何曉霞，毛 偉

（廣東海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 湛江 524088））

2019年中央一號(hào)文件強(qiáng)調(diào)提升農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展水平，充分發(fā)揮綠色農(nóng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的引領(lǐng)作用。長期粗放發(fā)展使得中國農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境面臨局部污染形勢嚴(yán)峻、生態(tài)環(huán)境保護(hù)科技支撐力不足、環(huán)境承載能力降低、農(nóng)業(yè)生態(tài)功能衰退等問題［1］。農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)步是農(nóng)業(yè)綠色增長的主要貢獻(xiàn)力量及動(dòng)力源泉，保障實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出質(zhì)量與節(jié)約資源、保護(hù)環(huán)境的雙贏［2］。因此，中國要走一條促進(jìn)農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)新路子，需要測算中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，厘清農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率AGTFP的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

1991年Oskam［3］將環(huán)境污染納入農(nóng)業(yè)TFP測算體系，1992年林毅夫?qū)ξ覈r(nóng)業(yè)要素生產(chǎn)率進(jìn)行開拓性研究，2011年薛建良和李秉龍對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行探索?？梢园l(fā)現(xiàn)國內(nèi)研究受到國際學(xué)者的啟發(fā)，在探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率問題上對(duì)資源環(huán)境約束日益深入與擴(kuò)寬［4］。在研究角度上，學(xué)者不僅關(guān)注于AGTFP的測算及空間差異，還對(duì)其影響因素進(jìn)行剖析［5-7］，其中呂娜（2019）［8］、孟祥海等（2019）［9］探討農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長影響，而現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于農(nóng)業(yè)科技對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究方面甚少。

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高的重要貢獻(xiàn)因素［2］。對(duì)AGTFP增長影響具有區(qū)域差異性：一方面，區(qū)域間的要素稟賦結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)程水平、農(nóng)業(yè)復(fù)雜的潛在問題會(huì)影響農(nóng)業(yè)技術(shù)對(duì)省份要素稟賦、要素價(jià)格結(jié)構(gòu)的引導(dǎo)作用，進(jìn)而扭曲對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素投入的誘導(dǎo)路徑，掣肘AGTFP增長；另一方面，我國農(nóng)業(yè)科技資源存在目標(biāo)與結(jié)構(gòu)失衡、配置效率較低［10］，且農(nóng)業(yè)科技適用性不強(qiáng)，移植的農(nóng)業(yè)技術(shù)由于滯后性，發(fā)揮作用受限，加劇了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)失衡。綜上所述，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，但農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新在區(qū)域間擴(kuò)散時(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率可能存在著空間效應(yīng)。

本研究切入點(diǎn)在于：①運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法測算我國2013—2018年農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，并分析區(qū)域AGTFP時(shí)空演進(jìn)趨勢。②在測算結(jié)果基礎(chǔ)上構(gòu)建空間杜賓模型探討農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)。

本文的邊際貢獻(xiàn)可能在于：①結(jié)合實(shí)際，根據(jù)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新高投入、周期長等特點(diǎn)，同時(shí)兼顧AGTFP多投入多產(chǎn)出等特征，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)模型，測算2013—2018年中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（AGTFP），并在此基礎(chǔ)上探討中國區(qū)域AGTFP水平及時(shí)空演進(jìn)。②借助區(qū)域農(nóng)業(yè)知識(shí)創(chuàng)新指數(shù)直觀體現(xiàn)區(qū)域農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平，將農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平納入中國AGTFP影響因素體系中，豐富AGT?FP測算及影響因素研究成果。③在省域空間視角下借助空間杜賓模型探討農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平對(duì)AGTFP的空間效應(yīng)，在區(qū)域農(nóng)業(yè)的視角上探討農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)AGTFP的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究方法與研究模型

1.數(shù)據(jù)包絡(luò)法分析模型

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法DEA無需設(shè)置隨機(jī)誤差項(xiàng)，不受地區(qū)差異影響，能夠突出反映非期望投入產(chǎn)出的貢獻(xiàn)程度。在農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率AGTFP既定，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入最小化前提下，分析AGTFP區(qū)域差異，探討農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平對(duì)AGT?FP的影響，因而，本文借鑒吳梵等（2020）［11］的研究方法，采用規(guī)模報(bào)酬可變的DEA-BCC。

2.空間杜賓模型

本文構(gòu)建空間模型如公式（1），在模型中AGTFPt為t年農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，βWAGTFPt為空間滯后項(xiàng)，衡量鄰邊省AGTFP對(duì)本省的AGT?FP的間接影響。γXt與λwXt分別表示本省和鄰邊省份的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平和控制變量對(duì)本省AGTFP的影響。α為常數(shù)項(xiàng)，ε是符合ε～N(0 ,Iσ2)的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.空間影響分解

在公式（1）的基礎(chǔ)上剝離反饋效應(yīng)，采用微分方法，將式（1）轉(zhuǎn)化為式（2）：

進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為：

AGTFPt=(1-βw)-1[ ]γXt+λwXt+α+ε

而AGTFPt關(guān)于Xt偏微分方程矩陣如公式（3）：

在公式（3）最右邊的矩陣中，對(duì)角線元素平均值為本省份農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平及控制變量對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響，非對(duì)角元素平均值為鄰邊省對(duì)本省的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出的間接影響。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率

AGTFP測算必須將環(huán)境因素納入生產(chǎn)力指標(biāo)體系中，本文從經(jīng)濟(jì)環(huán)境現(xiàn)實(shí)出發(fā)，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，借鑒梁俊等（2015）［12］做法的基礎(chǔ)上，選取AGTFP測算變量如下：

（1）投入變量：a為勞動(dòng)人力投入，表示農(nóng)林牧漁從業(yè)人員（萬人）；b為土地投入，表示農(nóng)作物播種面積與水產(chǎn)養(yǎng)殖面積（千公頃)；c為化肥投入，表示農(nóng)用化肥施用量（萬噸）；d為機(jī)械投入，表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（萬千瓦時(shí)）；e為電力資源投入，表示農(nóng)村用電量（萬千瓦時(shí)）［12］。

（2）產(chǎn)出變量：f為農(nóng)林牧漁當(dāng)年總產(chǎn)值（億元）；g為農(nóng)業(yè)面源污染中產(chǎn)生的N、P、COD排放量。各類農(nóng)業(yè)面源污染中的N、P、COD排放量計(jì)算公式如下：

其中，E為污染物排放量，EUi為單元i的統(tǒng)計(jì)個(gè)數(shù)，ρi為單元i的污染物產(chǎn)污系數(shù)，ηi為資源利用效率系數(shù)，Ci(EUi,S)為調(diào)查單元i與所處空間特征共同決定的污染物產(chǎn)污排放［12］。此外氮肥、磷肥的利用率，復(fù)合肥中的氮、磷含量數(shù)據(jù)來自陳同斌（1998）［13］的研究。

投入產(chǎn)出變量數(shù)據(jù)來源于各年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》及中宏數(shù)據(jù)庫。表1為2013—2018年31個(gè)省份（未包括臺(tái)灣、香港、澳門地區(qū)）的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.空間杜賓模型的解釋變量

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平ATI，采用中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)中心頒布的《中國農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)創(chuàng)造指數(shù)報(bào)告》中的農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)創(chuàng)造指數(shù)。農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)創(chuàng)造指數(shù)可以直觀反映區(qū)域農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平在全國的相對(duì)水平及區(qū)域之間的相對(duì)差距。由于上述報(bào)告在2013年前并不報(bào)告各省農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)創(chuàng)造指數(shù)數(shù)據(jù)，為保證數(shù)據(jù)的可比性與結(jié)果真實(shí)性，本研究時(shí)段以2013年為起點(diǎn)，探討農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)AGTFP影響，其他控制變量借鑒吳梵（2020）［11］的研究方法，見表 2所列。

表2 空間杜賓模型變量定義

三、結(jié)果分析

（一）農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果

1.全國AGTFP估算結(jié)果

從DEA測算結(jié)果來看，全國整體農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率處于高而非效率水平（表3）。樣本期間AGTFP實(shí)現(xiàn)有效的省份有北京、浙江、福建、山東、海南、四川、西藏、青海；AGTFP未達(dá)到有效的省份有天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、江西、湖北、廣西、重慶、云南、陜西、甘肅、寧夏、新疆；AGTFP下降趨勢比較明顯的省份有天津、河北、山西、遼寧、吉林、上海、江蘇、安徽、江西、湖北、湖南、廣西、重慶、甘肅、新疆；AGTFP上升的省份有內(nèi)蒙古、黑龍江、河南、廣東、貴州、云南、陜西、寧夏。由于海南、西藏、青海的區(qū)域農(nóng)業(yè)特征比較明顯，海南的小麥、西藏和青海的水稻由于種植面積規(guī)模小數(shù)據(jù)出現(xiàn)空白現(xiàn)象，影響到污染物的排放量測算，可能導(dǎo)致非合意產(chǎn)出過小，進(jìn)而影響到該區(qū)域?qū)嶋H真實(shí)AGTFP的測算。

表3 2013—2018年31省市AGTFP測算結(jié)果

2.區(qū)域AGTFP時(shí)空演進(jìn)分析

在時(shí)序演進(jìn)上，2013—2015年期間中國AGT?FP整體攀升，2015年達(dá)到極大值，而后急劇下降，這種下降趨勢在2018年減緩，2015年之前的整體AGTFP水平高于2015年之后的水平。2015年之前中國農(nóng)業(yè)發(fā)展綠色環(huán)境得到改善，而2015年之后則相反。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入具有邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，其內(nèi)卷作用會(huì)改變要素的邊際替代率，降低農(nóng)業(yè)投入要素的協(xié)調(diào)性，進(jìn)而使得我國整體AGTFP先升后降。

在空間演進(jìn)上，整體AGTFP水平中，南方地區(qū)最高，北方地區(qū)次之，西北地區(qū)最低；東部地區(qū)明顯高于中部、東北地區(qū)，西部地區(qū)最低。在研究期間，區(qū)域AGTFP空間分布波動(dòng)不大，且呈現(xiàn)空間集聚特征。熱點(diǎn)區(qū)域出現(xiàn)在南方和東南沿海區(qū)域，冷點(diǎn)區(qū)域出現(xiàn)在北方、西北，中部是一個(gè)漸進(jìn)帶。

我國區(qū)域AGTFP的空間分異明顯受到自然環(huán)境、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及財(cái)政支農(nóng)水平、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響［14］。首先，自然環(huán)境是AGTFP增長空間分異的重要驅(qū)動(dòng)因素。中國區(qū)域耕地類型差異大，如北方耕地以旱地為主，南方耕地以水田為主等，面臨不同的氣象災(zāi)害，光照灌溉條件直接影響農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出效率與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式。其次，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及財(cái)政支農(nóng)水平是AGTFP增長空間分異的主要驅(qū)動(dòng)因素［14］。南方省份城市化、工業(yè)化程度較高，北方（除北京）的財(cái)政支農(nóng)水平低于南方地區(qū)（除上海），而西北地區(qū)的財(cái)政支農(nóng)水平較高的原因可能在于該地區(qū)地廣人稀。北京財(cái)政支農(nóng)水平高于上海，這種差距在2015—2017年更加顯著，且在該時(shí)期上海的AGTFP無效率。由此判斷，上海的基礎(chǔ)設(shè)施與財(cái)政支農(nóng)水平可能存在投入不足問題。再次，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)不同、區(qū)域農(nóng)業(yè)特色明顯，相比南方農(nóng)業(yè)，北方及西北更粗放，污染面源更廣，南方省份發(fā)展中心轉(zhuǎn)移，不再依賴農(nóng)業(yè)發(fā)展，鄉(xiāng)村人口向城市轉(zhuǎn)移，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有更高要求。

區(qū)域AGTFP具有空間集聚性，AGTFP的“以鄰為善”與“以鄰為壑”并存，高AGTFP地區(qū)對(duì)周邊區(qū)域具有輻射作用，而低AGTFP地區(qū)同樣具有集聚作用。首先，AGTFP高的地區(qū)具有帶頭與示范效應(yīng)，提高了干中學(xué)效率。先進(jìn)綠色技術(shù)在區(qū)域間流通會(huì)降低要素使用成本，提高了公共設(shè)施的利用效率，優(yōu)化要素配置組合，提高現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展要素水平。其次，AGTFP低的地區(qū)聚集的原因可能在于該地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、要素不再適應(yīng)綠色發(fā)展的需要。受到農(nóng)業(yè)發(fā)展要素不契合、適應(yīng)不良等問題的催化，AGTFP低的地區(qū)表現(xiàn)出較強(qiáng)的發(fā)展模式慣性，綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展并未實(shí)現(xiàn)正向的干中學(xué)效應(yīng)，其配套農(nóng)業(yè)發(fā)展設(shè)施、技術(shù)落后進(jìn)一步導(dǎo)致綠色技術(shù)引進(jìn)及實(shí)施成本的提高。

（二）空間相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果分析

在空間權(quán)重矩陣上，本文采用地理鄰接設(shè)定空間權(quán)重矩陣wij，并計(jì)算全局Moran’sI指數(shù)。從農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率、科技創(chuàng)新水平的全局Moran’sI指數(shù)（見表4所列）來看，變量均顯著為正，且系數(shù)在0.151～0.349范圍內(nèi)上下波動(dòng)，說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與科技創(chuàng)新水平存在強(qiáng)空間正相關(guān)，呈現(xiàn)出高趨向于高、低趨向于低的現(xiàn)象?？臻g集聚性在各省份的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率中逐年增強(qiáng)、在農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平中逐年減弱。

表4 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率、農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平莫蘭指數(shù)

（三）空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

通過豪斯曼檢驗(yàn)選擇隨機(jī)效應(yīng)或者固定效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)值為87.22，P值為0，結(jié)果在1%顯著水平下拒絕原假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行討論。

估計(jì)結(jié)果（見表5所列）中，本省的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平每增加1個(gè)單位，會(huì)提高0.001 31個(gè)單位的本省農(nóng)業(yè)綠色全要素，而鄰邊省的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平每增加1個(gè)單位，會(huì)降低本省0.001 84個(gè)單位的農(nóng)業(yè)綠色全要素。這說明本省農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的提高會(huì)促進(jìn)本省的AGTFP的增長，而鄰邊省的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平提高會(huì)起到阻礙作用。若周邊地區(qū)具有更高水平的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，該省的優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源可能向周圍地區(qū)溢出，導(dǎo)致本區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率降低。

表5 農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平與AGTFP的空間杜賓模型結(jié)果

進(jìn)一步對(duì)空間效應(yīng)進(jìn)行分解，見表6所列。

（1）在直接效應(yīng)中，控制變量中的財(cái)政支農(nóng)水平、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入強(qiáng)度的作用比較顯著，而種植作物結(jié)構(gòu)在10%置信水平下是抑制作用。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平系數(shù)為正，顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率是一種穩(wěn)步增長的趨勢，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新優(yōu)化了投入產(chǎn)出要素結(jié)構(gòu)，提高生產(chǎn)單位的生產(chǎn)效率水平，實(shí)現(xiàn)節(jié)約資源與農(nóng)業(yè)正向產(chǎn)出的雙贏。

（2）在間接效應(yīng)中，周邊省農(nóng)業(yè)機(jī)械投入強(qiáng)度的阻礙作用比較顯著，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平顯著為負(fù)，周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平阻礙了本省農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的整合未能夠有效提高區(qū)域AGTFP，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的負(fù)向空間溢出效應(yīng)原因有兩個(gè)方面：一方面，區(qū)域間的要素稟賦結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)程水平、農(nóng)業(yè)問題的復(fù)雜性等因素加劇了農(nóng)業(yè)技術(shù)對(duì)要素稟賦、要素價(jià)格結(jié)構(gòu)的不良誘導(dǎo)，掣肘AGTFP增長；另一方面，目標(biāo)與結(jié)構(gòu)失衡、效率低的農(nóng)業(yè)科技資源在空間擴(kuò)散過程中存在一般性、適用性不強(qiáng)和滯后性的問題。周邊省農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與本省農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展并不契合，且在農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新空間擴(kuò)散過程中，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展又產(chǎn)生新的難題，移植的農(nóng)業(yè)技術(shù)具有滯后性，發(fā)揮作用受限，反而可能加劇當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)失衡。

（3）在總效應(yīng)中，受災(zāi)面積、糧食作物種植面積比例的總效應(yīng)顯著為負(fù)，復(fù)種指數(shù)的總效應(yīng)顯著為正，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新總效應(yīng)的間接效應(yīng)大于其直接效應(yīng)。區(qū)域差異性、農(nóng)業(yè)問題的復(fù)雜性及農(nóng)業(yè)科技資源存在的目標(biāo)失衡問題所產(chǎn)生的負(fù)向空間溢出效應(yīng)阻礙了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)AGTFP正向作用的發(fā)揮。

表6 空間杜賓模型的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)

四、主要結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

本文通過DEA-BCC模型測算2013—2018年我國31個(gè)省的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，并在測算結(jié)果基礎(chǔ)上構(gòu)建空間杜賓模型，探討農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)AGTFP的影響作用，分析其空間溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，AGTFP具有較強(qiáng)的區(qū)域差異特征，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)AGTFP的影響具有空間效應(yīng)。

（1）在時(shí)序演進(jìn)上，我國整體農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率處于非效率水平。2015年之前AGTFP是一個(gè)逐年改善的境況，而2015年之后則出現(xiàn)了后退現(xiàn)象。

（2）在空間演進(jìn)上，AGTFP的區(qū)域分布差異顯著且集聚特征明顯。南方地區(qū)高于北方地區(qū)，西北最低；東部地區(qū)明顯高于中部、東北地區(qū)，西部地區(qū)最低；南方區(qū)域、東南沿海、東部是AGTFP集聚的熱點(diǎn)區(qū)域，西北是冷點(diǎn)區(qū)域。

（3）AGTFP與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新存在強(qiáng)空間正相關(guān)，AGTFP隨時(shí)間推移空間相關(guān)性增強(qiáng)而農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平則減弱。

（4）本省的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新顯著促進(jìn)了AGTFP的提升，而周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平會(huì)阻礙本省AGTFP的提升，且間接效應(yīng)中的阻礙作用強(qiáng)于直接效應(yīng)中的促進(jìn)作用。

（二）建議

基于上述研究結(jié)論，提高區(qū)域AGTFP增長活力，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的流動(dòng)性、匹配度，促進(jìn)區(qū)域農(nóng)業(yè)協(xié)同發(fā)展，這都需要提高農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平，正確發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)區(qū)域AGTFP的作用。

一是提高農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平。首先，深化完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新機(jī)制，在區(qū)域農(nóng)業(yè)特色基礎(chǔ)上建立區(qū)域產(chǎn)學(xué)研長效合作機(jī)制，提高農(nóng)業(yè)科研項(xiàng)目管理水平與農(nóng)業(yè)成果轉(zhuǎn)化率，建立科技創(chuàng)新成果真實(shí)追蹤制度及農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新平臺(tái)；其次，提高農(nóng)業(yè)科技教育水平，積極追蹤把握世界先進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新領(lǐng)域的熱點(diǎn)及發(fā)展趨勢，挖掘本區(qū)域鄉(xiāng)村發(fā)展特色。在現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)上改革高等農(nóng)業(yè)教育制度，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)教育中的農(nóng)業(yè)特色及農(nóng)業(yè)文明的吸引力，提高學(xué)生、農(nóng)民的農(nóng)業(yè)知識(shí)素養(yǎng)水平，增強(qiáng)事農(nóng)知農(nóng)的意識(shí)。

二是創(chuàng)新農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)區(qū)域AGTFP的服務(wù)機(jī)制，正確發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)空間AGTFP的空間溢出效用。首先，深入?yún)^(qū)域農(nóng)業(yè)農(nóng)村調(diào)研，摸清現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)人才、技術(shù)、成果等資源優(yōu)劣勢及發(fā)展?jié)撛趩栴}，構(gòu)建大聯(lián)合、大協(xié)作的高效協(xié)同創(chuàng)新與推廣服務(wù)機(jī)制；其次，完善引進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)篩查審核，系統(tǒng)考察區(qū)域AGTFP發(fā)展系統(tǒng)要素形態(tài)及兼容性，提高農(nóng)業(yè)技術(shù)的一般性與適用性；再次，要?jiǎng)?chuàng)新發(fā)展農(nóng)業(yè)科技推廣模式方式，逐步建立農(nóng)民到技術(shù)研發(fā)員互動(dòng)垂直交流的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣模式，推動(dòng)科技人員直接到戶、農(nóng)業(yè)技術(shù)直接到農(nóng)民、良種良法直接到田間。