江激宇, 蔣羅那, 何玲玲

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院, 安徽 合肥 230036)

農(nóng)民收入是反映農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標(biāo)。農(nóng)村金融與資本要素、技術(shù)進步效率、農(nóng)民受教育程度、職業(yè)教育普及率等都對區(qū)域農(nóng)民收入增長具有顯著影響。

近年來,產(chǎn)業(yè)集聚作為一種新型區(qū)域生產(chǎn)經(jīng)營組織體系,日益發(fā)展成涵蓋經(jīng)營主體、合作組織、政府部門等在內(nèi)的產(chǎn)業(yè)聯(lián)合體,通過提高區(qū)域生產(chǎn)效率和產(chǎn)業(yè)競爭能力,推動區(qū)域經(jīng)濟的跨越式發(fā)展,并作為拉動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要模式之一越來越受到關(guān)注。楊仁發(fā)對我國269個城市的實證研究發(fā)現(xiàn),服務(wù)業(yè)的集聚能顯著提高區(qū)域的工資水平,而制造業(yè)的空間集聚卻對區(qū)域的工資水平產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)[1]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚是在農(nóng)村資源稟賦的基礎(chǔ)上,農(nóng)戶、合作社、企業(yè)、關(guān)聯(lián)機構(gòu)等主體在空間上不斷集聚而形成一個相互聯(lián)系的整體,其實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢的能力是顯而易見的:作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的一種有效手段,不但能夠降低交易成本、提高農(nóng)民的收入水平,而且能夠促進我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)朝著現(xiàn)代化和產(chǎn)業(yè)化的方向發(fā)展,帶動區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展[2];品牌集聚效應(yīng)能保證農(nóng)產(chǎn)品市場的價格和銷量,產(chǎn)業(yè)集聚形成的交易市場能夠降低交易成本和風(fēng)險,政府為集聚區(qū)提供的基礎(chǔ)設(shè)施和政策扶植能夠解決農(nóng)業(yè)發(fā)展難題,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成知識溢出等,都有效地提高了農(nóng)民的收入水平[3]。葛曉軍對山東壽光蔬菜產(chǎn)業(yè)的實證分析顯示,發(fā)展壽光蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了顯著的輻射帶動效應(yīng);姚林如、李莉通過一般均衡模型仿真分析得出沿海地區(qū)勞動力由農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市會使農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平降低,最終導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距進一步擴大[4];劉軍、徐康寧同樣認(rèn)為,產(chǎn)業(yè)集聚程度的不同會引起不同的外部規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng),區(qū)域間的經(jīng)濟差距因此更大,從而導(dǎo)致收入水平的差距也會越來越大[5]。已有研究大多關(guān)注我國東部發(fā)達地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展水平及其影響帶動作用,結(jié)論在全國不完全具有代表性。安徽省地處中國中部,農(nóng)業(yè)一直處于重要的戰(zhàn)略地位,農(nóng)村人口比重大,農(nóng)業(yè)從業(yè)基礎(chǔ)廣泛,具有發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群得天獨厚的歷史優(yōu)勢和自然條件優(yōu)勢,其發(fā)展水平對于整體經(jīng)濟運行影響巨大。本文以安徽省為例,試圖探究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚在中部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)是否依然能夠提高農(nóng)民收入,并有針對性地提出提高農(nóng)村居民收入水平的措施。希望所得結(jié)論對已有研究具有補充意義。

一、 數(shù)據(jù)處理與模型設(shè)定

1. 數(shù) 據(jù)

隨著產(chǎn)業(yè)集聚在地區(qū)經(jīng)濟中推動作用的發(fā)揮越來越顯著,對產(chǎn)業(yè)集聚的定量分析研究方法也在不斷深化。本文結(jié)合數(shù)據(jù)可得性及測度方法應(yīng)用廣泛性,運用區(qū)位熵法來測量安徽省農(nóng)業(yè)集聚發(fā)展情況。

區(qū)位熵簡稱LQ,也被稱為區(qū)域產(chǎn)業(yè)專業(yè)化率指數(shù)

本文的依據(jù)為2001—2015年《安徽省統(tǒng)計年鑒》,為了消除價格因素影響,對數(shù)據(jù)均經(jīng)過價格指數(shù)縮減,計算出2001—2015年安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度和收入狀況數(shù)據(jù),見表1。

表1 2001—2015年度安徽省農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出要素

從表1可以看出,2001—2015年,安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值與第一產(chǎn)業(yè)增加值均呈現(xiàn)持續(xù)增長態(tài)勢,并且第一產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵均大于1,即安徽省第一產(chǎn)業(yè)增加值占全省區(qū)域總產(chǎn)值比重高于全國。說明安徽地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)始終呈集聚狀態(tài),在全國具有比較優(yōu)勢。但是產(chǎn)值區(qū)位熵呈逐年遞減的態(tài)勢,反映出安徽省的農(nóng)業(yè)集聚優(yōu)勢正在逐年削減,這可能與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移、生產(chǎn)者素質(zhì)不高、土地利用效率低下及近年來普遍出現(xiàn)的土地肥力下降等因素有關(guān)。由于我國農(nóng)業(yè)發(fā)展長久以來都普遍依賴于勞動力數(shù)量,加上土地制度等客觀條件的限制,無法采用大型機械化操作,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率得不到提高。同時,大量農(nóng)民外出務(wù)工使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的數(shù)量急劇減少,剩余勞動者大多是婦女和老人,也降低了生產(chǎn)者的素質(zhì),使得主要依賴勞動力提高農(nóng)業(yè)集聚程度的安徽省逐漸喪失勞動力資源優(yōu)勢。這些都是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)集聚化程度降低的直接因素。

2. 模型的設(shè)定

本文借鑒楊麗君的思想,將產(chǎn)業(yè)的集聚程度作為一種生產(chǎn)要素引入到傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)模型中,來分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)村居民收入增長的影響程度[6]。生產(chǎn)函數(shù)表示為

Y=f(K,L,LQ)。(2)

式(2)中:Y是因變量,表示農(nóng)村經(jīng)濟總產(chǎn)出;K是自變量,代表農(nóng)村資本投入;LQ為區(qū)位熵指數(shù)。由于本文主要在于測算農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的影響程度,因此假定L處于最優(yōu)水平,即此時產(chǎn)出就取決于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平LQ和資本投入K。式(2)經(jīng)全微分后,得出本文基本計量模型為

dYlt=λ0+λ1dKt+λ2dLQt+μt。 (3)

式(3)中:Yl表示人均產(chǎn)出,這里用農(nóng)民人均純收入表示,并用物價指數(shù)對其進行處理以消除通貨膨脹因素的影響;μt為隨機誤差項;λ0為常數(shù)項;K為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額;LQ為區(qū)位熵指數(shù)。

二、 實證檢驗

為了防止模型產(chǎn)生虛假回歸現(xiàn)象,本文先對該時間序列數(shù)據(jù)進行單位根、協(xié)整關(guān)系檢驗,來判斷序列的平穩(wěn)性及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)村居民收入之間是否存在長期均衡關(guān)系[7]。

1. 單位根檢驗

首先檢驗時間序列之間的平穩(wěn)性。由于本文所選取的變量存在時間上的指數(shù)性上升趨勢,因此對三個變量及其一階差分序列取自然對數(shù),再進行單位根檢驗,結(jié)果見表2。

表2 單位根檢驗結(jié)果

注: 表2中D表示一階差分。

從表2可以看出,原序列的t值均大于10%檢驗水平下的臨界值,說明均未通過顯著性水平為10%的t檢驗,序列存在單位根,均為非平穩(wěn)變量。經(jīng)過一階差分后,對序列再進行單位根檢驗,結(jié)果表明,均通過5%的顯著性水平檢驗。所以,lnYl、lnK、lnLQ這三個變量經(jīng)過一階差分后變成平穩(wěn)序列,為一階單整I(1)。

2. 協(xié)整檢驗

由表3可知,農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額K、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平LQ及農(nóng)村人均純收入Yl三個變量均滿足一階平穩(wěn)條件,因此可以作序列協(xié)整檢驗。為了驗證農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平、農(nóng)村人均純收入、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的長期均衡關(guān)系,本文運用約翰遜協(xié)整關(guān)系檢驗來判斷。由于協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)為一階差分變量的滯后期,因此本例中協(xié)整檢驗的滯后期為2。

表3 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

表3協(xié)整檢驗結(jié)果中,在協(xié)整關(guān)系≤1的原假設(shè)下,跡統(tǒng)計量與最大特征根統(tǒng)計量均小于5%水平下的臨界值,說明在5%的水平上接受原假設(shè),即至多存在一個協(xié)整關(guān)系。同理,協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果在5%的水平上顯著拒絕“0個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè),因此“0個協(xié)整關(guān)系”的假設(shè)不成立,也就是說至少有一個協(xié)整關(guān)系。由此可以推出此水平上有且僅有一個協(xié)整關(guān)系。進而推出協(xié)整方程

(4)

從協(xié)整方程(4)結(jié)果可以看出,農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入在1%的水平上產(chǎn)生正向影響,表現(xiàn)為:當(dāng)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平的對數(shù)每增加1%,農(nóng)民收入水平的對數(shù)相應(yīng)增加0.374%。而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對農(nóng)民收入也在1%的水平表現(xiàn)顯著,但其系數(shù)值為負(fù),說明對其呈反向影響,表現(xiàn)為:當(dāng)LQ對數(shù)每增加1%,農(nóng)民收入對數(shù)卻相應(yīng)地減少了1.967%。

3. VECM模型的估計與檢驗

通過誤差修正模型來檢驗農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平LQ及農(nóng)村人均純收入Yl兩個變量間的動態(tài)關(guān)系。由于VECM模型的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期,而VAR模型的滯后期一般為3,所以本次VECM模型的滯后期為2。根據(jù)EVIEWS 6.0軟件得出誤差修正模型的方程為:

誤差修正模型的檢驗統(tǒng)計量中,整體模型的AIC準(zhǔn)則為-2.776,而SC準(zhǔn)則為-2.603,均較小,說明該誤差修正模型有效。

4. VECM模型分析

本文通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來測算模型中隨機擾動項在一個標(biāo)準(zhǔn)差變動的情況下對變量當(dāng)前和未來的作用方向及程度。具體為農(nóng)民收入水平Y(jié)l和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平LQ受到隨機擾動項一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,二者當(dāng)期和后期的變動情況。

如圖1所示,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平對農(nóng)民收入的擾動在當(dāng)期有明顯的正向響應(yīng),但到了第2期往后就變?yōu)樨?fù)向,并且沖擊程度極不穩(wěn)定。這表明當(dāng)期農(nóng)村居民收入的增加會對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生帶動效應(yīng),但是后期該效應(yīng)逐漸消失,并產(chǎn)生負(fù)向影響。圖2中,在一個標(biāo)準(zhǔn)差變動下,收入水平對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平在當(dāng)期沒有立即作出響應(yīng),在第2期則變?yōu)樨?fù)向響應(yīng),但之后這種負(fù)向響應(yīng)緩慢減小,并漸漸逼近于0,到了第8期、第9期響應(yīng)達到最大且為正向。這說明安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平的增長未來會產(chǎn)生一定的示范帶動效應(yīng),可以增強農(nóng)民收入水平,但是這種影響具有嚴(yán)重的滯后性。

圖1 DLLQ對DLYL一個標(biāo)準(zhǔn)差變動下的響應(yīng)

圖2 DLYL對DLLQ一個標(biāo)準(zhǔn)差變動下的響應(yīng)

三、 結(jié)論與建議

綜上可知,安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高并未對農(nóng)民收入水平的提高產(chǎn)生穩(wěn)定的帶動效應(yīng),并在當(dāng)期存在負(fù)向影響的可能性,但未來極有可能形成正向效應(yīng),這與姚林如、李莉等對東部地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)研究所得出的結(jié)論不一致。其可能原因是:以安徽省為代表的中部欠發(fā)達地區(qū)正處于初級農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展階段,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平與東部沿海地區(qū)相比較低,農(nóng)業(yè)技術(shù)主體缺失,農(nóng)業(yè)市場化水平也低于東部發(fā)達地區(qū),且中部地區(qū)勞動力資源優(yōu)勢和人口紅利正逐漸喪失,產(chǎn)業(yè)集聚各主體尚未形成有效合作機制,加上不完善的規(guī)制等,反而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。就此,本文提出以下對策建議:

1. 壯大產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)部龍頭企業(yè),實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈優(yōu)化升級

龍頭企業(yè)是實現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈優(yōu)化升級的微觀基礎(chǔ),引導(dǎo)著當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展方向和發(fā)展水平,并會帶來資金支持、技術(shù)支撐及廣闊的市場空間,帶動周邊農(nóng)民就業(yè)、致富,等等,對產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展起到輻射帶動作用,是區(qū)域產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)生增長的主要因素。但是農(nóng)業(yè)企業(yè)常常因為缺乏流動資金、在金融機構(gòu)貸款困難、承擔(dān)利息高、與農(nóng)戶交易形式單一、抗風(fēng)險能力較低等得不到發(fā)展壯大,更難帶領(lǐng)小企業(yè)實現(xiàn)共同發(fā)展。因此,金融機構(gòu)應(yīng)出臺扶植和貸款優(yōu)惠政策,拓寬農(nóng)業(yè)企業(yè)融資渠道,相關(guān)部門和合作社方面也應(yīng)加大招商引資力度,建立并規(guī)范企業(yè)與農(nóng)戶的多種交易形式。

2. 培育新型農(nóng)民,讓利于民

農(nóng)民是新型農(nóng)業(yè)的經(jīng)營主體和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的基礎(chǔ),使農(nóng)民走向致富之路、破除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是農(nóng)村及農(nóng)業(yè)發(fā)展的根本。因此,應(yīng)加大對農(nóng)戶的技術(shù)培訓(xùn)以解決農(nóng)業(yè)種植生產(chǎn)環(huán)節(jié)的問題,提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的質(zhì)量意識和品牌意識;加大對農(nóng)民的補貼力度;鼓勵經(jīng)營權(quán)在市場上自由流轉(zhuǎn),實現(xiàn)企業(yè)化、規(guī)?；?jīng)營的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營模式;龍頭企業(yè)也應(yīng)與農(nóng)戶達成“利益共享、風(fēng)險共擔(dān)”的聯(lián)合生產(chǎn)經(jīng)營新模式,以提高農(nóng)民組織化程度,實現(xiàn)集約化發(fā)展,帶領(lǐng)農(nóng)民走上致富之路。

3. 加大政府扶持力度

政府在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群形成和完善中起著不可忽視的作用,而在市場機制不完善的欠發(fā)達地區(qū),農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群在形成的初級階段更依賴政府的扶持。產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)部各組織的分工合作,需要依靠制度和政府部門監(jiān)督來保障其良好發(fā)展,因此,政府應(yīng)該充分發(fā)揮其宏觀調(diào)控職能,協(xié)調(diào)好區(qū)域發(fā)展不平衡的問題。應(yīng)通過制定細(xì)致的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展規(guī)劃和實施方案促進安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生更大的外部效應(yīng);通過建立產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)部的信息共享與產(chǎn)學(xué)研合作機制實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。同時,要建立健全農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群服務(wù)體系,做好市場法律、技術(shù)推廣、信譽評估、信息化等方面的咨詢和中介服務(wù),加大政策優(yōu)惠力度,有計劃地引導(dǎo)投資,健全集群的外部質(zhì)量控制體系。

目前,我國大部分地區(qū)農(nóng)業(yè)的發(fā)展仍像安徽省一樣處于人力高資源、生產(chǎn)低效率階段,市場化程度低,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的步伐緩慢[8]。因此,我國經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)必須在農(nóng)業(yè)已呈集聚形態(tài)的基礎(chǔ)上,借助固有的農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢,通過完善金融服務(wù)體系、市場交易信息服務(wù)體系、農(nóng)產(chǎn)品安全生產(chǎn)監(jiān)督體系、農(nóng)民生產(chǎn)生活保障體系等一系列的政策措施,形成輻射帶動能力強、綜合效益高、外部效應(yīng)顯著的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群,從而進一步提高農(nóng)民收入水平。

[1] 楊仁發(fā). 產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)工資差距:基于我國269個城市的實證研究[J]. 管理世界, 2013(8):41-52.

[2] 劉湘輝,孫艷華. 基于區(qū)位商法的湖南農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展測度與辨識[J]. 廣西財經(jīng)學(xué)院學(xué)報, 2015,28(6):116-122.

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

[4] 姚林如,李莉. 勞動力轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)差距[J]. 財經(jīng)研究, 2006(8):135-143.

[5] 劉軍,徐康寧. 產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟增長與地區(qū)差距:基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 中國軟科學(xué), 2010(7):91-102.

[6] 楊麗君. 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)民收入的影響效應(yīng)探討[J]. 湖北農(nóng)業(yè)科學(xué), 2013,52(11):2708-2712.

[7] 曾維蓮,劉天平,頓珠羅布. 西藏農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J]. 沈陽大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2016,18(3):287-289.

[8] 陸夢娟. 我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的灰色關(guān)聯(lián)度實證分析[J]. 沈陽大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2016,18(4):426-430.