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        勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率
        ——基于中介效應(yīng)和門檻效應(yīng)的實(shí)證研究

        2022-10-11 10:53:04朱洋洋黃大勇
        關(guān)鍵詞:規(guī)?;?/a>經(jīng)濟(jì)帶勞動(dòng)力

        朱洋洋,孫 超,黃大勇,3

        (1.重慶工商大學(xué)長(zhǎng)江上游經(jīng)濟(jì)研究中心,重慶 400067; 2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210095; 3.長(zhǎng)江師范學(xué)院管理學(xué)院,重慶 408100)

        隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn),城市“拉力”和農(nóng)村“推力”的雙重作用促使農(nóng)村富余勞動(dòng)力大規(guī)模轉(zhuǎn)向非農(nóng)部門,改變了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素配置結(jié)構(gòu),進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生影響;同時(shí),勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)和集中,為農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)創(chuàng)造了條件。而農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)所產(chǎn)生的知識(shí)技術(shù)溢出、要素優(yōu)化配置和管理水平提升等規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),有助于農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的提升;但過度的農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)不僅會(huì)超出農(nóng)戶自身的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力,影響農(nóng)業(yè)綜合效益的提升,還會(huì)使得農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放在一定區(qū)域范圍內(nèi)集聚并不斷累積,不利于區(qū)域農(nóng)業(yè)的綠色高質(zhì)量發(fā)展。要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展,就要推進(jìn)農(nóng)業(yè)由增產(chǎn)導(dǎo)向轉(zhuǎn)向提質(zhì)導(dǎo)向,以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的合理化、輕量化利用,減少因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式不合理所造成的農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放,從而提高農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。鑒于此,實(shí)證分析勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響,對(duì)于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率和推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

        一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

        生態(tài)效率最初由Schaltegger和Sturm于1990年提出,是指生產(chǎn)過程中所帶來的價(jià)值增加與所產(chǎn)生的環(huán)境影響的比值[1]。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)也會(huì)產(chǎn)生一系列生態(tài)環(huán)境問題,因此生態(tài)效率的研究逐漸拓展到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域。農(nóng)業(yè)生態(tài)效率是指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中,以最小的資源消耗和環(huán)境代價(jià)來換取更多的農(nóng)產(chǎn)品。而隨著我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素配置結(jié)構(gòu)發(fā)生變化,農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)隨之受到影響,最終作用于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。國(guó)內(nèi)外學(xué)界關(guān)于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的研究成果日益豐富,本研究主要從以下3個(gè)方面進(jìn)行文獻(xiàn)歸納和評(píng)述。

        1.農(nóng)業(yè)生態(tài)效率相關(guān)研究。Solow最早在1957年將技術(shù)進(jìn)步界定為除勞動(dòng)、資本等可計(jì)量投入要素外的不可計(jì)量要素對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),即全要素生產(chǎn)率[2]。學(xué)界早期對(duì)全要素生產(chǎn)率的測(cè)量主要采用索羅余值法、超越對(duì)數(shù)法、隨機(jī)前沿法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法等方法,未充分考慮到生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的環(huán)境污染和碳排放等負(fù)外部性,導(dǎo)致測(cè)度結(jié)果不準(zhǔn)確。而綠色全要素生產(chǎn)率(即生態(tài)效率)的評(píng)價(jià)除了基于實(shí)際的投入和產(chǎn)出之外,還將生產(chǎn)過程中所造成的污染和碳排放納入評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,使得測(cè)量的生態(tài)效率值能更真實(shí)地反映生產(chǎn)主體的綠色發(fā)展水平。學(xué)界對(duì)污染和碳排放的處理主要有兩種方式。部分學(xué)者將污染和碳排放作為未支付的投入與其他投入和產(chǎn)出一起納入評(píng)價(jià)指標(biāo)體系來測(cè)量生態(tài)效率。如Mohtadi將環(huán)境污染納入效用函數(shù)和生產(chǎn)函數(shù)來探討最優(yōu)政策設(shè)計(jì)下的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),分析指出最優(yōu)稅收與其他數(shù)量控制方案相結(jié)合能帶來更高的社會(huì)福利[3]。部分學(xué)者則將污染和碳排放作為非期望產(chǎn)出與其他投入和產(chǎn)出一起納入評(píng)價(jià)指標(biāo)體系來測(cè)量生態(tài)效率。如Chung等通過引入方向距離函數(shù)研究合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出對(duì)生產(chǎn)率的影響,分析指出這種測(cè)度生產(chǎn)率的方法更能反映真實(shí)的效率水平[4]。具體到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域,多數(shù)學(xué)者采用第二種方式,即將非合意產(chǎn)出作為非期望產(chǎn)出納入生態(tài)效率的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系中。如陳燕翎等研究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響,分析指出農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口有助于東西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升[5];馬國(guó)群等研究環(huán)境規(guī)制對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,分析指出環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有顯著的雙門檻效應(yīng)[6]。同時(shí),學(xué)界對(duì)投入指標(biāo)、期望產(chǎn)出指標(biāo)、非期望產(chǎn)出指標(biāo)的選取涉及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的要素投入、產(chǎn)出、環(huán)境污染和碳排放。如郭海紅等通過構(gòu)建投入、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出指標(biāo)體系對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度,研究中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的時(shí)空分異及收斂性,分析指出區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出非均衡的發(fā)展態(tài)勢(shì)[7]。

        2.勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的關(guān)系。學(xué)界既有研究較少探討勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響,多聚焦于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益、效率或生態(tài)環(huán)境,普遍認(rèn)同勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素配置結(jié)構(gòu),而要素配置結(jié)構(gòu)的調(diào)整會(huì)通過影響生產(chǎn)主體的技術(shù)選擇、規(guī)模調(diào)整和機(jī)械應(yīng)用等作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn),但學(xué)界對(duì)這一影響效應(yīng)的方向存在較大爭(zhēng)議。部分學(xué)者認(rèn)為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。如李士梅等研究中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,分析指出大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)入城市降低了城市的用工成本,推動(dòng)了城市工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,使得城鎮(zhèn)可以在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、技術(shù)進(jìn)步和醫(yī)療教育等方面反哺農(nóng)業(yè),推動(dòng)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升[8]。部分學(xué)者則認(rèn)為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。如李江等研究農(nóng)村勞動(dòng)人口轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)營(yíng)效率的影響,分析指出轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)力多為高素質(zhì)青壯年勞動(dòng)力,從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的剩余勞動(dòng)力多為老人和婦女,這不利于先進(jìn)農(nóng)業(yè)知識(shí)和技術(shù)的推廣和應(yīng)用,從而抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)營(yíng)效率的提升[9]。此外,部分學(xué)者探討勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境和農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響。如張艦等研究農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)化肥使用量的影響,分析指出在當(dāng)前農(nóng)業(yè)科技水平發(fā)展有限的前提下,為降低勞動(dòng)力缺失對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負(fù)面影響,多數(shù)農(nóng)戶可能會(huì)增加化肥、農(nóng)藥等化學(xué)類農(nóng)資的投入,雖然短期內(nèi)會(huì)帶來產(chǎn)量的增加和效率的提升,但也會(huì)產(chǎn)生農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放,進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響[10];侯孟陽等研究農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率之間的交互關(guān)系,分析指出農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移推動(dòng)家庭農(nóng)場(chǎng)、合作社、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)和專業(yè)大戶等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的產(chǎn)生,不僅有助于農(nóng)業(yè)機(jī)械和先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的應(yīng)用,還會(huì)對(duì)高污染化學(xué)試劑形成替代,進(jìn)而降低農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放[11]。可見,勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響是多種正負(fù)效應(yīng)疊加的結(jié)果,最終會(huì)影響農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。

        3.勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的關(guān)系。學(xué)界關(guān)于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)的研究多停留在理論層面。如范德成等研究農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移視角下農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)城鎮(zhèn)化的作用,分析指出農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)是走以綠色化、機(jī)械化、集約化和規(guī)?;癁樘卣鞯默F(xiàn)代農(nóng)業(yè)道路的前提條件,而有效推進(jìn)農(nóng)村富余勞動(dòng)力有序轉(zhuǎn)移是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)的關(guān)鍵[12];李克樂等研究勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和土地流轉(zhuǎn)的溢出效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)的影響,分析指出勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移促進(jìn)農(nóng)村土地的流轉(zhuǎn)和集中,雖然為農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)提供了土地要素,但也使得農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)趨向非糧化[13];彭林園研究農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與土地流轉(zhuǎn)制度的協(xié)同機(jī)制,分析指出通過構(gòu)建科學(xué)合理的協(xié)同機(jī)制可以推動(dòng)農(nóng)村富余勞動(dòng)力的有效轉(zhuǎn)移和農(nóng)村土地的順利流轉(zhuǎn),為農(nóng)村土地的規(guī)模化、集約化經(jīng)營(yíng)提供可以連片的土地資源[14]。此外,部分學(xué)者探討農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。如Ren等研究農(nóng)場(chǎng)規(guī)模對(duì)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響,分析指出農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)能夠提高農(nóng)業(yè)機(jī)械的作業(yè)效率,對(duì)化肥等化學(xué)農(nóng)資以及勞動(dòng)力形成替代,進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展[15];馬賢磊等研究耕地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的影響,分析指出耕地流轉(zhuǎn)使得分散的土地向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體流轉(zhuǎn),而這些新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體經(jīng)驗(yàn)豐富、環(huán)保意識(shí)強(qiáng)、機(jī)械裝備先進(jìn),有助于推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[16]??梢姡瑒趧?dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng),而農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)程度的提高有助于農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展。鑒于此,本研究提出假設(shè)H1:勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移通過農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生影響。

        學(xué)界關(guān)于農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用持有不同觀點(diǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)必須適度,并非越大越好,否則會(huì)帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的損失。如馬永喜等研究農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響,分析指出土地耕種面積與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率之間呈倒U型特征[17];宋震宇等研究規(guī)模經(jīng)營(yíng)和分工深化對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響,分析指出規(guī)模經(jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率之間呈倒U型特征,分工深化能顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升[18]。部分學(xué)者則認(rèn)為,從長(zhǎng)期來看農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。如張沖等研究農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)糧食生產(chǎn)的影響,分析指出土地耕種面積與糧食單產(chǎn)之間存在顯著的U型關(guān)系[19];莫亞琳等實(shí)證研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,分析指出由農(nóng)地流轉(zhuǎn)所帶來的農(nóng)業(yè)耕種面積的提高對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步效率均具有正向影響[20];李文華等研究農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響,分析指出農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性,其中對(duì)東部地區(qū)具有促進(jìn)作用,對(duì)中部地區(qū)具有抑制作用,對(duì)全國(guó)和西部地區(qū)則影響不顯著[21]。鑒于此,本研究提出假設(shè)H2:農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率之間存在非線性關(guān)系,即農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響存在門檻效應(yīng)。

        綜上所述,學(xué)界對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)、農(nóng)業(yè)生態(tài)效率以及三者之間的關(guān)系展開了諸多研究,取得了較為豐富的研究成果。但既有研究多聚焦于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率或農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)的影響,以及農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響,較少將三者統(tǒng)一起來進(jìn)行實(shí)證分析;且既有研究多聚焦于全國(guó)或省域?qū)用妫^少基于特定區(qū)域展開實(shí)證研究。而長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶9省2市作為我國(guó)重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)和重大國(guó)家戰(zhàn)略發(fā)展區(qū)域,該區(qū)域不斷貫徹落實(shí)“生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展”的理念,基于省際面板數(shù)據(jù)探討長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率三者之間的關(guān)系具有一定的區(qū)域代表性。鑒于此,本研究基于2001—2020年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶9省2市的面板數(shù)據(jù),通過DEA-EBM模型測(cè)算農(nóng)業(yè)生態(tài)效率,采用固定效應(yīng)模型和中介效應(yīng)模型分別實(shí)證檢驗(yàn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響,以及農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響中的中介效應(yīng),并進(jìn)一步采用門檻模型實(shí)證分析農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的非線性影響,以期為長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

        二、模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)來源

        (一)模型構(gòu)建

        1.DEA-EBM模型。由于傳統(tǒng)DEA模型假設(shè)條件過于嚴(yán)格,使得其測(cè)度結(jié)果無法真實(shí)地反映經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率,故本研究采用Tone等提出的DEA-EBM模型[22],對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進(jìn)行估計(jì)。DEA-EBM模型的線性規(guī)劃形式如下:

        (1)

        (2)

        2.中介效應(yīng)模型。本研究選取農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)作為中介變量,通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型來進(jìn)一步分析勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響。模型具體如下:

        (3)

        (4)

        (5)

        其中,Git表示第i個(gè)地區(qū)第t年的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率;Lit表示第i個(gè)地區(qū)第t年的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移;Sit表示第i個(gè)地區(qū)第t年的農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng);Vxit、Vyit、Vzit分別表示第i個(gè)地區(qū)第t年的第x、y、z個(gè)控制變量;α0、α1、α2表示常數(shù)項(xiàng)系數(shù);βx、βy、βz表示控制變量的回歸系數(shù);ε1it、ε2it、ε3it表示隨機(jī)干擾項(xiàng);i表示控制變量的個(gè)數(shù);c表示勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響的總效應(yīng);c′表示勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響的直接效應(yīng);a表示勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)的影響效應(yīng);b表示農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響效應(yīng)。

        (二)變量選取

        本研究結(jié)合研究目的將變量分為被解釋變量、核心解釋變量、中介變量、門檻變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)詳見表1。

        1.被解釋變量。被解釋變量為農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的測(cè)度需要構(gòu)建投入和產(chǎn)出指標(biāo)體系。本研究參考王寶義等的做法[23],選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中所需要的要素投入(勞動(dòng)力投入、土地投入、化肥投入、農(nóng)藥投入、農(nóng)膜投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入和農(nóng)業(yè)灌溉投入),期望產(chǎn)出(地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值),以及非期望產(chǎn)出(農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放)來構(gòu)建長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。由于本研究選取狹義的農(nóng)業(yè)(即種植業(yè))為研究對(duì)象,而現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)尚未公布種植業(yè)的勞動(dòng)力投入、土地投入、化肥投入、農(nóng)藥投入、農(nóng)膜投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入和農(nóng)業(yè)灌溉投入,故本研究參考郭海紅等的做法[24],選取種植業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值作為折算系數(shù)對(duì)種植業(yè)的投入指標(biāo)進(jìn)行折算。農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的均值為1.069,標(biāo)準(zhǔn)差為0.092,表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率差異較小。

        表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)

        2.核心解釋變量。核心解釋變量為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。既有研究主要采用農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)的凈流入量或第二、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)在總?cè)丝谥械恼急鹊戎笜?biāo)來表征勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移,這些指標(biāo)大多基于截面數(shù)據(jù),難以對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移進(jìn)行精確測(cè)度。鑒于此,本研究參考劉曉光等的做法[25],用鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)減去農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)來測(cè)算農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模,并將這一測(cè)算結(jié)果乘以種植業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值來測(cè)算種植業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移量。同時(shí),為了保證衡量勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的變量與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率在數(shù)值上盡量處于同一量級(jí),本研究選取種植業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移率(即種植業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移量與鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)的比值)來表征勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的均值為19.207%,最大值為44.781%,最小值為1.103%,表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移存在較大差異。

        3.中介變量和門檻變量。中介變量和門檻變量為農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)。農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)是指農(nóng)戶通過擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模來提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的過程。本研究基于前文理論分析認(rèn)為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移推動(dòng)了土地流轉(zhuǎn),使得土地的規(guī)?;?jīng)營(yíng)成為可能,而土地規(guī)?;?jīng)營(yíng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)有助于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。鑒于此,本研究參考周娟的做法[26],選取土地流轉(zhuǎn)率(即耕地流轉(zhuǎn)面積與承包經(jīng)營(yíng)耕地面積的比值)來表征農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)。同時(shí),考慮到農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)必須適度,過大或過小的經(jīng)營(yíng)規(guī)模所帶來的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)均會(huì)抑制農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升,本研究進(jìn)一步以農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)作為門檻變量,檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率之間是否存在非線性關(guān)系。農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)的均值為25.059%,最大值為86.614%,最小值為2.025%,表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)的農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)程度不高,且農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)差異較大。

        4.控制變量??刂谱兞堪óa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政支農(nóng)水平、農(nóng)業(yè)受災(zāi)率、勞動(dòng)力質(zhì)量和農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度。其中,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的均值為89.216%,最大值為98.026%,最小值為75.824%,表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)第二、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平相對(duì)較高;財(cái)政支農(nóng)水平的均值為342.265億元,最大值為1 310.890億元,最小值為9億元,表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)的財(cái)政支農(nóng)水平存在較大差異;農(nóng)業(yè)受災(zāi)率的均值為19.125%,最大值為64.315%,最小值為1.242%,表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)的農(nóng)業(yè)受災(zāi)率存在較大差異;勞動(dòng)力質(zhì)量的均值為8.375年,表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)農(nóng)村居民的受教育程度整體不高,以初中為主;農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的均值為4.691 kw·hm-2,標(biāo)準(zhǔn)差為2.284,表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)的農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的離散程度較高。

        (三)數(shù)據(jù)來源

        本研究選取重大國(guó)家戰(zhàn)略發(fā)展區(qū)域——長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶作為研究區(qū)域,樣本涉及上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖南、湖北、重慶、四川、貴州和云南等9省2市,研究期為2001—2020年。所涉及變量的數(shù)據(jù)來源于2002—2021年的《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)營(yíng)管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》,以及長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)的統(tǒng)計(jì)年鑒與EPS數(shù)據(jù)庫(kù)和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù),部分年份和地區(qū)的缺失數(shù)據(jù)采用插值法補(bǔ)齊。

        三、實(shí)證分析

        (一)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的直接影響效應(yīng)

        本研究在進(jìn)行回歸分析之前,對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果顯示:各變量的VIF值均遠(yuǎn)小于10,且平均VIF值為4.94,表明相關(guān)變量之間未存在嚴(yán)重的多重共線性,可進(jìn)行回歸分析。本研究進(jìn)一步采用固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響進(jìn)行回歸分析,具體回歸分析結(jié)果詳見表2。

        表2 勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響的回歸分析結(jié)果

        由表2可知,在固定效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型的選取上,基于F檢驗(yàn)可知,F(xiàn)檢驗(yàn)值為306.290 0,且在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),因此拒絕“不存在個(gè)體固定效應(yīng)”的原假設(shè);在隨機(jī)效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型的選取上,基于BP檢驗(yàn)可知,BP檢驗(yàn)值為155.180 0,且在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),因此拒絕“不存在個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè);在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的選取上,基于Hausman檢驗(yàn)可知,Hausman檢驗(yàn)值為41.370 0,且在0.1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),因此拒絕“存在隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)。綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果,本研究選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。在固定效應(yīng)模型中,勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.030 5,表明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有促進(jìn)作用,即種植業(yè)勞動(dòng)力每轉(zhuǎn)移1%,農(nóng)業(yè)生態(tài)效率就會(huì)提高0.030 5。這主要是緣于城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)推動(dòng)了土地流轉(zhuǎn),有助于農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng),而農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)在實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的同時(shí)提高了各種投入要素的利用率,進(jìn)而減少了農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放,有助于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升;且城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力成本不斷提高,推動(dòng)農(nóng)村富余勞動(dòng)力不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移從事非農(nóng)工作,使農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力可以獲取更多的非農(nóng)收入,有效提高其家庭收入,促使其有更多的資金可以采用綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式,進(jìn)而提高了農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。

        從各控制變量的回歸分析結(jié)果來看,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為-2.625 0,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有抑制作用。這主要是緣于第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值不斷上升意味著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn),使得大量農(nóng)村優(yōu)質(zhì)耕地被占用,而當(dāng)前長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)相對(duì)滯后,為了保持糧食產(chǎn)量的穩(wěn)定就需要增加單位面積農(nóng)資的投入,農(nóng)資的粗放投入不僅會(huì)影響耕地質(zhì)量,還會(huì)帶來環(huán)境污染,進(jìn)而不利于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。財(cái)政支農(nóng)水平在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.000 1,表明財(cái)政支農(nóng)水平對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有促進(jìn)作用。這主要是緣于農(nóng)業(yè)是基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)且處于相對(duì)弱勢(shì)的地位,政府的財(cái)政支持有助于調(diào)動(dòng)生產(chǎn)主體的積極性,刺激各類資本和技術(shù)投向農(nóng)業(yè),以及推動(dòng)綠色節(jié)能技術(shù)的形成與應(yīng)用,以此有效緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較收益相對(duì)較低的困境,進(jìn)而有助于推進(jìn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。農(nóng)業(yè)受災(zāi)率在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為-0.320 5,表明農(nóng)業(yè)受災(zāi)率對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有抑制作用。這主要是緣于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴于適宜的自然環(huán)境和氣候條件,農(nóng)業(yè)受災(zāi)率的上升會(huì)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的概率,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)量降低,而農(nóng)戶為了防止生產(chǎn)產(chǎn)量下降,可能會(huì)加大對(duì)化肥、農(nóng)藥的投入,使得農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放增加,不利于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。勞動(dòng)力質(zhì)量在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.240 7,表明勞動(dòng)力質(zhì)量對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有促進(jìn)作用。這主要是緣于受教育年限一定程度上可以反映農(nóng)村人力資本水平,高素質(zhì)的農(nóng)民更易于接受和采用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù),以推進(jìn)精準(zhǔn)施肥、精準(zhǔn)噴藥、精準(zhǔn)播種和精準(zhǔn)收割等的落實(shí),實(shí)現(xiàn)資源要素的充分利用,進(jìn)而有助于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.376 5,表明農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有促進(jìn)作用。這主要是緣于農(nóng)業(yè)機(jī)械作為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技的重要組成部分,其在農(nóng)業(yè)各個(gè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的應(yīng)用有助于縮短農(nóng)時(shí)、減少化學(xué)農(nóng)資過量使用、提高良種率和實(shí)現(xiàn)秸稈循環(huán)利用等,推進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)效率提高,進(jìn)而有助于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。

        為了驗(yàn)證回歸分析結(jié)果的穩(wěn)健性,本研究進(jìn)一步采用最小二乘虛擬變量模型對(duì)固定效應(yīng)模型的回歸分析結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表2的第5列可知,采用最小二乘虛擬變量模型進(jìn)行回歸分析與采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析相比,各變量的回歸系數(shù)基本一致,表明采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析的結(jié)果是穩(wěn)健的。同時(shí),為了避免因遺漏變量和雙向因果所帶來的內(nèi)生性問題可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏,本研究進(jìn)一步構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型來解決內(nèi)生性問題。本研究先對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)的差分進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn),結(jié)果顯示:AR(1)的P值為0.001,AR(2)的P值為0.125,表明擾動(dòng)項(xiàng)的差分存在一階自相關(guān),不存在二階自相關(guān)??梢?,動(dòng)態(tài)面板模型的設(shè)定是有效的。本研究進(jìn)一步對(duì)工具變量進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn),結(jié)果顯示:Sargan檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)的P值分別為0.523和0.412,表明Sargan檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)均接受了工具變量有效的原假設(shè)。且由動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)結(jié)果可知,勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.008 5,與固定效應(yīng)模型回歸系數(shù)的方向一致,表明基準(zhǔn)回歸模型的內(nèi)生性問題并不明顯,對(duì)最終結(jié)論的影響在可控范圍之內(nèi)。

        (二)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的間接影響效應(yīng)

        本研究基于前文的理論分析進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響中發(fā)揮的中介作用,具體回歸分析結(jié)果詳見表3。具體檢驗(yàn)步驟如下:(1)以農(nóng)業(yè)生態(tài)效率作為被解釋變量,勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移作為核心解釋變量,保持原有控制變量不變進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示:勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.030 5,表明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有促進(jìn)作用,該實(shí)證結(jié)果與前文勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的直接影響分析結(jié)果一致。(2)以農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)作為被解釋變量,勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移作為核心解釋變量,保持原有控制變量不變進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示:勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在0.1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.205 4,表明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)具有促進(jìn)作用。(3)以農(nóng)業(yè)生態(tài)效率作為被解釋變量,將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移率、農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)和原有控制變量納入模型進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示:農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.047 0;勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.029 5。這表明存在相對(duì)中介效應(yīng)和相對(duì)直接效應(yīng)。結(jié)合上述分析可知,勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移每提高1%,可通過提高農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)20.54個(gè)百分點(diǎn),使得農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提高0.047 0。這表明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響可通過農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)這個(gè)中介變量來實(shí)現(xiàn),驗(yàn)證了假設(shè)H1。

        表3 中介效應(yīng)的回歸分析結(jié)果

        (三)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響的門檻效應(yīng)

        本研究基于前文的中介效應(yīng)分析,進(jìn)一步實(shí)證分析農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率之間是否存在非線性關(guān)系,即當(dāng)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)處于不同階段時(shí),其對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響是否存在差異。本研究參考Hansen的做法[27],以農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)作為核心解釋變量和門檻變量,構(gòu)建面板門檻模型。模型具體如下:

        Git=α0+α1SitA(Sit≤β1)+α2SitA(β1

        (6)

        其中,Git表示第i個(gè)地區(qū)第t年的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。Sit表示門檻變量,即第i個(gè)地區(qū)第t年的農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)。Vit表示控制變量。α表示在農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)的門檻值區(qū)間內(nèi),農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響系數(shù)。若α中至少有一個(gè)值顯著且不同的值存在差異,即表明農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)可以作為門檻變量。β表示農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)的具體門檻值。A(·)表示指示函數(shù)。若滿足條件,則A=1;反之,則A=0。μ表示控制變量的回歸系數(shù)。εit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。 本研究以農(nóng)業(yè)生態(tài)效率作為被解釋變量,以農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)作為核心解釋變量和門檻變量,進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。由表4可知,農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)在5%的顯著性水平上通過單門檻檢驗(yàn),而雙門檻檢驗(yàn)和三門檻檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果均未通過顯著性檢驗(yàn),表明農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響存在單門檻效應(yīng),驗(yàn)證了假設(shè)H2。

        表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

        本研究進(jìn)一步研究農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的門檻效應(yīng)。由表5可知,當(dāng)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)小于等于39.735 9%時(shí),農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.052 1,表明農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)每提高1%,農(nóng)業(yè)生態(tài)效率會(huì)提高0.052 1;當(dāng)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)大于39.735 9%時(shí),農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)為0.025 6,表明農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)每提高1%,農(nóng)業(yè)生態(tài)效率會(huì)提高0.025 6。可見,農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響具有單門檻效應(yīng),且影響效應(yīng)均為正向,即研究期內(nèi),農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)能有效地促進(jìn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升,但跨越門檻值之后的促進(jìn)作用要低于跨越門檻值之前的促進(jìn)作用。這表明農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)并非越大越好,當(dāng)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)處于門檻值之前時(shí),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)使得勞動(dòng)、土地、資本等生產(chǎn)要素的配置更為合理,且農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)所帶來的知識(shí)技術(shù)的外溢,以及農(nóng)業(yè)機(jī)械和科技的規(guī)模化應(yīng)用等會(huì)帶動(dòng)成本的節(jié)約和產(chǎn)量的提升,進(jìn)而有助于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升;當(dāng)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)達(dá)到一定程度以后,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中所需要的要素投入會(huì)相應(yīng)地增加,會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中所產(chǎn)生的農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放相應(yīng)地增加,并在一定區(qū)域內(nèi)集聚和累積,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)環(huán)境所產(chǎn)生的負(fù)外部性逐漸增強(qiáng),從而削弱農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的促進(jìn)作用。

        表5 門檻回歸分析結(jié)果

        四、結(jié)論與對(duì)策

        (一)結(jié)論

        基于2001—2020年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶9省2市的面板數(shù)據(jù),通過DEA-EBM模型測(cè)算農(nóng)業(yè)生態(tài)效率,采用固定效應(yīng)模型和中介效應(yīng)模型分別實(shí)證檢驗(yàn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響,以及農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響中的中介效應(yīng),并進(jìn)一步采用門檻模型實(shí)證分析農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的非線性影響,得出以下結(jié)論:(1)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有顯著的正向影響;(2)控制變量對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響存在差異,其中財(cái)政支農(nóng)水平、勞動(dòng)力質(zhì)量和農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均具有顯著的正向影響,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)受災(zāi)率對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率則具有顯著的負(fù)向影響;(3)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響中發(fā)揮中介作用;(4)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響存在單門檻正向促進(jìn)效應(yīng),門檻值為39.735 9%,這一促進(jìn)效應(yīng)在跨越門檻值之后有所削弱。

        (二)對(duì)策

        農(nóng)業(yè)生態(tài)效率受勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)等影響,應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新、建立健全土地流轉(zhuǎn)制度、推進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)等,以促進(jìn)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升,從而推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展。

        1.推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新。勞動(dòng)節(jié)約型、綠色環(huán)保型農(nóng)業(yè)技術(shù)的研發(fā)和應(yīng)用以及作物良種的培育和應(yīng)用,能有效解決勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中勞動(dòng)力要素短缺的問題,有助于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。具體來說:地方政府應(yīng)提高種植業(yè)耕種收各個(gè)環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)機(jī)械覆蓋率,除了依托區(qū)域地勢(shì)條件推進(jìn)農(nóng)機(jī)產(chǎn)品的研發(fā)和應(yīng)用外,還應(yīng)對(duì)現(xiàn)有農(nóng)機(jī)產(chǎn)品進(jìn)行智能化改造,以提高農(nóng)業(yè)機(jī)械在各個(gè)地區(qū)、各個(gè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的覆蓋率;應(yīng)推廣先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù),以滴灌、噴灌、降解農(nóng)膜等集約型生產(chǎn)方式逐漸替代以往依靠化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜等高污染化學(xué)品的粗放型生產(chǎn)方式,并給先進(jìn)技術(shù)的研發(fā)主體和購(gòu)買主體以資金支持,降低研發(fā)成本和購(gòu)買成本,從而提高農(nóng)民采用先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的積極性;應(yīng)加大對(duì)高產(chǎn)低病害率種子的研發(fā)和培育力度,構(gòu)建良種研發(fā)的資源共享和利益協(xié)調(diào)機(jī)制,以充分調(diào)動(dòng)企業(yè)、大學(xué)、科研院所等研發(fā)主體的積極性,從而推動(dòng)優(yōu)質(zhì)種質(zhì)資源的快速推廣和應(yīng)用。

        2.建立健全土地流轉(zhuǎn)制度。健全的土地流轉(zhuǎn)制度有助于協(xié)調(diào)承包戶和經(jīng)營(yíng)戶之間的土地收益分配,推動(dòng)土地順利流轉(zhuǎn),以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng),進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提升。具體而言:地方政府應(yīng)提高農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意識(shí)和認(rèn)知水平,在尊重農(nóng)民意愿和土地流轉(zhuǎn)規(guī)律的基礎(chǔ)上,加大對(duì)土地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策和法律法規(guī)的宣傳,提高農(nóng)民對(duì)土地流轉(zhuǎn)的認(rèn)知,幫助農(nóng)民更好地維護(hù)自身在土地流轉(zhuǎn)過程中的利益;應(yīng)完善土地流轉(zhuǎn)的管理機(jī)制,基于各地土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的實(shí)際情況建立專門的土地流轉(zhuǎn)管理機(jī)構(gòu),為農(nóng)民提供土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)咨詢服務(wù),以及制定監(jiān)管措施有效規(guī)范土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)秩序和土地流轉(zhuǎn)程序等;應(yīng)建立健全土地流轉(zhuǎn)信息平臺(tái),充分利用互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)和數(shù)字信息技術(shù)等進(jìn)一步建立健全土地流轉(zhuǎn)信息平臺(tái),通過該平臺(tái)對(duì)土地類別、所屬區(qū)域、面積、承包期限、用途等土地信息進(jìn)行分類梳理,更好地滿足農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的信息需求,從而推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)快速高效進(jìn)行。

        3.推進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。農(nóng)業(yè)適度規(guī)模化經(jīng)營(yíng)所帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)能有效提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率,但規(guī)模過大則會(huì)削弱這種規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程中應(yīng)基于自身情況推進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。具體而言:地方政府應(yīng)因人因地分類施策,發(fā)展多元化的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)模式,引導(dǎo)農(nóng)戶基于自身的勞動(dòng)、資本、土地等要素資源稟賦,選擇適合自身的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)模式,避免過度規(guī)模經(jīng)營(yíng)帶來經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益的損失;應(yīng)提高農(nóng)地的宜機(jī)化程度,加大對(duì)丘陵和山區(qū)的宜機(jī)化改造,將分散的小田塊與鄰近的大田塊整合,理順灌溉溝渠和農(nóng)田的布局以適應(yīng)農(nóng)業(yè)機(jī)械化作業(yè),推進(jìn)農(nóng)業(yè)的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng);應(yīng)加快高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè),將田塊長(zhǎng)度、土地平整度,以及生產(chǎn)便道和機(jī)耕道的建設(shè)等,納入高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)的重點(diǎn)實(shí)施內(nèi)容和驗(yàn)收事項(xiàng)中,為更廣范圍的農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)創(chuàng)造條件;應(yīng)積極培育家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)業(yè)企業(yè)和專業(yè)合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體,推動(dòng)傳統(tǒng)單個(gè)分散的小農(nóng)生產(chǎn)向以規(guī)?;?、集約化、專業(yè)化為主要特征的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展,以提高農(nóng)業(yè)規(guī)?;?jīng)營(yíng)水平。

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