx2rxnr+φ（W）αIn+φ（W）ε（4）

令Sr（W）ij為Sr（W）中的第i行第j列的元素，可得：

yixjr=Sr（W）ij（5）

取所有地區(qū)總效應(yīng)∑nj=1Sr（W）ij的算術(shù)平均值，則得到變量xr的平均總效應(yīng)。特別地，當(dāng)j=i時，有：

yixjr=Sr（W）ii（6）

其中Sr（W）ii為矩陣Sr（W）主對角線上的第i個元素，表示xir對本地區(qū)被解釋變量yi的“直接效應(yīng)”。將矩陣Sr（W）主對角線上的所有元素取算術(shù)平均值，即得到變量xr的平均直接效應(yīng)，而平均間接效應(yīng)則為平均總效用與平均直接效應(yīng)之差。

（二）空間權(quán)重矩陣設(shè)定

1.空間鄰接矩陣。地理上相鄰是縣域農(nóng)民收入水平產(chǎn)生空間關(guān)聯(lián)的基本原因之一。本文設(shè)置空間鄰接0～1矩陣（w1）來反映這種空間關(guān)系。該矩陣元素在縣域i和j相鄰時取值為1，不相鄰時取值為0，對角線元素設(shè)置為0。

2.地理距離矩陣。為觀察縣域間地理距離差異對農(nóng)民增收效果的影響，本文進一步構(gòu)建地理距離矩陣（w2）。矩陣元素依據(jù)經(jīng)緯度設(shè)定為球面上兩縣版圖質(zhì)心之間最短連線的長度（即球面距離）的平方的倒數(shù)，對角線元素設(shè)置為0。表明縣域之間地理距離越遠，空間關(guān)聯(lián)越弱。

3.經(jīng)濟距離矩陣。為了體現(xiàn)縣域之間的經(jīng)濟影響，本文構(gòu)建經(jīng)濟距離矩陣（w3）。采用各縣域人均GDP的差額測度縣域之間的經(jīng)濟距離。該矩陣w3=w2×E，其中E是對角矩陣。對角元素為各縣域間人均GDP差額絕對值的倒數(shù)。

（三）指標(biāo)與數(shù)據(jù)

農(nóng)民收入（Incom）采取縣域農(nóng)民人均純收入的對數(shù)來表示。根據(jù)已有研究，金融發(fā)展水平（Fcial）、經(jīng)濟基礎(chǔ)（Fundt）、政府干預(yù)程度（Gover）、投資水平（Inves）、人力資本（Popul）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Indus）都是影響農(nóng)民收入的重要因素。本文重點考察這5個變量對農(nóng)民收入的影響。其中，F(xiàn)cial采用縣域金融機構(gòu)年末貸款余額與縣域GDP的比例表示；Fundt采用人均儲蓄水平的對數(shù)表示；Gover采用縣域政府財政支出與GDP的比重表示；Inves采用縣域固定資產(chǎn)投資總額與GDP的比值來表示。Popul采用普通中、小學(xué)在校生數(shù)占縣域居住人口的比重來表示。由于樣本地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，Indus采用第三產(chǎn)業(yè)人口占縣域常住人口的比重來近似表示。

由于武陵山區(qū)行政區(qū)域范圍涉及湖南、湖北、貴州、重慶4個省域的11個地（市、州）和71個縣，因此本文指標(biāo)數(shù)據(jù)來自于2001—2015年《湖南統(tǒng)計年鑒》《湖北統(tǒng)計年鑒》《貴州統(tǒng)計年鑒》《重慶統(tǒng)計年鑒》。由于碧江區(qū)、武陵源區(qū)、永定區(qū)、黔江區(qū)、鶴城區(qū)5個地區(qū)關(guān)鍵性指標(biāo)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，加之這些市轄區(qū)本身不具備與縣級單位同樣的自主權(quán)，本文剔除了上述5個地區(qū)。本文的樣本包括武陵山區(qū)66個縣的數(shù)據(jù)，具有較好的代表性。

四、實證結(jié)果分析

（一）空間自相關(guān)檢驗

進行空間回歸分析之前，首先需要檢驗空間計量建模的正確性。本文采用全局MoranI指數(shù)進行空間自相關(guān)檢驗。結(jié)果顯示三種權(quán)重下各個年份的MoranI指數(shù)均大于零，且在5%的水平上顯著①。表明連片特困地區(qū)縣域之間農(nóng)民收入水平表現(xiàn)出顯著的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)與空間集聚特征。這種空間聯(lián)系結(jié)構(gòu)表明適合采用空間杜賓模型做進一步分析。為此，本文估計了三種空間權(quán)重矩陣下6種SDM模型。結(jié)果顯示②，各方程中ρ大于0且均在1%的水平下顯著。同時，對數(shù)似然值（LL）和赤池信息準(zhǔn)則（AIC）檢驗值顯示各方程的擬合效果沒有明顯區(qū)別，表明縣域之間農(nóng)民收入水平存在顯著的正向空間依賴。此外，Hausman檢驗結(jié)果顯示更適合采用隨機效應(yīng)模型進行估計。由于估計中空間自相關(guān)系數(shù)ρ不為零，本文進一步根據(jù)前文介紹的空間回歸偏微分方法，將縣域金融發(fā)展水平和其他控制變量對農(nóng)民收入影響的空間溢出效應(yīng)分解成直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，以實現(xiàn)對模型估計更為合理、更為準(zhǔn)確的解釋。結(jié)果如表1所示。

從表1可知，在三種不同的空間權(quán)重矩陣下，縣域金融發(fā)展水平對農(nóng)民收入水平影響的直接效應(yīng)和總效用為正且均在5%的水平下顯著。表明縣域金融發(fā)展對縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長產(chǎn)生了積極的影響。但是縣域金融發(fā)展水平對農(nóng)民收入影響的間接效應(yīng)為負且不顯著，表明縣域金融發(fā)展在縣域間并沒有表現(xiàn)出明顯的空間溢出效應(yīng)。這一結(jié)論支持了假設(shè)1?？h域金融發(fā)展雖然有效促進了縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長，但是尚未實現(xiàn)縣域之間的協(xié)同發(fā)展進而實現(xiàn)縣域間農(nóng)民收入增長的良性互動。在三種不同的空間權(quán)重矩陣下，經(jīng)濟基礎(chǔ)對農(nóng)民收入增長的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效用均為正向顯著，表明縣域經(jīng)濟發(fā)展不僅顯著促進了連片特困地區(qū)縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長，而且在縣域間產(chǎn)生了明顯的空間溢出效應(yīng)，有效促進了鄰近縣域農(nóng)民收入的增長。驗證了假說2的正確性。進一步比較可知，間接效應(yīng)中經(jīng)濟基礎(chǔ)估計系數(shù)的絕對值要明顯大于直接效應(yīng)中系數(shù)估計的絕對值，表明經(jīng)濟基礎(chǔ)對縣域間農(nóng)民收入增長的促進作用和溢出效應(yīng)要大于對縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長的促進效應(yīng)。眾所周知，縣域經(jīng)濟的發(fā)展為農(nóng)民收入增長奠定了基礎(chǔ)，經(jīng)濟較發(fā)達的縣域，農(nóng)民就業(yè)途徑相對較多，收入增長也就較快。并且經(jīng)濟增長能夠通過空間傳導(dǎo)機制有效帶動鄰近縣域的經(jīng)濟發(fā)展進而促進農(nóng)民收入水平提高。當(dāng)前，我國正在積極推行的發(fā)展城市群以及相關(guān)學(xué)者倡導(dǎo)的推動連片特困地區(qū)增長極培育的戰(zhàn)略意義也在于此。在三種不同的空間權(quán)重矩陣下，政府干預(yù)對農(nóng)民收入增長的正向直接效應(yīng)均在10%的水平上顯著且表現(xiàn)穩(wěn)健，表明連片特困地區(qū)地方政府的財政政策有效促進了本縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長。同時，政府干預(yù)對農(nóng)民收入增長的負向間接效應(yīng)均在10%的水平上顯著且同樣表現(xiàn)穩(wěn)健，表明縣域內(nèi)地方政府的財政政策對鄰近縣域農(nóng)民收入增長缺乏有效輻射，對農(nóng)民收入增長的作用在縣域間還沒有形成良好的聯(lián)動機制。驗證了假說3的正確性。由于政府干預(yù)在縣域間的負向間接效應(yīng)大部分抵消了其在縣域內(nèi)的正向直接效應(yīng)，使得政府干預(yù)對縣域農(nóng)民收入增長的總效用被嚴(yán)重削弱并變得不顯著。當(dāng)前，連片特困地區(qū)縣域?qū)用嬷贫荣Y源和金融資源的雙重稀缺導(dǎo)致縣域地方政府對資金與資源的競爭日趨激烈。同時，連片特困地區(qū)大多屬于省際交界區(qū)域，行政壁壘的邊界效應(yīng)明顯。盡管由于空間關(guān)聯(lián)，縣域政府部門和地方金融機構(gòu)會通過相互學(xué)習(xí)或模仿在金融支農(nóng)政策的選擇上出現(xiàn)一定程度的趨同性，但在財政干預(yù)上大部分縣域采取的是在對本縣域有利并能最大限度地吸引其他縣域資金和資源流入的“掠奪型”政策，進而對鄰近縣域各種資源、資本的流入產(chǎn)生“截流效應(yīng)”。這種財政干預(yù)政策的后果將很大程度上導(dǎo)致其對農(nóng)民收入增長的影響效應(yīng)在縣域內(nèi)和縣域間截然相反。投資水平對縣域農(nóng)民收入影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效用均正向顯著，表明縣域固定資產(chǎn)投資不僅有效促進了特困地區(qū)縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長，也在縣域間產(chǎn)生了顯著的空間溢出效應(yīng)，為鄰近縣域農(nóng)民收入增長起到了推動作用。進一步比較可知，直接效應(yīng)中投資水平估計系數(shù)的絕對值均要大于間接效應(yīng)中該系數(shù)估計的絕對值。表明投資水平對縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長的促進作用要大于對縣域間農(nóng)民收入增長的溢出效應(yīng)。究其原因，縣域投資水平的提高有助于提高縣域內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與服務(wù)水平，促進鄰近縣域資源和資本的整合并吸引其他資金和資源流入，從而有利于加速縣域之間的產(chǎn)業(yè)協(xié)同和基礎(chǔ)設(shè)施的互通，進而帶動周邊縣域投資水平的提高和農(nóng)民收入增長。但是，連片特困地區(qū)縣域投資水平有限也很大程度上決定了其對農(nóng)民收入增長的空間溢出效應(yīng)有限。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入增長的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效用均為負值且顯著，表明連片特困地區(qū)縣域第三產(chǎn)業(yè)的規(guī)模效應(yīng)不顯著，沒有對農(nóng)民收入增長產(chǎn)生積極影響。人力資本僅在0-1空間鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣下對農(nóng)民收入增長的影響效應(yīng)負向顯著，表明人力資本對縣域內(nèi)和縣域間農(nóng)民收入增長都沒有發(fā)揮應(yīng)有的積極作用。而縣域經(jīng)濟發(fā)展水平差異在人力資本對農(nóng)民收入增長的影響上表現(xiàn)均不顯著。endprint

五、結(jié)論與啟示

本文基于2000-2014年武陵山區(qū)66個縣域的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型研究了金融發(fā)展水平、經(jīng)濟基礎(chǔ)、政府干預(yù)、投資水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本六大因素對連片特困地區(qū)農(nóng)民收入增長的影響，得到如下研究結(jié)論：第一，連片特困地區(qū)縣域農(nóng)民收入水平存在顯著的正向空間關(guān)聯(lián)，縣域農(nóng)民收入水平地理位置和空間鄰接關(guān)系影響顯著。第二，金融發(fā)展有效促進了連片特困地區(qū)縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長，但并未對縣域間農(nóng)民收入增長產(chǎn)生明顯的空間溢出效應(yīng)。第三，經(jīng)濟基礎(chǔ)和投資水平不僅顯著促進了縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長，而且在縣域間產(chǎn)生了明顯的正向空間溢出效應(yīng)進而有效帶動了鄰近縣域農(nóng)民收入增長。體現(xiàn)了縣域經(jīng)濟發(fā)展水平和投資水平與農(nóng)民收入增長之間的良性互動關(guān)系，兩者是連片特困地區(qū)縣域農(nóng)民收入增長的有力支撐。經(jīng)濟基礎(chǔ)促進農(nóng)民收入增長的間接作用要大于直接效應(yīng)，而投資水平促進農(nóng)民收入增長的直接效應(yīng)要大于間接效應(yīng)。第四，政府干預(yù)盡管有效促進了縣域內(nèi)農(nóng)民收入增長，但縣域地方政府的財政政策對鄰近縣域農(nóng)民收入增長還缺乏有效輻射，縣域政府部門之間的“非合作型”競爭導(dǎo)致其對農(nóng)民收入增長的作用在縣域間還難以形成良好的聯(lián)動機制。第五，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本沒有為縣域農(nóng)民收入增長帶來積極影響，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在縣域間對農(nóng)民收入增長產(chǎn)生了顯著的負向溢出效應(yīng)，而人力資本的空間溢出效應(yīng)不顯著。

上述結(jié)論為推動連片特困地區(qū)農(nóng)民收入增長和貧困減少提供了有益的政策啟示：首先，我國連片特困地區(qū)縣域農(nóng)民收入水平存在較強的空間依賴性和異質(zhì)性，應(yīng)該從縣域關(guān)聯(lián)的視角重新審視連片特困地區(qū)農(nóng)民收入增長規(guī)律并制定片區(qū)內(nèi)縣域協(xié)調(diào)發(fā)展的政策措施。強化片區(qū)內(nèi)縣域之間的經(jīng)濟合作，實現(xiàn)縣域間基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的互聯(lián)互通，并通過夯實經(jīng)濟基礎(chǔ)和提高投資水平來充分發(fā)揮經(jīng)濟基礎(chǔ)和投資水平對農(nóng)民收入增長更大更強的正向溢出效應(yīng)，以促進片區(qū)農(nóng)民整體收入水平的提高。同時，應(yīng)加強片區(qū)內(nèi)縣域政府部門在財政支農(nóng)政策、地方金融組織建設(shè)、信用體系建設(shè)等方面的協(xié)調(diào)與合作，弱化行政壁壘的邊界效應(yīng)，改革地方政府及其行政官員以及涉農(nóng)金融機構(gòu)的考核機制，避免地方政府、涉農(nóng)金融機構(gòu)等因追求短期業(yè)績目標(biāo)而在財政與金融支農(nóng)上表現(xiàn)出的“各自為戰(zhàn)”、“此消彼長”和“事半功倍”。引導(dǎo)政府干預(yù)和金融支農(nóng)由負向溢出效應(yīng)較強的“掠奪型”競爭向正向溢出效應(yīng)突出的“合作型”競爭轉(zhuǎn)變，提高政府干預(yù)與金融支農(nóng)的質(zhì)量與效率，合力助推農(nóng)民收入水平提高。此外，應(yīng)著力提高片區(qū)內(nèi)縣域居民受教育水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，完善和落實人力資本發(fā)展戰(zhàn)略與產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，為人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對片區(qū)內(nèi)農(nóng)民收入增長的正向溢出創(chuàng)造條件。

注釋：

① 限于篇幅本文未報告詳細的空間自相關(guān)檢驗結(jié)果，有需要可向作者索取。

② 限于篇幅本文未報告此部分結(jié)論，有需要可向作者索取。

參考文獻：

[1] 翁杰. 中國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與勞動收入份額變動研究[J]. 中國人口科學(xué)， 2011（6）：14-26.

[2] NguyenL， Raabe K，Grote U. Ruraurban migration， household vulnerability and welfare in vietnam [J]. World Development， 2015， 71（3）：79-93.

[3] Wu H， Ding S， Pandey S， Tao D. Assessing the impact of agricultural technology adoption on farmers well-being using propensityscore matching analysis in rural china[J].Asian Economic Journal， 2010，24（2）：141-160.

[4] 肖衛(wèi)， 肖琳子. 二元經(jīng)濟中的農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、糧食增產(chǎn)與農(nóng)民增收——來自2001-2010年中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2013（6）：4-13.

[5] 蘇靜，胡宗義.農(nóng)村金融減貧的直接產(chǎn)應(yīng)與中介效應(yīng)——基于狀態(tài)空間模型和中介效應(yīng)檢驗的動態(tài)分析[J].財經(jīng)理論與實踐，2015（4）：33-38.

[6] 蘇靜， 胡宗義， 唐李偉，等. 農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減貧效應(yīng)的門檻特征與地區(qū)差異——基于面板平滑轉(zhuǎn)換模型的分析[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2013（7）：58-71.

[7] 王小華， 王定祥， 溫濤. 中國農(nóng)貸的減貧增收效應(yīng)：貧困縣與非貧困縣的分層比較[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究， 2014（9）：40-55.

[8] 楊林娟， 戴亨釗. 甘肅省財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入增長關(guān)系研究[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2008， 29（3）：99-102.

[9] Wang X， Shen Y. The effect of chinas agricultural tax abolition on rural families incomes and production[J]. China Economic Review， 2014，29（3）： 185-199.

[10] Yang J， Huang Z， Zhang X， Reardon T. The rapid rise of cross-regional agricultural mechanization services in china[J].American Journal of Agricultural Economics， 2013，95（5）：1245-1251.

[11] 周振， 張琛， 彭超，等. 農(nóng)業(yè)機械化與農(nóng)民收入：來自農(nóng)機具購置補貼政策的證據(jù)[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2016（2）：68-82.endprint

[12] 郭志儀， 常曄. 農(nóng)戶人力資本投資與農(nóng)民收入增長[J]. 經(jīng)濟科學(xué)， 2007（3）：115-123.

[13] 張良， 韋開蕾， 許能銳，等. 農(nóng)業(yè)固定投資與FDI能否促進我國農(nóng)民收入——基于地區(qū)差異視角的面板數(shù)據(jù)[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)， 2016， 38（2）：61-68.

[14] Lesage J， Pace R K. Introduction to spatial econometrics[J]. Spatial Demography，2009，1（1）：143-145.

（責(zé)任編輯：王鐵軍）

Abstract：This paper analyzed the influencing factors of farmer's income growth in clustered destitute areas from the perspective of spatial relevancy based on the panel data of 66 counties in Wuling Mountain region and Spatial Durbin Model. The results show that： there is significant spatial correlation effect in farmers' income in clustered destitute areas. Financial development promotes the farmers' income growth within the county， but did not produce obvious spatial spillover effects between different counties. Economic foundation and investments promoted the local farmers' income growth significantly and had a notable positive spatial spillover effects between different counties. Economic foundation's indirect effect is greater than direct effect on promoting the farmers' income growth， this is contrasting with the effects of investments. Government intervention promotes the farmers' income inside the county and has produced significant negative spatial spillover effects in immediate vicinity. Industrial structure has produced significant negative spatial spillover effects on the farmers' income growth in immediate vicinity. Human capital has not marked impacts on farmers' income growth.

Key words：clustered destitute areas； spatial spillover； farmers' income； influencing factors； Spatial Durbin Modelendprint