縣域尺度下河北省棉花全要素生產(chǎn)率時空演變特征及影響因素

劉 佳,盧秀茹

(河北農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,河北 保定 071000)

中國經(jīng)濟(jì)由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變,在效率變革基礎(chǔ)上提高全要素生產(chǎn)率,能不斷增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新力和競爭力[1]。在此新形勢下,我國農(nóng)業(yè)發(fā)展同樣面臨新的挑戰(zhàn),依靠要素投入推動農(nóng)業(yè)發(fā)展已顯動力不足,農(nóng)業(yè)提質(zhì)增效和可持續(xù)發(fā)展成為一個重大問題。農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)作為表征農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的核心因素,被廣泛應(yīng)用于測度高質(zhì)量發(fā)展水平[2],提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的源泉[3]。由于各地資源稟賦不同,全要素生產(chǎn)率存在差異,區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展是農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中亟待解決的問題[4]。黨的二十大報(bào)告提出,助推縣域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)籌協(xié)調(diào),開通城鄉(xiāng)要素流動通道,是新時代生態(tài)文明戰(zhàn)略下的新生產(chǎn)力要素拓展的需要。因此基于縣域范圍研究生產(chǎn)效率更符合生產(chǎn)實(shí)際。

我國作為棉花生產(chǎn)消費(fèi)大國,棉花在我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占有特殊地位。棉花播種面積延續(xù)多年來的萎縮趨勢,棉花進(jìn)口依存度依然較高,棉花產(chǎn)業(yè)可持續(xù)健康發(fā)展仍面臨諸多挑戰(zhàn)。保障我國棉花產(chǎn)業(yè)安全,關(guān)鍵要提升棉花全要素生產(chǎn)率。已有研究從不同角度、運(yùn)用不同方法對棉花全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分析,為本文提供了研究方法與指標(biāo)選取借鑒。隨著國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的深入研究,農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測算方法日漸豐富,主要有3種:增長核算法、非參數(shù)方法和參數(shù)法[5]。其中基于DEA的非參數(shù)Malmquist 法因其具有無需做先驗(yàn)假定、可進(jìn)一步分解全要素等特點(diǎn),能夠更好地評價生產(chǎn)效率的最優(yōu)化努力程度,在效率測算研究中應(yīng)用較廣[6]。由于研究時間、地域跨度不同,研究結(jié)果不盡相同,且多數(shù)研究基于省域、地市層面數(shù)據(jù),為本文縣域單元研究留下了研究空間。目前棉花全要素生產(chǎn)率相關(guān)研究主要有3方面,一是全要素生產(chǎn)率分解研究。有學(xué)者對棉花全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步效率進(jìn)行測算發(fā)現(xiàn),我國棉花全要素生產(chǎn)率波動比較大,近幾年呈下降趨勢[7-8],技術(shù)進(jìn)步效率是限制我國棉花主產(chǎn)區(qū)全要素生產(chǎn)率提升的主導(dǎo)因素[9]。二是棉花全要素生產(chǎn)率地區(qū)差異分析。有研究表明,中國棉花各個產(chǎn)區(qū)全要素生產(chǎn)率增長的差異明顯[10],2000—2018年黃河流域棉區(qū)和長江流域棉區(qū)棉花環(huán)境全要素生產(chǎn)率均高于西北內(nèi)陸棉區(qū)[7],黃河流域棉區(qū)增長率最高,但仍為負(fù)增長,西北內(nèi)陸棉區(qū)純技術(shù)效率較有優(yōu)勢[11]。三是棉花全要素生產(chǎn)率影響因素研究。生產(chǎn)要素投入水平、農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、農(nóng)作物產(chǎn)值結(jié)構(gòu)、氣溫降水量[11-12]、勞動力成本[13]、目標(biāo)價格補(bǔ)貼[14]等影響因素與棉花全要素生產(chǎn)率關(guān)系研究內(nèi)容豐富。

河北省早在20世紀(jì)80年代開始部署棉區(qū)東移戰(zhàn)略,棉田從水肥條件好的冀中南地區(qū)轉(zhuǎn)移到了水肥條件差的黑龍港流域[15],2012年,河北省棉花生產(chǎn)進(jìn)入調(diào)整轉(zhuǎn)型階段,倡導(dǎo)發(fā)展節(jié)水農(nóng)業(yè),繼續(xù)推進(jìn)棉田東移,目前該流域植棉面積占全省植棉總面積的90%左右。全省棉田水澆地比例下降,旱薄堿地比例增加,棉田質(zhì)量明顯下降,抗災(zāi)減災(zāi)能力減弱;“十二五”以來河北省棉花播種面積的持續(xù)萎縮,棉花綜合效益下降,不可避免地導(dǎo)致棉花總產(chǎn)量持續(xù)萎縮[16-17]。而提高棉花全要素生產(chǎn)率,實(shí)現(xiàn)河北省棉花生產(chǎn)提質(zhì)增效,是應(yīng)對上述問題的關(guān)鍵。

綜上所述,本文根據(jù)已有文獻(xiàn),基于2015—2020年河北省88個植棉縣面板數(shù)據(jù),選擇DEA-Malmquist指數(shù)法測算縣域棉花全要素生產(chǎn)率。隨著區(qū)域間要素流動加強(qiáng)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度擴(kuò)大,區(qū)域集聚特征在社會科學(xué)實(shí)際研究中已成為不可忽視的因素。為進(jìn)一步考察河北省縣域棉花全要素生產(chǎn)率在空間布局上的特征,研究其空間效應(yīng),本文借鑒鄢曹政等的做法,在全要素生產(chǎn)率分析中加入空間變量,利用探索性空間數(shù)據(jù)分析測度棉花全要素生產(chǎn)率的空間集聚特征[18],運(yùn)用空間計(jì)量模型研究河北省棉花全要素生產(chǎn)率影響因素作用強(qiáng)度和方向。

一、研究方法與指標(biāo)數(shù)據(jù)說明

(一)研究方法

近年來,河北省棉花生產(chǎn)進(jìn)一步向優(yōu)勢產(chǎn)區(qū)聚集,棉花生產(chǎn)存在明顯的空間集聚性。基于此,本文利用DEA-Malmquist指數(shù)法測算棉花全要素生產(chǎn)率,動態(tài)分析區(qū)域內(nèi)棉花生產(chǎn)效率時空差異?？紤]變量間空間依賴關(guān)系的范圍和強(qiáng)度,利用探索性空間數(shù)據(jù)分析測算莫蘭指數(shù),從空間關(guān)聯(lián)性角度分析棉花全要素生產(chǎn)率空間結(jié)構(gòu),以期尋找河北省棉花提質(zhì)增效、推動棉花產(chǎn)業(yè)健康穩(wěn)定可持續(xù)發(fā)展的路徑。

1.DEA-Malmquist指數(shù)法。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)由運(yùn)籌學(xué)家Charnes和Cooper于1978年基于相對效率概念提出[19],Malmquist指數(shù)由瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家Sten Maquist于1953年基于消費(fèi)分析聚集函數(shù)提出。Fare等將Malmquist指數(shù)與DEA有效結(jié)合,測算動態(tài)效率變動情況[20]。DEA-Malmquist指數(shù)法可以對決策單元不同時期數(shù)據(jù)進(jìn)行動態(tài)效率分析,通過測算決策單元t期到t+1期效率相鄰參比,對TFP進(jìn)行深度分解。在規(guī)模報(bào)酬不變假設(shè)下可以把TFP分解為技術(shù)進(jìn)步(TECH)和技術(shù)效率(EFFCH)2個部分,而在規(guī)模報(bào)酬可變假設(shè)下則可以將技術(shù)效率(EFFCH)進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率(PECH)和規(guī)模效率(SECH)2部分[21]。具體如下:

(1)

2.空間權(quán)重矩陣選擇。空間權(quán)重反映空間單元之間的關(guān)系,衡量變量間是否存在空間相依賴性。常見的空間權(quán)重有4種,鄰接空間權(quán)重矩陣、地理距離權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)距離矩陣和嵌套矩陣[22]。為探究河北相鄰區(qū)縣棉花全要素生產(chǎn)率空間交互效應(yīng),本文采用Queen相鄰的鄰接空間權(quán)重矩陣,并對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。具體表示為:

(2)

其中,wn,ij=1(i,j具有相鄰的邊界),wn,ij=0(i,j不具有相鄰的邊界)。

3.莫蘭指數(shù)。莫蘭指數(shù)是衡量空間相關(guān)性的重要指標(biāo),相鄰區(qū)域觀測值相似,則數(shù)據(jù)存在空間自相關(guān)[23]。全局莫蘭指數(shù)用于描述空間要素屬性值在全區(qū)域內(nèi)的空間特征,并反映其鄰域?qū)傩灾迪嗨贫?。莫蘭指數(shù)的值域在-1到1之間,Moran’I>0表示空間正相關(guān)性,Moran’I<0表示空間負(fù)相關(guān)性,Moran’I=0則表示空間呈隨機(jī)性。公式如下:

(3)

局部莫蘭指數(shù)用于分析區(qū)域內(nèi)各個空間對象與其鄰域?qū)ο箝g的空間相關(guān)程度,以及空間對象分布中所存在的局部特征差異,反映局部區(qū)域內(nèi)的空間異質(zhì)性與不穩(wěn)定性。局部的取值范圍不限于-1～1[24]。公式如下:

(4)

4.空間杜賓模型。空間杜賓模型考慮了解釋變量和被解釋變量的滯后項(xiàng)。在空間滯后模型中加入解釋變量的空間滯后項(xiàng),即被解釋除受本地解釋變量影響外,還受鄰近地區(qū)解釋變量的影響。還可進(jìn)一步將空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)。公式具體如下。

Y=ρWY+βX+θWX+ε

(5)

ρWY表示被解釋變量的內(nèi)生交互效應(yīng),ρ為空間相關(guān)系數(shù);β為本區(qū)域解釋變量X的相關(guān)系數(shù)。WX表示相鄰區(qū)域解釋變量的空間滯后項(xiàng),θ是被解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù);ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。當(dāng)θ=0時,空間杜賓模型退化為空間滯后模型;當(dāng)ρ=0時,空間杜賓模型變成解釋變量的空間滯后模型;當(dāng)θ=0且ρ=0時,空間杜賓模型變成標(biāo)準(zhǔn)最小二乘回歸模型。

(二)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

1.指標(biāo)選取。本文參考棉花全要素生產(chǎn)率相關(guān)文獻(xiàn)[25-26],建立棉花全要素生產(chǎn)率測算指標(biāo)體系。由于宏觀數(shù)據(jù)中無法直接獲得單獨(dú)衡量棉花生產(chǎn)的投入指標(biāo)數(shù)據(jù),借鑒已有研究,選擇使用權(quán)重系數(shù)法對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中用于棉花生產(chǎn)的投入要素進(jìn)行數(shù)據(jù)剝離,得到棉花生產(chǎn)要素的相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)[26-27]。

產(chǎn)出指標(biāo):各縣各年棉花產(chǎn)量(噸)。投入指標(biāo):土地投入指標(biāo)選擇各縣各年棉花播種面積(公頃);化肥投入指標(biāo)選擇各縣各年植棉化肥投入(噸);農(nóng)藥投入指標(biāo)選擇各縣各年植棉農(nóng)藥投入(噸);機(jī)械動力投入指標(biāo)選擇各縣各年植棉機(jī)械總動力(千瓦);勞動力投入指標(biāo)選擇各縣各年棉花從業(yè)人員(人)。其中化肥、農(nóng)藥、機(jī)械總動力采用各縣各年化肥施用量(按折純法計(jì)算 )、農(nóng)藥使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力乘以棉花播種面積與農(nóng)作物播種面積比值獲得。勞動力投入采用各縣各年農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員乘以權(quán)重A得到。

(6)

影響因素指標(biāo):農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展水平(as),采用農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)作物總播種面積比值表示,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠優(yōu)化區(qū)域內(nèi)資源配置,完善棉花生產(chǎn)的分工體系,提高棉花生產(chǎn)效率;棉花種植規(guī)模(area),采用棉花播種面積與農(nóng)作物播種總面積比值表示,棉花種植規(guī)模越大,越有利于棉花全要素生產(chǎn)率提高;化肥投入水平(fertilizer),用化肥施用量與農(nóng)作物播種總面積比值表示,一般認(rèn)為化肥會提高棉花產(chǎn)量;機(jī)械投入水平用機(jī)械化耕地水平(ma)和機(jī)械化播種水平(ms)表示,分別表示機(jī)耕面積、機(jī)播面積占總播種面積的比重;農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營率(ind)采用各縣各年的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營率數(shù)據(jù)表示,機(jī)械化投入代表農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平;積植棉規(guī)?；潭?pg)采用各縣各年的棉花播種面積與棉花勞動力投入比值表示,規(guī)模種植會對棉花生產(chǎn)效率產(chǎn)生一定影響。

2.數(shù)據(jù)來源。數(shù)據(jù)來源于《河北農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)指標(biāo),考慮到數(shù)據(jù)的可得性和連續(xù)性,剔除行政區(qū)劃變更和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失區(qū)縣,最終選取2015—2020年河北省88個棉花生產(chǎn)縣的相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)測算棉花全要素生產(chǎn)率。影響因素的選取為減少異方差的影響,在實(shí)證分析中對其作對數(shù)處理。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

二、河北省縣域棉花全要素生產(chǎn)率測算與分析

(一)基于DEA-Malmquist模型的TFP指數(shù)分析

采用Deap2.1軟件,運(yùn)用DEA-Malmquist模型測算2015—2020年河北省88個植棉縣的棉花全要素生產(chǎn)率(TFP),得到技術(shù)效率值、技術(shù)進(jìn)步效率值、純技術(shù)效率值、規(guī)模效率值和全要素生產(chǎn)率值。分析如下。

1.棉花全要素生產(chǎn)率總體變動分析。2015—2020年河北省縣域棉花全要素生產(chǎn)率及其分解如表2所示。從全要素生產(chǎn)率的構(gòu)成可以看出,觀測期內(nèi),河北省棉花全要素生產(chǎn)率年際波動較大,年均增長率較小,為0.2%。其中,技術(shù)效率的年均增長率4.5%,技術(shù)進(jìn)步的年均增長率為-4.1%,說明技術(shù)效率是推動全要素生產(chǎn)率增長的主要動力,雖然技術(shù)創(chuàng)新性不足,但技術(shù)管理水平以及資源利用效率高,棉花生產(chǎn)技術(shù)能得到有效推廣,技術(shù)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益能力較強(qiáng)。技術(shù)效率又可以進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率,研究期內(nèi)其年均增長率分別為2.4%和2.1%,可見河北省棉花產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營進(jìn)程較快,適度規(guī)模經(jīng)營成效明顯。

表2 2015—2020年河北省棉花全要素生產(chǎn)率及其分解

如圖1可知,研究期內(nèi),棉花全要素生產(chǎn)率與技術(shù)進(jìn)步呈同方向變動,總體波動較大,技術(shù)進(jìn)步是全要素生產(chǎn)率波動的主要因素,但全要素生產(chǎn)率下降較小,主要是技術(shù)效率的增長在拉動全要素生產(chǎn)率。從時間序列來看,2015—2016年度棉花TFP最高,為1.099,主要是技術(shù)進(jìn)步效率提高13.2%。2016—2017年度棉花TFP下降幅度最大,增長率為-11.4%,也是研究期內(nèi)最小值,TFP值0.886,主要是技術(shù)進(jìn)步效率下降14.3%。2017—2019年度,棉花全要素生產(chǎn)率呈增長趨勢,其中2017—2018年度主要是技術(shù)效率拉動,2018—2019年度主要是技術(shù)進(jìn)步拉動。2019—2020年度全要素生產(chǎn)率負(fù)增長,主要是技術(shù)進(jìn)步效率負(fù)增長引起,雖然技術(shù)效率正增長,但對全要素生產(chǎn)率拉動作用有限。

圖1 2015—2020年河北省棉花全要素生產(chǎn)率變動趨勢

全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步的乘積,技術(shù)進(jìn)步主導(dǎo)全要素生產(chǎn)率的波動情況,技術(shù)效率的增長可以改善技術(shù)進(jìn)步效率帶來的負(fù)增長。說明河北省棉花技術(shù)體系創(chuàng)新能力是提升棉花全要素生產(chǎn)率的主要力量,雖然河北省棉花技術(shù)管理、推廣應(yīng)用能力較強(qiáng),但是技術(shù)創(chuàng)新力不足,全要素生產(chǎn)率增長潛力有限。推進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高,不僅要重視技術(shù)推廣應(yīng)用,更要重視棉花技術(shù)創(chuàng)新,提高技術(shù)進(jìn)步效率,否則技術(shù)效率帶來的全要素生產(chǎn)率增長將不再明顯。

2.棉花全要素生產(chǎn)率時空差異分析。限于篇幅原因,88個縣棉花全要素生產(chǎn)率不一一列出。表3為2015—2020年河北省9個市域內(nèi)棉花平均全要素生產(chǎn)率及其分解。各市區(qū)縣平均技術(shù)效率均大于1,其中純技術(shù)效率和規(guī)模效率均大于1;技術(shù)進(jìn)步效率均小于1?？傮w上可以看出,技術(shù)效率是河北省棉花全要素生產(chǎn)率的主要動力。廊坊、石家莊、唐山、滄州、保定、邯鄲地區(qū)棉花平均全要素生產(chǎn)率為正增長,年均增長率分別為2%、1.9%、1.0%、0.4%、0.3%、0.3%、0.2%。秦皇島、邢臺、衡水地區(qū)植棉縣棉花年均全要素生產(chǎn)率為負(fù)增長,低于河北省平均水平。邢臺、衡水地區(qū)作為優(yōu)勢植棉區(qū),棉花平均全要素生產(chǎn)率負(fù)增長可能是由于受土壤肥力下降、水資源匱乏、植棉效益波動較大等因素影響,亟需突破棉花技術(shù)創(chuàng)新瓶頸,提高生產(chǎn)技術(shù),形成新的效率增長點(diǎn)。

根據(jù)河北省88個植棉縣各年各縣的棉花全要素生產(chǎn)率繪制分級地圖(圖2)。可以看出,河北省各縣棉花全要素生產(chǎn)率存在一定空間差異,同時也呈現(xiàn)明顯的空間集聚特征。2016年邯鄲西部、邢臺、石家莊、衡水地區(qū)低值集聚,保定、廊坊、滄州、唐山地區(qū)棉花全要素生產(chǎn)率高值區(qū)縣較多。到2020年,棉花全要素生產(chǎn)率高值區(qū)域逐漸向冀中南區(qū)縣偏移,冀東棉區(qū)棉花全要素生產(chǎn)率高值集聚明顯增多。在一定程度上反映了技術(shù)效率對全要素生產(chǎn)率的推動作用,棉花生產(chǎn)管理技術(shù)得到了有效推廣。且縣域間棉花全要素生產(chǎn)率存在密切聯(lián)系,相鄰區(qū)縣間棉花全要素生產(chǎn)率指數(shù)相近,表現(xiàn)出一定集聚特征。

圖2 2016、2018、2020年河北省棉花全要素生產(chǎn)率空間分布圖

(二)棉花全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性檢驗(yàn)

1.全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用全局莫蘭指數(shù)分別對河北省88個植棉縣2015—2020年的棉花全要素生產(chǎn)率進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)(表4)。2016—2020年棉花全要素生產(chǎn)率莫蘭指數(shù)均大于0,分別通過1%、5%的顯著性檢驗(yàn),表現(xiàn)出顯著的空間集聚特征。說明河北省棉花全要素生產(chǎn)率空間正相關(guān),全要素生產(chǎn)率越高(低)的區(qū)縣越容易出現(xiàn)集聚現(xiàn)象。因此,河北省88植棉區(qū)縣棉花全要素生產(chǎn)率不能作為獨(dú)立的觀測值,可以選擇空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析。

表4 2015—2020河北省棉花全要素生產(chǎn)率全局Moran’s I

2.局部空間相關(guān)性檢驗(yàn)。局部莫蘭指數(shù)考察局部區(qū)域內(nèi)的空間關(guān)聯(lián)性,檢測集聚和異常值出現(xiàn)的地區(qū),繪制局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖可以觀測河北省縣域棉花全要素生產(chǎn)率局部空間特征。如圖3,1-88表示石家莊、唐山、秦皇島、邯鄲、邢臺、保定、滄州、廊坊、衡水的88個棉花種植縣?？梢钥闯?第一、三象限散點(diǎn)較多,即局部區(qū)域存在正空間相關(guān)性,相似值集聚,棉花全要素生產(chǎn)率高值與高值相鄰近,低值與低值相鄰近。第二、四象限則表示局部區(qū)域存在空間異質(zhì)性。第二象限表示棉花全要素生產(chǎn)率低值被鄰近棉花全要素生產(chǎn)率高值區(qū)縣包圍,具有一定發(fā)展?jié)摿?應(yīng)加強(qiáng)與鄰近棉花全要素生產(chǎn)率高值區(qū)縣交流與合作,提升自身棉花生產(chǎn)效率。第三象限表示棉花全要素生產(chǎn)率高值被鄰近棉花全要素生產(chǎn)率低值區(qū)縣包圍,棉花全要素生產(chǎn)率高值區(qū)縣對周邊區(qū)縣具有輻射作用,應(yīng)發(fā)揮自身優(yōu)勢,拉動周邊區(qū)縣棉花生產(chǎn)效率增長?？傮w來看,河北省棉花全要素生產(chǎn)率集群趨勢明顯,棉花全要素生產(chǎn)率高(低)值區(qū)縣在空間上更容易聚集,空間差異較小,區(qū)域聯(lián)動效應(yīng)明顯。各地區(qū)棉花產(chǎn)業(yè)能夠進(jìn)行有效技術(shù)交流,形成區(qū)域化發(fā)展趨勢。局部空間正相關(guān)性顯著,與全局莫蘭指數(shù)結(jié)論一致。

圖3 2016、2018、2020年河北省棉花全要素生產(chǎn)率局部莫蘭散點(diǎn)圖

(三)空間聚類分析

LISA聚類圖在給定顯著性水平下,對通過顯著性檢驗(yàn)的區(qū)縣以地圖的方式呈現(xiàn)出來,能從整體上判斷各植棉縣局部相關(guān)類型及集聚區(qū)域是否在統(tǒng)計(jì)意義上顯著,直觀地表現(xiàn)出河北省棉花全要素生產(chǎn)率的空間差異。從圖4中可以看出,河北省棉花全要素生產(chǎn)率存在明顯的空間差異,以邢臺、邯鄲、衡水、滄州為代表的主要植棉區(qū)均出現(xiàn)了棉花全要素生產(chǎn)率集群區(qū)域,部分地區(qū)出現(xiàn)高棉花全要素生產(chǎn)率低空間滯后現(xiàn)象和低棉花全要素生產(chǎn)率高空間滯后現(xiàn)象。棉花全要素生產(chǎn)率高值集聚由冀東向石家莊、保定地區(qū)向偏移,石家莊、保定地區(qū)棉花全要素高—高、低—低集聚的區(qū)縣在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上變得更為顯著。2016年不顯著區(qū)縣有71個,到2020年不顯著區(qū)縣有77個,說明從2016年到2020年,河北省主要植棉縣雖然存在聚類現(xiàn)象,但近年來逐漸不顯著。

圖4 2016、2018、2020年河北省棉花全要素生產(chǎn)率聚類圖

三、空間計(jì)量分析

(一)計(jì)量模型選擇

河北省棉花全要素生產(chǎn)率空間關(guān)聯(lián)性顯著,因此空間計(jì)量模型可以更準(zhǔn)確地衡量各解釋變量對棉花全要素生產(chǎn)率的作用方向。首先對空間面板數(shù)據(jù)進(jìn)行 LM檢驗(yàn)和 RLM檢驗(yàn),判斷是否需要引入空間項(xiàng),選擇合適的模型。如表5可知,莫蘭指數(shù)為12.859,且通過1%的顯著性檢驗(yàn),說明河北省縣域棉花全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間相關(guān)關(guān)系。空間誤差模型和空間滯后模型LM值均在1%水平下顯著,面板數(shù)據(jù)具有空間誤差和空間滯后雙重效應(yīng),因此選擇兩者結(jié)合的空間杜賓模型(SDM)。RLM結(jié)果顯示空間滯后效應(yīng)更顯著,需要構(gòu)建SEM模型、SAR模型和SDM模型進(jìn)行似然比檢驗(yàn)(LR),驗(yàn)證SDM是否會退化為SEM模型、SAR模型。

表5 LM檢驗(yàn)

據(jù)表6可知,根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果,卡方值為15.91,在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn),選擇固定效應(yīng)。LR-spatial-lag和LR-spatial-error的值分別為20.01、20.79,均在1%的顯著性水平上拒絕SDM模型退化假設(shè),即相比SEM模型、SAR模型,選擇SDM模型更優(yōu)。對SDM模型進(jìn)行時間空間固定效應(yīng)LR檢驗(yàn),結(jié)果均通過1%的顯著性檢驗(yàn),因此本文采用時間空間雙固定的空間杜賓模型。

表6 Hausman檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)結(jié)果

(二)空間杜賓模型回歸結(jié)果分析

根據(jù)表7結(jié)果,解釋變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)在方向與顯著性水平上與回歸結(jié)果基本一致,空間效應(yīng)結(jié)果穩(wěn)健?？臻g杜賓模型的空間滯后項(xiàng)系數(shù)為 0.030 5且在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn),且通過1%水平檢驗(yàn),表明河北省各植棉縣之間棉花生產(chǎn)效率存在顯著依賴性,本縣的棉花全要素生產(chǎn)率對自身有正向的空間溢出效應(yīng)。棉花種植規(guī)模和化肥投入水平的回歸估計(jì)結(jié)果均為負(fù)且達(dá)到5%的顯著性水平,說明適度規(guī)模經(jīng)營對棉花全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用,盲目擴(kuò)張植棉規(guī)模不利于生產(chǎn)效率提升。減少化肥投入會有效提高棉花全要素生產(chǎn)率,化肥過剩反而會導(dǎo)致土壤板結(jié)、環(huán)境污染、加重病蟲害等一系列后果,施肥不當(dāng)會導(dǎo)致棉花早衰現(xiàn)象,進(jìn)而影響棉花產(chǎn)量與質(zhì)量,引起棉花全要素生產(chǎn)率下降。

表7 空間效應(yīng)及其分解

Wx系數(shù)能說明解釋變量的空間傳導(dǎo)效應(yīng),但由于空間杜賓模型包含解釋變量和被解釋變量的空間滯后項(xiàng),回歸系數(shù)包含區(qū)域交互信息,無法解釋真實(shí)空間溢出效應(yīng),不能反應(yīng)解釋變量與被解釋變量的直接關(guān)系,對回歸系數(shù)的解釋較為復(fù)雜。因此將空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng),進(jìn)一步分析模型中包含的交互信息。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對棉花全要素生產(chǎn)率具有負(fù)向的空間溢出效應(yīng),即鄰近區(qū)縣的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對本地棉花全要素生產(chǎn)率有負(fù)向影響。這可能說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對不同區(qū)縣棉花生產(chǎn)促進(jìn)效果差異較大,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)務(wù)發(fā)展可能存在邊際效率遞減,且由于河北省植棉區(qū)縣空間關(guān)聯(lián)性緊密,各地的農(nóng)業(yè)發(fā)展政策可能會影響到區(qū)縣之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素流動,造成區(qū)域間發(fā)展不平衡,從而對棉花生產(chǎn)效率產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)。機(jī)耕水平具有負(fù)向的空間溢出效應(yīng),這可能說明河北省各縣土地平整度以及適宜大型機(jī)械的田間道路水平差異較大,相鄰區(qū)縣的土地規(guī)?；潭炔粔?分散的小規(guī)模的種植影響宜機(jī)化作業(yè),阻礙機(jī)械跨區(qū)作業(yè),增加棉花生產(chǎn)機(jī)械化投入成本。機(jī)械化播種水平間接效應(yīng)顯著為正,本縣機(jī)械化播種水平的發(fā)展會促進(jìn)周邊縣棉花TFP的提升,說明相鄰區(qū)縣的機(jī)械化播種技術(shù)可能存在共用現(xiàn)象,提高播種機(jī)械化水平,有利于周邊區(qū)縣發(fā)展械化種植。

四、結(jié)論與對策建議

(一)結(jié)論

本文從縣域?qū)用嫜芯亢颖笔∶藁ㄉa(chǎn)效率,選取河北省88個植棉縣2015—2020的面板數(shù)據(jù),基于DEA-Malmquist指數(shù)法,測算并分解河北省棉花全要素生產(chǎn)率,并利用探索性空間數(shù)據(jù)分析法研究其空間相關(guān)性,隨后構(gòu)建空間計(jì)量模型,進(jìn)一步分析河北省棉花全要素生產(chǎn)率影響因素的空間溢出效應(yīng),結(jié)論如下。

1.研究期內(nèi)河北省棉花全要素生產(chǎn)率年際波動較大,年均增長率較低,技術(shù)效率是推動河北省棉花全要素生產(chǎn)率提升的主要因素,技術(shù)進(jìn)步不足限制了棉花全要素生產(chǎn)率進(jìn)步。

2.從空間分布上看,河北省各區(qū)縣棉花全要素生產(chǎn)率差異顯著,棉花生產(chǎn)效率不均衡。探索性空間數(shù)據(jù)分析表明,河北省縣域棉花全要素生產(chǎn)率空間關(guān)聯(lián)性顯著,表現(xiàn)為形成全要素生產(chǎn)率空間集群,大部分地區(qū)形成高高集群和低低集群,空間集聚特征明顯。

3.從空間效應(yīng)結(jié)果看,河北省棉花全要素生產(chǎn)率及其影響因素存在空間溢出效應(yīng)。棉花全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出明顯的空間自相關(guān)性,同一時點(diǎn)上不同縣域棉花全要素生產(chǎn)率具有內(nèi)生交互效應(yīng),空間關(guān)聯(lián)性顯著。影響因素存在外生交互效應(yīng),即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平、機(jī)械化耕地水平具有顯著負(fù)向空間溢出效應(yīng),機(jī)械化播種水平具有顯著正向空間溢出效應(yīng)。

(二)對策建議

根據(jù)研究結(jié)論,提出對策建議如下。

1.鼓勵植棉新技術(shù)開發(fā),提高技術(shù)進(jìn)步效率。在保持技術(shù)效率優(yōu)勢的基礎(chǔ)上進(jìn)一步激發(fā)棉花生產(chǎn)潛能。加強(qiáng)棉花生產(chǎn)產(chǎn)學(xué)研結(jié)合,積極進(jìn)行崗站對接,推進(jìn)棉花育種、栽培、化控、機(jī)械等相關(guān)科研工作融合發(fā)展,探索棉花綠色高效種植模式,為河北省棉花生產(chǎn)提質(zhì)增效提供科技支撐,依托技術(shù)進(jìn)步,借助生產(chǎn)方式的創(chuàng)新助力棉花生產(chǎn)效率提升。目前河北省棉花生產(chǎn)全程機(jī)械化技術(shù)走在內(nèi)地棉區(qū)前列,機(jī)采棉配套技術(shù)體系已日臻成熟,后續(xù)可在河北省主產(chǎn)棉區(qū)新型種植經(jīng)營主體中進(jìn)一步推廣應(yīng)用。由于購置機(jī)械成本高,應(yīng)考慮現(xiàn)有技術(shù)與裝備,因地制宜開發(fā)機(jī)械工具,可采用人加簡單機(jī)械方式,農(nóng)機(jī)、農(nóng)藝、政策多管齊下,統(tǒng)籌謀劃,集成配套,整體推進(jìn),降低技術(shù)成果轉(zhuǎn)化成本,為棉花輕簡化栽培技術(shù)、全程機(jī)械化技術(shù)推廣創(chuàng)造實(shí)施條件。

2.以縣域?yàn)閱挝徊季謨?yōu)勢棉區(qū),協(xié)調(diào)區(qū)域要素流通。繼續(xù)推進(jìn)棉花東移戰(zhàn)略,零星分散棉區(qū)向優(yōu)勢棉區(qū)集中,打造連片化棉區(qū),提高棉花生產(chǎn)規(guī)?；?、集約化水平,也有利于進(jìn)一步促進(jìn)棉花生產(chǎn)技術(shù)的推廣應(yīng)用。鄰近區(qū)縣進(jìn)行統(tǒng)一規(guī)劃,擴(kuò)大政策適用范圍,加強(qiáng)各棉花種植縣之間的互通互聯(lián),減少區(qū)域間要素流通阻礙,增進(jìn)地區(qū)間植棉技術(shù)的交流合作。發(fā)揮棉花全要素生產(chǎn)率和技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng),輻射帶動區(qū)域內(nèi)棉花生產(chǎn)效率提升,可依托鄰近縣域棉花生產(chǎn)技術(shù)經(jīng)驗(yàn),通過技術(shù)學(xué)習(xí),帶動鄰近區(qū)縣棉花生產(chǎn)效率提升,逐漸形成優(yōu)勢棉區(qū)。

3.依托新型棉花經(jīng)營主體,強(qiáng)化相關(guān)政策支持。政府推行棉花惠農(nóng)政策,加強(qiáng)對棉花生產(chǎn)的扶持力度,鼓勵因地制宜創(chuàng)新棉花生產(chǎn)組織模式。由專業(yè)合作社承擔(dān)專項(xiàng)任務(wù),強(qiáng)化適度規(guī)模經(jīng)營觀念,提升棉花產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營水平,推進(jìn)棉花規(guī)?；a(chǎn),合理擴(kuò)大植棉面積,提供宜機(jī)化作業(yè)條件。加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),統(tǒng)籌規(guī)劃發(fā)展路線,探索節(jié)本增效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)組織模式,推動服務(wù)主體下沉,降低要素流通成本,調(diào)節(jié)棉花生產(chǎn)要素投入。借助農(nóng)業(yè)合作組織和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)信息平臺,減少中間環(huán)節(jié)成本,清除要素流通障礙,優(yōu)化棉花生產(chǎn)服務(wù)環(huán)境,保障棉花生產(chǎn)效率提升。