郝愛民

( 鄭州航空工業(yè)管理學院 經(jīng)貿(mào)學院，河南 鄭州450015)

一、引 言

農(nóng)業(yè)技術進步是保證國家糧食安全、實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的最主要動力。但是，目前我國技術對農(nóng)業(yè)增長的貢獻率與世界先進水平相差還比較大，農(nóng)業(yè)技術對農(nóng)業(yè)增長貢獻率也大大低于全國的技術對經(jīng)濟增長的貢獻。在一些農(nóng)業(yè)技術項目中，由于缺乏必要的生產(chǎn)性服務( 如資金、信息、市場等)外部條件，許多技術含量和附加值較高、市場前景看好的農(nóng)業(yè)技術項目無法實施。從世界范圍來看，最近30年現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新日益從資源誘致技術變遷路徑轉(zhuǎn)變?yōu)榛谛枨蠛涂茖W的技術創(chuàng)新，農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新從單向線性創(chuàng)新逐步轉(zhuǎn)向復雜的基于互動學習的創(chuàng)新，整個農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新已形成以產(chǎn)業(yè)鏈主體構成的創(chuàng)新網(wǎng)絡系統(tǒng)［1］。與發(fā)達國家農(nóng)業(yè)發(fā)展相比，我國農(nóng)業(yè)技術進步程度及其效率存在許多問題需要研究。20 世紀90年代中期以來，中國農(nóng)業(yè)科技投入逐年提升，但缺乏農(nóng)業(yè)科技多元化、多層次投資機制，尤其是高新技術產(chǎn)業(yè)化中介機制不健全，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者采用創(chuàng)新成果的能力和有效需求不足，農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與市場需求結(jié)合不夠緊密，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和設施農(nóng)業(yè)技術經(jīng)常因為生產(chǎn)性服務問題而無法進行規(guī)?；褂?。尤其是近年來，隨著環(huán)境資源生態(tài)、食品安全、全球氣候變化等問題日益突出，生產(chǎn)性服務( 比如產(chǎn)品銷售渠道等)缺失下的不少農(nóng)戶會選擇高產(chǎn)量低質(zhì)量的高環(huán)境危害技術，價格及附加值較高的綠色新技術卻得不到有效使用。這一方面增加了我國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品安全風險，另一方面又使我國農(nóng)業(yè)整體質(zhì)量難以有效提高。這些嚴重的服務業(yè)約束尤其是生產(chǎn)性服務發(fā)展滯后已經(jīng)制約了農(nóng)業(yè)新技術的推廣使用和農(nóng)業(yè)技術進步的創(chuàng)新，降低了各級政府推動農(nóng)業(yè)技術進步工作的效果。

因此，通過分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對促進農(nóng)業(yè)技術進步貢獻的影響機理，并使用合適的數(shù)據(jù)驗證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻是否有影響，理論上有助于進一步認識農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)在促進農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率提高及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化中的作用，可以豐富農(nóng)業(yè)現(xiàn)代服務理論; 實踐上可以通過提出加強我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的相關措施，改善農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)業(yè)增長貢獻的效率，推動我國農(nóng)業(yè)整體科技水平及競爭力的提高。

二、研究綜述

國外關于影響農(nóng)業(yè)技術進步的研究主要集中在以下幾個方面:(1)農(nóng)業(yè)技術進步的資源稟賦影響研究。20 世紀70年代速水佑次郎和拉擔［2］集中分析了技術進步對一個國家農(nóng)業(yè)增長的影響，他們認為，一個國家，農(nóng)業(yè)技術進步模式選擇以農(nóng)業(yè)機械性技術進步還是生物化學性技術進步模式主要取決于這個國家的資源稟賦，一般而言，勞動比較稀缺的國家會偏向農(nóng)業(yè)機械性技術進步模式來替代價格昂貴的勞動力。而土地比較稀缺的國家會偏向生物化學性技術進步模式來擴大土地的產(chǎn)量。(2)農(nóng)業(yè)技術進步的市場結(jié)構影響研究。熊彼特［3］最早進行了關于技術進步和產(chǎn)業(yè)組織的關系研究，提出完全競爭不利于創(chuàng)新活動，技術進步需要大廠商的推動。舒爾茨［4］認為:改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)一方面需要通過技術進步找到新的更富效率生產(chǎn)要素，另一方面，由于競爭行業(yè)比壟斷行業(yè)更能激勵創(chuàng)新，更需要建立從供給和需求兩方面考慮的農(nóng)民能夠接受的新的生產(chǎn)組織方式，依靠市場競爭才能更有效地促進農(nóng)業(yè)技術進步。(3)農(nóng)業(yè)技術進步的生產(chǎn)性服務支持影響研究。格魯伯、沃克［5］最早用生產(chǎn)迂回學說闡述了生產(chǎn)性服務業(yè)對生產(chǎn)過程和生產(chǎn)效率的影響。Alston［6］則認為生產(chǎn)性服務可以促進技術進步，從而成為改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的必由之路。

國內(nèi)關于影響農(nóng)業(yè)技術進步的研究主要圍繞以下幾個方面展開:(1)制度變遷對農(nóng)業(yè)技術進步影響的研究。林毅夫［7］研究了中國改革以來的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟制度對農(nóng)業(yè)技術進步功效的影響，提出:應充分重視農(nóng)業(yè)經(jīng)濟制度在農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)業(yè)技術進步中的作用，他認為制度變遷是發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展的一個組成部分。車維漢和楊榮［8］則就中國土地制度對農(nóng)業(yè)技術進步影響進行了研究。(2)農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)技術進步的影響研究。曹冰玉和雷穎［9］的研究表明農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)技術進步有著積極的影響，而由于我國農(nóng)村金融發(fā)展相對滯后，其對農(nóng)業(yè)技術進步影響不顯著。宋春光和那娜［10］、尹雷和沈毅［11］基于面板數(shù)據(jù)的隨機前沿分析模型，分別研究了合作金融和政策性金融對農(nóng)業(yè)技術進步效率的影響。( 3)農(nóng)業(yè)推廣體系建設對農(nóng)業(yè)技術進步的影響研究。劉志揚［12］主張建立一套技術推廣的激勵制度與考核指標，形成一個人才脫穎而出的良性運行機制促進農(nóng)業(yè)技術進步。高啟杰等［13］提出了分地區(qū)分類型確定農(nóng)業(yè)技術推廣模式的優(yōu)化組合促進農(nóng)業(yè)技術進步。(4)農(nóng)業(yè)勞動力流動對農(nóng)業(yè)技術進步的影響研究。肖琳子和肖衛(wèi)［14］研究了勞動力流動與農(nóng)業(yè)技術進步的關系。趙德昭和許和連［15］則基于“合力模型”的理論研究了FDI、農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的關系。

綜上，已有研究對分析農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展的關系有重要借鑒作用，但就筆者所了解文獻，尚存在以下不足:(1)縱觀國外相關文獻，發(fā)現(xiàn)國外學者在農(nóng)業(yè)技術進步影響因素的理論基礎和研究方法，以及對最新前沿動態(tài)的把握上具有優(yōu)勢。但其對發(fā)展中國家的現(xiàn)實國情和農(nóng)業(yè)技術進步面臨的新的實際制約因素認識不深，研究缺乏針對性。( 2)目前，國內(nèi)學者在研究技術進步影響因素方面取得了一定的成果。這些研究都將其影響因素集中在制度、政府科研支出等方面。少量學者研究了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的某一細分行業(yè)( 如金融支持、技術推廣)對促進農(nóng)業(yè)技術進步的作用，但尚缺乏完善、系統(tǒng)的思路，對整體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務影響農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率的機理及實證研究尚顯不足。

三、影響機理理論分析和模型構建

(一)農(nóng)業(yè)技術進步貢獻的生產(chǎn)性服務影響機理分析

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務來源于專業(yè)化分工，是為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織提供農(nóng)資服務、技術推廣服務、農(nóng)民培訓服務、金融服務、農(nóng)產(chǎn)品流通服務等各類中間投入服務的行業(yè)。它延伸了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的步驟，作為專業(yè)化的服務機構，它將更多的專業(yè)技能和資本導入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者和技術提供者可以專注于自身的相對優(yōu)勢稟賦，進而促進農(nóng)業(yè)技術發(fā)展水平及其對農(nóng)業(yè)增長貢獻率的提高。

結(jié)合已有文獻，農(nóng)業(yè)技術進步貢獻的生產(chǎn)性服務影響機理可簡單分為直接影響和間接影響。

1．農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻的直接影響機理

(1)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步的金融服務支持和創(chuàng)新監(jiān)管作用。農(nóng)業(yè)技術進步與技術創(chuàng)新周期長，人力、物力尤其資金的投入大。農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新在種子期、成長期、擴張期和成熟期等各個階段，都需要不同性質(zhì)、不同數(shù)量的金融服務支持。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)在為農(nóng)業(yè)技術進步提供資金支持的同時，還起到技術創(chuàng)新監(jiān)管的作用。如提供資金支持時與創(chuàng)新主體簽訂契約，有效地對農(nóng)業(yè)技術提供主體支持和監(jiān)督規(guī)范化服務，確保農(nóng)業(yè)技術進步的有效性。

(2)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務組織對農(nóng)業(yè)技術進步的信息整合作用。一項農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新和發(fā)明，往往涉及到很多創(chuàng)新主體，有大量的信息需要各方及時的溝通。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務組織在信息的收集和傳遞方面有自身的優(yōu)勢，各種信息平臺的建設和提供可以有效地幫助農(nóng)業(yè)技術提供主體掃除技術發(fā)明信息障礙，使農(nóng)業(yè)技術提供主體面向市場需求方向發(fā)展，推動技術進步的有效性。

(3)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對技術轉(zhuǎn)換、推廣的創(chuàng)新作用。以往我國以行政推動、會議發(fā)動、技術示范等方法開展農(nóng)技推廣的模式已不能適應保護糧食生產(chǎn)能力和提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)與效益的需要，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展可以促使按市場需求與產(chǎn)業(yè)要求，不斷探索與拓展新的專業(yè)化、標準化、規(guī)?；霓r(nóng)技推廣服務，加快新知識、新技術、新成果轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實生產(chǎn)力，提高農(nóng)業(yè)技術進步的擴散效率。

(4)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步的分散風險作用。農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新不足和貢獻較低的一個重要原因是由于創(chuàng)新投入大，農(nóng)業(yè)技術提供主體面臨的市場風險等不確定性風險較高。而生產(chǎn)性服務可以給農(nóng)業(yè)技術提供主體提供多種的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務工具( 農(nóng)業(yè)金融支持、農(nóng)業(yè)保險服務、農(nóng)產(chǎn)品期貨貿(mào)易等)，將技術創(chuàng)新中的市場風險和純粹不確定性風險分散給不同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者和投資者，從而降低了農(nóng)業(yè)技術進步的風險，有利于不同的創(chuàng)新主體的創(chuàng)新活動的有效性。

2．農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻的間接影響機理

(1)生產(chǎn)性服務通過優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技資源配置對農(nóng)業(yè)技術進步產(chǎn)生影響。中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的主體主要是不同層級國有科研單位和研究型大學，各個層面的研究單位研究資源重復建設現(xiàn)象較為突出，加上缺乏與市場的互通及彼此協(xié)作，導致我國有限的農(nóng)業(yè)科技資源不能得到充分利用。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務體系具有高效的粘合性和市場整合作用，可以通過選擇富有市場潛力和應用價值的農(nóng)業(yè)高附加值技術項目，并通過創(chuàng)新的農(nóng)村金融服務對這些項目提供融資，同時可以通過資本市場引導農(nóng)業(yè)科技資源向這些項目轉(zhuǎn)移，促進技術進步有效性的發(fā)揮。

(2)生產(chǎn)性服務通過自身技術外溢對農(nóng)業(yè)技術進步產(chǎn)生影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)面對激烈的市場競爭，為提高自己的服務效率，在規(guī)模逐步壯大的過程中，必定會加大創(chuàng)新力度以降低自身服務成本。在與上中下游不同科研機構協(xié)同創(chuàng)新的過程中，會產(chǎn)生較為明顯的學習效應、人力資源流動效應，這都可以加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務技術溢出效應的產(chǎn)生和擴散，促進技術進步的有效性。

(3)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展通過提高農(nóng)業(yè)從業(yè)者素質(zhì)來影響農(nóng)業(yè)技術進步的有效性。農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的素質(zhì)高低，直接影響我國農(nóng)業(yè)科技進步對農(nóng)業(yè)貢獻的貢獻水平，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務體系可以通過農(nóng)業(yè)勞動培訓服務和咨詢市場為農(nóng)業(yè)提供人力資本支持，在農(nóng)業(yè)人力資本形成中能起到重要作用，促進農(nóng)業(yè)人力資本積累與農(nóng)業(yè)技術進步的有效性。

(二)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)影響農(nóng)業(yè)技術進步貢獻的模型構建

本文以新增長理論框架為基礎，參考國外學者的新經(jīng)濟增長模型中常見的做法［16］，假定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務直接影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務內(nèi)生技術進步的模型如下:

其中，St、Pt分別代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比重和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務產(chǎn)值。At為t 時期的全要素生產(chǎn)率( 代表農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)業(yè)增長的貢獻)，它是由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務產(chǎn)值和生產(chǎn)性服務產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重來內(nèi)生化決定的。Ct為其他因素對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響殘值( 即影響農(nóng)業(yè)技術進步貢獻的未知因素)。這里φ 是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與農(nóng)業(yè)技術進步相比的相對生產(chǎn)率彈性系數(shù)，反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務直接的技術轉(zhuǎn)移; δ 是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重的彈性系數(shù)，它表明的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務間接的農(nóng)業(yè)技術貢獻外溢效應的大小，如δ 為0，則公式(1)為

此時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對技術進步貢獻的作用僅限于直接效應。如果δ 取值為正，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術貢獻的提高有著正向外溢作用;如果δ 值為負，則表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)的技術進步貢獻率提高有著負向牽制作用。由公式(1)可得，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務通過影響農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)業(yè)的貢獻率，通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術直接的技術轉(zhuǎn)移φ 和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務間接的技術外溢δ 來促進農(nóng)業(yè)的內(nèi)生增長。將公式(1)代入傳統(tǒng)的Cobb-Douglas 生產(chǎn)函數(shù)，可得到:

其中，Gt、Lt、Kt分別代表農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)勞動力投入、農(nóng)業(yè)資本存量。式兩邊同時取自然對數(shù)，得到:

根據(jù)近似估計原則，當a 很小時，log(1 +a)≈a，對(4)式中的ln(1 +δSt)作近似估計，則公式可寫成:

四、變量數(shù)據(jù)說明與計量分析

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)說明

基于上述的理論分析，本文構建面板計量模型如下:

在這里，i、t分別是省份和時間標示變量; Git代表農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，本文采用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值衡量; Sit代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務占產(chǎn)值的比重，本文采用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)從業(yè)人數(shù)占整個農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)的比重，用以代表我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的整體水平; Pit代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務產(chǎn)值，本文用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)增加值衡量; Lit代表農(nóng)業(yè)勞動力投入，本文用農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)衡量; Kit代表農(nóng)業(yè)資本存量，本文用農(nóng)林牧漁業(yè)的全社會固定資產(chǎn)投資總量衡量。ε 是特異性誤差，Cit表示影響農(nóng)業(yè)技術進步的其他不確定因素。

本文所用數(shù)據(jù)源自2004—2012年中國31個省、直轄市的面板數(shù)據(jù)( 各年的中國統(tǒng)計年鑒)。

(二)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述

將整理過的2004—2012年我國各地區(qū)的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值G、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平S、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)增加值P、農(nóng)業(yè)勞動投入L 及資本投入K 等各變量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)輸入Eviews，可以得到各變量的一般描述統(tǒng)計特征，輸出結(jié)果見表1。

表1 各變量的描述統(tǒng)計

根據(jù)表1，各變量279個樣本數(shù)據(jù)的均值、中位數(shù)、最大值、最小值、標準差、偏度系數(shù)和峰度系數(shù)可以分別說明各變量樣本數(shù)據(jù)的分布特征。由各變量的偏度系數(shù)均大于0 說明各變量均呈右偏分布，峰度系數(shù)均大于3 說明各變量均呈尖峰的分布狀態(tài)，加之各變量的其他統(tǒng)計量取值，說明各變量的樣本數(shù)據(jù)差異性比較明顯，適合實證分析。

(三)平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

為避免經(jīng)濟變量非平穩(wěn)導致虛假回歸現(xiàn)象，本文先對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗。為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性，采用Breitung 檢驗、LLC 檢驗、Fisher-ADF 檢驗和IPS 多種方法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗包含趨勢項和截距項，數(shù)據(jù)滯后階數(shù)按赤池信息( AIC)及施瓦茨最小準則( SC)，當滯后1 階時，兩個數(shù)值最小，確定為滯后1 階，原假設各截面序列都含有單位根。變量單位根檢驗結(jié)果是各檢驗統(tǒng)計量的伴隨概率，見表2。

表2 檢驗結(jié)果

由表2 可以得到，各變量的伴隨概率在四種檢驗方法中都大于5%，說明面板數(shù)據(jù)均存在單位根，因此是非平穩(wěn)性變量。進行一階差分后，各變量的伴隨概率均小于10%，在10%的顯著性水平上拒絕非平穩(wěn)性變量假設，不存在單位根，在模型中，各變量一階單整。為進一步驗證變量之間協(xié)整關系是否存在，我們采用Pedroni 方法進行7 組檢驗。檢驗結(jié)果如表3。

表3 面板數(shù)據(jù)模型的協(xié)整檢驗

由表3 看出，除了Group ρ-stat 統(tǒng)計量的伴隨概率較大，需接受原假設外，其余檢驗均在5%的顯著性水平拒絕“不存在協(xié)整關系”，因此，可以認為各變量存在協(xié)整關系。

(四)計量結(jié)果及結(jié)果分析

對于面板數(shù)據(jù)模型，通常有混合模型、固定效應模型和隨機效應模型，對于后兩種模型都存在個體效應和時點效應模型。本文分別采用固定效應與隨機效應估計法對模型進行估計，其結(jié)果見表4。

表4 Panel Data 模型估計結(jié)果

根據(jù)表4，F(xiàn) 檢驗和Hausman 檢驗統(tǒng)計量的伴隨概率均遠遠小于5%，說明應接受備擇假設，拒絕原假設，因此固定效應估計結(jié)果更為穩(wěn)健，本文以下分析基于表中固定效應模型結(jié)果?？傮w而言，模型各變量系數(shù)都在1%的顯著性水平下通過檢驗?；貧w方程的Adj-R2為0.912，說明回歸方程擬合得很好，整個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值總變差的91.2%以上都可以由回歸方程來解釋，相應的F 統(tǒng)計量為352.614，說明各回歸方程整體統(tǒng)計顯著。

從解釋變量前的系數(shù)來看，變量lnS、lnP、lnL 和lnK 等變量前面的系數(shù)均大于0，說明4個變量對于我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的提高均起到正向的推動作用。除了農(nóng)業(yè)勞動投入和資本投入對農(nóng)業(yè)的影響外，本文更關注的lnS、lnP 的系數(shù)δ 和φ 均為正值，這也驗證了本文的推斷，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率具有正向溢出效應。其中，δ 值為0.168，φ 值為0.086，δ 值明顯大于φ 值，這說明目前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻以直接影響為主。以直接影響為主可能是由于當前我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式已經(jīng)由資源型增長轉(zhuǎn)向技術型增長，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入作為中間投入要素，可以滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的專業(yè)化外部需求，有利于我國新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式變革，有利于科技組織方式的變革，降低了市場交易成本，提高了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的運行效率，從而支持了農(nóng)業(yè)技術進步。對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率的間接影響較小則可能緣于我國農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)模式依然是家庭化、小作坊式生產(chǎn)占主導，導致我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)總量偏低，加上生產(chǎn)性服務組織規(guī)模較小，在一定程度上制約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分工的進一步深化，導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度不高，整體規(guī)模偏小，影響了對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的中間需求，導致我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)與農(nóng)業(yè)的結(jié)合不夠緊密，削弱了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率的間接支持作用。

五、政策建議

本文在理論分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率影響機理的基礎上，構建了一個面板數(shù)據(jù)模型，利用我國2004—2012年31個省轄市的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，實證檢驗了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率的影響。本文實證表明現(xiàn)階段中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率具有較為明顯的直接促進作用，現(xiàn)階段的影響是以直接影響為主。據(jù)此本文提出以下加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率外溢效應發(fā)揮的政策建議:

(一)加快制定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的支持政策，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)規(guī)模效應的發(fā)揮

由于我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值僅占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的2.3%，發(fā)展規(guī)模與世界發(fā)達農(nóng)業(yè)國家還有相當差距。建議政府在發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的過程中，突出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務要素市場建設，加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務企業(yè)在稅費、注冊、水電、融資、土地等要素需求方面的政策支持力度，促進其節(jié)本增效，增強可持續(xù)發(fā)展能力和抗風險能力，從而為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展營造良好的發(fā)展環(huán)境，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)規(guī)模和比重的提升會有力地促進農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率的提升。

(二)以農(nóng)村制度創(chuàng)新促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，加快新型城鎮(zhèn)化建設

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展在空間上有明顯的聚集優(yōu)勢，建議通過新型城鎮(zhèn)化和創(chuàng)新土地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營。農(nóng)業(yè)適度的規(guī)?；梢约哟筠r(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中對生產(chǎn)性服務的需求，對生產(chǎn)性服務需求的增加又有利于促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化、規(guī)?；l(fā)展，有助于形成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)的形成，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務技術溢出效應發(fā)揮。與此同時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的形成和發(fā)展，又為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的細化和深化產(chǎn)生積極的影響，可以促進農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與市場相結(jié)合，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術水平。

(三)加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)基礎設施投入，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展結(jié)構

一方面各級政府要更新發(fā)展理念，明確農(nóng)村生產(chǎn)性服務基礎設施的準公共產(chǎn)品定位，著力破解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務基礎設施薄弱難題，加大工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)的力度，支持農(nóng)村科技教育、信息、市場等基礎設施建設。另一方面通過加大現(xiàn)代農(nóng)村金融服務、信息( 中介)服務和流通生產(chǎn)性服務等行業(yè)，以加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步的金融服務支持和創(chuàng)新監(jiān)管，大力發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)建設先進的信息技術和流通技術，建立農(nóng)業(yè)信息中心平臺，有效解決技術創(chuàng)新過程中投融資等問題的信息障礙，并加快冷鏈物流配送中心、電子商務平臺、加工和銷售服務等改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)服務業(yè)，促進工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術的有機結(jié)合。

(四)突出重點樹立創(chuàng)新意識，支持龍頭企業(yè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務能力建設

我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展水平低，一個重要的原因是缺乏龍頭生產(chǎn)性服務企業(yè)，建議各級政府要在充分調(diào)研的基礎上，選擇地區(qū)涉農(nóng)服務龍頭企業(yè)、農(nóng)民專業(yè)合作社進行專項資金支持，突出其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務能力建設，促進其服務成本的下降和服務水平的提升，只有這樣，才能促進以農(nóng)戶為主的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者選擇生產(chǎn)性服務的動力，從而大大提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻率作用的發(fā)揮。

(五)加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務從業(yè)者教育、培訓力度，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的專業(yè)化水平

目前，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)部門的從業(yè)者主要來源于從農(nóng)村轉(zhuǎn)移出來的剩余勞動力，人員整體的受教育程度和知識技術水平相對偏低，這極大制約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)技術進步貢獻溢出效應的發(fā)揮。因此，一方面要加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務從業(yè)人員的培訓投入，提高從業(yè)人員素質(zhì)，另一方面也要培養(yǎng)具備全面知識和多種才能的專業(yè)人員，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的層次、水平與技術含量以促進農(nóng)業(yè)技術進步。

［1］沈宇丹，張富春，王雅鵬．發(fā)達國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新激勵制度的演變機理與借鑒［J］． 中國科技論壇，2011，(12):149－155．

［2］速水估次郎，弗農(nóng)·拉擔． 農(nóng)業(yè)發(fā)展的國際分析［M］．郭熙保，等，譯．北京: 中國社會科學出版社，2000:208－224．

［3］熊彼特．經(jīng)濟發(fā)展理論［M］．孔偉艷，等，譯．北京:北京出版社，2008:39－40．

［4］西奧多·威廉·舒爾茨． 改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)［M］． 梁小民，譯．北京:商務印書館，1999:4－7，99－109．

［5］格魯伯·沃克．服務業(yè)的增長:原因和影響［M］．陳彪如，譯．上海:上海三聯(lián)書店，1993:36－42．

［6］ALSTON J M，ANDERSEN A，JAMES J S，Pardey P G． Persistence Pays: U．S． Agricultural Productivity and the Benefits from Public R＆D Spending［M］． New York: Springer，2011:137－185．

［7］林毅夫．制度、技術與中國農(nóng)業(yè)發(fā)展［M］．上海:上海三聯(lián)書店，1994:63－92．

［8］車維漢，楊 榮． 技術效率、技術進步與中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高——基于國際比較的實證分析［J］． 財經(jīng)研究，2010，(3):113－123．

［9］曹冰玉，雷 穎．關于我國農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)技術進步的實證分析——基于時間序列數(shù)據(jù)的研究［J］． 中南林業(yè)科技大學學報( 社會科學版)，2010，(5):20－24．

［10］宋春光，那 娜． 農(nóng)村金融支持對農(nóng)業(yè)技術效率影響的實證研究［J］． 學術交流，2010，(2):92－98．

［11］尹 雷，沈 毅．農(nóng)村金融發(fā)展對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響:是技術進步還是技術效率——基于省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM 估計［J］． 財貿(mào)研究，2014，(2):32－40．

［12］劉志揚． 發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)必須創(chuàng)新科技推廣體系［J］． 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2007，(4):24－26．

［13］高啟杰． 中國農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新模式及其相關制度研究［J］． 中國農(nóng)村觀察，2004，(2):53－60 +81．

［14］肖琳子，肖 衛(wèi)． 二元經(jīng)濟中農(nóng)業(yè)技術進步、勞動力流動與經(jīng)濟增長——基于中國1992—2012年省級面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］． 上海經(jīng)濟研究，2014，(6):23－33．

［15］趙德昭，許和連． FDI、農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移——基于“合力模型”的理論與實證研究［J］． 科學學研究，2012，(9):1342－1353．

［16］GROSSMAN G M，HELPMAN E．Endogenous Innovation in the Theory of Growth［J］．Journal of Economic Perspectives，1994，(8):23－44．