劉戰(zhàn)偉

(許昌學(xué)院商學(xué)院，河南許昌 461000)

1 研究背景

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是中國(guó)“四化”（新型工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化）同步發(fā)展的重要短板。黨的十九大報(bào)告明確提出了實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，為了實(shí)現(xiàn)這一戰(zhàn)略，在農(nóng)業(yè)發(fā)展過(guò)程中必須轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，樹(shù)立“綠水青山就是金山銀山”的核心發(fā)展觀，倡導(dǎo)以綠色科技為支撐的農(nóng)業(yè)綠色供給理念，通過(guò)制定綠色發(fā)展政策促進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源、環(huán)境的有機(jī)結(jié)合。近年來(lái)，中國(guó)城鎮(zhèn)化水平不斷提高，2018 年達(dá)到了59.58%，比1949 年提高了48.94%［1］。城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，提高了農(nóng)業(yè)資源配置效率，加大了對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，加劇了農(nóng)業(yè)面源污染和生態(tài)環(huán)境退化的趨勢(shì)，因此，如何破解農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展面臨的問(wèn)題已經(jīng)成為深化農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的關(guān)鍵?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，全要素生產(chǎn)率是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。隨著農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度不斷提升，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平會(huì)不斷提高，但是，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率往往忽略農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)環(huán)境的破壞，從而對(duì)非期望產(chǎn)出不予考慮，如果忽略了農(nóng)業(yè)碳排放帶來(lái)的環(huán)境因素影響，必然會(huì)夸大農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。所以，通過(guò)納入環(huán)境資源因素測(cè)算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率更加科學(xué)和合理，而且對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有重要的實(shí)踐價(jià)值。

目前，有關(guān)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的研究取得了一定的成就，主要集中于農(nóng)業(yè)綠色全要素的測(cè)算方面。在測(cè)算方法上，主要使用隨機(jī)前沿分析（SFA）和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法，如王奇等［2］、王留鑫等［3］采用SFA 方法測(cè)算了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；相對(duì)于SFA 方法，DEA 方法運(yùn)用更為廣泛，如呂娜等［4］將農(nóng)業(yè)污染排放納入Malmquist 指數(shù)框架中測(cè)算了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；楊騫等［5］采用全局參比的非徑向方向性距離函數(shù)和Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)，測(cè)算中國(guó)分省份及區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；郭海紅等［6］則采用改進(jìn)能量模型（EBM）并結(jié)合馬爾姆奎斯特指數(shù)（ML 指數(shù)），從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)視角測(cè)算并解析農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。但學(xué)者在測(cè)算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率中，對(duì)資源與環(huán)境的約束性指標(biāo)選擇存在差異性，一種是將農(nóng)業(yè)面源污染納入分析框架，如李兆亮等［7］，另外一種則是將農(nóng)業(yè)碳排放納入分析框架，如葛鵬飛等［8］，這種差異性導(dǎo)致研究的結(jié)論略有不同。現(xiàn)有對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素的研究較為缺乏，葉初升等［9］認(rèn)為農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有一定的滯后性；張永強(qiáng)等［10］認(rèn)為化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)田水利設(shè)施對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用；高楊等［11］探討了農(nóng)業(yè)信息化對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，認(rèn)為農(nóng)業(yè)信息化水平的提升有助于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

鑒于城鎮(zhèn)化建設(shè)有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，近年來(lái)部分學(xué)者開(kāi)始將研究視角轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的研究。其中，部分學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升，如李谷成［12］基于制度視角研究了人口城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)費(fèi)稅改革、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)等變量對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，認(rèn)為1992 年以后城鎮(zhèn)化有助于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，余子鵬等［13］認(rèn)為城鎮(zhèn)化通過(guò)提高耕地生產(chǎn)率進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；也有學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化抑制了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高，如梁俊等［14］認(rèn)為城鎮(zhèn)化的推進(jìn)阻礙了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，張淑輝［15］認(rèn)為城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的負(fù)向作用，杜紅梅等［16］認(rèn)為城鎮(zhèn)化發(fā)展抑制了洞庭湖區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

綜上所述，現(xiàn)有研究對(duì)城鎮(zhèn)化與中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究已經(jīng)進(jìn)行了一定的探索，但研究結(jié)論不統(tǒng)一，存在一定的完善空間。首先，現(xiàn)有研究城鎮(zhèn)化的指標(biāo)主要采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋?lái)衡量城鎮(zhèn)化水平，但新型城鎮(zhèn)化與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化不同，新型城鎮(zhèn)化重視人本精神，兼顧城鎮(zhèn)化質(zhì)量和規(guī)模，強(qiáng)調(diào)“新”；其次，不同省份之間由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦、生產(chǎn)要素等方面的差異性，使得新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響會(huì)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)；最后，現(xiàn)有研究主要分析了城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間的線性關(guān)系，而忽略了二者之間可能存在非線性關(guān)系。因此，本研究構(gòu)建了新型城鎮(zhèn)化水平綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，重新測(cè)算新型城鎮(zhèn)化水平，從而全面反映新型城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵；基于此，以2006—2017 年中國(guó)30 個(gè)省份為研究對(duì)象，在測(cè)算出農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和新型城鎮(zhèn)化水平的基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型和面板門(mén)檻模型，實(shí)證分析新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)及門(mén)檻特征，以期為實(shí)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境的良性循環(huán)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色成長(zhǎng)提供參考。

2 模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 基礎(chǔ)模型的構(gòu)建

新型城鎮(zhèn)化水平的提高加快了農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入的質(zhì)量，使得這些勞動(dòng)者從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)產(chǎn)品的需求者，帶動(dòng)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)集約化生產(chǎn)，推動(dòng)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，提高了農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。但是新型城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展也帶來(lái)了城鎮(zhèn)人口的快速擴(kuò)張，城市用水量不斷提升擠壓了農(nóng)業(yè)用水，而且?guī)?lái)了更大的資源消耗，對(duì)生態(tài)環(huán)境造成了一定的威脅，加大了環(huán)境污染，阻礙了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。上述分析說(shuō)明，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有重要的影響。因此，建立如下線性模型：

2.2 空間面板計(jì)量模型

2.2.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

2.2.2 空間面板模型

空間計(jì)量模型主要包含空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），通過(guò)構(gòu)建這3 種空間面板模型分析新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)。

（1）空間滯后模型（SAR）。模型形式如下：

2.3 面板門(mén)檻模型

根據(jù)Hansen［17］提出的面板門(mén)檻模型，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為門(mén)檻變量建立如下模型，研究新型城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間是否存在門(mén)檻特征。

2.4 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

（1）被解釋變量：農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測(cè)算，除了需要考慮農(nóng)業(yè)碳排放對(duì)環(huán)境造成的污染，也要考慮水資源的約束，因此，投入指標(biāo)選取勞動(dòng)力、土地、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥和農(nóng)業(yè)用水量等要素。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比較，剔除了役畜要素，主要是由于隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的不斷提高，大型役畜利用度大幅度下降。選取農(nóng)業(yè)碳排放作為非期望產(chǎn)出指標(biāo)。現(xiàn)有研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)碳排放主要包括農(nóng)田、耕作、化肥、農(nóng)藥、畜禽養(yǎng)殖和機(jī)械動(dòng)力等6 個(gè)方面，本研究對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的計(jì)算借鑒李波等［18］的方法。選取農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為期望產(chǎn)出，為了剔除價(jià)格因素，以2006 年不變價(jià)表示。農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測(cè)算由于包含有非期望產(chǎn)出，大部分研究都引入了方向性距離函數(shù)方法，基于此，本研究采用基于SBM方向性距離函數(shù)的GML 指數(shù)法進(jìn)行測(cè)算，該方法無(wú)需選擇測(cè)度角度，而且還考慮了投入與產(chǎn)出變量對(duì)生產(chǎn)率的影響。

（2）解釋變量：新型城鎮(zhèn)化（NTU）。新型城鎮(zhèn)化強(qiáng)調(diào)綠色和協(xié)調(diào)發(fā)展，在遵循科學(xué)性、可比性和可操作性等原則下，本研究借鑒趙磊等［19］的方法，從經(jīng)濟(jì)、人口、社會(huì)、環(huán)境等4 個(gè)維度，采用15 個(gè)具體指標(biāo)建立了新型城鎮(zhèn)化水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1 所示。其中GDP 為地區(qū)生產(chǎn)總值。

表1 新型城鎮(zhèn)化水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

熵值法主要是以各項(xiàng)指標(biāo)值的變異程度來(lái)確定指標(biāo)權(quán)數(shù)，從而能夠避免了人為因素帶來(lái)的偏差，因此本研究采用熵值法對(duì)新型城鎮(zhèn)化水平評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重賦值。假設(shè)有個(gè)對(duì)象、個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，則為第個(gè)對(duì)象的第個(gè)指標(biāo)。首先需要對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

對(duì)于正向指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化處理：

對(duì)于逆向指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化處理：

數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后會(huì)出現(xiàn)0，因而對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)進(jìn)行加1 平移。對(duì)處理后的數(shù)據(jù)計(jì)算第項(xiàng)指標(biāo)在第個(gè)指標(biāo)中所占的比重（），計(jì)算公式如下：

（3）門(mén)檻變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECL）。一般情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量相對(duì)較高，而農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率往往會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與新型城鎮(zhèn)化水平的影響。因此，選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門(mén)檻變量，采用人均GDP 衡量，以2006 年不變價(jià)表示。

（4）控制變量：1）工業(yè)化水平（IND）。相關(guān)研究表明，工業(yè)化水平與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間存在著重要的影響，因此選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占總產(chǎn)值的比重衡量。2）財(cái)政支農(nóng)水平（FSA）。采用農(nóng)業(yè)財(cái)政支出額占總財(cái)政支出的比重衡量。其中，2007 年財(cái)政支農(nóng)統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，2006 年財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)包括農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門(mén)的事業(yè)費(fèi)支出，而2007—2017 年的財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)為農(nóng)林水事務(wù)支出。中國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展在很大程度上依賴(lài)于國(guó)家財(cái)政惠農(nóng)強(qiáng)農(nóng)政策，財(cái)政支農(nóng)力度越大，越有利于優(yōu)化農(nóng)業(yè)外部環(huán)境，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。3）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（AML）。采用糧食播種面積占農(nóng)作物總播種面積的比重衡量。經(jīng)濟(jì)作物相對(duì)于糧食作物的生產(chǎn)需要投入更多的化肥等環(huán)境污染物，增加農(nóng)業(yè)碳排放量，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。4）農(nóng)業(yè)受災(zāi)率（ADR）。采用受災(zāi)面積與農(nóng)作物總播放面積之比衡量。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴(lài)于自然環(huán)境，農(nóng)業(yè)受災(zāi)面積的變化會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響。

由于港澳臺(tái)及西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失，本研究選取國(guó)內(nèi)其余30 個(gè)省、自治區(qū)、直轄市為研究對(duì)象（以下簡(jiǎn)稱(chēng)“30 省份”），研究的時(shí)間范圍是2006—2017 年。以上所有變量的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》和各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒以及國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)等。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況如表2 所示。

表2 中國(guó)30 省份新型城鎮(zhèn)化變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和新型城鎮(zhèn)化的區(qū)域差異性分析

3.1 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異性分析

基于SBM 方向性距離函數(shù)的GML 指數(shù)，采用MaxDEA7.0 軟件測(cè)算樣本地區(qū)2006—2017 年的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，并按照《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分方法，分析不同區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率演化特征。如圖1 所示，可以看出2006—2017 年間30 個(gè)省份的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出波動(dòng)中穩(wěn)步提升的變動(dòng)趨勢(shì)，年均增長(zhǎng)率為5.7%；波動(dòng)性具體體現(xiàn)在2006—2013 年呈現(xiàn)穩(wěn)定上升走勢(shì)，2003—2016 年出現(xiàn)了短暫的下降，2016—2017年又開(kāi)始回升，主要是由于中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展正處于轉(zhuǎn)型時(shí)期，而且受到國(guó)家相關(guān)政策的影響較大導(dǎo)致的。分區(qū)域看，東、中、西部的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)趨勢(shì)和30 個(gè)省份總體層面的變動(dòng)趨勢(shì)基本相似，也是呈現(xiàn)出波動(dòng)性上升，年均增長(zhǎng)率分別為6.75%、5.2%和5%，主要是由于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，農(nóng)業(yè)技術(shù)水平較好，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中對(duì)資源和環(huán)境的保護(hù)力度更強(qiáng)，而中、西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高、農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度較低、對(duì)新產(chǎn)品和新技術(shù)的使用率緩慢等，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相對(duì)粗放，因此農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率較低。

圖1 中國(guó)30 省份及分區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變化趨勢(shì)

3.2 新型城鎮(zhèn)化的區(qū)域差異性分析

根據(jù)表1 評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，對(duì)樣本區(qū)域2006—2017 年的新型城鎮(zhèn)化水平采用熵值法進(jìn)行測(cè)算，進(jìn)而分析新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的區(qū)域演變特征。限于篇幅，以2006、2011 和2017 年為例，結(jié)果如表3 所示，可以看出30 個(gè)省份的新型城鎮(zhèn)化水平整體呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)，其中北京、上海、天津、江蘇、浙江等5省市的新型城鎮(zhèn)化水平最高，而廣西、貴州、甘肅等省區(qū)的新型城鎮(zhèn)化水平最低，說(shuō)明新型城鎮(zhèn)化水平在空間分布上表現(xiàn)為東部沿海地區(qū)較高而西部地區(qū)較低的集聚特征；同時(shí)，各省份新型城鎮(zhèn)化水平在空間分布上表現(xiàn)出明顯的差異性特征且差距較大，其中北京市新型城鎮(zhèn)化水平的均值達(dá)到了0.913，而甘肅省新型城鎮(zhèn)化水平的均值只有0.112，但大部分省份的新型城鎮(zhèn)化水平隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的態(tài)勢(shì)。

表3 中國(guó)30 省份新型城鎮(zhèn)化水平測(cè)算結(jié)果

表3（續(xù)）

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 空間溢出效應(yīng)分析

4.1.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

為了判斷新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是否存在空間相關(guān)性，采用Stata14.0 測(cè)算了全局Moran'sI指數(shù)，結(jié)果如表4 所示，可以看出新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的Moran'sI指數(shù)全部顯著為正，說(shuō)明二者都存在正向空間相關(guān)性。

表4 中國(guó)30 省份新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

4.1.2 估計(jì)結(jié)果分析

通過(guò)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)（LM 檢驗(yàn)）和似然比檢驗(yàn)（LR 檢驗(yàn)），驗(yàn)證以上空間計(jì)量的合理性及確定正確的空間計(jì)量模型。表5 結(jié)果說(shuō)明，傳統(tǒng)面板模型劣于空間面板計(jì)量模型；表6 結(jié)果說(shuō)明，空間杜賓模型（SDM）最優(yōu)，而空間杜賓模型又包括固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種模型，需通過(guò)Hausman 檢驗(yàn)判斷選擇哪一種，最終結(jié)果表明應(yīng)選擇的是固定效應(yīng)模型。

表5 空間計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果

表6 空間計(jì)量模型的似然比檢驗(yàn)結(jié)果

采用Stata14.0 軟件估計(jì)空間面板杜賓固定效應(yīng)模型，如表7 所示，根據(jù)3 種形式的固定效應(yīng)空間杜賓模型的回歸結(jié)果，表明應(yīng)選擇雙固定效應(yīng)模型，因此本研究選擇雙固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。結(jié)果顯示：空間自回歸系數(shù)ρ的值為0.096，且在5%水平下顯著，說(shuō)明地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在明顯的正空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升對(duì)鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有明顯的改善效應(yīng)；新型城鎮(zhèn)化及滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)分別為-0.165 和-0.232，且都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明新型城鎮(zhèn)化對(duì)本地區(qū)及相鄰地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的抑制作用，表明目前各地區(qū)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)質(zhì)量較低。一方面，新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程的快速推進(jìn)促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的老齡化和女性化局面，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素流動(dòng)呈現(xiàn)非均衡性，加上當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式正處于從粗放型向集約型轉(zhuǎn)變時(shí)期，為了提高產(chǎn)量，農(nóng)戶(hù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中普遍增加農(nóng)藥、化肥等投入，造成農(nóng)業(yè)碳排放增加，制約了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高；另一方面，農(nóng)村人口大量涌向城鎮(zhèn)，擴(kuò)大了城鎮(zhèn)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量和質(zhì)量的需求，造成對(duì)資源能源與要素的消耗量大，同時(shí)也加大了城市生態(tài)環(huán)境壓力，造成環(huán)境污染，影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。此外，各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡加大了地區(qū)之間對(duì)資源與要素的爭(zhēng)奪，不僅致使本地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率降低，而且還影響鄰近地區(qū)。

表7 2006—2017 年中國(guó)30 省份新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間杜賓模型回歸結(jié)果

表7（續(xù)）

在控制變量方面：（1）工業(yè)化水平及其空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)均為正，且都通過(guò)了1%水平檢驗(yàn)，表明工業(yè)化水平對(duì)本地區(qū)及鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的提升作用。隨著工業(yè)化水平的提高，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平大幅提升，加快了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中新技術(shù)、新產(chǎn)品的利用，提高農(nóng)業(yè)單位面積的產(chǎn)出效率，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素不斷地重新組合與利用水平持續(xù)升，推動(dòng)了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。（2）財(cái)政支農(nóng)水平及其空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)均為正，且均在5%水平下顯著，表明財(cái)政支農(nóng)水平的提高促進(jìn)了本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，同時(shí)對(duì)鄰近地區(qū)存在顯著的正向溢出效應(yīng)。財(cái)政支農(nóng)使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件得到較大改善，有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提高，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。（3）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)均為正，均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但目前種植業(yè)比例過(guò)高，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整仍然沒(méi)有達(dá)到理想的效果。（4）農(nóng)業(yè)受災(zāi)率及其空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)均為負(fù)，且在1%水平下顯著，表明農(nóng)業(yè)受災(zāi)率阻礙了本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，同時(shí)對(duì)鄰近地區(qū)存在顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)。農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害會(huì)破壞本地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，同時(shí)對(duì)鄰近地區(qū)的交通、網(wǎng)絡(luò)線路等基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)生破壞，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素流動(dòng)不暢，影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

4.2 門(mén)檻效應(yīng)分析

4.2.1 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)式（7）模型，選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為門(mén)檻變量，為了排除異方差影響，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平取對(duì)數(shù)，建立新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的面板門(mén)檻模型。首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖陂T(mén)檻效應(yīng)，確定門(mén)檻個(gè)數(shù)，如表8 所示，雙重門(mén)檻結(jié)果不顯著而單一門(mén)檻在1%水平下顯著，因此新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在單一門(mén)檻效應(yīng)。門(mén)檻值及置信區(qū)間如表9 所示。生產(chǎn)率降低0.193 個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平跨過(guò)門(mén)檻值時(shí)，新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響仍然為負(fù)值，但影響系數(shù)降低到-0.178，且在1%水平下顯著。總體來(lái)看，新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程抑制了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，各地在推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)過(guò)程中更加注重與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的協(xié)調(diào)發(fā)展，使得新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的阻礙作用不斷減弱。

表8 2006—2017 年中國(guó)30 省份新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表9 新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間

控制變量方面，工業(yè)化水平在1%水平下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用；財(cái)政支農(nóng)水平在1%水平下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向促進(jìn)作用；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響系數(shù)為正，但結(jié)果不顯著，說(shuō)明目前農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高的潛力還沒(méi)有完全發(fā)揮出來(lái)；農(nóng)業(yè)受災(zāi)率的影響系數(shù)為負(fù)值，但也不顯著，說(shuō)明農(nóng)業(yè)受災(zāi)情況得到了較好地控制，其負(fù)向沖擊作用還沒(méi)有完全表現(xiàn)出來(lái)。

4.2.2 估計(jì)結(jié)果分析

門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果如表10 所示，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于門(mén)檻值10.723 時(shí)，新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為-0.193，且在1%水平下顯著，即新型城鎮(zhèn)化水平提高1%，農(nóng)業(yè)綠色全要素

表10 2006—2017 年中國(guó)30 省份新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的面板門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果

為了更加直觀地反映區(qū)域的差異性，根據(jù)門(mén)檻值將30 省份劃分為兩組，即低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnECL ≤10.723）和高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnECL ＞10.723）。2006、2011 和2017 年30 省份新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域分布格局如表11 所示，可以看出2006 年小于門(mén)檻值10.723 的省份最多，而高于門(mén)檻值的只有北京和上海市；與2006 年相比，2011 年和2017 年低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域的部分省份實(shí)現(xiàn)了向高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域轉(zhuǎn)移，具體來(lái)講，2011 年處于高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域的省份增加到10 個(gè)，大部分省份屬于東部沿海地區(qū)，而2017 年更是達(dá)到了18 個(gè)，大部分省份則屬于中、東部地區(qū)。由此可見(jiàn)，各省份之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平表現(xiàn)出非均衡性，呈現(xiàn)出東、中、西部逐漸遞減的特性，使得新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響差異性明顯。

表11 中國(guó)30 省份新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的分布格局

5 結(jié)論與建議

結(jié)合已有相關(guān)研究，本研究以2006—2017 年中國(guó)30 個(gè)省份為研究對(duì)象，通過(guò)構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化水平綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，建立空間面板計(jì)量模型和面板門(mén)檻模型，探討了新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的空間溢出效應(yīng)和門(mén)檻特征，得出以下主要結(jié)論：

（1）空間面板計(jì)量結(jié)果表明，新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，即新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)對(duì)本地區(qū)和相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升均具有抑制作用。

（2）面板門(mén)檻模型結(jié)果表明，新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在單一門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于門(mén)檻值時(shí)，新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生制約作用；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平跨過(guò)門(mén)檻值時(shí)，新型城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的制約作用逐漸減弱。從空間上來(lái)看，考察期內(nèi)屬于低門(mén)檻值的省份逐漸減少，而屬于高門(mén)檻值的省份主要集中在東部地區(qū)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，建議各級(jí)地方政府要充分認(rèn)識(shí)到新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的空間溢出效應(yīng)，針對(duì)區(qū)域間的空間差異性，在制定新型城鎮(zhèn)化建設(shè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)政策時(shí)要因地制宜，加強(qiáng)區(qū)域間的合作和交流，尋求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的協(xié)調(diào)均衡點(diǎn)，推動(dòng)城鎮(zhèn)向集約化、智能化和綠色方向發(fā)展，降低對(duì)生態(tài)環(huán)境的破壞，大力提升新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的質(zhì)量參差不齊，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響也不同，其中低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份，特別是西部地區(qū)，由于自身在地理位置、資源、交通等方面的原因，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的持續(xù)增長(zhǎng)點(diǎn)不足，無(wú)法為新型城鎮(zhèn)化建設(shè)提供良好的財(cái)政支出，導(dǎo)致新型城鎮(zhèn)化建設(shè)阻礙了其農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。因此，必須促進(jìn)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化相互協(xié)調(diào)發(fā)展，增強(qiáng)新型城鎮(zhèn)化聚集效應(yīng)，拓展區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間，特別是對(duì)于高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份，其新型城鎮(zhèn)化建設(shè)已經(jīng)比較完善，但要避免過(guò)度城鎮(zhèn)化，一定要尊重城鎮(zhèn)化發(fā)展的規(guī)律，合理轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，降低新型城鎮(zhèn)化成本，注重資源與環(huán)境的保護(hù)，為提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。