農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化的協(xié)同效應(yīng)研究*

李博偉，邢麗榮，徐 翔

(1.浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，杭州 311300； 2.山東理工大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，淄博 255012； 3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇南京 210095)

0 引言

2016年“中央一號文件”提出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要形成與資源稟賦相匹配的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和區(qū)域布局，形成具有區(qū)域特色的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，從而真正實現(xiàn)集約化、專業(yè)化程度高的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，建設(shè)特色農(nóng)業(yè)的本質(zhì)是推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的區(qū)域分工，充分發(fā)揮不同地區(qū)資源稟賦的比較優(yōu)勢，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化。該文的區(qū)域?qū)I(yè)化是指特定區(qū)域根據(jù)自身優(yōu)勢集中資源生產(chǎn)某一種或某幾種農(nóng)產(chǎn)品(農(nóng)業(yè)區(qū)域?qū)I(yè)化研究課題組， 2003)[1]。從分工經(jīng)濟學(xué)理論來看，區(qū)域?qū)崿F(xiàn)專業(yè)化生產(chǎn)是區(qū)域參與分工的結(jié)果，其好處在于能夠獲得分工經(jīng)濟。斯密(1972)[2]是最早關(guān)注分工經(jīng)濟的經(jīng)濟學(xué)家，他認為分工是經(jīng)濟增長的源泉和動力； 李嘉圖(2103)[3]從比較優(yōu)勢的視角進一步論述了分工產(chǎn)生的原因，認為由于生產(chǎn)比較優(yōu)勢的存在才使得分工成為可能； 熊彼特(1999)[4]分別從外生規(guī)模報酬遞增和內(nèi)生規(guī)模經(jīng)濟兩個方向發(fā)展了斯密的分工理論，認為隨著分工的演進和專業(yè)化水平的提升，生產(chǎn)平均成本和邊際成本均下降； 盛洪(1995)[5]認為專業(yè)分工的經(jīng)濟效率來源于對生產(chǎn)費用的節(jié)約。從微觀角度分析，參與專業(yè)化生產(chǎn)的農(nóng)戶能夠不斷積累知識和經(jīng)驗，提升專業(yè)技能(楊丹， 2012)[6]，從宏觀角度分析，地區(qū)參與專業(yè)分工促使產(chǎn)業(yè)在區(qū)域內(nèi)的集聚，成為技術(shù)創(chuàng)新的動力(呂超等， 2011)[7]。綜合以上文獻可知：專業(yè)化生產(chǎn)能夠更大程度的發(fā)揮比較優(yōu)勢，節(jié)約生產(chǎn)成本，提升生產(chǎn)效率，于是有學(xué)者從微觀和宏觀兩個維度對農(nóng)業(yè)分工專業(yè)化的影響因素做實證研究，微觀研究多以農(nóng)戶調(diào)研為基礎(chǔ)，江雪萍等(2015)[8]利用對廣東省2511個農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)驗證了影響農(nóng)戶參與橫向分工的主要因素包括：土地規(guī)模、資本投入和村莊交通條件； 皺寶玲等(2015)[9]構(gòu)建了“行為能力—交易特性—農(nóng)戶橫向?qū)I(yè)化”的分析框架，認為農(nóng)戶處置能力是導(dǎo)致其參與橫向分工的主要因素，而交易風(fēng)險對橫向分工的影響并不明顯，文章認為這與其調(diào)研樣本集中在市場相對完善的廣東省有關(guān)。宏觀研究多圍繞特定產(chǎn)業(yè)的區(qū)域?qū)I(yè)化展開，衛(wèi)龍寶等(2014)[10]通過分析認為技術(shù)效率提升是我國茶產(chǎn)業(yè)集群形成的主要因素； 盧凌霄等(2010)[11]以山東壽光的蔬菜產(chǎn)業(yè)集群為例，發(fā)現(xiàn)技術(shù)、交通和市場是壽光蔬菜生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化形成的主要因素，自然資源和政府扶持的影響不大； 林正雨等(2017)[12]以四川省12種農(nóng)作物為例，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)地理集聚格局正由自然集聚格局向自然社會集聚格局轉(zhuǎn)變。以上研究表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的區(qū)域?qū)I(yè)化主要受生產(chǎn)效率和交易難度的影響，生產(chǎn)效率提高是獲取分工經(jīng)濟的源泉，完善的交易制度是獲取分工經(jīng)濟的保障，而農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展一方面為農(nóng)戶提供各種信息、技術(shù)和金融支持，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，促進區(qū)域比較優(yōu)勢得以充分發(fā)揮(郝愛民， 2013)[13]； 另一方面各種農(nóng)業(yè)服務(wù)組織能夠幫助農(nóng)戶快速搜尋交易對象、防范交易中的機會主義行為，從而降低農(nóng)戶參與分工的風(fēng)險，促進專業(yè)化生產(chǎn)的實現(xiàn)(潘錦云， 2011)[14]，但是已有研究較少從農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的視角分析農(nóng)業(yè)區(qū)域?qū)I(yè)化形成原因，由此提出問題：農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)作為提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，降低交易風(fēng)險的重要產(chǎn)業(yè)，能否促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化水平？區(qū)域橫向?qū)I(yè)化水平提高是否會引致農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)需求的增加？

該文研究聚焦于省級層面區(qū)域農(nóng)業(yè)橫向?qū)I(yè)化程度，從生產(chǎn)效率和交易成本兩方面理論分析農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和區(qū)域?qū)I(yè)化之間的相互影響機制，以各省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集中度指數(shù)衡量區(qū)域農(nóng)業(yè)專業(yè)化水平，運用全國28個省2003—2015年的面板數(shù)據(jù)建立聯(lián)立方程組模型實證檢驗農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和區(qū)域?qū)I(yè)化之間的協(xié)同效應(yīng)，依據(jù)所得結(jié)論為促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化、形成具有區(qū)域特色的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)提供對策建議。

1 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化關(guān)系的理論分析

該文從生產(chǎn)效率、交易成本兩方面構(gòu)建了一個農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化水平相互關(guān)系的分析框架。

1.1 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)提高生產(chǎn)效率，增加分工經(jīng)濟

專業(yè)化生產(chǎn)的動力是獲取分工經(jīng)濟，分工經(jīng)濟產(chǎn)生的源泉是專業(yè)化生產(chǎn)效率的提高。因此，生產(chǎn)效率的提高進而產(chǎn)生更多的分工經(jīng)濟是農(nóng)戶選擇專業(yè)化生產(chǎn)的重要原因。已經(jīng)有學(xué)者證實農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率(郝愛民， 2011)[15]，該文認為農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)主要通過優(yōu)化要素配置和促進技術(shù)進步兩條途徑提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，具體分析如下。

圖1 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)優(yōu)化要素配置 圖2 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)促進技術(shù)進步

在圖1中，為了獲得y1的產(chǎn)出，最節(jié)約生產(chǎn)成本的生產(chǎn)方式是在點E1，然而，農(nóng)戶受限于要素稟賦約束只能在點B處進行生產(chǎn)，此時，生產(chǎn)中勞動投入過量而資本投入不足，農(nóng)戶付出了C1的成本卻只獲得y1的產(chǎn)出，存在生產(chǎn)效率損失。農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的作用便是幫助農(nóng)戶優(yōu)化要素組合方式，使得農(nóng)戶能夠以最低成本C2獲得y1的產(chǎn)出。在現(xiàn)實生產(chǎn)中，農(nóng)業(yè)金融服務(wù)業(yè)和農(nóng)機社會化服務(wù)是幫助農(nóng)戶實現(xiàn)要素優(yōu)化配置的兩種重要方式。金融服務(wù)業(yè)幫助農(nóng)戶緩解信貸約束，農(nóng)機社會化服務(wù)既提高了機械使用效率，又降低了農(nóng)戶單獨持有農(nóng)機導(dǎo)致的專用性風(fēng)險。

在圖2中，農(nóng)戶投入成本C3能夠?qū)崿F(xiàn)y2的產(chǎn)出，生產(chǎn)技術(shù)的進步意味著要素能夠發(fā)揮更高的效率，可以理解為要素價格下降，即預(yù)算約束線由C3向右移動至C4，C3和C4代表的預(yù)算約束是相等的，農(nóng)戶獲得的產(chǎn)出由y2提高至y3，農(nóng)戶在成本不變的情況下獲得了產(chǎn)出的提高。在現(xiàn)實中，農(nóng)技服務(wù)業(yè)的發(fā)展是農(nóng)戶實現(xiàn)技術(shù)進步的重要方式。

在生產(chǎn)效率低下且市場交易不發(fā)達的情況下，農(nóng)戶即使參與分工也難以獲得較高的分工經(jīng)濟，甚至分工經(jīng)濟低于市場交易成本。生產(chǎn)效率的提高使得農(nóng)戶能夠獲得更多的分工經(jīng)濟，參與分工的積極性提高，區(qū)域生產(chǎn)的專業(yè)化水平相應(yīng)提高。農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)興起通過優(yōu)化要素配置、促進技術(shù)進步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，促進了區(qū)域的專業(yè)化生產(chǎn)，最終發(fā)展成為具有區(qū)域特色的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。對此的經(jīng)濟學(xué)分析如下。

圖3 生產(chǎn)可能性曲線

1.2 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)降低交易成本，保證分工經(jīng)濟的取得

如果說生產(chǎn)效率提高是分工專業(yè)化的動力，交易成本上升則會阻礙區(qū)域參與專業(yè)化生產(chǎn)。假設(shè)有A、B兩個區(qū)域分別生產(chǎn)M1、M2兩種農(nóng)產(chǎn)品，區(qū)域A在生產(chǎn)產(chǎn)品M1上具有比較優(yōu)勢，區(qū)域B在生產(chǎn)產(chǎn)品M2上具有比較優(yōu)勢，在自給自足的情況下，兩個區(qū)域只能剛好生產(chǎn)滿足自己所需的y1單位M1和y2單位M2，但如果區(qū)域A集中所有資源生產(chǎn)產(chǎn)品M1，區(qū)域B集中所有資源生產(chǎn)M2，則區(qū)域A和區(qū)域可分別生產(chǎn)y3單位的M1和M2，y3>y1+y2，在市場信息完全的情況下，區(qū)域A用y1單位的產(chǎn)品與區(qū)域B交換y2單位的產(chǎn)品M2，如此一來，區(qū)域A和區(qū)域B均實現(xiàn)了分工經(jīng)濟，分工經(jīng)濟的大小為y3-(y1+y2)，然而市場信息往往是不完全的，交易雙方存在信息不對稱且交易過程中存在發(fā)生機會主義行為的可能，由此產(chǎn)生的交易費用會部分甚至完全抵消分工經(jīng)濟，從而阻礙區(qū)域參與專業(yè)化生產(chǎn)。農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)中的流通服務(wù)業(yè)能夠有效降低交易費用，農(nóng)村交通運輸?shù)耐晟?、批發(fā)市場的建立、物流網(wǎng)點的增加均大大降低了交易成本，尤其是各種中間服務(wù)性組織，如農(nóng)民專業(yè)合作社、行業(yè)協(xié)會的存在，大大拉近了小農(nóng)戶和大市場之間的距離，使得區(qū)域?qū)I(yè)化生產(chǎn)成為可能。

綜上所述，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)一方面能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、獲得更多分工經(jīng)濟，成為提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化水平的動力； 另一方面降低交易費用，減少提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化水平的阻力。因此理論分析的結(jié)果是農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠促進區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化，而區(qū)域?qū)I(yè)化程度提高必然使得農(nóng)戶增加分工經(jīng)濟同時降低交易費用的動機加強，對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的需求增加，促進了農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。因此，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展和區(qū)域?qū)I(yè)化之間存在協(xié)同效應(yīng)。由此得出該文的研究假說：

H1：區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展正向影響區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度。

H2：區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度正向影響區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

2 數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)置與指標選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

該文的數(shù)據(jù)為2003—2015年我國28個省的面板數(shù)據(jù)，其中香港、澳門以及臺灣省的數(shù)據(jù)無法取得，河北省和黑龍江省的數(shù)據(jù)因不完整而被剔除，內(nèi)蒙古的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以畜牧業(yè)為主，該文側(cè)重關(guān)注種植業(yè)專業(yè)化程度，因此也不包含在該文的樣本中。之所以選擇2003年后的數(shù)據(jù)是因為農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)在2003年以前是缺失的。

該文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，部分數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒。獲取的原始數(shù)據(jù)主要有：各省各年度糧食作物，棉花，油料，糖料作物，煙草，蔬菜園藝作物，水果、其他作物等八類農(nóng)作物的產(chǎn)值； 各省各年度農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值； 各省各年度的耕地面積、農(nóng)業(yè)機械總動力、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、有效灌溉面積、農(nóng)村人均純收入、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額以及農(nóng)村人口數(shù)。其中，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)村人均純收入和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額均換算成以2003年為基期的可比價格，當中某些省份個別年份出現(xiàn)數(shù)據(jù)缺失的情況，該文的處理辦法為取前后兩年的平均值替代。

2.2 變量選取及描述性分析

(1)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度：區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度參見江雪萍等(2015)[8]的做法，選取區(qū)域中各種農(nóng)作物產(chǎn)值在經(jīng)營作物種類之間的集中分布程度。借鑒赫爾芬達爾—赫希曼集中度指數(shù)的計算方法，具體計算公式如下

(1)

G表示區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化程度，yi表示區(qū)域內(nèi)第i種農(nóng)作物的產(chǎn)值，Y表示區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)年度總產(chǎn)值。

(2)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平：選取以2003年為基期的農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值(As)，單位為億元，衡量區(qū)域農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。

(3)控制變量：控制其他可能影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化程度的因素，參見吳清華等(2015)[16]，主要從區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素稟賦角度選取變量，具體包括：土地投入(Land)，用耕地面積表示，單位為千hm2； 機械投入(Machine)，用機械總動力表示，單位為萬kW； 勞動力投入(Labour)，用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)表示，單位為萬人； 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，用有效灌溉面積占總耕地面積比例(Water)表示。該文從農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)生的條件出發(fā)選取影響農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展的外生控制變量，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)生的首要條件是農(nóng)戶購買力的提升，選取區(qū)域內(nèi)農(nóng)村居民年均收入(Income)作為控制變量，單位為100元/人/年； 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展有賴于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的完善，比如，物流服務(wù)業(yè)的發(fā)展需要完善的道路交通，技術(shù)服務(wù)業(yè)的發(fā)展需要完善通信設(shè)施，該文參見駱永民、樊麗明(2012)[17]的研究選取農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額中的交通運輸、倉儲、郵政以及信息傳遞和軟件業(yè)投資(Facility)衡量農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施完善程度，按照農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)取平均值，單位為100元/人。

對各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

變量GAsLandMachineLabourWaterIncomeFacility平均值29.259.23 778.81 870.51 098.749.6327.3標準差5.866.32 755.81 969.8775.523159.5最大值50.5431.9142 13.59 199.32 670115.682.5125.1最小值11.21179.696.553.7315.60.1

2.3 計量模型設(shè)置

由于該文待驗證的假說為區(qū)域農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度之間的相互作用關(guān)系，因此需要構(gòu)建一個包括區(qū)域農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度在內(nèi)的聯(lián)立方程組。設(shè)置兩方程的結(jié)構(gòu)模型，方程采取雙對數(shù)形式：

lnG=α0+α1lnAs+α2lnLand+α3lnMachine+α4lnLabour+α5lnWater+ξit

(2)

lnAs=β0+β1lnG+β2lnGt-1+β3lnIncome+β4lnFacility+ηit

(3)

方程(2)、(3)中G、Gt-1分別表示每個省份當年和滯后一年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度，之所以在方程(2)中放入滯后項是考慮到區(qū)域?qū)I(yè)化水平提高引致對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的需求具有滯后性，As表示每個省份各年的農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。Machine、Labour、Water、Income、Facility分別表示每個省各年的機械投入、農(nóng)業(yè)勞動力投入、有效灌溉面積占總耕地面積比例、農(nóng)民人均收入和人均基礎(chǔ)設(shè)施投資額。α0、β0表示方程(1)(2)的固定效應(yīng)，ξit、ηit是隨機擾動項，α1、α2、α3、α4、α5、β1、β2、β3、β4是待估參數(shù)。

3 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化聯(lián)動效應(yīng)的計量分析

3.1 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化的相關(guān)性分析

該文計算農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值(As)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)(G)的相關(guān)系數(shù)以初步判斷兩者是否具有相關(guān)關(guān)系及關(guān)系強弱。結(jié)果見表2。

表2 各省農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與區(qū)域?qū)I(yè)化程度相關(guān)系數(shù)測算

東部中部西部省份相關(guān)系數(shù)省份相關(guān)系數(shù)省份相關(guān)系數(shù)北京0.72山西-0.86廣西-0.37天津0.44吉林-0.21重慶-0.48遼寧0.79安徽-0.11四川0.1上海0.47江西-0.31貴州0.87江蘇0.74河南-0.14云南0.85浙江0.7湖北0.86西藏0.87福建0.57湖南0.44陜西0.56山東-0.33甘肅0.85廣東0.31青海0.85海南0.38寧夏0.88新疆0.52

在全部28個省份中，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與區(qū)域農(nóng)業(yè)專業(yè)化程度相關(guān)系數(shù)為正的省份有20個，總體看來兩者表現(xiàn)出明顯的正相關(guān)性； 東部地區(qū)除山東省外的其他各省農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與區(qū)域農(nóng)業(yè)專業(yè)化程度相關(guān)系數(shù)均為正，且北京、遼寧、江蘇、浙江、福建的相關(guān)系數(shù)值超過0.5，說明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展和區(qū)域農(nóng)業(yè)專業(yè)化程度具有較強的正向相關(guān)性； 中部地區(qū)除湖北、湖南外的其余各省農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與區(qū)域?qū)I(yè)化相關(guān)系數(shù)均為負，說明中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和區(qū)域生產(chǎn)專業(yè)化間沒有表現(xiàn)出正向相關(guān)性； 西部地區(qū)除廣西、重慶外的其他各省農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與區(qū)域?qū)I(yè)化相關(guān)系數(shù)均為正，且貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆的農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值和區(qū)域?qū)I(yè)化程度相關(guān)系數(shù)大于0.5，說明西部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與區(qū)域農(nóng)業(yè)專業(yè)化之間具有強烈的正向相關(guān)性。

3.2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

該文選擇LLC檢驗，得出各變量的單位根(ADF)檢驗結(jié)果(表3)。

表3 變量的單位根檢驗

變量lnGlnGt-1lnAslnLandlnMachinelnLabourlnWaterlnIncomelnFacility調(diào)整t統(tǒng)計量-10.3-16.3-15.3-6.8-8.7-5.4-9.5-13.9-10.6伴隨概率0000000.01400檢驗結(jié)果平穩(wěn)平穩(wěn)平穩(wěn)平穩(wěn)平穩(wěn)平穩(wěn)平穩(wěn)平穩(wěn)平穩(wěn) 注:根據(jù)Schwarz信息準則確定最優(yōu)滯后期

單位根檢驗結(jié)果表明,有效灌溉面積占比(lnWater)在5%的水平上拒絕原假設(shè)，其他變量在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

3.3 農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與區(qū)域?qū)I(yè)化關(guān)系的計量分析

檢驗聯(lián)立方程組的可識別性發(fā)現(xiàn)，兩個方程的階條件和秩條件均成立，均屬于過度識別，因此采用兩階段最小二乘估計(2SLS)或三階段最小二乘估計(3SLS)，考慮到3SLS相比2SLS更有效(李子奈， 1992)[18]，該文采用3SLS對聯(lián)立方程組進行估計，結(jié)果見表4。

表4 聯(lián)立方程估計結(jié)果

變量全國東部中部西部系數(shù)標準誤系數(shù)標準誤系數(shù)標準誤系數(shù)標準誤方程(1)lnAs0.08???0.0270.099??0.0450.1520.4010.342?0.177lnLand-0.1???0.016-0.158??0.0640.567???0.0590.1050.126lnMachine-0.0210.0260.045???0.0150.0390.0640.2040.205lnLabour-0.09???0.016-0.152???0.022-0.064???0.015-0.010.04lnWater0.0080.02-0.051??0.0220.417???0.0550.0380.036C4.23???0.1874.63???0.2643.45???0.461.9121.585R-sq0.5230.4630.3920.508chi-2194.04???162.93???67.42???108.36???方程(2)lnG0.8792.771-10.495???3.0941.5836.6520.3212.619lnGt-15.348??2.5415.874??2.4374.531??2.2157.474??3.358lnIncome0.698???0.1180.928???0.280.582???0.0620.425??0.217lnFacility0.081?0.0470.167?0.1011.206??0.529-0.1570.106C12.462???1.22530.018???3.43318.95??8.84213.647???3.117R-sq0.2670.5970.2960.418chi-2243.75???81.34???34.25???142.34??? 注:?、??、???分別表示參數(shù)估計通過10%、5%、1%的顯著性檢驗,C、R-sq、chi-2分別表示常數(shù)項、擬合優(yōu)度和卡方統(tǒng)計量

3.3.1 全國總體層面上，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化協(xié)同效應(yīng)明顯

方程(1)中農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的系數(shù)估計值為0.08，在1%的水平上通過z檢驗，表明農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的區(qū)域集中度指數(shù)提高0.08%； 方程(2)中當期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)的系數(shù)估計值沒有通過顯著性檢驗，滯后一期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)的系數(shù)估計值為5.348，在5%的水平上通過z檢驗，表明前一期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)提高1%，當期農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值提高5.348%，證明了生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化程度提高引致農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)需求增加具有滯后性。在全國范圍內(nèi)，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化互相促進，驗證了研究假說H1和H2。農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化存在協(xié)同效應(yīng)。

方程(1)中，耕地面積減少1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)增加0.1%，結(jié)果通過1%的z檢驗，可能的原因是，耕地數(shù)量減少使得提高耕地利用效率的動機加強，專業(yè)化生產(chǎn)能夠提高生產(chǎn)效率，減少耕地浪費； 農(nóng)業(yè)勞動力投入減少1%，生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化程度增加0.09%，結(jié)果通過1%的z檢驗，可能的原因是，農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移使得農(nóng)業(yè)勞動力成本上升，引發(fā)農(nóng)戶尋求勞動節(jié)約型的生產(chǎn)方式，而專業(yè)化生產(chǎn)能夠節(jié)約勞動力。方程(2)中，農(nóng)民人均收入增加1%，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加0.698%，結(jié)果通過1%的z檢驗，與預(yù)期相符，農(nóng)民收入提高促使對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展的有效需求增加； 農(nóng)村人均基礎(chǔ)設(shè)施投資額增加1%，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加0.081%，結(jié)果通過10%的z檢驗，符合預(yù)期，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展依賴于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的完善。

3.3.2 西部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化協(xié)同效應(yīng)最強烈

在方程(1)中，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)有10%水平上顯著正向影響，彈性系數(shù)為0.342，高于東部和中部地區(qū)該變量的影響彈性； 在方程(2)中，西部地區(qū)滯后一期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值有5%水平上顯著正向影響，彈性系數(shù)為7.474，高于東部和中部該指標的影響彈性。結(jié)果表明，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化表現(xiàn)出互相促進的關(guān)系，且這種協(xié)同效應(yīng)強于其他地區(qū)。該文認為產(chǎn)生這一結(jié)果的主要原因是西部地區(qū)的自然環(huán)境具有較強的特異性，比如甘肅、新疆等地的溫帶沙漠氣候，云南、貴州的高原氣候，這種特異性強的自然環(huán)境使得大宗農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)受到限制，卻為特色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)創(chuàng)造了有利條件，新疆的葡萄產(chǎn)業(yè)和云南的花卉產(chǎn)業(yè)均是發(fā)揮區(qū)域自然稟賦優(yōu)勢形成的特色產(chǎn)業(yè)，因此，西部地區(qū)具有比東、中部地區(qū)實現(xiàn)農(nóng)業(yè)區(qū)域?qū)I(yè)化的先天優(yōu)勢，正是自然稟賦的特異性使得農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)對西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化的推動作用更強，反過來，由于西部地區(qū)原本農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平低下，因此，區(qū)域分工形成后，對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的需求拉動效應(yīng)很強，在兩方面的共同作用下，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化水平表現(xiàn)出最強的協(xié)同效應(yīng)。

在控制變量中，除農(nóng)民人均收入對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值有5%水平上顯著正向的影響外，其他變量均沒有產(chǎn)生顯著影響，可能的原因是西部地區(qū)耕地以坡地為主，增加了機械對勞動的替代難度，水資源匱乏使得灌溉條件不及東、中部，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件沒有對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化水平產(chǎn)生顯著影響； 西部的地形和氣候增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)難度，因此基礎(chǔ)設(shè)施投資目前看來沒有顯著促進農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

3.3.3 東部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化表現(xiàn)出協(xié)同效應(yīng)，但弱于西部

方程(1)中，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)有5%水平上顯著正向影響，彈性系數(shù)為0.099，低于西部地區(qū)該變量的影響彈性； 方程(2)中，滯后一期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值有5%水平上顯著正向影響，彈性系數(shù)為5.874，低于西部地區(qū)該變量的影響彈性，高于中部地區(qū)該變量的影響彈性。結(jié)果表明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化之間表現(xiàn)出相互促進的協(xié)同效應(yīng)，且協(xié)同效應(yīng)弱于西部地區(qū)，強于中部地區(qū)。該文的解釋是，東部地區(qū)發(fā)達的生產(chǎn)力和完善的市場使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的區(qū)域分工已經(jīng)初步形成，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)也已經(jīng)發(fā)展至較高水平，因此，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和區(qū)域?qū)I(yè)化之間產(chǎn)生強烈相互促進作用的階段已經(jīng)過去，在農(nóng)業(yè)區(qū)域布局基本形成的情況下，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和區(qū)域?qū)I(yè)化水平之間相互影響的敏感程度下降。

在其他影響東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化程度的變量中，耕地投入每減少1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)增加0.158%，結(jié)果通過5%的z檢驗； 機械投入量增加1%，生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)提高0.045%，結(jié)果通過1%的z檢驗； 勞動力投入減少1%，生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)增加0.152%，結(jié)果通過1%的z檢驗，以上結(jié)果均符合預(yù)期； 有效灌溉面積占總耕地面積比例增加1%，生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)下降0.051%，結(jié)果通過5%的z檢驗，說明在東部地區(qū)，灌溉條件的改善促進了多元化經(jīng)營。在其他影響東部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展的因素中，農(nóng)民人均收入和農(nóng)村人均基礎(chǔ)設(shè)施投資額對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值分別有1%和10%水平上顯著正向影響，彈性系數(shù)分別為0.928和0.167，農(nóng)民增收和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施完善拉動了東部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展，結(jié)果符合預(yù)期。

3.3.4 中部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化沒有表現(xiàn)出明顯的協(xié)同效應(yīng)

方程(1)中，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)對中部地區(qū)的區(qū)域?qū)I(yè)化水平?jīng)]有顯著影響； 在方程(2)中，前一期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)對當期農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值有5%水平上正向影響，彈性系數(shù)為4.531，低于東部和西部該變量的影響彈性。結(jié)果表明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與區(qū)域生產(chǎn)專業(yè)化之間并沒有表現(xiàn)出十分明顯的協(xié)同效應(yīng)，區(qū)域?qū)I(yè)化促進了農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，但農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)沒有對區(qū)域?qū)I(yè)化產(chǎn)生顯著影響。可能的原因是，中部地區(qū)沒有極具特點的自然環(huán)境，其地形、氣候適合多種農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，因此中部地區(qū)不具備發(fā)展區(qū)域?qū)I(yè)化的先天優(yōu)勢，同時，中部地區(qū)的要素價格，如土地、勞動力等均低于東部，因此使得中部地區(qū)成為保障我國農(nóng)產(chǎn)品供給的重要陣地，為了滿足日益多元化的市場需求，中部地區(qū)需要利用有限的資源生產(chǎn)出盡可能豐富的產(chǎn)品，相應(yīng)的區(qū)域?qū)I(yè)化發(fā)展受到制約。

在其他影響中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化程度的變量中，耕地投入減少1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)下降0.567%，結(jié)果通過1%的z檢驗，說明耕地減少促使中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更加多元化，側(cè)面反映了中部地區(qū)在我國農(nóng)產(chǎn)品供給中的重要地位； 農(nóng)業(yè)勞動力投入對生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)產(chǎn)生1%水平上顯著負向影響，彈性系數(shù)為0.064，原因在于地區(qū)內(nèi)河南、安徽、湖南、湖北和江西是全國排名前列的勞動力輸出大省，農(nóng)業(yè)勞動力減少對區(qū)域?qū)I(yè)化的影響效應(yīng)強； 有效灌溉面積占比增加1%，生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)提高0.417%，結(jié)果通過1%的z檢驗。在其他影響中部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展的因素中，農(nóng)民人均收入增加1%，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加0.582%，結(jié)果通過1%的z檢驗； 農(nóng)村人均基礎(chǔ)設(shè)施投資額增加1%，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加1.206%，結(jié)果通過1%的z檢驗，兩組結(jié)果均與預(yù)期相符。

4 結(jié)論與對策建議

該文主要結(jié)論：從全國層面來看，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化之間表現(xiàn)出互相促進的協(xié)同效應(yīng)，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的區(qū)域集中度指數(shù)提高0.08%，前一期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)提高1%，當期農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值提高5.348%； 分地區(qū)來看，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化協(xié)同效應(yīng)最強烈； 東部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化表現(xiàn)出協(xié)同效應(yīng)，但弱于西部； 中部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化沒有表現(xiàn)出明顯的協(xié)同效應(yīng)。

該文認為進一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)布局，建設(shè)具有區(qū)域特色的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)應(yīng)當充分利用農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和區(qū)域?qū)I(yè)化之間的協(xié)同效應(yīng)：(1)加快農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展以滿足區(qū)域?qū)I(yè)化過程中對農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的需求，具體應(yīng)當在鄉(xiāng)鎮(zhèn)鼓勵農(nóng)業(yè)服務(wù)企業(yè)的創(chuàng)辦、政府設(shè)立專項資金給予支持； (2)地方政府應(yīng)當對地區(qū)資源稟賦作出合理評估，從而引導(dǎo)發(fā)展具有區(qū)域特色的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)規(guī)模化、專業(yè)化的特色產(chǎn)業(yè)，同時基層政府在農(nóng)民和農(nóng)業(yè)服務(wù)企業(yè)間牽線搭橋，促進三產(chǎn)融合，依靠區(qū)域?qū)I(yè)化帶動農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟繁榮； (3)西部地區(qū)充分利用農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)與區(qū)域?qū)I(yè)間強烈協(xié)同效應(yīng)，同時重視完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施以保障協(xié)同效應(yīng)的持續(xù)發(fā)揮； 東部地區(qū)突破發(fā)展瓶頸需要一方面在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中引入先進的科學(xué)技術(shù)，使得專業(yè)化生產(chǎn)由資源導(dǎo)向型向技術(shù)導(dǎo)向型轉(zhuǎn)變，另一方面拓展農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，從而再次激活農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)和區(qū)域生產(chǎn)專業(yè)化之間的協(xié)同效應(yīng)； 中部各省在保障農(nóng)產(chǎn)品多樣化供給的前提下，在縣域甚至更小的范圍內(nèi)發(fā)展特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，同樣能夠?qū)崿F(xiàn)小范圍的專業(yè)化經(jīng)濟，比如安徽省金寨縣利用其特有的高山氣候大力發(fā)展高山有機米，取得了很好的效果。