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        農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

        2021-11-10 14:18:44耿銀昂
        生產(chǎn)力研究 2021年10期
        關(guān)鍵詞:效應(yīng)綠色農(nóng)業(yè)

        耿銀昂,高 強

        (中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院,山東 青島 266100)

        改革開放四十多年來,我國農(nóng)業(yè)取得輝煌的成就。以種植業(yè)為代表,1978 年種植業(yè)總產(chǎn)值1 117.50 億元,至2018 年達(dá)到61 452.6 億元;糧食產(chǎn)量則由1978 年30 476.5 萬噸升至2018年的65 789.2 萬噸。農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè),是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力,其高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展關(guān)乎每個人的切身利益。然而,我國農(nóng)業(yè)仍處于由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的過渡階段,傳統(tǒng)要素的大量投入帶來的農(nóng)業(yè)增長愈發(fā)顯得捉襟見肘,日積月累造成環(huán)境污染、資源浪費、生產(chǎn)成本高、農(nóng)民增收難等諸多問題。毋庸置疑,提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇。2018 年中央一號文件中亦指出“提高農(nóng)業(yè)創(chuàng)新力、競爭力和全要素生產(chǎn)率”;2019 年中央一號文件進(jìn)一步強調(diào),要強化創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展,推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展,推進(jìn)農(nóng)業(yè)由增產(chǎn)導(dǎo)向轉(zhuǎn)向提質(zhì)導(dǎo)向。

        目前,學(xué)者們對于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的研究主要涉及兩個方面:一是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的核算與分析;二是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素研究。在農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測算中,部分學(xué)者將農(nóng)業(yè)面源污染作為非期望產(chǎn)出納入農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的分析框架中[1-4],還有部分學(xué)者則分析了考慮碳排放約束的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率[5-9],兩者均證實不考慮非期望產(chǎn)出的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率是不符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程的,其結(jié)果將是失真的。對于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素研究,主要涉及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村人力資本、城鄉(xiāng)收入差距、新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)信息化等因素[10-15]。

        而隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程的推進(jìn),農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象日趨明顯,農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)不斷涌現(xiàn)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚提高了農(nóng)產(chǎn)品的市場競爭力,推動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展,提高了農(nóng)民收入,增加了區(qū)域競爭優(yōu)勢,對于解決“三農(nóng)”問題有著重要影響[16]。然而,學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注工業(yè)領(lǐng)域產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象,對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚關(guān)注度不夠,更鮮有農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究。鑒于此,本文依據(jù)2000—2017 年中國省域面板數(shù)據(jù),在全面核算碳排放約束下農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上,利用空間計量模型,實證分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

        本文可能的創(chuàng)新之處在于:一、研究視角方面,深入探究了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機理,在此基礎(chǔ)上進(jìn)行實證檢驗,為農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的研究提供新的視角;二、研究方法方面,利用空間計量模型進(jìn)行實證分析,打破了傳統(tǒng)計量模型各地區(qū)均質(zhì)、無溢出效應(yīng)的局限。

        一、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機理分析

        農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高對于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要,大多數(shù)研究表明,其發(fā)展地區(qū)差異性明顯;農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚作為影響綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素,會對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用還是抑制作用呢?是如何產(chǎn)生這種作用的呢?本文將通過影響機理分析及實證分析解答上述問題,以便于更清晰地認(rèn)識到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚在其中扮演的角色,促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

        (一)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)影響綠色全要素生產(chǎn)率

        農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的結(jié)構(gòu)效應(yīng)將通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化來實現(xiàn),不同時期、不同地域聚集區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是不同的。集聚初期,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理會通過增加農(nóng)業(yè)碳排放等非期望產(chǎn)出的形式影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,例如要素投入結(jié)構(gòu)的影響,農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜等要素過度投入會對自然環(huán)境造成破壞。集聚后期,通過市場及政府政策調(diào)節(jié),農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得以調(diào)整優(yōu)化,高效設(shè)施農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)涌現(xiàn),清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新得以發(fā)展[17],將有利于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

        (二)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚通過規(guī)模效應(yīng)影響綠色全要素生產(chǎn)率

        農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的規(guī)模效應(yīng)包括規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、規(guī)模不經(jīng)濟效應(yīng)、規(guī)模外部效應(yīng)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚,形成農(nóng)業(yè)專業(yè)帶,企業(yè)、農(nóng)戶和政府三方協(xié)調(diào),產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模擴大,生產(chǎn)能力增強,平均生產(chǎn)成本降低,抗風(fēng)險能力提高,對于清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新及末端治理技術(shù)創(chuàng)新的投入會有更高的熱情[18];在龍頭企業(yè)的帶動下,農(nóng)戶環(huán)保意識增強,采用清潔低碳技術(shù)的意愿提高;政府層面則會出臺一系列政策鼓勵、扶持和引導(dǎo)集聚區(qū)發(fā)展,同時為了兼顧生態(tài)文明建設(shè),保護(hù)農(nóng)村居民生活環(huán)境,會進(jìn)一步強化環(huán)境管制,提高企業(yè)進(jìn)入門檻,從而有利于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)又好又快發(fā)展;此外,集聚區(qū)達(dá)到一定規(guī)模,有利于人才回流,既能夠提高勞動者素質(zhì),提高要素投入質(zhì)量,又緩解青壯年勞動力轉(zhuǎn)移帶來的農(nóng)村蕭條局面[19]。從這一角度看,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

        規(guī)模不經(jīng)濟效應(yīng)則表現(xiàn)為,當(dāng)集聚區(qū)規(guī)模進(jìn)一步擴大,并且超出一定限度時,隨著投入要素增加,單位生產(chǎn)成本相對提高,規(guī)模收益遞減,有損企業(yè)經(jīng)濟效益。此時,企業(yè)抵御風(fēng)險能力有所下降,技術(shù)創(chuàng)新行為將相對保守,更依賴于要素投入,所消耗的能源及排放的污染物將進(jìn)一步增加,導(dǎo)致環(huán)境污染。由此,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚將對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。

        在不同的產(chǎn)業(yè)集聚階段,規(guī)模外部效應(yīng)的影響也不相同。集聚初期,區(qū)域內(nèi)各類經(jīng)營主體的規(guī)模偏小,經(jīng)營策略相對保守,同時政府環(huán)境管制相對寬松,因此,更偏向于通過要素投入增加產(chǎn)出,而非技術(shù)創(chuàng)新。這一行為可能對區(qū)域內(nèi)及周邊區(qū)域的環(huán)境造成破壞,抑制農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。集聚后期,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善,農(nóng)業(yè)物質(zhì)技術(shù)裝備水平不斷提高,技術(shù)擴散和知識溢出更為廣泛[20]。由此,各經(jīng)營主體的聯(lián)系更為密切,規(guī)模較大的經(jīng)營主體可以為小農(nóng)戶等提供生產(chǎn)性服務(wù),小規(guī)模的經(jīng)營主體也可以通過學(xué)習(xí)模仿獲得先進(jìn)的技術(shù),尤其是可以滿足居民消費結(jié)構(gòu)升級趨勢的清潔生產(chǎn)技術(shù)。這一行為可能促進(jìn)區(qū)域內(nèi)以及區(qū)域外技術(shù)水平的整體提高,對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生推動作用。而當(dāng)集聚區(qū)規(guī)模過大時,這種技術(shù)創(chuàng)新保守行為可能會對區(qū)域內(nèi)及區(qū)域外科技水平的持續(xù)發(fā)展造成阻礙,尤其是風(fēng)險較高的清潔生產(chǎn)技術(shù)。

        通過上述分析可知,不同集聚水平、不同集聚時期的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響是不同的,因此,未經(jīng)實證檢驗之前無法確定具體的影響方向。但由于其規(guī)模外部效應(yīng)的存在,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率是存在空間效應(yīng)的,這種空間效應(yīng)主要通過基礎(chǔ)設(shè)施共享、技術(shù)擴散和知識溢出等因素實現(xiàn)對區(qū)域內(nèi)及周邊區(qū)域的綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

        二、研究方法、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

        (一)研究方法

        1.農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度模型。本文采用SBM-GML 模型估算中國31 個省份農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,其數(shù)學(xué)表達(dá)式如下:

        基于上述分析,同時構(gòu)建產(chǎn)出導(dǎo)向的GML 生產(chǎn)率指數(shù):

        2.空間相關(guān)性檢驗。在運用空間計量模型進(jìn)行實證分析前,首先要檢驗地區(qū)間變量是否存在空間相關(guān)性。目前大部分學(xué)者都使用Moran 提出的空間自相關(guān)指數(shù)Moran's I,該指數(shù)一般介于(-1,1)。Moran's I>0 表示空間正相關(guān)性,其值越大,空間相關(guān)性越明顯;Moran's I<0 表示空間負(fù)相關(guān)性,其值越小,空間差異越大;Moran's I=0,空間呈隨機性。其計算公式為:

        3.空間面板模型。常用的空間計量模型包括空間誤差模型(SEM)和空間滯后模型(SLM),其中,SEM 模型所探究的是模型誤差項在空間上相關(guān),SLM 模型所探究的是當(dāng)變量間的空間依賴性對模型顯得非常關(guān)鍵而導(dǎo)致了空間相關(guān)時的情形。其具體的模型設(shè)定如下:

        SEM 模型:

        式(8)和式(9)中,腳注i 和t 分別表示地區(qū)和觀察年份;Y 為因變量,Xj代表一系列自變量;εit和μit為服從正態(tài)分布的隨機誤差項;αj、λ、ρ 為系數(shù);w為空間權(quán)重矩陣,本文選用0~1 矩陣、空間地理距離矩陣進(jìn)行實證分析。其中,地理距離矩陣基于各省份經(jīng)緯度,以MATLAB 歐氏距離公式生成。

        (二)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

        1.自變量農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率

        基于數(shù)據(jù)可得性,結(jié)合碳排放、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率相關(guān)文獻(xiàn),構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測算指標(biāo)體系,包含投入、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出三個維度,具體指標(biāo)如下:

        (1)投入變量。①勞動投入。由于狹義農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)尚未有官方統(tǒng)計,杜江等(2016)[21]以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比重作為權(quán)重,乘以農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)確定。但2012 年后,農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)并不公布,本文以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)代替農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù),單位為萬人。②土地投入。以各地區(qū)農(nóng)作物播種面積表示,單位為千公頃。③機械動力投入。以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比重作為權(quán)重,乘以農(nóng)業(yè)機械總動力得到,單位為萬千瓦。④化肥投入。以各地區(qū)實際農(nóng)用化肥折純量表示,單位為萬噸。⑤農(nóng)膜投入。以各地區(qū)實際農(nóng)膜使用量表示,單位為噸。⑥農(nóng)藥投入。以各地區(qū)實際農(nóng)藥施用量表示,單位為噸。⑦灌溉投入。以農(nóng)業(yè)有效灌溉面積表示,單位為千公頃。

        (2)期望產(chǎn)出變量。以農(nóng)業(yè)增加值為期望產(chǎn)出,利用2000 年為基期換算為不變價格,單位為億元。

        (3)非期望產(chǎn)出變量。以農(nóng)業(yè)碳排放作為非期望產(chǎn)出,主要包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的碳排放,水稻生長過程碳排放以及秸稈燃燒碳排放。其中,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的碳排放包括化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)用柴油、農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)業(yè)有效灌溉面積六個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動產(chǎn)生的碳排放量。上述三類農(nóng)業(yè)碳排放源,各碳排放系數(shù)及數(shù)據(jù)處理主要參考李波等(2011)[22]、閔繼勝和胡浩(2012)[23]、劉麗華等(2011)[24]學(xué)者的相關(guān)研究確定。農(nóng)業(yè)碳排放量單位為萬噸。

        2.核心解釋變量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚

        采用區(qū)位熵指數(shù)來度量各地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度(AGG),其計算公式如下:

        其中,AGGis表示i 地區(qū)農(nóng)業(yè)的區(qū)位熵指數(shù);Ais為區(qū)域i 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值;Ai為區(qū)域i 所有產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值;As為全國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值;A 為全國全部產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值。當(dāng)AGGis>1 時,表示i 地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度較高,反之亦然。

        為了驗證農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率之間是否存在非線性關(guān)系,本文嘗試引入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的二次項、三次項考察其階段性特征。

        3.控制變量

        (1)受災(zāi)率(dar)。表征自然因素影響,以受災(zāi)面積占農(nóng)作物播種面積的比重表示。(2)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(strg)。以各地區(qū)糧食作物播種面積與經(jīng)濟作物播種面積的比值表示。(3)農(nóng)業(yè)公共投資(pia)。以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比重作為權(quán)重,乘以農(nóng)林水事務(wù)財政支出作為農(nóng)業(yè)財政支出,用其占財政支出之比表示。(4)城鎮(zhèn)化率(nul)。用城鎮(zhèn)人口或非農(nóng)人口占各地區(qū)年末總?cè)丝诒戎乇硎尽?/p>

        以上數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《新中國60 年統(tǒng)計資料匯編》以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒,部分?jǐn)?shù)據(jù)經(jīng)過換算整理得到。

        三、實證結(jié)果分析

        (一)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度結(jié)果分析

        本文采用MaxDEA 軟件,通過SBM-GML 模型測度2001—2017 年我國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變動情況,剔除部分異常值,具體結(jié)果如表1 所示。

        表1 各省市農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變動情況(2001—2017 年)

        總體而言,中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢,2001—2017 年間,其年平均增長率為1.50%。其中,東部地區(qū)年平均增長率為3.36%,中部地區(qū)年平均增長率為0.79%,西部地區(qū)年平均增長率為0.36%,總體上呈現(xiàn)東、中、西三大區(qū)域遞減趨勢。東部地區(qū)除廣西外,各省份年平均增長率均為正值,天津市最高,其年平均增長率為8.12%;中部地區(qū)大多數(shù)省份年平均增長率為正值,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率緩慢增長,黑龍江省最低,為負(fù)2.01%;西部地區(qū)11 省份中,內(nèi)蒙古、云南、甘肅、寧夏、新疆均呈現(xiàn)負(fù)增長,內(nèi)蒙古最低,為負(fù)6.82%。由上述分析可以看出,由于各地區(qū)資源稟賦、經(jīng)濟條件、地理位置等存在差異,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)異質(zhì)性,但較為明顯的是東部地區(qū)年均增長率要遠(yuǎn)高于西部地區(qū),西部地區(qū)呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢,這在一定程度上說明,受鄰近地區(qū)經(jīng)濟、科技等因素的影響,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率可能存在空間相關(guān)性以及溢出效應(yīng)。

        從技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的分解結(jié)果來看,2001—2017 年間全國技術(shù)效率指數(shù)呈現(xiàn)負(fù)增長,對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長起到阻礙作用,全國東、中、西三大區(qū)域技術(shù)效率處于無效率狀態(tài),大多數(shù)省份同樣如此。這一現(xiàn)象暴露了我國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長所依賴的技術(shù)發(fā)展是“粗放式”的,關(guān)鍵技術(shù)、管理能力等均需進(jìn)一步提高。我國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長基本是由技術(shù)進(jìn)步帶來的,其年均增長率為3.21%,有效抵消了技術(shù)效率降低帶來的不利影響。今后,在引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)的同時,也應(yīng)當(dāng)注重管理水平的提高,加強管理,提高資源優(yōu)化配置的能力,以充分發(fā)揮促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的內(nèi)生動力雙引擎作用。

        (二)空間相關(guān)性檢驗結(jié)果分析

        由SBM-GML 模型所求得的生產(chǎn)率指數(shù)表示的是相對于前一年,當(dāng)年農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變化率。本文參考邱斌等(2008)[25]、陳超凡(2016)[26]的處理方式,以2001 年為基期,根據(jù)測算的生產(chǎn)率指數(shù)相乘得到實際農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,對于技術(shù)進(jìn)步指數(shù)與技術(shù)效率指數(shù)以同樣的方式調(diào)整得到。

        結(jié)合上述分析,運用MATLAB 軟件基于0~1 矩陣、地理距離矩陣測算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率空間自相關(guān)指數(shù)Moran's I,檢驗結(jié)果如表2 所示。

        表2 2002—2017 年農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率Moran's I 統(tǒng)計值

        以0~1 矩陣為例進(jìn)行說明,總的來說,除2002年外,Moran's I 指數(shù)均為正值且呈現(xiàn)逐年遞增趨勢,說明中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性在逐漸增強。2002 年Moran's I 指數(shù)為負(fù)值,且沒有通過顯著性檢驗,說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與鄰近地區(qū)關(guān)聯(lián)度低,呈隨機布局狀態(tài);2003—2008 年Moran's I指數(shù)雖然在逐年增加,但未通過顯著性檢驗,說明該時間段農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)微弱正相關(guān);2009—2017 年Moran's I 指數(shù)增加較快,且均通過了1%的顯著性檢驗,說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率高的地區(qū)鄰近地區(qū)也高,反之亦然。由此可見,隨著時間推移,各地區(qū)知識、技術(shù)等交流聯(lián)系更為緊密,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率受到鄰近地區(qū)的影響也越來越大,并且存在聚類現(xiàn)象。因此,運用空間計量模型進(jìn)行分析是合理的。

        (三)估計結(jié)果分析

        通過Hausman 檢驗,固定效應(yīng)模型要優(yōu)于隨機效應(yīng)模型,因此,本文選用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。進(jìn)一步通過普通面板回歸(OLS)LM 檢驗確定選用空間誤差模型還是空間滯后模型,當(dāng)權(quán)重矩陣為0~1矩陣時,LMSLM 統(tǒng)計值為86.099 5,Robust LMSLM 統(tǒng)計值為52.603 9,LMERR 統(tǒng)計值為57.423 4,Robust LMERR 統(tǒng)計值為23.927 8;當(dāng)權(quán)重矩陣為地理距離矩陣時,LMSLM 統(tǒng)計值為23.510 8,Robust LMSLM統(tǒng)計值為35.263 2,LMERR 統(tǒng)計值為10.208 0,Robust LMERR 統(tǒng)計值為21.960 4。通過比較兩者LM統(tǒng)計值發(fā)現(xiàn)空間滯后模型更為適合,因此,選用空間滯后模型進(jìn)行進(jìn)一步分析。同時,通過LR 檢驗確定采用時間固定效應(yīng)、個體固定效應(yīng)或是雙固定效應(yīng),LR 檢驗均通過1%的顯著性檢驗,因此,采用雙固定效應(yīng)空間滯后模型分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響,估計結(jié)果如表3 所示。

        表3 雙固定效應(yīng)空間滯后模型回歸結(jié)果

        兩種權(quán)重矩陣下,其空間自相關(guān)系數(shù)分別為0.561 與0.436,且均通過了1%的顯著性檢驗,表明各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在較為明顯的空間相關(guān)性。因此,采用空間滯后模型進(jìn)行分析是合理的。

        核心解釋變量方面,0~1 權(quán)重矩陣下,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的一次項、二次項、三次項均通過了5%的顯著性檢驗,系數(shù)符號分別為負(fù)、正、負(fù),表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率之間存在著“倒N”型的三次曲線關(guān)系,即兩者間存在“負(fù)相關(guān)正相關(guān)負(fù)相關(guān)”關(guān)系。地理距離權(quán)重矩陣下,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚均通過了1%的顯著性檢驗,且系數(shù)符號與0~1 矩陣相同,證明了這種關(guān)系存在穩(wěn)健性。這表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率間存在非線性關(guān)系。

        控制變量方面,除受災(zāi)率在兩種權(quán)重矩陣下均不顯著外,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)公共投資、城鎮(zhèn)化均通過了10%的顯著性檢驗。城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向推動作用,這可能是由于城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,同時為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了技術(shù)支撐,推動了農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型;農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響,這表明集聚區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為合理,加之國家大力推行農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革成效明顯,推動了綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展;農(nóng)業(yè)公共投資對綠色全要素生產(chǎn)率具有負(fù)向影響,表明財政支農(nóng)不利于推動我國農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展,這可能是由于其會改變農(nóng)民的生產(chǎn)行為,而這種改變目前來看是負(fù)面的,因此需要進(jìn)一步對財政支農(nóng)舉措具體實施進(jìn)行改革。

        此外,為了進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的空間效應(yīng)影響,本文計算了雙固定空間滯后模型農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的直接效應(yīng)、間接效應(yīng),結(jié)果如表4 所示。

        表4 直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

        在兩種權(quán)重矩陣下,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的三大效應(yīng)均在5%的顯著性水平下通過假設(shè)檢驗,表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚不僅會影響本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率,而且具有明顯的空間溢出效應(yīng)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的二次項的三大效應(yīng)均顯著為正,三次項的三大效應(yīng)均顯著為負(fù),進(jìn)一步表明了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對于綠色全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系。

        通過上文分析得到,推動農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的內(nèi)源動力主要為技術(shù)進(jìn)步,本文進(jìn)一步分析了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)進(jìn)步的影響,結(jié)果如表5所示。

        表5 技術(shù)進(jìn)步雙固定空間滯后模型回歸結(jié)果

        兩種權(quán)重矩陣下,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的一次項、二次項、三次項均通過了1%的顯著性檢驗,表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)進(jìn)步之間同樣存在非線性關(guān)系。這種關(guān)系可能存在的原因正如前文影響機理分析中所闡述的,由于不同時期、不同水平的產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的結(jié)構(gòu)效應(yīng)與規(guī)模效應(yīng)迥異,集聚區(qū)主體的技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)采納行為也不相同,因此,對于技術(shù)進(jìn)步的影響同樣呈現(xiàn)出非線性特征。控制變量方面,城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出顯著正向影響,表明新型城鎮(zhèn)化及合理的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對技術(shù)進(jìn)步具有推動作用。

        四、結(jié)論

        第一,2002—2017 年間,總體而言,中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢,并呈現(xiàn)東、中、西三大區(qū)域遞減態(tài)勢;第二,技術(shù)進(jìn)步是推動農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的動力源泉,技術(shù)效率更多地表現(xiàn)為阻礙作用;第三,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚不僅會對當(dāng)?shù)氐木G色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生倒N 型影響,而且對鄰近地區(qū)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng);第四,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚通過技術(shù)進(jìn)步影響綠色全要素生產(chǎn)率,兩者同樣存在非線性關(guān)系。

        綜上,提出以下對策建議:第一,建立區(qū)域協(xié)同發(fā)展機制,加強區(qū)域間技術(shù)、知識的交流與共享,縮小區(qū)域間農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展差距;第二,加強農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新,推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,同時應(yīng)當(dāng)加強管理,提高技術(shù)效率,優(yōu)化資源配置;第三,各地區(qū)應(yīng)當(dāng)從實際出發(fā),結(jié)合自身資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展情況等,合理推進(jìn)土地資源集約利用,可以通過建立現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)形成示范作用,推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚高水平發(fā)展,進(jìn)而提高綠色全要素生產(chǎn)率;第四,政府應(yīng)當(dāng)加強政策引領(lǐng),根據(jù)各地區(qū)資源稟賦、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平、農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展水平等條件不同,制定農(nóng)業(yè)集群化發(fā)展規(guī)劃,以更好地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展;同時應(yīng)當(dāng)出臺一系列優(yōu)惠政策,加大資金扶持力度,鼓勵集聚區(qū)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新;此外,應(yīng)當(dāng)聯(lián)合企業(yè)加大對集聚區(qū)各參與主體的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣與培訓(xùn),制定相應(yīng)政策,保障各參與主體尤其是小農(nóng)戶的合法權(quán)益,形成有利于技術(shù)擴散與溢出的良好局面,最終提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展水平,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。

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