農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率與經(jīng)濟(jì)韌性耦合協(xié)調(diào)度的時(shí)空演變特征

梁坤麗，劉維奇

（1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，太原 030006；2.晉中學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，山西 晉中 030032）

0 引言

農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，其高質(zhì)量發(fā)展事關(guān)國(guó)家糧食安全和農(nóng)民增收。然而在農(nóng)業(yè)效益增值乏力、資源環(huán)境約束、外部環(huán)境不確定性等多重壓力下，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展面臨著嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)質(zhì)是可持續(xù)發(fā)展，可持續(xù)發(fā)展的要求和外部環(huán)境的不確定性引起了學(xué)者們對(duì)效率和韌性問(wèn)題的關(guān)注。農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率主要關(guān)注資源環(huán)境等約束下的最大產(chǎn)出，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)在應(yīng)對(duì)不確定性時(shí)的恢復(fù)、適應(yīng)和轉(zhuǎn)型能力。若僅考慮效率則系統(tǒng)容易大起大落，若僅探討韌性則容易導(dǎo)致資源冗余和發(fā)展滯后；只有富有韌性又不失效率，才能有效應(yīng)對(duì)系統(tǒng)內(nèi)外的變化以實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。因此，提升農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性及二者的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展已成為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)容和迫切要求。

與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要有3類(lèi)，一是關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的研究，主要集中在兩個(gè)方面，一方面是農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率評(píng)價(jià)，有學(xué)者傾向于構(gòu)建更全面的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用更科學(xué)的方法進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)[1]；另一方面是影響因素，研究表明環(huán)境規(guī)制[2]、財(cái)政支持[3]等對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率有顯著影響。二是關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性的研究，主要圍繞農(nóng)業(yè)韌性的評(píng)價(jià)、影響因素、影響效應(yīng)等展開(kāi)。由于內(nèi)涵界定并不一致，因此其評(píng)價(jià)指標(biāo)體系及評(píng)價(jià)結(jié)果比較多元[4—6]，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)融合有助于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性提升進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[4]。三是關(guān)于效率與韌性的協(xié)同研究，學(xué)者們已在能源[7]、水資源[8]和海洋漁業(yè)系統(tǒng)開(kāi)始探索，評(píng)價(jià)其效率和韌性的協(xié)同水平。梳理以往研究成果發(fā)現(xiàn)：?jiǎn)为?dú)探討農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性的文獻(xiàn)較為豐富，但缺乏對(duì)二者的動(dòng)態(tài)演進(jìn)分析；效率與韌性的協(xié)同在很多產(chǎn)業(yè)開(kāi)始探索應(yīng)用，但缺乏在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的相關(guān)研究。

鑒于此，本文構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性指標(biāo)體系，運(yùn)用耦合協(xié)調(diào)度、Markov鏈等方法，系統(tǒng)評(píng)估中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性耦合協(xié)調(diào)水平的時(shí)空分異、演變趨勢(shì)及影響因素，力圖豐富效率與韌性的協(xié)同研究成果，助力農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建及測(cè)度

借鑒已有相關(guān)研究[9—11]，從投入和產(chǎn)出兩個(gè)角度來(lái)選取指標(biāo)，見(jiàn)下頁(yè)表1。采用投入導(dǎo)向、規(guī)模報(bào)酬不變和全局參比的超效率EBM模型來(lái)測(cè)度農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率。

表1 農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

1.2 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性評(píng)價(jià)指標(biāo)體系及測(cè)度

借鑒已有相關(guān)研究[4—6]，從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性的抵抗恢復(fù)、適應(yīng)調(diào)整及轉(zhuǎn)型發(fā)展三個(gè)能力層面，構(gòu)建評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，見(jiàn)下頁(yè)表2，并采用極差標(biāo)準(zhǔn)化法對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，運(yùn)用熵權(quán)法計(jì)算指標(biāo)權(quán)重并測(cè)度農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性水平。

表2 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

1.3 耦合協(xié)調(diào)度測(cè)度

該方法主要用于分析兩種以上的系統(tǒng)間相互作用的協(xié)同水平。借鑒相關(guān)研究[15]，考慮到兩大系統(tǒng)在農(nóng)業(yè)發(fā)展中同等重要，將本文參數(shù)設(shè)定為0.5。根據(jù)計(jì)算結(jié)果將耦合協(xié)調(diào)度（Coupling Coordination Degree，以下簡(jiǎn)稱(chēng)CCD）進(jìn)行聚類(lèi)，劃分為4 個(gè)等級(jí)：CCD≤0.4648 為低耦合協(xié)調(diào)度（L），0.4648＜CCD≤0.5485 為中低耦合協(xié)調(diào)度（ML），0.5485＜CCD≤0.6520 為中高耦合協(xié)調(diào)度（MH），0.6520＜CCD≤1為高耦合協(xié)調(diào)度（H）。

1.4 核密度估計(jì)法

本文采用高斯核估計(jì)區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性及二者耦合協(xié)調(diào)度的核密度曲線(xiàn)以分析其區(qū)域差異和時(shí)序演變特征。公式如下：

其中，f(x)為x點(diǎn)處的概率密度估計(jì)函數(shù)，N是觀測(cè)值的數(shù)目，h表示帶寬，Xi為獨(dú)立同分布的觀測(cè)值，K(·)是核函數(shù)。

1.5 Markov鏈

該方法通過(guò)狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣描述變量隨時(shí)間推移至不同狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率。傳統(tǒng)Markov 鏈假設(shè)區(qū)域間相互獨(dú)立，而空間Markov 鏈彌補(bǔ)了傳統(tǒng)Markov 鏈對(duì)空間關(guān)聯(lián)的忽視，揭示變量時(shí)空演變特征。本文采用傳統(tǒng)和空間Markov鏈分析不同耦合協(xié)調(diào)度的區(qū)域動(dòng)態(tài)演變趨勢(shì)。

1.6 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究樣本選擇2008—2020 年我國(guó)30 個(gè)省份（不含西藏和港澳臺(tái)）的面板數(shù)據(jù)，除設(shè)施農(nóng)業(yè)面積來(lái)源于全國(guó)溫室數(shù)據(jù)系統(tǒng)，休閑農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)休閑農(nóng)業(yè)年鑒》外，其他統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)中心、中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。部分缺失數(shù)據(jù)采用線(xiàn)性插值法補(bǔ)齊，與價(jià)格有關(guān)的變量均以2000年為基期對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行折算。

2 結(jié)果分析

2.1 農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性的時(shí)空特征

2.1.1 農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的分布動(dòng)態(tài)

如圖1（a）所示，時(shí)間趨勢(shì)上，觀察期內(nèi)全國(guó)平均農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率幾乎保持不變，年均增長(zhǎng)率為0.2%?？臻g上呈現(xiàn)非均衡特征，東部、西部、東北和中部地區(qū)逐級(jí)遞減，中部地區(qū)基本屬于“淪陷區(qū)”，東北地區(qū)平均水平逐漸下降，波動(dòng)最大。

圖1 全國(guó)及四大地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率時(shí)空分布動(dòng)態(tài)演進(jìn)

如圖1（b）所示，觀察期內(nèi)全國(guó)平均農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率分布動(dòng)態(tài)呈現(xiàn)如下特征：第一，核密度分布曲線(xiàn)中心位置隨年份的推移未發(fā)生明顯變化，說(shuō)明農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率停滯不前。第二，主峰峰值在波動(dòng)中上升，寬度在波動(dòng)中變窄，說(shuō)明農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率集聚程度在上升，絕對(duì)差異呈縮小趨勢(shì)。第三，存在一定程度的右拖尾現(xiàn)象，延展性呈現(xiàn)拓寬后又收窄的趨勢(shì)，說(shuō)明農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率最高的省份（江蘇）與最低的省份（甘肅）之間的差距在縮小。第四，波峰數(shù)量呈明顯多峰格局，表明農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率有一定梯度，呈多極分化現(xiàn)象。

圖1（c）至圖1（f）分別描述了東部、中部、西部及東北地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的動(dòng)態(tài)演進(jìn)特征。觀察可知：各地區(qū)波峰位置同全國(guó)類(lèi)似，表明各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率也是停滯不前，但各地區(qū)分布形態(tài)及波峰數(shù)量略有差異。東部地區(qū)呈現(xiàn)多峰且波峰寬度變寬，表明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率呈多極分化且內(nèi)部差異擴(kuò)大。中部地區(qū)大多數(shù)年份呈雙峰格局，表明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率呈現(xiàn)比較穩(wěn)定的兩極分化。西部地區(qū)呈現(xiàn)多峰—雙峰的轉(zhuǎn)變且主峰高度變高、寬度變窄，表明西部地區(qū)呈現(xiàn)由多極分化向兩極分化轉(zhuǎn)變的態(tài)勢(shì)，且內(nèi)部差異縮小。東北地區(qū)呈雙峰狀態(tài)，波峰寬度逐漸增加，存在一定程度的右拖尾，表明東北地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率呈現(xiàn)兩極分化，遼寧農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率持續(xù)提高，進(jìn)一步拉大與吉林的差距。

2.1.2 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性的分布動(dòng)態(tài)

如圖2（a）所示，時(shí)間趨勢(shì)上，觀察期內(nèi)全國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)，年均增長(zhǎng)率為5.6%?？臻g上呈現(xiàn)非均衡特征，東部、東北、中部和西部地區(qū)逐級(jí)遞減，其中，東北地區(qū)自2017 年逐漸下降，中部地區(qū)增長(zhǎng)放緩，而西部地區(qū)呈逐漸增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，到2020年三者發(fā)展水平趨同。

圖2 全國(guó)及四大地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性時(shí)空分布動(dòng)態(tài)演進(jìn)

如圖2（b）所示，觀察期內(nèi)全國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性分布動(dòng)態(tài)呈現(xiàn)如下特征：第一，核密度分布曲線(xiàn)中心位置隨年份的推移向右移動(dòng)，說(shuō)明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性逐漸向高水平演進(jìn)。第二，主峰峰值在波動(dòng)中下降，寬度略微變寬，說(shuō)明全國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性離散程度在上升，絕對(duì)差異呈擴(kuò)大趨勢(shì)。第三，存在一定程度的右拖尾現(xiàn)象，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性最高的省份（北京）與最低的省份（廣西）之間的差距在縮小。第四，波峰數(shù)量呈明顯單峰格局，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性不存在多極分化特征，各地區(qū)均衡化發(fā)展。

圖2（c）至圖2（f）分別描述了東部、中部、西部及東北地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性的動(dòng)態(tài)演進(jìn)特征。觀察可知：各地區(qū)波峰位置同全國(guó)類(lèi)似，呈現(xiàn)右移趨勢(shì)，表明各地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性均向高水平演進(jìn)。但各地區(qū)的核密度分布形態(tài)及波峰數(shù)量略有差異。東部地區(qū)波峰呈現(xiàn)單峰—雙峰—多峰的發(fā)展格局，波峰寬度有變寬的趨勢(shì)，說(shuō)明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性逐步呈現(xiàn)多極分化的格局，內(nèi)部差異在擴(kuò)大。中部地區(qū)波峰呈單峰，延展性在收斂，表明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性最低省份（山西）正向平均水平靠近。西部地區(qū)波峰呈單峰—雙峰格局且波峰變寬，表明西部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性呈兩極分化，內(nèi)部差異有擴(kuò)大的趨勢(shì)。東北地區(qū)波峰呈現(xiàn)單峰—雙峰—單峰的發(fā)展格局，主峰高度變高，波峰寬度變窄，表明東北地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性在波動(dòng)中向較高水平集聚，內(nèi)部絕對(duì)差異呈現(xiàn)波動(dòng)中縮小的趨勢(shì)。

2.2 耦合協(xié)調(diào)度分布動(dòng)態(tài)及演進(jìn)趨勢(shì)

2.2.1 耦合協(xié)調(diào)度分布動(dòng)態(tài)

由圖3（a）所示，時(shí)間趨勢(shì)上，觀察期內(nèi)全國(guó)耦合協(xié)調(diào)度在波動(dòng)中上升，年均增長(zhǎng)率為5.58%?？臻g上呈現(xiàn)非均衡特征，東部、西部、中部和東北地區(qū)逐級(jí)遞減。東北地區(qū)波動(dòng)較大，2008年其耦合協(xié)調(diào)度遠(yuǎn)高于平均水平，2009年開(kāi)始波動(dòng)下降，到2020 年與中部地區(qū)水平趨同。西部地區(qū)增長(zhǎng)最為穩(wěn)健，由2008年遠(yuǎn)低于全國(guó)平均水平，到2020年超過(guò)全國(guó)平均水平，并逐步接近東部地區(qū)平均水平。

圖3 全國(guó)及四大地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率與經(jīng)濟(jì)韌性耦合協(xié)調(diào)度分布動(dòng)態(tài)演進(jìn)

由圖3（b）所示，觀察期內(nèi)全國(guó)耦合協(xié)調(diào)度的分布動(dòng)態(tài)呈如下特征：第一，核密度分布曲線(xiàn)中心位置隨時(shí)間的推移先左移后右移，但整體向右側(cè)移動(dòng)。說(shuō)明在觀察期內(nèi)波動(dòng)頻繁，但總體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。第二，主峰高度先上升后下降，寬度在波動(dòng)中變寬，說(shuō)明全國(guó)平均耦合協(xié)調(diào)度的離散程度在上升，其絕對(duì)差異隨時(shí)間推移呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢(shì)。第三，呈現(xiàn)一定程度的右拖尾，延展性呈小幅度收斂趨勢(shì)，說(shuō)明耦合協(xié)調(diào)度最高的省份（上海）與最低的省份（甘肅）絕對(duì)差距在縮小。第四，波峰數(shù)量呈現(xiàn)多峰—雙峰變化過(guò)程，表明全國(guó)耦合協(xié)調(diào)度有一定的梯度，存在多極分化和兩極分化的趨勢(shì)但分化程度在減弱。

圖3（c）至圖3（f）分別描述了東部、中部、西部及東北地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的動(dòng)態(tài)演進(jìn)特征。觀察可知：在分布位置方面，東部地區(qū)2009—2011 年小幅度左移，之后右移；中部地區(qū)小幅度右移；東北地區(qū)僅2009年左移；西部地區(qū)基本與全國(guó)整體趨勢(shì)保持一致，在波動(dòng)中上升。在波峰態(tài)勢(shì)方面，東部地區(qū)分布形態(tài)與全國(guó)趨勢(shì)基本保持一致，即東部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的離散程度在上升，內(nèi)部絕對(duì)差異呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢(shì)；中部地區(qū)主峰高度在波動(dòng)中上升，寬度無(wú)明顯波動(dòng)，表明中部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的集聚程度提升；西部地區(qū)主峰高度呈現(xiàn)上升—下降—上升態(tài)勢(shì)，寬度波動(dòng)中變窄，表明西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度集聚程度在波動(dòng)中上升，內(nèi)部絕對(duì)差異隨時(shí)間推移呈逐漸縮小的趨勢(shì)。在延展性方面，除東北地區(qū)外，其他地區(qū)延展性均呈現(xiàn)小幅度收斂趨勢(shì)，其中西部地區(qū)收斂幅度最大，表明這些區(qū)域內(nèi)部水平最高省份與最低省份的差距在縮小。東北地區(qū)延展性呈現(xiàn)先收斂后擴(kuò)展的趨勢(shì)，說(shuō)明遼寧耦合協(xié)調(diào)度繼續(xù)提高，與吉林差異進(jìn)一步拉大。在極化趨勢(shì)方面，東部和東北地區(qū)呈現(xiàn)雙主峰且高度差別不大，中部地區(qū)穩(wěn)定呈現(xiàn)雙峰狀態(tài)，主峰位置較高，側(cè)峰位置較低，峰值左大右小，無(wú)明顯變動(dòng)；西部地區(qū)呈現(xiàn)多峰—雙峰的變化趨勢(shì)。表明各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度均呈現(xiàn)多極分化—兩極分化的轉(zhuǎn)變趨勢(shì)。

2.2.2 耦合協(xié)調(diào)度動(dòng)態(tài)演進(jìn)趨勢(shì)

本文將采用Markov鏈分析全國(guó)耦合協(xié)調(diào)度轉(zhuǎn)移方向及概率，以期進(jìn)一步考察其動(dòng)態(tài)演進(jìn)。與前文一致，將全國(guó)耦合協(xié)調(diào)度分為4種類(lèi)型：低水平（L）、中低水平（ML）、中高水平（MH）及高水平（H），從而得到2008—2020年時(shí)間跨度為1年、3年和5年的耦合協(xié)調(diào)度傳統(tǒng)Markov轉(zhuǎn)移矩陣，見(jiàn)表3。

表3 2008—2020年耦合協(xié)調(diào)度的傳統(tǒng)Markov概率轉(zhuǎn)移矩陣

根據(jù)表3 測(cè)算結(jié)果，首先，各類(lèi)別對(duì)角線(xiàn)上概率值并沒(méi)有顯著高于非對(duì)角線(xiàn)上的概率值，說(shuō)明各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度并不穩(wěn)定，保持始終狀態(tài)的概率較小，內(nèi)部流動(dòng)性較強(qiáng)。在觀察期內(nèi)，當(dāng)時(shí)間跨度為1 年時(shí)，不同類(lèi)別之間轉(zhuǎn)移最大概率發(fā)生在L向ML轉(zhuǎn)移方向上，為47.9%，其次為ML向MH轉(zhuǎn)移；當(dāng)時(shí)間跨度為3年時(shí)，不同類(lèi)別轉(zhuǎn)移最大概率仍為L(zhǎng)向ML轉(zhuǎn)移，高達(dá)73.8%，其次為MH向H轉(zhuǎn)移，為60%；當(dāng)時(shí)間跨度為5年時(shí)，不同類(lèi)型轉(zhuǎn)移最大概率為MH向H轉(zhuǎn)移，高達(dá)76.6%。其次，比較各類(lèi)別對(duì)角線(xiàn)上元素與其上三角元素值大小，當(dāng)時(shí)間跨度為3 年時(shí)，只有部分對(duì)角線(xiàn)上的值小于上三角的元素；當(dāng)時(shí)間跨度為5年時(shí)，所有對(duì)角線(xiàn)上的值均小于上三角的元素，表明不同耦合協(xié)調(diào)度地區(qū)均能實(shí)現(xiàn)等級(jí)向上跨越發(fā)展。最后，不同耦合協(xié)調(diào)度地區(qū)實(shí)現(xiàn)等級(jí)向上發(fā)展的時(shí)間跨度不同，低和中低水平實(shí)現(xiàn)等級(jí)向上發(fā)展的時(shí)間跨度為3年，而中高水平則為5年。

表3揭示了耦合協(xié)調(diào)度動(dòng)態(tài)演進(jìn)規(guī)律，但忽視了耦合協(xié)調(diào)度往往受到周邊地區(qū)的影響，因此考慮空間背景，構(gòu)建跨期為1 年的空間Markov 轉(zhuǎn)移概率矩陣，如表4 所示。

表4 2008—2020年耦合協(xié)調(diào)度的空間Markov鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣

可以看出：（1）空間效應(yīng)在各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度動(dòng)態(tài)發(fā)展中起著重要作用。在不同類(lèi)別鄰居條件下，耦合協(xié)調(diào)度類(lèi)別轉(zhuǎn)移概率各不相同，也不同于相應(yīng)的傳統(tǒng)Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣。以耦合協(xié)調(diào)度的L 地區(qū)為例，當(dāng)跨度為1年，其鄰居分別為L(zhǎng)、ML、MH 和H 地區(qū)時(shí)，其保持穩(wěn)定的概率分別為42.3%、46.2%、61.5%和40.0%，不同于傳統(tǒng)情形下的51%。（2）不同鄰居水平在不同類(lèi)別的轉(zhuǎn)移作用不同，存在“以鄰為善”和“以鄰為壑”情形。以ML 和MH 地區(qū)為例，若以耦合協(xié)調(diào)度高水平地區(qū)為鄰，則向上提升概率要高于以同水平地區(qū)為鄰的轉(zhuǎn)移概率，而若與低水平地區(qū)為鄰，則其向下轉(zhuǎn)移概率也要高于以同水平為鄰的轉(zhuǎn)移概率。說(shuō)明ML 和MH 地區(qū)受周?chē)挠绊戄^大，即低水平鄰居會(huì)拖累本地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度提升。但是也存在特例，L 與ML 為鄰，向上轉(zhuǎn)移概率反而降低了，說(shuō)明L 和H地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度可能還受其他因素影響。（3）高水平鄰居通過(guò)擴(kuò)散和溢出效應(yīng)提升低水平鄰居的耦合協(xié)調(diào)度。與高水平為鄰時(shí)，各地區(qū)向上轉(zhuǎn)移的概率均高于傳統(tǒng)情形。如以ML 地區(qū)為鄰時(shí)，L 地區(qū)向上轉(zhuǎn)移的概率為53.8%，大于傳統(tǒng)Markov 鏈情況下的47.9%；當(dāng)以MH 地區(qū)為鄰時(shí)，ML 地區(qū)向上轉(zhuǎn)移概率同樣也高于傳統(tǒng)情況。即與不考慮空間因素的情形相比，高水平鄰地對(duì)本地耦合協(xié)調(diào)度具有拉動(dòng)作用。

2.3 耦合協(xié)調(diào)度的影響因素

借鑒已有相關(guān)研究[13,14]，選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)規(guī)模、環(huán)境規(guī)制和財(cái)政支農(nóng)作為影響因素，并采用分位數(shù)回歸方法探討各因素對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的影響。上述影響因素依次選取非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占比、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、環(huán)境污染治理投資總額以及財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出占比來(lái)衡量。

表5呈現(xiàn)了各因素對(duì)耦合協(xié)調(diào)度影響的分位數(shù)回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：在25%分位點(diǎn)處，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)為-0.023，在1%的水平上顯著，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)低水平耦合協(xié)調(diào)度有抑制作用；市場(chǎng)規(guī)模的影響系數(shù)為0.276，在1%的水平上顯著，說(shuō)明市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大能提升耦合協(xié)調(diào)度；財(cái)政支農(nóng)和環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)均未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。在50%分位點(diǎn)處，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)為-0.156，在5%的水平上顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制不能對(duì)中低耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生提升作用；市場(chǎng)規(guī)模的影響系數(shù)為0.167，在10%的水平上顯著，說(shuō)明市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大能提升耦合協(xié)調(diào)度；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和財(cái)政支農(nóng)的影響方向均為負(fù)，均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。在75%分位點(diǎn)處，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)為0.011，在5%的水平上顯著，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)中高水平耦合協(xié)調(diào)度有促進(jìn)作用；環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)為-0.173，在5%的水平上顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)中高水平的耦合協(xié)調(diào)度有抑制作用；市場(chǎng)規(guī)模的影響系數(shù)為0.080，在1%的水平上顯著，說(shuō)明市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大能提升耦合協(xié)調(diào)度；財(cái)政支農(nóng)的影響方向?yàn)樨?fù)但未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

表5 耦合協(xié)調(diào)度影響因素的分位數(shù)回歸結(jié)果

綜上回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正，可能的原因是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)未能形成有效反哺，在一定程度上降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性[12]，而隨著耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)一步提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)通過(guò)農(nóng)村三產(chǎn)融合、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸與拓展，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)韌性的提升。（2）市場(chǎng)規(guī)模對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的影響顯著為正，但存在遞減效應(yīng)?？赡艿脑蚴怯行逸^大的市場(chǎng)需求對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展形成需求和供給循環(huán)因果鏈，通過(guò)本地市場(chǎng)效應(yīng)和價(jià)格指數(shù)效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)業(yè)快速發(fā)展，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和抗風(fēng)險(xiǎn)能力。而遞減效應(yīng)可能源于農(nóng)業(yè)品很難像工業(yè)品實(shí)現(xiàn)多樣化，造成市場(chǎng)需求擴(kuò)大緩慢所產(chǎn)生的遞減效應(yīng)。（3）環(huán)境規(guī)制對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的影響呈現(xiàn)負(fù)向且程度遞增趨勢(shì)。可能的原因是在無(wú)明顯技術(shù)進(jìn)步的前提下，環(huán)境規(guī)制增加農(nóng)戶(hù)綠色農(nóng)藥、化肥等的替代成本，制約農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率進(jìn)而抑制耦合協(xié)調(diào)度提升。（4）財(cái)政支農(nóng)對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的影響為負(fù)，且均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可能的原因是觀察期內(nèi)財(cái)政對(duì)農(nóng)林水務(wù)的投資結(jié)構(gòu)與農(nóng)業(yè)需求不匹配[12]，或者財(cái)政投資效應(yīng)具有長(zhǎng)期性和滯后性，目前效果未能顯現(xiàn)。

3 結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建指標(biāo)體系，測(cè)算農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性及二者的耦合協(xié)調(diào)度，揭示其時(shí)空演化特征，并探究耦合協(xié)調(diào)度的影響因素，結(jié)果表明：（1）農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率停滯不前，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)韌性波動(dòng)上升，二者的耦合協(xié)調(diào)度整體不高但逐步提升；東部、西部、中部和東北地區(qū)呈現(xiàn)逐級(jí)遞減的空間非均衡性，西部與東部地區(qū)是高水平“凸起”，東北與中部地區(qū)是中低水平“塌陷”趨勢(shì)。（2）耦合協(xié)調(diào)度在各區(qū)域均存在明顯的極化特征，但分化程度在減弱；東部地區(qū)內(nèi)部差異有擴(kuò)大趨勢(shì)，西部地區(qū)呈縮小趨勢(shì)。耦合協(xié)調(diào)度保持初始狀態(tài)的概率較小，內(nèi)部流動(dòng)性較強(qiáng)，能夠?qū)崿F(xiàn)3～5年等級(jí)向上的跨越式發(fā)展。耦合協(xié)調(diào)度具有顯著的空間依賴(lài)性，水平高的省份具有正向的空間溢出效應(yīng)。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)“U”型影響，財(cái)政支農(nóng)和環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生負(fù)向影響，市場(chǎng)規(guī)模產(chǎn)生正向影響。