Research on the Coupling Coordination of Industrial Prosperity and Life Prosperity from the Perspective of Rural Revitalization
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摘要: 以乡村振兴为视角，利用耦合度模型、剪刀差、演化耦合度模型，对2005—2019年甘肃省产业兴旺子系统和生活富裕子系统的耦合关系进行了分析，研究结果显示：两子系统的耦合协调度在研究期内总体呈上升趋势，分别经历了失调衰退、中间过渡、协调提升三个阶段。由于产业兴旺子系统的演化速度持续下降，而生活富裕子系统的演化速度持续上升，导致二者的剪刀差α呈“V”型变化趋势，系统的演化耦合度β呈下降趋势，系统演化耦合度由共同发展状态变为初级协调发展状态。特别是2010年以后，产业兴旺子系统的演化速度小于生活富裕子系统的演化速度，这对长期维持的初级协调发展状态极为不利。因此，在甘肃省实施乡村振兴战略的首要任务就是要振兴乡村产业，激活乡村内生动力。Abstract: From the perspective of rural revitalization, using coupling degree model, scissors difference and evolutionary coupling degree model, this paper analyzes the coupling relationship between industrial prosperity subsystem and life prosperity subsystem in Gansu Province from 2005 to 2019. The results show that the coupling coordination degree of the two subsystems is on the rise in the research period, and they have gone through three stages: maladjustment recession, intermediate transition and coordination improvement. As the evolution speed of the industrial prosperity subsystem continues to decline, while the evolution speed of the life affluence subsystem continues to rise, the scissors difference α of the two subsystems shows a “V” trend, the evolution coupling degree β of the system shows a downward trend, and the evolution coupling degree of the system changes from the state of common development to the state of primary coordinated development. Especially after 2010, the evolution speed of the industrial prosperity subsystem is less than that of the life affluence subsystem, which is extremely unfavorable for the long-term primary coordinated development. Therefore, the primary task of implementing rural revitalization strategy in Gansu Province is to revitalize rural industry and activate rural endogenous power.
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订单农业的发展对于缓解“小农户”与“大市场”之间的矛盾起着至关重要的作用，它不仅解决了小农户的“买难”和“卖难”问题，而且能将小农户纳入现代农业产业链，分享产业链上的增值收入，促进农民增收。然而，实践中订单农业的履约问题一直困扰着订单农业的发展，其违约率一直居高不下，我国订单农业的履约率仅在20%左右[1]，这不仅不利于农户和企业之间建立稳定的合作关系，而且也影响企业对农业生产的专用性投资，阻碍现代农业发展。
一、 文献综述
关于订单农业的履约问题，众多学者有着不同角度的研究。史建民从法律的角度对农户和企业进行了研究[2]。周立群等通过对企业与农户履约情况的调查研究发现，合作伙伴的类型对农户违约存在显著影响，在企业与农户之间引入合作社等中介组织，有利于提高龙头企业与农户履约关系的稳定性，从而降低农户的违约率，促进农业经济的规模发展[3]。郭红东通过对农户参与订单农业的研究，得出了“保底收购”“随行就市”的价格条款履约率相对较高；除此之外，订单的类型、订单的期限对农户的履约行为都存在着一定影响[4]。赵西亮等认为专用性的投资、信誉及法律约束对农户履约的行为都没有显著的影响，契约双方风险分担机制的设计、农户的联合与企业的保险才是解决订单农业违约风险高、履约效率低下的根本途径[5]。蒋逸通过建立委托—代理模型分析发现农户的经营规模越大，企业的委托代理风险就越小，研究了投入资产的资产量与农户经营规模的关系，进而研究农户的履约行为[6]。
通过以上研究发现，学者对农户的履约行为主要从以下两个维度进行探讨研究。一是从契约的外部环境分析影响农户履约行为的因素，如政策环境、市场环境等；二是从契约的内部治理机制分析影响农户履约行为的因素，如利益共享机制、风险分担机制等。本文基于众多学者的研究并结合我国订单农业的发展现状，从契约的外部环境进一步深入分析兼业化程度对农户履约行为的影响。
本文的边际贡献主要表现在三个方面。第一，在前人的研究基础之上，对兼业化程度进行细分，深入分析兼业化程度对茶农履约行为的影响；第二，以往文献中较早就有分析农户兼业化程度对经营规模的影响，但鲜有文献研究两者之间的机制分析和检验；第三，在已有文献的研究基础上，进一步研究兼业化程度和茶农履约行为之间的中介变量，深入剖析兼业化程度与茶农履约行为之间的内在关联及作用机制，为提高茶叶订单的履约率提供参考建议。
二、 理论分析与研究假设
（一） 兼业化程度对茶农履约行为的直接影响
江鑫等的研究表明，农户兼业有助于提升家庭农业劳动生产率，农户兼业收入越高，对提高家庭农业劳动生产率越有利[7]。农户的兼业化，提高了家庭内部劳动力和劳动时间的利用率,可以使农户的收入数量增加，稳定性增强，减轻了家庭经营的风险程度，同时有利于加快农业技术的改造。李道和等通过对江西省农户的调查研究发现农产品收入占家庭收入比重与农户的履约行为存在负向相关关系，农产品收入占家庭比重越大，农户履约的可能性就越小[8]。张艳平等以对山东胶州农村合作社白菜订单为例，对农户的履约情况和收入进行了实证研究，研究结果发现，劳动力的投入对农户的履约行为存在显著的负向相关关系，即在生产经营过程中，投入的劳动力越多，农户的履约概率就越低[9]。一般而言，农户的兼业化程度越高，农户对农业的生产经营的重心就越低，农户经营农业的收入占家庭的比重也就越低，对于签订订单农业的农户而言，经过对违约后所带来的负面影响以及重新进入市场所花费的成本进行考虑过后，农户更有可能选择履约行为。基于以上理论分析，提出假设1。
H1：农户家庭的兼业化程度越高茶农的履约率越高。
（二） 农户经营规模的中介效用
经营规模的中介效应体现在，农户兼业化可以通过缩小经营规模促进农户的履约行为。经营规模的缩小有利于促进农户的履约行为；兼业化有利于农户减小经营规模。
经营规模的缩小有利于促进农户的履约行为。随着土地改革不断地发展，规模化经营已经成为主流方式，农户的规模化生产，既可以提高农业生产力水平，促使农业产业进一步优化，也可以改善小农生产状况，获得较大收益。在已有研究中表明经营规模对农户的履约行为存在显著影响，如，Zylbersztajn通过对巴西农户的研究发现，农户的经营规模对农户的履约行为产生一定的影响，此外还受价格条款等因素的影响[10]。郭亮发现农户种植规模的大小与农户的履约行为存在着显著的负向相关关系，农户种植的规模越大，农户履约的概率就越低[11]。
兼业化有利于减小农户的经营规模。农户的兼业化行为是否会造成农业劳动生产力的下降，进而降低农户的经营规模呢？杨万江等对此展开了研究，研究发现非农劳动力比重对稻农的经营规模存在显著的负向影响[12]。梅建明等研究发现农户的兼业化程度对农户的经营规模有着重要的影响[13]。一般来说，农户的兼业化程度越高，非农劳动力的比重就越大，农业劳动力的降低会导致农户生产经营规模的减小。综上所述，该文在已有研究的基础上，将兼业化程度、经营规模和农户的履约行为纳入同一分析框架，检验兼业化程度影响农户履约行为的过程中农户经营规模的中介作用，以期提高茶农的履约率和收入、促进茶业产业的纵向发展和农业现代化的推进。
根据以上理论分析，该文认为农户的兼业化程度会负向影响农户的经营规模，进而正向影响农户的履约行为。因此，提出研究假设2。
H2：经营规模在兼业化程度影响茶农的履约行为过程中存在中介效应。
三、 影响农户合作履约行为的实证分析
（一） 样本数据来源
本文数据来自2021年课题组对安徽省1218户茶农所作的调查。调查涉及六安、安庆、宣城、黄山等十个市，前期是课题组学生线下一对一访谈的形式，后期由于疫情严重，课题组由线下访谈转变为线上问卷调查，其中线下问卷449份，线上调查问卷769份，调查的规模范围较大、涉及范围较广，因此，样本具有较好的代表性。其中在问卷中涉及与企业或合作社签订过合同的有516份问卷，去除变量缺失的数据最后得到470份有效问卷，问卷的有效率达到91.09%，本文最终以470份农户的数据为样本，运用二元logistic回归模型，分析兼业化程度对茶农履约行为的影响及作用机制。
（二） 变量说明
1. 因变量
被解释变量为农户是否履行合同。由于被解释变量只有两种结果，即履行合同和不履行合同，因此本文采用二元logistic模型。在本文中将农户按照合同签订的订单，按照合同约定正常履行合同即视为该农户履约，否则视为违约，并将“履约”定义为Y=1，将“违约”定义为Y=0。
2. 核心变量
核心解释变量为农户家庭的兼业化程度。参照陈晓红的研究，该文将务工的人数占家庭总劳动力的比重衡量农户的兼业化程度[14]。调查农户具体分布情况见表1。
表 1 农户兼业类型兼业类型 纯农户 一兼农户 二兼农户 农户数量/户 126 76 268 该类型农户占总农户数比率/% 26.81 16.17 57.02 履约户数/户 37 41 184 履约户数占该类型总农户数比率/% 29.37 53.95 68.66 注：当务工人数占家庭总劳动力的比率小于10%、大于10%但小于50%、大于50%时，分别定义为“纯农户”“一兼农户”和“二兼农户”。 由表1可知，纯农户有126户，占调查农户总数的26.81%；一兼农户76户，占调查农户总数的16.17%；二兼农户268户，占调查农户总数的57.02%。一兼农户和二兼农户累计占比73.19%，可见农户兼业化已成为我国农村发展的主流趋势，农户兼业化一方面不仅可以降低农户农业生产经营的风险，另一方面可以帮助农户增加额外的收入，同时有助于合理运用劳动力要素在城乡两大部门的配置。在纯农户中有37户农户履约、一兼农户中有41户农户履约、二兼农户中有184户农户履约，各类型农户的履约比率分别为29.37%、53.95%、68.66%，二兼农户中履约农户比率最高。
3. 中介变量
中介变量为农户的经营规模。为了更加科学地描述经营规模对农户履约效率的影响，本文参照已有学者研究，对农户的生产经营规模进行转换，将连续型变量转变为离散型变量，更能够有效地反应经营规模与茶农履约行为之间的关系。参考李凡凡等人的研究，对农户的经营规模进行等级分类[15]。具体分布情况见表2。
表 2 茶农的经营规模经营规模种类 户数/户 比率/% 累计比率/% 小规模生产农户 276 59 59 中小规模生产农户 82 17.5 76.5 中等规模生产农户 15 3 79.5 较大规模生产农户 15 3 82.5 大规模生产农户 82 17.5 100 注:小规模 0～<0.67 hm2、中小规模 ≥0.67～<2 hm2、中等规模 ≥2～<3.33 hm2、较大规模 ≥3.33～<6.67 hm2 、大规模 ≥6.67 hm2以上。 从表2可以看出，茶叶的生产经营主要还是小规模的生产方式，小农户生产依然是茶叶种植的主流趋势，要促进农业现代化的发展，小农户仍然是关注的重点。
4. 控制变量
结合已有学者对农户履约的研究，该文将茶农的年龄、户主性别、户主的文化程度、身体状况、交通条件、有无政府补贴、合同主体、签约方式以及签约次数作为控制变量纳入模型中。各变量的定义及统计性描述见表3。
表 3 变量定义及统计性描述变量名称 变量内容 变量定义 均值 标准差 因变量 是否履约 0=不履约；1=履约 0.557 0.497 自变量 兼业化程度 务工人数/家庭劳动力 0.453 0.341 中介变量 经营规模 1=小规模；2=中小规模；3=中等规模；4=较大规模；5=大规模 2.034 1.526 控制变量 年龄 48.664 9.442 户主性别 0=女性；1=男性 0.774 0.418 文化程度 1=小学及以下；2=初中；3=高中；4=大专及以上 2.643 1.007 身体状况 1=不好；2=一般；3=很好 2.732 0.506 交通条件 1=较差；2=一般；3=很好 2.217 0.554 有无补贴 0=没有；1=有 0.872 0.334 合同主体 0=企业；1=合作社 0.626 0.485 签约方式 0=口头协议；1=书面协议 0.579 0.494 签约次数 农户与企业签约过的次数 4.094 3.457 （三） 模型选择
1. 基准回归
由于农户在订单中的履约问题只有两种结果，即履行合同和不履行合同，即被解释变量采用的虚拟变量（二分变量），所以本文采用二元Logistic模型，模型设定如下：
$$ {P}_{i}=F\left({\text{α}} +{\text{β}} {X}_{i}\right)=\frac{1}{1+{e}^{-({\text{α}}+{\text{β}} {X}_{i})}} $$ (1) 根据式（1）得到：
$$ \mathrm{ln}\left(\frac{{P}_{i}}{1-{P}_{i}}\right)={\text{α}} +{\text{β}} {X}_{i}$$ (2) 模型具体建构如下：
$$\begin{aligned} {\rm{Logit}}\left({P}_{i}\right)&=\mathrm{ln}\left(\frac{{P}_{i}}{1-{P}_{i}}\right)\\ &={{\text{α}} }_{0}+{{\text{β}}}_{1}{X}_{1}+{{\text{β}} }_{2}{X}_{2}+\dots +{{\text{β}} }_{n}{X}_{n}+\sigma \end{aligned}$$ (3) 式（2）（3）中，Pi表示农户与履约的概率；
${\text{β}}_{1}，{\text{β}}_{2}，\cdots，{\text{β}}_{n}$ 为待估计参数，即自变量的回归系数；${X}_{1}， {X}_{2}，\cdots， {X}_{n}$ 为解释变量，$ \sigma $ 为模型的残差项。2. 中介效应检验
通过中介效应检验，进一步验证茶农家庭兼业化程度对茶农履约行为的作用机理。参考温忠麟等的研究，对模型进行中介效应检验分析[16]。具体步骤如下:
$$ {PS}={{\rm{a}}MO}+{\text{ε}}_{1} $$ (4) $$ {Y}={{\rm{c}}MO}+{\text{ε}}_{2} $$ (5) $$ {Y}={\rm{c}}'{MO}+{{\rm{b}}PS}+{\text{ε}}_{3} $$ (6) 式（4）（5）（6）中，PS是中介变量，表示农户的经营规模，MO表示农户家庭兼业化程度，Y表示农户的履约行为，a、b、c、
$\rm{c}'$ 为待估系数，${\text{ε}}_{1}$ 、${\text{ε}}_{2}$ 、${\text{ε}}_{3}$ 为随机误差项。在求出回归系数的基础上，利用系数乘积法计算中介效应的大小，即ab，最后计算出中介效应占总效应的比率，计算公式如下:
$$ {{\rm{M}}}=\frac{{{\rm{ab}}}}{{ {\rm{c}}}} $$ (7) 式（7）中，M表示中介效应在总效应中的比率，ab表示中介效应的大小。
（四） 结果分析
1. 兼业化程度对农户履约行为的直接作用检验
应用Stata16.0统计软件对470户茶农调查数据进行二元Logistic回归处理。为了增强模型的可靠性，对变量进行多重共线性检验，结果显示11个自变量方差膨胀因子VIF均小于10，可以认为变量之间不存在显著的多重共线性。本文采用了逐步回归的思想，首先对兼业化程度进行回归，其次将控制变量纳入添加到回归中，模型分别为模型一和模型二。各模型回归结果见表4。
表 4 影响农户履约行为因素的模型回归结果解释变量 模型一 模型二 是否履约 是否履约 兼业化程度 0.553*** 0.545*** （0.623） （0.064） 年龄 −0.007*** （0.003） 户主性别 −0.454 （0.051） 文化程度 −0.461* （0.024） 身体状况 −0.086* （0.043） 交通条件 0.034 （0.039） 有无补贴 −0.058 （0.066） 合同主体 0.018 （0.045） 签约方式 0.010 （0.043） 签约次数 0.027*** （0.006） 系数 0.307*** 0.893*** （0.353） （0.233） Adj R-squared 0.1420 0.2077 Observations 470 470 注：“***”“**”“*”分别是在1%、5%、10%的水平下显著；括号内为稳健标准误，下同。 由表4可知，模型一与模型二中兼业化程度均在1%的显著水平上显著，且回归系数为正，说明兼业化程度对农户的履约行为存在显著的正向影响，家庭的兼业化程度越高，农户履约的概率越高，假设H1得到验证。茶农的兼业化程度越高，对茶叶的依赖程度就会越小，农户可以从其他工作中获取收入的来源，因此其家庭兼业化程度越高的农户选择违约的概率就越低。
就控制变量而言，农户的年龄、文化程度、身体状况、与合同主体签约的次数对农户的履约行为均存在显著的影响。回归结果中，农户的年龄在1%的显著水平显著，且系数为负，表明农户的年龄与其履约行为存在负向相关关系，年龄较大的农户其人际关系可能较多，获取市场信息的渠道和市场信息较为丰富，因此违约的概率可能会有所增加。户主的文化程度在10%的显著水平下显著，且回归系数为负，说明文化程度越高，农户履约的概率越低，户主的文化程度越高，自己处理茶叶的生产和销售问题的能力越强，对订单农业的依赖程度就会降低，因此违约的概率会有所提高。农户的身体状况在10%的显著水平下显著，且回归系数为负，说明农户的身体状况对农户的履约行为存在负面的影响。农户与合同主体签约的次数在1%的显著水平下显著，且回归系数为正，表明农户签约的次数与履约行为之间存在正向的相关关系，农户与合同主体签约的次数越多，农户履约的概率越高，签约次数越多，农户对企业或合作社的信任程度越高，此外由于长期合作，双方的关系也会进一步提升，因此农户违约的概率越低。
2. 经营规模在家庭兼业化程影响农户履约行为中的中介效应检验
根据前文关于中介效应检验的相关步骤和原理，进一步分析兼业化程度对农户履约行为的内在机理，即检验兼业化程度对农户的履约行为影响的过程中，经营规模是否具有中介效应。由表5的结果可知，在兼业化程度对农户的经营规模进行单独回归时，兼业化程度对农户的经营规模存在显著的影响。在此基础之上，将兼业化程度与农户的经营规模同时纳入回归模型进行回归。
表 5 经营规模的中介效应检验解释变量 模型三 模型四 模型五 经营规模 是否履约 是否履约 兼业化程度 −1.370*** 0.545*** 0.475*** （0.197） （0.064） （0.067） 经营规模 −0.051*** （0.015） 其他变量 控制 控制 控制 Adj R-squared 0.213 0.207 0.227 Observations 470 470 470 从回归结果可以看出，农户的兼业化程度和经营规模均在1%的水平下显著，但兼业化程度的系数从0.545下降到0.475，表明农户的经营规模具有部分中介效应。即兼业化程度不仅对农户履约行为具有直接影响，还会通过经营规模对农户的履约行为产生间接影响，即假说H2得到验证。根据前文公式（7）的分析，可以进一步得到中介效应量为0.069，占总效应的12.8%。根据理论分析可知，农户的兼业化程度越高，其从事茶叶生产的劳动力越少，降低了农户从事茶叶的劳动生产率，从而造成农户经营规模的减小，导致农户对茶叶生产的依赖程度降低，进而提高了农户的履约率。
四、 稳健性检验
为了进一步验证兼业化程度对农户履约行为的影响，以表4中模型二的回归结果为基准模型，采用自变量替换法进行稳健性检验（表6）。
表 6 稳健性检验结果解释变量 模型六 模型七 是否履约 是否履约 兼业化程度 0.545*** （0.064） 兼业收入占比 0.340*** （0.074） 年龄 −0.007*** −0.006** （0.003） （0.002） 户主性别 −0.454 −0.077 （0.051） （0.054） 文化程度 −0.461* −0.066* （0.024） （0.026） 身体状况 −0.086* −0.111* （0.043） （0.046） 交通条件 0.034 −0.015 （0.039） （0.040） 有无补贴 −0.058 −0.463 （0.066） （0.069） 合同主体 0.018 0.067 （0.045） （0.047） 签约方式 0.010 0.069 （0.043） （0.045） 签约次数 0.027*** 0.027*** （0.006） （0.006） 系数 0.893*** 1.078*** （0.233） （0.244） Adj R-squared 0.2077 0.1244 Observations 470 470 由表6可知，通过自变量替换法将兼业收入占总收入的比率对务工人数占劳动力总人数的比率变量进行替换，家庭外出务工人数越多，家庭的兼业收入占家庭总收入的比率越高，当非农收入为农户家庭的主要收入来源时，农户对农业收入的依赖程度也会随之降低，签订订单农业的农户将违约后的损失和代价与履约时相比，其农户更倾向于选择履约行为。因此本文利用兼业收入的比率替换农户家中务工人数占家庭劳动力的比率作为本文模型的稳健性检验。替换后的回归结果即为模型七，通过模型七的结果可以看出农户兼业收入比率在1%的显著水平下显著，且回归系数为正，表明了兼业收入比率对农户的履约行为存在正向影响，兼业收入比率越大，农户履约的可能性就越高。即农户的兼业程度越高，农户履约的概率越大。其他回归结果与模型六的结果基本相似，表明回归结果较为稳健。
五、 结论与政策启示
订单农业的实质是企业与农户之间的一种交易关系，在保持这种关系稳定的情况下，订单农业才能够更好地发展、农民的收入才能稳定增加、农业产业链才能够更好地延伸。本文基于安徽省主茶区470户茶农的调查数据，运用二元Logistic模型，分析了农户的兼业化程度对农户履约行为的影响及作用机制。研究结果如下：第一、农户的兼业化程度对农户的履约行为存在显著的正向影响，即家庭务工人数越多，农户履约的概率越大；第二、经营规模在兼业化程度影响农户履约的行为中发挥着负向中介作用，占比达到12.8%；此外，户主的年龄、文化程度、身体状况以及签约的次数均存在显著性影响。
基于此，为提高茶农的履约率，稳定农户和企业之间的合作关系，促进农业产业化经营，本文提出以下建议：第一、鼓励农户的兼业化行为，促使农户可得工、农两业的发展。研究结果表明家庭的兼业化程度越高，对订单农业的发展越有利，当地政府可以出台一些相关政策，对农户进行多种职业的从事进行鼓励与支持，兼业化程度高的家庭一方面不仅可以提高家庭的经济收入，而且还可以减少从事农业生产活动所面临的经济风险，增强应对不确定性风险的能力；另一方面，农户兼业化程度的提高能够促进农业机械化水平的发展，推动农业技术的改造。第二、成立农户专业合作社，经营规模小的农户可通过集体加入合作社扩大总体规模，提高农户的谈判能力，均衡在企业之间的谈判地位，又能减少个别小农户的违约行为；同时，农户专业合作社的成立有助于经营规模比较大的农户之间互相监督，从一定程度上而言，农户之间的互相监督能够有效减少政府的监督成本，增加监督效率。第三、鼓励青年群体返乡经营，落实地方各项返乡创业政策，进一步优化创业环境。研究表明，履约行为与年龄存在负向相关关系。青年群体返乡，不仅能够为家乡的经济发展带来新的活力、助力乡村振兴，同时能够缓解在新冠病毒性肺炎疫情影响下的就业压力。
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表 1 产业兴旺—生活富裕系统评价指标体系及权重
系统层 一级指标 二级指标（变量） 单位 功效 权重 产业兴旺 农村产业融合 粮食产量（${X_1}$） 万t 正向 0.0451 农村固定资产投资用于非农产业的比率（${X_2}$） % 正向 0.0142 从事非农产业的农村劳动力人数（${X_3}$） % 正向 0.0362 农业总产值（${X_4}$） 亿元 正向 0.0438 农业现代化 机播水平（${X_5}$） % 正向 0.0624 机耕水平（${X_6}$） % 正向 0.0406 有效灌溉面积（${X_7}$） 千hm2 正向 0.0423 农村产业投入 农村生产用电量（${X_8}$） 亿kW·h 正向 0.0458 农业化肥使用量（${X_9}$） 万t 正向 0.0405 农业机械总动力（${X_{10} }$） 万kW 正向 0.0400 生活富裕 农民收入水平 农村居民人均纯收入（${X_{11} }$） 元 正向 0.0657 城乡收入比（${X_{12} }$） 比值 负向 0.0396 农民消费水平 农村居民人均消费支出（${X_{13} }$） 元 正向 0.0749 农村居民文教娱乐支出占总消费比率（${X_{14} }$） % 正向 0.0828 恩格尔系数（${X_{15} }$） % 负向 0.0707 农民生活质量 人均居住面积（${X_{16} }$） m2 正向 0.0642 每百户家庭电冰箱拥有量（${X_{17} }$） 台 正向 0.0779 农村居民储蓄存款余额（${X_{18} }$） 万元 正向 0.0689 农民生活用电量（${X_{19} }$） 亿kW·h 正向 0.0466 
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表 2 耦合协调度的等级分类标准
耦合协调度 等级 区间 阶段 [0,0.1) 极度失调 $ 0 \leqslant D < 0.4 $ 失调衰退阶段
（不可接受区间）[0.1,0.2) 严重失调 [0.2,0.3) 中度失调 [0.3,0.4) 轻度失调 [0.4,0.5) 濒临失调 $ 0.4 \leqslant D < 0.6 $ 中间过渡阶段
（颉颃区间）[0.5,0.6) 勉强协调 [0.6,0.7) 初级协调 $ 0.6 \leqslant D < 1 $ 协调提升阶段
（可接受区间）[0.7,0.8) 中级协调 [0.8,0.9) 良好协调 [0.9,1] 优质协调
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表 3 农村产业兴旺子系统和村民生活富裕子系统动态耦合程度
角度范围 分区 发展阶段 作用表现 $-{90^{\text{o} } } < \beta \leqslant {0^{\text{o} } }$ A 低级协调共生阶段 产业兴旺子系统发展缓慢，且基本不受到生活富裕子系统的限制和约束，产业兴旺对生活富裕的影响也几乎为零 ${0^{\text{o} } } < \beta < {45^{\text{o} } }$ 初级协调发展阶段 产业兴旺子系统的发展速度小于生活富裕子系统的发展速度，农村产业兴旺滞后于居民生活富裕 $\beta = {45^{\text{o} } }$ B 和谐发展阶段 产业兴旺子系统和生活富裕子系统的发展速度相当，两者和谐发展 ${45^{\text{o} } } < \beta \leqslant {90^{\text{o} } }$ 共同发展阶段 产业兴旺子系统发展速度大于生活富裕子系统的发展速度，产业兴旺和生活富裕相互影响，农村产业兴旺带动了居民生活富裕 ${90^{\text{o} } } < \beta \leqslant {180^{\text{o} } }$ C 极限发展阶段 产业兴旺子系统高速发展，生活富裕程度的改善严重滞后，两者之间的矛盾日益突出 $-{180^{\text{o} } } < \beta \leqslant-{90^{\text{o} } }$ D 螺旋式上升阶段 产业兴旺子系统与生活富裕子系统之间由交互胁迫的关系逐步转化为相互促进的关系，并最终达到两者的高度协调共生发展状态
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表 4 2005—2019年甘肃省产业兴旺与生活富裕耦合协调指标
年份 产业兴旺指数 生活富裕指数 综合发展指数 协调度 耦合协调度 协调等级 2005 0.0114 0.0824 0.0469 0.6546 0.1752 严重失调 2006 0.0194 0.0596 0.0395 0.8611 0.1844 严重失调 2007 0.0544 0.0453 0.0499 0.9958 0.2229 中度失调 2008 0.0967 0.0581 0.0774 0.9683 0.2737 中度失调 2009 0.1158 0.0911 0.1034 0.9929 0.3205 轻度失调 2010 0.1611 0.0960 0.1285 0.9674 0.3526 轻度失调 2011 0.1994 0.1531 0.1763 0.9913 0.4180 濒临失调 2012 0.2495 0.1886 0.2190 0.9903 0.4657 濒临失调 2013 0.2851 0.2331 0.2591 0.9949 0.5077 勉强失调 2014 0.3128 0.2853 0.2990 0.9989 0.5465 勉强失调 2015 0.3266 0.4212 0.3739 0.9920 0.6090 初级协调 2016 0.3053 0.4850 0.3952 0.9738 0.6203 初级协调 2017 0.3225 0.4960 0.4092 0.9773 0.6324 初级协调 2018 0.3430 0.5584 0.4507 0.9710 0.6616 初级协调 2019 0.3671 0.5849 0.4760 0.9735 0.6807 初级协调
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1. 聂涛，张藕香. 多维社会资本对茶农履约行为的影响研究——基于合作经历的调节效应. 内蒙古农业大学学报(社会科学版). 2024(02): 72-78 . 
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