農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

耿銀昂，高 強

（中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100）

改革開放四十多年來，我國農(nóng)業(yè)取得輝煌的成就。以種植業(yè)為代表，1978 年種植業(yè)總產(chǎn)值1 117.50 億元，至2018 年達到61 452.6 億元；糧食產(chǎn)量則由1978 年30 476.5 萬噸升至2018年的65 789.2 萬噸。農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力，其高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展關(guān)乎每個人的切身利益。然而，我國農(nóng)業(yè)仍處于由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的過渡階段，傳統(tǒng)要素的大量投入帶來的農(nóng)業(yè)增長愈發(fā)顯得捉襟見肘，日積月累造成環(huán)境污染、資源浪費、生產(chǎn)成本高、農(nóng)民增收難等諸多問題。毋庸置疑，提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是推進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇。2018 年中央一號文件中亦指出“提高農(nóng)業(yè)創(chuàng)新力、競爭力和全要素生產(chǎn)率”；2019 年中央一號文件進一步強調(diào)，要強化創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展，推進農(nóng)業(yè)由增產(chǎn)導(dǎo)向轉(zhuǎn)向提質(zhì)導(dǎo)向。

目前，學(xué)者們對于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的研究主要涉及兩個方面:一是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的核算與分析；二是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素研究。在農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測算中，部分學(xué)者將農(nóng)業(yè)面源污染作為非期望產(chǎn)出納入農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的分析框架中[1-4]，還有部分學(xué)者則分析了考慮碳排放約束的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率[5-9]，兩者均證實不考慮非期望產(chǎn)出的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率是不符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程的，其結(jié)果將是失真的。對于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素研究，主要涉及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村人力資本、城鄉(xiāng)收入差距、新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)信息化等因素[10-15]。

而隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程的推進，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象日趨明顯，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)不斷涌現(xiàn)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚提高了農(nóng)產(chǎn)品的市場競爭力，推動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，提高了農(nóng)民收入，增加了區(qū)域競爭優(yōu)勢，對于解決“三農(nóng)”問題有著重要影響[16]。然而，學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注工業(yè)領(lǐng)域產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象，對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚關(guān)注度不夠，更鮮有農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究。鑒于此，本文依據(jù)2000—2017 年中國省域面板數(shù)據(jù)，在全面核算碳排放約束下農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，利用空間計量模型，實證分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

本文可能的創(chuàng)新之處在于：一、研究視角方面，深入探究了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機理，在此基礎(chǔ)上進行實證檢驗，為農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的研究提供新的視角；二、研究方法方面，利用空間計量模型進行實證分析，打破了傳統(tǒng)計量模型各地區(qū)均質(zhì)、無溢出效應(yīng)的局限。

一、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機理分析

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高對于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要，大多數(shù)研究表明，其發(fā)展地區(qū)差異性明顯；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚作為影響綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素，會對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進作用還是抑制作用呢？是如何產(chǎn)生這種作用的呢？本文將通過影響機理分析及實證分析解答上述問題，以便于更清晰地認識到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚在其中扮演的角色，促進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（一）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)影響綠色全要素生產(chǎn)率

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的結(jié)構(gòu)效應(yīng)將通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化來實現(xiàn)，不同時期、不同地域聚集區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是不同的。集聚初期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理會通過增加農(nóng)業(yè)碳排放等非期望產(chǎn)出的形式影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，例如要素投入結(jié)構(gòu)的影響，農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜等要素過度投入會對自然環(huán)境造成破壞。集聚后期，通過市場及政府政策調(diào)節(jié)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得以調(diào)整優(yōu)化，高效設(shè)施農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)涌現(xiàn)，清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新得以發(fā)展[17]，將有利于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

（二）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚通過規(guī)模效應(yīng)影響綠色全要素生產(chǎn)率

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的規(guī)模效應(yīng)包括規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、規(guī)模不經(jīng)濟效應(yīng)、規(guī)模外部效應(yīng)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，形成農(nóng)業(yè)專業(yè)帶，企業(yè)、農(nóng)戶和政府三方協(xié)調(diào)，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模擴大，生產(chǎn)能力增強，平均生產(chǎn)成本降低，抗風險能力提高，對于清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新及末端治理技術(shù)創(chuàng)新的投入會有更高的熱情[18]；在龍頭企業(yè)的帶動下，農(nóng)戶環(huán)保意識增強，采用清潔低碳技術(shù)的意愿提高；政府層面則會出臺一系列政策鼓勵、扶持和引導(dǎo)集聚區(qū)發(fā)展，同時為了兼顧生態(tài)文明建設(shè)，保護農(nóng)村居民生活環(huán)境，會進一步強化環(huán)境管制，提高企業(yè)進入門檻，從而有利于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)又好又快發(fā)展；此外，集聚區(qū)達到一定規(guī)模，有利于人才回流，既能夠提高勞動者素質(zhì)，提高要素投入質(zhì)量，又緩解青壯年勞動力轉(zhuǎn)移帶來的農(nóng)村蕭條局面[19]。從這一角度看，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能夠促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

規(guī)模不經(jīng)濟效應(yīng)則表現(xiàn)為，當集聚區(qū)規(guī)模進一步擴大，并且超出一定限度時，隨著投入要素增加，單位生產(chǎn)成本相對提高，規(guī)模收益遞減，有損企業(yè)經(jīng)濟效益。此時，企業(yè)抵御風險能力有所下降，技術(shù)創(chuàng)新行為將相對保守，更依賴于要素投入，所消耗的能源及排放的污染物將進一步增加，導(dǎo)致環(huán)境污染。由此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚將對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。

在不同的產(chǎn)業(yè)集聚階段，規(guī)模外部效應(yīng)的影響也不相同。集聚初期，區(qū)域內(nèi)各類經(jīng)營主體的規(guī)模偏小，經(jīng)營策略相對保守，同時政府環(huán)境管制相對寬松，因此，更偏向于通過要素投入增加產(chǎn)出，而非技術(shù)創(chuàng)新。這一行為可能對區(qū)域內(nèi)及周邊區(qū)域的環(huán)境造成破壞，抑制農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。集聚后期，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，農(nóng)業(yè)物質(zhì)技術(shù)裝備水平不斷提高，技術(shù)擴散和知識溢出更為廣泛[20]。由此，各經(jīng)營主體的聯(lián)系更為密切，規(guī)模較大的經(jīng)營主體可以為小農(nóng)戶等提供生產(chǎn)性服務(wù)，小規(guī)模的經(jīng)營主體也可以通過學(xué)習模仿獲得先進的技術(shù)，尤其是可以滿足居民消費結(jié)構(gòu)升級趨勢的清潔生產(chǎn)技術(shù)。這一行為可能促進區(qū)域內(nèi)以及區(qū)域外技術(shù)水平的整體提高，對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生推動作用。而當集聚區(qū)規(guī)模過大時，這種技術(shù)創(chuàng)新保守行為可能會對區(qū)域內(nèi)及區(qū)域外科技水平的持續(xù)發(fā)展造成阻礙，尤其是風險較高的清潔生產(chǎn)技術(shù)。

通過上述分析可知，不同集聚水平、不同集聚時期的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響是不同的，因此，未經(jīng)實證檢驗之前無法確定具體的影響方向。但由于其規(guī)模外部效應(yīng)的存在，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率是存在空間效應(yīng)的，這種空間效應(yīng)主要通過基礎(chǔ)設(shè)施共享、技術(shù)擴散和知識溢出等因素實現(xiàn)對區(qū)域內(nèi)及周邊區(qū)域的綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

二、研究方法、指標選取與數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

1.農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度模型。本文采用SBM-GML 模型估算中國31 個省份農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，其數(shù)學(xué)表達式如下：

基于上述分析，同時構(gòu)建產(chǎn)出導(dǎo)向的GML 生產(chǎn)率指數(shù)：

2.空間相關(guān)性檢驗。在運用空間計量模型進行實證分析前，首先要檢驗地區(qū)間變量是否存在空間相關(guān)性。目前大部分學(xué)者都使用Moran 提出的空間自相關(guān)指數(shù)Moran's I，該指數(shù)一般介于（-1，1）。Moran's I>0 表示空間正相關(guān)性，其值越大，空間相關(guān)性越明顯；Moran's I<0 表示空間負相關(guān)性，其值越小，空間差異越大；Moran's I=0，空間呈隨機性。其計算公式為：

3.空間面板模型。常用的空間計量模型包括空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SLM），其中，SEM 模型所探究的是模型誤差項在空間上相關(guān)，SLM 模型所探究的是當變量間的空間依賴性對模型顯得非常關(guān)鍵而導(dǎo)致了空間相關(guān)時的情形。其具體的模型設(shè)定如下：

SEM 模型：

式（8）和式（9）中，腳注i 和t 分別表示地區(qū)和觀察年份；Y 為因變量，Xj代表一系列自變量；εit和μit為服從正態(tài)分布的隨機誤差項；αj、λ、ρ 為系數(shù)；w為空間權(quán)重矩陣，本文選用0～1 矩陣、空間地理距離矩陣進行實證分析。其中，地理距離矩陣基于各省份經(jīng)緯度，以MATLAB 歐氏距離公式生成。

（二）指標選取與數(shù)據(jù)來源

1.自變量農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率

基于數(shù)據(jù)可得性，結(jié)合碳排放、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率相關(guān)文獻，構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測算指標體系，包含投入、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出三個維度，具體指標如下：

（1）投入變量。①勞動投入。由于狹義農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)尚未有官方統(tǒng)計，杜江等（2016）[21]以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比重作為權(quán)重，乘以農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)確定。但2012 年后，農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)并不公布，本文以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)代替農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)，單位為萬人。②土地投入。以各地區(qū)農(nóng)作物播種面積表示，單位為千公頃。③機械動力投入。以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比重作為權(quán)重，乘以農(nóng)業(yè)機械總動力得到，單位為萬千瓦。④化肥投入。以各地區(qū)實際農(nóng)用化肥折純量表示，單位為萬噸。⑤農(nóng)膜投入。以各地區(qū)實際農(nóng)膜使用量表示，單位為噸。⑥農(nóng)藥投入。以各地區(qū)實際農(nóng)藥施用量表示，單位為噸。⑦灌溉投入。以農(nóng)業(yè)有效灌溉面積表示，單位為千公頃。

（2）期望產(chǎn)出變量。以農(nóng)業(yè)增加值為期望產(chǎn)出，利用2000 年為基期換算為不變價格，單位為億元。

（3）非期望產(chǎn)出變量。以農(nóng)業(yè)碳排放作為非期望產(chǎn)出，主要包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的碳排放，水稻生長過程碳排放以及秸稈燃燒碳排放。其中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的碳排放包括化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)用柴油、農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)業(yè)有效灌溉面積六個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動產(chǎn)生的碳排放量。上述三類農(nóng)業(yè)碳排放源，各碳排放系數(shù)及數(shù)據(jù)處理主要參考李波等（2011）[22]、閔繼勝和胡浩（2012）[23]、劉麗華等（2011）[24]學(xué)者的相關(guān)研究確定。農(nóng)業(yè)碳排放量單位為萬噸。

2.核心解釋變量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚

采用區(qū)位熵指數(shù)來度量各地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度（AGG），其計算公式如下：

其中，AGGis表示i 地區(qū)農(nóng)業(yè)的區(qū)位熵指數(shù)；Ais為區(qū)域i 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值；Ai為區(qū)域i 所有產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值；As為全國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值；A 為全國全部產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值。當AGGis>1 時，表示i 地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度較高，反之亦然。

為了驗證農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率之間是否存在非線性關(guān)系，本文嘗試引入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的二次項、三次項考察其階段性特征。

3.控制變量

（1）受災(zāi)率（dar）。表征自然因素影響，以受災(zāi)面積占農(nóng)作物播種面積的比重表示。（2）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（strg）。以各地區(qū)糧食作物播種面積與經(jīng)濟作物播種面積的比值表示。（3）農(nóng)業(yè)公共投資（pia）。以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比重作為權(quán)重，乘以農(nóng)林水事務(wù)財政支出作為農(nóng)業(yè)財政支出，用其占財政支出之比表示。（4）城鎮(zhèn)化率（nul）。用城鎮(zhèn)人口或非農(nóng)人口占各地區(qū)年末總?cè)丝诒戎乇硎尽?/p>

以上數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《新中國60 年統(tǒng)計資料匯編》以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒，部分數(shù)據(jù)經(jīng)過換算整理得到。

三、實證結(jié)果分析

（一）農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度結(jié)果分析

本文采用MaxDEA 軟件，通過SBM-GML 模型測度2001—2017 年我國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變動情況，剔除部分異常值，具體結(jié)果如表1 所示。

表1 各省市農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變動情況（2001—2017 年）

總體而言，中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢，2001—2017 年間，其年平均增長率為1.50%。其中，東部地區(qū)年平均增長率為3.36%，中部地區(qū)年平均增長率為0.79%，西部地區(qū)年平均增長率為0.36%，總體上呈現(xiàn)東、中、西三大區(qū)域遞減趨勢。東部地區(qū)除廣西外，各省份年平均增長率均為正值，天津市最高，其年平均增長率為8.12%；中部地區(qū)大多數(shù)省份年平均增長率為正值，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率緩慢增長，黑龍江省最低，為負2.01%；西部地區(qū)11 省份中，內(nèi)蒙古、云南、甘肅、寧夏、新疆均呈現(xiàn)負增長，內(nèi)蒙古最低，為負6.82%。由上述分析可以看出，由于各地區(qū)資源稟賦、經(jīng)濟條件、地理位置等存在差異，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)異質(zhì)性，但較為明顯的是東部地區(qū)年均增長率要遠高于西部地區(qū)，西部地區(qū)呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢，這在一定程度上說明，受鄰近地區(qū)經(jīng)濟、科技等因素的影響，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率可能存在空間相關(guān)性以及溢出效應(yīng)。

從技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進步指數(shù)的分解結(jié)果來看，2001—2017 年間全國技術(shù)效率指數(shù)呈現(xiàn)負增長，對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長起到阻礙作用，全國東、中、西三大區(qū)域技術(shù)效率處于無效率狀態(tài)，大多數(shù)省份同樣如此。這一現(xiàn)象暴露了我國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長所依賴的技術(shù)發(fā)展是“粗放式”的，關(guān)鍵技術(shù)、管理能力等均需進一步提高。我國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長基本是由技術(shù)進步帶來的，其年均增長率為3.21%，有效抵消了技術(shù)效率降低帶來的不利影響。今后，在引進先進技術(shù)的同時，也應(yīng)當注重管理水平的提高，加強管理，提高資源優(yōu)化配置的能力，以充分發(fā)揮促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的內(nèi)生動力雙引擎作用。

（二）空間相關(guān)性檢驗結(jié)果分析

由SBM-GML 模型所求得的生產(chǎn)率指數(shù)表示的是相對于前一年，當年農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變化率。本文參考邱斌等（2008）[25]、陳超凡（2016）[26]的處理方式，以2001 年為基期，根據(jù)測算的生產(chǎn)率指數(shù)相乘得到實際農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，對于技術(shù)進步指數(shù)與技術(shù)效率指數(shù)以同樣的方式調(diào)整得到。

結(jié)合上述分析，運用MATLAB 軟件基于0～1 矩陣、地理距離矩陣測算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率空間自相關(guān)指數(shù)Moran's I，檢驗結(jié)果如表2 所示。

表2 2002—2017 年農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率Moran's I 統(tǒng)計值

以0～1 矩陣為例進行說明，總的來說，除2002年外，Moran's I 指數(shù)均為正值且呈現(xiàn)逐年遞增趨勢，說明中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性在逐漸增強。2002 年Moran's I 指數(shù)為負值，且沒有通過顯著性檢驗，說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與鄰近地區(qū)關(guān)聯(lián)度低，呈隨機布局狀態(tài)；2003—2008 年Moran's I指數(shù)雖然在逐年增加，但未通過顯著性檢驗，說明該時間段農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)微弱正相關(guān)；2009—2017 年Moran's I 指數(shù)增加較快，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率高的地區(qū)鄰近地區(qū)也高，反之亦然。由此可見，隨著時間推移，各地區(qū)知識、技術(shù)等交流聯(lián)系更為緊密，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率受到鄰近地區(qū)的影響也越來越大，并且存在聚類現(xiàn)象。因此，運用空間計量模型進行分析是合理的。

（三）估計結(jié)果分析

通過Hausman 檢驗，固定效應(yīng)模型要優(yōu)于隨機效應(yīng)模型，因此，本文選用固定效應(yīng)模型進行分析。進一步通過普通面板回歸（OLS）LM 檢驗確定選用空間誤差模型還是空間滯后模型，當權(quán)重矩陣為0～1矩陣時，LMSLM 統(tǒng)計值為86.099 5，Robust LMSLM 統(tǒng)計值為52.603 9，LMERR 統(tǒng)計值為57.423 4，Robust LMERR 統(tǒng)計值為23.927 8；當權(quán)重矩陣為地理距離矩陣時，LMSLM 統(tǒng)計值為23.510 8，Robust LMSLM統(tǒng)計值為35.263 2，LMERR 統(tǒng)計值為10.208 0，Robust LMERR 統(tǒng)計值為21.960 4。通過比較兩者LM統(tǒng)計值發(fā)現(xiàn)空間滯后模型更為適合，因此，選用空間滯后模型進行進一步分析。同時，通過LR 檢驗確定采用時間固定效應(yīng)、個體固定效應(yīng)或是雙固定效應(yīng)，LR 檢驗均通過1%的顯著性檢驗，因此，采用雙固定效應(yīng)空間滯后模型分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，估計結(jié)果如表3 所示。

表3 雙固定效應(yīng)空間滯后模型回歸結(jié)果

兩種權(quán)重矩陣下，其空間自相關(guān)系數(shù)分別為0.561 與0.436，且均通過了1%的顯著性檢驗，表明各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在較為明顯的空間相關(guān)性。因此，采用空間滯后模型進行分析是合理的。

核心解釋變量方面，0～1 權(quán)重矩陣下，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的一次項、二次項、三次項均通過了5%的顯著性檢驗，系數(shù)符號分別為負、正、負，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率之間存在著“倒N”型的三次曲線關(guān)系，即兩者間存在“負相關(guān)正相關(guān)負相關(guān)”關(guān)系。地理距離權(quán)重矩陣下，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚均通過了1%的顯著性檢驗，且系數(shù)符號與0～1 矩陣相同，證明了這種關(guān)系存在穩(wěn)健性。這表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率間存在非線性關(guān)系。

控制變量方面，除受災(zāi)率在兩種權(quán)重矩陣下均不顯著外，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)公共投資、城鎮(zhèn)化均通過了10%的顯著性檢驗。城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向推動作用，這可能是由于城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，同時為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了技術(shù)支撐，推動了農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響，這表明集聚區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為合理，加之國家大力推行農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革成效明顯，推動了綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展；農(nóng)業(yè)公共投資對綠色全要素生產(chǎn)率具有負向影響，表明財政支農(nóng)不利于推動我國農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展，這可能是由于其會改變農(nóng)民的生產(chǎn)行為，而這種改變目前來看是負面的，因此需要進一步對財政支農(nóng)舉措具體實施進行改革。

此外，為了進一步分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的空間效應(yīng)影響，本文計算了雙固定空間滯后模型農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)，結(jié)果如表4 所示。

表4 直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

在兩種權(quán)重矩陣下，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的三大效應(yīng)均在5%的顯著性水平下通過假設(shè)檢驗，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚不僅會影響本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，而且具有明顯的空間溢出效應(yīng)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的二次項的三大效應(yīng)均顯著為正，三次項的三大效應(yīng)均顯著為負，進一步表明了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對于綠色全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系。

通過上文分析得到，推動農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的內(nèi)源動力主要為技術(shù)進步，本文進一步分析了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)進步的影響，結(jié)果如表5所示。

表5 技術(shù)進步雙固定空間滯后模型回歸結(jié)果

兩種權(quán)重矩陣下，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的一次項、二次項、三次項均通過了1%的顯著性檢驗，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)進步之間同樣存在非線性關(guān)系。這種關(guān)系可能存在的原因正如前文影響機理分析中所闡述的，由于不同時期、不同水平的產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的結(jié)構(gòu)效應(yīng)與規(guī)模效應(yīng)迥異，集聚區(qū)主體的技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)采納行為也不相同，因此，對于技術(shù)進步的影響同樣呈現(xiàn)出非線性特征?？刂谱兞糠矫?，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對技術(shù)進步表現(xiàn)出顯著正向影響，表明新型城鎮(zhèn)化及合理的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對技術(shù)進步具有推動作用。

四、結(jié)論

第一，2002—2017 年間，總體而言，中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢，并呈現(xiàn)東、中、西三大區(qū)域遞減態(tài)勢；第二，技術(shù)進步是推動農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的動力源泉，技術(shù)效率更多地表現(xiàn)為阻礙作用；第三，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚不僅會對當?shù)氐木G色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生倒N 型影響，而且對鄰近地區(qū)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)；第四，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚通過技術(shù)進步影響綠色全要素生產(chǎn)率，兩者同樣存在非線性關(guān)系。

綜上，提出以下對策建議：第一，建立區(qū)域協(xié)同發(fā)展機制，加強區(qū)域間技術(shù)、知識的交流與共享，縮小區(qū)域間農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展差距；第二，加強農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，同時應(yīng)當加強管理，提高技術(shù)效率，優(yōu)化資源配置；第三，各地區(qū)應(yīng)當從實際出發(fā)，結(jié)合自身資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展情況等，合理推進土地資源集約利用，可以通過建立現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)形成示范作用，推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚高水平發(fā)展，進而提高綠色全要素生產(chǎn)率；第四，政府應(yīng)當加強政策引領(lǐng)，根據(jù)各地區(qū)資源稟賦、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平、農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展水平等條件不同，制定農(nóng)業(yè)集群化發(fā)展規(guī)劃，以更好地促進綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展；同時應(yīng)當出臺一系列優(yōu)惠政策，加大資金扶持力度，鼓勵集聚區(qū)企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新；此外，應(yīng)當聯(lián)合企業(yè)加大對集聚區(qū)各參與主體的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣與培訓(xùn)，制定相應(yīng)政策，保障各參與主體尤其是小農(nóng)戶的合法權(quán)益，形成有利于技術(shù)擴散與溢出的良好局面，最終提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展水平，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。