高莉莉，宋嘯天，郭 靖，葛 帥

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；2.上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 金融管理學(xué)院，上海 201620)

十九大報(bào)告指出，“中國(guó)特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，我國(guó)社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”[1]，而當(dāng)前“我國(guó)發(fā)展的最大的不平衡是城鄉(xiāng)之間的不平衡，最大的不充分是農(nóng)村發(fā)展不充分”[2]。因此通過(guò)協(xié)調(diào)“看得見(jiàn)的手”和“看不見(jiàn)的手”①，補(bǔ)齊我國(guó)農(nóng)村發(fā)展短板，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興已成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)建設(shè)的當(dāng)務(wù)之急?！吨泄仓醒雵?guó)務(wù)院關(guān)于實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見(jiàn)》以及《國(guó)家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》的出臺(tái)，充分彰顯出我國(guó)政府推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的決心。要實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，產(chǎn)業(yè)興旺是關(guān)鍵[3]，但絕不是簡(jiǎn)單承接淘汰轉(zhuǎn)移的落后產(chǎn)能，“先污染后治理”的老路不再適用于如今的農(nóng)村，農(nóng)村地區(qū)必須貫徹落實(shí)“綠水青山就是金山銀山”的思想，秉承綠色發(fā)展理念，充分利用環(huán)境優(yōu)勢(shì)，將環(huán)境優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)換成綠色發(fā)展動(dòng)能，實(shí)現(xiàn)綠色振興。

休閑農(nóng)業(yè)是利用農(nóng)村豐富的農(nóng)業(yè)資源、特殊的文化傳統(tǒng)、優(yōu)美的自然環(huán)境，通過(guò)發(fā)展休閑、觀光等旅游形式以滿足消費(fèi)者差異化需求的一種產(chǎn)業(yè)形態(tài)。休閑農(nóng)業(yè)通過(guò)促進(jìn)一二三產(chǎn)業(yè)融合，促進(jìn)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、帶動(dòng)農(nóng)民增收。據(jù)不完全統(tǒng)計(jì)，截至2019年，我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游共接待游客超32億人次，營(yíng)業(yè)收入超8 500億元。另外對(duì)13.5萬(wàn)休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的調(diào)查顯示，農(nóng)民從業(yè)占比93%，從業(yè)農(nóng)民人均收入達(dá)5萬(wàn)元以上[4]。但是，不容忽視的是，休閑農(nóng)業(yè)在快速發(fā)展的同時(shí)，形式單一、缺乏特色、基礎(chǔ)設(shè)施不完善、客源不足等問(wèn)題也接踵而來(lái)。休閑農(nóng)業(yè)既是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要抓手，也是農(nóng)民增收的有效途徑。如何精準(zhǔn)識(shí)別影響休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的因素，從而有的放矢地為政府提供政策依據(jù)就顯得尤為重要。

一、休閑農(nóng)業(yè)相關(guān)研究綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)休閑農(nóng)業(yè)的研究大致可分為兩類(lèi)。第一類(lèi)為定性研究，主要包括對(duì)休閑農(nóng)業(yè)的內(nèi)涵進(jìn)行詮釋[5]，對(duì)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行國(guó)際間的比較并總結(jié)發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)以資借鑒[6-7]，對(duì)我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展環(huán)境進(jìn)行SWOT分析[8-9]，對(duì)休閑農(nóng)業(yè)現(xiàn)狀、模式、類(lèi)型進(jìn)行總結(jié)，分析存在的問(wèn)題并提出相應(yīng)的發(fā)展對(duì)策[10-12]。這類(lèi)研究主要集中在早期，對(duì)于夯實(shí)休閑農(nóng)業(yè)理論基礎(chǔ)、完善理論體系、強(qiáng)化理論指導(dǎo)具有重要意義，但是缺乏數(shù)據(jù)支撐以及相應(yīng)的實(shí)證研究，在實(shí)際應(yīng)用中說(shuō)服力不強(qiáng)。第二類(lèi)為實(shí)證研究，包括對(duì)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的評(píng)價(jià)[13-15]以及消費(fèi)者滿意度測(cè)評(píng)[16-17]，對(duì)休閑農(nóng)業(yè)的空間布局進(jìn)行研究以期實(shí)現(xiàn)科學(xué)合理的規(guī)劃布局[18-19]以及運(yùn)用經(jīng)典計(jì)量模型分析休閑農(nóng)業(yè)的影響因素[20-22]等。上述研究將休閑農(nóng)業(yè)方面的研究由定性轉(zhuǎn)向定量，更加細(xì)化也更加深入，相關(guān)研究為政策制定提供了參考。但是上述研究也存在一定的局限性，忽視了地區(qū)之間的關(guān)聯(lián)性。

地理學(xué)第一定律指出，地區(qū)間的聯(lián)系往往和地區(qū)之間的距離正相關(guān)。休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展也并非區(qū)域獨(dú)立，會(huì)通過(guò)社會(huì)經(jīng)濟(jì)、交通通達(dá)度、生態(tài)環(huán)境和旅游稟賦條件等因素對(duì)鄰近區(qū)域的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響。目前僅有少數(shù)學(xué)者考慮到休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展中的空間效應(yīng)，例如，王樹(shù)進(jìn)等選取2010年27個(gè)省份的截面數(shù)據(jù)，采用空間滯后模型(SAR)分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展具有空間相關(guān)性和正向空間溢出效應(yīng)[23]；張芷尋運(yùn)用空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)對(duì)南平市休閑農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)進(jìn)行空間效應(yīng)分析[24]。雖然上述研究考慮到了內(nèi)生交互作用與擾動(dòng)項(xiàng)的空間關(guān)聯(lián)性，但是并未分析外生解釋變量與被解釋變量各自的空間關(guān)聯(lián)性，而且對(duì)模型構(gòu)建的合理性缺乏解釋?zhuān)瑢?duì)實(shí)證研究結(jié)果缺乏穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

立足于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景，對(duì)我國(guó)29個(gè)省市休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的空間溢出效應(yīng)及影響因素進(jìn)行研究。在學(xué)者研究的基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討休閑農(nóng)業(yè)空間溢出效應(yīng)的階段性特征；以0～1鄰接矩陣為基礎(chǔ)，運(yùn)用空間計(jì)量模型分析我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)和影響因素，在不同空間權(quán)重矩陣、不同空間計(jì)量模型下，對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；對(duì)模型構(gòu)建的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)，以確保模型估計(jì)的準(zhǔn)確性；以實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)論為基礎(chǔ)提出針對(duì)性建議，為推進(jìn)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興提供政策參考。

二、休閑農(nóng)業(yè)空間溢出效應(yīng)理論分析

休閑農(nóng)業(yè)是踐行“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開(kāi)放、共享”新發(fā)展理念的新型產(chǎn)業(yè)形態(tài)。休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展，能夠吸引勞動(dòng)力、資本等生產(chǎn)要素和資源流向農(nóng)村，促進(jìn)資源在更大范圍內(nèi)合理配置，提升資源的利用效率。休閑農(nóng)業(yè)以其原生態(tài)、獨(dú)特性等特征迅速成為周邊城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的熱點(diǎn)，同時(shí)也成為農(nóng)村地區(qū)收入的重要來(lái)源。休閑農(nóng)業(yè)通過(guò)整合第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的資源實(shí)現(xiàn)融合式綠色發(fā)展，也迅速成為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展新的增長(zhǎng)點(diǎn)。當(dāng)然，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也會(huì)帶來(lái)消費(fèi)的顯著增加，促進(jìn)休閑農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的完善，增強(qiáng)休閑農(nóng)業(yè)的“磁石效應(yīng)”②。

如果考慮到空間的關(guān)聯(lián)性，王樹(shù)進(jìn)[23]38、張芷尋[24]39等學(xué)者認(rèn)為休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展在空間上存在溢出效應(yīng)。但在休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的不同階段，空間溢出效應(yīng)可能會(huì)有顯著的不同。在發(fā)展初期，休閑農(nóng)業(yè)的經(jīng)營(yíng)主體較少，面臨的競(jìng)爭(zhēng)較弱；地區(qū)差異性使得休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)呈現(xiàn)明顯的地域特色，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)；發(fā)展初期的規(guī)模收益性使得休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)具有很強(qiáng)的吸引力。區(qū)域內(nèi)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的“示范效應(yīng)”會(huì)帶動(dòng)鄰近地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)的開(kāi)發(fā)和發(fā)展，即存在正向空間溢出效應(yīng)。隨著休閑農(nóng)業(yè)走向成長(zhǎng)階段，雖然休閑農(nóng)業(yè)市場(chǎng)遠(yuǎn)未飽和[25]，但是市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)顯著加劇，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展面臨轉(zhuǎn)型。率先突破轉(zhuǎn)型困難瓶頸的地區(qū)將會(huì)獲得消費(fèi)者的優(yōu)先選擇權(quán)，短期內(nèi)會(huì)吸引更多本區(qū)域和鄰近區(qū)域的消費(fèi)者，此階段休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展在空間特征上表現(xiàn)出負(fù)向溢出效應(yīng)。在休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展到成熟階段時(shí)，市場(chǎng)基本飽和，休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)模式也趨于成熟，能適應(yīng)市場(chǎng)變化，各地都能基于區(qū)域特色發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)，形成差異化發(fā)展格局，區(qū)域之間形成聯(lián)動(dòng)之勢(shì)，正向的空間溢出效應(yīng)顯著?；谏鲜龇治觯岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1：休閑農(nóng)業(yè)在發(fā)展初期呈現(xiàn)正向空間溢出效應(yīng)，成長(zhǎng)期呈現(xiàn)負(fù)向溢出作用，成熟期呈現(xiàn)正向空間溢出效應(yīng)。

根據(jù)馬斯洛需求層次理論，底層生理需求向頂層精神需求的過(guò)渡建立在一定的物質(zhì)基礎(chǔ)之上，收入水平對(duì)于提高人們的需求層次具有不可替代的作用。休閑農(nóng)業(yè)作為人們放松身心、體驗(yàn)生活、享受自然的一種消費(fèi)形式同樣建立在人們的高收入基礎(chǔ)上[26]，家庭可支配收入對(duì)旅游消費(fèi)支出存在明顯的正向促進(jìn)作用[27]。收入作為影響休閑農(nóng)業(yè)需求最重要的因素，在空間上也可能會(huì)對(duì)休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展水平產(chǎn)生溢出效應(yīng)?？芍涫杖胨降奶岣撸赡軙?huì)促使居民就近選擇到本區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)旅游點(diǎn)進(jìn)行消費(fèi)，也可能增加對(duì)于鄰近區(qū)域特色明顯的休閑農(nóng)業(yè)需求，提高鄰近區(qū)域的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平?；诖?，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：收入水平提高對(duì)區(qū)域內(nèi)外休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平存在正向溢出效應(yīng)。

休閑農(nóng)業(yè)是以農(nóng)村景觀資源和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境為依托發(fā)展起來(lái)的集休閑、觀光、旅游為一體的新型產(chǎn)業(yè)形態(tài)。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加速，城市規(guī)模的擴(kuò)大，包括住房緊張、交通擁擠、環(huán)境污染等在內(nèi)的“城市病”日益突出，快節(jié)奏生活給城市居民帶來(lái)的疲憊感和焦躁感也在增加，鄉(xiāng)村良好的生態(tài)環(huán)境、優(yōu)美的田園風(fēng)光以及悠閑的生活狀態(tài)成為城市人的“詩(shī)和遠(yuǎn)方”。一方面農(nóng)村生態(tài)環(huán)境是休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，另一方面也是影響休閑農(nóng)業(yè)客源的重要因素。農(nóng)村生態(tài)環(huán)境是否優(yōu)美、清新甚至可以直接決定休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展空間[28]。因此農(nóng)村生態(tài)環(huán)境對(duì)于休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展具有重要的促進(jìn)作用。在綠色發(fā)展理念引導(dǎo)下，優(yōu)美的農(nóng)村生態(tài)環(huán)境也會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生示范效應(yīng)，進(jìn)而通過(guò)示范效應(yīng)促進(jìn)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展。

假設(shè)3：農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量會(huì)促進(jìn)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展，且對(duì)鄰近地區(qū)有正向溢出作用。

交通作為旅游業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，對(duì)于休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展同樣至關(guān)重要[29]。旅游消費(fèi)者制定旅游攻略時(shí)，除可游玩度外，交通通達(dá)度是不可忽略的因素，休閑農(nóng)業(yè)旅游點(diǎn)可能因?yàn)榻煌l件差而發(fā)展受限[30]。交通通達(dá)度高，可以提高便利程度，既縮短消費(fèi)者來(lái)往兩地的時(shí)間，將富余時(shí)間用于消費(fèi)，又能加速要素在空間的流動(dòng)，極大地促進(jìn)地區(qū)間休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展。因此提出假設(shè)4。

假設(shè)4：交通通達(dá)度對(duì)地區(qū)間休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)正向空間溢出效應(yīng)。

自然資源和旅游接待能力共同構(gòu)成區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)的旅游資源稟賦。Deasy和Griess認(rèn)為游客選擇旅游目的地的行為是旅游資源的函數(shù)，旅游地對(duì)于客源地的吸引力具有資源指向性特點(diǎn)[31]。該結(jié)論同樣適用于休閑農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，資源稟賦越豐富，對(duì)消費(fèi)者的吸引力越強(qiáng)。苑偉娟通過(guò)實(shí)證研究證實(shí)了景點(diǎn)數(shù)對(duì)當(dāng)?shù)匦蓍e農(nóng)業(yè)發(fā)展的正向促進(jìn)作用[32]。本地區(qū)旅游資源稟賦優(yōu)勢(shì)顯著，不僅會(huì)吸引本地消費(fèi)者，對(duì)鄰近區(qū)域的消費(fèi)者同樣具有吸引力；本地利用優(yōu)勢(shì)旅游資源實(shí)現(xiàn)發(fā)展，出于競(jìng)爭(zhēng)壓力，鄰近地區(qū)也會(huì)利用當(dāng)?shù)芈糜钨Y源創(chuàng)新開(kāi)發(fā)休閑農(nóng)業(yè)以吸引消費(fèi)者，因此本地區(qū)資源優(yōu)勢(shì)成為兩地間休閑農(nóng)業(yè)共同發(fā)展的因素。旅游接待能力體現(xiàn)了地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)能夠滿足消費(fèi)者基本食、住的程度[33]。一般而言，某地區(qū)的旅游接待能力越強(qiáng)，消費(fèi)者評(píng)價(jià)越高，就會(huì)吸引更多的消費(fèi)，進(jìn)而推動(dòng)本地休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展。除此之外，還會(huì)對(duì)鄰近區(qū)域產(chǎn)生“示范效應(yīng)”，促使鄰近地區(qū)加強(qiáng)旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高接待能力?；诖?，提出假設(shè)5。

假設(shè)5：旅游資源豐裕度對(duì)本地休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，對(duì)周邊地區(qū)具有正向溢出效應(yīng)；旅游接待能力對(duì)區(qū)域內(nèi)外休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展均有正向影響。

三、休閑農(nóng)業(yè)的空間溢出效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)

(一)模型設(shè)定

為有效捕捉休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，需借鑒已有研究成果，建立空間計(jì)量模型。空間計(jì)量模型一般分為四種：空間滯后模型(SAR),用來(lái)描述地區(qū)間休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的相互影響(式1)；空間交叉模型(SAC)，考察被解釋變量和誤差項(xiàng)交互作用下的空間關(guān)聯(lián)(式2)；空間誤差模型(SEM)，描述某地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展受到誤差項(xiàng)因素的影響激發(fā)相鄰區(qū)域做出回應(yīng)(式3)；空間杜賓模型(SDM)，則同時(shí)考察被解釋變量休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平和各解釋變量的空間效應(yīng)(式4)?？臻g杜賓模型一定條件下可轉(zhuǎn)化為空間滯后模型和空間誤差模型。

lnTARit=δ0+ρWlnTARit+β1lnPCDIit+β2lnSO2it+β3lnSEit+β4lnRNDit+β5lnATit+β6lnSTit+εit

(1)

lnTARit=δ0+ρlnTARit+β1lnPCDIit+β2lnSO2it+β3lnSEit+β4lnRNDit+β5lnATit+β6lnSTit+μitμit=λWμit+εit

(2)

lnTARit=δ0+ρlnTARit+β1lnPCDIit+β2lnSO2it+β3lnSEit+β4lnRNDit+β5lnATit+β6lnSTit+μitμit=λWμit+εit

(3)

lnTARit=δ0+ρWlnTARit+β1lnPCDIit+β2lnSO2it+β3lnSEit+β4lnRNDit+β5lnATit+β6lnSTit+θ1WlnPCDIit+θ2WlnSO2it+θ3WlnSEit+θ4WlnRNDit+θ5WlnATit+θ6WlnSTit+μi+νt+εit

(4)

式中，lnTARit指區(qū)域i在t時(shí)期的休閑農(nóng)業(yè)收入觀測(cè)值，lnPCDIit、lnSO2、lnSE、lnRND、lnAT、lnST為區(qū)域i在t時(shí)期各解釋變量的觀測(cè)值。W為衡量各省域空間關(guān)系的空間權(quán)重矩陣，構(gòu)建以ROOK鄰接的空間權(quán)重矩陣。ρ為休閑農(nóng)業(yè)收入的空間滯后系數(shù)，WlnPCDIit、WlnSO2、WlnSE、WlnRND、WlnAT、WlnST分別表示休閑農(nóng)業(yè)收入影響因素的空間滯后項(xiàng)，δ0為常數(shù)項(xiàng)，ρ、θ表示各因素及其空間滯后項(xiàng)系數(shù)，μi、νt分別表示地區(qū)i的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。

通過(guò)經(jīng)典LM檢驗(yàn)[34]和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)[35]相結(jié)合的方法來(lái)驗(yàn)證模型選擇的一致性。若空間滯后模型LM檢測(cè)值和空間誤差模型LM檢測(cè)值均不顯著，則選擇普通面板模型；若空間滯后模型LM檢測(cè)值顯著，而空間誤差模型LM檢測(cè)值不顯著，則選擇空間滯后模型；反之，選擇空間誤差模型。若兩者都顯著，則選擇空間杜賓模型，并通過(guò)Wald和LR檢驗(yàn)驗(yàn)證空間杜賓模型的合理性。

(二)變量選取

被解釋變量為休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，以休閑農(nóng)業(yè)總收入(TAR)作為衡量指標(biāo)。需要說(shuō)明的是，由于統(tǒng)計(jì)年鑒及相應(yīng)的數(shù)據(jù)平臺(tái)并未有完整統(tǒng)計(jì)休閑農(nóng)業(yè)收入這一指標(biāo)，因此參考陳宇峰[36]、張婷婷[37]的方法，引用本地旅游收入的百分之二十作為休閑農(nóng)業(yè)總收入。

解釋變量分別為收入水平、農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、交通通達(dá)度、旅游資源稟賦。收入水平用人均可支配收入(PCDI)衡量；農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量(ENV)涉及到多方面綜合影響，因此借鑒蔣黎[38]的方法，采用綜合評(píng)價(jià)法計(jì)算農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行極值標(biāo)準(zhǔn)化處理以保證數(shù)據(jù)的無(wú)量綱化；其次采用熵值法根據(jù)指標(biāo)變異性的大小來(lái)確定指標(biāo)的權(quán)重；最后通過(guò)加權(quán)得到地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的綜合得分。設(shè)有n個(gè)評(píng)價(jià)地區(qū)，m個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，綜合指數(shù)計(jì)算公式為：

Sscore=∑Wj×xij(i=1,2,…,n;

j=1,2,…,m)

(5)

式中，Wj為第j個(gè)指標(biāo)的權(quán)重，xij為第i個(gè)地區(qū)第j個(gè)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化的值。綜合得分以百分制形式列出，分值越高表明農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量越好，分值越低表明農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量越差。

農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量基于PSR模型，從農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量壓力系統(tǒng)、狀態(tài)系統(tǒng)和人文響應(yīng)系統(tǒng)三個(gè)層面構(gòu)建我國(guó)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，指標(biāo)體系如表1所示；我國(guó)目前休閑農(nóng)業(yè)旅游多以短期汽車(chē)自駕旅游為主，因此交通通達(dá)度采用公路網(wǎng)密度(RND)來(lái)衡量地區(qū)交通通達(dá)度，公路網(wǎng)密度測(cè)算方法為地區(qū)公路里程數(shù)與地區(qū)面積之比；旅游資源稟賦以景點(diǎn)數(shù)(AT)和體現(xiàn)旅游接待能力的星級(jí)飯店數(shù)與旅行社數(shù)總和(ST)作為旅游資源稟賦的代理變量。

(三)空間相關(guān)性分析

為從整體上反映我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)的空間相關(guān)性，采用Moran′I指數(shù)來(lái)測(cè)度。Moran′I指數(shù)公式如下：

(6)

式中，S2表示樣本方差，n表示28個(gè)省市(直轄市、自治區(qū))③，W為空間權(quán)重矩陣，用來(lái)描繪i和j區(qū)域的空間關(guān)系。莫蘭指數(shù)介于[-1，1]之間，觀測(cè)值為I，I>0表示空間正自相關(guān)，即高高鄰近，低低相鄰；I<0表示空間負(fù)相關(guān)，即高低相鄰；I=0表示空間獨(dú)立分布，不存在空間相關(guān)性，以上莫蘭指數(shù)I被稱為“全局莫蘭指數(shù)I”。

2008—2017年28個(gè)省(直轄市、自治區(qū))休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的Moran′I指數(shù)值均為正，且均在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)(見(jiàn)表2)，表明我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展存在明顯的空間正相關(guān)性，高水平與高水平相鄰，低水平與低水平相鄰，且空間相關(guān)性在10年內(nèi)表現(xiàn)出平穩(wěn)態(tài)勢(shì)。

表2 2008—2017年我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平莫蘭指數(shù)

全局莫蘭指數(shù)可以考察全國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性，但可能會(huì)忽略局部區(qū)域空間集聚特征[35]，因此還需進(jìn)行局部空間相關(guān)性檢驗(yàn)。2008年、2011年、2014年、2017年的局部莫蘭散點(diǎn)圖對(duì)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的局部相關(guān)性進(jìn)行可視化分析。

從圖1可看出：第一，在休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的近11年內(nèi)，位于第一象限和第三象限的省份較多，即休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)“H-H”和“L-L”集聚，表現(xiàn)出正的空間相關(guān)特征。這種相關(guān)特征隨時(shí)間的推移有所增強(qiáng)，位于第一象限的省份越來(lái)越多，表明我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展高水平與高水平集聚的趨勢(shì)在增強(qiáng)。第二，期初有6個(gè)省市處于第三象限，表現(xiàn)出“L-L”集聚，空間上也顯示出正相關(guān)性特征，但相比“H-H”集聚的省份較少，表明空間相關(guān)性強(qiáng)度弱于第一象限，原因可能是這些低水平集聚地區(qū)由于交通條件、地理位置的制約導(dǎo)致休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展較為緩慢。第三，位于第二象限和第四象限的省份少于第三象限，這些省份分別表現(xiàn)出“L-H”和“H-L”集聚的特征，表明休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平高的地區(qū)和低水平地區(qū)相鄰，尤其是第二象限，期初包含6個(gè)省份，期末只有海南、天津位于第二象限，空間異質(zhì)性特征隨時(shí)間呈遞減趨勢(shì)。

圖1 我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展莫蘭散點(diǎn)圖

(四)樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

由于重慶、寧夏回族自治區(qū)和西藏自治區(qū)指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失，選取2000—2017年28個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)數(shù)據(jù)作為樣本。數(shù)據(jù)來(lái)自各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)交通統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》以及各省(自治區(qū)、直轄市)的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自于EPS平臺(tái)。表3為變量描述性統(tǒng)計(jì)。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

首先采用普通面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)。從回歸結(jié)果看，除旅游接待能力與預(yù)期不符之外，其余均通過(guò)檢驗(yàn)(見(jiàn)表4)。但是OLS回歸模型不能描繪出休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)，為此須引入空間計(jì)量模型。對(duì)OLS回歸結(jié)果進(jìn)行LM檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，空間滯后面板模型未通過(guò)10%顯著性水平的經(jīng)典LM檢驗(yàn)，但穩(wěn)健LM檢驗(yàn)在1%水平上顯著；空間誤差面板模型經(jīng)典LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)均通過(guò)1%顯著性水平。綜合結(jié)果顯示，應(yīng)該使用解釋力更強(qiáng)的空間杜賓模型進(jìn)行空間分析。

表4 普通面板模型估計(jì)結(jié)果及LM檢驗(yàn)

為對(duì)空間杜賓模型合理性進(jìn)行驗(yàn)證，還需進(jìn)行Wald和LR檢驗(yàn)?？臻g滯后模型和空間誤差模型Wald和LR檢驗(yàn)，從表5中可知,空間誤差模型在5%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，但空間滯后模型未通過(guò)檢驗(yàn)，因此必須將空間杜賓模型退化為空間誤差模型進(jìn)行分析。在空間誤差模型中，空間依賴性體現(xiàn)在隨機(jī)誤差項(xiàng)中，這表明一個(gè)地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展對(duì)另一個(gè)鄰近地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響更多體現(xiàn)在對(duì)地區(qū)的結(jié)構(gòu)性誤差沖擊中，這種結(jié)構(gòu)性的差異就是各省收入水平、農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量、交通通達(dá)度以及旅游資源稟賦之間的差異。

表5 wald和LR檢驗(yàn)

經(jīng)hausman檢驗(yàn)，固定效應(yīng)模型更適合本文，從空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果看，時(shí)間固定和雙固定模型中休閑農(nóng)業(yè)空間誤差滯后項(xiàng)lambda在5%的水平上均通過(guò)檢驗(yàn)(見(jiàn)表6)，說(shuō)明我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展存在明顯的空間集聚特征，且本地休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)于鄰近地區(qū)具有反向溢出作用，陳慈認(rèn)為目前我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)整體處于成長(zhǎng)期[25]51，回歸結(jié)果處于假設(shè)1中第二階段，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展呈負(fù)向效應(yīng)，從而驗(yàn)證假設(shè)1的正確性。

在空間誤差固定效應(yīng)模型中，根據(jù)模型顯著性和擬合優(yōu)度判斷，時(shí)間固定效應(yīng)模型更優(yōu)于地區(qū)固定和雙固定模型，表明由于每個(gè)省份的收入水平、農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量、交通通達(dá)度以及旅游資源稟賦存在差異，且隨著時(shí)間推移，這些因素的差異不僅對(duì)本區(qū)域，同時(shí)也對(duì)其鄰近地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生沖擊，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的高低也就表現(xiàn)出差異性。從每個(gè)影響因素來(lái)看,第一，收入水平對(duì)于休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響。收入水平的提高使得居民對(duì)于休閑享樂(lè)的需求提高，進(jìn)而直接提高居民休閑農(nóng)業(yè)消費(fèi)支出，促進(jìn)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展。第二，農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量對(duì)休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展也具有促進(jìn)作用。農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量每提高1%，休閑農(nóng)業(yè)收入提高0.640%，農(nóng)村的生態(tài)環(huán)境質(zhì)量是休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要依托，消費(fèi)者體驗(yàn)休閑農(nóng)業(yè)，很大程度上是被農(nóng)村優(yōu)美的生態(tài)環(huán)境所吸引，因此生態(tài)環(huán)境越好，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展越快。第三，公路網(wǎng)密度的上升會(huì)使得休閑農(nóng)業(yè)收入總體提高。公路網(wǎng)密度提高1%，地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)收入提高0.714%。當(dāng)前休閑農(nóng)業(yè)主要分布于郊區(qū)，交通設(shè)施相對(duì)于市區(qū)有所落后，因此交通成為連接城市和郊區(qū)，連接地區(qū)和地區(qū)間的紐帶，這無(wú)疑會(huì)提高消費(fèi)者便利度。第四，旅游稟賦對(duì)于休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展具有促進(jìn)作用。景點(diǎn)數(shù)每增加1%，休閑農(nóng)業(yè)收入提高0.363%；星級(jí)飯店和旅行社數(shù)量每提高1%，休閑農(nóng)業(yè)收入提高0.235%。休閑農(nóng)業(yè)另一種發(fā)展形式是依托于A級(jí)景區(qū)而發(fā)展，起初可能不會(huì)產(chǎn)生很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)效益，但隨著時(shí)間推移，依托景區(qū)的帶動(dòng)作用，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展也會(huì)得以提升，另外星級(jí)飯店和旅行社服務(wù)設(shè)施的完善滿足了消費(fèi)者多樣化的住宿需求，進(jìn)而提高了消費(fèi)意愿，促進(jìn)休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

表6 空間誤差模型估計(jì)結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)不同權(quán)重矩陣的檢驗(yàn)

雖然0～1鄰接矩陣能夠較好地反映本地區(qū)對(duì)周邊相鄰地區(qū)的空間影響，但對(duì)其他非鄰接地區(qū)的空間效應(yīng)卻無(wú)法體現(xiàn)。但現(xiàn)實(shí)中由于地理距離、經(jīng)濟(jì)距離的差異，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展也會(huì)表現(xiàn)出空間關(guān)聯(lián)特征，因此，構(gòu)建地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

以每個(gè)省份省會(huì)為中心，構(gòu)造以省會(huì)為中心距離標(biāo)準(zhǔn)的地理距離矩陣wD，矩陣元素為wij，若i=j,wij=1/d2;若i≠j,wij=0，d為省會(huì)之間的距離。

從基于地理距離和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣估計(jì)的空間誤差模型(見(jiàn)表7)結(jié)果看，無(wú)論是地理距離矩陣還是經(jīng)濟(jì)距離矩陣，空間誤差自相關(guān)系數(shù)都顯著為負(fù)，表明無(wú)論是基于地理因素還是基于經(jīng)濟(jì)因素，當(dāng)前階段休閑農(nóng)業(yè)存在負(fù)向溢出效應(yīng)。影響因素中經(jīng)濟(jì)距離矩陣下星級(jí)飯店和旅行社數(shù)據(jù)與假設(shè)不一致的原因可能為休閑農(nóng)業(yè)多位于郊區(qū)，而星級(jí)飯店和旅行社的服務(wù)范圍廣且多位于市區(qū)，另外從酒店服務(wù)業(yè)發(fā)展看，民宿行業(yè)近年來(lái)越來(lái)越受歡迎，且休閑農(nóng)業(yè)景點(diǎn)多數(shù)會(huì)設(shè)置住宿點(diǎn)，因此消費(fèi)者會(huì)考慮行程和價(jià)格因素而選擇就近居住，而放棄對(duì)于星級(jí)飯店的消費(fèi)。模型其他影響因素均與鄰接矩陣估計(jì)結(jié)果方向一致，模型總體平穩(wěn)。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：空間誤差模型再估計(jì)

(二)不同空間模型的比較

雖然模型檢驗(yàn)傾向于空間誤差模型，但為了進(jìn)一步分析休閑農(nóng)業(yè)的空間效應(yīng)，從不同視角下分析休閑農(nóng)業(yè)的溢出效應(yīng)，構(gòu)建空間交叉模型(SAC)、空間滯后模型(SAR)和空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行輔助分析(見(jiàn)表8)。

表8 SAC、SAR、SDM模型估計(jì)結(jié)果

從三種空間模型估計(jì)結(jié)果可看出，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展都呈現(xiàn)負(fù)向溢出，在考慮內(nèi)生變量與誤差項(xiàng)交互作用的前提下，休閑在農(nóng)業(yè)的負(fù)向空間溢出主要由其自身發(fā)展所導(dǎo)致；考慮內(nèi)生變量與外生解釋變量交互作用下，休閑農(nóng)業(yè)的負(fù)向溢出效應(yīng)并沒(méi)有發(fā)生改變，影響因素的溢出效應(yīng)除旅游接待能力不顯著外，其余均符合預(yù)期，因此，更換空間計(jì)量模型并未與假設(shè)大相徑庭。

六、結(jié)論與建議

利用2008—2017年中國(guó)28個(gè)省(直轄市、自治區(qū))②面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型對(duì)我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)行實(shí)證研究，得出以下結(jié)論：我國(guó)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展存在明顯的空間溢出效應(yīng)，空間集聚現(xiàn)象主要集中于東部和西部。本區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)鄰近地區(qū)確實(shí)存在負(fù)向溢出效應(yīng)。收入水平、農(nóng)村生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、交通通達(dá)度和旅游稟賦顯著提高休閑農(nóng)業(yè)收入水平。

基于上述實(shí)證研究結(jié)論，提出下列政策建議：第一，繼續(xù)堅(jiān)持和擴(kuò)大改革開(kāi)放，不斷提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，著力改善民生條件，提高居民收入水平，提升居民幸福感。第二，不斷優(yōu)化農(nóng)村生態(tài)環(huán)境，堅(jiān)持“綠水青山就是金山銀山”的思想，深入貫徹綠色發(fā)展理念，在農(nóng)村開(kāi)發(fā)建設(shè)時(shí)注意農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的保護(hù)，推進(jìn)綠色鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。第三，完善交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，注重高速公路和等級(jí)公路的科學(xué)規(guī)劃，推進(jìn)綠色、智慧、品質(zhì)交通建設(shè)，助推休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展。第四，在新發(fā)展理念引導(dǎo)下，合理開(kāi)發(fā)景區(qū)，適當(dāng)增加民宿等高性價(jià)比住宿服務(wù)，杜絕鋪張浪費(fèi)，促進(jìn)休閑農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興。

注釋?zhuān)?/p>

①“看得見(jiàn)的手”和“看不見(jiàn)的手”分別指國(guó)家宏觀調(diào)控和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制。

②磁石效應(yīng)在本文的含義是休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)周邊地區(qū)形成一定的吸引力。

③由于重慶、寧夏、西藏、臺(tái)灣、香港和澳門(mén)數(shù)據(jù)缺失，本文選取28個(gè)省(直轄市、自治區(qū))為樣本。