甘肅省農村產業融合對農民增收的影響研究

方培培，耿小娟

(甘肅農業大學 財經學院，甘肅 蘭州 730070)

一、引言

2015年中央一號文件首次提出產業融合促進農民增收[1]。2022年中央農村工作會議強調，鄉村振興要向產業融合要效益[2]。目前，學術界對產業融合和農民增收的研究主要集中于兩個方面：一是產業融合水平的測度。較多學者基于面板數據，從融合行為、融合效益方面選取農業產業鏈延伸、農業多功能拓展、農業服務業融合發展、農民增收、農業增效以及城鄉融合[3-5]等二級指標，利用熵權法[6-7]、灰色關聯度[8]、耦合協調法[9]、綜合指數法、TOPSIS法[10-11]等方法測算全國[12]、河北[13]、北京[14]、重慶[15]等地的產業融合水平。實證表明當前全國一二三產業融合水平呈上升趨勢，但整體仍較低[16]。二是農村產業融合對農民收入的影響。學術界對鄉村產業融合的增收效應已經達成普遍共識[17-19]。鄉村產業融合發展提高了生產要素配置效率和農業勞動生產率[20]，能夠改善農民收入結構[21]，提高低收入農戶的收入水平[22]，縮小城鄉居民收入差距[23-24]，從而實現農民收入增長。

已有研究集中在指標測度、增收機理和案例分析等方面。缺乏一二三產業融合對農民增收影響的數據支撐，特別缺乏以西部欠發達地區為研究對象的研究。基于此，本文利用面板數據測度甘肅省農村產業融合水平，實證探究產業融合與農民增收的關系，并針對性地提出政策建議促進甘肅省農村一二三產業融合發展。

二、甘肅省農村產業融合測度方法

(一)甘肅省農村產業融合測度的指標體系

本文參考相關文獻，結合甘肅省實際發展情況和地市級的數據可得性，從三個層次來構建指標體系，一級指標融合行為和融合績效；再將一級指標細化為五個二級指標：分別為農業產業鏈延伸、農業多功能性發揮、農業服務業融合、農民增收與就業和城鄉融合；最后對二級指標進行細分，共選取15個三級指標。通過評價指標體系，利用熵值法對甘肅省2010—2019年的農村產業融合情況進行測算。

農業產業鏈延伸方面：連接農業上下游，供產銷一體延長產業鏈，從而提高農業附加值。所以，選取了農產品加工主營收入、農業機械總動力和鄉村非農就業比三個指標來反映農業產業鏈延伸。農業多功能性發揮方面：農業除了基本的產品供應功能外，還有生態和文化等功能，要在保持經濟功能穩定發揮的情況下，推動農業其他功能的發揮，主要通過人均糧食產量、休閑農業主營收入、化肥施用強度和農村用電量來評價農業的多功能拓展效果。農業服務業融合方面：主要是指農業與農業服務業的融合程度，選取了農林牧漁服務業增加值和農村互聯網寬帶接入戶數來反映農業與服務業的融合發展。農民增收與就業方面：主要指農村一二三產業融合發展過程中，促進農民收入增長，提供了就業崗位。選取鄉村非農就業比、農民非農收入占比和農民人均可支配收入增速三個指標。城鄉融合方面：是通過農村產業融合發展推動城鄉一體化發展，縮小城鄉差距。選取了城鄉居民人均可支配收入比、城鄉居民人均消費比和農林水事務占財政支出比三個指標來反映社會服務效應的發展程度。

表1 農村產業融合評價指標體系

(二)甘肅省農村產業融合測度方法

與其他評價法相比較，熵值法[25-26]更為客觀，所以采用熵值法，步驟如下：

第一，利用公式(1)(2)對正負項指標進行標準化處理。

(1)

(2)

其中，Nij表示i地區第j指標的標準化數據，Mij表示樣本期間第i個地區第j個指標的最大值；mij表示樣本期間第i地區第j個指標的最小值。

第二，利用公式(3)計算標準化數據的比重。

(3)

其中，pij是標準化處理后的第i地區第j項指標的比重，Nij表示i地區第j個指標的標準化數據。

第三，利用公式(4)計算各項指標的熵值ej。

(4)

其中0≤eij≤1，ej是第j項指標的熵值，pij是標準化處理后第i地區第j項指標的比重。

第四，利用公式(5)計算各項指標的差異性系數。

dj=1-ej

(5)

其中dj為第j項指標的差異性系數；數值越大，指標越重要。

第五，利用公式(6)定義指標權重wj。

(6)

其中j=1，2，…，n，wj為第j項指標的指標權重。

第六，利用公式(7)計算甘肅省農村一二三產業融合水平。

(7)

其中，wj為第j項指標的指標權重，Nij表示i地區第j個指標的標準化數據，aci表示i地區的農村一二三產業融合水平指數，值越大，證明農村產業融合水平越好。

(三)甘肅省產業融合發展水平測度分析

根據數據可得性，剔除掉指標數據缺失較多的年份，選取甘肅省及十四個市州的面板數據為研究對象，時間跨度為2010—2019年，數據來源于2011—2020《甘肅統計年鑒》和甘肅省農業農村廳，部分數據是通過計算所得。利用上述公式，計算出甘肅省及十四個市州2010—2019年的農村一二三產業的融合水平，結果如表2所示。從全省融合水平可以看出，甘肅省的農村產業融合水平總趨勢是上升的，從表中可以看出，甘肅省農村產業融合水平從2010年的0.4發展到2019年的0.54，由此可見甘肅省農村一二三產業融合發展比較緩慢，且整體融合水平較低。分時間段來看，2011—2012年、2012—2013年和2019年農村產業融合發展較快，2014—2016年發展較緩慢。

表2 2010—2019年甘肅省各市州農村產業融合水平

從各市州來看，農村產業融合水平存在地區差異性。為了更直觀的展示各市州的農村產業融合水平，利用ArcGIS軟件將其分為2010、2013、2016和2019年四個時間節點，將農村融合水平分為四個等級，如圖1所示。自2010—2019年，從整體融合水平來看，甘肅省農村產業融合水平呈現西高東低的空間格局，張掖、武威和酒泉等河西地區的產業融合水平較高，白銀、天水和定西等地區發展水平較低。究其原因，河西地區自然資源稟賦高，一是礦藏石油資源豐富，經濟發展水平高，為產業融合提供了經濟基礎；二是旅游資源豐富，張掖有特殊的丹霞地貌，酒泉有敦煌莫高窟和月牙泉等，帶動農旅融合發展；河東各地區擁有特色產業，如定西的馬鈴薯和中藥材，白銀的枸杞和天水的花椒和蘋果等，但精加工水平低，市場份額小，電商發展緩慢，還沒有發揮出其產業優勢。甘南州融合水平最低，這表明，盡管2016年開始在政府政策支持下甘南州已經初步形成鄉村旅游業態，融合速度不斷加快，但產業融合業態還有待進一步提高。綜上，甘肅省農村一二三產業融合整體水平在不斷上升，但各市州發展水平相差較大，因此，需要因地制宜，發展適合不同地區的產業融合業態。

圖1 甘肅省各市州產業融合水平

三、甘肅省農村產業融合對農民增收影響的實證分析

(一)變量選取與數據來源

參照王麗納[27]、陳湘滿[28]的研究，選取以下變量，如表3。數據來源于2011—2020年的《甘肅發展年鑒》，其中農村一二三產業融合水平通過產業融合指數測度所得。由于部分指標數據未能獲得最新數據的限制，本文的選取2010—2019年為樣本研究區間，對農民增收影響因素進行實證研究。

表3 各變量的解釋及具體說明

(二)模型設定

本文運用Stata16版進行實證研究分析，建立如下的面板數據實證模型：

LnYit=β0+β1lnACit+∑βilnXit+εit

其中，Yit代表農民人均可支配收入，ΑCit表示農村產業融合水平，Χit代表控制變量，εit是指殘差項，β0是常數項，β1是解釋變量的系數，βi是控制變量Χit的系數，i=(2，3，…，N，N=14)代表不同的市；t=(2，3，…，T，T=10)代表年份。

(三)實證檢驗

1.變量描述性統計

在對原始數據處理之前，首先進行變量描述性統計分析，如表4所示人均地區生產總值和財政支農水平標準差遠高于其他變量，表明數據離散程度高，說明各市州經濟發展水平與財政支農水平發展差異巨大。農民人均可支配收入標準差較大，表明農民居民收入差異較大，產業融合水平與城鎮化水平標準差小，表明數據相對集中，各市州發展均衡。由表4可知原始數據數值波動幅度較大，為了確保回歸模型的有效性和合理性，將農民人均可支配收入、人均地區生產總值和財政支農水平取對數，消除可能存在的異方差，避免影響后續實證。

表4 主要變量原始數據表述性統計

現有研究表明農村產業融合發展可以促進農民增收[29-30]。如圖2是農村一二三產業融合水平與農民可支配收入的散點圖。通過圖像，初步判斷出農村一二三產業融合水平對農民可支配收入有正向的影響，下文將通過模型進一步驗證。

圖2 農村一二三產業融合水平與農民可支配收入散點圖

2.多重共線性檢驗

在進行樣本檢驗之前對各變量進行共線性檢驗，采用方差膨脹系數VIF值檢驗，在Stata檢驗中，VIF值小于10便不存在嚴重的多重共線性。通過測算，變量平均VIF值為3.83，如表5所示。因此，不存在明顯的多重共線性問題。

表5 解釋變量VIF檢驗值

3.樣本檢驗

在面板數據進行模型實證時，若截面數N大于時間點數T時則為長面板，需要對數據進行單位根檢驗；在本文中N為甘肅省14個市州，T為2010—2019年10年的時間跨度，明顯T

在進行面板數據的回歸之前，首先要對建立的模型進行相關檢驗。通過FE檢驗，回歸結果顯示為Prob>F=0.0000，拒絕原假設，所以固定效應優于混合OLS，通過進行Hausman檢驗，檢驗結果顯示P等于0小于0.05，固定效應優于隨機效應，如表6所示。因此，本文選擇固定效應模型做實證分析。

表6 固定效應與隨機效應回歸模型

由表6可知，農村一二三產業融合水平、經濟發展水平、城鎮化水平和財政支農水平四個變量，其顯著性都在5%以下，表明文章的變量選取和計量結果是符合規定的。所以，結合表6的hausman檢驗結果和甘肅省14個市州2010—2019年的面板數據來實現固態效應模型的構建，具體如下：

大興安嶺不同林草過渡區土壤碳庫活度的研究……… 田 慧，包 翔，周 梅，趙鵬武，石 亮，巴音德樂黑，郝良杰，烏藝恒（47）

LnYit=1.8011+0.7330ACit+0.3570LnPGDPit+4.8172UNBit+0.0792LnFINit

從上述固態效應模型可以看出，對農民收入增加影響最大的是城鎮化水平，其次是農村一二三產業融合水平，收入彈性是系數為0.7330；然后是經濟發展水平即人均地區生產總值，收入彈性系數為0.3570；最后是財政支農水平，其彈性系數為0.0792，表明財政支農水平與農村居民可支配收入雖然是正相關關系，但對農民收入增長的影響程度較小。

4.實證結果分析

(1)農村產業融合對農民增收的影響

由表6可知R2=91.87%，模型擬合度高，在不考慮地市差異的情況下，農村產業融合對農民收入影響的彈性系數0.7330，表明在5%顯著水平下，農村產業融合對農民收入存在顯著的正向影響，表示在其他條件不變時，農村一二三產業融合水平每上漲一個百分點，農村居民可支配收入就增加0.7330個百分點，這表明農村產業融合水平越高，農民收入也隨之越高。主要從三個方面推動產業融合，增加農民收入：首先，隨著農村產業融合發展，農業產業內部整合，產業結構優化，種植業和養殖業開始橫向融合；其次，隨著農業產業鏈延伸，農業與加工業開始縱向融合發展；最后，通過農業與旅游、觀光和養老等產業間相融合。

(2)各控制變量對農民增收的影響

由表6可知，三個控制變量經濟發展水平、城鎮化水平和財政支農水平均對農民收入有正向影響，并且在1%的水平下顯著。從估計系數看，首先，城鎮化水平對與農民可支配收入的影響最大，其系數為4.8172，表明城鎮化水平每提高一個百分點，農民可支配收入就增加4.8172個百分點。這也符合我國城鎮化的發展理念，在推動城鎮化水平不斷提高的基礎上發展好農村經濟和鄉村產業，促進農民可支配收入的增加。其次，人均生產總值對農民收入的正向影響較大，其彈性系數為0.3570，通過經濟發展可以提高農民銷售收入，帶動農村就業的增加，從而促進農民增收。最后，財政支農水平對農民增收有促進作用，但與其他幾個變量相比，作用較小，其彈性系數為0.0792，主要是因為農業投入周期較長，收益較慢。結合農村發展的實際情況，提高財政支農水平，增加農民可以直接獲益的資金支出；其次，加大對農田水利額建設投資，從而提高農業生產效率，為農村一二三產業融合發展奠定基礎。

四、結論與建議

(一)結論

(二)建議

第一，加大政府投入力度。一是加大政府對農業的基礎設施投入，修建農田水利，擴大農業生產規模；二是推動農業產業化發展，修建農村道路，完善農村水、電、網的供應設備，還要進一步加快農村倉儲、保鮮和物流等方面的建設，完善農業深加工基礎設施，同時，吸引外來企業進鄉鎮，促進鄉村產業振興推動農業與二三產業融合發展。

第二，加強農業多功能性發揮。以農產品加工貫通產銷，以鄉村休閑旅游為途徑融合甘肅省特色農文旅。以新農村電商為網連接市場，形成現代化鄉村產業體系，實現產業增值收益，增加農民收入。

第三，增強經營主體的帶動能力。一是政府引導農民合作社、龍頭企業、家庭農場和專業大戶等各種新型經營主體快速發展，使新興經營主體的發展從以數量為重點轉向以質量為重點；二是健全各主體的運行機制，增強其抗風險的能力。

第四，建立健全農民利益分配機制。通過完善利益分配機制，增加農民收入，一是政策方面，由政府出面，建立“風險共擔、利益共享”的利益保障機制，使農戶、合作社、企業形成穩定的利益聯合；二是給農民普及簽訂合同相關的內容，引導農戶正確簽訂合同；三是建立新型的農業產業經營模式，農民參股，企業經營，農民作為股東有權監督企業的各項生產活動，保障農民在整個生產加工過程中的收益。