李曉妍　高崢　王俊鳳　崔永福

[提要] 為研究基于空間相關效應的縣域蔬菜生產(chǎn)與農(nóng)民收入的關系，本研究選取2015年河北省146個縣、縣級市截面數(shù)據(jù)，采用蔬菜生產(chǎn)水平及農(nóng)民收入專題地圖、全局莫蘭指數(shù)（Morans I）、空間關聯(lián)的局域指標（LISA），分析縣域蔬菜生產(chǎn)及農(nóng)民收入分布模式;采用空間誤差模型（SEM）對蔬菜生產(chǎn)水平及農(nóng)民增收效應進行空間計量分析。結果表明：河北省縣區(qū)蔬菜單產(chǎn)及農(nóng)民收入水平較為平穩(wěn)，無論全域還是局部都存在著顯著的空間自相關性。農(nóng)民收入的計量模型顯示：蔬菜生產(chǎn)水平對于農(nóng)民收入的影響顯著，并且隨農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平的發(fā)展逐步增強。

關鍵詞：縣域;蔬菜生產(chǎn);農(nóng)民收入;空間計量

中圖分類號：F32 文獻標識碼：A

收錄日期：2019年4月27日

蔬菜收入已經(jīng)成為農(nóng)民收入的主要來源之一。特別是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變過程中，農(nóng)業(yè)種植結構調(diào)整推進設施蔬菜大力發(fā)展，蔬菜產(chǎn)業(yè)水平顯著提升。河北省蔬菜產(chǎn)業(yè)借助自身優(yōu)勢發(fā)展迅速，已經(jīng)成為農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、農(nóng)民增收的一項重要支柱產(chǎn)業(yè)，種植面積常年位居全國第5～7位，雖然與山東、河南相差較大，但總產(chǎn)量穩(wěn)居全國第2位。在京津冀協(xié)同戰(zhàn)略、全國蔬菜產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過剩、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)調(diào)結構轉(zhuǎn)方式的背景下，河北省蔬菜產(chǎn)業(yè)如何實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，是我們面臨的重大戰(zhàn)略選擇。

國內(nèi)關于蔬菜生產(chǎn)的研究多基于地區(qū)蔬菜產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究及現(xiàn)代農(nóng)業(yè)下的蔬菜生產(chǎn)模式的探究，如：孟志興等選取2013年山西省83個縣市相關數(shù)據(jù)，根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)模型分析了影響山西設施蔬菜種植的因素;李培之就農(nóng)業(yè)快速發(fā)展時期蔬菜產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進行了探討;苗錦山從宏觀和微觀視角對設施蔬菜產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進行分析并提出了對策建議。對于蔬菜生產(chǎn)的空間計量分析，國內(nèi)的主要研究有：彭暉等利用2002～2013年內(nèi)陸31個省市的面板數(shù)據(jù)，定義兩個不同角度的空間權重矩陣，對蔬菜生產(chǎn)集聚度影響因素和空間相關性進行研究，表明我國蔬菜生產(chǎn)在省域集中水平上具有顯著正向空間相關性，影響因素有技術、市場需求、自然資源以及運輸成本等;王釗等對國內(nèi)省際地區(qū)蔬菜價格變動進行了空間計量分析，發(fā)現(xiàn)省域間蔬菜價格變動存在空間依賴性特征;李艷梅等從地區(qū)和縣域兩個維度對2000～2012年京津冀地區(qū)蔬菜生產(chǎn)格局的時空分異特征進行了探究，分析了京津冀地區(qū)蔬菜種植面積、產(chǎn)量及單產(chǎn)等方面的發(fā)展趨勢，并將173個縣域按照雙重自組織模型劃分為5個蔬菜生產(chǎn)分區(qū)。

以上研究多集中于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展背景下地區(qū)蔬菜生產(chǎn)等方面，在利用空間計量作為工具的研究中也尚未發(fā)現(xiàn)有關蔬菜生產(chǎn)與農(nóng)民收入關聯(lián)性分析的研究，并且縣域作為經(jīng)濟相對獨立的中微觀區(qū)域單位的研究也很有必要。蔬菜生產(chǎn)作為促進農(nóng)民增收的重要手段，研究其技術傳播的空間集聚效應很有意義。

一、模型與樣本數(shù)據(jù)

（一）空間依賴性檢驗模型。根據(jù)研究經(jīng)驗，以Morans I和LISA來衡量全局和局域空間依賴性。

式（1）和式（2）中，n為區(qū)域空間單元數(shù)，Wij為空間權重矩陣第i行、第j列的元素，Xi和Xj分別是屬性X在第i、j空間單元的觀測值，Wjj是空間單元某一屬性的平均值，S2為樣本的方差。Morans I在區(qū)間取值，小于0表示負相關，大于0表示正相關，等于0表示不相關，越接近1或-1表示相關性越強，越接近0表示相關性越弱。

（二）蔬菜生產(chǎn)水平與農(nóng)民收入空間計量經(jīng)濟模型。為了準確的估算區(qū)域蔬菜生產(chǎn)水平對農(nóng)民收入的貢獻和影響，區(qū)域農(nóng)民收入函數(shù)模型需要考慮客觀存在的空間依賴性。當在影響區(qū)域農(nóng)民收入的因素中考慮空間區(qū)域的聯(lián)系時，某一區(qū)域的農(nóng)民收入水平除了受本區(qū)域蔬菜生產(chǎn)要素的影響之外，還會受到鄰近地區(qū)蔬菜生產(chǎn)水平的溢出作用。因此，區(qū)域農(nóng)民收入是當?shù)厥卟松a(chǎn)的水平以及鄰近地區(qū)蔬菜生產(chǎn)水平的函數(shù)，從而產(chǎn)生了區(qū)域農(nóng)民收入水平的空間滯后模型（SLM）：

式（3）中，W是建立的空間權重矩陣，WlnYi是空間鄰近的各區(qū)域蔬菜生產(chǎn)水平變量的加權求和，參數(shù)？籽反映了空間鄰近區(qū)域的蔬菜生產(chǎn)水平空間外部溢出效應。由于SLM只考慮了決定空間區(qū)域農(nóng)民收入的蔬菜生產(chǎn)水平變量及其鄰近區(qū)域的蔬菜生產(chǎn)水平的空間外部溢出效應，沒有考慮其他一些可能遺漏或未觀察到，但客觀存在影響農(nóng)民收入水平的變量（如政策支持、環(huán)境變化）的作用，而被忽略掉的這些變量在空間上也可能存在著空間依賴性，并會對農(nóng)民收入水平發(fā)揮著不可忽視的影響。因此，本文以存在于誤差擾動項中的空間依賴性來度量空間鄰近地區(qū)農(nóng)民收入水平的誤差對本地區(qū)農(nóng)民收入的影響，建立了描述空間相關的誤差項產(chǎn)生作用的區(qū)域農(nóng)民收入函數(shù)的空間誤差模型（SEM）：

其中，W為建立的空間權重矩陣;參數(shù)λ度量了誤差項對區(qū)域農(nóng)民收入水平的空間誤差溢出效應?？梢娔骋粎^(qū)域受到的隨機誤差不僅影響到該區(qū)域的農(nóng)民收入水平，還通過空間誤差項從而影響尤其是與該區(qū)域相鄰或距離較近區(qū)域的空間上其他區(qū)域的農(nóng)民收入。

（三）空間單元與數(shù)據(jù)來源。河北省的縣級空間單元分為縣、縣級市和市轄區(qū)，根據(jù)部分縣區(qū)在發(fā)展的過程中存在的重新劃分等情況，本文在空間上進行了融合處理，在下述的局部空間的關聯(lián)性分析中削弱其影響。本文使用的蔬菜種植面積及產(chǎn)量、農(nóng)民收入數(shù)據(jù)來源于《河北農(nóng)村統(tǒng)計年鑒2016》。地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術水平依據(jù)經(jīng)驗研究使用蔬菜的單產(chǎn)水平作為研究指標。

二、實證分析

（一）縣區(qū)蔬菜單產(chǎn)及農(nóng)民收入專題地圖分析。專題地圖分析是采用GIS的地圖顯示工具對某一類數(shù)據(jù)進行分組并顯示的一種地圖分析方法，通過專題地圖可以很直觀地發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)的分布規(guī)律并進行分析。圖1和圖2分別表示河北省2015年縣區(qū)蔬菜單產(chǎn)分布和2015年河北省縣區(qū)農(nóng)民收入分布。由圖1可知，2015年，高單產(chǎn)區(qū)有49個，中單產(chǎn)區(qū)有48個，低單產(chǎn)區(qū)有49個。高單產(chǎn)區(qū)多分布在石家莊、唐山、張家口等農(nóng)業(yè)技術發(fā)展水平較高的地區(qū)，其余地區(qū)水平較低。石家莊、唐山、張家口、邢臺、邯鄲等地縣區(qū)蔬菜單產(chǎn)水平發(fā)展較為穩(wěn)定，廊坊、滄州、衡水等地縣區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式較為傳統(tǒng)，蔬菜生產(chǎn)的發(fā)展水平相對較低，在蔬菜單產(chǎn)水平的分布中受其余縣區(qū)蔬菜生產(chǎn)發(fā)展水平變化影響較大，處于被動地位，蔬菜單產(chǎn)水平穩(wěn)定性較差。（圖1）

由圖2可知，2015年，石家莊、唐山、廊坊、邯鄲等經(jīng)濟發(fā)展較快地區(qū)收入水平較高，且市轄區(qū)周邊一般農(nóng)民收入較高，傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)及遠離市轄區(qū)的縣區(qū)農(nóng)民收入水平較低。這種平穩(wěn)的趨勢反映出當前我國農(nóng)業(yè)科技推廣體系行政級別分類存在行政依附，多頭管理使得推廣職能受到很大影響的背景下，現(xiàn)有的推廣體系難以將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術在縣區(qū)之間進行有效擴散，縣域蔬菜生產(chǎn)技術推廣體系仍需完善。（圖2）

（二）蔬菜生產(chǎn)水平及農(nóng)民收入全局莫蘭指數(shù)分析。全局莫蘭指數(shù)見表1給出的以二進制鄰近的Queen鄰近空間權重矩陣計算的全域空間關聯(lián)性分析結果。2015年的區(qū)域蔬菜單產(chǎn)水平及農(nóng)民收入空間依賴性的Morans I呈現(xiàn)出較強的正相關效應，通過了Z-Score顯著性檢驗，表示蔬菜單產(chǎn)水平及農(nóng)民收入水平在空間區(qū)域上存在高-高、低-低區(qū)域相鄰的情況，蔬菜生產(chǎn)水平及農(nóng)民收入水平在空間上的分布表現(xiàn)較顯著的空間異質(zhì)性和正相關性特征。對比蔬菜單產(chǎn)和農(nóng)民收入的Morans I發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入莫蘭指數(shù)均高于蔬菜生產(chǎn)莫蘭指數(shù)，表示區(qū)域農(nóng)民收入的關聯(lián)效應強于蔬菜單產(chǎn)的關聯(lián)效應，存在其他因素受區(qū)域空間關聯(lián)效應影響農(nóng)民收入的水平。（表1）

（三）蔬菜生產(chǎn)水平及農(nóng)民收入LISA分析。表1中的Morans I檢驗結果體現(xiàn)了空間區(qū)域蔬菜生產(chǎn)水平及農(nóng)民收入水平在整體上表現(xiàn)出的顯著空間依賴性，但Morans I無法刻畫區(qū)域蔬菜單產(chǎn)及農(nóng)民收入的局域空間關聯(lián)性和局域空間集聚性特征?；诖?，本文采用LISA進一步分析揭示區(qū)域蔬菜單產(chǎn)及農(nóng)民收入的局域空間特征，由圖3，2015年的縣區(qū)蔬菜單產(chǎn)LISA圖，高-高集聚區(qū)為17個，區(qū)域主要分布在石家莊市和唐山市周邊轄區(qū)及張家口壩上區(qū)域，這種變化趨勢符合農(nóng)業(yè)技術擴散的過程中，創(chuàng)新者先行采用新技術，之后早期采用者逐步被帶動的發(fā)展模式。低-低集聚區(qū)為2個，分別為新河縣和南宮市，均為邢臺市發(fā)展滯后縣。低-高集聚區(qū)為1個，為石家莊市轄區(qū)，說明石家莊周邊縣市蔬菜單產(chǎn)高于石家莊市轄區(qū)單產(chǎn)，為石家莊蔬菜供應貢獻較大。（圖3）

由圖4，2015年縣區(qū)農(nóng)民收入LISA圖空間集聚的高-高值區(qū)為9個，分別為廊坊的霸州市和永清縣、唐山市及周邊所轄區(qū)縣。低-低集聚區(qū)為9個，分別為承德市和張家口市周邊所轄區(qū)縣，另外保定的阜平縣和淶源縣也在該區(qū)域，說明了發(fā)展滯后區(qū)和山區(qū)農(nóng)民人均純收入仍然處于較低水平，且空間相互拉低效應顯著。低-高集聚區(qū)為石家莊市轄區(qū)，說明石家莊市轄區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展滯后于周邊縣市，也印證了石家莊周邊縣市轉(zhuǎn)為區(qū)建制的合理性。高-低值區(qū)無顯著區(qū)域進入。（圖4）

（四）蔬菜產(chǎn)業(yè)水平與農(nóng)民收入空間計量預計與結果分析。根據(jù)本文前述農(nóng)民收入函數(shù)的空間計量經(jīng)濟模型，構建了蔬菜單產(chǎn)單一要素的農(nóng)民收入函數(shù)，農(nóng)民收入用in表示、蔬菜生產(chǎn)水平用veg表示，經(jīng)過對數(shù)變換，表2為用最小二乘法（OLS）取得的2015年模型估計誤差，2015年的回歸殘差通過了顯著性水平為1%和5%的檢驗。

為了區(qū)分計量模型是空間誤差模型還是空間滯后模型，根據(jù)表2顯示的空間依賴性檢驗，2015年的LM（error）和Robust LM（error）均達到了顯著水平，而Robust LM（lag）顯著，LM（lag）均不顯著，故該年份選擇空間誤差模型。表2中空間誤差模型估計結果中R2為0.938297大于OLS估計的0.935119?？臻g誤差模型（SEM）較OLS模型的Log likelihood大，而AIC和SC較小，說明SEM的估計優(yōu)于OLS估計。傳統(tǒng)的OLS模型在構建時沒有考慮遺漏的或未觀察到的其他一些影響農(nóng)民收入變量的作用，顯然被忽略掉的這些農(nóng)業(yè)變量在地理上存在著空間相關性，對農(nóng)民收入發(fā)揮著不可忽視的效應。

2015年的蔬菜單產(chǎn)彈性系數(shù)為2.148189。由上述分析可知，蔬菜生產(chǎn)對農(nóng)民增收的貢獻越來越大，蔬菜生產(chǎn)水平的提高能夠帶動農(nóng)民收入水平的提高，與圖1、圖2顯示發(fā)展趨勢大體相同，符合當前現(xiàn)代農(nóng)業(yè)調(diào)結構轉(zhuǎn)方式的過程中，蔬菜產(chǎn)業(yè)發(fā)展已經(jīng)成為農(nóng)村主要支柱產(chǎn)業(yè)帶動農(nóng)民收入增長的現(xiàn)狀。（表2）

三、結論與討論

本文通過采用河北省146個縣、縣級市2015年的截面數(shù)據(jù)及空間數(shù)據(jù)，通過河北省縣區(qū)蔬菜單產(chǎn)及農(nóng)民收入的專題地圖、全局莫蘭指數(shù)（Morans I）、空間關聯(lián)的局域指標（LISA）分析了各縣區(qū)蔬菜單產(chǎn)及農(nóng)民收入的空間分布模式。依據(jù)空間依賴性檢驗結果，選擇了空間誤差模型（SEM），估算了蔬菜生產(chǎn)水平對于農(nóng)民收入的彈性。研究表明：2015年河北省縣域蔬菜生產(chǎn)及農(nóng)民收入水平較為平穩(wěn);河北省縣區(qū)蔬菜單產(chǎn)及農(nóng)民收入無論全局還是局域均存在顯著的空間依賴性，且區(qū)域空間關聯(lián)性和異質(zhì)性均較為顯著，反映了農(nóng)業(yè)發(fā)展的實際情況;2015年的農(nóng)民收入計量模型顯示，蔬菜生產(chǎn)水平對于農(nóng)民收入的影響越來越大;空間效應的影響在研究區(qū)域農(nóng)民收入的空間分布特征時不應被忽視。

研究發(fā)現(xiàn)，河北省縣域中存在蔬菜單產(chǎn)水平較高，但農(nóng)民收入水平仍然較低的縣域，如：康?？h、尚義縣、張北縣。因此在影響農(nóng)民收入的分析中，還可以進一步探討蔬菜生產(chǎn)以外的相關因素對地區(qū)農(nóng)民收入水平的影響。

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