制造業中心對農村居民收入的區域輻射作用分析：1988—2018

一、引言

1978年改革開放以來，中國成長為世界第二大經濟體，農村居民收入大幅度增加，農村貧困率快速下降，這主要應歸功于中國工業化的成功。

從產業結構變遷角度看，農林牧漁業和采掘業占中國GDP的比重由1978年的27.7%逐漸下降到2021年的6.7%。與此相反，服務業所占比重同期由24.6%穩步增加到54.9%。而工業占整個GDP的比重一直保持在45%左右，只是近年略有下降。

在剔除價格因素后，從1978年到2021年，我國農林牧漁業和采掘業增加值年均增長率約為4.38%，遠低于GDP年均增長率9.16%，非農產業增加值年均增長率則達到10.15%。

由此可見，農業發展對經濟增長、農民收入提高的推動作用極為有限。

換句話說，中國農村居民收入的持續增加不得不依賴非農產業提供的就業機會，以及中國工業化的不斷推進。

由圖5可以看出,將16個風力發電機置于同一個風場時,風電輸出峰值為24 MW,谷值為零,波動性很大,并網后對系統可靠性的影響較大。分別置于兩個風場時,風電輸出峰值為19 MW,谷值為零,波動性相對于只有單個風場時減小。置于4個風場時,風電輸出峰值為20 MW,谷值為2 MW,波動性減小,風電輸出曲線更為平滑,并網后對系統可靠性的影響較小。因此可以得出結論:通過增設風電場數目可以減小風電輸出功率的波動,使得風電輸出曲線更為平滑。但為了評估增設風電場數目對電力系統可靠性的影響,還需要通過MATLAB仿真,得到對應的系統可靠性數據。

為了進一步驗證交互雙模自適應無跡卡爾曼濾波算法的性能，測速電機主軸的運動狀態采用式(19)表示的機動性更強的變速模型M2和恒速模型M1交替的形式，采用蒙特卡洛方法仿真200 ms(其中，41-90 ms以及111-160 ms采用變速模型，變速因子ζ分別為1和-1，其余步采用恒速模型。仿真結果如圖8至圖10所示。

改革開放以來，我國逐漸形成了以深圳、廣州、東莞、佛山等為中心的珠三角工業區，以及以上海為龍頭、以江蘇和浙江為腹地的長三角工業區。

J.Lin, J.Zhang, “China: Learning to Catch Up in a Globalized World,” in A.Oqubay, K.Ohbo, eds., : , , ,Oxford: Oxford University Press, 2019,pp.149～172.

然而，中國各地區工業化發展水平參差不齊。為描述我國各地區工業化變化軌跡，對應CHIP數據年份，比較了1980年、1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年各省份工業化發展水平。如果按1980年500億元、1988年1000億元、1995年2000億元、2002年5000億元、2007年1萬億元、2013年2萬億元、2018年2.5萬億元非農業總產值的標準劃分，能夠進入工業發展前列的省份大體可以劃分為珠三角經濟區(廣東省)、長三角經濟區(上海、江蘇、浙江)、環渤海經濟區(遼寧、河北、北京、天津、山東)，以及長江中游經濟區(湖南、湖北、河南、四川、重慶)等四大工業較為發達的經濟區。

福建在1995年時進入工商業較為發達的省份行列。2018年時安徽省的非農產值接近上述標準，似乎可以劃入長三角經濟區。這四大經濟區各省市的鄉鎮企業發展水平也比較高。2018年非農產值最為突出的省份分別為廣東(超過9萬億元)、江蘇(接近9萬億元)、山東(超過7萬億元)、浙江(超過5萬億元)；改革開放以來，以上四個省份的鄉鎮工業產值歷年來也居于全國各省市的前列。概括起來說，中國的工業發展基本由沿海省份和沿長江省份主導。如果進一步從FDI和出口

(或者說國際化角度)來看，那么就只剩下珠三角工業區和長三角工業區可以稱為中國的工業化、高技術、國際化前沿地帶。但是近年來，安徽、湖南、湖北、河南、四川、山東等省份在出口方面增長很快。

我國工業化的迅速推進，帶來了就業崗位和農民工進城務工的迅猛增長。中國政府于1984年開始允許農村居民進城務工，1990年進城農民工總數有1500萬人，2003年進一步達到9800萬人。

截至2021年底，全國農民工總量達到2.93億人，其中進城農民工約1.72億人。

可以說，進城務工逐漸成為農村勞動力的主要就業手段。全國農民工監測調查報告結果顯示，2009年東、中、西部地區吸納農民工數量占全國農民工的比例分別為67.80%、16.00%、15.30%；2021年東部地區吸納農民工比例下降到51.73%，中、西部地區則分別上升到21.29%、21.47%。其中，長三角地區、珠三角地區是吸納農民工就業的主要地區，2009年長三角、珠三角地區吸納農民工數量占全國農民工數量的比例分別為24.14%、21.40%；近年來長三角、珠三角吸納農民工數量小幅下降，但這兩個地區吸納農民工的比例之和依然保持在30%以上；2021年長三角、珠三角吸納農民工的比例分別為18.25%、14.42%。

這說明最近十年東南沿海地區吸納的農民工比例逐漸降低，而中西部地區吸納農民工的比例穩步上升。長三角和珠三角吸引海量農民工就業是我國工業化領先發展地區對其他省份經濟輻射的主要渠道。

制造業中心對各省農戶收入的輻射作用主要通過以下途徑傳導：一是各地區農村勞動力到制造業中心打工；二是制造業中心產業升級致使勞動密集型產業向其他內陸省份轉移；三是隨著制造業中心的大發展，周邊地區的土地價格、房租、物價不斷上漲，因而當地農戶在土地出讓、房屋租賃、農產品銷售方面獲得了不斷增加的收益；四是制造業中心通過技術溢出、資本溢出等方式影響其他地區工業化與整體經濟發展，進而影響農村家庭勞動收入。一般而言，與制造業中心的距離本身會影響農村勞動力通勤或流動成本、技術溢出與知識溢出程度、信息成本、農產品市場需求規模等。

M.Fujita, P.Krugman, A.Venables, :,, , MIT Press Books, 2001, pp.283～285;L.Hering,S.Poncet,“Market Access and Individual Wages:Evidence FromChina,”Université Paris1 Panthéon-Sorbonne(Post-Print and Working Papers), 2010.

換句話說，制造業中心對其他省份農戶收入的輻射作用會隨著距離制造業中心的遠近而變化。與制造業中心空間距離的增加會導致農戶家中勞動力的流動成本增加，信息與技術傳導減弱，產業轉移減少。另一方面，工業化的發展也可能造成農業資源流走，對制造業中心附近的農戶福利產生負向作用。

根據以上論述，筆者提出以下三個本文將著重考察的議題或推斷：第一，改革開放的前10年，中國工業化過程中鄉鎮企業以及城市民營企業的大發展為農村勞動力提供更多的非農就業機會，拓寬了其就業渠道，直接增加農戶收入。

鄉鎮企業發達的省份如廣東、江蘇、浙江等通過吸引大量附近農村勞動力就業，而帶動了農村居民收入的提高。第二，中國改革開放和工業化的前沿——珠三角和長三角地區長期持續地吸引了數以千萬計的外來人口特別是進城務工農民，因而珠三角和長三角的高質量和高水平經濟增長帶動了農村居民家庭收入的大幅提高。此外，2001年中國加入世界貿易組織，中國經濟國際化加速，促使珠三角和長三角地區進一步升級為中國制造業和高新科技產業的中心，從而帶動了整個中國經濟的發展和包括農民工在內的就業。由于珠三角和長三角地區港澳臺資企業、外資企業及中國本土高新科技企業聚集，勞動生產率較高，工資水平也較高，因而這兩個地區對全中國的技術及非技術勞動力都具有較強的吸引力。中國地域廣闊，距離這兩個地區越近，交通及回鄉探親成本也就越低。因而，距離這兩個地區較近省份到這兩個地區就業的農民工越多。換句話說，珠三角和長三角吸引農民工和提高農戶收入的輻射能力會隨著地理距離的增加而衰減。第三，隨著珠三角、長三角等東南沿海地區工業技術的升級換代、這些地區生活成本(進而工資)的提高以及對環境重視程度的提高，很多中低技術企業被迫西遷進入我國中西部各省份，從而也帶動農民工就近在本省就業。此外，安徽、湖南、湖北、河南、四川等長江經濟帶省份的崛起，也帶動了本省和附近省份農民工就業和收入的提高。

改革開放以來，中國經濟發展的最偉大成就無非是中國成功實現了工業化以及廣大農村居民收入水平的大幅度提高。為此，本文擬用1988—2018年跨度30年的CHIP農村抽樣入戶調查數據，考察改革開放以來中國制造業中心快速發展對農戶收入的影響狀況。本文首先通過分析CHIP數據1988—2018年跨度30年、內涵六個年份的農戶收入函數中各省虛擬變量系數與制造業中心省份的差距及其變化趨勢來考察工業化對農戶收入的影響。其次，通過計算上述年份各省農戶收入函數中省份虛擬變量回歸系數(廣東省為對比變量)和對應省份工業化水平變量之間相關系數的辦法，考察各省工業化水平對當地農戶收入的影響。再次，在上述年份農戶收入函數中構造各省農戶所在地與制造業中心的公路通行距離變量或者鐵路通行所用時間變量直接考察制造業中心對農戶收入的輻射作用及其衰減狀況。最后，考慮到農戶收入與各省農戶所在地與制造業中心的公路通行距離變量或者鐵路通行所用時間變量之間的關系可能呈非線性關系，我們用半參數回歸中的廣義可加模型進一步考察制造業中心對農戶收入的非線性輻射作用及其衰減狀況。

二、研究方法與數據說明

借鑒區域經濟學的相關概念，本文將工業化中心發展對周邊農戶人均收入存在正向影響定義為“輻射作用”，反之則為“虹吸作用”。距離變量的系數則可以在一定程度上反映制造業中心對農戶的外部性，若距離系數為正則表明制造業中心對農戶人均收入存在凈虹吸作用，若距離系數為負則表明制造業中心對農戶人均收入存在凈輻射作用。盡管21世紀以來中國交通迅猛發展尤其是高鐵的大面積投入使用大大縮短了普通人出行所用時間，然而農戶與制造業中心的地理距離沒有任何改變。為了反映這一變化，我們還在影響農戶收入線性回歸方程中使用了農戶到達制造業中心鐵路客運旅行所用時間變量來刻畫中國交通狀況的改善對農戶收入的影響。

因此，本土學者在開展工作重塑研究時，應深入探索工作重塑行為與個人和組織創新績效的關系及其作用機制，促進管理理論研究服務于我國經濟發展的現實需要。

中國工業化過程中影響中國農村居民家庭收入的主要因素應該包括：家庭勞動力情況(包括非農就業占勞動力的比例、勞動力性別、勞動力年齡均值、勞動力年齡均值的平方、勞動力平均受教育年限)，家庭結構(包括家庭規模、勞動力個數、戶主性別、少數民族)，家庭人均耕地面積以及所在省份。其余控制變量包括農戶政府部門干部個數占總勞動力的比例、黨員個數占家庭人口數的比例。本文的基礎計量模型如下：

=

+

+

+

(1)

其中，

為農戶人均收入的對數，

為家庭中非農就業人數占總勞動力的比例，

為前文所述的其他控制變量，

為殘差項。

本文則在(1)式基礎上進一步分別加入農村勞動力與當地經濟中心、上海、廣東的距離來間接討論城市與發達地區如何通過工業化發展吸納農村勞動力進而影響農戶收入的問題。

(2)

其中，

為農戶

所在地

與經濟中心、制造業中心(如當地省會、上海、廣東等)距離的對數，Ф

為地區層面的控制變量，包括非農產業發展、產業結構、對外開放程度、固定資產投資比例和交通密度。為避免內生性問題，本文所有地區的控制變量均為滯后一期數據。

2.1 兩組新生兒3種疾病初篩率比較 研究組篩查134 886例，對照組篩查128 828例。研究組新生兒的CH、PKU和G6PD缺乏癥的初篩率(97.78%)均明顯高于對照組(92.05%)，差異有統計學意義(χ2=4 539.07，P<0.05)。

1.工業化對農戶收入影響的線性農戶收入函數回歸分析

在FLUDW的數據ETL抽取層中，設計了7個抽取器來實現相應的7個文件數據的抽取，再根據數據庫模型中各關系表的依賴關系，確定各個抽取器的執行順序，具體如表1。

本文的一個重要假說是：距離是影響制造業中心對農戶輻射效應的重要因素，在空間輻射效應的作用下，我們預期與制造業中心的距離對農戶收入的影響可能存在非線性關系。為檢驗這種關系是線性還是非線性，利用半參數回歸模型即廣義可加模型

T.Hastie, R.Tibshirani, “Generalized Additive Models,” , vol.1, no.3,1986,pp.297～310.

對上述問題進行了非線性回歸分析。為考察農戶與市場之間距離對農戶收入影響是否具有非線性特征，我們假定該變量為非線性變量，其他解釋變量都作為線性解釋變量來處理。模型如下：

(

(

|

,

,

))=

+

+

+

(

)+

Ф

(3)

其中，

(·)為連接函數，假定其形式為

(

(

|

,

,

))=

(

|

,

,

)，

(·)為非參變量的平滑函數。

對于涉農資金，規范了公開公示的主體、內容、時間、地點，按規收集上傳數碼照片等影像資料，確保鄉鎮財政資金接受社會監督、在陽光下安全高效運行。

2.數據說明

本文使用1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年等六個年份的CHIP農村抽樣入戶調查數據，跨度30年，涵蓋了中國工業化迅猛發展的最主要時期，該數據反映了我國農村居民家庭收入的變化趨勢以及工業化進程對其的影響。Riskin等、Li和Sato、Gustafsson等、李實等對各年的CHIP入戶調查數據及其結果進行了詳細介紹。

C.Riskin, R.Zhao, S. Li, ’ : , New York:M.E.Shape, 2001,pp.1～30; S.Li, H.Sato, , , London and New York: Routledge Curzon, 2006,pp.1～36; B.A.Gustafsson, S.Li, T.Sicular, , New York: CUP,2008, pp.1～41;李實、岳希明等：《中國收入分配格局的最新變化》，中國財政經濟出版社，2013年；李實、岳希明等：《中國收入分配格局的最新變化——中國居民收入分配研究》，中國財政經濟出版社，2018年，第1～49頁。

為避免異常值的影響，本文對收入變量進行了上下1%縮尾處理。農戶與省會城市、上海、廣東的公路交通距離來自百度地圖，為推薦行駛路線中的最短距離；考慮到不同年份路網不同，本文還搜集了調查年份前一年農戶所在地(最近)火車站分別到省會、上海、廣東火車站的運行時間，所有數據均來自歷年《全國鐵路旅客列車時刻表》。對于火車運行時間的選取，首先我們選取兩地直達車輛中的最短運行時間，若無直達車輛，則選擇換乘路線中的最短時間。其余宏觀變量數據均來自歷年各省市統計年鑒、統計公報等。此外，本文中所有涉及價格的數據均調整至2018年可比價格。

表1為部分控制變量的描述性統計。從家庭成員就業情況來看，1988年農戶非農就業占家庭總勞動力人口的比例為10%，后逐步上升到2018年的60%。此外，各地區至上海、廣東的鐵路客運時間大幅下降。中國鐵路先后在1997年、1998年、2000年、2001年、2004年和2007年進行了六次大提速，且在1997年首次開通快速列車，在2001年、2004年分別增開了特快列車、直達列車，2011年、2012年京滬高鐵和京廣高鐵先后開通。目前，中國“八縱八橫”高速鐵路網已建成運營，長三角、珠三角與京津冀地區高鐵已連片成網，東中西部和東北部四大區域也已實現高鐵互聯互通。鐵路交通的飛速發展降低了農民工的遷移成本，有助于農民工跨省非農就業。同時，在進行回歸分析前，本文將農戶收入按來源劃分為農業收入、非農收入與其他收入等(見表2)，以討論1988—2018年農戶收入結構的變化。從1988年到2018年，農戶人均收入提高了近5倍，從2715元增長至15625元。農戶人均農業收入增長十分緩慢，從1988年的1593元提高到2018年的3460元，僅提高了117.2%，占家庭人均總收入之比由約59%陡降至約22%。但是人均非農業收入在這30年間從568元增加到6873元，提高了11倍，占家庭人均總收入之比由21%陡升至44%。可以說，家庭人均非農收入的提高是農戶人均收入提高的最主要推動力。城市工業化的發展加大了對勞動力的需求，吸引大量農村勞動力進城務工，外出打工人員匯回的收入也逐年提高。

三、計量經濟學分析結果

(2)半參數回歸模型

(1)從省際農戶收入差距角度看制造業中心對農戶收入的影響

在控制了勞動力職業、人力資本、家庭結構等變量后，農戶收入函數OLS回歸中的省份虛擬變量組的對比變量為廣東省，因而省份虛擬變量系數表示各省農戶人均收入與廣東省農戶人均收入的差距。

我們將沿著距離珠三角和長三角由近及遠的順序考察分析各省虛擬變量系數從1988年到2018年期間的變化狀況，以及工業化對農戶收入的影響。珠三角、長三角所在的廣東、江蘇、浙江等省份，可以稱之為中國大陸的核心經濟圈。東臨太平洋的江蘇省可以說是上海的腹地和長三角的組成部分，工業城市群林立(南京、蘇州、南通、無錫、揚州等)，經濟發達程度不亞于廣東。1988年江蘇農戶收入比廣東低21.4%，1995年和2002年該系數在統計上不顯著(意味著與廣東沒有差別)，2013年江蘇農民收入高出廣東10.5%，2018年則高出20.4%。與江蘇一樣，浙江省也是上海的腹地和長三角的組成部分，東臨太平洋，港口貿易發達，工業城市成群(杭州、寧波、溫州、紹興等)，經濟發達程度不遜于江蘇，1988年浙江農戶收入比廣東高13%，1995年變成比廣東低19%，2002年和2007年基本與廣東持平。

在1988年到2018年期間的前期，江蘇、浙江的農戶收入低于廣東，但是在后期差距開始縮小甚至超過廣東。

此前，公司涉嫌信息披露違法違規，中國證監會決定對公司立案調查。披露違法強制退市情形，公司股票交易被實行退市風險警示。實行退市風險警示三十個交易日期限屆滿后，公司股票將被停牌，直至深圳證券交易所在十五個交易日內作出是否暫停公司股票上市的決定。二級市場上，該股近期走勢維持強勢震蕩，但該消息對于股價后市增加了不確定性，后市注意風險。

珠三角、長三角的臨近地區包括湖南、福建、江西、安徽等省份，這些省份構成制造業中心的第二層經濟圈。盡管緊鄰廣東，但是由于連綿高山隔斷，作為內陸省份的湖南可以稱為中國經濟發展的中部地區，1988年湖南農戶收入與廣東相比沒有差距，但是到1995年比廣東低35%，2002年和2013年該差距穩定在34%，2018年下降到29%。江西的情況與湖南類似。1988年內陸省份安徽農戶收入與廣東農戶收入差距為33%，1995年、2002年、2007年該差距分別擴大到40%、45%、51%，但是2013年該差距縮小到33%，2018年進一步縮小到26%。湖南、安徽與廣東的差距在不斷縮小。

距離長三角、珠三角制造業中心更遠一些的省份主要有山東、湖北、河南等省份，這些省份構成全國性制造業中心的第三層經濟圈。山東省是沿海省份，鄉鎮企業和出口貿易發達(主要出口至韓國、日本)，1988年山東農戶人均收入平均比廣東低32.9%，1995年、2002年該差距分別上升到34.0%、38.6%，但在2013年該收入差距縮小至12.9%，

2018年再次降低到10.5%。湖北省為內陸省份，但是該省橫跨長江兩岸，省會為擁有九省通衢之稱的武漢，1988年時湖北農戶收入與廣東省沒有差別，但是1995年時比廣東低31%，2002年、2007年該差距分別擴大到34%和38%，2013年和2018年該差距有所縮小，分別為25%和30%。河南省跨黃河兩岸，是中華文明發源地，號稱中國第一人口大省，1988年河南農戶收入與廣東省差距為58%，之后不斷縮小，1995年、2002年、2007年、2013年該差距分別縮小到45%、52%、48%和26%，2018年基本與廣東持平，由此可見河南農民生活狀況得到大幅度改善。對比之下可以看出，第三層經濟圈的農戶收入與廣東的差距遠遠大于核心經濟圈和第二層經濟圈。

各省虛擬變量系數和所對應省份的人均非農產業增加值的相關系數在統計上非常顯著，1988年時該相關系數為0.62，1995年略微下降至0.48，2002年為0.57，2007年陡升到0.92，2013年回落至0.83，在2018年又上升至0.90。這說明如果某樣本省份(例如甘肅省)的非農業經濟發展水平越低，那么該省與廣東農戶收入差距越大。反之，某省份(例如江蘇省和浙江省)的非農業經濟發展水平越高，那么該省與廣東省農戶收入差距越小。各省人均非農業增加值又可以進一步劃分為人均制造業增加值和人均服務業增加值。其中，各省虛擬變量系數和所對應省份的人均制造業增加值的相關系數在2007年達到峰值，1988年相關系數為0.60，1995年為0.50，2002年更是高達0.76，2007年為0.96，2013年下降到0.69，2018年進一步下降到0.59。除1995年外，各省虛擬變量系數與所對應省份的人均服務業增加值的相關系數在統計上都顯著，1988年相關系數為0.61，在2002年下降為最低值0.46之后整體呈上升趨勢，2007年為0.84，2013年為0.76，2018年回升至0.86。

長三角、珠三角制造業中心的末層經濟圈應該包括中國西南、西北省份，如云南、貴州、陜西、甘肅、內蒙、青海、新疆等。云南地處我國西南邊疆，少數民族眾多，接壤越南、緬甸，1988年云南農戶收入與廣東省差距為7%(僅在10%統計水平上顯著)，1995年、2002年該差距分別擴大到35%和60%，2013年該差距縮小到23%，2018年進一步縮小到20%。甘肅地處我國西北，黃河流經該省，2018年時該省農戶收入比廣東低41%，1995年該差距擴大到54%，2002年和2013年進一步分別擴大至61%和62%，但是2018年該差距縮小到53%。甘肅省農戶收入與廣東省差距是我國西北各省的寫照。

北京作為首都，是全國政治經濟文化中心，高科技企業、金融企業、高校和研究機構云集，1988年北京農戶人均收入平均比廣東高28.8%，在1995年和2002年，北京農戶人均收入分別比廣東低13.0%和20.8%；但是2013年北京農戶人均收入再次趕超廣東，比廣東高15.7%，2018年這一幅度進一步拉大，比廣東高46.4%。上海、天津的數據不全，但從僅有的數據上看，也具有類同北京的特征。條件分位數結果顯示，在2002年前中西部省份與廣東農戶人均收入差距逐漸拉大，特別是低收入家庭收入差距更大，而隨后2013年收入差距有所緩解也首先反映在低收入家庭收入差距縮小，在2018年高收入農戶收入與廣東差距也有所緩解。

綜上所述，在控制農戶職業選擇、人力資本以及家庭結構等特征后，各省農戶與廣東差距在1988年到2002年期間有擴大趨勢，在2002年到2018年期間呈不斷縮小趨勢。21世紀以來造成這種現象的主要因素不外乎：21世紀以來，沿海勞動密集型企業逐漸向中西部地區轉移，包括安徽、重慶、四川、云南、甘肅等中西部省份在內的多數省份與廣東農戶人均收入差距在2013年開始緩解，這初步驗證了本文的第三個推斷，即21世紀以來我國勞動密集型產業逐漸向中西部省份轉移帶動了中西部地區農村收入水平的提高。此外，各省農戶人均收入仍存在“梯級”差異，以長三角地區、珠三角地區為中心，距離其越遠的省份，農戶人均收入相對越低，在很大程度上呈現出珠三角、長三角制造業中心的輻射作用在空間上不斷衰減的現象，這些發現初步為本文理論假設提供了證據。

(2)從省份虛擬變量系數與對應省份工業化水平之間相關程度看工業化和農戶收入相關關系

農戶收入函數回歸方程中的省份虛擬變量組的對比省份是廣東省，因而某省份虛擬變量系數表示該省農戶收入與廣東省農戶收入的相對差距。為探討各省農戶人均收入與廣東省差異和其對應省份經濟發展水平的關系，我們就1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年各年農戶收入函數回歸方程中的省份虛擬變量回歸系數與對應省份的人均農業或非農業產值變量之間求相關系數。首先計算了農戶收入OLS回歸中各省虛擬變量系數與所對應省份的下列經濟指標的相關系數：人均農牧漁采掘業增加值、人均制造業增加值、人均服務業增加值、單位鄉鎮企業產值、人均非農產業增加值、人均外商直接投資額、人均出口額(結果見表3)。在1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年等年份中，各省虛擬變量系數和所對應省份的人均農業增加值之間的相關系數在統計上都不顯著；換句話說，各省與廣東農戶收入差距和各省的農業生產狀況無關。

這時的馱子便滿面通紅，而且也把脖子弄得通紅，舌頭就打起了結，半天說不出話來。然后又有好事者便說，你們呀太不懂事了，你們誰先去拿把算盤來，太多了，馱子一下子記不清，得用算盤來算嘛。

考慮到南水北調工程基金最終依然由受水區用水戶承擔，并且地方配套工程建設資金尚未落實，在受水區用水戶承受能力范圍內，建議盡可能通過水費收入償還100%貸款本息，工程建設期滿后南水北調工程基金不再上繳中央財政用于償還貸款本息，留給地方用于南水北調配套工程建設，以加快工程的建設進度，盡可能實現主體與配套工程同步建成并發揮效益。

20世紀80年代，鄉鎮企業發展迅猛，吸引了大量農村勞動力非農就業，成為農村經濟發展的主要力量。除2007年外，省份虛擬變量系數與所對應省份的單位鄉鎮企業產值的相關系數均在統計上顯著，1988年為0.47，1995年上升為0.55，2002年略微下降至0.53。到2007年時鄉鎮企業與農戶收入不相關。但2013年回升至0.59，這可能是因為工業化水平越高的地區，其農村鄉鎮企業一般也越發達。這也在一定程度上驗證了本文提出的第一個推斷，即早期鄉鎮企業的發展與農戶增收高度相關。即使在中國追趕型工業化成功的今天鄉鎮企業和農戶收入依然高度相關。

構成長三角、珠三角制造業中心的第四層經濟圈的省份主要有四川、河北、山西、遼寧等。四川人口眾多，地處內陸，交通不便，1988年四川農戶收入與廣東省差距為23%，1995年、2002年、2007年該差距分別擴大到40%、48%、58%，但是2013年該差距縮小到40%，2018年進一步縮小到35%。河北農戶收入與廣東差距由1995年的64%逐漸縮小到2007年的32%。

山西省的東南黃河沿岸地區也是華夏文明的發源地，該省煤炭資源豐富，1988年山西農戶收入與廣東省差距為51%，1995年該差距擴大到94%，2002年、2013年該差距分別縮小到57%、58%，2018年進一步縮小到27%。遼寧省地處我國東北最南部，瀕臨渤海和黃海，改革開放前是新中國的重工業基地，擁有沈陽、鞍山、撫順、本溪、錦州、大連等重工業城市，1988年遼寧農戶收入與廣東省差距為26%，1995年、2002年該差距分別擴大到50%和49%，2013年該差距縮小到32%，2018年進一步縮小到13%。總而言之，與珠三角、長三角制造業中心的核心經濟圈、第二三層經濟圈相比，第四層經濟圈各省農戶收入與廣東省的差距更大一些，但是新世紀以來這一差距也有縮小趨勢。

在對外開放初期，我國大多出口勞動密集型產品，主要原因在于整體工資水平低且勞動力素質低，因而以港、澳、臺其他東南亞地區的華僑商人為主體的外商投資建立了大量勞動密集型的制造業企業。

J.Lin, J.Zhang, “China: Learning to Catch Up in a Globalized World,” in A.Oqubay, K.Ohbo, eds., : , , , Oxford University Press, 2019,pp.149～172.

2001年中國加入世貿組織后，外商開始大舉進入中國。出口與外商直接投資的增長提高了對農村勞動力的需求。為考察國際化對提高農戶收入的影響，我們也計算了省份虛擬變量系數與所對應省份的人均外商直接投資額、人均出口額的相關關系。就省份虛擬變量系數與所對應省份人均外商直接投資額之間的相關關系而言，除2013年外，其他五個CHIP調查年份的相關系數在統計上都很顯著，1988年為0.64，1995年為0.59，2002年0.64，2007年為0.84，2018年則為0.79。就省份虛擬變量系數與所對應省份人均出口額之間的相關關系而言，除1995年以外，其他五個年份的相關系數在統計上都非常顯著，1988年為0.62，2002年為0.67，2007年為0.90，2013年和2018年均為0.80。從1988年到2007年左右，各省外商直接投資額和各省出口額對農戶收入的影響一直在不斷提高，之后開始下降。可見，2007—2009年美國與其他西方國家的金融危機導致全球整體需求不振，因而外商投資減少、出口增幅減弱；同時也由于為對沖2007—2009年西方金融危機對中國經濟的負面作用，中國出臺四萬億投資計劃，大規模實施高鐵、公路等基礎設施建設，帶來了國內總需求的增加。此外，1988年、1995年和2002年，國際化程度(人均出口總額與人均外商直接投資)與農戶人均收入差距的相關性隨收入的上升而顯著提升。

綜上所述，在電氣工程的進一步技術優化與發展下，電氣安裝工程在建筑工程中的作用愈發突出，社會對建筑電氣安裝工程的要求也在不斷發生改變，建筑電氣安裝工程只有嚴格安裝規定要求進行相應質量控制與管理，才能促使建筑電氣安裝工程的質量得到保障。對此，有效加強建筑電氣安裝工程的質量控制與管理水平，不僅利于保障建筑電氣安裝工程的整體質量，發揮建筑電氣工程的良好功能性作用，且其對于滿足建筑電氣安裝工程的使用需求也具有較多有利之處。

(1)基礎計量模型

1.2.1 AMH及激素的測定 對于每位患者，均在其治療前的月經第1～3天抽取外周靜脈血，4 ℃ 1 500 r/min離心分離上層血清，使用促卵泡生成激素(FSH)測定試劑盒檢測FSH；采用雌二醇(E2)測定試劑盒檢測E2；使用AMH定量檢測試劑盒檢測AMH。所有檢測均由同一實驗室具有相同工作經歷人員完成。FSH：3.85～8.78 U/L，AMH：0.24～11.78 ng/mL，E2：24～114 ng/L，所有試劑盒批內及批間變異小于5%。

2.制造業中心對農村居民收入輻射作用的參數與半參數回歸分析

長三角、珠三角地區作為我國工業化發展的前沿、制造業中心，在改革開放前期的東南沿海率先發展政策下集聚了技術要素、勞動力要素等，特別是吸收大量外省農民工；而隨著各地區經濟協調發展，長三角與珠三角地區也通過知識溢出、技術擴散等方式推進產業轉移，影響周邊省份工業化進程，進而影響農戶收入。因此，我們試圖從微觀數據的角度討論長三角、珠三角作為全國經濟增長極、制造業中心對農村居民收入的輻射作用，進而間接討論工業化對農戶的輻射作用。

綜上所述，制造業與農戶收入的相關程度有減弱趨勢，但是服務業與農戶收入的相關程度在不斷提高。以上發現說明，中國各省農戶收入水平與其對應省份的工業化水平高度密切相關，從相關程度角度驗證了本文第二個推斷，即中國工業化的快速推進導致了農戶收入提高；以外商直接投資和出口能力為代表的各省國際化程度與農戶收入高度相關，并且高收入農戶的收入差距與國際化程度的相關性更大。

1.計量經濟學模型說明

農戶與制造業中心距離的遠近對各省農戶收入的影響也可能呈非線性關系，為此我們使用廣義可加模型對上述年份的農戶收入函數進行了半參數回歸分析。與原有線性模型一致，在控制家庭特征變量、地區特征變量的基礎上，我們把農戶所在地區與廣州、上海距離(或鐵路旅行所用時間)的對數等變量對各省農戶收入的影響當成非線性關系分別進行半參數回歸。表4為非參數變量顯著性檢驗(EDF值及顯著性)。

在使用廣義可加模型(Generalized Additive Model)的半參數模型回歸結果中，有效自由度(Effective Degree of Freedoms, 簡稱EDF)是衡量回歸方程中非線性變量是否真正是非線性的主要指標，原假設是該變量呈線性，如果統計結果顯著，則意味著拒絕原假設，即該變量對被解釋變量的影響呈非線性關系(J.Harezlak, D.Ruppert, M.Wand, , New York:Springer, 2018,pp.36～73)。

檢驗結果顯示，在CHIP所有調查年份，所有非參變量EDF值均顯著大于1，即農戶與各制造業中心的距離對農戶人均收入都存在顯著的非線性作用。

表5為分別加入農戶所在區縣與廣東、上海及其省會的距離及其他宏觀控制變量后模型的估計結果。表6為分別加入農戶所在區縣旅行到廣東、上海及其省會所用時間及其他宏觀控制變量后模型的估計結果。

首先，考察農戶到珠三角距離或鐵路旅行所用時間對農戶收入的影響。在線性農戶收入函數回歸方程中，農戶與廣東距離的對數變量對農戶收入的影響系數由1988年的-0.177下降到1995年的-0.111(指絕對值，下同，見表5)，2002年進一步減少到-0.021，2007年和2013年分別恢復到為-0.106和-0.117，2018年再次大幅度下降到-0.046水平。在線性農戶收入函數回歸方程中，農戶到廣東出行所用時間對數變量對農戶家庭收入的影響系數幾乎呈現同樣的變化趨勢(見表6)，由1988年的-0.169變化到1995年的-0.080，2002年進一步減少到-0.033，2007年、2013年分別恢復到-0.057、-0.077，2018年又減少到-0.040。這意味著農戶到珠三角制造中心距離對農戶收入的影響在1988年到2002年期間處于下降狀態，在2002年到2013年期間處于略有上升狀態，但是在2013年至2018年期間又變為下降狀態。在半參數農戶收入回歸函數的圖形結果中，為了提高結果的穩健性，重點討論樣本觀測值多、置信區間小的非線性擬合部分。同時還可觀察到，在1988年、1995年、2002年、2007年、2013年和2018年的每個年份里，隨著農戶與廣東距離增加或者所用時間增加，農戶人均收入呈現下降的變化趨勢，與新經濟地理中“中心—外圍”理論所預期的變化特征一致。

M.Fujita, P.Krugman, A.Venables, : , , , MIT Press Books, 2001, pp.283～285.

臨床藥師詢問患者病情、合并用藥及日常飲食等具體情況，經過比較分析可能影響該患者華法林INR值的因素，包括病理生理方面、合并用藥方面及飲食方面。

其次，分析農戶所在地到長三角距離或所用時間對農戶收入的影響。農戶到上海距離的對數變量對農戶收入影響系數由1988年的-0.086增加到1995年的-0.210(絕對值)，之后一路下降，2002年、2007年、2013年和2018年分別為-0.157、-0.098、-0.110、-0.055(見表5)。農戶到上海出行所用時間對數變量對農戶家庭收入的影響系數在1988年到2002年的變化趨勢相同，之后有差異，具體來說，由1988年的-0.044變化到1995年和2002年的-0.146和-0.146，2007年系數在統計上不顯著，2013年下降到-0.106，但是2018年又上升到-0.156(見表6)。根據農戶到珠三角距離或所用時間對農戶收入影響新世紀以來不斷下降的估計結果，更有理由相信農戶到長三角距離對農戶收入影響新世紀以來不斷下降的結果。20世紀90年代初上海浦東新區開發后對周邊地區經濟的輻射作用加大，即，1988年到1995年期間，對農戶收入的影響力度在加強。同時研究發現，從1988年到2018年的每個數據年份里，農戶收入變量與農戶到上海距離變量之間基本成負相關，農戶收入與農戶到上海所用距離變量也呈負相關關系，但2007年除外。

最后，討論農戶到省會距離或所用時間對農戶收入的影響。省會一般設置在交通便利、經濟發達的大城市，很多沒有辦法去北上廣打工的農民工也往往就近在各自省會或本省的主要城市打工或從事個體經濟貿易活動，因而省會城市往往對周邊城鄉地區在經濟上產生一定的輻射作用。另外，農民工在省內務工一般乘坐長途汽車，因而農戶收入與農戶所在地到本省省會鐵路交通所用時間相關性略小些。1988年時農戶與本省省會距離對數的系數為-0.021，1995年變化為-0.016，2002年為0.034，2007年在統計上不顯著，2013年變化為-0.054，2018年為-0.067(見表5)。從農戶所在地到省會所用時間變量系數呈大致同樣變化。從1988年到2002年，當地制造業中心對農戶人均收入的輻射效應逐漸減弱；而在2007年之后，輻射作用增強，當地工業化中心對農戶增收的正向影響逐漸增大，這是由于在新世紀的第二個10年里，珠三角和長三角制造業中心產業快速升級，另外也由于北上廣深等一線城市房價高企、生活成本和勞工工資大幅度上升，導致相對落后產業向中西部省份轉移，如富士康從深圳搬到河南鄭州，因而看到在2013年到2018年期間本省制造業中心省會城市對周邊地區的輻射作用在擴大。同時研究發現，從1988年、1995年、2013年和2018年的四個年份里，農戶收入變量與農戶到省會距離變量之間基本成負相關關系。

綜上所述，在1988年到2018年期間，全國制造業中心即珠三角和長三角的經濟發展對農戶人均收入的輻射作用逐漸減弱，而當地制造業中心(省會)對農戶人均收入的輻射作用顯著增強。這部分驗證了本文第二條和第三條推斷：實際上近年來長三角、珠三角地區大力發展高新技術，對低技術水平的勞動力需求逐漸降低，因此對農戶人均收入的影響也愈來愈低。而由于產業結構轉移，中西部地區工業化不斷發展，農民工更多地進入當地非農部門，當地工業化中心對農戶增收的影響逐漸加大。然而，根據上述非參數計量經濟學分析結果，可以發現：距離全國性制造業中心、本地制造業中心的距離越遠，農戶的收入越低。這一發現進一步為本文理論假設提供了經驗性證據。

四、結語

本文使用跨度30年(1988—2018年)的CHIP農村抽樣入戶調查數據，考察了中國工業化對農戶收入的影響，特別是在半參數回歸模型中使用農戶所在地到制造業中心距離變量分析了制造業中心對農戶收入的輻射作用及其空間衰減狀況。關于1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年等六個年份的農戶收入函數回歸結果顯示，各省農戶收入與廣東差距在1988年到2002年期間有擴大趨勢，但是在2002年到2018年期間呈不斷縮小狀況，這可能是由于21世紀以來沿海勞動密集型企業逐漸向中西部地區轉移造成的；各省農戶收入仍存在“梯級”差異，距離長三角地區、珠三角地區越遠的省份，農戶人均收入越低，在很大程度上呈現了珠三角、長三角制造業中心的輻射作用在空間上不斷衰減的現象。

從各省工業化水平對各自省份的農戶收入影響角度來看，各省農業發展水平與各自省份的農戶收入之間沒有任何相關關系，各省鄉鎮企業發展水平在20世紀80、90年代與各自省份農戶收入的相關關系呈上升態勢，但是21世紀以來該相關關系在不斷縮小；各省制造業水平與各自省份農戶收入的相關關系在1988年到2007年期間不斷擴大，在2007年到2018年期間有所下降，但是21世紀以來各省服務業水平與各自省份農戶收入的相關關系不斷上升，各省外國直接投資水平和出口水平與各省農戶收入的相關關系在1988年到2007年期間不斷擴大，之后處于下降態勢。上述發現意味著2010年中國成為世界第二大經濟體和第一大制造國之后，服務業發展水平與農戶收入相關關系越來越大，相反外商投資和出口水平與農戶收入的相關關系有不斷縮小趨勢。換句話說，農戶收入的提高越來越依賴于中國自身的投資和消費。

農戶所在地到珠三角或長三角這兩個國際制造業中心的距離對農戶收入的顯著影響在1988年到1995年期間不斷擴大，但是21世紀以來不斷縮小；與此相反，21世紀以來，農戶所在地到各自省會的距離對農戶收入的顯著影響不斷擴大。在針對農戶收入函數的半參數回歸結果中，農戶所在地到制造業中心距離與農戶收入的分析結果也進一步證實了這一發現。造成這種現象的主要原因是，21世紀以來相對勞動密集型低端制造業不斷從珠三角或長三角這兩個國際制造業中心向中西部省份轉移，從而帶來了勞動技能水平低的農民工也逐漸從珠三角和長三角等東南沿海一帶的高技術企業退出，而跟隨勞動密集型產業向中西部省份的當地制造業中心轉移。

有機農業與目前農業相比較，有以下特點：可向社會提供無污染、好口味、食用安全環保食品，有利于人民身體健康；可以減輕環境污染，有利恢復生態平衡；有利提高我國農產品在國際上的競爭力，增加外匯收入；有利于增加農村就業、農民收入，提高農業生產水平。

本文的核心結論是：我國各地區的農戶收入水平與當地的工業發展水平密切相關，一個地區的制造業、服務業、外資企業、出口水平越高，該地區的農村居民收入越高，特別是低收入家庭獲益最大。2010年以來，珠三角和長三角國際制造業中心的勞動密集型產業不斷向中西部省份轉移，已經導致本省制造業中心對提高農村居民收入的提高影響越來越大，越來越多的外出農民工選擇在本省就業。由此可見，在未來30年左右的時間里，中國農村居民收入水平的提高將依然依賴中國工業化水平的提高。

在“百年未有之大變局”出現的今天，產業空心化的美國和其他發達國家不僅在全力促使制造業回流，而且試圖通過限制對華高新技術出口來遏制中國制造業升級和向國際最先進水平沖刺。面對美國等西方國家的遏制，中國一定會不遺余力地攻克一個個高新技術難關，從而建立以我為主的高新技術產業發展格局。與此同時，為避免出現西方國家產業空心化的情況，中國也應該有序地把勞動密集型產業逐次向中西部省份轉移，這不僅有利于我國擁有完整的工業體系，更有利于我國農村居民收入水平的不斷提高。改革開放以來，累計已有8億貧困人口脫貧，

產生這一成就的最主要原因應該是中國成功的工業化。我國中西部相對落后地區工業化的推進也將是在2020年實現全面脫貧后，防止貧困再生、實現鄉村振興和共同富裕的核心戰略。