王晶晶，周發(fā)明

農(nóng)旅融合發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響效應(yīng)

王晶晶1,2，周發(fā)明1,3*

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410128；2.湖南人文科技學(xué)院 商學(xué)院，湖南 婁底 417000； 3.湖南第一師范學(xué)院 商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205)

基于2007—2018年長(zhǎng)江流域和黃河流域19個(gè)省份的數(shù)據(jù)，在分別測(cè)度各省份農(nóng)業(yè)生態(tài)效率和農(nóng)旅融合水平的基礎(chǔ)上，基于線性和非線性模型檢驗(yàn)了農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響。結(jié)果表明：農(nóng)旅融合發(fā)展水平對(duì)于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升具有顯著正向影響，且這種影響呈現(xiàn)顯著的非線性門檻特征，其強(qiáng)度變化與農(nóng)旅融合發(fā)展水平呈正相關(guān)；農(nóng)旅融合發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響效應(yīng)呈現(xiàn)一定的區(qū)域差異性，長(zhǎng)江流域省份農(nóng)旅融合發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的正向提升效應(yīng)要強(qiáng)于整個(gè)研究區(qū)和黃河流域省份；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入中，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)作物播種面積、有效灌溉面積、農(nóng)藥、化肥等投入均隨融合水平的不斷提升而相應(yīng)減少，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入隨融合水平上升呈現(xiàn)先增后減的趨勢(shì)。

農(nóng)旅融合；農(nóng)業(yè)生態(tài)效率；影響效應(yīng)；區(qū)域差異

一、問題的提出

推動(dòng)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是黨中央對(duì)新時(shí)期“三農(nóng)”工作作出的重大決策部署。作為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的典型形式之一，農(nóng)旅融合發(fā)展實(shí)踐近些年在全國(guó)各地取得了顯著成效。農(nóng)旅融合可為農(nóng)業(yè)和旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供動(dòng)力支持，同時(shí)還將顯著提高農(nóng)村人口的非農(nóng)增收能力，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展具有積極效應(yīng)[1-3]，是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要路徑選擇。農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升也是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、促進(jìn)鄉(xiāng)村振興的重要指標(biāo)。因此，對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進(jìn)行測(cè)度并研究其和農(nóng)旅融合的關(guān)系具有現(xiàn)實(shí)必要性。

學(xué)界對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的研究較為豐富。部分學(xué)者對(duì)廣義的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進(jìn)行了研究和測(cè)算[4,5]，也有部分學(xué)者對(duì)狹義的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進(jìn)行了測(cè)算[6-9]。在非期望產(chǎn)出指標(biāo)選取方面，農(nóng)業(yè)面源污染[4,10]、農(nóng)業(yè)碳排放[11]及農(nóng)業(yè)灰水污染[7]等是學(xué)者常用的指標(biāo)，也有學(xué)者同時(shí)考慮了農(nóng)業(yè)面源污染和農(nóng)業(yè)碳排放兩個(gè)指標(biāo)[12]。在對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進(jìn)行測(cè)度的基礎(chǔ)上，有學(xué)者剖析了農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的時(shí)空演變特征[7,12,13]?？傮w來看，現(xiàn)有相關(guān)研究因測(cè)算口徑不同、指標(biāo)體系不同、側(cè)重點(diǎn)存在差別等，所得出的結(jié)果也有所差異。關(guān)于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響因素的研究，有學(xué)者指出農(nóng)業(yè)規(guī)?；健⑷司r(nóng)業(yè)增加值、農(nóng)業(yè)受災(zāi)率、農(nóng)業(yè)機(jī)械密度、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入比等因素對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率有顯著影響[6]；另有學(xué)者認(rèn)為勞動(dòng)力教育程度、農(nóng)業(yè)公共投資、政府規(guī)制和技術(shù)進(jìn)步等因素亦會(huì)影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率[13]，還有學(xué)者分析了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響[14]。

從現(xiàn)有研究來看，鮮有學(xué)者就農(nóng)旅融合等外生環(huán)境變量對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響進(jìn)行過分析。農(nóng)旅融合有利于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)功能拓展，促使普通農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化為成本投入少、變現(xiàn)成本低、時(shí)空利用高效、產(chǎn)出形式多的高效農(nóng)業(yè)，對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升具有重要貢獻(xiàn)。鑒于此，筆者擬借助中國(guó)長(zhǎng)江流域和黃河流域相關(guān)省份2007—2018年數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板固定效應(yīng)模型和面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型就農(nóng)旅融合發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響效應(yīng)進(jìn)行分析，以期為農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境改善和產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展政策制定提供借鑒。

二、農(nóng)旅融合影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的機(jī)理

生態(tài)效率強(qiáng)調(diào)的是經(jīng)濟(jì)效益和環(huán)境效益的統(tǒng)一，即在產(chǎn)出最大的同時(shí)使資源消耗和環(huán)境壓力最小[7]。依照生態(tài)效率思想，農(nóng)業(yè)生態(tài)效率是指在期望產(chǎn)出既定情況下實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入和非期望產(chǎn)出的最小化。根據(jù)已有文獻(xiàn)，農(nóng)業(yè)期望產(chǎn)出一般用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值度量，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入用勞動(dòng)力、土地、灌溉、機(jī)械動(dòng)力、農(nóng)藥和化肥等衡量，非期望產(chǎn)出可用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中投入的化肥、農(nóng)藥、灌溉和機(jī)械動(dòng)力所產(chǎn)生的碳排放度量[15]。當(dāng)農(nóng)業(yè)期望產(chǎn)出既定，如果投入要素和非期望產(chǎn)出減少，則農(nóng)業(yè)生態(tài)效率得以提升。下面從勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移、先進(jìn)技術(shù)的推廣、生態(tài)環(huán)境的治理和生產(chǎn)者生態(tài)行為的強(qiáng)化等方面對(duì)農(nóng)旅融合影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的機(jī)理進(jìn)行分析。

第一，農(nóng)旅融合發(fā)展可促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)信息和要素的交流促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力素質(zhì)的提升，亦能夠轉(zhuǎn)移大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力[16-18]。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力素質(zhì)的提高有效提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，轉(zhuǎn)移到旅游業(yè)部門的勞動(dòng)力數(shù)量增加使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入減少，從而提高了農(nóng)業(yè)有效產(chǎn)出水平。第二，農(nóng)旅融合發(fā)展有助于推廣先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)。農(nóng)旅融合發(fā)展使得農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境價(jià)值轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟(jì)效益，有助于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的資本積累水平，使其能夠具備足夠的資金購(gòu)買先進(jìn)高效的農(nóng)機(jī)設(shè)備，因此減少了勞動(dòng)力、土地和機(jī)械動(dòng)力等要素投入，有助于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。另外，政府為促進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，可利用自身資源優(yōu)勢(shì)保護(hù)農(nóng)村耕地資源，盤活農(nóng)村閑置耕地，提高土地利用率，為先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的使用創(chuàng)造了條件，從而有助于減少水和耕地等要素投入，最終有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升。第三，農(nóng)旅融合發(fā)展有助于強(qiáng)化農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境治理。農(nóng)旅融合發(fā)展使得非農(nóng)產(chǎn)業(yè)規(guī)模逐步擴(kuò)大，使政府部門具備更多的財(cái)政實(shí)力來改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境[11]，比如加強(qiáng)水利設(shè)施建設(shè)、加強(qiáng)生態(tài)保護(hù)宣傳等，從而促進(jìn)生態(tài)資本的積累，為農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升奠定基礎(chǔ)。同時(shí)，為促進(jìn)農(nóng)旅融合可持續(xù)發(fā)展，政府部門亦不斷增強(qiáng)對(duì)化肥、農(nóng)藥等化學(xué)制品的使用規(guī)制，促進(jìn)化肥、農(nóng)藥的減量使用。第四，農(nóng)旅融合發(fā)展有助于強(qiáng)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的生態(tài)行為。隨著農(nóng)旅融合發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體逐步意識(shí)到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中生態(tài)要素能創(chuàng)造更高且可持續(xù)的溢價(jià)，為實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期可持續(xù)經(jīng)濟(jì)收益，便會(huì)樹立起綠色發(fā)展理念，不斷踐行和強(qiáng)化環(huán)保行為，如通過減少化肥、農(nóng)藥等有害環(huán)境要素投入，降低生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)對(duì)自然環(huán)境的負(fù)面影響，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。

根據(jù)上述分析可知，農(nóng)旅融合發(fā)展有助于實(shí)現(xiàn)在既定期望產(chǎn)出情況下勞動(dòng)力、土地、灌溉、機(jī)械動(dòng)力等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入最小化，同時(shí)可有效減少化肥、農(nóng)藥等有害環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入，從而對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生影響。隨著農(nóng)旅融合的不斷深化，這種影響作用到底是保持不變態(tài)勢(shì)（即線性關(guān)系），還是會(huì)隨著融合水平不同而有所變化（即非線性關(guān)系），尚需進(jìn)一步檢驗(yàn)。

三、變量與模型選擇

1．變量選擇

（2）解釋變量。解釋變量是農(nóng)旅融合發(fā)展水平()。參照已有研究[20]，從旅游產(chǎn)業(yè)績(jī)效和旅游產(chǎn)業(yè)要素兩個(gè)方面選取國(guó)內(nèi)旅游收入、國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)、旅游外匯收入、入境旅游人次、星級(jí)旅游飯店數(shù)量、旅行社數(shù)量、4A級(jí)以上景區(qū)數(shù)量和旅游從業(yè)人員數(shù)量等8個(gè)指標(biāo)來衡量旅游業(yè)發(fā)展水平；從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)績(jī)效和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)要素兩個(gè)方面選取第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、農(nóng)村居民消費(fèi)水平、人均農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械擁有量、造林和果園面積、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)等9個(gè)指標(biāo)來全面衡量農(nóng)業(yè)發(fā)展水平。

（3）控制變量。借鑒已有研究[12]，控制變量選取財(cái)政支農(nóng)力度()、工業(yè)化水平()和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平()三個(gè)指標(biāo)。財(cái)政支農(nóng)力度用地方財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出與地方財(cái)政一般預(yù)算支出之比來衡量，工業(yè)化水平用工業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來衡量，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用人均農(nóng)業(yè)增加值表示。

2．模型選擇

考慮到農(nóng)旅融合發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響過程可能表現(xiàn)為簡(jiǎn)單的線性特征，也可能表現(xiàn)為非線性特征。因此，同時(shí)采用普通面板固定效應(yīng)模型和面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型就農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響進(jìn)行檢驗(yàn)。

（1）普通面板固定效應(yīng)模型。如果模型中存在未被觀察的因素就會(huì)導(dǎo)致遺漏變量偏誤，而運(yùn)用固定效應(yīng)模型控制不隨時(shí)間變化的個(gè)體非觀測(cè)因素可以有效解決這一問題?；诖?，采用個(gè)體固定效應(yīng)面板模型進(jìn)行農(nóng)旅融合水平和農(nóng)業(yè)生態(tài)效率之間線性關(guān)系的檢驗(yàn)，模型設(shè)定如下：

InAE=α0+βInATL+λ1InPIC+λ2InID+

3InWF+μ+ξ（1）

上式中，被解釋變量為農(nóng)業(yè)生態(tài)效率AE，解釋變量為農(nóng)旅融合水平ATL，WF為財(cái)政支農(nóng)力度，ID為工業(yè)化水平，PIC為農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，下標(biāo)和分別代表省份和年份，μ是個(gè)體效應(yīng)，ξ代表隨機(jī)誤差項(xiàng)，其服從正態(tài)分布。

（2）面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型。農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的促進(jìn)作用也可能表現(xiàn)為非線性特征，因此同時(shí)采用面板平滑轉(zhuǎn)移模型進(jìn)行擬合。具體模型設(shè)定如下：

InAE=β01InATL+β02InPIC+β03InInID+

04InWF+(11InATL+β12InPIC+

13InID+β14InWF)(q;,)+μ+ε（2）

其中(q;r,c)代表轉(zhuǎn)換函數(shù)，轉(zhuǎn)換函數(shù)公式如下：

東亞銀行正在推廣“跨國(guó)企業(yè)集團(tuán)跨境人民幣資金池集中運(yùn)營(yíng)”業(yè)務(wù)，并與東盟和南亞國(guó)家的銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)合作，幫助企業(yè)直接從東盟和南亞國(guó)家借入跨境人民幣貸款，力爭(zhēng)依托國(guó)家和地方優(yōu)勢(shì)政策，結(jié)合人民幣國(guó)際化的有利趨勢(shì)，為云南企業(yè)提供更為廣泛、便利的跨境金融服務(wù)。

＞0，1≤2≤…≤c（3）

式(2)中，被解釋變量為農(nóng)業(yè)生態(tài)效率AE，解釋變量和轉(zhuǎn)換變量均為農(nóng)旅融合水平ATL，其它變量解釋同上。式(3)中，q為轉(zhuǎn)換變量；為斜率參數(shù)，決定轉(zhuǎn)換速度；為位置參數(shù)，決定參數(shù)轉(zhuǎn)換的門檻條件；為位置參數(shù)個(gè)數(shù)。在PSTR模型中，變量估計(jì)系數(shù)由線性部分β和非線性部分β*(·)共同構(gòu)成。當(dāng)(·)=0時(shí)，模型處于低機(jī)制(low regime)；當(dāng)(·)=1時(shí)，模型處于高機(jī)制(high regime)[21]。同時(shí)，隨著轉(zhuǎn)換函數(shù)值在[0，1]之間平滑移動(dòng)，估計(jì)系數(shù)將以為中心在β～β+β單調(diào)轉(zhuǎn)換。

四、數(shù)據(jù)來源與樣本特征

1．?dāng)?shù)據(jù)來源

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依靠水系支撐，江河兩岸區(qū)域一般為農(nóng)業(yè)較為發(fā)達(dá)地區(qū)，所以本研究選取中國(guó)長(zhǎng)江流域、黃河流域省份為分析區(qū)域，共包括19個(gè)省份①。研究數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒、國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)(2007—2018年)。此外，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)通過查詢各相關(guān)部委以及各省統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)補(bǔ)全。其中以貨幣單位衡量的數(shù)據(jù)都已消除通貨膨脹因素，將其調(diào)整為2007年的不變價(jià)格水平值。數(shù)據(jù)分析過程由SPSS軟件和R語(yǔ)言完成。

2．農(nóng)業(yè)生態(tài)效率測(cè)度結(jié)果

考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的化肥、農(nóng)藥等投入要素會(huì)破壞生態(tài)環(huán)境，在此采用含非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進(jìn)行測(cè)度，測(cè)算時(shí)利用19個(gè)省份2007—2018年228個(gè)決策單元的信息，最終得到1 824個(gè)數(shù)據(jù)，計(jì)算得出歷年農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值，如表1所示?？傮w來看，研究期內(nèi)研究區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率總體均值為0.8570，從時(shí)間維度來看這一均值大體呈現(xiàn)不斷上升趨勢(shì)，這一趨勢(shì)與已有研究結(jié)論較為吻合。近年來農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境不斷惡化，可持續(xù)發(fā)展理念日益深入人心，人們開始反思農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，國(guó)家層面也在不斷增強(qiáng)對(duì)化肥、農(nóng)藥等化學(xué)制品的使用規(guī)制，這均在一定程度上促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提高。

表1 2007—2018年農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值

3．農(nóng)旅融合發(fā)展水平測(cè)度結(jié)果

借鑒陶長(zhǎng)琪等提出的復(fù)合系統(tǒng)協(xié)同度模型[22]對(duì)農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)融合發(fā)展水度進(jìn)行測(cè)度，具體權(quán)重值根據(jù)Diakoulaki提出的CRITIC法來確定[21]，最終求得各省份2007—2018年農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)兩個(gè)子系統(tǒng)的協(xié)同度以及復(fù)合系統(tǒng)的協(xié)同度(圖1)。2007—2018年，19個(gè)省份農(nóng)業(yè)子系統(tǒng)和旅游業(yè)子系統(tǒng)之間的協(xié)同度基本在0.95以上，可知兩個(gè)子系統(tǒng)之間的協(xié)調(diào)性非常高。在此期間，農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)復(fù)合系統(tǒng)協(xié)同度均呈現(xiàn)逐步上升趨勢(shì)，且穩(wěn)定在0.47～0.78。隨著時(shí)間的推移，復(fù)合系統(tǒng)的協(xié)同度在總體態(tài)勢(shì)上不斷增強(qiáng)。橫向來看，同一年份不同省份的復(fù)合系統(tǒng)協(xié)同度相差不大?？傊瑥臅r(shí)間維度來看，19個(gè)省份的復(fù)合系統(tǒng)協(xié)同度不斷提高，較好地體現(xiàn)了我國(guó)農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)融合發(fā)展的方向。

圖1 2007—2018年農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)子系統(tǒng)及復(fù)合系統(tǒng)協(xié)同度均值

五、實(shí)證研究及其結(jié)果分析

1．普通面板固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

為檢驗(yàn)不同區(qū)域農(nóng)旅融合水平對(duì)提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率功效是否存在差異，分別以全部省份、長(zhǎng)江流域、黃河流域省份為對(duì)象構(gòu)建模型1至模型3，借助各省份面板數(shù)據(jù)對(duì)面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。首先，F(xiàn)檢驗(yàn)表明個(gè)體固定效應(yīng)顯著。同時(shí)，Hausman檢驗(yàn)拒絕了隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)系數(shù)沒有系統(tǒng)性差異的原假設(shè)。因此，優(yōu)先考慮個(gè)體固定效應(yīng)模型。根據(jù)個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果（表2）可知：整個(gè)研究區(qū)內(nèi)農(nóng)旅融合發(fā)展水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的回歸系數(shù)為0.0981，并且在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，表明在其它因素不變的情況下，農(nóng)旅融合發(fā)展水平每提高1%，會(huì)正向促進(jìn)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率上升9.81%。分區(qū)域來看，長(zhǎng)江流域和黃河流域各省份農(nóng)旅融合均對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有正向提升效應(yīng)，其中長(zhǎng)江流域各省份影響效應(yīng)比整體研究區(qū)和黃河流域省份更為顯著，這可能與該區(qū)域優(yōu)越的自然地理環(huán)境以及旅游市場(chǎng)需求條件有關(guān)。就控制變量而言，整個(gè)研究區(qū)內(nèi)人均農(nóng)業(yè)增加值對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響較為顯著，而財(cái)政支農(nóng)水平和工業(yè)化水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有顯著負(fù)向影響，這一結(jié)論與王寶義等的研究結(jié)論[6]一致。

表2 普通面板固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%、10%水平下拒絕原假設(shè)，下同。

2．面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型估計(jì)結(jié)果

以融合水平為轉(zhuǎn)換變量，分全部省份、長(zhǎng)江流域省份、黃河流域省份構(gòu)建模型4至模型6，檢驗(yàn)不同區(qū)域農(nóng)旅融合水平對(duì)提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響是否存在差異。在模型估計(jì)之前對(duì)模型進(jìn)行了非線性檢驗(yàn)（表3），當(dāng)位置參數(shù)個(gè)數(shù)=1和=2時(shí)，所有模型均拒絕=0的原假設(shè)，表明所構(gòu)建的非線性關(guān)系模型是合理的。進(jìn)而再確定轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)，根據(jù)面板平滑轉(zhuǎn)移模型原理，可得到模型轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)都為1，即= 1。

表3　面板平滑轉(zhuǎn)換模型的非線性檢驗(yàn)結(jié)果

另外，根據(jù)AIC和BIC準(zhǔn)則選擇轉(zhuǎn)換機(jī)制和最優(yōu)位置參數(shù)的個(gè)數(shù)[23]。在每個(gè)模型中，AIC和BIC最小值對(duì)應(yīng)的位置參數(shù)個(gè)數(shù)即為理想的位置參數(shù)個(gè)數(shù)。經(jīng)檢驗(yàn)確定各模型的位置參數(shù)個(gè)數(shù)均為1。在上述檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，結(jié)合歷年各省份的數(shù)據(jù)對(duì)模型估計(jì)的結(jié)果如表4所示。

表4　面板平滑轉(zhuǎn)換模型估計(jì)結(jié)果

第一，就整個(gè)研究區(qū)來看，當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù)(ATL；，c)=0時(shí)，農(nóng)旅融合發(fā)展的影響效應(yīng)為0.0657(01)，模型處于低機(jī)制；當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù)(ATL；，c)=1時(shí)，農(nóng)旅融合發(fā)展的影響效應(yīng)0.4422(01+11)，模型處于高機(jī)制。農(nóng)旅融合發(fā)展的影響效應(yīng)在低與高機(jī)制之間以農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的門檻值0.7277(-0.3178)為中心，隨著自身狀態(tài)變量的變動(dòng)在[0.0657，0.4422]區(qū)間平滑轉(zhuǎn)換。這說明農(nóng)旅融合發(fā)展不僅有利于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升，而且隨著融合水平的上升，其對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率促進(jìn)效用呈現(xiàn)增強(qiáng)態(tài)勢(shì)。

結(jié)合2007—2018年研究區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率變化趨勢(shì)來看，2007—2009年農(nóng)業(yè)生態(tài)效率增長(zhǎng)較為緩慢，2010年后，農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升速度明顯加快。雖然2007年中央一號(hào)文件首次提出要大力發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，但政策實(shí)施之初農(nóng)旅融合主要以“農(nóng)家樂”這一簡(jiǎn)單模式為主，其發(fā)展水平并不高。其后，休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游推動(dòng)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)多種功能、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的重要作用不斷凸顯，產(chǎn)業(yè)融合支持政策密集出臺(tái)，農(nóng)旅融合發(fā)展水平進(jìn)一步提升，其對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的作用得以凸顯。2007年跨越門檻值0.7277的省份有8個(gè)，而2018年跨越門檻值的省份達(dá)到18個(gè)，可見農(nóng)旅融合發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升體現(xiàn)出非線性效應(yīng)，隨著農(nóng)旅融合水平的增強(qiáng)，其對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升的功效更為顯著。

第二，分區(qū)域來看，當(dāng)長(zhǎng)江流域各省份農(nóng)旅融合水平跨越門檻值0.6934(-0.3661)時(shí)，其對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升呈持續(xù)增強(qiáng)態(tài)勢(shì)，并且農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響的線性部分和非線性部分系數(shù)都高于整個(gè)研究區(qū)域的平均水平。這可能是因?yàn)殚L(zhǎng)江流域各省份自然資源和氣候條件相對(duì)優(yōu)越，居民旅游需求動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，市場(chǎng)需求驅(qū)動(dòng)了農(nóng)旅融合發(fā)展。隨著融合水平提升，農(nóng)業(yè)生態(tài)價(jià)值進(jìn)一步彰顯，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者生態(tài)意識(shí)的增強(qiáng)，于是他們便會(huì)主動(dòng)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生態(tài)化建設(shè)，走農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展之路。所以農(nóng)旅融合對(duì)提升該區(qū)域農(nóng)業(yè)生態(tài)效率作用更大，表現(xiàn)為此區(qū)域農(nóng)旅融合促進(jìn)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升功效優(yōu)于全國(guó)平均水平。

而黃河流域農(nóng)旅融合門檻更高，表現(xiàn)為此區(qū)域跨越門檻值難度大于全國(guó)平均水平，僅當(dāng)跨越門檻值0.7298(-0.3143)后，農(nóng)旅融合才對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升起促進(jìn)作用。這可能是由于黃河流域多數(shù)省份經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱，推廣先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)難度較大。另外，這一區(qū)域各省份自然資源和氣候條件欠佳，農(nóng)業(yè)旅游廣泛開展存在一定難度，所以在融合發(fā)展初期，農(nóng)旅融合水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的作用并不顯著。而當(dāng)跨越門檻值0.7298后，農(nóng)業(yè)生態(tài)資本能創(chuàng)造更多的生態(tài)價(jià)值時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者才更關(guān)注農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，有意識(shí)地減少生產(chǎn)過程中有害環(huán)境要素投入，農(nóng)業(yè)生態(tài)效率才開始有所提升，農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的促進(jìn)作用才得以增強(qiáng)。

第三，從控制變量來看，整個(gè)研究區(qū)內(nèi)人均農(nóng)業(yè)增加值對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響在線性部分和非線性部分均為正且顯著(02=0.1109，12=0.1684)，這表明人均農(nóng)業(yè)增加值有助于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，且隨著農(nóng)旅融合水平的上升，這一影響進(jìn)一步增強(qiáng)；工業(yè)化水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的彈性系數(shù)由線性部分的-0.0032，轉(zhuǎn)變?yōu)榉蔷€性部分的0.2282，但線性部分不顯著，這說明隨著農(nóng)旅融合水平的上升，工業(yè)化水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的促進(jìn)作用更加顯著；財(cái)政支農(nóng)水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響在線性部分和非線性部分均為負(fù)且顯著(04=-0.2652，14=-0.2185)，這表明財(cái)政支農(nóng)水平抑制農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升，且隨著農(nóng)旅融合水平的上升，這一影響進(jìn)一步增強(qiáng)。

3．影響機(jī)制檢驗(yàn)

為剖析農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響機(jī)制，構(gòu)建非線性模型7至模型12。各模型的因變量分別為農(nóng)作物播種面積、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、機(jī)械總動(dòng)力、化肥和農(nóng)藥使用量，自變量均為農(nóng)旅融合水平，結(jié)果如表5所示。由表5可知，農(nóng)旅融合水平與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率各投入要素均存在非線性關(guān)系，其中，農(nóng)作物播種面積、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員均隨著農(nóng)旅融合不斷深入而相應(yīng)減少。機(jī)械總動(dòng)力剛開始隨著農(nóng)旅融合水平的上升而增加，但當(dāng)農(nóng)旅融合水平越過門檻值時(shí)，機(jī)械總動(dòng)力才呈現(xiàn)隨融合水平上升而下降的趨勢(shì)。這可能是因?yàn)樵谌诤纤捷^低時(shí)，機(jī)械總動(dòng)力投入代替農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入，使農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力要素投入大量減少，但由于農(nóng)業(yè)技術(shù)水平?jīng)]有得到很大提高，導(dǎo)致機(jī)械總動(dòng)力要素投入呈現(xiàn)增加態(tài)勢(shì)。隨著融合水平的提升，農(nóng)業(yè)技術(shù)水平不斷提高，機(jī)械總動(dòng)力投入非線性部分在跨越門檻值后呈現(xiàn)減少態(tài)勢(shì)。由上述影響機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)：在期望產(chǎn)出既定前提下，融合初期由于投入要素和非期望產(chǎn)出減少均有限，因此，農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的作用效果較為有限；而隨著融合水平上升到一定程度(越過相應(yīng)的門檻值)，投入要素和非期望產(chǎn)出才出現(xiàn)大幅減少，此后，農(nóng)旅融合深化對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率促進(jìn)作用呈現(xiàn)逐步擴(kuò)大趨勢(shì)。

表5 農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率非線性影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

本研究基于2007—2018年長(zhǎng)江和黃河流域各省份的數(shù)據(jù)，分別運(yùn)用普通面板固定效應(yīng)模型和面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型探究了農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升的線性和非線性效應(yīng)，并區(qū)分全部樣本省份、長(zhǎng)流流域省份和黃河流域省份做了進(jìn)一步的檢驗(yàn)。得出結(jié)論如下：第一，基于普通面板個(gè)體固定效應(yīng)模型分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)旅融合水平對(duì)于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升具有顯著正向影響；第二，基于面板平滑轉(zhuǎn)換回歸分析可知，農(nóng)旅融合水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響呈現(xiàn)以融合水平為門檻的非線性特征，當(dāng)其融合水平低于門檻值時(shí)，對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率促進(jìn)作用較低；但當(dāng)跨越門檻值后即融合水平較高時(shí)，其對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率促進(jìn)作用非常顯著且呈增強(qiáng)態(tài)勢(shì)；第三，基于不同區(qū)域的分析表明，長(zhǎng)江流域省份農(nóng)旅融合水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率促進(jìn)作用最顯著，黃河流域省份在農(nóng)旅融合未跨越門檻值時(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的促進(jìn)作用不明顯，但跨越門檻值后對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升作用較大；第四，基于農(nóng)旅融合影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各要素投入的機(jī)制檢驗(yàn)可知，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、有效灌溉面積等要素投入都伴隨融合水平提升而不斷減少。農(nóng)藥、化肥等投入在融合初期并未大幅度減少，只是在跨越門檻值后迅速下降。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力在融合初期呈上升態(tài)勢(shì)，在跨越門檻值后才迅速下降。

據(jù)此得出以下啟示：第一，推進(jìn)農(nóng)旅融合發(fā)展有利于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和鄉(xiāng)村振興目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。為此，政府部門應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)旅融合發(fā)展的政策制度保障條件。由于農(nóng)業(yè)發(fā)展的特殊性，在農(nóng)旅融合過程中，政府應(yīng)加大扶持力度，在融合過程中充當(dāng)主導(dǎo)與協(xié)調(diào)的角色，既要主導(dǎo)其發(fā)展，又要協(xié)調(diào)和兼顧企業(yè)、農(nóng)民等多方利益。第二，基于農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升功效存在的地區(qū)差異，各級(jí)地方政府應(yīng)因地制宜制定相關(guān)政策，以便更好地發(fā)揮農(nóng)旅融合對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的促進(jìn)作用。鑒于長(zhǎng)江流域各省份農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)資源豐富，居民可支配收入水平較高，農(nóng)旅融合發(fā)展基礎(chǔ)較好且市場(chǎng)空間較大，因此政府部門應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)旅深度融合發(fā)展的政策支持，強(qiáng)化對(duì)融合發(fā)展的監(jiān)管職能，協(xié)調(diào)好相關(guān)利益主體間的關(guān)系；而黃河流域省份，由于區(qū)域自身地理?xiàng)l件、生態(tài)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)等條件限制，實(shí)現(xiàn)農(nóng)旅融合發(fā)展的基礎(chǔ)較薄弱，因此政府部門要從財(cái)政上對(duì)農(nóng)旅融合給予大力支持，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)休閑品牌建設(shè)、引導(dǎo)農(nóng)業(yè)休閑消費(fèi)，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)生態(tài)教育和農(nóng)業(yè)生態(tài)管理。

① 長(zhǎng)江流域省份包括湖北、湖南、重慶、四川、云南、貴州、上海、江蘇、浙江、安徽、江西等11個(gè)省份，黃河流域省份包括河南、陜西、內(nèi)蒙、寧夏、甘肅、青海、山東、山西等共8個(gè)省份。

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Effects of integrated development of agriculture and tourism on agricultural ecological efficiency

WANG Jingjing1,2，ZHOU Faming1,3*

(1.Economic College, Hunan Agricultural University, Changsha 410128, China ; 2.Business Department of Hunan University of Humanities, Science and Techonology, Loudi 417000, China; 3.Business School Hunan First Normal University, Changsha 410205, China)

The impact of agricultural tourism integration on agricultural ecological efficiency is examined with the linear and non-linear models based on the data of 19 provinces in the Yangtze River Basin and the Yellow River Basin from 2007 to 2018 and respective measurement of agricultural ecological efficiency and agriculture-tourism integration in each province. The results show that the integration of agriculture and tourism has a significant positive effect on the improvement of agricultural eco-efficiency, with a significant nonlinear threshold feature, and its intensity changes positively correlated with the integrated development of agriculture and tourism. Regional differences can be found in the impact of integrated agricultural tourism development on agricultural eco-efficiency .Positive effects of integrated agricultural tourism development on agricultural eco-efficiency in the provinces of the Yangtze River Basin are stronger than those of the whole research area and the provinces in the Yellow River Basin. The input of agricultural labor force, crop sown areas, effective irrigation areas, pesticides and chemical fertilizers among agricultural production factors decreases with the continuous improvement of the integration , while the total power input of agricultural machinery is liable to increase first and then decrease with the rise in the integration .

integration of agriculture and tourism; agricultural ecological efficiency; impact effects; regional differences

F205

A

1009–2013(2021)02–0050–07

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2021.02.007

2021－03－11

湖南省教育廳優(yōu)秀青年項(xiàng)目(19B297)；湖南省社會(huì)科學(xué)成果評(píng)審委員會(huì)課題(XSP20YBZ018)；湖南省研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目(CX20190508)；湖南省應(yīng)用特色學(xué)科“應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)”資助項(xiàng)目；婁底市社科評(píng)審委員會(huì)重點(diǎn)項(xiàng)目

王晶晶(1987—)，女，湖南株洲人，博士，講師，主要研究方向鄉(xiāng)村旅游和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。*為通信作者。

責(zé)任編輯：曾凡盛