乡村振兴背景下欠发达地区乡镇工业产业兴旺的驱动力研究——以甘肃省为例

项 肖，范 巧

(1.兰州财经大学 国际经济与贸易学院，兰州 730020；2.兰州大学 经济学院，兰州 730000)

《国务院关于促进乡村产业振兴的指导意见》(国发〔2019〕12号)强调，“产业兴旺是乡村振兴的重要基础，是解决农村一切问题的前提”。乡、民族乡、镇(以下简称“乡镇”)是中国广大乡村地区的基层政权组织[1]，乡镇上联城市和县城，下接村庄，其产业兴旺关系到乡村振兴的发展大局，也是城乡融合发展的重要桥梁[2]。按照经济增长核算的基本逻辑，乡镇工业增长在乡镇经济发展中占据着主体地位，乡镇工业产业兴旺是乡镇振兴的主体内容和关键环节，也是乡村振兴的重要利器和关键保障。

目前，中国欠发达地区乡镇工业产业发展相对滞后，从2017年甘肃省第三次全国农业普查的结果来看，部分乡镇甚至没有成型的工业企业，严重阻碍了乡镇工业产业兴旺的步伐，也影响了乡村振兴的发展大局。鉴于此，以甘肃省为例，基于第三次全国农业普查得到的甘肃省1 233个乡镇的发展数据，结合地理加权回归分析和空间计量分析等方法，剖析欠发达地区乡镇工业产业发展的影响因素，以期对欠发达地区乡镇工业产业兴旺的驱动力做出科学阐释。本研究将会为准确把脉乡镇工业产业兴旺的驱动力因素并科学制定乡村振兴中乡镇工业发展战略的政策实践提供科学依据和理论参考，也将在地理加权回归分析和空间计量分析的融合建模领域进行有效的探索，以期在方法应用和组合创新上有一定的边际贡献。

1 文献回顾

自党的十九大报告提出“实施乡村振兴战略”及《中共中央国务院关于实施乡村振兴战略的意见》公布以来，学术界对贯彻落实乡村振兴战略和促进乡村产业兴旺等主题进行了较为系统的研究。

乡村振兴战略是中国乡村建设百年探索的历史延续，是充分吸收马克思主义农村发展和城乡融合发展思想后的重大创新[3]。①贯彻落实乡村振兴战略，必须把握“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”的深刻内涵，立足于统筹融合发展、共生可持续性发展、包容一体化发展和高效高质量发展等重要原则[4]，着重处理好“人、地、钱”等关键问题[5]。②贯彻落实乡村振兴战略，必须以农业农村地区高质量优先发展和城乡地区的高效融合发展为手段[6]，实现城乡空间重构过程的动态均衡[7]。③贯彻落实乡村振兴战略，必须重视当地要素与外部驱动力的综合作用，既要处理好外生式乡村发展与内源式乡村发展之间的关系，也要处理好乡村振兴与新型城镇化、乡村农业与非农业、传统农业与特色农业之间的关系[8]。④贯彻落实乡村振兴战略，还必须准确梳理其内在的资本逻辑、土地逻辑和制度逻辑，必须从根本上清除城市要素尤其是资本要素下乡的各种障碍，明晰乡村土地及其附着要素的权属，以现代契约制度和利益共享机制推动乡村要素资产化[9]。

目前，乡村振兴中存在着发展不平衡、不充分和不同步等问题，需要在不断满足乡村地区新需求以及促进乡村地区一二三产业动态融合的新供给中找到一个平衡点，以乡村产业兴旺解决广大乡村地区过剩经济与城乡中国并存的现实问题[10]。产业兴旺是乡村振兴战略的首要任务，农村地区产业兴旺涵盖了农村产业要素的回报率与其他产业大致持平、农村产业创新及全要素生产率持续提升、农业内部产品结构的变动能够契合居民消费结构的变动以及形成满足城乡居民需求的产业融合新供给体系等核心要求[11]。然而，中国乡村产业兴旺中仍然面临着高质量发展不充分、规模化经营受限、组织化市场化程度低、科技贡献率低、社会化服务体系不高、财政和金融扶持政策不健全等发展困境[12]。

工业是国民经济发展的支柱性产业，工业产业兴旺是乡村产业兴旺的关键主体和坚强柱石。厘清工业产业兴旺发达的关键驱动力因素，是确保新时代工业产业兴旺，进而实现乡村产业兴旺和乡村振兴的关键举措。从发达地区乡镇工业发展的经验来看，基础设施建设、财政投入保障和土地利用转型等因素将可能成为保证工业产业高速发展的驱动力。基础设施建设是产业兴旺的基础性投入，包括水利、交通、电力、供水、环卫和网络设施在内的经济基础设施建设，以及包括教育、医疗和文化娱乐设施在内的社会性基础设施建设，将会通过要素流动促进效应和产业发展的规模效应、结构效应和乘数效应等作用，形成工业产业兴旺的先行资本[13]。财政投入是产业兴旺的重要政策工具，包括税收减免、税收优惠、税收抵免和税收返还等在内的税收政策，以及包括直接支出、专项补助、政府采购、贷款贴息、财政奖补和投资参股经营等在内的财政支出政策，将直接参与到工业产业发展的全过程，形成工业产业兴旺的基础性制度保障[14]。土地利用转型是产业兴旺的重要手段，土地利用转型将通过重构乡村生产空间实现产业业态振兴，通过重构乡村生态空间实现产业生态振兴，通过重构乡村生活空间实现产业组织和文化振兴[15]。

相比较发达地区而言，欠发达地区乡镇工业产业的发展程度还不高，有的乡镇甚至尚未建立工业企业，严重阻碍了欠发达地区产业兴旺和乡村振兴的步伐。同时，欠发达地区乡镇工业产业发展和兴旺也可能存在不同的发展方式和路径，其乡镇工业产业兴旺的驱动力因素也可能有所不同。鉴于此，以甘肃省为例，试图以数据驱动的分析范式，找准欠发达地区乡镇工业产业兴旺的驱动力，为欠发达地区乡镇工业产业兴旺和乡村振兴找到一种可供参考的科学路径和发展方式。

2 模型及数据

2.1 方法阐释及模型设定

对欠发达地区乡镇工业产业兴旺的驱动力研究将主要基于地理加权回归和空间计量分析而完成。主要步骤包括：首先，基于地理加权回归，对乡镇工业产业兴旺的局部点驱动力因素做出阐释；同时，基于空间计量分析，结合地理加权回归遴选出来的自适应最优空间带宽，对乡镇工业产业兴旺的驱动力因素的空间溢出效应做出阐释。

2.1.1 地理加权回归分析

地理加权回归模型是一种局部分析模型，旨在阐释不同局部点被解释变量与特定解释变量间的局部关系。地理加权回归源于空间变参数回归模型[16]，并在此基础上引入局部光滑思想而形成[17]。地理加权回归模型主要建立在以经纬度为基础的空间权重矩阵基础上，涵盖了一般意义上的混合地理加权回归模型和半参数地理加权回归模型等，如式(1)、式(2)所示。地理加权回归模型通常包括固定带宽和自适应带宽两类，其中固定带宽是指在构建空间权重矩阵过程中对每个局部点均纳入周边相等距离的所有点，而自适应带宽则是指在构建空间权重矩阵过程中对每个局部点均纳入数目相等局部点，并以最远距离点对应的距离作为自适应的空间带宽。地理加权回归中的距离转化成空间权重矩阵的过程必须依赖一定的核函数而实现，常用的核函数包括高斯核函数和双平方核函数。式(3)定义了空间权重矩阵的设定方式和双平方核函数形式；式(4)定义了经纬度距离的计算公式。

y=Xβ(ui,vi)+ε1

(1)

y=Xaβa+Xbβb(ui,vi)+ε2

(2)

Wi=diag{Wi1,Wi2,…,Wij,…,Win}；Wij=

(3)

dij=rearccos[sinvisinvj+cosvicosvjcos(ui-uj)]

(4)

式(1)中：y、X、ε1分别为被解释变量序列、解释变量矩阵和随机扰动项序列；β(ui,vi)为局部点的变参数；ui、vi分别为经度和纬度；式(2)中，y、ε2分别为被解释变量序列和随机扰动项序列；Xa、βa为所有局部点固定的解释变量矩阵及其参数；Xb、βb(ui,vi)为所有局部点可变的解释变量矩阵及其参数；式(3)中，Wi为局部点i对应的空间权重矩阵；Wij为空间权重矩阵中局部点i对应局部点j的元素，diag{·}为对角矩阵，仅有主对角线上有元素；h为自适应的空间带宽；dij为经纬度空间距离，计算公式如式(4)所示，其中，re为地球半径，取值6 378.1 km；ui、uj及vi、vj分别为第i、j个地区的经度和纬度。

2.1.2 空间计量分析

相比较地理加权回归分析对空间异质性的偏向性而言，空间计量分析更强调对空间依赖规律性的把握。空间计量分析中，有两个较为关键的步骤，即空间计量模型的设定与优选、空间权重矩阵的设定与优选。目前，空间计量模型种类繁多，LeSage和Pace[18]整理了包含空间X滞后模型(SXL)、空间自回归模型(SAR)、空间误差模型(SEM)、空间杜宾模型(SDM)、空间自相关模型(SAC)等基本类型。在此基础上，Elhorst[19]整理出了空间计量模型的一般式——通用嵌套空间模型(GNSM),并考察了从通用嵌套模型向其他基本模型退化的条件。空间权重矩阵的设计与优选，是空间计量分析区别于经典回归分析的本质特征。空间计量分析中，空间权重矩阵的设计主要依据空间近邻性质、空间距离、空间经济规模等完成。式(5)、式(6)显示了空间计量模型一般式及空间权重矩阵的设定，式(5)、式(6)分别为通用嵌套空间计量模型及其扰动项设定形式；式(7)为基于地理加权回归模型估计出的自适应最优带宽而设定的调整后的空间权重矩阵。

y=α0+ρ0(Wy)+Xβ0+(WX)θ0+μ

(5)

μ=λ0(Wμ)+ε3

(6)

(7)

在传统的空间计量分析中，空间权重矩阵往往基于所有局部点的空间关系而设计，式(7)基于地理加强回归分析中自适应空间带宽的理念对空间权重矩阵的设计方式进行了修正。这种修正强调全局模型中每个局部点并不会受到所有局部点的空间影响，仅会受到来自最优带宽之内的局部点的空间影响关系。相比较而言，这种修正会使得空间权重矩阵的设计更贴近空间关系的实际情况。

2.2 数据及处理

以甘肃省为例阐释欠发达地区乡镇工业产业兴旺的驱动力，数据来源于甘肃省第三次全国农业普查的乡镇普查数据。鉴于数据的可得性和分析的完备性原则，以甘肃省乡镇工业总产值作为工业产业兴旺的表征指标，并以乡级类型等8个乡镇属性指标和常住人口等9个乡镇经济社会发展指标为其驱动力分析的可能因素，如表1所示。其中，所有数据均为2016年数据，调查问卷有效期截至2017年12月，调查乡镇个数为1 233个。

表1的原始数据中，部分属性指标表现为文字标识，且部分数据缺乏，由此对原始数据进行如下5个方面的处理：①对于老区、边区、民族乡等，是为1，否为0；②对于是否有高速公路出入口、是否有火车站、是否有码头等，是为1，否为0；③对于乡级类型，重点镇为1，乡或非重点镇为0；④对于乡级属性，县级人民政府所在地或与县级人民政府所在地练成一片的乡镇为1，其他为0；⑤各乡镇经纬度通过在XGEOCODING V2 Beta软件中嵌入百度地图后，基于百度坐标批量提取。批量提取时间为2020年2月28日上午11:05分。提取乡镇经纬度数据的目的是为了后文建立空间权重矩阵的需要。

表1 原始数据在“乡镇普查表”中对应的指标和普查编码

3 模型估计结果及稳健性

3.1 地理加权回归分析结果

对甘肃省工业总产值及影响工业产业兴旺的17个可能因素进行逐步回归分析，结合MATLAB R2019a软件估计结果可知：①企业从业人员、工业企业单位数及是否有高速公路出入口等对欠发达地区的工业产业兴旺具有显著的影响效应。这说明，高速公路等基础设施建设、鼓励开办更多的工业企业并吸纳更多的人就业，对欠发达地区的工业经济发展和兴旺具有十分重要的意义。②乡镇对中心镇的追求并不显著地会对工业经济发展产生影响，乡镇毗邻县级驻地所在地也并不必然促进乡镇工业经济的发展；乡镇的老、边和民族乡认定也并不会对乡镇工业经济发展产生显著的促进或者抑制效应；码头建设虽然属于乡镇基础设施建设的重要内容，但其建设和扩张并不促进乡镇工业经济发展。③乡镇级的公共财政支出和乡镇的资产总额也不会对欠发达地区的乡镇工业经济发展产生显著影响，究其原因可能在于乡镇资产总额本身较低，乡镇资产类型并不足以支撑乡镇工业经济实现资本的原始积累进而促进乡镇工业经济发展；乡级财政支出中多为社会福利、行政运行性质，也并不足以支撑乡镇工业经济发展；同时，是否有火车站对于乡镇工业经济兴旺的驱动效应也不明显，究其原因可能在于火车站点的设计主要取决于国家层面的规划与建设运行，同时欠发达地区乡镇工业产品运输对火车站点的依赖也相对较小。

基于逐步回归法的试算结果，以甘肃省2016年乡镇工业总产值为被解释变量，分别纳入常数项，以及企业就业人员数、工业企业单位数、有无高速公路出入口等因素中的某一个或多个因素等作为局部点可变的解释变量，其余因素作为局部点固定的解释变量，进行地理加权回归模型建模，结果如表2所示。

表2 地理加权回归分析的参数估计结果及统计性质

从表2的参数估计结果及统计性质来看，GWR模型5的方程显著性和拟合优度相对较高且AICc准则值较低，然而，是否有高速公路出入口变量不显著；方程显著性和拟合优度排名第2位的GWR模型2中，工业企业单位数变量不显著。有鉴于此，选择GWR模型8作为基于地理加权回归的甘肃省乡镇工业产业兴旺的驱动力因素分解的最适宜模型，常数项及各解释变量的参数估计值如图1所示。

图1 地理加权回归模型的参数估计结果(GWR模型8)

在GWR模型8中，最优带宽决定了在每个局部点分析中纳入的周边局部点的个数为93，这意味着甘肃省乡镇工业产业发展中各个乡镇将会受到周边93个乡镇的空间影响和溢出效应。从图2中可以看出，工业企业单位数和企业从业人员数的参数估计值相对波动较小，但常数项和有无高速公路出入口等变量的参数估计值波动幅度相对较大，这说明在影响欠发达地区乡镇工业产业兴旺的驱动因素中，不同乡镇之间具有明显的空间异质性特征，需要在政策设计中充分考虑到各个乡镇具体的发展阶段特征和现实状况。

3.2 空间计量分析结果

基于式(5)和式(6)及其各种退化的空间计量模型，结合MATLAB R2019a和极大似然法[20]，对甘肃省乡镇产业兴旺的驱动力影响因素分解模型进行了估算，结果如表3所示。其中，空间权重矩阵基于式(7)设计，自适应最优带宽为各乡镇到其周边乡镇的距离排序中第93位序的经纬度距离(距离排序按从小到大进行)。此时，空间权重矩阵中，每一行均有1 233个元素，但其中非零元素均为93个。

来不及查验，陈大勇赶忙带着三个人往打枪的那拨人方向奔跑，一边跑一边喊：别开枪，老子是师警卫连长陈大勇，老子是陈大勇……

由表3可知，空间误差模型中，常数项和随机扰动项的参数估计值不显著；空间自相关模型中，随机扰动项的空间相关系数项的参数估计值不显著；空间杜宾模型中，常数项和被解释变量的空间相关系数项的参数估计值不显著；空间杜宾误差模型中，常数项和随机扰动项的空间相关系数项的参数估计值不显著；通用嵌套空间模型中，常数项、邻近地区工业企业单位数、被解释变量和随机扰动项的空间相关系数项的参数估计值不显著。

表3 空间计量分析的参数估计结果及统计性质

相比较而言，在空间自回归模型和空间X滞后模型中，除了常数项不太显著外，其余变量的显著性是较好的。单纯就空间自回归模型和空间X滞后模型之间的比较而言，空间自回归模型的显著性明显更好一些，毕竟在显著性水平为5%及以下时，空间X滞后模型中邻近地区的企业就业人员数和工业企业单位数等变量开始变得不显著。有鉴于此，宜选择空间自回归模型来分析和阐释甘肃省乡镇工业产业兴旺的驱动力问题。

表4 甘肃省产业兴旺驱动力的主要因素及边际效应

由表4可知，欠发达地区乡镇产业兴旺的驱动力主要包括是否有高速公路出入口、企业从业人员数和工业企业单位数。其中是否有高速公路出入口对欠发达地区乡镇产业兴旺意义重大，其边际影响的平均总效应达到49 630万元；相比较而言，工业企业单位数和企业从业人员数对欠发达地区乡镇产业兴旺也有比较重要的价值，其边际影响的平均总效应将分别为1 126.5万元和17.10万元。

4 结论及政策建议

基于地理加权回归分析和空间计量分析等研究方法，结合甘肃省第三次全国农业普查中的乡镇数据，对欠发达地区乡镇工业产业兴旺的驱动力问题进行了探索性研究，也得到了一些比较重要的结论：

1)相比较经典的回归分析而言，地理加权回归分析和空间计量分析更适合对欠发达地区乡镇工业产业兴旺的驱动力进行分析。空间计量分析揭示的是驱动欠发达地区乡镇工业产业兴旺的全局性的一般规律，地理加权回归分析揭示的是驱动欠发达地区乡镇工业产业兴旺的局部点的个性特征。

2)从空间计量分析和地理加权回归分析的结合分析来看，驱动欠发达地区乡镇工业产业兴旺的核心因素主要包括是否有高速公路出入口、工业企业单位数和企业从业人员数。这说明交通基础设施建设、产业化发展和就业吸纳对欠发达地区乡镇产业兴旺而言意义重大。

鉴于此，建议从以下几个方面入手，制定和实施促进欠发达地区乡镇工业产业兴旺发达的有效政策。

1)加快乡镇基础设施建设步伐。乡镇基础设施建设是乡镇经济发展和腾飞的重要保障。对于欠发达地区乡镇而言，首要的任务是须加大力度强化基础设施建设，积极争取高速公路、火车站或者高等级公路过境部分欠发达乡镇；同时，必须加大力度强化对广大农村地区的基础设施建设力度，推动农村基础设施的提档升级，以城乡基础设施的互联互通来激活广大乡镇对其周边的辐射带动能力，也为乡镇经济发展提供产品和市场。主要的措施包括强化乡镇公路建设，强化具有客运、物流、邮政和供销等功能的乡镇运输服务站建设，强化节水、供水、防洪减灾等乡镇水利基础设施建设，强化电网升级改造，强化太阳能、地热能和生物质能等清洁能源的利用。

2)着力推动乡镇工业化发展。工业对于一个地区经济发展的意义是不言而喻的。推动欠发达地区乡镇工业经济的发展，首先是要强化工业园区或特色产业园区建设，推动工业企业进入园区实现集聚发展，形成具有竞争优势的集聚产业或者特色产业。其次，立足于打造现代化的乡镇企业，推动乡镇企业的高质量发展。乡镇企业应立足于本地自然资源、环境条件和经济资源优势，加强自身建设，着力于吸纳大量的乡村内部剩余劳动力，进一步实现乡镇工业布局优化。第三，鼓励和支持民营企业的大发展。乡镇经济的快速发展离不开民营企业的大发展，乡镇经济发展也会支撑民营企业的进一步发展，更进一步吸引其他区域的投资商进行投资和创业。

3)以创业促进就业发展。乡镇人口规模是乡镇经济发展的重要指标和基础。欠发达地区乡镇经济发展离不开大量的人口集聚，必须强化以创业的大发展来支持和促进就业发展，从而保证人口的本地化融入。主要的对策包括构建政策、资金、法律、知识产权、财务、工商注册等创新创业专业化支撑服务平台，将目前“双创”相关财政政策向返乡下乡人员创新创业拓展，以及推动科研机构、高校、企业和返乡下乡人员等主体的产学研合作和协同从而推动创业群体的多元化等。

4)优化乡镇发展的营商环境。营商环境对资本、企业和人才入驻乡镇并长期发挥贡献作用具有十分重要的意义。对于欠发达地区乡镇工业经济发展而言，尤其需要强化营商环境建设。主要的措施包括深化“放管服”改革，鼓励工商业资本进入乡镇发展；加大公用事业领域开放，吸引社会资本和返乡专业技术人才和农民工参与乡镇振兴建设；创新资本参与建设模式，鼓励社会资本以PPP等形式开展产业融合、生态修复、人居环境整治和乡镇基础设施建设。