○李明亮 余國(guó)新 蒲娟 穆佳薇
(1新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,新疆 烏魯木齊 830052;2兵團(tuán)第六師黨委黨校,新疆 五家渠831300)
農(nóng)業(yè)作為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè),在維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定、保障人民生活水平等方面發(fā)揮著不可替代的作用。改革開放以來(lái),我國(guó)農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力不斷提升[1],糧食產(chǎn)量從1978年的3.04億噸增長(zhǎng)至2022 年的6.86 億噸,2022 年農(nóng)村人均可支配收入達(dá)到2.01萬(wàn)元。農(nóng)業(yè)發(fā)展如此迅速的同時(shí),也面臨著水資源短缺、耕地質(zhì)量下降等[2]資源趨緊以及化肥農(nóng)藥過(guò)度使用[3]所導(dǎo)致的環(huán)境趨緊問(wèn)題。因此,如何合理利用農(nóng)業(yè)資源,改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境,促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色高效發(fā)展,一直是各界人士共同熱議的話題[4]。黨的二十大明確提出應(yīng)貫徹綠水青山就是金山銀山的理念,推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,實(shí)現(xiàn)人與自然和諧共處。2023年中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)將加強(qiáng)農(nóng)業(yè)污染治理,保護(hù)生態(tài)環(huán)境,促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型作為重點(diǎn)。
作為貫穿于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的鏈條,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)在農(nóng)業(yè)產(chǎn)前、產(chǎn)中以及產(chǎn)后均扮演著重要角色,已然成為推動(dòng)我國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型,促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要組織形式[5]。關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展問(wèn)題已有學(xué)者展開探討。相關(guān)學(xué)者普遍認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[6],提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[7],促進(jìn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)[8]和農(nóng)戶增收[9],并減少農(nóng)用化學(xué)品的使用[10]。顧晟景等[11]研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在倒“U”型關(guān)系,且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過(guò)提高專業(yè)化分工水平和產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)來(lái)提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。顏華等[12]基于省域視角,探究了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過(guò)擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模、推動(dòng)分工深化、提高專業(yè)化水平以及創(chuàng)新農(nóng)業(yè)技術(shù)等實(shí)現(xiàn)糧食綠色生產(chǎn),并且其促進(jìn)作用存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。張夢(mèng)玲等[13]基于微觀調(diào)查結(jié)果表明,農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)有利于提升農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率,且效率水平隨著服務(wù)采納程度的提高而提高。
現(xiàn)有研究成果為本文研究的開展提供了重要的理論借鑒,但仍存在以下不足:一是對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)或農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的討論較為豐富,但對(duì)二者之間關(guān)系的研究尚付闕如。二是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的實(shí)證分析中,鮮有學(xué)者考慮到空間因素,忽略了溢出效應(yīng)的存在。三是相關(guān)研究多從線性角度考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,忽視了二者的非線性關(guān)系。本文可能存在的邊際貢獻(xiàn):首先,從理論和實(shí)證角度分別探析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。其次,將空間因素納入本文研究,以此探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)。最后,將人均土地規(guī)模作為門檻變量,檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間是否存在非線性關(guān)系。基于此,本文以2006—2020 年中國(guó)30 個(gè)省份為研究對(duì)象,利用SBM-GML測(cè)算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,并構(gòu)建空間計(jì)量模型和門檻效應(yīng)模型,實(shí)證分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。
農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率可以從以下三個(gè)方面實(shí)現(xiàn):首先,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過(guò)推動(dòng)農(nóng)業(yè)分工深化和提高農(nóng)業(yè)專業(yè)化水平[14]來(lái)提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。農(nóng)戶可根據(jù)自身情況,將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)薄弱環(huán)節(jié)甚至全環(huán)節(jié)交托于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)組織,通過(guò)專人專事,不斷提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各環(huán)節(jié)的熟練度,從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素利用率,減少對(duì)化肥、農(nóng)藥的使用,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率穩(wěn)步提升。其次,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠降低信息不對(duì)稱,不僅能減少交易成本[15],也有助于提高農(nóng)戶綠色生態(tài)意識(shí),從而提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。由于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)信息的接收渠道較為匱乏,且農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)領(lǐng)域不斷轉(zhuǎn)移,使得農(nóng)業(yè)交易成本顯著提高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)組織通過(guò)搭建互聯(lián)互通的農(nóng)業(yè)信息服務(wù)平臺(tái),顯著提升各環(huán)節(jié)運(yùn)行效率,有效降低了農(nóng)業(yè)交易成本,同時(shí),農(nóng)戶也能夠通過(guò)信息服務(wù)平臺(tái)了解到生態(tài)環(huán)保的重要性,從而提高農(nóng)戶環(huán)保意識(shí),最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。最后,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過(guò)提高農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)意愿[16],實(shí)現(xiàn)資源的合理分配和充分利用,進(jìn)而提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。例如,農(nóng)戶通過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)組織采納測(cè)土配方施肥、病蟲害統(tǒng)防統(tǒng)治以及農(nóng)業(yè)廢棄物利用等服務(wù),從而能夠降低化肥的使用,并提高資源利用率,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境效益雙提升。
基于此,本文提出研究假設(shè)H1:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。
地理學(xué)第一定律[17]認(rèn)為任何事物之間都存在一定的關(guān)聯(lián)性,并且距離近的事物其關(guān)聯(lián)性更加緊密。相鄰地區(qū)在資源稟賦、氣候環(huán)境等方面較為相似,生產(chǎn)要素能夠以相對(duì)較低的成本在地區(qū)間移動(dòng),因此本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變化很可能會(huì)對(duì)周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響[18]。此外,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠?qū)χ苓叺貐^(qū)產(chǎn)生溢出效應(yīng)[19]和示范效應(yīng)[20],促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)以及勞動(dòng)力跨區(qū)流動(dòng),從而為周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來(lái)生機(jī)。例如,農(nóng)機(jī)跨區(qū)作業(yè)服務(wù)能夠改善周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平,從而提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率[21]。農(nóng)業(yè)信息服務(wù)平臺(tái)的建立,加強(qiáng)了區(qū)域間農(nóng)業(yè)信息交流,從而有效緩解農(nóng)業(yè)信息不對(duì)稱難題。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)的出現(xiàn),打破了周邊地區(qū)農(nóng)戶技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)不足、勞動(dòng)力緊缺的困境,使得各區(qū)域農(nóng)業(yè)資源均能夠得到合理配置。
基于此,本文提出研究假設(shè)H2:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在空間溢出效應(yīng)。
基于理性經(jīng)濟(jì)人假定,農(nóng)戶對(duì)服務(wù)的需求以及服務(wù)組織的供給在很大程度上受土地、勞動(dòng)力、資本等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的影響[22]。人多地少是我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的硬性約束[23],土地作為影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要因素,同樣也是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展的先決條件。一般而言,土地規(guī)模較小,農(nóng)機(jī)作業(yè)成本將提高,農(nóng)戶在自身能夠滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的情況下,將會(huì)減少對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的需求。并且傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的粗放式耕作將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)資源可能無(wú)法得到合理配置,從而不利于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。然而,當(dāng)土地達(dá)到適度經(jīng)營(yíng)規(guī)模,家庭勞動(dòng)力不足以支撐農(nóng)業(yè)生產(chǎn),對(duì)服務(wù)的需求也會(huì)逐漸增強(qiáng),服務(wù)和土地達(dá)到規(guī)模化產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),能夠有效降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本,并顯著提高其綠色生產(chǎn)效率,從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。
基于此,本文提出研究假設(shè)H3:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在以人均土地規(guī)模為門檻的非線性影響。
1.農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算
基于SBM方向距離函數(shù)的GML指數(shù)測(cè)算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有G 個(gè)決策單元,每個(gè)決策單元利用E種投入X={x1,x2,…,xE},得到F種期望產(chǎn)出Y={y1,y2,…,yF}∈和H種非期望產(chǎn)出C={c1,c2,…cH}∈。則在T 時(shí)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能性集為:
借鑒TONE[24]提出的含有非期望產(chǎn)出的非徑向SBM 模型,向傳統(tǒng)DEA 模型中加入松弛變量和非期望產(chǎn)出,構(gòu)建如下函數(shù)模型:
當(dāng)===0,表明投入產(chǎn)出完全有效,即不存在效率損失的情況。在此基礎(chǔ)上構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率表達(dá)式:
式中,AGTFP表示農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率(被解釋變量)。當(dāng)AGTFP指數(shù)大于1 時(shí),表示農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升;AGTFP指數(shù)小于1 時(shí),表示農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率降低。
2.空間相關(guān)性檢驗(yàn)
在建立空間計(jì)量模型前,首先利用全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是否具有空間相關(guān)性,模型形式如下:
式中,Moran's I為全局莫蘭指數(shù),Xi為各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)或農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,Xˉ為各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)或農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均值,D2為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)或農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率方差,Wij為空間權(quán)重矩陣。莫蘭指數(shù)大于0時(shí)表示變量存在空間正自相關(guān);指數(shù)小于0時(shí)表示存在空間負(fù)自相關(guān);指數(shù)為0時(shí)表示空間呈隨機(jī)性分布。
本文首先采用空間鄰近矩陣來(lái)探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間關(guān)系,即當(dāng)省份i與省份j相鄰時(shí),取值為1,否則取值為0,矩陣設(shè)定如下:
3.空間計(jì)量模型
通過(guò)上述理論分析以及相關(guān)研究結(jié)果表明,應(yīng)考慮存在空間因素的可能性,故將溢出效應(yīng)納入本文的研究范疇,構(gòu)建相關(guān)空間計(jì)量模型,結(jié)果如下:
空間滯后模型:
空間誤差模型:
空間杜賓模型:
式中,α0為常數(shù)項(xiàng),i為省份,t為時(shí)間,APS為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)(核心解釋變量),X為控制變量,ρ為空間自相關(guān)系數(shù),W為空間權(quán)重矩陣,W(·)為空間滯后項(xiàng)系數(shù),h為省份個(gè)體效應(yīng),z為時(shí)間效應(yīng),λ為誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)系數(shù),σ為誤差項(xiàng),ε為誤差項(xiàng)。
4.面板門檻模型
借鑒HANSEN[25]提出的門檻效應(yīng)模型,本文以人均土地規(guī)模水平為門檻變量建立以下模型:
式中,PLS為人均土地規(guī)模(門檻變量),I(·)為示性函數(shù),r為門檻值,β為回歸系數(shù)。
1.被解釋變量
借鑒葛鵬飛等[26]的方法,將水資源、農(nóng)藥、化肥、勞動(dòng)力、農(nóng)膜、能源、土地、機(jī)械等作為投入變量;農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為期望產(chǎn)出,為了消除價(jià)格因素影響,將2006 年作為基期,對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行CPI處理;農(nóng)業(yè)碳排放作為非期望產(chǎn)出,并借鑒李波等[27]的方法計(jì)算農(nóng)業(yè)碳排放量。由于上文提到的綠色全要素生產(chǎn)率計(jì)算公式測(cè)算出的結(jié)果是增長(zhǎng)率的形式,因此將2006 年作為基期設(shè)置為1,對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行累乘處理后得到的結(jié)果作為被解釋變量。詳細(xì)測(cè)算指標(biāo)見表1。
表1 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算指標(biāo)體系
2.核心解釋變量
核心解釋變量為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)(APS)。本文借鑒張恒等[18]的做法,采用單位播種面積農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值來(lái)衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù),并以2006 年為基期對(duì)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行平減處理。
3.控制變量
(1)工業(yè)化水平(IND)。采用工業(yè)增加值占GDP 的比重表示。(2)財(cái)政支農(nóng)水平(FSA)。采用農(nóng)業(yè)財(cái)政支出額和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員之比表示。(3)農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)(PLA)。采用糧食播種面積與農(nóng)作物總播種面積之比表示。(4)農(nóng)業(yè)受災(zāi)水平(ADL)。采用受災(zāi)面積與農(nóng)作物播種面積之比表示。(5)城鎮(zhèn)化水平(URB)。采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎乇硎尽#?)對(duì)外開放程度(DOU)。采用各地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易總額占生產(chǎn)總值的比重表示。
4.門檻變量
門檻變量為人均土地規(guī)模(PLS)。采用農(nóng)作物播種面積占農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的比重來(lái)衡量。
由于西藏、香港、澳門以及臺(tái)灣等地的數(shù)據(jù)存在缺失,因此本文的研究對(duì)象為2006—2020 年中國(guó)30 個(gè)省、市、自治區(qū)。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各省市統(tǒng)計(jì)局和EPS數(shù)據(jù)庫(kù)等。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。
表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)
1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)
利用Stata 16.0測(cè)算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的全局莫蘭指數(shù),檢驗(yàn)其空間相關(guān)性,結(jié)果見表3。全局莫蘭指數(shù)總體上顯著為正,故農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均存在空間正相關(guān)性。
2.估計(jì)結(jié)果分析
在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的實(shí)證分析前,首先對(duì)選用何種空間計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果見表4。LM 檢驗(yàn)、LR 檢驗(yàn)以及Wlad 檢驗(yàn)均顯著為正,表明空間杜賓模型更適用于本文的研究。Hausman 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為33.93(p=0.003),綜合考慮,本文選用雙固定效應(yīng)空間杜賓模型進(jìn)行回歸分析,回歸結(jié)果見表5。
表4 空間計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果
表5 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間杜賓模型回歸結(jié)果
農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響系數(shù)和空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正,表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠提升本地區(qū)和周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。這是由于:一方面,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠加快農(nóng)業(yè)分工深化并提高專業(yè)化水平,從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率水平的提高。并且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠有效緩解勞動(dòng)力、資本、土地等資源的約束,顯著降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入成本。此外,隨著農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)服務(wù)和農(nóng)業(yè)廢棄物利用服務(wù)等綠色環(huán)保服務(wù)的不斷推廣和普及,有效降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)農(nóng)藥化肥使用強(qiáng)度,并極大緩解了污染物的排放,最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。另一方面,隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的不斷完善,突破了空間上的制約,能夠以較低的成本為周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),從而提高周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平。例如,農(nóng)機(jī)跨區(qū)作業(yè)服務(wù)的出現(xiàn),不但有效緩解了周邊地區(qū)勞動(dòng)力不足的約束,而且顯著提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,從而為周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造有利條件。
農(nóng)業(yè)受災(zāi)水平的直接影響系數(shù)和空間滯后系數(shù)為負(fù),但均不顯著。表明災(zāi)害并非是影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的主要因素,可能是由于我國(guó)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)給予了較為完善的政策保護(hù)以及充足的資金支持,從而使災(zāi)害得到了良好的控制。城鎮(zhèn)化水平的直接影響系數(shù)顯著為正,表明城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn),提升了本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要生產(chǎn)率。可能是由于城鎮(zhèn)化水平的提高,促進(jìn)了一、二、三產(chǎn)業(yè)深度融合,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)得到了先進(jìn)的技術(shù)、經(jīng)驗(yàn)以及充足的資金支持,從而有效改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的直接影響系數(shù)和空間滯后系數(shù)均顯著為正,表明種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有利于提升本地區(qū)和周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率??赡苁怯捎陔S著農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級(jí),農(nóng)作物對(duì)碳排放的吸收能力以及農(nóng)業(yè)資源合理配置能力得到顯著提高,從而提高了農(nóng)戶收益并減少了環(huán)境污染,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平穩(wěn)步提升。財(cái)政支農(nóng)的直接影響系數(shù)和空間滯后系數(shù)均顯著為正,表明財(cái)政支農(nóng)力度的加大有利于提升本地區(qū)和周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率??赡苁怯捎谪?cái)政支農(nóng)力度加大,能夠?yàn)檗r(nóng)戶提供充足的資金支持,從而改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件,同時(shí)也激發(fā)了農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)的積極性,通過(guò)采用先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)與管理方式,推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。并且,財(cái)政支農(nóng)水平提高有助于技術(shù)、資本等生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動(dòng),進(jìn)而改善周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件。對(duì)外開放的空間滯后系數(shù)顯著為正,表明周邊地區(qū)對(duì)外開放水平的提高,能夠提升本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率??赡苁怯捎谥苓叺貐^(qū)對(duì)外開放程度提高,增大了對(duì)本地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品的需求,因此推動(dòng)了本地區(qū)農(nóng)業(yè)的發(fā)展,從而提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。工業(yè)化水平的直接影響系數(shù)顯著為負(fù),表明工業(yè)化水平的提高,能夠顯著降低本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率??赡苁怯捎诒镜貐^(qū)工業(yè)的快速發(fā)展,在一定程度上侵占了農(nóng)業(yè)資源,從而阻礙了農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展。
3.空間效應(yīng)分解
為進(jìn)一步探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng),采用偏微分方程將空間效應(yīng)細(xì)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng),結(jié)果見表6。由表6可知,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響和間接影響均顯著為正,影響系數(shù)分別為0.036和0.069,表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)每提升1%,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)提升0.036%,間接效應(yīng)提升0.069%,由此可以看出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠提升本地區(qū)和周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,且間接效應(yīng)優(yōu)于直接效應(yīng)。此外,相關(guān)控制變量分解結(jié)果與前文一致。因此,應(yīng)繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展的支持力度,不斷創(chuàng)新服務(wù)形式,推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)優(yōu)化升級(jí),促使傳統(tǒng)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有效銜接,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展。
表6 空間杜賓模型各變量空間效應(yīng)分解
1.內(nèi)生性討論
考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間可能會(huì)存在相互作用的關(guān)系,從而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。因此,將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)滯后一期作為本文的工具變量,并采用兩階段最小二乘進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果見表7列(1)。相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果表明,選用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)滯后一期作為工具變量較為合理,且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的系數(shù)為0.037,在1%水平下顯著為正,表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用是穩(wěn)健的。
表7 內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗(yàn)
2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)
選用地理距離矩陣和空間距離矩陣平方倒數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行空間計(jì)量回歸,結(jié)果如表7 列(2)和列(3)所示。不同權(quán)重矩陣下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響、間接影響以及總影響均顯著為正,表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠提升本地區(qū)和周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率這一結(jié)論是穩(wěn)健的。
為探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是否存在異質(zhì)性,基于空間計(jì)量模型,按東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)進(jìn)行分組回歸,結(jié)果如表8所示。
表8 異質(zhì)性分析
不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著差異。其中,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)東部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)影響系數(shù)為0.062,在10%水平下顯著為正;對(duì)中部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)和總效應(yīng)影響系數(shù)分別為0.038 和0.05,均在1%水平下顯著為正;對(duì)西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)影響系數(shù)分別為0.035、0.033 和0.068,在1%和5%水平下顯著為正。產(chǎn)生這種差異的原因可能是東部地區(qū)相較于中西部地區(qū)在城鎮(zhèn)化、工業(yè)化方面更為發(fā)達(dá),該地區(qū)農(nóng)戶以非農(nóng)收入為主要收入來(lái)源,且該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本較高,故農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的效果并不強(qiáng)烈。中部地區(qū)是我國(guó)重要的農(nóng)業(yè)產(chǎn)區(qū),農(nóng)業(yè)資源稟賦較為豐富,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)較為成熟,農(nóng)戶具有較高的生態(tài)環(huán)保意識(shí),故農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠改善該地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)環(huán)境。西部地區(qū)近些年經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為迅速,且十分重視農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,黨和政府出臺(tái)一系列西部開發(fā)政策,為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了先進(jìn)的技術(shù)與資金支持,從而使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)顯著提升該地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。
1.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)
選取人均土地規(guī)模作為門檻變量,構(gòu)建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)模型。在進(jìn)行面板門檻回歸前,首先檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否存在并確定門檻數(shù)量,結(jié)果如表9 所示。單一門檻在5%水平下顯著,而雙重門檻不顯著,表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響僅存在一個(gè)門檻值,門檻估計(jì)值以及置信區(qū)間見表10。
表9 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)
表10 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門檻估計(jì)值和置信區(qū)間
2.估計(jì)結(jié)果分析
利用Stata16.0進(jìn)行面板門檻模型估計(jì),回歸結(jié)果見表11。當(dāng)人均土地規(guī)模低于門檻值1.0087時(shí),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響在1%水平下顯著,影響系數(shù)為0.017,即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)水平每提高1%,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高0.017%;當(dāng)人均土地規(guī)模水平超過(guò)門檻值1.0087時(shí),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.038,并且在1%水平下顯著,此時(shí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)水平每提高1%,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率則提高0.038%。表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間存在邊際效用遞增規(guī)律,因此促進(jìn)土地規(guī)?;?jīng)營(yíng),仍是當(dāng)前以及未來(lái)需要重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題。
本文以2006—2020年中國(guó)30個(gè)省份為研究對(duì)象,通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型和門檻效應(yīng)模型,探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng),得出如下結(jié)論:(1)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠顯著提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,但存在區(qū)域差異。(2)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著的正向空間溢出效應(yīng),即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升具有促進(jìn)作用,經(jīng)內(nèi)生性討論和穩(wěn)健性檢驗(yàn)后該結(jié)論依舊成立。(3)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間存在單門檻效應(yīng),隨著人均土地規(guī)模的擴(kuò)大,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用將得到進(jìn)一步提升。
根據(jù)上述結(jié)論,為提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展,本文提出如下建議:
首先,政府應(yīng)加大財(cái)政支農(nóng)力度并不斷完善農(nóng)業(yè)政策,支持農(nóng)民合作社、龍頭企業(yè)等各類服務(wù)組織的發(fā)展,并加強(qiáng)它們之間的交流與協(xié)作,以期提高服務(wù)品質(zhì)與效率,降低服務(wù)成本,充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的促進(jìn)作用。
其次,由于各地區(qū)在氣候環(huán)境、農(nóng)業(yè)資源等方面不同,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展水平存在差異。因此,可以通過(guò)構(gòu)建農(nóng)業(yè)信息交流平臺(tái),通過(guò)網(wǎng)絡(luò)拉近各地區(qū)的距離,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)信息和農(nóng)業(yè)資源共享,為農(nóng)業(yè)水平落后的地區(qū)帶來(lái)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與管理,從而實(shí)現(xiàn)各地區(qū)農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。
最后,不斷完善土地流轉(zhuǎn)政策并拓展新型服務(wù)模式,積極引導(dǎo)農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管等,實(shí)現(xiàn)土地和服務(wù)規(guī)?;?jīng)營(yíng),使農(nóng)業(yè)資源得到合理配置,產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展。