陳小杰，張興輝，劉曉辰

（中國城市建設(shè)研究院有限公司，北京市 100120）

0 引言

農(nóng)業(yè)、農(nóng)村是人類最基本生活必需品的提供者，拓展農(nóng)業(yè)功能、挖掘農(nóng)業(yè)附加值對(duì)于推動(dòng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)至關(guān)重要[1]。黨的十九大提出構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系、生產(chǎn)體系、經(jīng)營體系，發(fā)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受多方面因素的影響，已有研究顯示中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的空間依賴性[2]，全國區(qū)域農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率不斷提高，農(nóng)田水利設(shè)施、交通設(shè)施、農(nóng)電設(shè)施對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響不一，在我國東中西等不同區(qū)域，流域上中下游等影響亦不同[3-5]。2005年以來，我國農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值由3.9萬億元增加至12.4萬億元，影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的因素眾多且不斷發(fā)生變化，系統(tǒng)性研究各因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響對(duì)于促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展推動(dòng)鄉(xiāng)村振興具有一定的理論與實(shí)踐意義。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

空間計(jì)量模型是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)轉(zhuǎn)向關(guān)注空間特征的產(chǎn)物。空間杜賓模型對(duì)空間滯后模型與空間誤差模型的特征進(jìn)行了綜合，其表達(dá)式為[6]：

式中，δ為空間滯后系數(shù)；

θ是解釋變量的空間滯后系數(shù)；

N是空間單元個(gè)數(shù)；

W為空間權(quán)重矩陣。

1.2 數(shù)據(jù)來源

考慮數(shù)據(jù)的可得性與面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文選擇各省區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的表征，選擇等級(jí)公路里程等外公路里程作為交通條件的表征，選擇農(nóng)村用電量、農(nóng)用柴油使用量作為能源消耗的表征，選擇農(nóng)用塑料薄膜使用量作為農(nóng)用物資消耗的表征，選擇農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、溫室占地面積、節(jié)水灌溉面積作為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的表征，選擇家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積作為農(nóng)業(yè)組織化的表征。由于西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，選擇全國30個(gè)省、市、自治區(qū)，研究時(shí)間為2005～2019年。研究數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)機(jī)械工業(yè)年鑒》《全國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)情況統(tǒng)計(jì)資料》《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》各省統(tǒng)計(jì)年鑒等。涉及產(chǎn)值均按2005年可比價(jià)格計(jì)算。

2 結(jié)果分析

2.1 一般面板數(shù)據(jù)模型回歸與檢驗(yàn)

一般面板數(shù)據(jù)回歸模型顯示農(nóng)村用電量對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，農(nóng)用柴油使用量、溫室占地面積、節(jié)水灌溉面積影響不顯著，其余指標(biāo)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著的正向影響。Global Moran’s I結(jié)果顯示2005～2019年各省、市、自治區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)存在5%水平下顯著的正向空間自相關(guān)性，因此有必要考慮空間效應(yīng)。各項(xiàng)檢驗(yàn)顯示應(yīng)考慮時(shí)間與空間雙固定的空間計(jì)量模型。

2.2 空間自相關(guān)分析及空間滯后與空間誤差效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果分析

運(yùn)用Global Moran’s I指數(shù)對(duì)各省、市、自治區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行空間自相關(guān)性分析，結(jié)果顯示2005～2019年各省、市、自治區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值存在5%水平下顯著的正向空間自相關(guān)性，即鄰近單元農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值對(duì)本單元的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值會(huì)產(chǎn)生正向影響。因此，有必要在一般面板數(shù)據(jù)回歸模型中加入空間效應(yīng)以提高模型的精度。Hausman檢驗(yàn)顯示應(yīng)考慮時(shí)間與空間雙固定的空間計(jì)量模型。對(duì)于時(shí)空雙固定的空間計(jì)量模型，LM檢驗(yàn)及穩(wěn)健性LM檢驗(yàn)均未拒絕“不存在空間滯后項(xiàng)”“不存在空間誤差項(xiàng)”。LR檢驗(yàn)與Wald檢驗(yàn)結(jié)果顯示空間杜賓模型不能簡化為空間滯后模型或空間誤差模型（表1），故需要對(duì)時(shí)空固定形式下的空間杜賓模型進(jìn)行模擬。

表1 時(shí)空固定效應(yīng)下的檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 空間杜賓模型模擬結(jié)果分析

各省區(qū)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的空間溢出效應(yīng)未通過5%的顯著性檢驗(yàn)，即本省區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)鄰近省區(qū)產(chǎn)生的影響并不明確。各因素的回歸系數(shù)和滯后項(xiàng)系數(shù)是未考慮空間溢出二次作用，即各因素的基本作用。結(jié)果顯示：①本省區(qū)及鄰近省區(qū)的農(nóng)用塑料薄膜使用量、溫室占地面積、家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積作用均為正，農(nóng)用塑料薄膜使用量對(duì)本省區(qū)的作用大于對(duì)鄰近省區(qū)的作用，溫室占地面積、家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積則相反。②農(nóng)村用電量對(duì)本省區(qū)的作用為正，對(duì)鄰近省區(qū)的作用為負(fù)。③農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)本省區(qū)的作用為負(fù)，對(duì)鄰近省區(qū)的作用為正。④等級(jí)公路里程等外公路里程的作用體現(xiàn)在本省區(qū)上且均為正，等級(jí)公路里程的影響更大。⑤節(jié)水灌溉面積作用體現(xiàn)在鄰近省區(qū)上且為正。⑥農(nóng)用柴油使用量的作用不明顯（表2）。

表2 空間計(jì)量模型模擬結(jié)果

2.4 直接效應(yīng)與間接效應(yīng)分析

空間杜賓模型中，在空間自相關(guān)作用下，本空間單元解釋變量對(duì)本空間單元被解釋變量的綜合作用稱為直接效應(yīng)，對(duì)鄰近空間單元被解釋變量的綜合作用稱為間接效應(yīng)[7]。計(jì)算結(jié)果顯示：①溫室占地面積、家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均顯著為正，其中溫室占地面積的間接效應(yīng)遠(yuǎn)大于直接效應(yīng)，家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積的間接效應(yīng)與直接效應(yīng)相當(dāng)。②農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)顯著為負(fù)，總效應(yīng)不顯著。③農(nóng)村用電量的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，間接效應(yīng)顯著為正，總效應(yīng)顯著為正。④等級(jí)公路里程等外公路里程的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)不顯著，總效應(yīng)不顯著。⑤農(nóng)用塑料薄膜使用量的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)不顯著，總效應(yīng)顯著為正。⑥農(nóng)用柴油使用量、節(jié)水灌溉面積的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均不顯著。⑦從總效應(yīng)來看，對(duì)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值影響最大的因素從大到小依次是農(nóng)用塑料薄膜使用量、家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積、溫室占地面積、農(nóng)村用電量，且均為正向影響。當(dāng)這4個(gè)影響因素增長1%時(shí)，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的增長依次為0.17%、0.11%、0.09%、0.09%（表3）。

表3 各影響因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

3 結(jié)論與討論

1）農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平存在一定程度上負(fù)的空間自相關(guān)，意味著農(nóng)業(yè)發(fā)展從全國分省層面看趨于分散分布。省域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平受整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，而整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平受非農(nóng)化水平的影響，這種正負(fù)反饋循環(huán)是農(nóng)業(yè)發(fā)展在空間上趨于分散分布的原因之一。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在空間上的負(fù)相關(guān)使得各因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本作用與最終產(chǎn)生的影響不盡相同。

2）家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積、溫室占地面積、農(nóng)用塑料薄膜對(duì)自身和周邊的基本作用與綜合影響主要為正。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)村用電量對(duì)自身和周邊的基本作用相反。等級(jí)公路等外公路對(duì)自身有顯著的正向基本作用與綜合影響，且等級(jí)公路的影響程度更大，對(duì)周邊作用影響不顯著。農(nóng)用柴油使用量、節(jié)水灌溉面積對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響不顯著。

3）推測在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，基礎(chǔ)條件更好的區(qū)域，可通過提高農(nóng)用塑料薄膜等物資的使用來顯著提高自身農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。隨后可加強(qiáng)耕地流轉(zhuǎn)來進(jìn)一步發(fā)展自身的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，此時(shí)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)已開始向鄰近區(qū)域輻射。再之后可擴(kuò)大溫室面積，此時(shí)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)散效應(yīng)十分明顯，對(duì)鄰近區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用明顯高于對(duì)自身的促進(jìn)作用。隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到較高水平，此時(shí)鄉(xiāng)村用電量大幅提高，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展成熟，自身農(nóng)業(yè)向外轉(zhuǎn)移，進(jìn)入縮減期，而此時(shí)對(duì)鄰近區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的輻射作用達(dá)到峰值。