基于空間計(jì)量模型的耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響研究

盧新海，唐一峰，易家林，姜 旭

（1.華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.華中師范大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢430079；3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)土地管理學(xué)院，江蘇 南京 210095）

1 引言

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是實(shí)現(xiàn)人口、土地和產(chǎn)業(yè)要素在城鄉(xiāng)間優(yōu)化配置、城鄉(xiāng)互動(dòng)和融合發(fā)展過程[1]，伴隨此過程，作為鄉(xiāng)村主要生產(chǎn)、生活、生態(tài)空間之一的耕地，其利用形態(tài)也將發(fā)生轉(zhuǎn)型。耕地利用轉(zhuǎn)型是指耕地利用形態(tài)變化的趨勢(shì)性轉(zhuǎn)折，隨著學(xué)者們?cè)诟乩棉D(zhuǎn)型研究路徑與指標(biāo)體系建構(gòu)[2-3]、耕地利用轉(zhuǎn)型模式與格局[4-5]等方面開展研究，耕地利用轉(zhuǎn)型研究進(jìn)一步擴(kuò)展到分析其社會(huì)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響成為重要研究內(nèi)容之一。耕地利用轉(zhuǎn)型可分為顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型[6]，決定了其對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的兩條影響路徑。耕地利用顯性轉(zhuǎn)型側(cè)重于從耕地?cái)?shù)量和空間格局形態(tài)變化的角度分析其對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。學(xué)者們[7-8]驗(yàn)證了耕地?cái)?shù)量變化與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，部分學(xué)者[9-10]指出在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中維持耕地?cái)?shù)量穩(wěn)定是推進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的重要原因。在耕地空間格局研究方面，陳英[11]等以耕地景觀破碎度作為表征耕地空間格局的指標(biāo)，認(rèn)為耕地景觀破碎度對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在正負(fù)效應(yīng)。耕地利用隱性轉(zhuǎn)型聚焦于因農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變動(dòng)、耕地經(jīng)營方式和耕地經(jīng)營主體變化等方面對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。羅必良[12-13]、錢忠好[14]等學(xué)者的研究表明，國家耕地產(chǎn)權(quán)管制松動(dòng)引致耕地經(jīng)營方式和耕地經(jīng)營主體等方面的變革是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉之一。唐軻[15]、祝志勇[16]等指出耕地經(jīng)營方式和經(jīng)營主體的變化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在長期效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，向敬偉[17]、張安錄[18]等比較分析了各個(gè)地域單元耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響效應(yīng)的差異性。

由于耕地空間位置相鄰性促使耕地利用主體行為會(huì)間接影響其他利用主體福利，因此耕地利用具有外部性。PACE和LESAGE[19]將PIGOU[20]提出的外部性理論延伸到空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，認(rèn)為解釋變量變動(dòng)會(huì)產(chǎn)生對(duì)該地域單元的影響（直接效應(yīng)）以及其他地域單元的影響（溢出效應(yīng)）。在實(shí)證研究方面，盧新海[21]、黃凌翔[22]等學(xué)者基于空間計(jì)量模型理論與方法分析了土地利用與經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量間的關(guān)系。在耕地利用研究領(lǐng)域，以往學(xué)者忽略了耕地利用與相鄰地域單元在地理空間上的空間相關(guān)性。那么，耕地利用顯性轉(zhuǎn)型、隱性轉(zhuǎn)型和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是否存在空間相關(guān)性？若存在，兩條轉(zhuǎn)型路徑分別會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生多大的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)？

基于此，本文以糧食生產(chǎn)大省湖南省100個(gè)縣（市）域單元為研究樣本，擬在已有研究基礎(chǔ)上，先測算湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型的空間自相關(guān)性，構(gòu)建空間計(jì)量模型分析耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的直接效應(yīng)、溢出效應(yīng)，為推進(jìn)湖南省耕地資源的合理配置與利用，提升耕地利用和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)同性提供參考依據(jù)。

2 理論機(jī)制分析

2.1 耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)

耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)聚焦于對(duì)本地域單元的影響。耕地利用顯性轉(zhuǎn)型通過耕地?cái)?shù)量變化和耕地空間格局變化影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長[2，6]。在受“其他土地類型稀缺路徑”（如木材市場需求增長和人們生態(tài)意識(shí)提高引致的退耕還林政策）和“經(jīng)濟(jì)增長路徑”（如城市建設(shè)用地能獲得更多經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出）[23]的影響下，土地管理者和利用者為了尋求利潤最大化，將耕地轉(zhuǎn)化為非農(nóng)建設(shè)用地或者其他農(nóng)業(yè)用地類型，導(dǎo)致耕地資源相對(duì)稀缺，也促使耕地管理者和利用者通過土地綜合整治等手段實(shí)現(xiàn)耕地集約利用，挖掘耕地內(nèi)在潛力。土地綜合整治推進(jìn)了農(nóng)村生產(chǎn)、生活、生態(tài)空間重構(gòu)，緩解了耕地空間格局破碎化，增加了耕地有效面積，改善了耕地質(zhì)量和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，增加了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，但也可能由于耕地連片化造成耕地種植方式單一，不利于規(guī)避生產(chǎn)過程中的風(fēng)險(xiǎn)，抑制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長[11]。

與耕地利用顯性轉(zhuǎn)型相比，耕地利用隱性轉(zhuǎn)型涉及農(nóng)地產(chǎn)權(quán)、經(jīng)營主體、經(jīng)營模式和投入等多種形態(tài)屬性的變化[2，6]，因此耕地利用隱性轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有多條影響路徑。耕地產(chǎn)權(quán)變動(dòng)方面，在農(nóng)村土地集體所有制度未發(fā)生根本性變化的背景下，國家將農(nóng)地產(chǎn)權(quán)束中的全部或部分權(quán)利重新賦予農(nóng)戶，最大限度地調(diào)動(dòng)了農(nóng)戶生產(chǎn)積極性[14]，同時(shí)也優(yōu)化了農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)，激勵(lì)農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)附加值較高的多年生經(jīng)濟(jì)作物[13]，影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。相關(guān)研究表明，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)管制放松后中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)績效相應(yīng)增加了92.86%[12]。在耕地經(jīng)營模式和經(jīng)營主體變化方面，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門與非農(nóng)生產(chǎn)部門存在收益差，年輕勞動(dòng)力更傾向于向城鎮(zhèn)非農(nóng)生產(chǎn)部門流動(dòng)，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)管制松動(dòng)增強(qiáng)了農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)要素市場中契約選擇和交易農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的自主性，推進(jìn)了耕地由低效率經(jīng)營主體流向高效率經(jīng)營主體[25]，為實(shí)現(xiàn)耕地規(guī)模經(jīng)營提供了內(nèi)生動(dòng)力條件，提高了耕地資源配置效率[14]，影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。在耕地經(jīng)營投入方面，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移不僅促進(jìn)了非農(nóng)生產(chǎn)部門繁榮，也增加了農(nóng)戶收入，務(wù)工農(nóng)民又通過匯款等方式反哺農(nóng)村，為改進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、購買農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力提供資金支持[24]，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

2.2 耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)

耕地位置具有空間相鄰性，耕地利用轉(zhuǎn)型可能會(huì)產(chǎn)生對(duì)鄰近縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，本文將耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)機(jī)制總結(jié)為兩種路徑。

一是經(jīng)濟(jì)績效競爭路徑，耕地利用顯性轉(zhuǎn)型主要通過此路徑實(shí)現(xiàn)其對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)。當(dāng)前地方政府官員選拔和晉升與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效緊密掛鉤，形成了“自上而下的標(biāo)尺競爭”，若鄰近地域單元的政府通過調(diào)整土地資源在不同產(chǎn)業(yè)部門間配置或者改善耕地空間格局以獲得更多農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，受競爭效應(yīng)的影響，本地域單元地方政府也可能會(huì)效仿并制定相應(yīng)耕地利用政策以增加農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，相關(guān)研究表明，本地域單元耕地非農(nóng)化數(shù)量變動(dòng)1%，鄰近地域單元耕地非農(nóng)化數(shù)量則相應(yīng)變動(dòng)0.16%[10]，也間接產(chǎn)生影響鄰近縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)。

二是要素流動(dòng)路徑，表現(xiàn)為勞動(dòng)力、資金和技術(shù)等生產(chǎn)要素在不同地域單元上流動(dòng)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量和年齡結(jié)構(gòu)變化是耕地利用隱性轉(zhuǎn)型的直觀表現(xiàn)形式之一，這可能造成農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力難以勝任犁地、育秧和收割等高強(qiáng)度作業(yè)環(huán)節(jié)，出于降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本需要，新型耕地經(jīng)營主體會(huì)將這部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包給其他地域單元上具有一定生產(chǎn)實(shí)力、擁有大中型農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備的勞動(dòng)力[25]，以此形成跨區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織，推進(jìn)了農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)市場發(fā)育[13，26]，這有效緩解了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力瓶頸，影響鄰近地域單元農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。另外，勞動(dòng)力在不同地域單元從事農(nóng)業(yè)或非農(nóng)生產(chǎn)所獲得的資金流向居住地，為農(nóng)戶自行改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和設(shè)施提供了資金支持，也增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長空間相關(guān)性。

圖1 耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)框架Fig.1 Framework of direct and spillover effects of cultivated land use transition on agricultural economic growth

基于以上理論分析，本文認(rèn)為耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在直接效應(yīng)，還通過經(jīng)濟(jì)績效競爭路徑和要素流動(dòng)路徑增強(qiáng)了地域單元間農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的空間相關(guān)性，產(chǎn)生了影響鄰近地域單元農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)（圖1），下面將進(jìn)一步探究耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型的效應(yīng)差異。

3 區(qū)域概況、變量選取與研究方法

3.1 區(qū)域概況

湖南省位于長江中游地區(qū)，行政區(qū)域面積21.18萬km2，是中國重要的糧食生產(chǎn)基地，耕地約占全省土地總面積的15.53%，其中湘北洞庭湖平原與湘中衡邵丘崗區(qū)為耕地集中分布區(qū)。截止到2015年，湖南省種植業(yè)產(chǎn)值為2 666.201 8億元，占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值49.87%，糧食產(chǎn)量約3 232萬t，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)1 762.31萬人。本文以湖南省的100個(gè)縣（市）為研究樣本。

3.2 變量選取與數(shù)據(jù)來源

3.2.1 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長測度

本文以種植業(yè)產(chǎn)值作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長（AEG）的代理變量，這是因?yàn)榉N植業(yè)產(chǎn)值反映了在耕地上用于產(chǎn)品、服務(wù)產(chǎn)生的總支出和所獲得的總收入。為了消除物價(jià)波動(dòng)的影響，將各年度農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值折算為1995年可比價(jià)。種植業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于1995年、2000年、2005年、2010年、2015年《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.2.2 耕地利用轉(zhuǎn)型測度

（1）耕地利用顯性轉(zhuǎn)型（DFT）表現(xiàn)為一定區(qū)域在特定時(shí)期內(nèi)耕地?cái)?shù)量與空間格局形態(tài)變化[6]。耕地?cái)?shù)量形態(tài)（AN）可采用耕地總面積[8]、建設(shè)用地占用耕地面積[10]、人均耕地面積[27]等指標(biāo)反映，人均耕地面積同時(shí)從耕地?cái)?shù)量和耕地經(jīng)營格局變化兩個(gè)視角反映耕地利用顯性轉(zhuǎn)型[3]，因此，本文采用人均耕地面積（耕地總面積/農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量）衡量耕地?cái)?shù)量形態(tài)；耕地空間格局（PD）采用耕地景觀破碎度（耕地斑塊數(shù)/耕地總面積[28]）表征。

各類用地面積從中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心提供的1995年、2000年、2005年、2010年和2015年5期100 m×100 m 《中國多時(shí)期土地利用土地覆被遙感監(jiān)測數(shù)據(jù)集（CNLUCC）》中提取，數(shù)據(jù)具有較高可信度[29]，并將遙感數(shù)據(jù)集導(dǎo)入Fragstats 4.1平臺(tái)中計(jì)算耕地景觀破碎度。

（2）耕地利用隱性轉(zhuǎn)型（RFT）。耕地利用隱性轉(zhuǎn)型學(xué)者們采用了多種測度方法，曲藝[30]等基于產(chǎn)業(yè)發(fā)展角度，選用市轄區(qū)地均第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值表征；程久苗[31]等構(gòu)建了涵蓋土地利用經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)、環(huán)境多維視角的指標(biāo)體系測度。根據(jù)龍花樓[6]等對(duì)耕地利用隱性轉(zhuǎn)型的定義，耕地利用隱性轉(zhuǎn)型可通過質(zhì)量、產(chǎn)權(quán)、經(jīng)營方式、投入產(chǎn)出、效率效益和功能等形態(tài)反映。耕地功能形態(tài)是耕地資源綜合體在其生物化學(xué)聯(lián)合過程、以其為基礎(chǔ)的物理聯(lián)合過程中構(gòu)成的耕地質(zhì)量體現(xiàn)，而耕地資源綜合體是由氣候、土壤、地形、利用與經(jīng)營方式、產(chǎn)權(quán)等多種要素構(gòu)成的自然地理—社會(huì)經(jīng)濟(jì)綜合體[32]，因此，本文從耕地功能形態(tài)視角衡量耕地隱性轉(zhuǎn)型。

耕地是同時(shí)具有生產(chǎn)商品性產(chǎn)出與非商品性產(chǎn)出雙重屬性的聯(lián)合生產(chǎn)系統(tǒng)[33]?；谶@一特性，可將耕地功能形態(tài)分為生產(chǎn)功能（PRO）、生活功能（LIFE）以及生態(tài)功能（ECO）形態(tài)。耕地生產(chǎn)功能形態(tài)反映的是勞動(dòng)者在耕地上進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)所獲得的產(chǎn)品數(shù)量，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長最為直觀的表現(xiàn)形式之一，參考相關(guān)研究[28]，本文采用單位耕地面積糧食作物產(chǎn)量、單位耕地面積經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)量以及復(fù)種指數(shù)（農(nóng)作物播種面積/耕地總面積）[17]衡量；耕地生活功能形態(tài)表征的是耕地所能承擔(dān)的就業(yè)能力以及提供家庭收入來源能力，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化推進(jìn)了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移，擴(kuò)寬了農(nóng)戶收入來源和非農(nóng)生產(chǎn)部門的繁榮，反哺農(nóng)業(yè)發(fā)展，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化能帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。借鑒相關(guān)研究[17，18]，本文使用農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量占鄉(xiāng)村人口數(shù)量比重、家庭經(jīng)營收入占農(nóng)村人均純收入比重以及人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力衡量；生態(tài)功能形態(tài)可以使人們從耕地上獲取除食物之外的多種收益和附加價(jià)值[34]，增加耕地利用收益，關(guān)注的是耕地維持生態(tài)系統(tǒng)的恢復(fù)力、環(huán)境凈化能力，因此，選用耕地占生態(tài)用地比例（耕地總面積/（行政區(qū)域土地總面積-建設(shè)用地面積））、單位耕地面積化肥施用量表征。以上數(shù)據(jù)來源于1995年、2000年、2005年、2010年和2015年《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《湖南農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，耕地占生態(tài)用地比例依據(jù)CNLUCC提取到的各類用地面積計(jì)算。

3.3 研究方法

3.3.1 投影尋蹤模型

在選取好衡量耕地利用轉(zhuǎn)型指標(biāo)體系后，為了避免人為主觀賦權(quán)的弊端，提升結(jié)果的科學(xué)可靠性，本文選用投影尋蹤模型[35]測度耕地利用顯性轉(zhuǎn)型、隱性轉(zhuǎn)型綜合水平，以及隱性轉(zhuǎn)型各個(gè)具體形態(tài)水平。投影尋蹤模型的基本步驟包括樣本標(biāo)準(zhǔn)化處理、構(gòu)建投影指標(biāo)函數(shù)和投影目標(biāo)函數(shù)、確定合理投影方向和投影值。

空間計(jì)量模型是根據(jù)空間自回歸模型進(jìn)行空間延伸得到的，其基本形式包括空間滯后模型、空間誤差模型和空間Durbin模型。本文將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的空間滯后模型（1）、空間誤差模型（2）和空間Durbin模型設(shè)定如下：

式（1）—式（3）中：lnAEG表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的對(duì)數(shù)；DFT表示耕地利用顯性轉(zhuǎn)型，RFT表示耕地利用隱性轉(zhuǎn)型；Wij為空間權(quán)重矩陣，本文采用二進(jìn)制鄰接矩陣表達(dá)各縣域單元間的鄰近關(guān)系（當(dāng)縣域單元i與j相鄰接，W=1；當(dāng)縣域單元i與j不相鄰，W=0）；ρ度量了第j個(gè)縣域單元耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)第i個(gè)縣域單元農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度；β、σ表示耕地利用轉(zhuǎn)型估計(jì)系數(shù)。

將耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型作為整體代入空間計(jì)量回歸方程中，并未考慮其具體形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的不同，為了探究顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型各個(gè)形態(tài)的差異性，構(gòu)建了以下表達(dá)式：

式（4）—式（6）中：EDFT表示耕地利用顯性轉(zhuǎn)型各個(gè)形態(tài)；ERFT表示耕地利用隱性轉(zhuǎn)型各個(gè)形態(tài)。

PACE和LESAGE[19]等利用求偏微分的方法推導(dǎo)出總效應(yīng)、直接效應(yīng)（與解釋變量相關(guān)的任何一個(gè)對(duì)象變化對(duì)該地域單元本身的影響）以及溢出效應(yīng)（潛在地對(duì)其他地區(qū)產(chǎn)生的影響）表達(dá)式為：

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 空間相關(guān)性分析

在構(gòu)建空間計(jì)量模型之前，需要先檢驗(yàn)變量是否存在空間相關(guān)性。Moran's I統(tǒng)計(jì)量反映的是空間鄰接或空間鄰近的縣域單元屬性值的相似程度，其取值范圍一般在［-1，1］之間，越接近1，表示縣域單元間的關(guān)系越密切；越接近-1，說明縣域單元間的差異越大或分布越不集中。由表1可以發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、耕地利用顯性轉(zhuǎn)型與隱性轉(zhuǎn)型及其各形態(tài)的Moran's I為正，并且絕大部分年份在10%水平內(nèi)顯著，這表明耕地位置空間相鄰性引致耕地生產(chǎn)要素投入和產(chǎn)出具有空間關(guān)聯(lián)性，并造成農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和耕地利用轉(zhuǎn)型都存在顯著正向空間相關(guān)性。

表1 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和耕地利用轉(zhuǎn)型各形態(tài)Moran's I 指數(shù)Tab.1 Moran's I of AEG, DFT, RFT and their forms

為了進(jìn)一步探究耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的空間相關(guān)性差異，采用Moran's I散點(diǎn)圖分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和耕地利用顯性轉(zhuǎn)型、隱性轉(zhuǎn)型的散點(diǎn)分布是否具有相似性。本文以2015年為例，結(jié)果如圖2所示：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、耕地利用顯性轉(zhuǎn)型分別有76個(gè) 、67個(gè)縣域位于第一、三象限，耕地利用隱性轉(zhuǎn)型各縣域主要分布在第一象限。一方面說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與耕地利用顯性轉(zhuǎn)型間的空間關(guān)聯(lián)性可能高于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與耕地利用隱性轉(zhuǎn)型間的空間關(guān)聯(lián)性，另一方面說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長快的縣域其周邊縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長也較快，耕地利用顯性轉(zhuǎn)型水平較高（低）的縣域其鄰近縣域的轉(zhuǎn)型水平也比較高（低），而耕地利用隱性轉(zhuǎn)型存在高高集聚的空間關(guān)聯(lián)特征。

研究結(jié)果顯示：與基礎(chǔ)組相對(duì)比，分析組患者的不良反應(yīng)率低，依從率和滿意率高，圖像質(zhì)量優(yōu)（P＜0.05）。原因分析：臨床護(hù)理路徑在現(xiàn)代護(hù)理理念基礎(chǔ)上，繼承傳統(tǒng)護(hù)理優(yōu)點(diǎn)，優(yōu)化護(hù)理不足之處，圍繞患者為中心，從病情、心理、生理等方面，設(shè)計(jì)護(hù)理方案，開展護(hù)理工作，有效確保臨床療效，促使護(hù)理質(zhì)量提高，讓患者更加滿意護(hù)理服務(wù)。臨床護(hù)理路徑規(guī)范作為護(hù)理人員執(zhí)行工作的標(biāo)準(zhǔn)，護(hù)理人員嚴(yán)格要求自己按照護(hù)理計(jì)劃實(shí)施工作，有效彌補(bǔ)護(hù)理人員素質(zhì)參差不齊、能力不足的缺陷，為患者提供更加優(yōu)質(zhì)、舒適的護(hù)理服務(wù)。

4.2 空間計(jì)量模型設(shè)定與檢驗(yàn)

通過上文論述，本文在確定農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、耕地利用轉(zhuǎn)型具有空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間計(jì)量模型分析耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長可能產(chǎn)生的影響。

根據(jù)表2，當(dāng)采用傳統(tǒng)LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)時(shí)，不管是否考慮耕地利用轉(zhuǎn)型具體形態(tài)，空間固定效應(yīng)模型的4個(gè)結(jié)果均拒絕了分別在1%的顯著水平下沒有空間被解釋變量的原假設(shè)和沒有空間自相關(guān)誤差項(xiàng)的原假設(shè)，這表明空間滯后模型和空間誤差模型兩個(gè)模型同時(shí)成立。接下來應(yīng)進(jìn)一步確定三個(gè)模型之間的關(guān)系，根據(jù)ELHORST[36]提出的判定方法，可以依據(jù)假設(shè)和進(jìn)行判斷。第一個(gè)假設(shè)用來檢驗(yàn)空間Durbin模型能否簡化為空間滯后模型，第二個(gè)假設(shè)用來檢驗(yàn)空間Durbin模型能否簡化為空間誤差模型。未考慮耕地利用轉(zhuǎn)型具體形態(tài)的Wald和LR檢驗(yàn)結(jié)果表明能拒絕空間Durbin模型能簡化空間滯后模型和空間誤差模型的假設(shè)，這說明可以采用空間Durbin模型。考慮耕地利用轉(zhuǎn)型各形態(tài)的Wald和LR檢驗(yàn)不能拒絕兩個(gè)假設(shè)，為了同時(shí)將空間滯后模型和空間誤差模型進(jìn)行一般化，當(dāng)LM檢驗(yàn)所指向的模型與Wald和LR檢驗(yàn)所指向的模型不一致時(shí)，應(yīng)該采用空間Durbin模型[36]。

圖2 2015年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型Moran's I散點(diǎn)圖Fig.2 The Moran's I scatter plot of AEG, DFT and RFT in 2015

空間Durbin模型估計(jì)結(jié)果顯示（表3），不管是否考慮耕地利用轉(zhuǎn)型具體形態(tài)，空間滯后被解釋變量的系數(shù)都為正，且在1%水平下顯著，表明湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在正向溢出效應(yīng)，各縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在協(xié)同促進(jìn)關(guān)系，縣域間經(jīng)濟(jì)績效競爭和縣域間要素流動(dòng)一定程度上激發(fā)了區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的活力與動(dòng)力。當(dāng)未考慮耕地利用轉(zhuǎn)型具體形態(tài)時(shí)，耕地利用顯性轉(zhuǎn)型系數(shù)為-0.58，且顯著，這表明耕地利用顯性轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長造成了負(fù)面影響，耕地利用隱性轉(zhuǎn)型的系數(shù)為0.21但并不顯著，耕地利用隱性轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長并無顯著影響。加入變量的空間滯后項(xiàng)后，本縣域耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型水平每提升1%，相鄰縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)將分別下降1.38%、1.82%，這顯然與上文得出的“農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在正向溢出效應(yīng)”的結(jié)論相矛盾，而且也并不能體現(xiàn)兩大轉(zhuǎn)型各形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的差異性。

考慮耕地利用轉(zhuǎn)型具體形態(tài)后的空間Durbin模型結(jié)果表明：第一，考慮耕地利用轉(zhuǎn)型具體形態(tài)后，模型擬合度由0.51增加到0.95，顯著提升；第二，耕地利用轉(zhuǎn)型各形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)更加直觀，本縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長1%，相鄰縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)將會(huì)增長0.28%，耕地利用顯性轉(zhuǎn)型中的耕地?cái)?shù)量形態(tài)、隱性轉(zhuǎn)型中的耕地生產(chǎn)功能形態(tài)會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接正向影響；第三，變量的空間滯后項(xiàng)中，W×AN、W×PD、W×PRO與空間滯后被解釋變量的方向和顯著性一致，這表明耕地?cái)?shù)量形態(tài)、耕地空間格局形態(tài)和耕地生產(chǎn)功能形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在正向溢出效應(yīng)。整體看來，考慮轉(zhuǎn)型具體形態(tài)后模型估計(jì)結(jié)果相對(duì)于未考慮轉(zhuǎn)型形態(tài)更具有合理性。

表2 無空間交互效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)Tab.2 Test results of panel data model with no spatial interaction effect

4.3 直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)分析

根據(jù)式（7）—式（9），將表3考慮轉(zhuǎn)型具體形態(tài)估計(jì)結(jié)果分解為直接效應(yīng)、溢出效應(yīng)與總效應(yīng)，如表4所示。

表3 基于空間固定效應(yīng)的空間Durbin模型估計(jì)結(jié)果Tab.3 The result of SDM based on spatial fixed effect

4.3.1 耕地利用顯性轉(zhuǎn)型各形態(tài)的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)分析

耕地?cái)?shù)量形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)系數(shù)為9.84，溢出效應(yīng)系數(shù)為0.85，并且都在1%水平下顯著，分別占到總效應(yīng)的96.47%、34.97%，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)耕地?cái)?shù)量的依賴性較強(qiáng)。人均耕地?cái)?shù)量增加有利于推進(jìn)耕地規(guī)模經(jīng)營，提升耕地利用效率，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，而以GDP、財(cái)政收入增長為主的地方官員績效考核體系加強(qiáng)了縣域政府間的競爭，提升了縣域耕地?cái)?shù)量變化的空間相關(guān)性[10]，產(chǎn)生了對(duì)相鄰縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的正向溢出效應(yīng)。耕地破碎度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)系數(shù)接近0，并不顯著，其原因可能在于：耕地破碎化有利于農(nóng)戶采用多種方式經(jīng)營種植業(yè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力充分利用，規(guī)避或分?jǐn)傓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；但是耕地破碎度減少了耕地有效使用面積，增加了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力生產(chǎn)時(shí)間成本，減少了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出[37]，兩種效應(yīng)相互抵消。在對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長并無顯著影響的情況下，本縣域耕地破碎度增加1%，相鄰縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)會(huì)增長0.81%，說明盡管耕地破碎化造成了勞動(dòng)力時(shí)間成本額外損耗，但也推動(dòng)了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力在相鄰縣域耕地地塊間的流動(dòng)，避免勞動(dòng)力瓶頸，促進(jìn)了相鄰縣域耕地農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

表4 耕地利用轉(zhuǎn)型各形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)Tab.4 The direct and spillover effect of DFT, RFT's forms

4.3.2 耕地利用隱性轉(zhuǎn)型各形態(tài)的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)分析

耕地生產(chǎn)功能形態(tài)的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)系數(shù)分別為0.15、0.58，并都在1%水平下顯著，可能是因?yàn)楫a(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性改善激勵(lì)了農(nóng)戶增加耕地生產(chǎn)性投資，提高了耕地商品性產(chǎn)出，另外，在以GDP、財(cái)政收入增長為主的地方官員績效考核體系下，本縣域因發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、推廣機(jī)械化生產(chǎn)等帶來的生產(chǎn)功能水平提升激勵(lì)了相鄰縣域耕地生產(chǎn)功能提升，推進(jìn)了區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展。耕地生活功能形態(tài)對(duì)本縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)為負(fù)，但并不顯著，溢出效應(yīng)系數(shù)為-0.12，在10%水平上顯著，表明耕地生活功能形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響并不明顯，原因可能在于：農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移弱化了耕地勞動(dòng)力投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的正向直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，但是，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移擴(kuò)寬了農(nóng)戶收入來源，有利于改進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和推廣農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)，增加了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，農(nóng)機(jī)跨區(qū)服務(wù)形成的農(nóng)業(yè)分工形式也提升了農(nóng)機(jī)服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的正向溢出效應(yīng)[26]，因而，在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)機(jī)械化分工雙重作用下，耕地生活功能形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著。耕地生態(tài)功能形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)都不顯著，可能是因?yàn)楹鲜〈蟛糠挚h域的主要生態(tài)用地類型為林地，林地對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了耕地，同時(shí)，長時(shí)間過度施用化肥、土地重金屬污染也抑制了耕地生態(tài)功能形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長應(yīng)發(fā)揮的促進(jìn)作用。

5 結(jié)論與啟示

本文以湖南省為研究區(qū)域，采用空間計(jì)量模型探究了耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型各個(gè)形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，得到以下研究結(jié)論。

（1）湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和耕地利用轉(zhuǎn)型各形態(tài)的Moran's I均為正，這說明耕地空間位置相鄰性增強(qiáng)了耕地上要素投入、商品和非商品產(chǎn)出的空間相關(guān)性，促使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長耕地利用轉(zhuǎn)型呈現(xiàn)出顯著空間集聚性和空間關(guān)聯(lián)性。

（2）基于空間計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果表明，耕地利用顯性轉(zhuǎn)型和隱性轉(zhuǎn)型各形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長不僅存在直接效應(yīng)，還產(chǎn)生了影響相鄰縣域的溢出效應(yīng)，表現(xiàn)為本縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長1%，相鄰縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)將會(huì)增長0.28%。

（3）耕地利用顯性轉(zhuǎn)型各形態(tài)對(duì)湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用高于耕地利用隱性轉(zhuǎn)型各形態(tài)。耕地?cái)?shù)量形態(tài)的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)分別占到總效應(yīng)的96.47%、34.97%，當(dāng)前農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)耕地要素投入的依賴性較強(qiáng)；耕地景觀破碎度對(duì)本縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長并無影響，但通過推動(dòng)勞動(dòng)力在相鄰縣域間的流動(dòng)避免了勞動(dòng)力約束，對(duì)鄰近縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了正向溢出效應(yīng)。耕地利用隱性轉(zhuǎn)型各形態(tài)中，產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性提升對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生的激勵(lì)作用和當(dāng)前以GDP等為主要考核內(nèi)容的縣域競爭，促使耕地生產(chǎn)功能形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了顯著正向直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)；由于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)機(jī)械化分工帶來的雙重效應(yīng)造成了耕地生活功能形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著；林地的替代效應(yīng)、長時(shí)間的耕地粗放利用和未解決的土地重金屬污染問題導(dǎo)致耕地生態(tài)功能形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長并未發(fā)揮應(yīng)有的促進(jìn)作用。

基于以上研究結(jié)論，本文得到以下啟示。

（1）應(yīng)在尊重農(nóng)戶意愿的基礎(chǔ)上有序推進(jìn)耕地規(guī)模經(jīng)營。本文研究結(jié)果表明耕地?cái)?shù)量形態(tài)提升對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在最顯著的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，但依據(jù)土地報(bào)酬遞減規(guī)律，耕地?cái)?shù)量投入到一定程度后可能會(huì)造成耕地低效利用，耕地景觀格局對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)研究結(jié)果也表明維持適度耕地細(xì)碎化在一定程度上能促進(jìn)鄰近縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，因此，理應(yīng)在尊重農(nóng)戶意愿的基礎(chǔ)上有序推進(jìn)耕地流轉(zhuǎn)和耕地規(guī)模經(jīng)營。

（2）提升耕地利用隱性轉(zhuǎn)型各形態(tài)對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，著重培養(yǎng)與耕地規(guī)模經(jīng)營相適應(yīng)的多種新型耕地經(jīng)營主體，構(gòu)建耕地、林地、草地、水域生態(tài)用地相協(xié)調(diào)的土地利用系統(tǒng)，增強(qiáng)耕地對(duì)于維持生態(tài)系統(tǒng)平衡的作用。

（3）依據(jù)各縣域資源稟賦與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性，在理性對(duì)待縣域間競爭的基礎(chǔ)上，加強(qiáng)縣域間耕地整治、耕地輪作休耕和農(nóng)業(yè)機(jī)械化服務(wù)等方面的合作，提升區(qū)域耕地利用系統(tǒng)協(xié)同性。

本文從縣級(jí)尺度，采用空間計(jì)量模型分析了耕地利用顯性轉(zhuǎn)型與隱性轉(zhuǎn)型各形態(tài)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)，對(duì)實(shí)現(xiàn)區(qū)域耕地協(xié)同利用，推動(dòng)區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有重要意義，但是本文并未考慮到各縣域單元因主體功能定位可能帶來的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)差異性，也并未測算耕地利用轉(zhuǎn)型影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的趨勢(shì)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，這是未來需要進(jìn)一步研究的方向。