李博偉，邢麗榮，徐 翔

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

0 引言

2016年“中央一號(hào)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(shí)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(dòng)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(shì)，實(shí)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(shì)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(jì)學(xué)理論來(lái)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(jì)。斯密(1972)[2]是最早關(guān)注分工經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家，他認(rèn)為分工是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉和動(dòng)力； 李嘉圖(2103)[3]從比較優(yōu)勢(shì)的視角進(jìn)一步論述了分工產(chǎn)生的原因，認(rèn)為由于生產(chǎn)比較優(yōu)勢(shì)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(bào)酬遞增和內(nèi)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)兩個(gè)方向發(fā)展了斯密的分工理論，認(rèn)為隨著分工的演進(jìn)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(rèn)為專業(yè)分工的經(jīng)濟(jì)效率來(lái)源于對(duì)生產(chǎn)費(fèi)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(shí)和經(jīng)驗(yàn)，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(dòng)力(呂超等， 2011)[7]。綜合以上文獻(xiàn)可知：專業(yè)化生產(chǎn)能夠更大程度的發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，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(gè)維度對(duì)農(nóng)業(yè)分工專業(yè)化的影響因素做實(shí)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(duì)廣東省2511個(gè)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)驗(yàn)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(rèn)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(xiǎn)對(duì)橫向分工的影響并不明顯，文章認(rèn)為這與其調(diào)研樣本集中在市場(chǎng)相對(duì)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(kāi)，衛(wèi)龍寶等(2014)[10]通過(guò)分析認(rèn)為技術(shù)效率提升是我國(guó)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(chǎng)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(huì)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(jì)的源泉，完善的交易制度是獲取分工經(jīng)濟(jì)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(jìn)區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)得以充分發(fā)揮(郝愛(ài)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(duì)象、防范交易中的機(jī)會(huì)主義行為，從而降低農(nóng)戶參與分工的風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)專業(yè)化生產(chǎn)的實(shí)現(xiàn)(潘錦云， 2011)[14]，但是已有研究較少?gòu)霓r(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(wèn)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(xiǎn)的重要產(chǎn)業(yè)，能否促進(jìn)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(huì)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(jí)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(jī)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(yùn)用全國(guó)28個(gè)省2003—2015年的面板數(shù)據(jù)建立聯(lián)立方程組模型實(shí)證檢驗(yàn)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(jìn)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(duì)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(gè)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(jì)

專業(yè)化生產(chǎn)的動(dòng)力是獲取分工經(jīng)濟(jì)，分工經(jīng)濟(jì)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(jìn)而產(chǎn)生更多的分工經(jīng)濟(jì)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(shí)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(ài)民， 2011)[15]，該文認(rèn)為農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)主要通過(guò)優(yōu)化要素配置和促進(jìn)技術(shù)進(jìn)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(jìn)技術(shù)進(jìn)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(diǎn)E1，然而，農(nóng)戶受限于要素稟賦約束只能在點(diǎn)B處進(jìn)行生產(chǎn)，此時(shí)，生產(chǎn)中勞動(dòng)投入過(guò)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(shí)生產(chǎn)中，農(nóng)業(yè)金融服務(wù)業(yè)和農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)是幫助農(nóng)戶實(shí)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(jī)社會(huì)化服務(wù)既提高了機(jī)械使用效率，又降低了農(nóng)戶單獨(dú)持有農(nóng)機(jī)導(dǎo)致的專用性風(fēng)險(xiǎn)。

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(jìn)步意味著要素能夠發(fā)揮更高的效率，可以理解為要素價(jià)格下降，即預(yù)算約束線由C3向右移動(dòng)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(shí)中，農(nóng)技服務(wù)業(yè)的發(fā)展是農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的重要方式。

在生產(chǎn)效率低下且市場(chǎng)交易不發(fā)達(dá)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(jì)，甚至分工經(jīng)濟(jì)低于市場(chǎng)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(jì)，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(guò)優(yōu)化要素配置、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，促進(jìn)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(duì)此的經(jīng)濟(jì)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(jì)的取得

如果說(shuō)生產(chǎn)效率提高是分工專業(yè)化的動(dòng)力，交易成本上升則會(huì)阻礙區(qū)域參與專業(yè)化生產(chǎn)。假設(shè)有A、B兩個(gè)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(shì)，區(qū)域B在生產(chǎn)產(chǎn)品M2上具有比較優(yōu)勢(shì)，在自給自足的情況下，兩個(gè)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(chǎng)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(lái)，區(qū)域A和區(qū)域B均實(shí)現(xiàn)了分工經(jīng)濟(jì)，分工經(jīng)濟(jì)的大小為y3-(y1+y2)，然而市場(chǎng)信息往往是不完全的，交易雙方存在信息不對(duì)稱且交易過(guò)程中存在發(fā)生機(jī)會(huì)主義行為的可能，由此產(chǎn)生的交易費(fèi)用會(huì)部分甚至完全抵消分工經(jīng)濟(jì)，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(fèi)用，農(nóng)村交通運(yùn)輸?shù)耐晟啤⑴l(fā)市場(chǎng)的建立、物流網(wǎng)點(diǎn)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(huì)的存在，大大拉近了小農(nóng)戶和大市場(chǎng)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(jì)，成為提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化水平的動(dòng)力； 另一方面降低交易費(fèi)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(jìn)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(jì)同時(shí)降低交易費(fèi)用的動(dòng)機(jī)加強(qiáng)，對(duì)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的需求增加，促進(jìn)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(shuō)：

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(lái)源、模型設(shè)置與指標(biāo)選取

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

該文的數(shù)據(jù)為2003—2015年我國(guó)28個(gè)省的面板數(shù)據(jù)，其中香港、澳門以及臺(tái)灣省的數(shù)據(jù)無(wú)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?yàn)檗r(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)在2003年以前是缺失的。

該文的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于各省統(tǒng)計(jì)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(jī)械總動(dòng)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(jià)格，當(dāng)中某些省份個(gè)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(jiàn)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(yíng)作物種類之間的集中分布程度。借鑒赫爾芬達(dá)爾—赫希曼集中度指數(shù)的計(jì)算方法，具體計(jì)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(jiàn)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(jī)械投入(Machine)，用機(jī)械總動(dòng)力表示，單位為萬(wàn)kW； 勞動(dòng)力投入(Labour)，用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)表示，單位為萬(wàn)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(gòu)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(jiàn)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(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)、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(duì)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量GAsLandMachineLabourWaterIncomeFacility平均值29.259.23 778.81 870.51 098.749.6327.3標(biāo)準(zhǔn)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(jì)量模型設(shè)置

由于該文待驗(yàn)證的假說(shuō)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(gè)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(duì)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(gè)省份當(dāng)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(xiàng)是考慮到區(qū)域?qū)I(yè)化水平提高引致對(duì)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的需求具有滯后性，As表示每個(gè)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(gè)省各年的機(jī)械投入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，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(dòng)效應(yīng)的計(jì)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(jì)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(qiáng)弱。結(jié)果見(jiàn)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(cè)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(gè)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(gè)，總體看來(lái)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(guò)0.5，說(shuō)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(qiáng)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(fù)，說(shuō)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(méi)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(shuō)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(qiáng)烈的正向相關(guān)性。

3.2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

表3 變量的單位根檢驗(yàn)

變量lnGlnGt-1lnAslnLandlnMachinelnLabourlnWaterlnIncomelnFacility調(diào)整t統(tǒng)計(jì)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(yàn)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(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期

單位根檢驗(yàn)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(jì)量分析

檢驗(yàn)聯(lián)立方程組的可識(shí)別性發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)方程的階條件和秩條件均成立，均屬于過(guò)度識(shí)別，因此采用兩階段最小二乘估計(jì)(2SLS)或三階段最小二乘估計(jì)(3SLS)，考慮到3SLS相比2SLS更有效(李子奈， 1992)[18]，該文采用3SLS對(duì)聯(lián)立方程組進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 聯(lián)立方程估計(jì)結(jié)果

變量全國(guó)東部中部西部系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)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(jì)通過(guò)10%、5%、1%的顯著性檢驗(yàn),C、R-sq、chi-2分別表示常數(shù)項(xiàng)、擬合優(yōu)度和卡方統(tǒng)計(jì)量

3.3.1 全國(guó)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(jì)值為0.08，在1%的水平上通過(guò)z檢驗(yàn)，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(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)的系數(shù)估計(jì)值沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，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(jì)值為5.348，在5%的水平上通過(guò)z檢驗(yàn)，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(dāng)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(guó)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(jìn)，驗(yàn)證了研究假說(shuō)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(guò)1%的z檢驗(yàn)，可能的原因是，耕地?cái)?shù)量減少使得提高耕地利用效率的動(dòng)機(jī)加強(qiáng)，專業(yè)化生產(chǎn)能夠提高生產(chǎn)效率，減少耕地浪費(fèi)； 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(guò)1%的z檢驗(yàn)，可能的原因是，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力成本上升，引發(fā)農(nóng)戶尋求勞動(dòng)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(dòng)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(guò)1%的z檢驗(yàn)，與預(yù)期相符，農(nóng)民收入提高促使對(duì)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(guò)10%的z檢驗(yàn)，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(qiáng)烈

在方程(1)中，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對(duì)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(duì)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(biāo)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(jìn)的關(guān)系，且這種協(xié)同效應(yīng)強(qiáng)于其他地區(qū)。該文認(rèn)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(qiáng)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(qiáng)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(shì)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(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)區(qū)域?qū)I(yè)化的先天優(yōu)勢(shì)，正是自然稟賦的特異性使得農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)對(duì)西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域?qū)I(yè)化的推動(dòng)作用更強(qiáng)，反過(guò)來(lái)，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(duì)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的需求拉動(dòng)效應(yīng)很強(qiáng)，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(qiáng)的協(xié)同效應(yīng)。

在控制變量中，除農(nóng)民人均收入對(duì)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(méi)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(jī)械對(duì)勞動(dòng)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(méi)有對(duì)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(lái)沒(méi)有顯著促進(jìn)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(duì)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(duì)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(jìn)的協(xié)同效應(yīng)，且協(xié)同效應(yīng)弱于西部地區(qū)，強(qiáng)于中部地區(qū)。該文的解釋是，東部地區(qū)發(fā)達(dá)的生產(chǎn)力和完善的市場(chǎng)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(qiáng)烈相互促進(jìn)作用的階段已經(jīng)過(guò)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(guò)5%的z檢驗(yàn)； 機(jī)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(guò)1%的z檢驗(yàn)； 勞動(dòng)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(guò)1%的z檢驗(yàn)，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(guò)5%的z檢驗(yàn)，說(shuō)明在東部地區(qū)，灌溉條件的改善促進(jìn)了多元化經(jīng)營(yíng)。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(duì)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(dòng)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(méi)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(duì)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(duì)當(dāng)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(méi)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(jìn)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(méi)有對(duì)區(qū)域?qū)I(yè)化產(chǎn)生顯著影響?？赡艿脑蚴牵胁康貐^(qū)沒(méi)有極具特點(diǎn)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(shì)，同時(shí)，中部地區(qū)的要素價(jià)格，如土地、勞動(dòng)力等均低于東部，因此使得中部地區(qū)成為保障我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品供給的重要陣地，為了滿足日益多元化的市場(chǎng)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(guò)1%的z檢驗(yàn)，說(shuō)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(guó)農(nóng)產(chǎn)品供給中的重要地位； 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)生產(chǎn)區(qū)域集中度指數(shù)產(chǎn)生1%水平上顯著負(fù)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(guó)排名前列的勞動(dòng)力輸出大省，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力減少對(duì)區(qū)域?qū)I(yè)化的影響效應(yīng)強(qiáng)； 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(guò)1%的z檢驗(yàn)。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(guò)1%的z檢驗(yàn)； 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(guò)1%的z檢驗(yàn)，兩組結(jié)果均與預(yù)期相符。

4 結(jié)論與對(duì)策建議

該文主要結(jié)論：從全國(guó)層面來(lái)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(jìn)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(dāng)期農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值提高5.348%； 分地區(qū)來(lái)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(qiáng)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(méi)有表現(xiàn)出明顯的協(xié)同效應(yīng)。

該文認(rèn)為進(jìn)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(dāng)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(guò)程中對(duì)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的需求，具體應(yīng)當(dāng)在鄉(xiāng)鎮(zhèn)鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)服務(wù)企業(yè)的創(chuàng)辦、政府設(shè)立專項(xiàng)資金給予支持； (2)地方政府應(yīng)當(dāng)對(duì)地區(qū)資源稟賦作出合理評(píng)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(shí)現(xiàn)規(guī)?；?、專業(yè)化的特色產(chǎn)業(yè)，同時(shí)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(jìn)三產(chǎn)融合，依靠區(qū)域?qū)I(yè)化帶動(dòng)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(qiáng)烈協(xié)同效應(yīng)，同時(shí)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(jìn)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(jì)，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(jī)米，取得了很好的效果。