王 力，劉子鴻，趙瑞彤

（1.石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832003；2.石河子大學(xué) 棉花經(jīng)濟(jì)研究中心，新疆 石河子 832003）

一、引 言

近年來，在我國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)高速增長的同時，農(nóng)村青壯勞動力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)發(fā)展方式過于依賴要素投入、生態(tài)環(huán)境遭到破壞等情況致使我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的總體環(huán)境發(fā)生了變化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的出現(xiàn)為解決這些情況提供了新的思路。發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能夠推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革、培育鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展新動能和實現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接[1]97-105。2022年的中央一號文件進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)要加快發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，支持各類主體發(fā)展生產(chǎn)托管服務(wù)。相較于小麥、玉米等糧食作物，棉花的生產(chǎn)種植環(huán)節(jié)更為繁瑣，種植管理較為復(fù)雜，所需人工成本遠(yuǎn)高于糧食作物。長期以來中國的棉花產(chǎn)出增長以要素投入驅(qū)動為主，自2008年起轉(zhuǎn)為規(guī)模報酬遞減[2]129-144，棉花種植成本不斷上升[3]1-7+11，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性矛盾突出，致使棉花種植面積近年來呈現(xiàn)波動下降趨勢。同時棉花產(chǎn)業(yè)產(chǎn)供銷不對接、產(chǎn)學(xué)研不耦合的現(xiàn)象較為普遍，產(chǎn)業(yè)鏈條松散[4]26-36,迫切需要找到轉(zhuǎn)型升級的新動力。全要素生產(chǎn)率即在生產(chǎn)要素投入保持不變的情況下實現(xiàn)額外的生產(chǎn)效率增加[5]3-12，推動棉花產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)供給側(cè)改革的關(guān)鍵就在于實現(xiàn)棉花全要素生產(chǎn)率的有效改進(jìn)。農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)可以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源配置與要素投入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和改進(jìn)，是驅(qū)動全要素生產(chǎn)率實現(xiàn)提升的重要因素[6]93-101，探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的發(fā)展能否影響棉花全要素生產(chǎn)率的增長這一問題就顯得尤為必要。

已有較多學(xué)者對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率間的相互關(guān)系進(jìn)行相關(guān)研究。在宏觀層面上，有學(xué)者以農(nóng)業(yè)整體的生產(chǎn)效率作為研究對象進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的發(fā)展促進(jìn)農(nóng)業(yè)效率的提升[7]425-437;[8]39-50，服務(wù)投入對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率存在重要作用[9]111-121，同時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的刺激作用具有空間層面的溢出性[10]93-107。在微觀層面上，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在不同時間，提供不同的服務(wù)內(nèi)容，在不同的服務(wù)區(qū)域起到的作用也存在較為明顯的差異。如技術(shù)密集型服務(wù)對水稻生產(chǎn)率起到了明顯的促進(jìn)作用[11]69-76，農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)業(yè)技術(shù)與金融保險等產(chǎn)中服務(wù)相較于其他生產(chǎn)環(huán)節(jié)的服務(wù)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升更為顯著[12]232-244。農(nóng)村金融投資與農(nóng)資配送服務(wù)在短期內(nèi)能促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，而農(nóng)業(yè)科技推廣服務(wù)與農(nóng)村金融服務(wù)更能在長期中推動生產(chǎn)效率的提升[13]97-102+136。農(nóng)業(yè)信息服務(wù)、農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣服務(wù)與農(nóng)業(yè)配送服務(wù)同樣對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升存在明顯的積極影響[14]28-35+136。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生的積極作用更為顯著[15]23-27。在有關(guān)具體作物種類的探討方面，與糧食作物相關(guān)的研究更為多見。產(chǎn)中及產(chǎn)后環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠幫助農(nóng)戶實現(xiàn)水稻種植成本的節(jié)約，進(jìn)而提高成本效率[16]8-14。現(xiàn)有研究表明存在其他因素會影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響，有研究基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)參與農(nóng)戶生產(chǎn)后會提升農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率，并且其影響程度受土地規(guī)模的積極作用影響[17]12-19+144;[18]16-26。農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)對糧食全要素生產(chǎn)率存在明顯的積極作用，且影響是非線性的，在人均種植規(guī)?？缭介T檻值后，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的提升作用達(dá)到最大[19]4-16。

綜上所述，以往學(xué)者在選擇棉花全要素生產(chǎn)率的計算方法時多考慮數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）或是同期Malmquist指數(shù)法，這兩種計算方法受到其本身計算方式的限制，其測算結(jié)果難以準(zhǔn)確描述生產(chǎn)效率在較長一段時期的變動趨勢，且存在線性規(guī)劃無解的問題。現(xiàn)有研究大多聚焦于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)整體生產(chǎn)或?qū)Z食作物的全要素生產(chǎn)率的影響兩方面，棉花作為經(jīng)濟(jì)作物，在其種植生產(chǎn)環(huán)節(jié)相較于傳統(tǒng)的糧食作物有較大差異，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與棉花的全要素生產(chǎn)率間作用關(guān)系的研究還存在一定的空白，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對于棉花生產(chǎn)的影響并未得以證明，且缺乏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與棉花全要素生產(chǎn)率之間的深層次作用路徑的探討。因此，本文基于15個棉花主產(chǎn)省市2003—2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)，選擇全局Malmquist指數(shù)法對各省市的棉花全要素生產(chǎn)率進(jìn)行計算，采用以2002年為基期各期累乘的方式對整體的生產(chǎn)效率變動趨勢進(jìn)行描述，進(jìn)而探討在棉花產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性視角下，社會化服務(wù)對棉花全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制及傳導(dǎo)效應(yīng)，最后以人均植棉面積作為調(diào)節(jié)變量，驗證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平對棉花全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的過程中是否起到調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析及研究假設(shè)

（一）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對棉花全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展一方面有助于完善棉花生產(chǎn)的分工體系，推動棉花生產(chǎn)進(jìn)一步實現(xiàn)專業(yè)化。首先，亞當(dāng)·斯密提出效率的提升來自于分工。隨著社會分工程度的不斷加深，生產(chǎn)主體基于自身提升效率的意愿，選擇將生產(chǎn)性服務(wù)“外部化”“市場化”，進(jìn)而導(dǎo)致生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)生。植棉農(nóng)戶基于自身的比較優(yōu)勢選擇在棉花生產(chǎn)過程中扮演的角色，在實踐中分化出了生產(chǎn)主體與服務(wù)主體兩類。服務(wù)主體基于其能力與資源稟賦，相較于生產(chǎn)主體，在進(jìn)行某項生產(chǎn)環(huán)節(jié)時更具備比較優(yōu)勢，能夠降低該環(huán)節(jié)所需要的成本，因此生產(chǎn)主體選擇將某些服務(wù)主體更具優(yōu)勢的環(huán)節(jié)進(jìn)行外包，實現(xiàn)對植棉成本的控制和棉花生產(chǎn)效率的改善。其次，現(xiàn)有農(nóng)技推廣體系仍有不足，推廣資源有限，限制了農(nóng)戶獲取所需的農(nóng)業(yè)技術(shù)支持[20]128-143，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能夠發(fā)揮橋梁作用，將先進(jìn)的人力與知識資本引入農(nóng)戶的生產(chǎn)中，打通棉花產(chǎn)業(yè)產(chǎn)學(xué)研相互銜接的通道，實現(xiàn)對產(chǎn)業(yè)鏈的梳理，以專業(yè)化的方式刺激棉花全要素生產(chǎn)率的提升。最后，農(nóng)業(yè)機(jī)械與農(nóng)業(yè)技術(shù)的引入、經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大都會給農(nóng)戶帶來較大的資金負(fù)擔(dān)，服務(wù)組織一方面幫助農(nóng)戶減少農(nóng)技與農(nóng)機(jī)引入階段中的交易費用，另一方面可以向農(nóng)戶提供相關(guān)的經(jīng)營及金融服務(wù)信息，幫助農(nóng)戶選擇合理的經(jīng)營規(guī)劃，鼓勵生產(chǎn)要素向棉花生產(chǎn)過程的有效集聚，刺激棉花全要素生產(chǎn)率的增長。

另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展可以促進(jìn)棉花生產(chǎn)的規(guī)?；Ｃ藁ǖ姆N植生產(chǎn)環(huán)節(jié)相較于傳統(tǒng)糧食作物更為復(fù)雜，尤其是采收環(huán)節(jié)極為繁瑣，長期依賴人工采收，為棉花的生產(chǎn)帶來了成本與效率上的雙重壓力，同時由于農(nóng)村“空心化”與老齡化同時作用，使得家庭農(nóng)業(yè)勞動力缺乏并且質(zhì)量較差，制約了植棉農(nóng)戶生產(chǎn)的良性發(fā)展。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可幫助生產(chǎn)主體提升自身生產(chǎn)管理水平，優(yōu)化相關(guān)生產(chǎn)要素的投入與配置，實現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營，提升棉花全要素生產(chǎn)率。土地規(guī)模經(jīng)營與服務(wù)規(guī)模經(jīng)營是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營的兩條路徑[21]2-16，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可以通過這兩條路徑推動棉花生產(chǎn)實現(xiàn)規(guī)?；阂皇羌蠲揶r(nóng)通過土地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)適度的規(guī)模擴(kuò)張，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的市場中包含農(nóng)業(yè)勞動力的雇傭與相關(guān)生產(chǎn)機(jī)械的租賃服務(wù)，采取這一類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可幫助農(nóng)戶擺脫農(nóng)業(yè)勞動力匱乏對棉花生產(chǎn)的限制，根據(jù)自身情況實現(xiàn)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置，選擇適合的生產(chǎn)規(guī)模，進(jìn)而獲得規(guī)模收益，實現(xiàn)畝均成本的有效控制，提升棉花全要素生產(chǎn)率；二是通過對在同區(qū)域的小農(nóng)戶實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的統(tǒng)一供應(yīng)，在具體的生產(chǎn)環(huán)節(jié)上實現(xiàn)規(guī)?；瑯佑欣谙冗M(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和設(shè)備引入棉農(nóng)的棉花生產(chǎn)中，形成服務(wù)規(guī)模效應(yīng)，進(jìn)而實現(xiàn)效率的提升。綜上所述，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對棉花全要素生產(chǎn)率起到促進(jìn)作用。

（二）人均植棉面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和棉花全要素生產(chǎn)率關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

我國人多地少的現(xiàn)狀導(dǎo)致在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)營主體中，規(guī)模經(jīng)營有限的主體占據(jù)比重較大。一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的介入會受到經(jīng)營主體種植規(guī)模的影響，種植規(guī)模較小時就會對其產(chǎn)生阻礙作用。如采用膜下滴灌技術(shù)需要鋪膜與埋管，采用水肥一體化技術(shù)需要在膜下滴灌的基礎(chǔ)上建立統(tǒng)一灌溉系統(tǒng)，零散有限的植棉規(guī)模難以采用這些技術(shù)，導(dǎo)致了棉花全要素生產(chǎn)率仍有較大的上升空間。另一方面，有限的經(jīng)營規(guī)模也會對農(nóng)戶使用生產(chǎn)性服務(wù)時產(chǎn)生的交易費用造成負(fù)面影響，及時獲取市場信息的信息成本也會有所上漲，農(nóng)戶在種植模式和種植技術(shù)的選擇更趨于保守[6]93-101。新的生產(chǎn)要素進(jìn)入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的難度增加，不能通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的介入突破既有資源稟賦的限制。有研究指出植棉農(nóng)戶增加棉花種植面積有利于棉花單產(chǎn)的增加[22]47-52，且近年來棉花生產(chǎn)日益向棉花種植機(jī)械化程度較高、土地稟賦較為突出的新疆棉區(qū)集中，從另一方面也表明了種植規(guī)模會對棉花生產(chǎn)效率產(chǎn)生一定影響。因此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：人均植棉面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和棉花全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系應(yīng)存在調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

（一）模型選擇

1.棉花全要素生產(chǎn)率的測算。本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）法中的全局Malmquist指數(shù)法計算各省市的棉花全要素生產(chǎn)率。DEA法由Charnes和Cooper于1978年初次提出，是一種在線性規(guī)劃的基礎(chǔ)上對經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)定量分析的非參數(shù)方法。它基于相對效率，以“評價”的方式判斷同類型多輸入多產(chǎn)出的復(fù)雜決策單元的相對有效性[23]219-228。DEA法不需預(yù)設(shè)指標(biāo)的權(quán)重，同時也擺脫了數(shù)據(jù)量綱的額外影響。基于截面的DEA法測算結(jié)果只能反映了基于當(dāng)下生產(chǎn)技術(shù)水平的效率，不能反映生產(chǎn)這一連續(xù)過程中生產(chǎn)技術(shù)水平的變化，對此，F(xiàn)are等（1992）采用DEA法計算Malmquist指數(shù)，決策單元的數(shù)據(jù)采用多時點的面板數(shù)據(jù)，實現(xiàn)了動態(tài)效率變化情況的測度。測算所得結(jié)果可以描述第t期至第t+1期內(nèi)全要素生產(chǎn)率的變動趨勢，當(dāng)結(jié)果大于1時說明全要素生產(chǎn)率在本期內(nèi)有所上升，等于1時說明全要素生產(chǎn)率在本期沒有變動，小于1時說明全要素生產(chǎn)率在本期有所降低。全局Malmquist指數(shù)在同期Malmquist指數(shù)的基礎(chǔ)上修改了對生產(chǎn)技術(shù)集的設(shè)定，增設(shè)了全局生產(chǎn)技術(shù)集，全局生產(chǎn)技術(shù)集包含了全部觀測單元所有觀測時期的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)。以下為定義的參考集：

相較于傳統(tǒng)Malmquist指數(shù)采取對兩個時期之間進(jìn)行幾何平均的計算形式，全局Malmquist指數(shù)在進(jìn)行計算時只以全局生產(chǎn)技術(shù)集作為全部決策單元在所有時期的參照集，解決了測算結(jié)果不具備傳遞性的缺點。全局Malmquist指數(shù)可以采取以固定基期進(jìn)行各期累乘的方式，對全要素生產(chǎn)率在一定時期內(nèi)的連續(xù)變動趨勢進(jìn)行更好的描述，而傳統(tǒng)Malmquist指數(shù)采用不同的生產(chǎn)技術(shù)集測算各期決策單元的效率，只能分析測算效率在相鄰時期的短期變動趨勢。傳統(tǒng)Malmquist指數(shù)作為因變量時，存在模糊經(jīng)濟(jì)含義的問題，且全局Malmquist指數(shù)可以防止傳統(tǒng)Malmquist指數(shù)的線性規(guī)劃無解對測算結(jié)果造成的影響[24]48-52。

2.基準(zhǔn)回歸模型的設(shè)定。為檢驗農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對棉花全要素生產(chǎn)率的作用情況，構(gòu)建以下模型：

GM為棉花全要素生產(chǎn)率變動，核心解釋變量as表示農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)業(yè)的發(fā)展情況，控制變量包括：edu表示農(nóng)民平均受教育程度，dis表示農(nóng)作物受災(zāi)情況，agri表示第一產(chǎn)業(yè)增加值比重，ep表示財政支農(nóng)比例，gdp表示地區(qū)人均生產(chǎn)總值。下標(biāo)i表示省份，i=1，…15，下標(biāo)t表示時期，t=1，…17，α、β為系數(shù)，ε表示隨機(jī)誤差項。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。為探究人均植棉面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與棉花全要素生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在基準(zhǔn)模型中引入調(diào)節(jié)變量。具體如下：

Pg表示人均植棉面積，as*pg為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與人均植棉面積的交互項，表示人均植棉面積的調(diào)節(jié)效應(yīng)，即人均植棉面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展共同作用于棉花全要素生產(chǎn)率。模型（1）加入人均植棉面積用以初步檢驗人均植棉面積是否存在對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與棉花全要素生產(chǎn)率關(guān)系的正向作用。若農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的系數(shù)相較于基準(zhǔn)回歸有所變化，則說明人均植棉面積對二者關(guān)系存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步增加人均植棉面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展的交互項，用以分析人均植棉面積對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（二）棉花全要素生產(chǎn)率的測算

在測算棉花全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)選擇方面，由于缺乏衡量棉花生產(chǎn)投入方面的宏觀數(shù)據(jù)，而基于單位種植面積的棉花投入數(shù)據(jù)來自抽樣調(diào)查，有關(guān)各省棉花生產(chǎn)的總量信息難以被準(zhǔn)確反應(yīng)?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性和準(zhǔn)確性，本文參考相關(guān)研究，選擇使用權(quán)重系數(shù)法，將現(xiàn)有的廣義農(nóng)業(yè)投入指標(biāo)與權(quán)重系數(shù)相乘，進(jìn)而得到棉花生產(chǎn)要素投入的相關(guān)數(shù)據(jù)[19]4-16;[25]34-42。本文采用的兩種權(quán)重系數(shù)分別為：

A=（棉花播種面積/農(nóng)作物播種面積）×（農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值）

B=棉花播種面積/農(nóng)作物播種面積

選擇各省市歷年的棉花生產(chǎn)總量作為產(chǎn)出指標(biāo)。投入指標(biāo)共有五個：（1）勞動力投入選擇各省市各年度棉花生產(chǎn)勞動力（萬人），即以各省市各年度農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員乘A權(quán)重系數(shù)進(jìn)行表示；（2）機(jī)械動力投入指標(biāo)選擇各省各年度用于棉花種植的機(jī)械化總動力（萬千瓦）；（3）化肥投入指標(biāo)選擇各省各年度用于棉花種植的化肥投入（萬噸）；（4）灌溉投入指標(biāo)選擇各省各年度用于棉花種植的灌溉面積（千公頃）；（5）土地投入指標(biāo)選擇各省各年度棉花播種面積（千公頃）。其中，各省歷年用于棉花種植的灌溉面積、化肥投入、機(jī)械化總動力采用各省各年度有效灌溉面積、化肥施用折純量、農(nóng)業(yè)機(jī)械化總動力乘以B權(quán)重系數(shù)獲得。

基于2003—2019年各省市棉花投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，本文通過Maxdea Pro 8測算得到各省的棉花全要素生產(chǎn)率變化情況。由于全局Malmquist指數(shù)通過改進(jìn)計算方式使得其測算結(jié)果具備傳遞性并可以累乘。為了觀察各省棉花全要素生產(chǎn)率總體的變動情況，以2002年為基期并將其全要素生產(chǎn)率設(shè)為1，將計算得到的各期指數(shù)逐年累乘得到各省市棉花全要素生產(chǎn)率的各年度變化情況。

（三）解釋變量的選擇

本文選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展（as）作為核心解釋變量，借鑒其他學(xué)者的計算方式，采用農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值除以農(nóng)作物總播種面積獲得的比值進(jìn)行衡量[10]93-107。由于統(tǒng)計年鑒于2003年開始統(tǒng)計各省市農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)，基于對數(shù)據(jù)可得性的考慮，將各省2003—2019年的農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值轉(zhuǎn)化為以2003年為基期的可比值后，除以農(nóng)作物播種總面積得到對各省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的量化指標(biāo)。本文的調(diào)節(jié)變量選擇人均植棉面積（pg），將各省棉花播種面積除以棉花生產(chǎn)從業(yè)人員得到對人均植棉面積的量化指標(biāo)。人均植棉面積越大，代表棉花生產(chǎn)的規(guī)?；潭雀?，更有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對其生產(chǎn)效率的提升。

借鑒現(xiàn)有的相關(guān)研究成果，結(jié)合本文研究的具體內(nèi)容，本文考慮了以下控制變量[26]4-14+53;[27]58-72：（1）第一產(chǎn)業(yè)增加值比重(agri)，通過各省農(nóng)林牧漁業(yè)增加值除以地區(qū)生產(chǎn)總值得到的比重進(jìn)行表示，該比值越高代表地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度越快。（2）人均GDP(gdp)，選擇以2003年為基期的各省市人均生產(chǎn)總值表示，人均GDP有效地衡量了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，一方面可能在一定程度上促進(jìn)棉花生產(chǎn)的現(xiàn)代化，從而有利于當(dāng)?shù)孛藁ㄉa(chǎn)效率的提升；另一方面也可能導(dǎo)致對棉花生產(chǎn)的重視程度減弱，對當(dāng)?shù)氐拿藁óa(chǎn)業(yè)發(fā)展造成不利影響，進(jìn)而使得其棉花生產(chǎn)效率的提升受到阻礙。（3）財政支農(nóng)比例(ep)，通過各省農(nóng)林水事務(wù)支出除以政府財政總支出得到的比重表示。（4）農(nóng)民平均受教育程度（edu），使用鄉(xiāng)村各受教育層次的抽樣人數(shù)乘對應(yīng)教育年限除以總抽樣人數(shù)的加權(quán)平均值來表示。地區(qū)的農(nóng)民平均受教育程度越高，有助于該地區(qū)農(nóng)業(yè)實現(xiàn)生產(chǎn)技術(shù)與生產(chǎn)模式的發(fā)展和更新，進(jìn)而對該地區(qū)農(nóng)業(yè)的機(jī)械化、規(guī)?；l(fā)展產(chǎn)生積極作用，使得棉花的生產(chǎn)效率提升。（5）農(nóng)作物受災(zāi)情況（dis），采用地區(qū)的農(nóng)作物受災(zāi)面積除以農(nóng)作物播種總面積得到的比重進(jìn)行表示。為控制異方差性，使結(jié)果更加明顯，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展、人均GDP、第一產(chǎn)業(yè)增加值比重取對數(shù)處理。

（四）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

由于農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)相關(guān)指標(biāo)從2003年開始被統(tǒng)計年鑒收錄，而全面Malmquist指數(shù)測算的是兩年間的效率變化，因此測算棉花全要素生產(chǎn)率的產(chǎn)出投入指標(biāo)來自2002—2019年的數(shù)據(jù)，最終得到2003—2019年棉花全要素生產(chǎn)率的變化情況。進(jìn)行回歸的解釋變量均采用2003—2019年的數(shù)據(jù)。考慮到我國棉花主產(chǎn)區(qū)分布及數(shù)據(jù)缺失問題，本文選取天津、湖北、河北、甘肅、安徽、山西、山東、陜西、河南、江蘇、浙江、湖南、江西、四川、新疆這15個棉花主產(chǎn)省區(qū)市2003—2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源包括《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒。本文主要變量的描述性統(tǒng)計如表1。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

（一）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對棉花全要素生產(chǎn)效率的影響分析

本文所使用的面板數(shù)據(jù)包含15個樣本省市，時間跨度為2003—2019年。在對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸前，首先通過LLC方法與ADF方法對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗以避免單位根導(dǎo)致的偽回歸問題，ADF方法的檢驗結(jié)果說明各變量數(shù)據(jù)平穩(wěn)，LLC方法的檢驗結(jié)果說明各變量數(shù)據(jù)序列為一階單整列。進(jìn)而需要對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果證明各變量具備協(xié)整關(guān)系，顯著性水平為1%，各變量間具備長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。

對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行豪斯曼檢驗得到P＜0.01，表明選擇固定效應(yīng)對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行估計更具有可行性。由于數(shù)據(jù)中具有因存在組間差異檢驗與組間同期相關(guān)進(jìn)而對估計結(jié)果產(chǎn)生潛在干擾的可能性，本文選擇使用可行廣義最小二乘法（FGLS）與面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差（PCSE）對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行估計，并在其中添加時間趨勢變量與個體虛擬變量以實現(xiàn)對模型中時間與個體效應(yīng)的處理。本文利用PCSE方法得到初步回歸結(jié)果，在此基礎(chǔ)上考慮到面板數(shù)據(jù)中可能存在組間同期相關(guān)、組間異方差與組間同期相關(guān)等問題，利用沃爾德與pedroni檢驗完成上述問題的檢驗，所得P值表明數(shù)據(jù)中存在組間異方差、組間自相關(guān)與組間同期相關(guān)，因而本文選擇采取FGLS和全面FGLS方法進(jìn)行進(jìn)一步估計，以實現(xiàn)對上述三個問題的處理?；貧w結(jié)果如表2所示，結(jié)果表明三種方法的回歸結(jié)果基本一致。

表2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對棉花全要素生產(chǎn)率的影響

以上研究結(jié)果說明，本文的核心解釋變量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對被解釋變量棉花全要素生產(chǎn)率具備明顯的積極作用，且在1%統(tǒng)計水平下顯著。這也從棉花生產(chǎn)的角度證明了許多學(xué)者研究結(jié)論，說明了生產(chǎn)效率的提升得益于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展[28]32-39+110;[29]24-42。近年來，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)逐漸受到重視，被視為推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革、促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展、聯(lián)通小農(nóng)戶與大市場的一條重要路徑。一方面，培育農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)有助于突破農(nóng)業(yè)實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的瓶頸，由于我國農(nóng)業(yè)創(chuàng)新主體與創(chuàng)新應(yīng)用主體并不是同一主體，而農(nóng)業(yè)的創(chuàng)新成果實現(xiàn)落地仍需要相應(yīng)的成果轉(zhuǎn)化體系進(jìn)行傳導(dǎo)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)生有助于彌補(bǔ)我國現(xiàn)有相關(guān)體系的不足，幫助棉花生產(chǎn)實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動瓶頸的突破，實現(xiàn)棉花的先進(jìn)種植技術(shù)與種植模式的推廣與普及；另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的不斷發(fā)展完善為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體營造了更豐富的發(fā)展方式與更適宜的發(fā)展環(huán)境，有利于植棉農(nóng)戶探索多樣化發(fā)展途徑，提升綜合能力和生產(chǎn)水平，同時也為各種經(jīng)營形式的植棉個體提供了通往現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的發(fā)展道路，最終實現(xiàn)棉花全要素生產(chǎn)率的可持續(xù)提升。假設(shè)1得證。

在控制變量當(dāng)中，人均生產(chǎn)總值對棉花全要素生產(chǎn)率具有顯著的反向作用，該結(jié)果表明當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展較好會導(dǎo)致棉花產(chǎn)業(yè)對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性有所削弱，使得當(dāng)?shù)貙τ诿藁ㄉa(chǎn)的重視水平有所降低，進(jìn)而對當(dāng)?shù)氐拿藁ㄈ厣a(chǎn)率產(chǎn)生一定的不利影響。財政支農(nóng)比例對棉花全要素生產(chǎn)率的改進(jìn)存在負(fù)向影響，且在1%統(tǒng)計水平下顯著，該結(jié)果說明當(dāng)前政府在與棉花產(chǎn)業(yè)有關(guān)的財政投入中，存在投入結(jié)構(gòu)并不側(cè)重于棉花的生產(chǎn)，且投入效率較低等情況。農(nóng)民平均受教育程度對棉花全要素生產(chǎn)率提升存在明顯的推動作用，該指標(biāo)能夠反映農(nóng)民的學(xué)習(xí)能力，較高的受教育程度有助于農(nóng)民對新經(jīng)營方式、新生產(chǎn)技術(shù)的學(xué)習(xí)和接納，促進(jìn)農(nóng)民采用先進(jìn)的生產(chǎn)模式進(jìn)行生產(chǎn)，進(jìn)而幫助其生產(chǎn)效率實現(xiàn)提升。農(nóng)作物受災(zāi)情況與棉花全要素生產(chǎn)率間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，在1%的統(tǒng)計水平下顯著，該結(jié)果表明自然環(huán)境變化對棉花生產(chǎn)的影響顯著。如新疆在2015年與2018年均遭受了極端天氣的侵襲，對棉花的產(chǎn)量和質(zhì)量均產(chǎn)生了明顯的負(fù)面影響，說明棉花生產(chǎn)在面對自然環(huán)境的變化時抵抗力仍有不足。

（二）穩(wěn)健性檢驗

上述回歸結(jié)果說明了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對棉花全要素生產(chǎn)率會產(chǎn)生影響。一方面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展與棉花生產(chǎn)的發(fā)展存在相互影響的反向因果關(guān)系，另一方面存在遺漏變量的影響，考慮到上述兩方面的影響可能會導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性的潛在作用?；诖耍疚脑谶x擇工具變量法的同時，并替換其他估計方法作為對之前回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。工具變量選擇滯后一期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，并且運用兩階段最小二乘估計（2SLS）對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以消除內(nèi)生性可能帶來的影響。具體結(jié)果如表3所示，結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對棉花全要素生產(chǎn)率有顯著的積極作用，Sargan檢驗與弱工具變量檢驗結(jié)果表明工具變量有效。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明了回歸結(jié)果的有效性。

表3 穩(wěn)健性檢驗

（三）調(diào)節(jié)效應(yīng)

進(jìn)一步考慮人均植棉面積是否具備調(diào)節(jié)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展和棉花全要素生產(chǎn)率間關(guān)系的作用，具體結(jié)果見表4。模型（4）將人均植棉面積加入基準(zhǔn)模型后，核心解釋變量的系數(shù)變?yōu)?.551，在1%的統(tǒng)計水平下顯著，相較于基準(zhǔn)模型估計得到的系數(shù)有所提升，表明人均植棉面積能夠正向調(diào)節(jié)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與棉花全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。模型（5）加入人均植棉面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的交互項，結(jié)果表明交互項對棉花全要素生產(chǎn)率的影響為正，且與核心解釋變量的系數(shù)方向一致，并在1%的統(tǒng)計水平上顯著。結(jié)果說明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對棉花全要素生產(chǎn)率的影響確實受到人均植棉面積的調(diào)節(jié)作用，人均植棉面積能夠放大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對棉花全要素生產(chǎn)率的提升作用。人均植棉面積體現(xiàn)了當(dāng)?shù)刂裁揶r(nóng)戶的平均規(guī)模，農(nóng)戶的植棉規(guī)模越大，越有利于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)引入先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)與設(shè)備，促進(jìn)農(nóng)戶使用更先進(jìn)的生產(chǎn)模式，進(jìn)而深化各要素在生產(chǎn)過程中的參與程度，實現(xiàn)棉花全要素生產(chǎn)率的提升。假設(shè)2得證。

表4 人均植棉面積的調(diào)節(jié)效應(yīng)

五、結(jié)論與啟示

通過上述研究得到主要結(jié)論如下：（1）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對棉花全要素生產(chǎn)率起到顯著的促進(jìn)作用。（2）人均植棉面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與棉花全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系具備調(diào)節(jié)作用，人均植棉面積對二者關(guān)系有著顯著的積極作用。結(jié)論表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有優(yōu)化棉花種植過程，改進(jìn)棉花生產(chǎn)效率的能力。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)我國棉花生產(chǎn)實現(xiàn)生產(chǎn)分工的深化，刺激種植主體實現(xiàn)經(jīng)營規(guī)模的適度擴(kuò)張，進(jìn)而發(fā)揮橋梁作用，實現(xiàn)各類先進(jìn)生產(chǎn)要素的合理高效導(dǎo)入，推動棉花全要素生產(chǎn)率提升。

基于上述結(jié)論，得到啟示如下：（1）促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展與完善，擴(kuò)大相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施投入，基于自身情況進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展路線規(guī)劃與政策框架搭建，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，激勵供給服務(wù)的服務(wù)主體孕育和發(fā)展，實現(xiàn)優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)供給能力的提升，推動我國棉花生產(chǎn)實現(xiàn)現(xiàn)代化。（2）保障我國土地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)有序推進(jìn)，鼓勵棉花種植者發(fā)揮經(jīng)營形式的多樣性，刺激新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體數(shù)量和規(guī)模的合理增長，強(qiáng)化植棉農(nóng)戶的適度規(guī)模經(jīng)營觀念，促使植棉農(nóng)戶合理擴(kuò)大植棉規(guī)模。（3）鼓勵農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)采取多種形式進(jìn)行發(fā)展，因地制宜，基于當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)資源稟賦和生產(chǎn)特點采取適宜的發(fā)展路徑，提供相適應(yīng)的服務(wù)內(nèi)容，同時利用多種渠道開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的推廣宣傳，推動相關(guān)組織建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的專屬信息交流平臺，幫助服務(wù)供給主體下沉，進(jìn)而通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)深化棉花生產(chǎn)過程的分工程度，助推當(dāng)?shù)孛藁óa(chǎn)業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。