銀西陽(yáng)，賈小娟，李冬梅※

（1.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，成都 611130；2.遂寧市船山區(qū)農(nóng)村建設(shè)技術(shù)保障中心，四川 遂寧 629000）

0 引言

農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的命脈，關(guān)系社會(huì)穩(wěn)定和國(guó)家安全。改革開(kāi)放以來(lái)，隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與科技的迅猛發(fā)展，農(nóng)藥、化肥等化學(xué)投入品的大量使用，大大提升了中國(guó)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出水平。2019年中國(guó)糧食生產(chǎn)實(shí)現(xiàn)“十六連增”，糧食產(chǎn)量高達(dá)6.638億噸，人均約474公斤，遠(yuǎn)超人均400公斤的糧食安全線標(biāo)準(zhǔn)[1]。雖然高投入、高消耗、高產(chǎn)出的粗放型農(nóng)業(yè)發(fā)展模式推動(dòng)中國(guó)農(nóng)業(yè)迅速發(fā)展，但其很大程度上是通過(guò)犧牲生態(tài)環(huán)境和人民健康取得的，是傳統(tǒng)的、不可持續(xù)的農(nóng)業(yè)發(fā)展方式[2]。當(dāng)前，中國(guó)農(nóng)業(yè)消費(fèi)需求已由對(duì)“量”的需求轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)“質(zhì)”的需求，要求農(nóng)業(yè)必須轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)發(fā)展模式，探尋集約化、綠色化的生產(chǎn)方式，在追求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)高效率的同時(shí)，兼顧好農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升由此成為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要路徑選擇[3]。因此，全面探索農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素，深入剖析其影響機(jī)制，對(duì)轉(zhuǎn)變中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色化、現(xiàn)代化發(fā)展具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的特征主要體現(xiàn)在對(duì)環(huán)境污染因素的考慮上，其在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測(cè)算中把環(huán)境污染作為非期望產(chǎn)出或要素投入，以將綠色要素納入對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展績(jī)效的客觀評(píng)價(jià)[4]。從現(xiàn)有研究來(lái)看，科技進(jìn)步與環(huán)境規(guī)制是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率最為直接的兩個(gè)影響因素，不少學(xué)者從這兩個(gè)視角展開(kāi)了大量研究?？萍歼M(jìn)步視角的部分研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步可以顯著影響農(nóng)業(yè)碳排放的數(shù)量、效率、結(jié)構(gòu)和強(qiáng)度[5,6]，一定程度上能抑制農(nóng)業(yè)碳排放，提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率[7]。具體而言，農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步不僅能有效提升農(nóng)業(yè)能源要素的使用效率，控制農(nóng)業(yè)能源增長(zhǎng)[8]，還能通過(guò)學(xué)習(xí)效應(yīng)降低碳減排的成本，增加碳減排行為，從而抑制農(nóng)業(yè)碳排放的增長(zhǎng)[9]，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。也有研究認(rèn)為雖然農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步通過(guò)技術(shù)效應(yīng)能減少碳排放，但其也可能通過(guò)規(guī)模效應(yīng)增加碳排放[10,11]，因而其對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有不確定性。環(huán)境規(guī)制視角的部分研究認(rèn)為，短期內(nèi)環(huán)境規(guī)制會(huì)增加農(nóng)業(yè)環(huán)境治理成本，擠占農(nóng)業(yè)其他成本支出，進(jìn)而會(huì)抑制農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率[12]。但長(zhǎng)期來(lái)看，環(huán)境規(guī)制通過(guò)推動(dòng)新技術(shù)的采用能優(yōu)化資源配置、減少污染排放、提升產(chǎn)品附加值，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者獲取超額利潤(rùn)以抵消環(huán)境治理成本導(dǎo)致的負(fù)面效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升[13]。此外，還有部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)[14]、生產(chǎn)性服務(wù)[15]、信息化[16]等因素對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率也有不同程度的影響。

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素的研究已較為豐富，研究機(jī)制也相對(duì)成熟，對(duì)該文研究具有重要的借鑒參考作用。但當(dāng)前還鮮有學(xué)者關(guān)注到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)聯(lián)，僅有薛蕾[17]等個(gè)別學(xué)者基于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率視角嘗試分析了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響?？偟膩?lái)說(shuō)，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的相關(guān)研究大多還停留在理論層面，基于經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)還相對(duì)缺乏，難以深入剖析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的具體影響。隨著我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)綠色化發(fā)展已成為重要趨勢(shì)，進(jìn)一步明確農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系具有重要意義。因此，文章在厘清農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制的基礎(chǔ)上，利用1998—2018年中國(guó)的省域農(nóng)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，將空間因素納入實(shí)證研究框架，構(gòu)建空間計(jì)量模型分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，能進(jìn)一步充實(shí)相關(guān)研究資料，彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，為提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的生產(chǎn)實(shí)踐提供參考借鑒。

1 理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)業(yè)是人類(lèi)利用生物體的生理機(jī)能與水、土等自然資源，通過(guò)勞動(dòng)和經(jīng)濟(jì)投入來(lái)利用生物生長(zhǎng)規(guī)律，以獲取農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)[18]。因而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不僅依賴(lài)于自然環(huán)境，還受到經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件的影響。整體來(lái)看，中國(guó)幅員遼闊，不同地區(qū)在自然和社會(huì)區(qū)位條件上具有明顯差異，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也存在明顯的區(qū)域性。但從區(qū)域視角看，相鄰地區(qū)的自然和經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件較為相似，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的條件、品種、方式等也較為趨同，且隨著現(xiàn)代交通、通訊等的飛速發(fā)展，相鄰地區(qū)之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)聯(lián)系日益緊密，使區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)具有空間溢出效應(yīng)。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響主要通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、知識(shí)溢出效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)。（1）規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能優(yōu)化資源配置效率，推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素資源共享，提升勞動(dòng)專(zhuān)業(yè)化分工與協(xié)作水平，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)擴(kuò)大規(guī)模，進(jìn)而產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[19]。而農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可以節(jié)約污染治理成本、優(yōu)化要素配置、提高資源利用效率，從而推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。（2）知識(shí)溢出效應(yīng)。研究表明，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)知識(shí)和技術(shù)的空間溢出[20]，增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體間交流、學(xué)習(xí)的機(jī)會(huì)，有助于先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理經(jīng)驗(yàn)與技術(shù)的擴(kuò)散傳播，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色知識(shí)與技術(shù)的融合創(chuàng)新，提升農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平。（3）競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚使得市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境更加激烈，競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制會(huì)倒逼農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體不斷改進(jìn)自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)[21]，通過(guò)綠色生產(chǎn)以提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升。

然而，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響并不總是有利的，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚也可能產(chǎn)生負(fù)外部性。一方面，一定區(qū)域內(nèi)的農(nóng)業(yè)發(fā)展空間與資源是有限的，伴隨農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模逐漸擴(kuò)大，農(nóng)藥、化肥等要素投入也不斷增加，導(dǎo)致地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境壓力增加，產(chǎn)生擁擠效應(yīng)，對(duì)本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升具有抑制作用[22]。另一方面，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)在某一區(qū)域內(nèi)聚集，會(huì)吸引周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源向該區(qū)域聚集，產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，不利于周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。此外，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚還具有禁錮效應(yīng)，即由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)前期土地、農(nóng)業(yè)機(jī)械、基礎(chǔ)設(shè)施等投入較大，部分生產(chǎn)效率低和效益較低的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體難以輕易退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，只能持續(xù)低效率地消耗農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源以維持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而阻礙農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升[23]。因此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有不確定性，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚既可能促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，也可能抑制農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

綜合上述分析，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)效率在空間上都具有空間溢出效應(yīng)，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)效率的提升。因此，可以推測(cè)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚不僅對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響，還會(huì)通過(guò)空間溢出效應(yīng)對(duì)相鄰地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

基于以上理論分析，該文提出以下研究假設(shè)。

假設(shè)1：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚在區(qū)域內(nèi)存在空間自相關(guān)。

假設(shè)2：農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在區(qū)域內(nèi)存在空間自相關(guān)。

假設(shè)3：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有不確定性，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響既可能為正，也可能為負(fù)。

假設(shè)4：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)通過(guò)空間溢出效應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 模型設(shè)定

（1）空間自相關(guān)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。“地理學(xué)第一定律”認(rèn)為所有事物都與其他事物相關(guān)聯(lián)，但相近的事物相對(duì)于較遠(yuǎn)的事物關(guān)聯(lián)性更強(qiáng)，若位置相近的區(qū)域具有相似的數(shù)據(jù)取值，則數(shù)據(jù)存在空間自相關(guān)[24]。檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性是進(jìn)行空間計(jì)量分析的基礎(chǔ)，該文采用全局莫蘭指數(shù)(Global Moran′s I)進(jìn)行檢驗(yàn)。

全局莫蘭指數(shù)可以揭示相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的相近程度，其計(jì)算方式為：

式（1）中，I為全局莫蘭指數(shù)，其取值介于-1～1，大于0表示正自相關(guān)，即高值與高值相鄰，低值與低值相鄰；小于0表示負(fù)自相關(guān)，即高值與低值相鄰；接近0表示空間分布是隨機(jī)的，不存在空間自相關(guān)。莫蘭指數(shù)絕對(duì)值越大，表明空間相關(guān)性越強(qiáng)。為樣本方差，wij為空間權(quán)重矩陣的元素，xi為i地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚度或農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

（2）空間計(jì)量模型?？紤]到地理空間的關(guān)聯(lián)性，該文將空間因素納入分析模型，以更加全面地揭示農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。常見(jiàn)空間計(jì)量模型包括空間滯后、空間誤差以及空間杜賓3種模型，其中空間杜賓模型能同時(shí)考慮到因變量和自變量的空間滯后性，然而具體采用哪種空間計(jì)量模型，要基于LR與Wald檢驗(yàn)的結(jié)果決定。因此，該文構(gòu)建一般空間計(jì)量模型為：

式（2）中，i和t分別表示地區(qū)和年份，Wij為鄰接（0～1）空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)，β、γ為回歸系數(shù)，θ為滯后項(xiàng)系數(shù)，μi表示空間固定效應(yīng)，?t表示時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，α為常數(shù)項(xiàng)；GTFP為農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，LQ為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚度，X表示財(cái)政支農(nóng)、工業(yè)化、人力資本、城鎮(zhèn)化、對(duì)外開(kāi)放、自然災(zāi)害等控制變量。若ρ≠0、θ=0，則式（2）化簡(jiǎn)為空間滯后模型；若ρ=0、θ=0，則上式化簡(jiǎn)為空間誤差模型。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量：農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。該文采用SBM—GML模型進(jìn)行測(cè)算，并將農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)累積化處理納入空間計(jì)量模型。其中，農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出變量選取如下：①期望產(chǎn)出：以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值表示。②非期望產(chǎn)出：以農(nóng)業(yè)碳排放量表示，具體包括三個(gè)方面：一是農(nóng)用物資投入即農(nóng)藥、化肥、灌溉、柴油、農(nóng)膜等利用產(chǎn)生的碳排放，二是水稻種植過(guò)程中產(chǎn)生的CH4排放，三是土壤所引起的N2O排放，參考田云等[25]的做法，以1噸CH4、N2O相當(dāng)于6.818 2t、81.272 7t碳進(jìn)行折算匯總。③投入變量：主要包括土地、勞動(dòng)力、農(nóng)藥、化肥、灌溉、農(nóng)膜、機(jī)械以及役畜投入，其中以農(nóng)作物播種面積衡量土地投入；參考葉初升等[26]的做法以農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值的比例從第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員分離出農(nóng)業(yè)從業(yè)人員來(lái)表示勞動(dòng)投入；以農(nóng)藥施用量表示農(nóng)藥投入；以農(nóng)用化肥折純量表示化肥投入；以有效灌溉面積表示灌溉投入；以農(nóng)用塑料薄膜表示農(nóng)膜投入；以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力表示機(jī)械投入；以年末大牲畜頭數(shù)表示役畜投入。

（2）核心解釋變量：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚（LQ）。該文采用區(qū)位熵進(jìn)行測(cè)算，即用某地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與全國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值之比除以該省區(qū)生產(chǎn)總值與全國(guó)生產(chǎn)總值之比所得的商來(lái)表示。為進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系，將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的平方值（LQ2）納入模型。

（3）控制變量：除核心解釋變量外，借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[27-29]，該文選取了以下6個(gè)控制變量：財(cái)政支農(nóng)（Gov），以財(cái)政支農(nóng)占其財(cái)政總支出的比重表示；工業(yè)化（Ind），以工業(yè)增加值占其地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；人力資本（Edu），以人均受教育年限表示；城鎮(zhèn)化（Urb），以城鎮(zhèn)人口占其總?cè)丝诘谋戎乇硎荆粚?duì)外開(kāi)放（Ope），以各地進(jìn)出口總額占其地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，其中進(jìn)出口總額按當(dāng)年匯率折算成人民幣；自然災(zāi)害（Nat），以受災(zāi)面積占其農(nóng)作物播種總面積的比重表示。各變量描述統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

由于西藏、臺(tái)灣、香港、澳門(mén)地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，該文選取中國(guó)其余30個(gè)省（市、自治區(qū)）的相關(guān)農(nóng)業(yè)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。同時(shí)，根據(jù)數(shù)據(jù)可操性與可獲性原則，該文數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為1998—2018年。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于1999—2019年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。其中針對(duì)個(gè)別缺失數(shù)據(jù)，通過(guò)移動(dòng)平均法進(jìn)行補(bǔ)充。

3 結(jié)果與分析

3.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

表2為中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的全局莫蘭指數(shù)情況。從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的全局Moran′s I檢驗(yàn)來(lái)看，除2000年、2001年和2006年未通過(guò)檢驗(yàn)外，其余各年度均顯著為正，說(shuō)明1998—2018年中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚整體上存在較強(qiáng)的空間相關(guān)性，假設(shè)1成立。從農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的全局Moran′s I檢驗(yàn)來(lái)看，1998—2006年未通過(guò)檢驗(yàn)，主要是因?yàn)樵摃r(shí)期中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式普遍較為傳統(tǒng)，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)尚未得到重視，中國(guó)整體農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率偏低，因而在空間上也不存在明顯的相關(guān)性。2007—2018年度顯著為正，表明該時(shí)期中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2成立。2007年“中央一號(hào)文件”明確提出要提升農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展開(kāi)始受到重視，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率不斷提升，且受地區(qū)因素影響，各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度各不相同，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)開(kāi)始顯現(xiàn)。

表2 1998—2018年中國(guó)農(nóng)業(yè)LQ與GTFP的全局Moran's I值

3.2 空間杜賓模型檢驗(yàn)與結(jié)果估計(jì)

從空間自相關(guān)檢驗(yàn)可知，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率整體上具有空間相關(guān)性。因此，該文將空間因素納入模型，采用空間計(jì)量模型深入分析中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

表3為空間杜賓模型檢驗(yàn)與估計(jì)結(jié)果。從模型檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，非空間面板模型的LM和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)均顯著拒絕原假設(shè)，表明考慮空間效應(yīng)的空間面板模型更適用于該研究。在空間計(jì)量模型的選擇上，基于鄰接空間權(quán)重矩陣進(jìn)行LR與Wald檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，空間滯后的LR與Wald檢驗(yàn)值分別為85.29和91.82，空間誤差的LR與Wald檢驗(yàn)值分別為84.95和90.08，全部在1%的顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)，表明不能將空間杜賓模型簡(jiǎn)化為空間誤差或空間滯后模型，空間杜賓模型更適合該文研究。此外，時(shí)間和空間的LR檢驗(yàn)表明，該文模型同時(shí)存在時(shí)間固定和空間固定效應(yīng)。同時(shí)，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也進(jìn)一步說(shuō)明采用固定效應(yīng)模型較優(yōu)。因此，該文采用時(shí)間和空間雙重固定的空間杜賓模型進(jìn)行回歸估計(jì)。

表3 空間杜賓模型檢驗(yàn)和估計(jì)

從空間自回歸系數(shù)來(lái)看，中國(guó)省域農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有空間溢出效應(yīng)。雙固定空間杜賓模型空間自回歸系數(shù)為-0.166，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明中國(guó)省域農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在明顯的空間相關(guān)性，進(jìn)一步說(shuō)明該文適合采用空間計(jì)量模型。

從核心解釋變量來(lái)看，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚一次項(xiàng)系數(shù)為-0.411，在5%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明該研究期內(nèi)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的負(fù)向影響，假設(shè)3得到驗(yàn)證。原因可能是在該研究期內(nèi)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展缺乏引導(dǎo)與規(guī)范，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)過(guò)度向局部地區(qū)集聚，使得地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)壓力過(guò)大，農(nóng)藥、化肥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入增加，農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境壓力增大，抑制了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚一次項(xiàng)的空間滯后系數(shù)為-1.334，在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)通過(guò)空間溢出效應(yīng)對(duì)周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響，假設(shè)4得到驗(yàn)證。原因可能是區(qū)域農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)對(duì)周邊區(qū)域產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，吸引周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)資源流向集聚區(qū)，導(dǎo)致周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展資源不足，從而抑制了周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

從控制變量來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)系數(shù)顯著為負(fù)，滯后項(xiàng)系數(shù)未通過(guò)檢驗(yàn)，主要是因?yàn)楫?dāng)前中國(guó)仍以資源消耗型傳統(tǒng)發(fā)展模式為主，財(cái)政支農(nóng)會(huì)加大傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的投入，增加資源消耗和環(huán)境污染，阻礙農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。工業(yè)化系數(shù)與滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明本區(qū)域和相鄰區(qū)域工業(yè)化水平的提高均會(huì)抑制本區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，主要是因?yàn)槟壳爸袊?guó)工業(yè)比農(nóng)業(yè)發(fā)展超前，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)生一定擠壓效應(yīng)，吸引走大量農(nóng)業(yè)資源，從而阻礙農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展進(jìn)程。人力資本系數(shù)和滯后項(xiàng)系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)榻逃潭雀叩娜肆Y本更傾向于從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，高質(zhì)量的人力資本在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域投入不足，使其對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)不明顯。城鎮(zhèn)化系數(shù)顯著為正，滯后項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明本區(qū)域城鎮(zhèn)化水平提高會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而相鄰區(qū)域城鎮(zhèn)化水平提高則會(huì)阻礙增長(zhǎng)，這是由于本區(qū)域城鎮(zhèn)化推進(jìn)能夠刺激對(duì)農(nóng)產(chǎn)品需求，且為農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)提供經(jīng)濟(jì)、技術(shù)等支撐，從而促進(jìn)綠色生產(chǎn)效率改善；反之，相鄰區(qū)域城鎮(zhèn)化水平提高，會(huì)產(chǎn)生馬歇爾聚集效應(yīng)，吸引本區(qū)域部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源向相鄰區(qū)域轉(zhuǎn)移，不利于本區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。對(duì)外開(kāi)放系數(shù)與滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明本區(qū)域和相鄰區(qū)域的對(duì)外開(kāi)放程度的提高會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，這是由于農(nóng)業(yè)對(duì)外開(kāi)放程度的提高使市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，倒逼農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者進(jìn)行綠色生產(chǎn)以提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)，增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，從而改善農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。自然災(zāi)害系數(shù)與滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明自然災(zāi)害會(huì)明顯抑制農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，主要是因?yàn)樽匀粸?zāi)害會(huì)迫使農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者增加農(nóng)業(yè)投入，并嚴(yán)重影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，從而使農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率下降。

3.3 空間效應(yīng)分解

為進(jìn)一步分析各變量的空間效應(yīng)，基于偏微分法將各變量的空間總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 空間杜賓模型各變量空間效應(yīng)分解

從核心解釋變量的效應(yīng)分解來(lái)看，本區(qū)域和相鄰區(qū)域的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚均對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有負(fù)向影響，即農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率不僅受當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的負(fù)向影響，還受到相鄰區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚的負(fù)向影響。結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間總效應(yīng)為-1.474，在1%的顯著水平上顯著，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚每提高1%，會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率下降1.474%；其中，直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)分別為-0.360、-1.114，且均在5%水平下顯著，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有空間溢出效應(yīng)，與前文分析結(jié)果一致。從控制變量的效應(yīng)分解來(lái)看，除人力資本不具有空間溢出效應(yīng)外，其余變量都顯現(xiàn)較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)?？赡苁怯捎诋?dāng)前中國(guó)農(nóng)村受教育程度較高的群體流失嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的人力資本普遍較為缺乏，且區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力相對(duì)固定，導(dǎo)致人力資本不具有空間溢出效應(yīng)。

3.4 區(qū)域異質(zhì)性分析

中國(guó)幅員遼闊，區(qū)域之間存在較大的自然和社會(huì)經(jīng)濟(jì)區(qū)位差異，不同區(qū)域間農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響可能存在異質(zhì)性。為此，該文將中國(guó)30個(gè)?。ㄊ?，自治區(qū)，不含西藏、港、澳、臺(tái)地區(qū)）劃分為東、中、西三大區(qū)域，并采用時(shí)間和空間雙重固定的空間杜賓模型分別進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表5。結(jié)果表明，東中西部的空間自回歸系數(shù)分別為-0.049、-0.056、-0.336，均在5%及以上的顯著水平上顯著，再次表明中國(guó)各區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在明顯的空間相關(guān)性，且這種空間相關(guān)性具有區(qū)域異質(zhì)性。造成這種異質(zhì)性的原因主要是區(qū)域之間在農(nóng)業(yè)資源稟賦、農(nóng)業(yè)整體發(fā)展水平、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面差異巨大[30]。

表5 區(qū)域?qū)用婵臻g杜賓模型估計(jì)

從核心解釋變量來(lái)看，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的一次項(xiàng)系數(shù)及其滯后項(xiàng)系數(shù)在東、中、西部均顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗(yàn)證了在該研究期內(nèi)由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚導(dǎo)致區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)壓力過(guò)大，農(nóng)業(yè)要素投入增加，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率主要產(chǎn)生負(fù)向影響，且具有明顯的空間溢出效應(yīng)，與前文研究一致。從控制變量來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)系數(shù)在東部不顯著，在中部和西部顯著為負(fù)，表明中西部粗放式的財(cái)政投入增加了農(nóng)業(yè)資源消耗，不利于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升；工業(yè)化系數(shù)及其滯后項(xiàng)系數(shù)在東部和西部均顯著為負(fù)，在西部不顯著，表明東部與中部較為發(fā)達(dá)的工業(yè)吸走了大量農(nóng)業(yè)資源，阻礙了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升，而西部工業(yè)欠發(fā)達(dá)則不存在該問(wèn)題；人力資本系數(shù)和滯后項(xiàng)系數(shù)在東部顯著為正，在中部和西部不顯著，主要由于東部地區(qū)人口教育程度普遍較高，人力資本較充足，有利于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，而中西部地區(qū)則人力資本相對(duì)匱乏，不能對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用；城鎮(zhèn)化系數(shù)及其滯后項(xiàng)系數(shù)在東部和中部顯著，在西部不顯著，主要是由于東部和中部城鎮(zhèn)化水平較高，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著影響，而西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較低，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率沒(méi)有顯著影響；對(duì)外開(kāi)放系數(shù)與滯后項(xiàng)系數(shù)在東中西部均顯著為正，表明對(duì)外開(kāi)放程度的提升對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響，且該影響具有明顯的空間溢出效應(yīng)；自然災(zāi)害系數(shù)與滯后項(xiàng)系數(shù)在東部不顯著，在中西部顯著為負(fù)，主要是由于東部地區(qū)技術(shù)較為先進(jìn)，抗風(fēng)險(xiǎn)能力較強(qiáng)，自然災(zāi)害的負(fù)面影響較小，而中西部地區(qū)技術(shù)較為落后，且自然災(zāi)害頻發(fā)，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要生產(chǎn)率的影響較大。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

該文首先在理論上分析了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理，并基于1998—2018中國(guó)省域農(nóng)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間杜賓模型考察了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響及空間溢出效應(yīng)，得到以下結(jié)論。

（1）在樣本考察期內(nèi)，中國(guó)各地的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率整體上均具有較強(qiáng)的空間相關(guān)性，即各地的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)受到臨近區(qū)域的影響，假設(shè)1與假設(shè)2得到驗(yàn)證。

（2）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的負(fù)向影響，且該影響具有明顯的空間溢出效應(yīng)，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚不僅對(duì)本區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響，還會(huì)通過(guò)空間溢出效應(yīng)對(duì)相鄰區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響，假設(shè)3和假設(shè)4得到驗(yàn)證。

（3）財(cái)政支農(nóng)、工業(yè)化和自然災(zāi)害對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的負(fù)向影響，城鎮(zhèn)化和對(duì)外開(kāi)放對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。

4.2 討論

（1）把握省域農(nóng)業(yè)空間關(guān)聯(lián)規(guī)律，協(xié)調(diào)區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)自然環(huán)境的依賴(lài)性較高，區(qū)域性發(fā)展明顯。應(yīng)加強(qiáng)地區(qū)間的協(xié)同合作，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)強(qiáng)省輻射帶動(dòng)作用，加強(qiáng)地區(qū)間先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)的交流學(xué)習(xí)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的創(chuàng)新與推廣，實(shí)現(xiàn)區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色、協(xié)調(diào)發(fā)展。

（2）對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)行科學(xué)布局，在區(qū)域資源環(huán)境承載力允許的合理范圍內(nèi)適度引導(dǎo)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展由要素驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變，有效發(fā)揮農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、知識(shí)溢出效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，克服農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚導(dǎo)致的擁擠效應(yīng)、虹吸效應(yīng)和禁錮效應(yīng)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

（3）合理規(guī)劃利用財(cái)政支農(nóng)資金，加大對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型的支持力度，推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化，加強(qiáng)工業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的反哺力度，做好自然災(zāi)害預(yù)警和防控，緩解不可抗因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，提升農(nóng)業(yè)開(kāi)放水平，為農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升營(yíng)造良好環(huán)境。