李 能，雷億輝，張 勇

（吉首大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南吉首 416000）

鄉(xiāng)村振興，產(chǎn)業(yè)先行。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展對農(nóng)民收入的提高具有促進(jìn)作用，為此國家提出了一系列政策舉措：2015 年中央一號文件要求積極推進(jìn)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，增加農(nóng)民收入，延長農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈、提高農(nóng)業(yè)附加值；2018 年中央一號文件確立構(gòu)建農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展體系的目標(biāo)；2020 年中央一號文件提出支持形成有競爭力的產(chǎn)業(yè)集群，推動農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。

許多學(xué)者實(shí)證分析了產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)民收入的促進(jìn)效應(yīng)，例如：王麗納等利用2008—2016 年我國各省級數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，證明了農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)民收入的提升具有促進(jìn)作用，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平越高對農(nóng)民收入的提升效應(yīng)越強(qiáng)[1]；劉宸璠以大北農(nóng)長林合作社和匯美農(nóng)業(yè)有限公司為案例進(jìn)行分析，認(rèn)為農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合利益聯(lián)結(jié)有利于實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入持續(xù)增長的目標(biāo)[2]；王永現(xiàn)結(jié)合山東省2007—2016 年的面板數(shù)據(jù)建立多元回歸模型，對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合水平與農(nóng)民純收入之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合水平對農(nóng)民增收起到顯著的促進(jìn)作用，二者呈正相關(guān)關(guān)系[3]；曹菲等基于海南省縣域面板數(shù)據(jù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)民收入增長的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民收入的增長，其作用機(jī)制是產(chǎn)業(yè)融合提升了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化水平，推動了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級[4]；劉永煥研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)民收入提升的促進(jìn)效果越來越明顯[5]。

少有文獻(xiàn)針對產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)民收入?yún)f(xié)調(diào)發(fā)展和互動的關(guān)系展開研究。本文以湖南省為研究對象，運(yùn)用該省的市（州）級數(shù)據(jù)建立面板向量自回歸模型（PVAR），研究產(chǎn)業(yè)融合和農(nóng)民收入之間的協(xié)調(diào)發(fā)展程度，以及二者之間的互動機(jī)制，為鄉(xiāng)村振興的實(shí)施提供參考依據(jù)。

1 協(xié)調(diào)性分析

1.1 指標(biāo)構(gòu)建

考慮數(shù)據(jù)的可取性、研究過程的穩(wěn)定性和結(jié)果的有效性，本文采用赫芬達(dá)爾指數(shù)（Herfindahl-HirschmanIndex，HHI）對一二三產(chǎn)業(yè)的融合程度和其與農(nóng)民收入的協(xié)調(diào)程度進(jìn)行測算，計(jì)算公式為：

（1）（2）（3）（4）式中，I123為一二三產(chǎn)業(yè)融合度，I12為一二產(chǎn)業(yè)融合度，I23為二三產(chǎn)業(yè)融合度，I13為一三產(chǎn)業(yè)融合度，Xi為第i產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，X1、X2、X3分別為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，X為地區(qū)生產(chǎn)總值。

（5）式中，IGR為產(chǎn)業(yè)融合度增長率，分別為t年、t-1年第j產(chǎn)業(yè)融合度。

（6）式中，F(xiàn)GR為農(nóng)民收入增長率，F(xiàn)t、Ft-1分別為t年、t-1年農(nóng)民年收入。

1.2 協(xié)調(diào)模型構(gòu)建

為研究產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)民收入的協(xié)調(diào)關(guān)系，本文采用雙變量協(xié)調(diào)模型，計(jì)算公式為：

（7）式中，DGR為協(xié)調(diào)指數(shù)，IGR為產(chǎn)業(yè)融合度增長率，F(xiàn)GR為農(nóng)民收入增長率。

根據(jù)協(xié)調(diào)程度范圍，將協(xié)調(diào)度分成5 個等級（見表1）。

表1 協(xié)調(diào)指數(shù)分類體系

1.3 湖南省產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)民收入概況

根據(jù)湖南省和各市（州）統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)，可測算出2002—2020年湖南省產(chǎn)業(yè)融合度增長率、農(nóng)村居民收入增長率和二者的協(xié)調(diào)指數(shù)（見圖1）。從湖南省產(chǎn)業(yè)融合和農(nóng)民收入的協(xié)調(diào)性來看，2002—2020 年湖南省的三產(chǎn)融合度和農(nóng)民收入關(guān)系基本協(xié)調(diào)，但農(nóng)民收入增長略快于產(chǎn)業(yè)融合的發(fā)展，即總的來看處于產(chǎn)業(yè)融合增長滯后期。

圖1 湖南省2002—2020年產(chǎn)業(yè)融合度增長率、農(nóng)民收入增長率及收入?yún)f(xié)調(diào)指數(shù)

2 產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)民收入發(fā)展實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

2.1.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)與最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

選取湖南省2002—2020 年共19 年的各產(chǎn)業(yè)總值和農(nóng)民收入的時(shí)序數(shù)據(jù)，為了避免研究過程中數(shù)據(jù)出現(xiàn)內(nèi)生性問題，本文將各研究對象數(shù)值取對數(shù)，使用面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)法（LLC）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果列于表2?？梢钥闯?，農(nóng)民收入對數(shù)值和各產(chǎn)業(yè)融合度對數(shù)值均是平穩(wěn)序列。

表2 LLC面板單位根檢驗(yàn)

在產(chǎn)業(yè)融合影響農(nóng)民收入的過程中，當(dāng)各產(chǎn)業(yè)融合促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)，此信息將通過相對應(yīng)的通道傳遞給農(nóng)民，農(nóng)民對信息進(jìn)行分析進(jìn)而改變生產(chǎn)方式，可見二者的相互作用具有滯后性。據(jù)此，本文利用AIC（最小信息化準(zhǔn)則）、BIC（貝葉斯信息準(zhǔn)則）和HQIC（漢南-奎因信息準(zhǔn)則）3 個準(zhǔn)則確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果列于表3?？梢钥闯?，模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2 階，證實(shí)了各產(chǎn)業(yè)融合度對農(nóng)民收入的影響具有滯后性，這也符合實(shí)際情況。

表3 最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

2.1.2 相關(guān)性檢驗(yàn)

對2002—2020年湖南省14個市（州）農(nóng)民收入與t-2期的各產(chǎn)業(yè)融合的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

表4 湖南省農(nóng)民收入與產(chǎn)業(yè)融合的相關(guān)性檢驗(yàn)

從表4 中各變量之間的相關(guān)系數(shù)及其顯著程度可以得出，農(nóng)民收入與上兩期的一二三產(chǎn)業(yè)融合度、一二產(chǎn)業(yè)融合度和一三產(chǎn)業(yè)融合度存在正相關(guān)關(guān)系，與二三產(chǎn)業(yè)融合度的關(guān)系不明確。相關(guān)性檢驗(yàn)只是相關(guān)性的初步檢驗(yàn)，其結(jié)論為后續(xù)的研究提供了基礎(chǔ)思路，但產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)民收入的關(guān)系還需進(jìn)一步通過其他分析工具進(jìn)行分析。

2.2 模型建立

平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明lnF、lnI123、lnI12、lnI13、lnI23等變量均為平穩(wěn)序列，而相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明lnI123、lnI12、lnI13、lnI23等解釋變量之間不存在多重共線性?；诖?，本文構(gòu)建PVAR 模型，模型具體形式如式（8）所示：

（8）式中，i代表地區(qū)，t代表時(shí)期，p為最優(yōu)滯后階數(shù)，β為系數(shù)矩陣，αi為個體固定效應(yīng)（反映區(qū)域異質(zhì)性），γt為時(shí)間固定效應(yīng)（反映每個時(shí)期特定的沖擊效應(yīng)），ξit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2.1 Hausman檢驗(yàn)可采用隨機(jī)效應(yīng)模型

PVAR 模型的隨機(jī)效應(yīng)模型中R2=0.824 2，說明模型的擬合度比較好；的系數(shù)分別為4.025 957、1.960 207、2.222 095、-4.569 270，在1%水平上均顯著，表示本文所建立的PVAR 模型是穩(wěn)定的。從回歸結(jié)果可以看出，一二三產(chǎn)業(yè)融合、一二產(chǎn)業(yè)融合和一三產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)民收入具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，而二三產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)民收入有一定的抑制作用。這為湖南省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長提供了新的思路，即可以對第一產(chǎn)業(yè)與二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行融合發(fā)展，以此促進(jìn)農(nóng)民收入的增長。

2.2.2 Granger因果檢驗(yàn)

由表5可以明顯看出：1）農(nóng)民收入和一二三產(chǎn)業(yè)融合是雙向的Granger 因果，說明三產(chǎn)融合的發(fā)展能夠有效促進(jìn)農(nóng)民收入的增長，農(nóng)民收入的增長也能反向帶動三產(chǎn)融合的發(fā)展，農(nóng)民收入和一二三產(chǎn)業(yè)的融合相互影響、相輔相成；2）農(nóng)民收入不是一二產(chǎn)業(yè)融合度和一三產(chǎn)業(yè)融合度的Granger 因果，但一二產(chǎn)業(yè)融合度和一三產(chǎn)業(yè)融合度是農(nóng)民收入的Granger 因果，這說明農(nóng)民收入并不能有效促進(jìn)一二產(chǎn)業(yè)融合、一三產(chǎn)業(yè)融合，但一二產(chǎn)業(yè)融合度和一三產(chǎn)業(yè)融合度的上升能夠提升農(nóng)民收入。

表5 Granger因果檢驗(yàn)

3 結(jié)論

實(shí)證研究表明，湖南省14 個市（州）一二三產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)民收入的發(fā)展均處在穩(wěn)定上升的階段，但一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展速度略低于農(nóng)民收入提升的速度，處于產(chǎn)業(yè)融合滯后期，并且差距隨著二者的發(fā)展逐漸增大，這種滯后階段若長期存在會給農(nóng)民收入的增長帶來不利的影響。在一二三產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)民收入相互關(guān)系上，湖南省14 個市（州）一二三產(chǎn)業(yè)融合和農(nóng)民收入是相互促進(jìn)的，并且具有長期性。一二產(chǎn)業(yè)融合、一三產(chǎn)業(yè)融合雖能有效促進(jìn)農(nóng)民收入的提升，但農(nóng)民收入的增加不能成為促進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的主要原因，這也導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)融合的發(fā)展與農(nóng)民收入的提升出現(xiàn)不平衡現(xiàn)象，因此湖南省尚需依靠制定相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策來提高一二三產(chǎn)業(yè)的融合程度。