姚成勝，朱偉華，黃琳

（1. 南昌大學(xué)中國中部經(jīng)濟社會發(fā)展研究中心，江西 南昌 330047；2. 南昌大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江西 南昌 330031；3. 江西師范大學(xué)外國語學(xué)院，江西 南昌 330022）

進入21世紀以來，中國農(nóng)業(yè)取得了長足發(fā)展，農(nóng)業(yè)大國地位日益凸顯。但中國并非農(nóng)業(yè)強國，與發(fā)達國家相比，中國存在水、肥等資源投入大，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模小，單位農(nóng)業(yè)勞動力經(jīng)濟產(chǎn)出低，農(nóng)業(yè)競爭力弱等特征[1]。為此，2014年中央經(jīng)濟工作會議指出，要堅定不移地加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，注重農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和可持續(xù)發(fā)展，著力提高農(nóng)業(yè)競爭力，走出高效集約、資源節(jié)約、環(huán)境友好的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展道路[2]。2017年“十九大”提出要貫徹農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，大力實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。2018年10月頒布的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》明確指出，產(chǎn)業(yè)興旺是鄉(xiāng)村振興的重點，要著力建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系、生產(chǎn)體系和經(jīng)營體系，增強我國農(nóng)業(yè)競爭力?？梢?，提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平乃是當(dāng)前和今后一段時間我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村工作的重點。

農(nóng)業(yè)具有自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟再生產(chǎn)的雙重屬性，因此農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的地域格局取決于一個地區(qū)的光、溫、水、土等自然條件和經(jīng)濟技術(shù)水平等要素的綜合影響，它具有鮮明的地域性、季節(jié)性、周期性和相對的穩(wěn)定性[3]，因而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的區(qū)域差異有別于工業(yè)和服務(wù)業(yè)，也有別于不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的整體差異。不同產(chǎn)業(yè)和區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展變化是非同步的，因此需要因地制宜地分別開展研究，才能更好地揭示其發(fā)展特征和規(guī)律[4-5]。當(dāng)前，有關(guān)中國省域和不同省域內(nèi)部經(jīng)濟發(fā)展差異及其時空演變與影響因素的研究已較為豐富，大量研究主要從資金、人力資本、技術(shù)等要素集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變[6-8]、市場、貿(mào)易和對外開放[9]等方面探討區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異，突出了對區(qū)域經(jīng)濟差異的成因、時空變化特征和影響因素的分析[10-12]。

比較而言，有關(guān)在中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展研究更多關(guān)注的是中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展評價以及各省區(qū)資源和生態(tài)環(huán)境與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)調(diào)關(guān)系等方面。例如，喬榛等[13]、黃少安等[14]較早地對農(nóng)村經(jīng)濟制度、土地產(chǎn)權(quán)制度等制度因素對中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響進行了深入研究，隨后較多的研究則通過建立生產(chǎn)函數(shù)模型，著重探討農(nóng)業(yè)勞動力和人力資本[15]、化肥和農(nóng)業(yè)機械等農(nóng)業(yè)資本[16]、技術(shù)效率和技術(shù)進步[17]等因素對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。這些研究表明，改革開放至20世紀80年代中期，制度創(chuàng)新對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到了極大的促進作用，而20世紀90年代以來農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)機械化和農(nóng)業(yè)技術(shù)進步是推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的主要動因。在省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與資源環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展研究方面，朱傳民等[18]、權(quán)麗[19]、李宗偉[20]分別對江西、河南、內(nèi)蒙古等省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的時間變化、各省不同地市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平差異、以及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展與各省資源環(huán)境的協(xié)調(diào)狀況等方面進行了研究。

綜上，現(xiàn)有文獻對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長以及典型省域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展也進行了相應(yīng)研究，為深入了解我國及其不同省域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r提供了科學(xué)參考。但在同一評價指標(biāo)體系下，對我國31個省域（不含港澳臺）農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平進行綜合比較分析，并揭示其時空演變格局及影響因素的研究較為缺乏。在全國著力推進鄉(xiāng)村振興的背景下，科學(xué)評價各省區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平及其空間分異，對于更好地統(tǒng)籌省域農(nóng)業(yè)農(nóng)村建設(shè)，分類推進鄉(xiāng)村振興具有重要意義。為此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展評價指標(biāo)體系，對2000—2016年中國大陸31個省域（不含港澳臺）的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平進行科學(xué)評價，并采用泰爾指數(shù)、空間自相關(guān)、面板回歸等方法揭示其空間差異及其驅(qū)動機制，旨在為更好地推進鄉(xiāng)村振興提供參考。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展評價指標(biāo)體系構(gòu)建

農(nóng)業(yè)屬于第一產(chǎn)業(yè)，從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)的視角來看，要提高一個地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平和競爭力，首先必須壯大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)；因此，需要不斷提高農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值和增加值，在穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的基礎(chǔ)上，提高牧漁業(yè)在農(nóng)業(yè)中的比重，為此可選取農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值和增加值、牧漁業(yè)產(chǎn)值占比、糧食作物播種面積占比等4個指標(biāo)予以表示[5]；其次，需要優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入，提高要素的使用效率，主要表現(xiàn)為擴大勞均耕地面積，以推進農(nóng)業(yè)機械化，更好地促進農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移，加大對農(nóng)業(yè)的財政扶持，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)灌溉基礎(chǔ)設(shè)施，為此選擇勞均農(nóng)作物播種面積、單位農(nóng)作物播種面積農(nóng)機動力、第一產(chǎn)業(yè)勞動力占比、勞均財政支農(nóng)支出、有效灌溉率5個指標(biāo)予以表示。第三，從產(chǎn)出方面看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，其土地產(chǎn)出率和勞動生產(chǎn)率也越高，滿足人們農(nóng)產(chǎn)品需求的能力也越強，為此可選取農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、單位糧食作物播種面積糧食產(chǎn)量和勞均果蔬、肉類和水產(chǎn)品產(chǎn)量等5個指標(biāo)予以反映[18-19]；最后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)應(yīng)該建立在良好的農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的基礎(chǔ)上，能夠滿足農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收的需求，具有發(fā)展的可持續(xù)性，為此，選取農(nóng)業(yè)GDP增長率和農(nóng)民人均可支配收入增長率以表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)性[19-20]；森林覆蓋率、農(nóng)業(yè)成災(zāi)率、單位農(nóng)作物播種面積化肥和農(nóng)藥施用量以反映農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境可持續(xù)性[20]?；谏鲜龇治?，本文從農(nóng)業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu)、要素投入、產(chǎn)出水平和可持續(xù)性4個方面，選取了20項指標(biāo)，構(gòu)建了中國省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的評價指標(biāo)體系（表1）。

表1 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展評價指標(biāo)體系及其權(quán)重Table 1 Agricultural economic development evaluation index system and the weights

1.2 研究方法

1.2.1 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的計算 指標(biāo)權(quán)重是指在相同目標(biāo)約束下，各指標(biāo)的重要性關(guān)系。本研究采用熵權(quán)系數(shù)法對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展評價指標(biāo)賦予權(quán)重，計算方法詳見文獻[21]。經(jīng)計算得到各評價指標(biāo)的權(quán)重如表1。依據(jù)計算所得權(quán)重，采用加權(quán)函數(shù)得到全國各省區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)以及各準(zhǔn)則層的發(fā)展指數(shù)[21]，計算公式為：

式中：Eij為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)，為規(guī)模結(jié)構(gòu)（X1）、要素投入（X2）、產(chǎn)出水平（X3）和可持續(xù)性（X4）4個準(zhǔn)則層的發(fā)展指數(shù)，uij為第i個準(zhǔn)則層第j項指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)值（采用線性插值極差標(biāo)準(zhǔn)化方法[21]），wj為各評價指標(biāo)的權(quán)重。

1.2.2 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的省域差異測度 泰爾（Theil）指數(shù)可以將區(qū)域差異分解為組間差異和組內(nèi)差異兩個部分，用以揭示兩者各自變動的方向和幅度，以及各自對總差距的貢獻[22-23]。本文利用泰爾指數(shù)將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平分解為東、中、西三大區(qū)域內(nèi)及區(qū)域間的差異，計算公式為：

式中：T為泰爾指數(shù)，值越大表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展差異越大，反之則越小，其取值范圍為T∈[0, lnn]；TWR為三大區(qū)域的區(qū)域內(nèi)差異，TBR為三大區(qū)域的區(qū)域間差異；n為所有省份個數(shù)；Tp為P省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)；U為全國平均農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)。TWR計算方式與T相同，TBR的計算公式為[23]：

式中：n為所有省份個數(shù)，m為研究區(qū)域個數(shù)；ni為區(qū)域i中省份的數(shù)量；Ti為區(qū)域i的平均農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)；U為全國平均農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)。

1.2.3 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的空間格局 利用探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA）揭示全國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的空間格局變化。首先，利用全局空間Moran's I來判斷農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平分布是否存在統(tǒng)計意義上的集聚或者分散現(xiàn)象，其計算公式為[24]：

式中：n是研究區(qū)內(nèi)地區(qū)總數(shù)；wij為空間權(quán)重矩陣，采用0-1矩陣作為空間自相關(guān)分析的權(quán)重矩陣，當(dāng)?shù)貐^(qū)相鄰時記為1，不相鄰時則記為0；xi和xj分別是區(qū)域i和區(qū)域j的觀測值；S2是屬性方差為xi的均值。Moran's I指數(shù)的取值范圍為[-1,1]，當(dāng)I＜ 0時表示鄰近區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平差異顯著，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平較高或較低區(qū)在空間上顯著分散；當(dāng)I＞0時則表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平較高或較低區(qū)在空間上顯著集聚。

與全局空間自相關(guān)不同的是，局部空間自相關(guān)則表現(xiàn)為相鄰空間單元之間的空間相關(guān)程度[24]。在式（4）的基礎(chǔ)上，局部空間自相關(guān)的公式為[24]：

式中：Ii的取值范圍也為[-1,1]，Ii為正表示一個高值被高值所包圍或者一個低值被低值所包圍，Ii為負則表示一個低值被高值包圍或者一個高值被低值所包圍。

1.2.4 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的驅(qū)動機制分析 水土資源稟賦是農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，因而它必然是驅(qū)動區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展最為根本的因素。相較于土地因素，降水和光熱條件在短期內(nèi)較為穩(wěn)定，因此可選擇降水量和復(fù)種指數(shù)作為區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的自然驅(qū)動因素[3]。從經(jīng)濟方面看，隨著國家工業(yè)化的持續(xù)推進，國家經(jīng)濟實力將快速增長，因而在工業(yè)化中后期普遍推行以工補農(nóng)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展政策，而我國實踐也表明，進入21世紀以來，國家大力實施以工補農(nóng)、以城促鄉(xiāng)的農(nóng)業(yè)反哺政策[25]，因此經(jīng)濟發(fā)展和工業(yè)化等因素必然是區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要原因；與此同時，城鎮(zhèn)化導(dǎo)致大量農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，也將影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展[26]。為此，本文選取人均GDP、工業(yè)化率、城鎮(zhèn)化率3個指標(biāo)作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的經(jīng)濟驅(qū)動因素，構(gòu)建傳統(tǒng)的面板模型[22]，如式（6）所示：

式中：Eit為因變量，即i省第t年的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)（Eit）；Xit為一組解釋變量，分別為人均GDP（pgdp）、工業(yè)化率（indust）、城鎮(zhèn)化率（urb）、降水量（pre）和復(fù)種指數(shù)（mci）；β為解釋變量的影響；αi、υt、εit分別為個體效應(yīng)、時間效應(yīng)和隨機擾動項。

區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展不僅具有空間差異，也具有空間關(guān)聯(lián)，它不僅影響所在區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，還可能通過空間外溢影響臨近區(qū)域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。傳統(tǒng)面板模型往往不能反應(yīng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的空間依賴性，因此借鑒黃賓等[27]的研究成果，引入空間誤差面板模型（SEM模型）和空間滯后面板模型（SLM模型）進行估計。

SEM模型用來檢驗農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展是否依賴于臨近區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的空間誤差沖擊，模型表達式如下[27]：

式中 ：隨機擾動項εit=λWεit+μit，Wεit為空間滯后的誤差項；λ為空間滯后誤差項的相關(guān)性系數(shù)，以衡量誤差項的空間關(guān)聯(lián)程度。

SLM模型用來檢驗農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展是否存在空間外溢性，模型表達式如下[27]：

式中：WlnEit為被解釋變量的空間滯后項；ρ為空間滯后項的相關(guān)系數(shù)，表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的空間外溢或依賴，以衡量鄰近省份農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展對本省的作用強度。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來自于2001—2017年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫；其中，2000—2005年的城鎮(zhèn)化率、2013—2016年的農(nóng)林牧漁從業(yè)人員、2000—2016年三次產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)等數(shù)據(jù)主要來自各省（市、區(qū)）2001—2017年的統(tǒng)計年鑒；各省（市、區(qū)）的年均降水量分別由其主要城市降水量的均值予以表示。部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值和趨勢擬合法進行補充。涉及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)值的相關(guān)指標(biāo)，均以2000年為基期進行了價格平減。

2 中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)域差異與時空格局變化

2.1 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)域差異變化

2.1.1 中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的整體變化 2000—

2016年中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)從0.408上升到0.485，增幅達到19.07%，其變化大體可以分為2000—2011年的持續(xù)增長階段和2012—2016年的基本穩(wěn)定階段（圖1）。第1階段農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)由0.408上升到0.481，年均提高0.007，期間由于2000—2003年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益低下，導(dǎo)致國內(nèi)糧食產(chǎn)量持續(xù)下降，引發(fā)了國家對糧食安全的擔(dān)憂，因而自2004年以來，國家每年中央1號文件都聚焦于農(nóng)業(yè)農(nóng)村，不斷加大對農(nóng)業(yè)投入，先后出臺免除農(nóng)業(yè)稅、糧食直補、農(nóng)資綜合補貼、農(nóng)機具購置補貼等一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策，使得農(nóng)業(yè)的投入-產(chǎn)出水平大幅提高，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)性大大增強。例如2000—2011年，我國單位農(nóng)作物播種面積農(nóng)機動力、農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率、農(nóng)業(yè)GDP增長率分別從3.36 kW/hm2、11491.6 元/hm2和1.6%，提高到6.02 kW/hm2、39 011.3 元/hm2和17.3%，分別增長了79.17%、239.48%和981.25%。

第2階段農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)由0.476變化到0.485，年均提高約0.002，僅為第1階段的28.57%。原因在于：在此期間我國農(nóng)業(yè)政策已基本穩(wěn)定，受要素邊際效益遞減規(guī)律的制約，化肥、農(nóng)藥、農(nóng)業(yè)機械等的高強度投入對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、單位土地糧食和果蔬產(chǎn)出水平等指標(biāo)增長的促進作用逐漸減弱，尤其是化肥和農(nóng)藥的過量使用，雖然仍在促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長，但已經(jīng)嚴重威脅到了我國農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境可持續(xù)性。以化肥為例，2013年我國化肥施用強度為328.5 kg/hm2，遠高于國際公認的225 kg/hm2的上限標(biāo)準(zhǔn)，是美國的2.6倍，歐盟的2.5倍[24,28]。

2.1.2 東、中、西三大區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平變化

將我國大陸31個省域劃分為東、中、西3大區(qū)域，其中東部地區(qū)包括京、津、冀、魯、遼、滬、蘇、浙、閩、粵、瓊11省區(qū)；中部地區(qū)包括晉、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘8省區(qū)；西部地區(qū)包括蒙、新、青、陜、甘、寧、川、渝、滇、黔、藏、桂12省區(qū)。由此得到2000—2016年三大區(qū)域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)變化情況（圖1），從中可以看出：東、中、西三大區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)分別由2000年的0.444、0.406和0.375，上升到2016年的0.517、0.503和0.445，分別提高了16.35%、23.91%和18.52%。比較而言，東、中、西三大區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的變化趨勢基本與全國一致，但呈現(xiàn)出明顯的由東向西依次降低的變化特征，表明我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域差異明顯。2000—2016年東、中、西三大區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的平均值分別為0.488、0.461和0.419，中部和西部地區(qū)分別為東部地區(qū)的94.47%和85.75%。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平明顯低于東部地區(qū)，原因在于：中部8省有7個為糧食主產(chǎn)區(qū)，糧食作物播種面積大，2000—2016年8省糧食產(chǎn)量占全國的比重平均達43.71%，因而中部地區(qū)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率、勞動生產(chǎn)率等農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)以及農(nóng)業(yè)GDP增長率、農(nóng)民人均可支配收入增長率等農(nóng)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)性指標(biāo)明顯低于東部地區(qū)?？梢姡Z食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益低下問題仍較為突出，需要進一步加大扶持。

圖12000—2016年中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)變化趨勢Fig. 1 Trends in China's agricultural economic development indexes from 2000 to 2016

2.1.3 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異及來源 采用泰爾指數(shù)進一步分析全國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的總差異及其來源狀況，結(jié)果如圖2所示。從中可以看出，2000—2016年全國總泰爾指數(shù)從0.0053增加到0.0056，增幅為7.06%。區(qū)域內(nèi)差異與全國總差異變化趨勢基本一致，但在2000—2004年以及2008—2014年2個時段內(nèi)，區(qū)域間差異明顯大于區(qū)域內(nèi)差異，其對總差異的貢獻率平均分別為55.17%和54.02%?？傮w上看，2000—2016年區(qū)域間差異是導(dǎo)致總體差異的主要原因，其對總體差異的貢獻率平均為52.33%。進一步分析得到，2000—2007年區(qū)域間差異和區(qū)域內(nèi)差異總體呈波動下降趨勢，但2008—2016年區(qū)域內(nèi)差異呈快速上升趨勢，2015—2016年其對總差異的貢獻率平均已達55.99%；區(qū)域間差異在2008—2011年明顯上升，但在2011—2016年則明顯下降?？梢钥闯?，隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，3大區(qū)域間差異將不斷縮小，而區(qū)域內(nèi)差異將進一步擴大，并主導(dǎo)全國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展差異變化。從東、中、西3大區(qū)域的區(qū)域內(nèi)差異變化情況來看，2000—2016年中部地區(qū)泰爾指數(shù)均值最大為0.0027，西部為0.0026，東部最小為0.0012。從變化趨勢來看，2007—2016年東部地區(qū)泰爾指數(shù)快速上升，表明其區(qū)域內(nèi)差異快速增大，并有趕超中西部地區(qū)的趨勢；而中西部地區(qū)在2000—2008年期間波動幅度大，但2009—2016年期間也呈現(xiàn)出緩慢的上升趨勢，表明中部和西部各省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展差異也在逐步擴大。

圖22000—2016年中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的泰爾指數(shù)Fig. 2 Theil indexes of China's agricultural economic development indexes from 2000 to 2016

2.2 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的時空分布特征變化

采用自然斷點法將31個省區(qū)劃分為高水平區(qū)[0.5286-0.592 0）、較高水平區(qū)[0.4823-0.5286）、中等水平區(qū)[0.433 0-0.4823）、較低水平區(qū)[0.3717-0.433 0）和低水平區(qū)[0.3198-0.3717）5種類型，基于2000年、2008年和2016年各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)，分析中國省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的時空演變狀況（表2）。從表中可以得到：

1）2000年全國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平整體呈現(xiàn)東南沿海及中部湘贛地區(qū)高（中等水平區(qū)），東北3省、東中部、西南以及藏、新、蒙等邊疆省區(qū)低（較低水平區(qū)），內(nèi)陸腹地晉、陜、甘、寧、青、渝、黔最低（低水平區(qū)）的空間格局。

2）2008年則演變?yōu)闁|北和東部沿海高（較高水平區(qū)），中部皖、湘、贛、鄂，南部沿?；?、桂、瓊以及邊疆藏、新、蒙、川等省區(qū)低（中等水平區(qū)），內(nèi)陸腹地最低（較低水平區(qū)）的空間格局?？傮w上看，2000—2008年，有83.87%的省區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平向更高等級轉(zhuǎn)移，其中遞次轉(zhuǎn)移省份占64.52%（發(fā)展水平提高1個等級），跨越式轉(zhuǎn)移省份占19.35%（發(fā)展水平提高2個等級）。

3）2016年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的整體空間格局與2008年類似，但各省區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的轉(zhuǎn)移路徑較為復(fù)雜。魯、蘇、閩、鄂4省首次成為高水平發(fā)展區(qū)，湘、贛、粵、瓊、川、藏6省也躍遷至較高水平區(qū)，總體上看42.94%的省區(qū)向更高等級轉(zhuǎn)移，其中遞次式轉(zhuǎn)移占38.71%，跨越式轉(zhuǎn)移占3.23%。與2000—2008年相比，高、較高水平省份數(shù)分別增加12.9%和41.94%，中等、較低和低水平區(qū)省份數(shù)分別減少3.23%、29.03%和22.58%。

總體來看，2000—2016年我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平已有較大提高，其空間格局在2000—2008年變化較為復(fù)雜，而在2008—2016年則整體呈現(xiàn)出東-中-西的階梯式遞減特征。究其原因在于：東部地區(qū)經(jīng)濟和城鎮(zhèn)化水平高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多以高附加值的經(jīng)濟作物為主，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平高，因而農(nóng)林牧漁業(yè)增加值較高，增長速度也較快；同時，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件好，機械化水平高，農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率、勞動生產(chǎn)率等也較高，因此東部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平最高。中部地區(qū)大多屬于糧食主產(chǎn)區(qū)，糧食作物占比高，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平相對較低，農(nóng)林牧漁業(yè)增加值及其增速也較低；另外，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件也劣于東部地區(qū)，農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率、勞動生產(chǎn)率等指標(biāo)也明顯低于東部地區(qū)。西部地區(qū)則受自然和經(jīng)濟條件約束均較大，在農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、要素投入、產(chǎn)出水平等條件都明顯低于中部和東部地區(qū)，因而其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平最低。

表2 中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的空間分布Table 2 Spatial distribution of China's agricultural economic development levels

2.3 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的集聚特征變化

根據(jù)公式（4），計算得出2000—2016年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的全局空間自相關(guān)Moran's I指數(shù)（表3）。從表中可以看出，2000—2016年中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的Moran's I值全部為正，其中2008年最大為0.474，2016年最小為0.301。這表明近17年來，中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)出明顯的空間集聚特征，各省區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平與鄰近省區(qū)具有較大的關(guān)聯(lián)性。進一步分析可知，2000—2009年Moran's I指數(shù)在[0.400, 0.474]的區(qū)間范圍內(nèi)呈現(xiàn)出較大的波動特征，但在2010—2016年則由0.471下降到0.301（2014年除外），降幅達35.88%。這表明，2010年以來中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的空間集聚特征有所減弱，這與2008年以來東、中、西3大區(qū)域的區(qū)域內(nèi)差異逐步擴大的研究結(jié)果相一致。

在全局空間自相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，利用GeoDa1.6.7軟件生成2000、2008、2016年的中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的局部空間自相關(guān)LISA集聚圖，將其整理得到表4，從中可以看出：

1）H-H集聚區(qū)。主要集中在蘇、浙、魯、滬等東部地區(qū)，表明這些地區(qū)不僅本身具有較高的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平，其周邊地區(qū)也具有較高的發(fā)展水平?？傮w上看，2000年H-H集聚區(qū)在我國東部地區(qū)呈現(xiàn)團塊狀分布，而2008和2016年集聚趨勢明顯減弱，范圍也有所縮小。

2）L-H集聚區(qū)。2000年不存在L-H集聚區(qū)，而在2008和2016年均只有安徽為L-H分布，表明安徽的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平明顯落后于周邊省區(qū)，形成了一定的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟落差。

3）L-L集聚區(qū)。主要分布在陜、甘、寧等西部地區(qū)，表明這些省區(qū)自身具有較低的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平，其周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平也較低?？傮w上看，L-L集聚區(qū)在我國西北部呈帶狀分布，這也進一步證明了，西部地區(qū)整體農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平處于全國最低層次。

4）H-L集聚區(qū)。2000—2016年只有四川屬于該區(qū)，表明四川農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平明顯高于周邊地區(qū)，其原因在于四川是我國糧食主產(chǎn)區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件優(yōu)越，自古有“天府之國”的美譽，而周邊的云貴高原、青藏高原、黃土高原等地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件較差，各省區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平也較低。

呈現(xiàn)上述空間集聚特征的根本原因在于：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然條件稟賦在一定程度上決定了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的水平和發(fā)展效益，東部地區(qū)由于多平原且水熱條件好，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)類型選擇空間大，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件改善方便，規(guī)?；?、集約化的生產(chǎn)方式容易形成[3]，因而H-H集聚區(qū)均分布于東部地區(qū)；相反，西部地區(qū)受自然條件約束大，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件改善困難，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)選擇空間小，規(guī)?；?、集約化水平較低，因而L-L集聚區(qū)均分布于西部地區(qū)。同時，農(nóng)業(yè)又具有經(jīng)濟再生產(chǎn)特性，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的扶持力度較大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金、要素等資源豐富，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的管理和技術(shù)水平較高，能夠為規(guī)?；?、集約化生產(chǎn)提供強力支撐，因而容易形成農(nóng)業(yè)經(jīng)濟高水平發(fā)展的集聚地。相反，西部地區(qū)則容易形成農(nóng)業(yè)經(jīng)濟低水平發(fā)展的集聚地。

表32000—2016年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的Moran's I值Table 3 Moran's I values of the agricultural economic development index from 2000 to 2016

表4 中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的LISA集聚圖Table 4 Local spatial clustering of agricultural economic development index in China

3 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域差異的影響因素分析

對空間面板誤差模型（SEM模型）和空間面板滯后模型（SLM模型）進行豪斯曼檢驗，其結(jié)果顯著且為正值，故選擇固定效應(yīng)模型。從各模型的估計結(jié)果來看，大多數(shù)參數(shù)的檢驗結(jié)果都是顯著的（表5）。從空間面板SEM模型和SLM模型的R2和Log-likelihood估計值可以看出，其值大多優(yōu)于傳統(tǒng)面板估計值，表明相對于普通面板模型，空間面板模型具有更強的解釋力。

表5 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展驅(qū)動因素的面板回歸結(jié)果Table 5 Panel regression results of the driving factors of agricultural economic development

從傳統(tǒng)面板OLS模型來看，人均GDP和工業(yè)化率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正，并且人均GDP系數(shù)要明顯大于工業(yè)化率系數(shù)，表明促進經(jīng)濟增長是推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展最為關(guān)鍵的因素，工業(yè)化作為經(jīng)濟增長的動力之一，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用相對較小。城鎮(zhèn)化率的估計系數(shù)顯著，為-0.055，表明推動城鎮(zhèn)化會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生一定的負向影響，這是因為在城鎮(zhèn)化過程中，大量農(nóng)村青壯年勞動力流向城鎮(zhèn)，致使農(nóng)村勞動力老弱化和農(nóng)村空心化[26]。降水量對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展有不顯著的正向促進作用，表明降水量較高的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平也相對較高，這是因為我國降水量呈現(xiàn)出明顯的由東向西遞減的特征，與我國人均GDP和工業(yè)化發(fā)展水平的高低分布較為一致。而復(fù)種指數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟有顯著的負向作用，表明提高復(fù)種指數(shù)以充分利用光熱條件需要投入較多的勞動用于種植業(yè)，而相對于養(yǎng)殖業(yè)、漁業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)來講，種植業(yè)經(jīng)濟效益較低，因而提高復(fù)種指數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了一定的負向作用，這也是當(dāng)前我國復(fù)種指數(shù)降低的主要原因[29]。

根據(jù)SEM和SLM模型的估計結(jié)果得到，時間效應(yīng)和雙固定效應(yīng)的λ和ρ值均通過顯著性檢驗，且結(jié)果為負，說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的空間聯(lián)系存在明顯的空間依賴和空間外溢，但作用效果均為負方向，表明各地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟空間聯(lián)系在促進自身農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展外，還會通過吸納周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展要素，來實現(xiàn)自身更快的發(fā)展，產(chǎn)生跨區(qū)域的極化效應(yīng)，從而加大農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域差異，這與泰爾指數(shù)研究得到的三大區(qū)域內(nèi)部各省區(qū)差異日益增大的結(jié)果也較為一致（圖2）。

根據(jù)黃賓等[27]、曹萍等[30]的研究，R2和Loglikelihood估計值越大，模型的解釋能力也越強。綜合考慮表5可知，地區(qū)固定的SEM模型具有較優(yōu)的解釋力，其數(shù)據(jù)顯示：人均GDP仍是區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的首要驅(qū)動因素，降水量對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正，但其值要遠小于人均GDP的貢獻。這表明，隨著國家對農(nóng)業(yè)反哺的力度不斷加大，農(nóng)業(yè)用電、灌溉、機械等生產(chǎn)設(shè)施不斷完善，降水條件對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的約束日趨減弱。工業(yè)化率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展具有不明顯的促進作用，且其作用大小明顯小于普通OLS模型的結(jié)果，表明在考慮空間關(guān)聯(lián)的情況下，工業(yè)化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用更多地被內(nèi)化于經(jīng)濟增長當(dāng)中；城鎮(zhèn)化和復(fù)種指數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的作用系數(shù)都為負，且略低于普通OLS模型結(jié)果，表明城鎮(zhèn)化和復(fù)種指數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展仍然具有一定的負向影響。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

本文構(gòu)建了中國省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展評價指標(biāo)體系，分析了我國及其東、中、西三大區(qū)域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平，揭示了省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的時空格局演變及其驅(qū)動機制，所得結(jié)論如下：

1）2000—2016年中國及其東、中、西部3大區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)均有所提高，呈現(xiàn)出明顯的由東向西依次遞降的發(fā)展特征。2000—2016年區(qū)域間差異是驅(qū)動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展總體差異變化的主要原因，但在2007年以后，區(qū)域內(nèi)差異呈現(xiàn)逐漸擴大的趨勢，或?qū)⑷〈鷧^(qū)域間差異成為驅(qū)動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展差異的主要原因。

2）2000—2016年我國省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的空間格局在2000—2008年變化較為復(fù)雜，而在2008—2016年則整體呈現(xiàn)出東—中—西的階梯式遞減特征。2000—2016年中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的H-H集聚區(qū)在我國東部呈團塊狀分布，L-L集聚區(qū)在西北部呈帶狀分布，且兩者在2008和2016年集聚趨勢均有所減弱；而L-H集聚區(qū)和H-L集聚區(qū)分別只有安徽和四川兩省。

3）經(jīng)濟增長是區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的首要影響因素，降水量對區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用不太顯著，而城鎮(zhèn)化和復(fù)種指數(shù)則對區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟有一定的負向影響；空間面板SEM和SLM模型分析表明，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展存在明顯的空間依賴和空間外溢，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟空間聯(lián)系在促進自身農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展外，還會通過吸納周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展要素，產(chǎn)生跨區(qū)域的極化效應(yīng)。

4.2 政策建議

1）推進東部地區(qū)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，促進城鄉(xiāng)一體化建設(shè)。東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多以高附加值的經(jīng)濟作物、農(nóng)業(yè)休閑旅游等服務(wù)業(yè)為主，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平高，已具備推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的條件。應(yīng)進一步加快農(nóng)村土地合作社建設(shè)，推行土地合作經(jīng)營，并強化其城市服務(wù)功能，滿足城市消費需求，以此提升其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)濟效益。與此同時，要加快其城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合步伐，推進基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通建設(shè)，為中西部地區(qū)城鄉(xiāng)融合發(fā)展提供實踐經(jīng)驗。

2）改善中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。中部地區(qū)大多屬于糧食主產(chǎn)區(qū)，人多地少和土地細碎化經(jīng)營特征明顯，糧食作物比重大，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)出率低下問題較為突出。因此，應(yīng)加快推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，引導(dǎo)農(nóng)戶通過土地流轉(zhuǎn)、代耕代種、土地托管等多種形式，擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。而西部地區(qū)受自然條件約束程度較大，其山區(qū)面廣，應(yīng)加強農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推廣小型農(nóng)業(yè)機械，因地制宜發(fā)展特色農(nóng)業(yè)。

3）強化區(qū)域農(nóng)業(yè)合作，逐步縮小區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展差距。東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平存在梯度變化，而且農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的L-L集聚區(qū)基本都在西部地區(qū)，因此應(yīng)加強東部與中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的交流與合作，由中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村管理部門牽頭，組織中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)管理者和各類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，定期赴東部地區(qū)進行交流合作，學(xué)習(xí)先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，并因地制宜地創(chuàng)新土地制度，培育新興農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。