張 樂 ,王 楠

（1.甘肅政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,甘肅 蘭州 730070；2.廣東省高智新興發(fā)展研究院,廣東 廣州 510220）

黨的十九大提出,農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民問題是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的根本性問題,強(qiáng)調(diào)必須始終把解決好“三農(nóng)”問題作為全黨工作重中之重。解決好“三農(nóng)”問題,根本在于深化改革,加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的核心在于發(fā)揮農(nóng)業(yè)技術(shù)作為農(nóng)業(yè)發(fā)展第一生產(chǎn)力的作用,切實(shí)提高農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。甘肅省處于西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),存在著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)貧困、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平低等“三農(nóng)”問題,同時(shí)面臨全面建成小康社會(huì)的時(shí)代使命,為此甘肅省始終堅(jiān)持農(nóng)業(yè)優(yōu)先發(fā)展政策,注重提高農(nóng)業(yè)技術(shù)效率,整體農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展水平提高,但內(nèi)部各市州仍存在發(fā)展不均衡的問題。在此背景下,為全面提高甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率,有必要對(duì)甘肅省各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率空間相關(guān)及演化趨勢(shì)進(jìn)行探究,這對(duì)于全面促進(jìn)甘肅省農(nóng)業(yè)發(fā)展、全面推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

一、相關(guān)研究綜述

農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間相關(guān)及溢出效應(yīng)是建立在空間計(jì)量視角上對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平進(jìn)行分析的兩個(gè)角度,其研究重點(diǎn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素及區(qū)域之間的空間相關(guān)性兩個(gè)層面。第一,基于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素角度,Maurice Juma Ogada在研究環(huán)境因素對(duì)肯尼亞的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響時(shí),引用DEA 的方法,研究表明農(nóng)業(yè)技術(shù)效率受環(huán)境因素、生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)因素和農(nóng)戶的影響[1]。Asmerom Kidane 采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)對(duì)坦桑尼亞的塔博拉地區(qū)煙草和玉米的技術(shù)效率進(jìn)行分析,研究表明雖然玉米和煙草的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率均處于較低水平,但種植玉米相對(duì)較高,所以該地區(qū)種植玉米更具有競(jìng)爭(zhēng)力[2]。Hansa Jain 在現(xiàn)代技術(shù)投入及化肥殺蟲劑的影響下,采用柯布道格拉斯分析農(nóng)業(yè)技術(shù)的產(chǎn)出效率,進(jìn)而分析其農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀[3]。Benjamin T.Anang 采用SFA 分析法對(duì)加納地區(qū)北部的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率進(jìn)行對(duì)比分析,研究結(jié)果表明,加強(qiáng)灌溉及基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型具有重要的促進(jìn)作用[4]。Chimdessa Uma 對(duì)埃塞俄比亞地區(qū)小麥生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素進(jìn)行分析,研究表明,農(nóng)業(yè)人力資本的投入、氣候、距離、農(nóng)產(chǎn)規(guī)模和化肥投資等是決定小麥生產(chǎn)的關(guān)鍵因素[5]。Onesmo Selejio 以坦桑尼亞為研究對(duì)象,采用SFA 方法對(duì)土地保護(hù)技術(shù)政策效果下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與無政策進(jìn)行對(duì)比分析,進(jìn)而驗(yàn)證了土地保護(hù)技術(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提高的促進(jìn)作用[6]。第二,基于農(nóng)業(yè)技術(shù)空間相關(guān)性的層面,我國(guó)學(xué)者開展了大量的研究,曾國(guó)平等（2010）[7]以我國(guó)31 個(gè)省份為研究對(duì)象,通過采用空間自相關(guān)分析方法對(duì)各省份1985—2008 年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間依賴型進(jìn)行分析,結(jié)果表明我國(guó)中東部地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)“高—高”型空間集聚,西部地區(qū)呈現(xiàn)“低—低”型發(fā)展趨勢(shì)。楊曉璇等（2018）[8]采用DEA、Arcgis 及SDM 空間分析方法對(duì)我國(guó)各省份的糧食生產(chǎn)效率進(jìn)行分析測(cè)度。王慧芳等（2014）[9]采用地理Arcgis 空間分析方法對(duì)鄱陽(yáng)湖生態(tài)區(qū)糧食的生產(chǎn)效率進(jìn)行分析,結(jié)果表明,在技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的共同作用下,糧食產(chǎn)區(qū)的技術(shù)效率逐漸上升。吳玉鳴（2010）[10]對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新和技術(shù)研發(fā)的關(guān)系進(jìn)行分析,結(jié)果嫻熟各省間的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新并非孤立的存在,其呈現(xiàn)出十分明顯的空間集聚效應(yīng)。岳慧麗（2014）[11]采用全局Moran’s I和局部Moran’s I 對(duì)河北省縣域農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行空間分析,為解決農(nóng)業(yè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問題提出政策建議。

綜上所示,對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率影響因素及空間相關(guān)的研究已經(jīng)非常豐富,但以甘肅省為案例的研究卻微乎其微。因此,本文以甘肅省為研究區(qū)域,以農(nóng)業(yè)技術(shù)效率為研究對(duì)象,采用全局Moran’s I、局部Moran’s I 和空間杜賓模型來分析甘肅省2010—2017 年農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間自相關(guān)和空間溢出現(xiàn)狀,為提高甘肅農(nóng)業(yè)技術(shù)效率、促進(jìn)甘肅省農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展提供理論和實(shí)證參考[12]。

二、模型構(gòu)建及變量說明

（一）模型構(gòu)建

1.莫蘭指數(shù)。莫蘭指數(shù)（Moran’s I）是用來分析空間關(guān)聯(lián)的有效指標(biāo),包涵全局Moran’s I 和局部Moran’s I 兩個(gè)層面。其中,全局Moran’s I 用于分析全局的空間關(guān)聯(lián),局部Moran’s I 用于分析局部的空間關(guān)聯(lián)。Moran’s I 方法的主要思想是分析空間位置相近的區(qū)域由變量取值相似性而產(chǎn)生的數(shù)據(jù)二階效應(yīng),若數(shù)據(jù)的高值和高值聚集在一起、低值和低值聚集在一起則Moran’s I 為正數(shù),若數(shù)據(jù)的高值和低值聚集在一起則Moran’s I 為負(fù)數(shù)。

具體來看,全局Moran’s I 的計(jì)算公式為:

式（1）中:I表示全局自相關(guān)指數(shù),一般介于-1～1 之間,大于0 則表示正空間自相關(guān),小于0 則表示負(fù)空間自相關(guān),等于0 表示不具有相關(guān)性。ωij為空間權(quán)重矩陣,表示區(qū)域i和區(qū)域j之間的臨近關(guān)系。Moran’s I 的顯著性通過構(gòu)建服從正態(tài)分布的統(tǒng)計(jì)量Z來實(shí)現(xiàn),,當(dāng)Z顯著為正時(shí),區(qū)域間相似值趨于集聚,Z顯著為負(fù)時(shí),區(qū)域間相似值趨于分散,Z為0 時(shí)區(qū)域間變量隨機(jī)取值,不存在集聚或分散的趨勢(shì)。

局部Moran’s I 的計(jì)算公式為:

式（2）中:Ii表示局部自相關(guān)指數(shù),ωij為空間權(quán)重矩陣。Ii為正時(shí),鄰近地區(qū)變量值趨于集聚,Ii為負(fù)時(shí),臨近地區(qū)變量值趨于分散,Ii為0 時(shí),鄰近地區(qū)變量取值呈隨機(jī)分布。局部Moran’s I 可視為變量的當(dāng)前值與其空間滯后的相關(guān)關(guān)系,因此可據(jù)此繪制LISA 散點(diǎn)圖,以變量的當(dāng)前值為橫坐標(biāo),以其滯后值為縱坐標(biāo)建立直角坐標(biāo)系。四個(gè)象限所代表的含義如圖1 所示。

圖1 LISA 散點(diǎn)圖的含義

其中,“高—高”型指研究單元處于較高水平,且臨近區(qū)域水平也較高,形成高水平集聚的態(tài)勢(shì)。“高—低”型指自身發(fā)展水平高、臨近區(qū)域發(fā)展水平低,“低—高”型指自身發(fā)展水平低,而周邊區(qū)域發(fā)展水平高,“低—低”型是指自身與鄰近區(qū)域的發(fā)展水平均處于較低的水平。

2.空間杜賓模型（SDM）。在探索農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出時(shí)要考慮地理空間關(guān)聯(lián)的影響,本文根據(jù)采用空間杜賓模型分析農(nóng)業(yè)技術(shù)效率影響因素的空間溢出情況,模型設(shè)定如公式（3）所示。

式（3）中,TEi,t表示t時(shí)期第i個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率,ρ是空間自相關(guān)系數(shù),ωi,j是空間權(quán)重矩陣,Xi,t表示農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素,β表示相應(yīng)的系數(shù),∑nj=1ωi,jXi,j,t表示解釋變量的空間溢出,θ表示相應(yīng)的系數(shù)向量,ci表示空間固定效應(yīng),μt表示時(shí)間固定效應(yīng),εi,t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于傳統(tǒng)的點(diǎn)估計(jì)方法在進(jìn)行空間溢出效應(yīng)研究時(shí)會(huì)導(dǎo)致結(jié)論產(chǎn)生偏離,Lesage 和Page（2009）提出了利用偏微分測(cè)度解釋變量的方法。后來,Elhorst 在空間面板模型中應(yīng)用此方法,將SDM 被改寫為以下模型（4）:

其中,ε包涵時(shí)間固定效應(yīng)和空間固定效應(yīng),因變量TE 關(guān)于n個(gè)解釋變量的偏微分方程如公式（5）所示。

式（5）中,矩陣A的對(duì)角線的平均值表示直接效應(yīng),反映第i個(gè)地區(qū)第n個(gè)變量對(duì)該地區(qū)TE的邊際效應(yīng),除去對(duì)角線以外的數(shù)據(jù)的平均值代表間接效應(yīng),表示第i個(gè)地區(qū)第n個(gè)變量對(duì)其他地區(qū)的TE的邊際效應(yīng)或所有地區(qū)的第n個(gè)變量對(duì)第i地區(qū)的TE的影響,即空間溢出效應(yīng)。矩陣A的所有數(shù)據(jù)之和表示總效應(yīng)。

（二）變量說明

1.農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。本文采用狹義角度來定義農(nóng)業(yè),將其定義為種植業(yè),具體統(tǒng)計(jì)內(nèi)容包括糧食作物、經(jīng)濟(jì)作物、飼料作物和綠肥等農(nóng)作物的數(shù)據(jù)。甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的數(shù)據(jù)是采用農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的SFA-Translog模型估計(jì)測(cè)度得出:其中,數(shù)據(jù)樣本為2010—2017 年甘肅省蘭州市、嘉峪關(guān)市、金昌市、白銀市、天水市、武威市、張掖市、平?jīng)鍪?、酒泉市、慶陽(yáng)市、定西市、隴南市、臨夏回族自治州、甘南藏族自治州等14 個(gè)市、自治州的農(nóng)業(yè)發(fā)展指標(biāo),農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出指標(biāo)[12]借鑒我國(guó)學(xué)者全炯振的觀點(diǎn),選擇農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（萬(wàn)元）作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出,選擇農(nóng)作物總播種面積（千公頃）、農(nóng)業(yè)鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)（萬(wàn)人）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（萬(wàn)千瓦）、有效灌溉面積（千公頃）和化肥施用折純量（噸）作為投入指標(biāo),所有農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的數(shù)據(jù)都來源于2011—2018 年《甘肅年鑒》《甘肅發(fā)展年鑒》《甘肅農(nóng)村年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村年鑒》。繼而通過Frontier 4.1 軟件對(duì)SFA-Translog 生產(chǎn)模型進(jìn)行估計(jì)分析,計(jì)算得出甘肅省2010—2017年14 個(gè)市、自治州的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平。

2.農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素。在進(jìn)行農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出分析時(shí),首先要分析農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素。農(nóng)業(yè)技術(shù)效率影響因素是一個(gè)包含自然環(huán)境、社會(huì)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)環(huán)境等多方面的復(fù)合系統(tǒng)。影響農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的因素有很多種,主要體現(xiàn)在自然因素、經(jīng)濟(jì)因素、社會(huì)因素、和其他因素。自然因素是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的主要因素,主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地種植面積、天氣氣候和地理優(yōu)勢(shì)等方面。氣候是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要自然因素,主要表現(xiàn)形式為自然災(zāi)害。經(jīng)濟(jì)因素主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的公共投資力度從而影響水利灌溉、化肥施用、農(nóng)用機(jī)械及農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。社會(huì)因素主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的投入方面。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率還受到多種其他因素的影響,例如經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平通過影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的投入,從而間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提高。

因此,本文從自然條件、經(jīng)濟(jì)條件、社會(huì)條件和綜合因素等方面出發(fā),選取成災(zāi)面積、勞均播種面積、勞均機(jī)械總動(dòng)力、勞均化肥施用量、復(fù)種指數(shù)、農(nóng)業(yè)灌溉率、人均GDP 和財(cái)政支農(nóng)比例這8 個(gè)指標(biāo)作為空間計(jì)量模型的解釋變量,指標(biāo)的具體描述方式如表1 所示。另外,為保證回歸估計(jì)的科學(xué)性,在進(jìn)行模型回歸時(shí),對(duì)成災(zāi)面積（x1）、勞均化肥施用量（x4）和人均GDP（x7）的數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

表1 農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素

三、實(shí)證分析

（一）空間權(quán)重矩陣構(gòu)造

通過Moran’s I 和空間SDM模型在進(jìn)行空間相關(guān)和溢出分析時(shí),首先要構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,常見的構(gòu)建空間權(quán)重的方法主要有公共邊界法、二值法、反距離矩陣、地理矩陣平方法等。其中,公共邊界法是指兩個(gè)地區(qū)相鄰,則權(quán)重為1,不相鄰則設(shè)置為0。公共邊界法的優(yōu)點(diǎn)是操作簡(jiǎn)單,但在地理?xiàng)l件多變的地區(qū),該方法下分析的準(zhǔn)確性較低。二值法指設(shè)定某一距離d0,當(dāng)兩個(gè)區(qū)域的地理中心的距離d＞d0時(shí),則權(quán)重設(shè)置成為1,否則設(shè)置成為0。二值法考慮了地理距離因素,其應(yīng)用的關(guān)鍵主要在于d0的科學(xué)界定。反距離矩陣法是指兩個(gè)區(qū)域之間的權(quán)重用兩者地理中心的距離的倒數(shù)來表示,地理矩陣平方法指兩個(gè)區(qū)域之間的權(quán)重為兩者地理中心的距離平方的倒數(shù)。該法充分考慮到地里距離因素,能夠有效反映經(jīng)濟(jì)空間的差異特征,是當(dāng)前空間計(jì)量分析中最普遍應(yīng)用的方法。

本文根據(jù)農(nóng)業(yè)發(fā)展的性質(zhì)及甘肅省環(huán)山包圍的特點(diǎn),采用地理矩陣平方法來構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,具體構(gòu)建方法如下:

式中:di,j為第i個(gè)地區(qū)與第j個(gè)地區(qū)之間的距離,ωi,j為空間權(quán)重矩陣。

（二）空間相關(guān)分析

在構(gòu)建空間權(quán)重的基礎(chǔ)上,通過Stata 軟件估計(jì)全局Moran’s I 的模型（1）進(jìn)行估計(jì),分析結(jié)果見表2 和圖1-圖6 所示。

表2 甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率全局Moran’s I 檢驗(yàn)

從全局Moran’s I 指數(shù)估計(jì)結(jié)果可見:甘肅省2010—2017 年農(nóng)業(yè)技術(shù)效率均在5%的水平下顯著,全局莫蘭指數(shù)I 都小于0,且I 的絕對(duì)值逐漸減小。表明當(dāng)前甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率呈空間負(fù)相關(guān),即農(nóng)業(yè)技術(shù)水平較高的地區(qū)與較低的地區(qū)相鄰,空間上臨近的地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)水平差距較大,呈現(xiàn)出一定的空間差異性,但這種空間差異性逐漸降低。

通過模型（2）的局部Moran’s I 進(jìn)行估計(jì),實(shí)現(xiàn)對(duì)甘肅省14 個(gè)分地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率進(jìn)行分析。與全局Moran’s I 不同的是,對(duì)局部Moran’s I 分析是采用Arcgis 軟件對(duì)甘肅省地圖數(shù)據(jù)進(jìn)行處理,進(jìn)而采用GeoDa 軟件通過計(jì)算局部Moran’s I 來繪制LISA 散點(diǎn)圖和LISA 集聚圖。分析結(jié)果見圖2 至圖7 所示。

圖2、圖3 和圖4 位2010 年、2015 年和2017 年的LISA 散點(diǎn)圖,可見局部Moran’s I 指數(shù)從2010年的0.162 逐漸增長(zhǎng)至2017 年的0.163,且均為正數(shù),表明甘肅省14 個(gè)市、自治州的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率呈現(xiàn)局部空間自相關(guān),即為相鄰地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平逐漸集聚。

圖2 2010 年LISA 散點(diǎn)圖

圖3 2015 年LISA 散點(diǎn)圖

圖4 2017 年LISA 散點(diǎn)圖

圖5、圖6 和圖7 位2010 年、2015 年和2017 年的LISA 集聚圖,結(jié)果表明2010 年以來各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率空間演化情況基本沒變,蘭州市屬于顯著的“高—低”型,定西市、臨夏回族自治州和甘南藏族自治州屬于顯著的“低—低”型,嘉峪關(guān)市屬于顯著的“低—高”型,其他地區(qū)不顯著。

圖5 2010 年LISA 集聚圖

圖6 2015 年LISA 集聚圖

圖7 2017 年LISA 集聚圖

由此說明:第一,蘭州市農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平較高,而周圍鄰近地區(qū)如臨夏回族自治州等較低,且蘭州市與周圍鄰近區(qū)域的差異較大。2010 年以來,蘭州市的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率出現(xiàn)了極化效應(yīng),其本身處于較高的農(nóng)業(yè)技術(shù)水平增長(zhǎng)極。第二,定西市屬于“低—低”型,表明定西與臨近的蘭州市形成極化效應(yīng),其中定西市處于農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展增長(zhǎng)極的低水平地區(qū)。第三,嘉峪關(guān)市屬于“低—高”型,表明嘉峪關(guān)市農(nóng)業(yè)技術(shù)效率較低,而周圍的酒泉市、張掖市較高,形成較大的局部差異。第四,甘南藏族自治州處于“高寒地區(qū)”,因地理環(huán)境不佳的特點(diǎn),甘南的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平較低,因此與鄰近地區(qū)呈現(xiàn)出明顯的“低—高”型的差異性較大的農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀。綜合來看,甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率呈現(xiàn)空間集聚趨勢(shì),部分地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率存在極化效應(yīng),各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率存在一定的差異性。

（三）空間溢出效應(yīng)分析

采用空間杜賓模型對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率空間溢出進(jìn)行分析時(shí),首先要對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn),以確定是采用隨機(jī)效應(yīng)還是固定效應(yīng)。本文通過Stata 軟件對(duì)甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率2010—2017 年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn),結(jié)果如表3 所示:檢驗(yàn)的P值為0.209 9 不顯著,則說明接受了所有解釋變量為外生變量的原假設(shè),不存在內(nèi)生性,所以選擇隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行模型估計(jì)。

表3 面板數(shù)據(jù)hausman 檢驗(yàn)結(jié)果

其次,采用Stata 軟件對(duì)空間杜賓模型（3）進(jìn)行空間溢出分析,在加入x1 至x8 所有解釋變量的空間交互項(xiàng)時(shí),SDM模型回歸不顯著,因此對(duì)模型進(jìn)行修正,逐步剔除掉空間交互相不顯著的X2、X5、X6、X8三項(xiàng),最終空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果顯著。估計(jì)結(jié)果如表4 所示。

根據(jù)表4 的估計(jì)結(jié)果:成災(zāi)面積X1、勞均機(jī)械總動(dòng)力X3、勞均化肥施用量X4、人均GDP 的X7對(duì)甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有顯著的影響。其中,成災(zāi)面積和勞均機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高產(chǎn)生負(fù)面影響,自然災(zāi)害會(huì)降低農(nóng)業(yè)技術(shù)效率并抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高。在甘肅省沒有技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率較低的情況下,盲目的增加機(jī)械總動(dòng)力并不會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的發(fā)展,反而會(huì)抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的上升。另外,勞均化肥施用量對(duì)甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)的提高起到正向的促進(jìn)作用,因?yàn)楦拭C省處于西部荒漠地區(qū),土地資源不夠肥沃,隨著土壤營(yíng)養(yǎng)的流動(dòng)和流失,合理的提高化肥用量可能會(huì)提高本地土壤的營(yíng)養(yǎng),進(jìn)而促進(jìn)本地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高。人均GDP 對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提高有顯著的正向影響表明了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)反向作用于農(nóng)業(yè)的發(fā)展,促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高。

表4 隨機(jī)效應(yīng)下SDM模型回歸結(jié)果

采用改寫的空間SDM模型（4）對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì),并根據(jù)模型（5）將甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng),具體分析結(jié)果如表5 所示。

表5 隨機(jī)效應(yīng)下SDM 的空間溢出效應(yīng)分解

表5 的估計(jì)結(jié)果表明:第一,成災(zāi)面積對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的直接溢出效應(yīng)不顯著,間接溢出效應(yīng)在99%的顯著水平下影響農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,系數(shù)為-0.001 122,表示顯著的抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,降低農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散的發(fā)展水平。第二,單位播種面積對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出不顯著,但系數(shù)均為正,表明增加播種面積不會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響不會(huì)產(chǎn)生空間擴(kuò)散效應(yīng)。第三,單位機(jī)械總動(dòng)力會(huì)在90%的顯著水平下抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,表明若勞動(dòng)力投入和質(zhì)量在未大幅度改變情況下,一味地依靠增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)量導(dǎo)致農(nóng)業(yè)機(jī)械投入增加,并不會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,也不會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間擴(kuò)散。第四,勞均化肥施用量在95%顯著水平下會(huì)抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的直接空間溢出,但會(huì)在99%的顯著水平下促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的間接空間溢出,綜合導(dǎo)致總效應(yīng)不顯著,表明化肥的投入量不會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間擴(kuò)散。復(fù)種指數(shù)會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的直接空間溢出,土地的高使用率對(duì)本地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)要求較高,提高本地技術(shù)效率的同時(shí)會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,對(duì)土地循環(huán)使用有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的擴(kuò)散和溢出。第五,農(nóng)業(yè)灌溉率和財(cái)政支農(nóng)比例對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出效應(yīng)不顯著,說明農(nóng)業(yè)灌溉率和財(cái)政支農(nóng)比例對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響不存在空間擴(kuò)散效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（人均GDP）會(huì)間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間擴(kuò)散,因此也證明了總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展反過來提高農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的現(xiàn)實(shí)假設(shè)。

四、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

第一,2010 年以來,甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率全局呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)的特點(diǎn),農(nóng)業(yè)技術(shù)水平較高的地區(qū)與較低的地區(qū)相鄰,空間上臨近的地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)水平差距較大,呈現(xiàn)出一定的空間差異性,且這種空間差異性逐漸降低。近年來,甘肅省各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間相關(guān)現(xiàn)狀沒有改變,一直存在局部集聚的情況。其中,蘭州市屬于顯著的“高—低”型,說明蘭州市農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平較高,而周圍鄰近地區(qū)如臨夏回族自治州等較低,且蘭州市與周圍鄰近區(qū)域的差異較大。定西市、臨夏回族自治州屬于顯著的“低—低”型表明定西與臨近的蘭州市形成極化效應(yīng),其中定西市處于農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展增長(zhǎng)極的低水平地區(qū)。甘南藏族自治州因地理環(huán)境不佳的特點(diǎn),導(dǎo)致農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平較低,因此與鄰近地區(qū)呈現(xiàn)出明顯的“低—高”型的差異性較大的農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀。嘉峪關(guān)市屬于顯著的“低—高”型表明嘉峪關(guān)市農(nóng)業(yè)技術(shù)效率較低,而周圍的酒泉市、張掖市較高,形成較大的局部差異。其他地區(qū)不顯著。

第二,基于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率空間溢出的視角,成災(zāi)面積、單位機(jī)械總動(dòng)力、勞均化肥施用量和人均GDP 對(duì)甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)空間溢出具有顯著的影響。單位播種面積、農(nóng)業(yè)灌溉率和財(cái)政支農(nóng)比例對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出效應(yīng)不顯著。具體來看:成災(zāi)面積顯著的抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,降低農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散的發(fā)展水平。單位機(jī)械總動(dòng)力會(huì)抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,表明若勞動(dòng)力投入和質(zhì)量在未大幅度改變情況下,一味依靠增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)量導(dǎo)致農(nóng)業(yè)機(jī)械投入增加,并不會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,也不會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間擴(kuò)散。勞均化肥施用量抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的直接空間溢出,但是促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的間接空間溢出,綜合導(dǎo)致總效應(yīng)不顯著,說明化肥的投入量不會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間擴(kuò)散。復(fù)種指數(shù)會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的直接空間溢出,土地的高使用率對(duì)本地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)要求較高,提高本地技術(shù)效率的同時(shí)會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,對(duì)土地循環(huán)使用有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的擴(kuò)散和溢出。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（人均GDP）會(huì)間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間擴(kuò)散,驗(yàn)證了總體經(jīng)濟(jì)提高反而促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)假設(shè)。另外,單位播種面積對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出不顯著,表明增加播種面積、農(nóng)業(yè)灌溉率和增加財(cái)政支農(nóng)比例對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出效應(yīng)不顯著,不存在空間擴(kuò)散效應(yīng)。

（二）政策建議

第一,推動(dòng)跨區(qū)域交流合作,構(gòu)建農(nóng)業(yè)技術(shù)一體化格局。從本文的空間分布和空間相關(guān)性的分析結(jié)果可知,甘肅省的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率在各區(qū)域的地理分布上是存在一定差距,農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展存在不均衡的問題。因此,優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)區(qū)內(nèi)空間發(fā)展格局、促進(jìn)產(chǎn)區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)均衡發(fā)展是當(dāng)前農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要問題。從甘肅省14 個(gè)行政區(qū)來看,甘肅省各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率不存在“高—高”型集聚的空間格局,只有蘭州市處于“高—低”型集聚的空間格局,由此可見,甘肅省當(dāng)前農(nóng)業(yè)技術(shù)效率未形成農(nóng)業(yè)技術(shù)區(qū)域一體化的格局。因此,應(yīng)該加強(qiáng)蘭州市農(nóng)業(yè)技術(shù)的帶動(dòng)作用和輻射作用,推動(dòng)各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率全面發(fā)展。

第二,推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展,促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)空間溢出。全面提高甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的關(guān)鍵在于提高農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展、促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的空間溢出。因此,應(yīng)該促進(jìn)甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)水平,而能一味地依靠增加機(jī)械總動(dòng)力來提高農(nóng)業(yè)技術(shù)效率和農(nóng)業(yè)技術(shù)的空間溢出。由于自然災(zāi)害會(huì)抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)的空間溢出,因此要有效防范農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然災(zāi)害,保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)。土地的高使用率對(duì)本地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)要求較高,通過完善種植方面的農(nóng)業(yè)技術(shù),有效增加農(nóng)作物的復(fù)種指數(shù),促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的空間溢出和擴(kuò)散,從而全面提高甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平。另外,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（人均GDP）會(huì)間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間溢出,能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的空間擴(kuò)散,可見甘肅省經(jīng)濟(jì)的全面發(fā)展會(huì)反過來帶動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高和農(nóng)業(yè)技術(shù)的空間溢出。綜上所述,為全面提高甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率、促進(jìn)其空間溢出,應(yīng)該以提高農(nóng)業(yè)技術(shù)為基礎(chǔ),在高科技農(nóng)業(yè)技術(shù)的指導(dǎo)下,改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入結(jié)構(gòu),保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ),推動(dòng)各地區(qū)跨區(qū)域交流合作,構(gòu)建農(nóng)業(yè)技術(shù)一體化格局,從而推進(jìn)甘肅省農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)進(jìn)程。