农村产业融合发展的减贫效应及非线性特征——基于面板分位数模型的实证分析

李晓龙，陆远权

(1.贵州财经大学 大数据应用与经济学院，贵州 贵阳 550025； 2.重庆大学 公共管理学院，重庆 400044)

一、引言

改革开放以来，中国农村减贫事业取得了举世瞩目的伟大成就。按照2010年标准计算，2017年中国农村贫困人口为3 046万人，相比1978年减少了73 954万人，年均减少1 896万人(1)根据《中国扶贫开发报告2017》和《2017年国民经济和社会发展统计公报》计算所得。。其中，农业产业化发展在减缓农村贫困方面发挥了极为重要的作用[1]。然而，目前中国农业发展仍然面临着诸如产业体系不完善、市场化程度较低等问题，同时农村脱贫减贫也正处于攻坚的关键时期，迫切需要全社会的通力合作。自从2015年中央“一号文件”正式提出“推进农村一二三产业融合发展”(以下简称“农村产业融合发展”)以来，其已然成为中央农村工作的关注焦点。农村产业融合发展通过延伸农业产业链条、发挥农业多重功能以及培育农业新兴业态，不仅有利于增强农业发展效率、拓展农民增收领域，同时还可以培育农村新的经济增长点，是现阶段解决“三农”问题的重要途径。由此可见，农村产业融合发展作为农业产业化的高级形态，势必会对农村贫困减缓产生重要影响[2]。那么，农村产业融合发展究竟是否促进了农村贫困减缓？这种影响是否存在非线性效应？这些问题的解答，对于稳步推进中国农村脱贫攻坚以及全面建成小康社会具有重要的理论与现实意义。

目前，涉及农村产业融合发展对农村贫困减缓影响的文献并不多，相关研究主要集中在农业产业化发展的减贫效应方面。韩亚珠较早地指出，农业产业化是贫困地区改善农业低效、组织农民进入市场以及加快农业现代化建设的必然选择，也是贫困地区脱贫致富的根本出路[3]。这一观点也得到了陈祖海等学者的认可[4]。在此基础上，徐志明以及邢成举等学者分析了制约农业产业化扶贫的主要因素，提出了农业产业化扶贫的相关政策措施[5-6]。黄承伟和覃志敏、白丽和赵邦宏结合实际案例，探讨了农业产业化扶贫的具体运作机制与模式选择[7-8]。近年来，随着扶贫开发进入脱贫攻坚的关键阶段，蒋永甫和莫荣妹、许汉泽和李小云等学者研究了农业产业化“精准”扶贫的主要模式与典型做法[9-10]。此外，一些学者还对农业产业化扶贫的绩效进行了评价研究，结果证实农业产业化显著减缓了农村贫困程度[11-12]。

以上相关研究为本文提供了重要参考与有益借鉴，相比于现有文献，本文可能的边际贡献主要在于：首先，现有文献始终未能揭示农村产业融合发展影响农村贫困减缓的详细机理，本文从农民收入增长与农村经济增长双重视角出发，全面梳理农村产业融合发展对农村贫困减缓的影响机理以及这种影响的非线性效应；其次，现有文献少有涉及农村产业融合发展减贫效应的实证研究，本文利用2010—2017年中国省级层面的面板数据，实证检验农村产业融合发展对农村贫困减缓的影响，也是对已有研究的有益补充；最后，现有文献关于农村贫困减缓的实证研究主要基于静态面板模型或者动态面板模型，然而两者的本质均属于均值回归，其结果并不能够反映条件分布的全貌，为此，本文进一步引入面板分位数模型，以考察不同农村贫困发生率条件下，农村产业融合发展对农村贫困减缓的影响效应。

二、理论分析与研究假说

农村产业融合发展是指各类新型经营主体以农业为依托，以农产品加工业为引领，以利益联结机制为纽带，以技术创新、制度创新和商业模式创新为动力，以产业链延伸、产业功能拓展和新兴业态形成为表征，将农村一二三产业有机整合、一体推进，最终实现农业增效、农民增收以及农村繁荣的动态发展过程。通过回顾与梳理相关领域已有文献可以发现，农村产业融合发展主要通过促进农民收入增长与农村经济增长两条途径来实现农村贫困的减缓。

首先，农村产业融合发展通过促进农民收入增长而减缓农村贫困。人力资本缺乏一直被视为是造成农民贫困的关键内部因素。与非贫困农民相比，贫困农民的受教育程度和身体健康水平均处于劣势，而收入增长显然是实现其自身发展的根本保障。农村产业融合发展通过延伸农业产业链条和发挥农业多功能性，可以提升农业的价值创造能力和农产品附加值，并拓展市场空间以及衍生出更多的就业机会，从而拓宽农民增收渠道、增加农民收入。随着贫困农民收入水平的不断提高，其在满足基本生活需求基础之上的发展型需求将会日趋增长，与此相对应的消费支出也将会逐渐增加，以此来改善和提升自身人力资本水平，从而实现自身发展的需要。具体而言：一方面，为了更好地融入不同的社会团体以及实现自身的理想抱负，贫困农民倾向于增加在教育方面的消费支出，以努力改变自身的思想观念并提升自己的职业技能和心理素质；另一方面，为了以更好的状态和面貌投入到谋求个人发展的事业当中，贫困农民倾向于增加在营养健康方面的消费支出，以改善和增强自身的身体素质。由此可见，收入增长可以通过提升贫困农民的人力资本水平，打破“人力资本缺乏—收入微薄—经济贫困—人力资本缺乏”的恶性循环，促使贫困农民获得健康发展，并缩小与非贫困农民的差距，最终实现农村贫困的有效减缓。

其次，农村产业融合发展通过促进农村经济增长而减缓农村贫困。造成农村贫困的外部因素主要包括自然条件恶劣、基础设施落后、社会保障缺失以及城乡二元经济结构等，而农村经济增长是改善这些外部环境的前提条件。农村产业融合发展作为农业农村经济发展的高级形态，可以通过不同产业之间的技术融合、功能融合和价值整合，催生新的产业和新的经济增长极，不断为农村经济增长注入新的动能和活力，从而促进农村经济的持续繁荣和有效增长。农村经济增长将进一步推动政府的公共财政投入，以加强农村公共产品和公共服务供给，进而对农村贫困减缓产生重要影响。具体而言：政府服务性公共支出(教育、医疗以及卫生事业等)有利于改善贫困地区的教育、医疗以及文化环境，提高贫困农民的劳动力素质；政府生产性支出(基本建设、支援农村生产等)的增加，有助于改善农村的生产、生活以及市场环境，增加贫困农民的的非农就业机会；政府转移性公共支出(财政补贴、社会保障等)采用“收入再分配”的形式，有助于其缩小同非贫困农民之间的收入差距。由此可见，经济增长可以通过改善农村发展环境，为贫困农民脱贫致富创造有利条件。综上所述，本文提出如下研究假说：

假说1：农村产业融合发展有利于农村贫困的减缓。

近年来，中国脱贫攻坚取得了显著成效，农村贫困发生率经历了由高到低的动态变化过程。《中国农村贫困监测报告》显示，以现行农村贫困标准计算的贫困发生率由2010年底的17.20%逐年下降到2017年底的3.10%，年均下降20.97个百分点。与此同时，农村产业融合发展水平和质量则恰恰相反，呈现出不断攀升的发展态势。本文测算发现，在2010-2017年间，农村产业融合发展水平综合指数从1.04逐年提升到2.60，年均增长率高达10.75%。在农村贫困发生率较高时，贫困人口规模较大，面临的脱贫攻坚任务也较为严重，此时农村产业融合发展的水平普遍较低，其未来提升和增长的空间较大，因而农村产业融合发展的减贫弹性相对较高。随着农村贫困发生率持续降低，农村贫困人口不断减少，贫困面逐渐收窄，贫困越来越向那些长期疾病、残疾以及缺乏劳动能力的人口集中。这些人口由于发展能力较弱，其脱贫任务最为艰巨，同样的投入难以再有之前的产出，此时尽管农村产业融合发展水平有了明显提升，但也很难进一步发挥其减贫效应，由此导致农村产业融合发展对农村贫困减缓的促进作用呈现出逐步递减的趋势。综上，本文提出如下研究假说：

假说2：农村产业融合发展对农村贫困减缓存在着显著边际递减的非线性驱动效应。

三、模型、变量与数据

(一)计量模型构建

首先，为了实证检验农村产业融合发展对农村贫困减缓的基准影响，本文在借鉴现有关于农村贫困减缓影响因素研究的建模策略基础上，构建了如下基准计量模型：

POVit=α0+α1CONit+δZit+μit

(1)

其中，i、t表示地区和年份，POV表示农村贫困程度，CON表示农村产业融合发展，α1为其回归系数，Z为控制变量，μ为随机误差项。

进一步地，为了识别农村产业融合发展对农村贫困减缓的影响机制，即农村产业融合发展是否通过促进农民收入增长与农村经济增长而减缓农村贫困，本文构建了如下交互作用模型：

POVit=β0+β1CONit×INCit+β2INCit+γZit+εit

(2)

POVit=θ0+θ1CONit×ECOit+θ3ECOit+λZit+ψit

(3)

其中，INC表示农民收入增长，ECO表示农村经济增长，ε、ψ为随机误差项。考虑到本文所用的数据是短时期的，且省份的个体数目相对较大，故借鉴Islam的做法，采用最小二乘虚拟变量估计(Leat Squares Dummy Variables，LSDV)对式(1)～(3)进行估计[13]。

最后，为了考察农村产业融合发展对农村贫困减缓影响的非线性效应，本文在式(1)的基础上，进一步构建如式(4)所示的面板分位数回归模型进行回归，以从中观测不同农村贫困发生率条件下农村产业融合发展对于农村贫困发生率的边际效果。

QPOVit(τ|Xit)=σi+φ(τ)Xit

t=1，2，…，mii=1，2，…，n

(4)

其中，QPOVit(τ|Xit)表示在X给定的条件下POV的τ条件分位数；X为解释变量，包括核心解释变量(农村产业融合发展)和控制变量；φ(τ)表示分位数回归系数，可以通过求解以下目标函数获得：

(5)

其中，ωk表示每个分位数对应的权重。借鉴现有学者的通常做法，本文选取10%、25%、50%、75%、90%等代表性的分位点进行回归。面板分位数回归模型的估计方法详见Koenker和Bassett原文[14]。

(二)变量选取

1.被解释变量

本文的被解释变量为农村贫困程度。目前，国际上通行的贫困测度标准是世界银行发布的贫困标准。在参考世界银行贫困标准的基础上，中国结合自身国情以及发展阶段的实际情况，利用住户调查并通过建立食物需求模型确定了中国的贫困线标准。受购买力水平、物价水平以及城乡差距等外部因素的影响，贫困线标准也处于不断调整当中。当前中国划定的最新贫困线是根据2010年的物价水平测算而来的(也被称为2010年贫困标准)，早前发布的1978贫困标准和2008贫困标准由于存在数据缺失或更替周期较短等问题，因此难以形成连续性的统计数据。考虑到统计数据的权威性、科学性和连续性，本文采用2010年贫困标准作为测度农村贫困程度的基准线，以该贫困线以下农村人口所占比重(即农村贫困发生率)来衡量农村贫困程度，农村贫困发生率越大，表明农村贫困程度越高。

2.核心解释变量

农村产业融合发展为本文考察的核心解释变量。已有文献主要采用两种方法对农村产业融合发展指标进行测度。一是协调发展指数法。如谭明交利用协调发展系数方法，在分别计算农村产业化实际值和理想值的基础之上，测算了2005—2014年中国各省份农村产业融合发展系数[15]。二是综合指数法。如李晓龙和冉光和在借鉴李芸等学者研究的基础上，从农业产业链延伸、农业多功能性发挥以及农业服务业融合发展三个方面出发，构建了可以较好反映中国各省份农村产业融合发展水平的综合评价指标体系[16-17]。本文借鉴第二种做法，采用综合指数法测算得到了2010—2017年中国各地区农村产业融合发展水平。

3.其它变量

这里主要包括用于检验农村产业融合发展影响农村贫困减缓内在机制的两个变量：一是农民收入增长，以农村居民人均纯收入(2013年后调整为农村居民人均可支配收入)表示，并作了对数处理；二是农村经济增长，以农林牧渔业增加值/第一产业从业人员来衡量，同时作了对数处理。除以上变量外，本文还进一步控制了农村人力资本(HUM)、财政支农支出(GOV)、农村金融发展(FIN)以及农业受灾率(DIS)等变量。借鉴学术界的通常做法，农村人力资本以农村居民人均受教育年限来衡量，其中农村人均受教育年限=0×文盲和半文盲人口比例+6×小学文化人口比例+9×中学文化人口比例+12×高中文化人口比例+16×大学文化人口比例；财政支农支出用政府财政支农支出/总支出来表示，其中财政支农支出以农林水事务的总支出来衡量；农村金融发展以金融机构涉农贷款余额与第一产业总产值之比来衡量；农业受灾率用农业受灾面积占耕地面积的比重来表示。

(三)数据说明

本文研究样本包含2010—2017年中国30个省份的面板数据(2)香港、澳门、台湾以及西藏由于统计数据存在不同程度缺失，未被纳入研究样本。。其中，农村贫困发生率的数据来源于《中国农村贫困监测报告》；农村产业融合发展原始数据来源于《中国农产品加工业年鉴》、《中国休闲农业年鉴》、《中国工商行政管理年鉴》、全国温室数据系统以及各地区休闲农业发展报告、政府报告以及相关新闻报道，个别缺失数据采用线性插值法予以补齐处理；农村居民人均受教育年限原始数据来源于《中国农村统计年鉴》和《中国人口和就业统计年鉴》；农村居民人均收入、财政支农支出、农林牧渔业增加值等数据来源于《中国统计年鉴》；涉农贷款余额数据来源于《中国农村金融服务报告》和《中国金融年鉴》；农业受灾面积和耕地面积数据来源于各年《中国农村统计年鉴》。为了确保统计数据的可比性，本文以2010年作为基期，对涉及到用货币计量的相关变量均作了平减处理。

四、实证检验与结果分析

(一)面板LSDV估计结果

表1列示了采用面板LSDV方法的估计结果，其中模型(1)～(3)是基准检验结果(3)考虑到影响农村贫困减缓的相关因素比较多，且这些因素难以全部纳入到实证模型当中，由此导致模型难免存在遗漏变量问题，为此，本文基准检验采用“从一般到特殊”的建模思路，通过逐步引入控制变量，以尽可能降低由于遗漏变量问题所带来的影响。，模型(4)～(5)是影响机制检验结果。从表1中可知，F统计值在所有模型中均通过了1%的显著性水平检验，表明本文面板模型整体设定较为合理，估计结果较为可信。从农村产业融合发展对农村贫困发生率的估计系数来看，随着控制变量的逐步引入，其始终显著为负，并且通过了1%的显著性水平检验，这充分说明农村产业融合发展有利于降低农村贫困发生率，即在农村产业融合发展水平越高的地区，农村贫困发生率越低。从农民收入增长与农村经济增长的估计结果来看，两者系数均显著为负，说明农民收入增长与农村经济增长均促进了农村贫困发生率的降低。与此同时，农村产业融合发展与农民收入增长的交互项(CON×INC)、农村产业融合发展与农村经济增长的交互项(CON×ECO)的估计系数同样显著为负，这意味着农村产业融合发展通过促进农民收入增长以及农村经济增长，对农村贫困发生率产生了降低作用。总的来看，上述估计结果验证了本文的研究假说1，即农村产业融合发展有利于减缓中国农村贫困。

从表1中控制变量的估计结果来看，各模型中农村人力资本(HUM)对农村贫困程度的影响系数均在1%的水平上显著为负，说明农村人力资本水平的改善和提升，有利于打破“人力资本缺乏—收入微薄—经济贫困—人力资本缺乏”的恶性循环，从而缩小贫困农民与非贫困农民之间的差距，并最终实现农村贫困的有效减缓。政府财政支农(GOV)与农村贫困程度负相关，且系数在模型(2)、(4)、(5)中至少通过了10%的显著性水平检验，说明政府对“三农”领域的重视程度越高，越有利于促进农村贫困的减缓。农村金融发展(FIN)对农村贫困程度的影响系数在模型(3)～(5)中通过了显著性水平检验，且均在1%的水平上显著为负，说明农村金融发展水平越高，农户可获取和运用的金融资源和金融服务就越多，从而有助于提高农民收入并缓解其贫困程度。农业受灾率(DIS)与农村贫困程度明显正相关，且在模型(3)和模型(5)中通过了显著性水平检验，说明农业受灾情况越严重，给农民带来的收入损失越大，从而会加剧农村贫困程度。

表1 面板LSDV估计结果表

注：***、**、*分别表示统计值在1%、5%、10%的显著性水平下显著；()内为t值，[]内为p值。下表同。

(二)面板分位数回归结果

为了全面给出农村产业融合发展影响农村贫困减缓的面板分位数回归结果，本文选取的5个代表性分位数为90%、75%、50%、25%以及10%，分别对应于农村贫困程度的最高程度组、中高程度组、中等程度组、中低程度组与最低程度组，旨在揭示不同农村贫困发生率条件下农村产业融合发展对于农村贫困发生率的边际效果。与此同时，考虑到估计结果的有效性，本文在对每个分位数进行回归时，均借助自助法重复抽样技术做了400次重复抽样。面板分位数模型的回归结果详见表2所示。从回归结果的拟合优度来看，PseudoR2的数值大小处于0.20～0.30之间，表明面板分位数模型设定较为合理，回归结果具有可信性。接下来，本文进一步对面板分位数模型的回归结果进行解释说明。

从核心解释变量的估计结果来看，农村产业融合发展(CON)的分位数回归系数全部显著为负，在所有分位点上均至少通过了10%的显著性水平检验，说明农村产业融合发展显著降低了农村贫困发生率，这也再次验证了研究假说1，即农村产业融合发展促进了农村贫困的减缓。与此同时，从农村产业融合发展回归系数随着分位数变动的变化趋势可以看出，随着农村贫困发生率分位数的降低(90%→75%→50%→25%→10%)，农村产业融合发展的分位数回归系数绝对值呈现出不断缩小的趋势(0.022 2→0.015 8→0.013 2→0.011 8→0.005 0)，说明农村产业融合发展对农村贫困的减缓作用不断降低，从而验证了本文的研究假说2，即农村产业融合发展对农村贫困减缓存在着显著边际递减的非线性驱动效应。事实上，这也意味着，农村产业融合发展对贫困程度较高地区的减贫效应大于贫困程度较低地区的减贫效应。

表2 面板分位数回归结果表

从控制变量的估计结果来看，农村人力资本的分位数回归系数大多显著为负(50%分位点除外)，且其回归系数随着分位数变动的变化趋势与农村产业融合发展基本一致，说明农村人力资本对农村贫困的减缓作用会随着农村贫困发生率分位数的降低而不断降低。政府财政支农的分位数回归系数仅在10%的分位点上显著为负，说明政府财政支农对农村贫困的减缓作用仅在贫困程度较低时显著，在贫困程度较高时则不显著。农村金融发展的估计结果与政府财政支农类似，其分位数回归系数仅在10%和25%的分位点上显著为负，说明农村金融发展仅在贫困程度较低时降低了农村贫困发生率。农业受灾率的分位数回归系数在50%、75%以及90%的分位点上显著为正，且其回归系数随着农村贫困发生率分位数的降低而不断降低，说明农业受灾率对农村贫困的正向影响会随着农村贫困发生率分位数的降低而不断减弱。

(三)稳健性检验

为了保证前文估计结果的有效性，本文的稳健性检验主要包括：一是替换被解释变量。与前文利用农村贫困发生率衡量农村贫困程度不同，本文进一步借鉴张兵和翁辰等学者的做法[18]，采用农村居民消费的恩格尔系数来反映农村贫困程度(恩格尔系数越大，农村贫困程度越高)，并将其代入上述模型进行稳健性检验。二是替换核心解释变量。与前文利用综合指数法测算农村产业融合发展水平相比，谭明交利用协调发展系数方法测算了2005—2014年各省份农村产业融合发展系数，本文基于谭明交的测算结果，采用移动平均预测法，获得了2015—2017年各省份农村产业融合发展系数，进而利用2010—2017年各省份农村产业融合发展系数进行了稳健性检验。从表3的稳健性检验结果可知，在替换被解释变量或者核心解释变量的情况下，各个变量回归系数的符号方向、显著性水平与前文基本一致，从而也说明本文的研究结论是稳健和可信的。

表3 稳健性检验结果表

注：限于篇幅，这里没有列示控制变量和常数项的估计结果。

五、研究结论与政策启示

作为现阶段解决“三农”问题的重要途径，农村产业融合发展在农村扶贫攻坚的过程中发挥着关键作用。从理论上详细梳理了农村产业融合发展对农村贫困减缓的影响，并提出了相应的研究假说。在理论分析的基础上，本文借助2010-2017年中国省际层面面板数据，采用LSDV方法和面板分位数回归方法，实证检验了农村产业融合发展对农村贫困程度的影响。研究结果表明：农村贫困程度与农村产业融合发展明显负相关，即农村产业融合发展通过促进农民收入增长以及农村经济增长两个途径，显著减缓了中国农村贫困；随着农村贫困发生率分位数的降低，农村产业融合发展的分位数回归系数绝对值呈现出不断缩小的趋势，说明农村产业融合发展对农村贫困的减缓作用不断降低。换句话说，在中国农村贫困程度由高变低的动态过程中，农村产业融合发展对农村贫困减缓存在着显著边际递减的非线性驱动效应。此外，农村人力资本、财政支农水平以及农村金融发展都是促进农村贫困减缓的有利因素，农业受灾率则抑制了农村贫困的有效减缓。

结合上述研究结论，本文认为促进农村贫困的有效减缓不仅需要进一步提升农村产业融合发展水平，还要根据农村产业融合发展减贫的作用机制与边际递减特征，结合不同区域的具体情况施行差异化的农村产业融合发展政策。具体而言，可从如下几个方面着手：首先，注重融合优势产业和特色产业，并创新产业发展模式，推动农村产业融合发展与扶贫减贫的有效结合。农村产业融合要立足当地的自然条件和资源状况，同时结合地域特色、产业特色和文化特色，有选择性地融合那些效益较好、见效较快又能带动贫困农民脱贫致富的优势产业，积极探索生态扶贫、旅游扶贫、高效农业扶贫、电商扶贫以及光伏扶贫等扶贫模式。同时，积极探索“现代农业园区+贫困户”、“农头企业+基地+贫困户”、“合作组织+基地+贫困户”等产业参与模式，引导贫困农民多途径、多方式参与扶贫产业，使其分享产业融合带来的巨大红利。其次，关注农村产业融合发展减贫的边际递减效应，优化农村产业融合发展的区域空间布局。在农村贫困程度相对较高的中西部地区，应加快农村产业融合发展速度并提高其发展水平，以充分带动该地区农村经济和农民收入的快速增长，从而实现农村贫困的有效减缓。对于农村贫困程度相对较高的东部地区，由于其农村产业融合发展的减贫效应已经处于递减阶段，要更加注意提高农村产业融合发展的效率，以争取获得更加满意的减贫效果。此外，各地区应持续提升农村人力资本水平和农村金融发展水平，加大财政支农力度，并着力改善农业生产条件，以促进农村贫困减缓目标的顺利实现。