王亞飛，徐 銘，張齊家

（1.重慶對外經(jīng)貿(mào)學(xué)院外語外貿(mào)學(xué)院，重慶 401520；2.重慶師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，重慶 401331）

一、引 言

農(nóng)業(yè)發(fā)展是關(guān)系到國計民生的根本性問題，備受世界各國政府及社會各界持續(xù)、高度關(guān)注。改革開放以來，中國農(nóng)業(yè)在取得令世人矚目的歷史性成就的同時，也面臨著農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出效率低下及日益凸顯的環(huán)境污染問題。以綠色全要素生產(chǎn)率（Green Total Factor Productivity，GTFP）增長為驅(qū)動的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展成為中國政府及學(xué)界的普遍共識。探尋農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長背后的邏輯動因及影響機制，成為各級政府、學(xué)術(shù)界持續(xù)關(guān)注的重大現(xiàn)實課題。

產(chǎn)業(yè)集聚及經(jīng)濟增長效應(yīng)問題一直是區(qū)域經(jīng)濟學(xué)持續(xù)關(guān)注的重要理論與現(xiàn)實問題。馬歇爾的規(guī)模經(jīng)濟理論、韋伯的區(qū)位理論以及以克魯格曼為代表的新經(jīng)濟地理學(xué)理論均認為，產(chǎn)業(yè)集聚能通過生產(chǎn)和物流成本的節(jié)約、基礎(chǔ)設(shè)施及要素共享、知識和技術(shù)的溢出等多種途徑，提升經(jīng)濟增長效率。埃里森和格拉澤（Ellison＆Glaeser）首次將單個產(chǎn)業(yè)集聚的研究引入多個異質(zhì)性關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，并將其地理鄰近及空間集聚現(xiàn)象界定為產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚。①Glenn E，Edward L G，Geographic Concentration in U.S.Manufacturing Industries：A Dartboard Approach，Journal of Political Economy，vol.105，no.5（May 1997）pp.889-927.作為產(chǎn)業(yè)集聚的高級階段，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚是指異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)或行業(yè)因要素共享、知識技術(shù)外溢而引致的水平關(guān)聯(lián)以及上下游產(chǎn)業(yè)或行業(yè)因投入產(chǎn)出關(guān)系而形成的垂直關(guān)聯(lián)。②王靜田、張寶懿、付曉東：《產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對城市全要素生產(chǎn)率的影響研究》，《科學(xué)學(xué)研究》2021年第5期。近年來，已有較多學(xué)者以制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚③陳建軍、陳菁菁：《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同定位研究——以浙江省69 個城市和地區(qū)為例》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2011 年第6期。④胡緒華、陳默、羅雨森等：《制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)耦合協(xié)調(diào)、空間共聚與綠色創(chuàng)新反應(yīng)》、《統(tǒng)計與信息論壇》2021 年第7期。、科技服務(wù)業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚⑤黃曉瓊、徐飛：《科技服務(wù)業(yè)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚創(chuàng)新效應(yīng)：理論分析與實證檢驗》，《中國科技論壇》2021第3期。等為研究對象，對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚效應(yīng)進行了廣泛的討論。

20世紀30年代以來，全球農(nóng)業(yè)空間分布已呈現(xiàn)出明顯的集聚化態(tài)勢。近年來，隨著城鄉(xiāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施與公共服務(wù)體系的逐步完善，中國農(nóng)業(yè)的集聚特征也趨于顯現(xiàn)，形成了農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)、農(nóng)民合作社、種養(yǎng)大戶、家庭農(nóng)場等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體與關(guān)聯(lián)農(nóng)戶組成的農(nóng)業(yè)集聚區(qū)。作為與農(nóng)業(yè)關(guān)聯(lián)較為緊密的旅游業(yè)，涵蓋了旅游活動中的“食、住、行、游、購、娛”六大部門，也形成了以旅游吸引物為核心、相關(guān)旅游行業(yè)在特定區(qū)域的聚集態(tài)勢。在國家“三產(chǎn)融合”政策引導(dǎo)與市場機制共同作用下，農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)通過產(chǎn)業(yè)鏈延伸、價值鏈整合等內(nèi)在關(guān)聯(lián)效應(yīng)，逐步形成了協(xié)同集聚態(tài)勢，并成為農(nóng)旅融合乃至農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的重要表征。⑥胡平波、鐘漪萍：《政府支持下的農(nóng)旅融合促進農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升機理與實證分析——以全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣為例》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2019年第12期。而對于具有較強產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的協(xié)同集聚而言，卻沒有引起學(xué)界的高度重視。

上述研究背景必然引申出一系列須務(wù)實回應(yīng)的理論與實踐問題：近年來，中國農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的時空演進態(tài)勢如何？農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的作用機理是什么？效應(yīng)究竟如何？此外，考慮到農(nóng)村人力資本是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中極為重要的投入要素，也是影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的關(guān)鍵變量之一。作為農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚系統(tǒng)內(nèi)最具能動性的主體要素，農(nóng)村人力資本水平的高低，在很大程度上影響著協(xié)同集聚中知識、技術(shù)、管理等溢出效應(yīng)的釋放程度，進而對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生重要影響。換句話說，農(nóng)村人力資本或許對農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響中，發(fā)揮出重要的調(diào)節(jié)作用。對上述問題的理論闡釋與實證檢驗，一是在學(xué)理上有助于豐富或拓展產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的研究視角，二是揭示的影響機制及現(xiàn)實問題也能為中國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供經(jīng)驗證據(jù)及豐富的政策蘊含。

基于此，本研究創(chuàng)新性將產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的討論引入農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)兩大關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)，并將農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚納入農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率分析框架，基于2006—2018年中國除西藏及港澳臺地區(qū)之外的30個省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響及效應(yīng)，并進一步討論農(nóng)村健康性人力資本、教育培訓(xùn)性人力資本、遷徙性人力資本等三項人力資本，在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長影響的調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析

（一）農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的形成機理

產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚現(xiàn)象并非出現(xiàn)在任意兩個或多個異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)之間，僅是部分行業(yè)間的特定現(xiàn)象。①Helsley R W，Strange W C，Coagglomeration，clusters，and the scale and composition of cities，Journal of Political Economy，Vol.122，no.05（May 2014）pp.1064-1093.就形成機制而言，Venables認為市場鄰近、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)及交易成本是影響產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的關(guān)鍵因素②Venables A J，Equilibrium locations of vertically linked industries，Journal of International Economics，Vol.66，no.01（January 2005）pp.197-213.；以Krugman為代表的新經(jīng)濟地理學(xué)派，通過構(gòu)建中心—外圍理論模型闡釋了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的演化機理③Krugman P，Increasing returns and economic geography，International Economic Review，Vol.99，no.03（March 1991）pp.483-499.；產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚更加強調(diào)兩個或多個異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)因投入產(chǎn)出關(guān)系驅(qū)動的內(nèi)在經(jīng)濟關(guān)聯(lián)。④Ellison G，Kerr G W R，What causes industry agglomeration?Evidence from coagglomeration patterns，The American economic review，Vol.100，no.03（Mach 2010）pp.1195-1213.考慮到現(xiàn)有研究鮮有對農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的形成機理進行專門的討論，且農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚經(jīng)濟效應(yīng)的分析也以協(xié)同集聚的存在性為前置條件。由此，本研究借鑒現(xiàn)有文獻并結(jié)合中國農(nóng)旅發(fā)展的現(xiàn)實國情，嘗試闡釋農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的形成機理。

1.產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)。產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)是異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的形成基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)在產(chǎn)業(yè)鏈或價值鏈上具有內(nèi)在的經(jīng)濟關(guān)聯(lián)，這既是農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的重要表征，也是驅(qū)動農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚形成及演化的重要力量。旅游業(yè)涉及“食、住、行、游、購、娛、養(yǎng)（養(yǎng)生）、媒（媒體廣告）、組（組織）、配（配套）”等多個關(guān)聯(lián)行業(yè)，開放的、多鏈條延伸及多行業(yè)滲透的旅游產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)能夠在創(chuàng)造“農(nóng)游體驗”的各個環(huán)節(jié)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈進行解構(gòu)與重組，表現(xiàn)為旅游產(chǎn)業(yè)鏈向農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的拓展及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的旅游功能化。旅游產(chǎn)品或服務(wù)市場需求也是驅(qū)動農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)及產(chǎn)業(yè)鏈整合的重要外部因素，隨著國民收入水平的提升，越來越多的城市居民對回歸自然、體驗鄉(xiāng)土的需求日益強烈，也促使農(nóng)業(yè)或旅游經(jīng)營主體開發(fā)農(nóng)業(yè)旅游資源，催生出農(nóng)旅融合下的新產(chǎn)品、新服務(wù)及新業(yè)態(tài)。

2.資源共享。異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚形成、演化依賴于地理鄰近下的投入品共享、勞動力市場共享、知識外溢及本地市場效應(yīng)等一系列微觀基礎(chǔ)。旅游業(yè)尤其是鄉(xiāng)村旅游的發(fā)展離不開農(nóng)業(yè)景觀和農(nóng)村空間等資源稟賦的有效供給，以農(nóng)、林、牧、副、漁等廣泛的農(nóng)業(yè)資源為基礎(chǔ)開發(fā)的旅游產(chǎn)品為市民提供了多元化或個性化的服務(wù)需求。農(nóng)村優(yōu)美的鄉(xiāng)村風(fēng)景、自然的田園景觀、純樸的民俗文化、原始的農(nóng)事生產(chǎn)活動、清新的空氣等農(nóng)業(yè)資源正逐漸成為新的、重要的旅游吸引物。農(nóng)旅融合發(fā)展態(tài)勢下，農(nóng)村人口不僅是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的直接參與者，也是農(nóng)村旅游產(chǎn)品、服務(wù)的供給主體，已成為農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)鏈治理的主體性生產(chǎn)要素。在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)鏈系統(tǒng)整合過程中，農(nóng)旅兩大產(chǎn)業(yè)經(jīng)營主體的經(jīng)營關(guān)聯(lián)及業(yè)務(wù)合作引發(fā)了知識、技術(shù)及管理溢出，促使農(nóng)業(yè)或旅游業(yè)內(nèi)部及彼此之間的要素再配置。

3.政府推動。就中國而言，政府行為是產(chǎn)業(yè)（協(xié)同）集聚形成、演化的重要驅(qū)動力量，政府干預(yù)或政策規(guī)劃對產(chǎn)業(yè)及產(chǎn)業(yè)間要素配置及外部環(huán)境營造具有重要的引導(dǎo)作用，在較大程度上驅(qū)動著產(chǎn)業(yè)間空間布局及動態(tài)演化。①馬驥、湯小銀：《產(chǎn)業(yè)集群網(wǎng)絡(luò)、結(jié)構(gòu)演化與協(xié)同發(fā)展——以葉集木竹產(chǎn)業(yè)為例》，《安徽師范大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版）》2019年第4期。各級政府高度重視農(nóng)村三產(chǎn)融合發(fā)展，并將農(nóng)旅融合為代表的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，作為緩解中國“三農(nóng)”問題、促進鄉(xiāng)村振興及農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的重要實現(xiàn)路徑。一方面通過產(chǎn)業(yè)規(guī)劃及政策安排，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)的融合發(fā)展，這將對農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)的聯(lián)動或協(xié)同格局的形成及演化產(chǎn)生重要的影響；另一方面通過完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施及公共服務(wù)體系，為農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)及價值鏈整合提供了良好的基礎(chǔ)條件，帶動了農(nóng)村旅游市場擴容增量，也將促使農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的形成及演進。

（二）農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響機理

農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚反映了農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)由于差異性互補、基于顧客導(dǎo)向的產(chǎn)業(yè)鏈重構(gòu)或價值鏈整合而在空間上的彼此鄰近發(fā)展。農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚所釋放的經(jīng)濟增長或產(chǎn)業(yè)效率改善效應(yīng)，并非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)和旅游產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的簡單相加，而是基于產(chǎn)業(yè)間的垂直或縱向關(guān)聯(lián)，釋放出兩大產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)經(jīng)營主體間的知識、技術(shù)及管理的溢出效應(yīng)，以及基于產(chǎn)業(yè)鏈延伸、價值鏈整合而引致的要素再配置效應(yīng)。而就農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響而言，主要體現(xiàn)在以下幾個方面：

1.技術(shù)進步效應(yīng)。農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚將引發(fā)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)兩大產(chǎn)業(yè)鏈的解構(gòu)、重組與延伸，在其演進過程通過兩大產(chǎn)業(yè)經(jīng)營主體地理鄰近、人才流動、技術(shù)互動等多元形式，促進了旅游企業(yè)將先進技術(shù)及管理經(jīng)驗向關(guān)聯(lián)或合作農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體溢出知識、技術(shù)及管理，進而提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的技術(shù)水平；農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚發(fā)展下衍生出的農(nóng)業(yè)新業(yè)態(tài)、新模式本身也蘊含著較高的技術(shù)水平及先進的流程管理模式。農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚演進過程中，農(nóng)業(yè)或旅游龍頭企業(yè)對相關(guān)農(nóng)旅企業(yè)或經(jīng)營主體的業(yè)務(wù)整合，形成的以主導(dǎo)企業(yè)為核心、橫向和縱向相結(jié)合的嵌入式旅游技術(shù)或流程管理的“溢出”機制，提升了相關(guān)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的技術(shù)水平和管理效率。此外，農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體在整合農(nóng)業(yè)資源、拓展農(nóng)業(yè)產(chǎn)品及生產(chǎn)活動的“旅游”功能中，如田園農(nóng)業(yè)、民俗風(fēng)情、村落小鎮(zhèn)、休閑度假、科普教育等，也必然主動引進先進農(nóng)業(yè)技術(shù)裝備及經(jīng)營模式，這對于農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提升具有重要作用。

2.要素配置效應(yīng)。在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式下，農(nóng)業(yè)資源及產(chǎn)品功能較為單一、應(yīng)用范圍相對狹窄，農(nóng)業(yè)要素配置框架主要體現(xiàn)在有限的資本、豐裕的土地及初級勞動力資源等層面，進而使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置效率較為低下。農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚引發(fā)的農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈整合及延展，表現(xiàn)為旅游企業(yè)的經(jīng)營邊界向農(nóng)業(yè)領(lǐng)域延伸或農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體向旅游領(lǐng)域市場拓展，在其過程中農(nóng)旅兩大產(chǎn)業(yè)的資本、技術(shù)、人才、信息及管理要素實現(xiàn)市場化流動及充分互動，進而在要素系統(tǒng)整合中促進各類生產(chǎn)要素在更高層次、更深領(lǐng)域的優(yōu)化配置，有效提升了農(nóng)業(yè)要素配置效率。并且農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚催生的新業(yè)態(tài)、新模式為農(nóng)村剩余勞動力提供了大量的非農(nóng)就業(yè)崗位和創(chuàng)業(yè)機會，吸引部分農(nóng)村勞動力從直接的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中分離出來，促進農(nóng)業(yè)土地資源的適度規(guī)模、集約化經(jīng)營，進而釋放出成本更低、效率更好的適度規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。

3.結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)。農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚蘊含的產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，豐富了農(nóng)村旅游業(yè)發(fā)展的內(nèi)涵及外延，創(chuàng)造了數(shù)量更大、內(nèi)容豐富的農(nóng)村旅游產(chǎn)品或服務(wù)業(yè)態(tài)，如實踐中出現(xiàn)國家農(nóng)業(yè)公園、休閑農(nóng)場、鄉(xiāng)村營地、鄉(xiāng)村莊園、鄉(xiāng)村博物館、市民農(nóng)園、鄉(xiāng)村民宿等多種新業(yè)態(tài)。在其需求引致下，引起農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置方向及領(lǐng)域的重大調(diào)整，進而引致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)及品種結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，這種貼近市場需求變化而進行的農(nóng)業(yè)供給結(jié)構(gòu)調(diào)整，有助于提升農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營效率。農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進了農(nóng)業(yè)多功能性發(fā)展，滿足了消費者對農(nóng)旅產(chǎn)品或服務(wù)的多樣化需求，表現(xiàn)為農(nóng)產(chǎn)品供給、就業(yè)與保障、生態(tài)、休閑娛樂及文化教育等多元功能的全面凸顯，在其過程中引起農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的改善及技術(shù)的進步。

4.產(chǎn)出增長效應(yīng)。農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚有助于拓展農(nóng)業(yè)資源的旅游功能，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)品及自然生態(tài)、人文資源本身作為旅游產(chǎn)品而實現(xiàn)價值增值。農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚下，在時間上農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中的前端、中端及后端等每一個價值鏈環(huán)節(jié)，都可以創(chuàng)造性的讓游客觀賞或體驗，改變了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)下農(nóng)產(chǎn)品收成之后的“單一”價值實現(xiàn)功能，在空間上將農(nóng)業(yè)自然資源、人文景觀、農(nóng)事活動等，通過有序的項目組織及路線設(shè)定，將各種自然資源、人文資源、生產(chǎn)性資源有效整合，使得任何空間都通過不同的形式、不同程度的旅游活動發(fā)揮出價值實現(xiàn)功能。由此，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的“時間賦能”“空間賦能”，有效拓展了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的收益增長點。并且，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚有助于培育農(nóng)產(chǎn)品及地域品牌，從而提升了農(nóng)產(chǎn)品的知名度、美譽度，這對于增進農(nóng)產(chǎn)品銷售的附加值具有重要作用?；谏鲜龇治?，本研究提出假設(shè)1。

假設(shè)1：農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚有效促進了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長。

（三）農(nóng)村人力資本投資的調(diào)節(jié)作用

人力資本是體現(xiàn)在勞動者身上的資本，主要包括勞動者的知識技能、文化技術(shù)水平與健康狀況等。自Schultz提出人力資本的概念以來，“人力資本”成為新增長理論詮釋經(jīng)濟增長源泉及生產(chǎn)效率差異的重要視角。就人力資本形成而言，健康、教育培訓(xùn)以及交通通訊的投入水平是影響人力資本積累的關(guān)鍵性因素，在提升人口質(zhì)量及生產(chǎn)率等方面的重要作用已被廣泛認同。健康性人力資本投資有助于改善居民的健康狀況，提升了社會勞動參與率及經(jīng)濟增長的勞動力要素供給水平。個人或家庭的健康性人力資本投資通過投融資信心強化效應(yīng)，提升了未來戰(zhàn)略性、長遠性生產(chǎn)經(jīng)營配置水平，從而獲取長期經(jīng)營績效。①唐紅濤、李勝男：《電子商務(wù)、脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興：作用及其路徑》，《廣東財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2020年第6期。②鄧力源、唐代盛、余馳晨：《我國農(nóng)村居民健康人力資本對其非農(nóng)就業(yè)收入影響的實證研究》，《人口學(xué)刊》2018年第1期。生產(chǎn)率提升不僅取決于人力資本的健康狀況及勞動力數(shù)量供給，還依托于人力資本的知識能力、職業(yè)素養(yǎng)。通過教育和培訓(xùn)投資以增進自身的知識能力水平，有助于提升生產(chǎn)經(jīng)營安排的決策效率，能有效降低因決策能力低下導(dǎo)致的生產(chǎn)率損失。③趙昕東、李翔：《教育與健康人力資本對勞動生產(chǎn)率的影響》，《社會科學(xué)戰(zhàn)線》2020年第5期。④邢敏慧、張航：《人力資本、社會資本對農(nóng)村勞動力就業(yè)的影響——基于CFPS2018 數(shù)據(jù)的實證分析》，《調(diào)研世界》2020 年第2期。此外，在人際互動越發(fā)頻繁的現(xiàn)代社會，交通、通訊投資增強勞動者的地域流動性及拓展人際交往網(wǎng)絡(luò)，能有效獲取更廣泛的商業(yè)信息及投資機會、知識經(jīng)驗及社會資本。已有廣泛研究證實，交通、通訊投資引致的社會交往及人際互動，極大的提升了個人及家庭的就業(yè)及創(chuàng)業(yè)水平。⑤楊晶、丁士軍：《農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合、人力資本與農(nóng)戶收入差距》，《華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）》2017年第6期。農(nóng)村居民交通及通訊類投資緩解了城鄉(xiāng)“信息鴻溝”，增進了農(nóng)村居民的市場融入及參與效能，促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增長。⑥陳宏偉、穆月英：《社會網(wǎng)絡(luò)、交易成本與農(nóng)戶市場參與行為》，《經(jīng)濟經(jīng)緯》2020年第5期。

人力資本不僅作為一種要素投入直接影響了微觀及宏觀經(jīng)濟增長及生產(chǎn)率績效，其在諸多生產(chǎn)要素中最具主動性、能動性及創(chuàng)造性的“特色地位”，使得人力資本水平在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響中發(fā)揮著重要的調(diào)節(jié)作用?；谇拔姆治?，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚通過影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的技術(shù)變革、要素配置、結(jié)構(gòu)調(diào)整及產(chǎn)出增長，進而引致農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長。但農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)在多大程度上得以顯現(xiàn)，仍然受制于各地區(qū)農(nóng)村人力資本的整體水平。首先，基于要素稟賦結(jié)構(gòu)的技術(shù)識別及選擇理論認為，技術(shù)結(jié)構(gòu)需與要素投資結(jié)構(gòu)高度匹配，不同水平的人力資本在技能累積、知識學(xué)習(xí)及外來技術(shù)吸納能力上存在較大差異，對于溢出技術(shù)的機會識別、吸收應(yīng)用及成果轉(zhuǎn)化的效果不同。技術(shù)交流是顯性及隱形知識、技術(shù)溢出的重要途徑，人力資本水平在較大程度上影響著技術(shù)交流及知識傳播的深度及廣度。由此，在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)的技術(shù)溢出過程中，農(nóng)村人力資本投資提高了勞動者的經(jīng)營素質(zhì)，有助于增強農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)技術(shù)的知識、技術(shù)溢出效應(yīng)，進而促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步。其次，在要素配置中，人力資本在較大程度上決定著要素配置的方向或經(jīng)營范圍，擁有較高人力資本水平的勞動者更傾向于戰(zhàn)略性、長遠性的要素配置，且對于其他諸如土地、生產(chǎn)技術(shù)、資本等其他生產(chǎn)要素的整合能力更強，更有助于提升要素配置的整體效率進而促進生產(chǎn)效率改善。由此，農(nóng)村人力資本水平影響著農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)要素配置效應(yīng)的發(fā)揮程度，進而對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生重要影響?；谏鲜鲞壿?，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：農(nóng)村人力資本在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

據(jù)此，本文將農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制及農(nóng)村人力資本的正向調(diào)節(jié)機制歸納為下圖圖1。

圖1 農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)GTFP的影響及農(nóng)村人力資本的調(diào)節(jié)作用

三、中國農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的測度及時空演進態(tài)勢

（一）測算方法

本文借鑒楊桐彬①楊桐彬、朱英明、劉夢鶴等：《資源型城市產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚、市場化程度與環(huán)境污染》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究》2020年第6期。提出的修正E-G指數(shù)法，采用中國及各省級層面農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)，測度農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)。具體公式如下：

其中，Coaggat代表農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)；a表示農(nóng)業(yè)，t代表旅游業(yè)。LQa為農(nóng)業(yè)的集聚指數(shù)；LQt代表旅游業(yè)的集聚指數(shù)，計算方法如式（1）所示。LQij代表j省份i產(chǎn)業(yè)在全國區(qū)位熵指數(shù)，qij是j省份i產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，qj是j省份的的總產(chǎn)值，qi是國內(nèi)i產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，q是全國總產(chǎn)值。

（二）演進態(tài)勢

本研究基于2006—2018年中國大陸除西藏外30個省份的農(nóng)旅協(xié)同集聚面板數(shù)據(jù)，采用區(qū)位熵法進行測算。

表1分別選取2006、2009、2012、2015、2018年呈現(xiàn)全國各省研究農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)。圖2為全國及東部、中部、西部地區(qū)2006至2018年農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的演進態(tài)勢。

表1 各省農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)

通過表1直觀的發(fā)現(xiàn)，2006—2018年各省份農(nóng)旅協(xié)同集聚水平差異明顯。農(nóng)旅協(xié)同集聚程度較高的五個省份分別是貴州、云南、海南、廣西、新疆，主要集中在西部地區(qū)。

農(nóng)旅協(xié)同集聚程度相對較低的五個省份分別是上海、天津、北京、廣東、浙江，主要集中在東部地區(qū)。這可能與三大地區(qū)各省份農(nóng)業(yè)或旅游業(yè)要素稟賦以及經(jīng)濟發(fā)展水平有關(guān)，西部地區(qū)山區(qū)或丘陵為主的地形地貌催生了農(nóng)業(yè)旅游功能的凸顯，地方政府在第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對低下且生態(tài)環(huán)境相對脆弱的情形下，更加重視農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的融合發(fā)展。

圖2呈現(xiàn)了2006—2018 年全國及東部、中部、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)農(nóng)旅協(xié)同集聚發(fā)展趨勢，從全國來看，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚發(fā)展趨勢有一定波動但總體呈現(xiàn)出上升態(tài)勢。分區(qū)域來看，西部地區(qū)農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平最高，其次為中部地區(qū)，最后為東部地區(qū)。就演化趨勢而言，西部地區(qū)在波動中保持增長態(tài)勢，幅度也最大，中部地區(qū)在在波動中呈現(xiàn)微弱增長態(tài)勢，而東部地區(qū)則在波動中處于下降態(tài)勢。

圖2 2006—2018年農(nóng)旅協(xié)同集聚發(fā)展趨勢圖

（三）基于核密度估計的再考察

本研究進一步運用核密度估計對農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚的時空演進態(tài)勢進行分析。核密度是一種非參數(shù)估計方法，能夠利用隨機變量在時間維度的變化情況來刻畫地區(qū)差距的分布形態(tài)。假設(shè)隨機變量x的密度函數(shù)為f(x)，則在x處的概率密度可以表示為：

上式中，N是樣本數(shù)量，h為帶寬，Xi為獨立同分布的觀測值，x為均值，K(?)表示核函數(shù)。本文使用高斯核密度，通過選取2006年、2010年、2014年和2018年作為參考年份，對我國以及三大地區(qū)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚分布情況進行估計，可以通過核密度圖的位置、形態(tài)和延展性等方面對農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚的分布情況進行分析。結(jié)果如圖3所示。

圖3 核密度估計圖

可以看出，全國層面整體農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚的核密度曲線函數(shù)中心有右移的趨勢，右尾明顯拉長，且峰度逐漸變寬，說明整體上農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚呈上升趨勢，區(qū)域差距逐漸變大。從地區(qū)層面看，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚核密度曲線函數(shù)中心明顯左移，說明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚呈下降趨勢，峰度逐漸變寬，說明地區(qū)差異逐漸變大。中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚核密度曲線函數(shù)中心右移，說明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚呈上升趨勢，但2010年、2014年和2018年核密度曲線的峰度明顯比2006年平緩，說明農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚在上升的同時地區(qū)差距也在變大。

西部地區(qū)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚的核密度曲線函數(shù)中心同樣明顯右移，說明西部地區(qū)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚也呈上升趨勢，峰度先變尖再平緩，說明地區(qū)差距先縮小再變大。

四、農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的實證研究

（一）模型、估計方法與變量

1.計量模型及估計方法

4.5 肥大細胞和容量超負荷誘導(dǎo)細胞外基質(zhì)重構(gòu) 有研究[40-41]顯示，在容量超負荷模型中，肥大細胞能夠初始化一系列的分子事件，導(dǎo)致細胞因子的聚集、MMP的激活和持續(xù)的細胞外基質(zhì)的更新。然而，除了肥大細胞以外，其他細胞類型，如心肌細胞和浸潤性的中性粒細胞的作用也不能排除。

面板數(shù)據(jù)模型最常用的估計方法一般有混合效應(yīng)（POLS）、固定效應(yīng)（FE）、隨機效應(yīng)（RE）等模型，但是如果被解釋變量本身存在內(nèi)生性問題時，上述三種模型的結(jié)果估計將會產(chǎn)生偏差。因而采用在差分GMM（Difference GMM）基礎(chǔ)上改進的系統(tǒng)廣義GMM方法（System GMM）進行參數(shù)估計，能大幅緩解內(nèi)生性問題。對于系統(tǒng)GMM方法一般采用兩步估計法，能更有效的解決序列自相關(guān)與異方差的問題，且能大幅度提高估計的穩(wěn)健性。①郭華、張洋、彭艷玲等：《數(shù)字金融發(fā)展影響農(nóng)村居民消費的地區(qū)差異研究》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》2020年第12期。②黎紹凱、全詩凡、張廣來：《企業(yè)對外投資行能否改善我國要素市場扭曲：理論分析與機制檢驗》，《貴州財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2020年第1期?？紤]到農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率可能存在著動態(tài)持續(xù)性的特點，因此本文將其滯后一期納入解釋變量，采用兩步動態(tài)系統(tǒng)GMM模型評估農(nóng)旅協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，具體模型構(gòu)建如下：

模型（4）中，COAGG為核心解釋變量，代表農(nóng)旅協(xié)同集聚程度，GTFP為被解釋變量，代表農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；X代表控制變量，LN代表自然對數(shù)，i和t分別代表第i個省份，第t個時期，t-1代表滯后一期，μi表示地區(qū)固定效應(yīng)，λt表示年份固定效應(yīng)，εit表示隨機擾動項。

此外，為考察農(nóng)村人力資本在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，我們在基準模型（4）中進一步加入了農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與農(nóng)村人力資本的交互項，得到模型（5）：

模型（5）中，HC 表示農(nóng)村人力資本水平（具體細分為遷移性人力資本、教育性人力資本、健康性人力資本），Xit代表一系列控制變量。為簡化模型以及避免參數(shù)過多導(dǎo)致模型無法識別，檢驗過程中模型每次只包含一個調(diào)節(jié)變量，依次進行檢驗。

2.變量界定

2.1被解釋變量

采用SBM-ML 指數(shù)法測度農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP），作為本研究的被解釋變量。（1）產(chǎn)出指標：期望產(chǎn)出用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值表示，并用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值價格指數(shù)（2006=100）進行核算以消除價格變化的影響；非期望產(chǎn)出以化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、柴油、翻耕及灌溉等六大污染源折算的農(nóng)業(yè)碳排放量表示（單位為萬噸），參考龔銳等③龔銳、謝黎、王亞飛：《農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化的互動機理及實證檢驗》，《改革》2020年第7期。的做法，用公式E=∑Ei=∑Ti?δi計算合成，式中E 為農(nóng)業(yè)碳排放總量，Ei為第i個碳源的碳排放量，δi為第i個碳源的碳排放系數(shù)，參考已有文獻④⑤⑥⑦West to, Marland G. A,synthesis of carbon sequestration, carbon emissions, and net carbon flux in agriculture:comparing tillage practices in the United States，Agriculture,Ecosystems and Environment，Vol.91，no.1-3（January 2002）pp.217-232.的做法確定碳排放系數(shù)分別為：農(nóng)藥4.934kg/kg、化肥0.896kg/kg、柴油0.592kg/kg、農(nóng)膜5.18kg/kg、灌溉266.48kg/hm2、翻耕312.6kg/hm2。（2）投入指標：勞動投入采用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)表示，土地投入采用農(nóng)作物的實際播種面積表示，機械投入采用農(nóng)業(yè)機械總動力表示，化肥投入采用化肥施用折純量表示。灌溉投入采用有效灌溉面積表示。所有數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。

2.2核心解釋變量

農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)協(xié)同集聚，此變量運用前文所測算的農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚綜合指數(shù)來衡量，指數(shù)值越大，代表農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚（COAGG）發(fā)展水平越高。

為盡可能減少遺漏變量造成的偏誤，在參考既有文獻的基礎(chǔ)上，本研究選取以下控制變量。（1）城鎮(zhèn)化水平（INURBAN）。以往的研究中，關(guān)于城鎮(zhèn)化率的測度主要包括人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化、環(huán)境城鎮(zhèn)化以及綜合測度的新型城鎮(zhèn)化等?？紤]到城鎮(zhèn)化最直接的結(jié)果就是人口從農(nóng)村向城市的集聚過程以及由此對經(jīng)濟社會發(fā)展產(chǎn)生的影響。因此本研究選擇采用傳統(tǒng)以人口城鎮(zhèn)化率作為城鎮(zhèn)化水平的評價方法，即用各省城鎮(zhèn)人口占常住人口的比重表示。（2）外商直接投資（INFDI）。本文選取各省份實際利用外商直接投資額占各省GDP的比重來表示外商直接投資。（3）政府財政支出（LNFE），用各省政府財政支出占各省GDP比重來度量。（4）經(jīng)濟發(fā)展（LNGDP），以2006年為基期的不變價GDP以此衡量各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。（5）自然災(zāi)害（LNNATURE），以農(nóng)業(yè)實際受災(zāi)面積占主要農(nóng)作物播種面積比值來代表。為了緩解異方差，縮小各變量數(shù)量級之間的差異，對各項控制變量進行對數(shù)化處理。

2.4調(diào)節(jié)變量

農(nóng)村人力資本指標（HC），本研究使用交通通信支出（MH）表示遷移性人力資本，文教娛樂支出（EH）代表教育性人力資本，醫(yī)療保健支出（HH）表征健康性人力資本。（1）遷移性人力資本：農(nóng)村人力資本的遷移對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟多樣性發(fā)展以及區(qū)域性創(chuàng)新性的提高有著正向的作用，增加農(nóng)業(yè)交通通信的投資會提升農(nóng)村居民加強各區(qū)域間的往來度，對于知識技術(shù)的提升與擴散有著很好的促進作用①王春楊、蘭宗敏、張超等：《高鐵建設(shè)、人力資本遷移與區(qū)域創(chuàng)新》,《中國工業(yè)經(jīng)濟》2020年第12期。，本文用交通通信支出占總支出的比重來表示。（2）教育性人力資本：在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村農(nóng)民的教育問題一直是國內(nèi)外關(guān)注的焦點問題，在當前農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程中提升農(nóng)民的素質(zhì)教育是必不可少的。高等人力資本在相同條件下更能促使農(nóng)業(yè)效率的提升，同時也間接提高了農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展水平②樓俊超、劉釗：《人力資本對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟影響的實證分析》,《統(tǒng)計與決策》2020年第6期。，本文用文教娛樂支出占總支出的比重來表示。（3）健康性人力資本：在醫(yī)療衛(wèi)生方面人力資本的投入是必要的，通過提高醫(yī)療衛(wèi)生條件，修建更多基礎(chǔ)設(shè)施，使得農(nóng)民健康更有保障，同時對于農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展有一定的增長作用③賈婧、柯睿：《免費義務(wù)教育政策與農(nóng)村人力資本積累——基于CFPS的實證研究》,《教育與經(jīng)濟》2020年第1期。，本文用醫(yī)療保健支出占總支出的比重來表示。

表2 變量說明

3.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本研究采集2006—2018年中國除西藏及港澳臺地區(qū)之外的30個省、直轄市、自治區(qū)面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》及各省、直轄市、自治區(qū)統(tǒng)計年鑒。詳見表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計

（二）結(jié)果與討論

首先，本研究采用兩步動態(tài)系統(tǒng)GMM 對模型進行參數(shù)估計，估計結(jié)果分別為表4的模型1、模型2、模型3與模型4。其中模型1是不控制地區(qū)和時間效應(yīng)的估計結(jié)果，模型2為不控制地區(qū)效應(yīng)但控制時間效應(yīng)的估計結(jié)果，模型3是不控制時間效應(yīng)但控制地區(qū)效應(yīng)的估計結(jié)果，模型4為同時控制地區(qū)和時間效應(yīng)的估計結(jié)果。本研究主要以模型4作為基準模型進行討論。

表4 農(nóng)旅協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）增長影響的估計結(jié)果

如表4模型4所示，AR（1）和AR（2）檢驗表明，方程殘差序列雖然不能拒絕一階序列相關(guān)但可以顯著拒絕二階相關(guān)，通過了自相關(guān)檢驗，可以說明模型設(shè)定是可行的。Hansen 檢驗相應(yīng)的p 值大于0.1，不能拒絕工具變量有效的原假設(shè)，表明模型中選取的工具變量是有效的，因而可以說明模型4的估計結(jié)果是一致且可靠的。

核心解釋變量農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚（COAGG）的系數(shù)值為0.0271，且在5%的水平下顯著。表明農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚顯著促進了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長，協(xié)同集聚水平每提升1個百分點，將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高0.0271個百分點。這也蘊含著，政府應(yīng)將促進農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚納入實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的政策框架，充分依托本地農(nóng)業(yè)或旅游業(yè)要素稟賦條件，通過政策引導(dǎo)和市場化機制相結(jié)合，積極培育發(fā)展因地制宜的農(nóng)業(yè)或旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，并通過產(chǎn)業(yè)鏈延展、價值鏈整合，促進農(nóng)旅融合及協(xié)同集聚，這對于促進以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為核心動力的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展及鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，具有重要的作用。

其他控制變量方面，外商直接投資系數(shù)在10%的水平下顯著為負，表明外商直接投資不僅沒能顯著促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長，還在較大程度上具有制約作用。原因可能在于，外商直接投資更多集中在城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)部門，對農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的投資有限，從事使得外資流入的知識、技術(shù)及管理溢出紅利難以惠及農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，還通過對農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動力、資本等生產(chǎn)要素的虹吸效應(yīng)，惡化了農(nóng)業(yè)發(fā)展的要素條件，進而引致農(nóng)業(yè)增長效率的下降。城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為正但不顯著，說明當前中國城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的帶動效應(yīng)尚未有效凸顯，這可能是城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量不高所致。地方政府財政支出的系數(shù)為負但不顯著，說明地方政府財政支出規(guī)模的增加并未有效改善農(nóng)業(yè)效率，這可能與地方財政支出結(jié)構(gòu)不合理、農(nóng)業(yè)投資效率不高有關(guān)。農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的系數(shù)顯著為負，說明農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)增長效率的損失，這也蘊含著應(yīng)加強農(nóng)業(yè)自然生態(tài)環(huán)境保護，強化農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害預(yù)警及防控體系建設(shè)，以降低因自然災(zāi)害引致的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率損失。此外，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)為正但不顯著，說明促進地區(qū)整體經(jīng)濟增長并不能有效改善農(nóng)業(yè)增長效率。

（三）基于Tobit模型的穩(wěn)定性檢驗

為保證估計結(jié)果的可信性與穩(wěn)定性，本研究采用Tobit模型做進一步的檢驗。Tobit模型是由Tobin①［美］達摩達爾·N·古扎拉蒂著，費劍平、孫春霞等譯：《計量經(jīng)濟學(xué)基礎(chǔ)》，中國人民大學(xué)出版社2009年版，第23頁。提出，其一般形式如下：

式（6）中，yi*為潛變量，yi為觀察到的因變量，Xi為自變量向量，β為相關(guān)系數(shù)向量，誤差項ui獨立且服從正態(tài)分布。

在利用面板Tobit進行回歸分析前，應(yīng)先通過Hausman檢驗進行模型選擇，本文最終選擇固定效應(yīng)模型。由于半?yún)?shù)估計方法不需要假定殘差的具體形式，即使個體存在異方差的情況也能得到一致估計量②Honore Bo E，Trimmed Lad and Least Squares Estimation of Truncated and Censored Regression Models with Fixed Effects，Econometrica，Vol.60，no.3（March 1992）pp.533-565.，因此本文采用該方法對模型進行回歸，結(jié)果顯示（限于篇幅，結(jié)果省略）：農(nóng)旅協(xié)同集聚的系數(shù)為0.0646且在1%水平下顯著促進農(nóng)業(yè)綠色全要素率的增長，再次說明研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

（四）基于分位數(shù)回歸的再檢驗

作為全球最大的發(fā)展中國家，中國各省份農(nóng)業(yè)要素稟賦條件、技術(shù)水平等存在典型差異，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長態(tài)勢在不同省份也呈現(xiàn)出較大的異質(zhì)性。這可能會導(dǎo)致農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對不同水平下的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有差異。而分位數(shù)回歸可以任取一個分位點進行參數(shù)估計，且其不對誤差項分布進行具體的假定，對異常值的敏感程度遠遠低于均值回歸，估計結(jié)果也更加穩(wěn)健。為了考察農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，在不同分位點上可能存在的異質(zhì)性，刻畫分位點調(diào)整而導(dǎo)致影響效應(yīng)的邊際改變，我們分別報告了0.25、0.5和0.75三個分位點下的分位數(shù)回歸結(jié)果，如表5所示。結(jié)果表明：在三個分位點上，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下為正，這再次說明農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長具有顯著的促進作用。但值得注意的是，隨著分位點從0.25到0.5，影響系數(shù)輕微下降且顯著性水平也隨之降低，而分位點從0.5調(diào)整至0.75，影響系數(shù)和顯著性水平明顯提高。這說明處于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平較高省份，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的促進作用更為明顯，其次為較低地區(qū)，最后為中等水平地區(qū)。

表5 農(nóng)旅協(xié)同集聚對（GTFP）增長影響的估計結(jié)果

（五）農(nóng)旅協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率影響的異質(zhì)性檢驗

前文驗證，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚顯著促進了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長，而農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率又可進一步分解為農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率指數(shù)，進一步考察農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的異質(zhì)性影響，或許更具政策蘊含?；趧討B(tài)系統(tǒng)GMM估計的回歸結(jié)果如下表6所示。

表6 農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率的影響

如表6所示，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)的滯后一期的系數(shù)，在10%的顯著性水平下為正，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的改善有著明顯的路徑依賴。而技術(shù)效率指數(shù)的滯后一期系數(shù)只有微弱的負向作用。核心解釋變量農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說明農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚有效的促進了農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的改善。這也蘊含著，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚不僅能通過農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)間、農(nóng)業(yè)內(nèi)部的知識、技術(shù)溢出，提升農(nóng)業(yè)技術(shù)水平，還對農(nóng)業(yè)勞動力、土地、資金等生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置產(chǎn)生重要的促進作用，以優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營流程及適度規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的提升。但就影響系數(shù)而言，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)效率的改善作用大于對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)進步的促進作用。

（六）農(nóng)村人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)

前文理論分析表明農(nóng)村人力資本與農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的交互或協(xié)同，對于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長發(fā)揮出正向調(diào)節(jié)作用。本研究分別設(shè)立遷移性人力資本、教育性人力資本、以及健康性人力資本與農(nóng)旅協(xié)同集聚的交互項，以進一步探尋農(nóng)旅協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。我們對這一理論假設(shè)進行實證檢驗，采用系統(tǒng)廣義矩估計方法估計模型。如表7所示，列（1）為遷移性人力資本與農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的交互效應(yīng)，列（2）為教育性人力資本與農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的交互效應(yīng)，列（3）為健康性人力資本與農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的交互效應(yīng)。

由表7列（1）至列（3）結(jié)果可知，在模型納入三項農(nóng)村人力資本與農(nóng)旅協(xié)同集聚的交互項后，農(nóng)旅協(xié)同集聚的估計系數(shù)變得不穩(wěn)健，這是因為在分別加入三種類型農(nóng)村人力資本與農(nóng)旅協(xié)同集聚的交互項后，農(nóng)旅協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響由基準模型（4） 的β1變?yōu)槟Ｐ停?） 的β1+β3COAGGit。在此，我們重點討論農(nóng)旅協(xié)同集聚與農(nóng)村人力資本的交互項系數(shù)，即不同類型農(nóng)村人力資本與農(nóng)旅協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的協(xié)同效應(yīng)或共同影響機制。

表7 人力資本與農(nóng)旅協(xié)同集聚的交互效應(yīng)（被解釋變量GTFP）

遷移性和健康性農(nóng)村人力資本分別與農(nóng)旅協(xié)同集聚的交互項系數(shù)均顯著為正，說明這兩項農(nóng)村人力資本水平提高與農(nóng)旅協(xié)同集聚的共同作用，將顯著促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長。教育性人力資本與農(nóng)旅協(xié)同集聚的交互項系數(shù)顯著為負，意味著教育性人力資本在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響中具有負向調(diào)節(jié)作用。上述結(jié)果也蘊含著，在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚下增加農(nóng)村交通通訊和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的投資，能顯著促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長，而增加農(nóng)村教育培訓(xùn)類投資，則具有負向作用。這可能是農(nóng)村交通通訊和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的投資更多惠及了農(nóng)村留存人口，提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體及廣大農(nóng)戶的人際交往半徑和健康水平，進而提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率，而農(nóng)村教育培訓(xùn)類投資較容易引發(fā)受惠人群向城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)，這可能引致農(nóng)業(yè)勞動力要素供給條件進一步惡化，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的降低。

五、結(jié)論與啟示

本研究創(chuàng)新性地將農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚納入農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率分析框架，理論闡釋農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)增長的影響及效應(yīng)，并進一步討論農(nóng)村人力資本在上述影響中的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚顯著促進了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長，將農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率分解為農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)和技術(shù)效率指數(shù)后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚均具有顯著的促進作用；處于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平較高省份，農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的促進作用更為明顯，其次為較低地區(qū)，最后為中等水平地區(qū)；遷移性和健康性農(nóng)村人力資本，在農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響中發(fā)揮出正向調(diào)節(jié)作用，而教育性人力資本具有負向調(diào)節(jié)作用。

基于上述結(jié)論，本文提出如下政策啟示：一是在脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興的有機銜接中，將促進農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)融合及協(xié)同集聚納入農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長政策框架。各地區(qū)應(yīng)充分結(jié)合各自的農(nóng)業(yè)及旅游資源稟賦，通過政策引導(dǎo)與市場機制相結(jié)合，系統(tǒng)規(guī)劃、協(xié)同開發(fā)農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)要素資源，依托農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈的有效整合，促進農(nóng)旅融合發(fā)展，提升農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的協(xié)同集聚水平，以促進以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長為核心動力的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；二是積極探索農(nóng)旅協(xié)同集聚鏈對農(nóng)業(yè)的知識、技術(shù)溢出及分享機制，促進農(nóng)旅協(xié)同水平的提升及其對相關(guān)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的知識、管理及技術(shù)的溢出，優(yōu)化農(nóng)業(yè)勞動力、土地、資本、技術(shù)及管理等多種生產(chǎn)要素的配置，以提升農(nóng)業(yè)整體技術(shù)進步及效率；三是在積極推動農(nóng)旅協(xié)同集聚發(fā)展的同時，還應(yīng)加大農(nóng)村通信、醫(yī)療衛(wèi)生等方面的投入，以提升農(nóng)村人力資本水平，這有助于更好的發(fā)揮出農(nóng)旅協(xié)同集聚對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用。