制造业中心对农村居民收入的区域辐射作用分析：1988—2018
2022-07-08陈雨露夏庆杰
一、引言
1978年改革开放以来，中国成长为世界第二大经济体，农村居民收入大幅度增加，农村贫困率快速下降，这主要应归功于中国工业化的成功。
从产业结构变迁角度看，农林牧渔业和采掘业占中国GDP的比重由1978年的27.7%逐渐下降到2021年的6.7%。与此相反，服务业所占比重同期由24.6%稳步增加到54.9%。而工业占整个GDP的比重一直保持在45%左右，只是近年略有下降。
在剔除价格因素后，从1978年到2021年，我国农林牧渔业和采掘业增加值年均增长率约为4.38%，远低于GDP年均增长率9.16%，非农产业增加值年均增长率则达到10.15%。
由此可见，农业发展对经济增长、农民收入提高的推动作用极为有限。
换句话说，中国农村居民收入的持续增加不得不依赖非农产业提供的就业机会，以及中国工业化的不断推进。
由图5可以看出,将16个风力发电机置于同一个风场时,风电输出峰值为24 MW,谷值为零,波动性很大,并网后对系统可靠性的影响较大。分别置于两个风场时,风电输出峰值为19 MW,谷值为零,波动性相对于只有单个风场时减小。置于4个风场时,风电输出峰值为20 MW,谷值为2 MW,波动性减小,风电输出曲线更为平滑,并网后对系统可靠性的影响较小。因此可以得出结论:通过增设风电场数目可以减小风电输出功率的波动,使得风电输出曲线更为平滑。但为了评估增设风电场数目对电力系统可靠性的影响,还需要通过MATLAB仿真,得到对应的系统可靠性数据。
为了进一步验证交互双模自适应无迹卡尔曼滤波算法的性能，测速电机主轴的运动状态采用式(19)表示的机动性更强的变速模型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采用变速模型，变速因子ζ分别为1和-1，其余步采用恒速模型。仿真结果如图8至图10所示。
改革开放以来，我国逐渐形成了以深圳、广州、东莞、佛山等为中心的珠三角工业区，以及以上海为龙头、以江苏和浙江为腹地的长三角工业区。
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，中国各地区工业化发展水平参差不齐。为描述我国各地区工业化变化轨迹，对应CHIP数据年份，比较了1980年、1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年各省份工业化发展水平。如果按1980年500亿元、1988年1000亿元、1995年2000亿元、2002年5000亿元、2007年1万亿元、2013年2万亿元、2018年2.5万亿元非农业总产值的标准划分，能够进入工业发展前列的省份大体可以划分为珠三角经济区(广东省)、长三角经济区(上海、江苏、浙江)、环渤海经济区(辽宁、河北、北京、天津、山东)，以及长江中游经济区(湖南、湖北、河南、四川、重庆)等四大工业较为发达的经济区。
福建在1995年时进入工商业较为发达的省份行列。2018年时安徽省的非农产值接近上述标准，似乎可以划入长三角经济区。这四大经济区各省市的乡镇企业发展水平也比较高。2018年非农产值最为突出的省份分别为广东(超过9万亿元)、江苏(接近9万亿元)、山东(超过7万亿元)、浙江(超过5万亿元)；改革开放以来，以上四个省份的乡镇工业产值历年来也居于全国各省市的前列。概括起来说，中国的工业发展基本由沿海省份和沿长江省份主导。如果进一步从FDI和出口
(或者说国际化角度)来看，那么就只剩下珠三角工业区和长三角工业区可以称为中国的工业化、高技术、国际化前沿地带。但是近年来，安徽、湖南、湖北、河南、四川、山东等省份在出口方面增长很快。
我国工业化的迅速推进，带来了就业岗位和农民工进城务工的迅猛增长。中国政府于1984年开始允许农村居民进城务工，1990年进城农民工总数有1500万人，2003年进一步达到9800万人。
截至2021年底，全国农民工总量达到2.93亿人，其中进城农民工约1.72亿人。
可以说，进城务工逐渐成为农村劳动力的主要就业手段。全国农民工监测调查报告结果显示，2009年东、中、西部地区吸纳农民工数量占全国农民工的比例分别为67.80%、16.00%、15.30%；2021年东部地区吸纳农民工比例下降到51.73%，中、西部地区则分别上升到21.29%、21.47%。其中，长三角地区、珠三角地区是吸纳农民工就业的主要地区，2009年长三角、珠三角地区吸纳农民工数量占全国农民工数量的比例分别为24.14%、21.40%；近年来长三角、珠三角吸纳农民工数量小幅下降，但这两个地区吸纳农民工的比例之和依然保持在30%以上；2021年长三角、珠三角吸纳农民工的比例分别为18.25%、14.42%。
这说明最近十年东南沿海地区吸纳的农民工比例逐渐降低，而中西部地区吸纳农民工的比例稳步上升。长三角和珠三角吸引海量农民工就业是我国工业化领先发展地区对其他省份经济辐射的主要渠道。
制造业中心对各省农户收入的辐射作用主要通过以下途径传导：一是各地区农村劳动力到制造业中心打工；二是制造业中心产业升级致使劳动密集型产业向其他内陆省份转移；三是随着制造业中心的大发展，周边地区的土地价格、房租、物价不断上涨，因而当地农户在土地出让、房屋租赁、农产品销售方面获得了不断增加的收益；四是制造业中心通过技术溢出、资本溢出等方式影响其他地区工业化与整体经济发展，进而影响农村家庭劳动收入。一般而言，与制造业中心的距离本身会影响农村劳动力通勤或流动成本、技术溢出与知识溢出程度、信息成本、农产品市场需求规模等。
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.
换句话说，制造业中心对其他省份农户收入的辐射作用会随着距离制造业中心的远近而变化。与制造业中心空间距离的增加会导致农户家中劳动力的流动成本增加，信息与技术传导减弱，产业转移减少。另一方面，工业化的发展也可能造成农业资源流走，对制造业中心附近的农户福利产生负向作用。
根据以上论述，笔者提出以下三个本文将着重考察的议题或推断：第一，改革开放的前10年，中国工业化过程中乡镇企业以及城市民营企业的大发展为农村劳动力提供更多的非农就业机会，拓宽了其就业渠道，直接增加农户收入。
乡镇企业发达的省份如广东、江苏、浙江等通过吸引大量附近农村劳动力就业，而带动了农村居民收入的提高。第二，中国改革开放和工业化的前沿——珠三角和长三角地区长期持续地吸引了数以千万计的外来人口特别是进城务工农民，因而珠三角和长三角的高质量和高水平经济增长带动了农村居民家庭收入的大幅提高。此外，2001年中国加入世界贸易组织，中国经济国际化加速，促使珠三角和长三角地区进一步升级为中国制造业和高新科技产业的中心，从而带动了整个中国经济的发展和包括农民工在内的就业。由于珠三角和长三角地区港澳台资企业、外资企业及中国本土高新科技企业聚集，劳动生产率较高，工资水平也较高，因而这两个地区对全中国的技术及非技术劳动力都具有较强的吸引力。中国地域广阔，距离这两个地区越近，交通及回乡探亲成本也就越低。因而，距离这两个地区较近省份到这两个地区就业的农民工越多。换句话说，珠三角和长三角吸引农民工和提高农户收入的辐射能力会随着地理距离的增加而衰减。第三，随着珠三角、长三角等东南沿海地区工业技术的升级换代、这些地区生活成本(进而工资)的提高以及对环境重视程度的提高，很多中低技术企业被迫西迁进入我国中西部各省份，从而也带动农民工就近在本省就业。此外，安徽、湖南、湖北、河南、四川等长江经济带省份的崛起，也带动了本省和附近省份农民工就业和收入的提高。
改革开放以来，中国经济发展的最伟大成就无非是中国成功实现了工业化以及广大农村居民收入水平的大幅度提高。为此，本文拟用1988—2018年跨度30年的CHIP农村抽样入户调查数据，考察改革开放以来中国制造业中心快速发展对农户收入的影响状况。本文首先通过分析CHIP数据1988—2018年跨度30年、内涵六个年份的农户收入函数中各省虚拟变量系数与制造业中心省份的差距及其变化趋势来考察工业化对农户收入的影响。其次，通过计算上述年份各省农户收入函数中省份虚拟变量回归系数(广东省为对比变量)和对应省份工业化水平变量之间相关系数的办法，考察各省工业化水平对当地农户收入的影响。再次，在上述年份农户收入函数中构造各省农户所在地与制造业中心的公路通行距离变量或者铁路通行所用时间变量直接考察制造业中心对农户收入的辐射作用及其衰减状况。最后，考虑到农户收入与各省农户所在地与制造业中心的公路通行距离变量或者铁路通行所用时间变量之间的关系可能呈非线性关系，我们用半参数回归中的广义可加模型进一步考察制造业中心对农户收入的非线性辐射作用及其衰减状况。
二、研究方法与数据说明
借鉴区域经济学的相关概念，本文将工业化中心发展对周边农户人均收入存在正向影响定义为“辐射作用”，反之则为“虹吸作用”。距离变量的系数则可以在一定程度上反映制造业中心对农户的外部性，若距离系数为正则表明制造业中心对农户人均收入存在净虹吸作用，若距离系数为负则表明制造业中心对农户人均收入存在净辐射作用。尽管21世纪以来中国交通迅猛发展尤其是高铁的大面积投入使用大大缩短了普通人出行所用时间，然而农户与制造业中心的地理距离没有任何改变。为了反映这一变化，我们还在影响农户收入线性回归方程中使用了农户到达制造业中心铁路客运旅行所用时间变量来刻画中国交通状况的改善对农户收入的影响。
因此，本土学者在开展工作重塑研究时，应深入探索工作重塑行为与个人和组织创新绩效的关系及其作用机制，促进管理理论研究服务于我国经济发展的现实需要。
中国工业化过程中影响中国农村居民家庭收入的主要因素应该包括：家庭劳动力情况(包括非农就业占劳动力的比例、劳动力性别、劳动力年龄均值、劳动力年龄均值的平方、劳动力平均受教育年限)，家庭结构(包括家庭规模、劳动力个数、户主性别、少数民族)，家庭人均耕地面积以及所在省份。其余控制变量包括农户政府部门干部个数占总劳动力的比例、党员个数占家庭人口数的比例。本文的基础计量模型如下：
=
+
+
+
(1)
其中，
为农户人均收入的对数，
为家庭中非农就业人数占总劳动力的比例，
为前文所述的其他控制变量，
为残差项。
本文则在(1)式基础上进一步分别加入农村劳动力与当地经济中心、上海、广东的距离来间接讨论城市与发达地区如何通过工业化发展吸纳农村劳动力进而影响农户收入的问题。
(2)
其中，
为农户
所在地
与经济中心、制造业中心(如当地省会、上海、广东等)距离的对数，Ф
为地区层面的控制变量，包括非农产业发展、产业结构、对外开放程度、固定资产投资比例和交通密度。为避免内生性问题，本文所有地区的控制变量均为滞后一期数据。
2.1 两组新生儿3种疾病初筛率比较 研究组筛查134 886例，对照组筛查128 828例。研究组新生儿的CH、PKU和G6PD缺乏症的初筛率(97.78%)均明显高于对照组(92.05%)，差异有统计学意义(χ2=4 539.07，P<0.05)。
1.工业化对农户收入影响的线性农户收入函数回归分析
在FLUDW的数据ETL抽取层中，设计了7个抽取器来实现相应的7个文件数据的抽取，再根据数据库模型中各关系表的依赖关系，确定各个抽取器的执行顺序，具体如表1。
本文的一个重要假说是：距离是影响制造业中心对农户辐射效应的重要因素，在空间辐射效应的作用下，我们预期与制造业中心的距离对农户收入的影响可能存在非线性关系。为检验这种关系是线性还是非线性，利用半参数回归模型即广义可加模型
T.Hastie, R.Tibshirani, “Generalized Additive Models,” , vol.1, no.3,1986,pp.297～310.
对上述问题进行了非线性回归分析。为考察农户与市场之间距离对农户收入影响是否具有非线性特征，我们假定该变量为非线性变量，其他解释变量都作为线性解释变量来处理。模型如下：
(
(
|
,
,
))=
+
+
+
(
)+
Ф
(3)
其中，
(·)为连接函数，假定其形式为
(
(
|
,
,
))=
(
|
,
,
)，
(·)为非参变量的平滑函数。
对于涉农资金，规范了公开公示的主体、内容、时间、地点，按规收集上传数码照片等影像资料，确保乡镇财政资金接受社会监督、在阳光下安全高效运行。
2.数据说明
本文使用1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年等六个年份的CHIP农村抽样入户调查数据，跨度30年，涵盖了中国工业化迅猛发展的最主要时期，该数据反映了我国农村居民家庭收入的变化趋势以及工业化进程对其的影响。Riskin等、Li和Sato、Gustafsson等、李实等对各年的CHIP入户调查数据及其结果进行了详细介绍。
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;李实、岳希明等：《中国收入分配格局的最新变化》，中国财政经济出版社，2013年；李实、岳希明等：《中国收入分配格局的最新变化——中国居民收入分配研究》，中国财政经济出版社，2018年，第1～49页。
为避免异常值的影响，本文对收入变量进行了上下1%缩尾处理。农户与省会城市、上海、广东的公路交通距离来自百度地图，为推荐行驶路线中的最短距离；考虑到不同年份路网不同，本文还搜集了调查年份前一年农户所在地(最近)火车站分别到省会、上海、广东火车站的运行时间，所有数据均来自历年《全国铁路旅客列车时刻表》。对于火车运行时间的选取，首先我们选取两地直达车辆中的最短运行时间，若无直达车辆，则选择换乘路线中的最短时间。其余宏观变量数据均来自历年各省市统计年鉴、统计公报等。此外，本文中所有涉及价格的数据均调整至2018年可比价格。
表1为部分控制变量的描述性统计。从家庭成员就业情况来看，1988年农户非农就业占家庭总劳动力人口的比例为10%，后逐步上升到2018年的60%。此外，各地区至上海、广东的铁路客运时间大幅下降。中国铁路先后在1997年、1998年、2000年、2001年、2004年和2007年进行了六次大提速，且在1997年首次开通快速列车，在2001年、2004年分别增开了特快列车、直达列车，2011年、2012年京沪高铁和京广高铁先后开通。目前，中国“八纵八横”高速铁路网已建成运营，长三角、珠三角与京津冀地区高铁已连片成网，东中西部和东北部四大区域也已实现高铁互联互通。铁路交通的飞速发展降低了农民工的迁移成本，有助于农民工跨省非农就业。同时，在进行回归分析前，本文将农户收入按来源划分为农业收入、非农收入与其他收入等(见表2)，以讨论1988—2018年农户收入结构的变化。从1988年到2018年，农户人均收入提高了近5倍，从2715元增长至15625元。农户人均农业收入增长十分缓慢，从1988年的1593元提高到2018年的3460元，仅提高了117.2%，占家庭人均总收入之比由约59%陡降至约22%。但是人均非农业收入在这30年间从568元增加到6873元，提高了11倍，占家庭人均总收入之比由21%陡升至44%。可以说，家庭人均非农收入的提高是农户人均收入提高的最主要推动力。城市工业化的发展加大了对劳动力的需求，吸引大量农村劳动力进城务工，外出打工人员汇回的收入也逐年提高。
三、计量经济学分析结果
(2)半参数回归模型
(1)从省际农户收入差距角度看制造业中心对农户收入的影响
在控制了劳动力职业、人力资本、家庭结构等变量后，农户收入函数OLS回归中的省份虚拟变量组的对比变量为广东省，因而省份虚拟变量系数表示各省农户人均收入与广东省农户人均收入的差距。
我们将沿着距离珠三角和长三角由近及远的顺序考察分析各省虚拟变量系数从1988年到2018年期间的变化状况，以及工业化对农户收入的影响。珠三角、长三角所在的广东、江苏、浙江等省份，可以称之为中国大陆的核心经济圈。东临太平洋的江苏省可以说是上海的腹地和长三角的组成部分，工业城市群林立(南京、苏州、南通、无锡、扬州等)，经济发达程度不亚于广东。1988年江苏农户收入比广东低21.4%，1995年和2002年该系数在统计上不显著(意味着与广东没有差别)，2013年江苏农民收入高出广东10.5%，2018年则高出20.4%。与江苏一样，浙江省也是上海的腹地和长三角的组成部分，东临太平洋，港口贸易发达，工业城市成群(杭州、宁波、温州、绍兴等)，经济发达程度不逊于江苏，1988年浙江农户收入比广东高13%，1995年变成比广东低19%，2002年和2007年基本与广东持平。
在1988年到2018年期间的前期，江苏、浙江的农户收入低于广东，但是在后期差距开始缩小甚至超过广东。
此前，公司涉嫌信息披露违法违规，中国证监会决定对公司立案调查。披露违法强制退市情形，公司股票交易被实行退市风险警示。实行退市风险警示三十个交易日期限届满后，公司股票将被停牌，直至深圳证券交易所在十五个交易日内作出是否暂停公司股票上市的决定。二级市场上，该股近期走势维持强势震荡，但该消息对于股价后市增加了不确定性，后市注意风险。
珠三角、长三角的临近地区包括湖南、福建、江西、安徽等省份，这些省份构成制造业中心的第二层经济圈。尽管紧邻广东，但是由于连绵高山隔断，作为内陆省份的湖南可以称为中国经济发展的中部地区，1988年湖南农户收入与广东相比没有差距，但是到1995年比广东低35%，2002年和2013年该差距稳定在34%，2018年下降到29%。江西的情况与湖南类似。1988年内陆省份安徽农户收入与广东农户收入差距为33%，1995年、2002年、2007年该差距分别扩大到40%、45%、51%，但是2013年该差距缩小到33%，2018年进一步缩小到26%。湖南、安徽与广东的差距在不断缩小。
距离长三角、珠三角制造业中心更远一些的省份主要有山东、湖北、河南等省份，这些省份构成全国性制造业中心的第三层经济圈。山东省是沿海省份，乡镇企业和出口贸易发达(主要出口至韩国、日本)，1988年山东农户人均收入平均比广东低32.9%，1995年、2002年该差距分别上升到34.0%、38.6%，但在2013年该收入差距缩小至12.9%，
2018年再次降低到10.5%。湖北省为内陆省份，但是该省横跨长江两岸，省会为拥有九省通衢之称的武汉，1988年时湖北农户收入与广东省没有差别，但是1995年时比广东低31%，2002年、2007年该差距分别扩大到34%和38%，2013年和2018年该差距有所缩小，分别为25%和30%。河南省跨黄河两岸，是中华文明发源地，号称中国第一人口大省，1988年河南农户收入与广东省差距为58%，之后不断缩小，1995年、2002年、2007年、2013年该差距分别缩小到45%、52%、48%和26%，2018年基本与广东持平，由此可见河南农民生活状况得到大幅度改善。对比之下可以看出，第三层经济圈的农户收入与广东的差距远远大于核心经济圈和第二层经济圈。
各省虚拟变量系数和所对应省份的人均非农产业增加值的相关系数在统计上非常显著，1988年时该相关系数为0.62，1995年略微下降至0.48，2002年为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。这说明如果某样本省份(例如甘肃省)的非农业经济发展水平越低，那么该省与广东农户收入差距越大。反之，某省份(例如江苏省和浙江省)的非农业经济发展水平越高，那么该省与广东省农户收入差距越小。各省人均非农业增加值又可以进一步划分为人均制造业增加值和人均服务业增加值。其中，各省虚拟变量系数和所对应省份的人均制造业增加值的相关系数在2007年达到峰值，1988年相关系数为0.60，1995年为0.50，2002年更是高达0.76，2007年为0.96，2013年下降到0.69，2018年进一步下降到0.59。除1995年外，各省虚拟变量系数与所对应省份的人均服务业增加值的相关系数在统计上都显著，1988年相关系数为0.61，在2002年下降为最低值0.46之后整体呈上升趋势，2007年为0.84，2013年为0.76，2018年回升至0.86。
长三角、珠三角制造业中心的末层经济圈应该包括中国西南、西北省份，如云南、贵州、陕西、甘肃、内蒙、青海、新疆等。云南地处我国西南边疆，少数民族众多，接壤越南、缅甸，1988年云南农户收入与广东省差距为7%(仅在10%统计水平上显著)，1995年、2002年该差距分别扩大到35%和60%，2013年该差距缩小到23%，2018年进一步缩小到20%。甘肃地处我国西北，黄河流经该省，2018年时该省农户收入比广东低41%，1995年该差距扩大到54%，2002年和2013年进一步分别扩大至61%和62%，但是2018年该差距缩小到53%。甘肃省农户收入与广东省差距是我国西北各省的写照。
北京作为首都，是全国政治经济文化中心，高科技企业、金融企业、高校和研究机构云集，1988年北京农户人均收入平均比广东高28.8%，在1995年和2002年，北京农户人均收入分别比广东低13.0%和20.8%；但是2013年北京农户人均收入再次赶超广东，比广东高15.7%，2018年这一幅度进一步拉大，比广东高46.4%。上海、天津的数据不全，但从仅有的数据上看，也具有类同北京的特征。条件分位数结果显示，在2002年前中西部省份与广东农户人均收入差距逐渐拉大，特别是低收入家庭收入差距更大，而随后2013年收入差距有所缓解也首先反映在低收入家庭收入差距缩小，在2018年高收入农户收入与广东差距也有所缓解。
综上所述，在控制农户职业选择、人力资本以及家庭结构等特征后，各省农户与广东差距在1988年到2002年期间有扩大趋势，在2002年到2018年期间呈不断缩小趋势。21世纪以来造成这种现象的主要因素不外乎：21世纪以来，沿海劳动密集型企业逐渐向中西部地区转移，包括安徽、重庆、四川、云南、甘肃等中西部省份在内的多数省份与广东农户人均收入差距在2013年开始缓解，这初步验证了本文的第三个推断，即21世纪以来我国劳动密集型产业逐渐向中西部省份转移带动了中西部地区农村收入水平的提高。此外，各省农户人均收入仍存在“梯级”差异，以长三角地区、珠三角地区为中心，距离其越远的省份，农户人均收入相对越低，在很大程度上呈现出珠三角、长三角制造业中心的辐射作用在空间上不断衰减的现象，这些发现初步为本文理论假设提供了证据。
(2)从省份虚拟变量系数与对应省份工业化水平之间相关程度看工业化和农户收入相关关系
农户收入函数回归方程中的省份虚拟变量组的对比省份是广东省，因而某省份虚拟变量系数表示该省农户收入与广东省农户收入的相对差距。为探讨各省农户人均收入与广东省差异和其对应省份经济发展水平的关系，我们就1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年各年农户收入函数回归方程中的省份虚拟变量回归系数与对应省份的人均农业或非农业产值变量之间求相关系数。首先计算了农户收入OLS回归中各省虚拟变量系数与所对应省份的下列经济指标的相关系数：人均农牧渔采掘业增加值、人均制造业增加值、人均服务业增加值、单位乡镇企业产值、人均非农产业增加值、人均外商直接投资额、人均出口额(结果见表3)。在1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年等年份中，各省虚拟变量系数和所对应省份的人均农业增加值之间的相关系数在统计上都不显著；换句话说，各省与广东农户收入差距和各省的农业生产状况无关。
这时的驮子便满面通红，而且也把脖子弄得通红，舌头就打起了结，半天说不出话来。然后又有好事者便说，你们呀太不懂事了，你们谁先去拿把算盘来，太多了，驮子一下子记不清，得用算盘来算嘛。
考虑到南水北调工程基金最终依然由受水区用水户承担，并且地方配套工程建设资金尚未落实，在受水区用水户承受能力范围内，建议尽可能通过水费收入偿还100%贷款本息，工程建设期满后南水北调工程基金不再上缴中央财政用于偿还贷款本息，留给地方用于南水北调配套工程建设，以加快工程的建设进度，尽可能实现主体与配套工程同步建成并发挥效益。
20世纪80年代，乡镇企业发展迅猛，吸引了大量农村劳动力非农就业，成为农村经济发展的主要力量。除2007年外，省份虚拟变量系数与所对应省份的单位乡镇企业产值的相关系数均在统计上显著，1988年为0.47，1995年上升为0.55，2002年略微下降至0.53。到2007年时乡镇企业与农户收入不相关。但2013年回升至0.59，这可能是因为工业化水平越高的地区，其农村乡镇企业一般也越发达。这也在一定程度上验证了本文提出的第一个推断，即早期乡镇企业的发展与农户增收高度相关。即使在中国追赶型工业化成功的今天乡镇企业和农户收入依然高度相关。
构成长三角、珠三角制造业中心的第四层经济圈的省份主要有四川、河北、山西、辽宁等。四川人口众多，地处内陆，交通不便，1988年四川农户收入与广东省差距为23%，1995年、2002年、2007年该差距分别扩大到40%、48%、58%，但是2013年该差距缩小到40%，2018年进一步缩小到35%。河北农户收入与广东差距由1995年的64%逐渐缩小到2007年的32%。
山西省的东南黄河沿岸地区也是华夏文明的发源地，该省煤炭资源丰富，1988年山西农户收入与广东省差距为51%，1995年该差距扩大到94%，2002年、2013年该差距分别缩小到57%、58%，2018年进一步缩小到27%。辽宁省地处我国东北最南部，濒临渤海和黄海，改革开放前是新中国的重工业基地，拥有沈阳、鞍山、抚顺、本溪、锦州、大连等重工业城市，1988年辽宁农户收入与广东省差距为26%，1995年、2002年该差距分别扩大到50%和49%，2013年该差距缩小到32%，2018年进一步缩小到13%。总而言之，与珠三角、长三角制造业中心的核心经济圈、第二三层经济圈相比，第四层经济圈各省农户收入与广东省的差距更大一些，但是新世纪以来这一差距也有缩小趋势。
在对外开放初期，我国大多出口劳动密集型产品，主要原因在于整体工资水平低且劳动力素质低，因而以港、澳、台其他东南亚地区的华侨商人为主体的外商投资建立了大量劳动密集型的制造业企业。
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年中国加入世贸组织后，外商开始大举进入中国。出口与外商直接投资的增长提高了对农村劳动力的需求。为考察国际化对提高农户收入的影响，我们也计算了省份虚拟变量系数与所对应省份的人均外商直接投资额、人均出口额的相关关系。就省份虚拟变量系数与所对应省份人均外商直接投资额之间的相关关系而言，除2013年外，其他五个CHIP调查年份的相关系数在统计上都很显著，1988年为0.64，1995年为0.59，2002年0.64，2007年为0.84，2018年则为0.79。就省份虚拟变量系数与所对应省份人均出口额之间的相关关系而言，除1995年以外，其他五个年份的相关系数在统计上都非常显著，1988年为0.62，2002年为0.67，2007年为0.90，2013年和2018年均为0.80。从1988年到2007年左右，各省外商直接投资额和各省出口额对农户收入的影响一直在不断提高，之后开始下降。可见，2007—2009年美国与其他西方国家的金融危机导致全球整体需求不振，因而外商投资减少、出口增幅减弱；同时也由于为对冲2007—2009年西方金融危机对中国经济的负面作用，中国出台四万亿投资计划，大规模实施高铁、公路等基础设施建设，带来了国内总需求的增加。此外，1988年、1995年和2002年，国际化程度(人均出口总额与人均外商直接投资)与农户人均收入差距的相关性随收入的上升而显著提升。
综上所述，在电气工程的进一步技术优化与发展下，电气安装工程在建筑工程中的作用愈发突出，社会对建筑电气安装工程的要求也在不断发生改变，建筑电气安装工程只有严格安装规定要求进行相应质量控制与管理，才能促使建筑电气安装工程的质量得到保障。对此，有效加强建筑电气安装工程的质量控制与管理水平，不仅利于保障建筑电气安装工程的整体质量，发挥建筑电气工程的良好功能性作用，且其对于满足建筑电气安装工程的使用需求也具有较多有利之处。
(1)基础计量模型
1.2.1 AMH及激素的测定 对于每位患者，均在其治疗前的月经第1～3天抽取外周静脉血，4 ℃ 1 500 r/min离心分离上层血清，使用促卵泡生成激素(FSH)测定试剂盒检测FSH；采用雌二醇(E2)测定试剂盒检测E2；使用AMH定量检测试剂盒检测AMH。所有检测均由同一实验室具有相同工作经历人员完成。FSH：3.85～8.78 U/L，AMH：0.24～11.78 ng/mL，E2：24～114 ng/L，所有试剂盒批内及批间变异小于5%。
2.制造业中心对农村居民收入辐射作用的参数与半参数回归分析
长三角、珠三角地区作为我国工业化发展的前沿、制造业中心，在改革开放前期的东南沿海率先发展政策下集聚了技术要素、劳动力要素等，特别是吸收大量外省农民工；而随着各地区经济协调发展，长三角与珠三角地区也通过知识溢出、技术扩散等方式推进产业转移，影响周边省份工业化进程，进而影响农户收入。因此，我们试图从微观数据的角度讨论长三角、珠三角作为全国经济增长极、制造业中心对农村居民收入的辐射作用，进而间接讨论工业化对农户的辐射作用。
综上所述，制造业与农户收入的相关程度有减弱趋势，但是服务业与农户收入的相关程度在不断提高。以上发现说明，中国各省农户收入水平与其对应省份的工业化水平高度密切相关，从相关程度角度验证了本文第二个推断，即中国工业化的快速推进导致了农户收入提高；以外商直接投资和出口能力为代表的各省国际化程度与农户收入高度相关，并且高收入农户的收入差距与国际化程度的相关性更大。
1.计量经济学模型说明
农户与制造业中心距离的远近对各省农户收入的影响也可能呈非线性关系，为此我们使用广义可加模型对上述年份的农户收入函数进行了半参数回归分析。与原有线性模型一致，在控制家庭特征变量、地区特征变量的基础上，我们把农户所在地区与广州、上海距离(或铁路旅行所用时间)的对数等变量对各省农户收入的影响当成非线性关系分别进行半参数回归。表4为非参数变量显著性检验(EDF值及显著性)。
在使用广义可加模型(Generalized Additive Model)的半参数模型回归结果中，有效自由度(Effective Degree of Freedoms, 简称EDF)是衡量回归方程中非线性变量是否真正是非线性的主要指标，原假设是该变量呈线性，如果统计结果显著，则意味着拒绝原假设，即该变量对被解释变量的影响呈非线性关系(J.Harezlak, D.Ruppert, M.Wand, , New York:Springer, 2018,pp.36～73)。
检验结果显示，在CHIP所有调查年份，所有非参变量EDF值均显著大于1，即农户与各制造业中心的距离对农户人均收入都存在显著的非线性作用。
表5为分别加入农户所在区县与广东、上海及其省会的距离及其他宏观控制变量后模型的估计结果。表6为分别加入农户所在区县旅行到广东、上海及其省会所用时间及其他宏观控制变量后模型的估计结果。
首先，考察农户到珠三角距离或铁路旅行所用时间对农户收入的影响。在线性农户收入函数回归方程中，农户与广东距离的对数变量对农户收入的影响系数由1988年的-0.177下降到1995年的-0.111(指绝对值，下同，见表5)，2002年进一步减少到-0.021，2007年和2013年分别恢复到为-0.106和-0.117，2018年再次大幅度下降到-0.046水平。在线性农户收入函数回归方程中，农户到广东出行所用时间对数变量对农户家庭收入的影响系数几乎呈现同样的变化趋势(见表6)，由1988年的-0.169变化到1995年的-0.080，2002年进一步减少到-0.033，2007年、2013年分别恢复到-0.057、-0.077，2018年又减少到-0.040。这意味着农户到珠三角制造中心距离对农户收入的影响在1988年到2002年期间处于下降状态，在2002年到2013年期间处于略有上升状态，但是在2013年至2018年期间又变为下降状态。在半参数农户收入回归函数的图形结果中，为了提高结果的稳健性，重点讨论样本观测值多、置信区间小的非线性拟合部分。同时还可观察到，在1988年、1995年、2002年、2007年、2013年和2018年的每个年份里，随着农户与广东距离增加或者所用时间增加，农户人均收入呈现下降的变化趋势，与新经济地理中“中心—外围”理论所预期的变化特征一致。
M.Fujita, P.Krugman, A.Venables, : , , , MIT Press Books, 2001, pp.283～285.
临床药师询问患者病情、合并用药及日常饮食等具体情况，经过比较分析可能影响该患者华法林INR值的因素，包括病理生理方面、合并用药方面及饮食方面。
其次，分析农户所在地到长三角距离或所用时间对农户收入的影响。农户到上海距离的对数变量对农户收入影响系数由1988年的-0.086增加到1995年的-0.210(绝对值)，之后一路下降，2002年、2007年、2013年和2018年分别为-0.157、-0.098、-0.110、-0.055(见表5)。农户到上海出行所用时间对数变量对农户家庭收入的影响系数在1988年到2002年的变化趋势相同，之后有差异，具体来说，由1988年的-0.044变化到1995年和2002年的-0.146和-0.146，2007年系数在统计上不显著，2013年下降到-0.106，但是2018年又上升到-0.156(见表6)。根据农户到珠三角距离或所用时间对农户收入影响新世纪以来不断下降的估计结果，更有理由相信农户到长三角距离对农户收入影响新世纪以来不断下降的结果。20世纪90年代初上海浦东新区开发后对周边地区经济的辐射作用加大，即，1988年到1995年期间，对农户收入的影响力度在加强。同时研究发现，从1988年到2018年的每个数据年份里，农户收入变量与农户到上海距离变量之间基本成负相关，农户收入与农户到上海所用距离变量也呈负相关关系，但2007年除外。
最后，讨论农户到省会距离或所用时间对农户收入的影响。省会一般设置在交通便利、经济发达的大城市，很多没有办法去北上广打工的农民工也往往就近在各自省会或本省的主要城市打工或从事个体经济贸易活动，因而省会城市往往对周边城乡地区在经济上产生一定的辐射作用。另外，农民工在省内务工一般乘坐长途汽车，因而农户收入与农户所在地到本省省会铁路交通所用时间相关性略小些。1988年时农户与本省省会距离对数的系数为-0.021，1995年变化为-0.016，2002年为0.034，2007年在统计上不显著，2013年变化为-0.054，2018年为-0.067(见表5)。从农户所在地到省会所用时间变量系数呈大致同样变化。从1988年到2002年，当地制造业中心对农户人均收入的辐射效应逐渐减弱；而在2007年之后，辐射作用增强，当地工业化中心对农户增收的正向影响逐渐增大，这是由于在新世纪的第二个10年里，珠三角和长三角制造业中心产业快速升级，另外也由于北上广深等一线城市房价高企、生活成本和劳工工资大幅度上升，导致相对落后产业向中西部省份转移，如富士康从深圳搬到河南郑州，因而看到在2013年到2018年期间本省制造业中心省会城市对周边地区的辐射作用在扩大。同时研究发现，从1988年、1995年、2013年和2018年的四个年份里，农户收入变量与农户到省会距离变量之间基本成负相关关系。
综上所述，在1988年到2018年期间，全国制造业中心即珠三角和长三角的经济发展对农户人均收入的辐射作用逐渐减弱，而当地制造业中心(省会)对农户人均收入的辐射作用显著增强。这部分验证了本文第二条和第三条推断：实际上近年来长三角、珠三角地区大力发展高新技术，对低技术水平的劳动力需求逐渐降低，因此对农户人均收入的影响也愈来愈低。而由于产业结构转移，中西部地区工业化不断发展，农民工更多地进入当地非农部门，当地工业化中心对农户增收的影响逐渐加大。然而，根据上述非参数计量经济学分析结果，可以发现：距离全国性制造业中心、本地制造业中心的距离越远，农户的收入越低。这一发现进一步为本文理论假设提供了经验性证据。
四、结语
本文使用跨度30年(1988—2018年)的CHIP农村抽样入户调查数据，考察了中国工业化对农户收入的影响，特别是在半参数回归模型中使用农户所在地到制造业中心距离变量分析了制造业中心对农户收入的辐射作用及其空间衰减状况。关于1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年等六个年份的农户收入函数回归结果显示，各省农户收入与广东差距在1988年到2002年期间有扩大趋势，但是在2002年到2018年期间呈不断缩小状况，这可能是由于21世纪以来沿海劳动密集型企业逐渐向中西部地区转移造成的；各省农户收入仍存在“梯级”差异，距离长三角地区、珠三角地区越远的省份，农户人均收入越低，在很大程度上呈现了珠三角、长三角制造业中心的辐射作用在空间上不断衰减的现象。
从各省工业化水平对各自省份的农户收入影响角度来看，各省农业发展水平与各自省份的农户收入之间没有任何相关关系，各省乡镇企业发展水平在20世纪80、90年代与各自省份农户收入的相关关系呈上升态势，但是21世纪以来该相关关系在不断缩小；各省制造业水平与各自省份农户收入的相关关系在1988年到2007年期间不断扩大，在2007年到2018年期间有所下降，但是21世纪以来各省服务业水平与各自省份农户收入的相关关系不断上升，各省外国直接投资水平和出口水平与各省农户收入的相关关系在1988年到2007年期间不断扩大，之后处于下降态势。上述发现意味着2010年中国成为世界第二大经济体和第一大制造国之后，服务业发展水平与农户收入相关关系越来越大，相反外商投资和出口水平与农户收入的相关关系有不断缩小趋势。换句话说，农户收入的提高越来越依赖于中国自身的投资和消费。
农户所在地到珠三角或长三角这两个国际制造业中心的距离对农户收入的显著影响在1988年到1995年期间不断扩大，但是21世纪以来不断缩小；与此相反，21世纪以来，农户所在地到各自省会的距离对农户收入的显著影响不断扩大。在针对农户收入函数的半参数回归结果中，农户所在地到制造业中心距离与农户收入的分析结果也进一步证实了这一发现。造成这种现象的主要原因是，21世纪以来相对劳动密集型低端制造业不断从珠三角或长三角这两个国际制造业中心向中西部省份转移，从而带来了劳动技能水平低的农民工也逐渐从珠三角和长三角等东南沿海一带的高技术企业退出，而跟随劳动密集型产业向中西部省份的当地制造业中心转移。
有机农业与目前农业相比较，有以下特点：可向社会提供无污染、好口味、食用安全环保食品，有利于人民身体健康；可以减轻环境污染，有利恢复生态平衡；有利提高我国农产品在国际上的竞争力，增加外汇收入；有利于增加农村就业、农民收入，提高农业生产水平。
本文的核心结论是：我国各地区的农户收入水平与当地的工业发展水平密切相关，一个地区的制造业、服务业、外资企业、出口水平越高，该地区的农村居民收入越高，特别是低收入家庭获益最大。2010年以来，珠三角和长三角国际制造业中心的劳动密集型产业不断向中西部省份转移，已经导致本省制造业中心对提高农村居民收入的提高影响越来越大，越来越多的外出农民工选择在本省就业。由此可见，在未来30年左右的时间里，中国农村居民收入水平的提高将依然依赖中国工业化水平的提高。
在“百年未有之大变局”出现的今天，产业空心化的美国和其他发达国家不仅在全力促使制造业回流，而且试图通过限制对华高新技术出口来遏制中国制造业升级和向国际最先进水平冲刺。面对美国等西方国家的遏制，中国一定会不遗余力地攻克一个个高新技术难关，从而建立以我为主的高新技术产业发展格局。与此同时，为避免出现西方国家产业空心化的情况，中国也应该有序地把劳动密集型产业逐次向中西部省份转移，这不仅有利于我国拥有完整的工业体系，更有利于我国农村居民收入水平的不断提高。改革开放以来，累计已有8亿贫困人口脱贫，
产生这一成就的最主要原因应该是中国成功的工业化。我国中西部相对落后地区工业化的推进也将是在2020年实现全面脱贫后，防止贫困再生、实现乡村振兴和共同富裕的核心战略。
