劉慧敏,尚杰

(東北林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 哈爾濱 150040)

2022 年10 月16 日,黨的二十大報告提出“高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)”。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平提升是農(nóng)業(yè)穩(wěn)產(chǎn)增產(chǎn)的基礎(chǔ),是鄉(xiāng)村“產(chǎn)業(yè)興旺”、農(nóng)民“生活富裕”的前提;而農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,則是有效改善農(nóng)業(yè)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境,推進(jìn)鄉(xiāng)村“生態(tài)宜居”的必經(jīng)之路。為此,農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展需要同時提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平。農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率綜合考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平[1],是可持續(xù)發(fā)展觀念指導(dǎo)下綜合考慮農(nóng)業(yè)產(chǎn)量和環(huán)境保護(hù)的重要指標(biāo),深度契合黨的二十大報告所提出的“著力提高全要素生產(chǎn)率”這一要求。深入分析農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素,對農(nóng)業(yè)高效化和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有重要意義[2]。

學(xué)界高度重視農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究。一方面,學(xué)者們深入探討了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度和影響因素等問題。就農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度而言,現(xiàn)有研究主要采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(DEA)[3-5]、隨機(jī)前沿分析方法(SFA)[6-7]。由于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法允許多投入多產(chǎn)出指標(biāo),且無需預(yù)先設(shè)定參數(shù)形式,因此更為客觀。尤其是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法中的基于松弛變量的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(SBM-DEA)模型,允許非期望產(chǎn)出指標(biāo)嵌入,更適合農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度[8]。此外,為更好地反映農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率動態(tài)變化,諸多學(xué)者將SBMDEA 模型與Global Malmquist-Luenberger (GML)指數(shù)法進(jìn)行結(jié)合,以推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率動態(tài)分析[9-11]。在測度農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上,學(xué)者們還進(jìn)一步分析了其影響因素?，F(xiàn)有研究指出,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)聚集[2]、農(nóng)業(yè)勞動力[12]、國際貿(mào)易[1,10]、科技創(chuàng)新[9]、環(huán)境規(guī)制[13]等因素對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著影響。

綜上,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率相關(guān)研究成果十分豐富,這既為我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供了科學(xué)指導(dǎo)和理論支持,同時也為本研究開展奠定了重要基礎(chǔ)。但是,現(xiàn)有農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究較少對農(nóng)地流轉(zhuǎn)這一農(nóng)業(yè)領(lǐng)域重大變革可能帶來的影響進(jìn)行分析。農(nóng)地流轉(zhuǎn)是近年來我國最重要的農(nóng)業(yè)變革之一。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,截至2020 年,中國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積占全國耕地總面積的比重已經(jīng)超過1/4。隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)工作深入,這一變革對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響日益顯著?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)集約化[14]、農(nóng)業(yè)規(guī)模化[15-16]有顯著影響;同時,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對改善農(nóng)戶生活也具有現(xiàn)實意義[17-18];此外,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境也有著重要影響[19-21]。顯然,農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)發(fā)展的方方面面。在分析農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素時,如果不考慮農(nóng)地流轉(zhuǎn)這一重要實踐,將在一定程度上影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究的現(xiàn)實性。

現(xiàn)有研究雖較少討論農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,但個別研究利用省級面板數(shù)據(jù)分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率[22]的作用,發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)能顯著作用于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。但現(xiàn)有研究在分析農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率過程中鮮有考慮農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率非期望產(chǎn)出的影響,僅考慮了要素投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用,難以綜合衡量農(nóng)地流轉(zhuǎn)這一重大變革對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的沖擊。同時,現(xiàn)有研究并未分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)和空間效應(yīng)?？梢?農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究有待推進(jìn),其門檻效應(yīng)和空間效應(yīng)也需進(jìn)一步探索。

為此,針對現(xiàn)有研究中的不足,本文借鑒農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究成果,系統(tǒng)分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率(狹義農(nóng)業(yè),即種植業(yè))的影響。在理論探討基礎(chǔ)上,綜合非期望產(chǎn)出SBM-DEA 模型、GML 指數(shù)、固定效應(yīng)回歸模型、工具變量模型、門檻回歸模型、空間計量模型實證分析并嚴(yán)格檢驗農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,以期為農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究體系補(bǔ)充新的內(nèi)涵,進(jìn)而推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。邊際貢獻(xiàn)為: 1)深入探索了農(nóng)地流轉(zhuǎn)這一重大農(nóng)業(yè)變革對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用;2)將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的影響納入效率測度體系,并探索農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)、空間效應(yīng)。

1 理論分析與假設(shè)

農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率是衡量勞動力、土地、農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜、農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)業(yè)灌溉等投入要素與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值間關(guān)系的效率值[22],而農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率則在農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上進(jìn)一步考慮了各類投入要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中可能造成的非期望產(chǎn)出,如農(nóng)業(yè)面源污染、農(nóng)業(yè)碳排放等[1-4,23]。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為農(nóng)業(yè)領(lǐng)域重大活動,受到了廣泛關(guān)注。現(xiàn)有研究深入分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)勞動力等農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率投入指標(biāo)的影響,也探討了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)業(yè)期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的影響。就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率投入指標(biāo)的作用來看,現(xiàn)有研究認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)會促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移[19],減少土地拋荒[24],增加農(nóng)業(yè)機(jī)械使用[25],提升農(nóng)業(yè)灌溉水平[26]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜使用情況的作用尚存在爭議,部分學(xué)者提出農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠減少農(nóng)藥和化肥的使用[19],但也有部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)會增加農(nóng)藥和化肥的應(yīng)用[20]?？梢?農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率各投入指標(biāo)存在一定影響?，F(xiàn)有研究也明確指出,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平提升具有正向作用,農(nóng)地流轉(zhuǎn)能增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)值,提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[25]。雖然農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)非期望產(chǎn)出的影響方向存在爭議,但是這一影響的存在性已經(jīng)在多項成果中被證明[19-20]。綜上所述,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率會產(chǎn)生顯著影響。

就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響方向而言,上述多數(shù)研究指出農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素(如生產(chǎn)率勞動、土地、農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)業(yè)灌溉等投入指標(biāo))產(chǎn)生正向影響,對農(nóng)業(yè)期望產(chǎn)出也具有正向作用;部分研究[19]也指出農(nóng)地流轉(zhuǎn)能降低農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜等投入,而這將降低農(nóng)業(yè)碳排放和農(nóng)業(yè)面源污染,減少非期望產(chǎn)出?？梢?農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)指標(biāo)整體上呈現(xiàn)積極影響,即有利于提高各類要素投入,提升期望產(chǎn)出,減少非期望產(chǎn)出。進(jìn)一步結(jié)合農(nóng)地流轉(zhuǎn)實際而言,農(nóng)地流轉(zhuǎn)的結(jié)果表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模提升[16],而經(jīng)營規(guī)模的適度提升有利于提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。一方面,農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的適度提升,能提高農(nóng)業(yè)要素使用效率。規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)業(yè)主體往往更為接近“理性經(jīng)濟(jì)人”[27],能更合理運(yùn)用農(nóng)業(yè)要素。另一方面,規(guī)模化農(nóng)業(yè)經(jīng)營能更好地推進(jìn)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)嵌入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程,進(jìn)而推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色化發(fā)展?，F(xiàn)有研究指出規(guī)?；r(nóng)戶相比小農(nóng)戶能更積極地采納先進(jìn)技術(shù)[28],且能更好地發(fā)揮現(xiàn)代技術(shù)效用[29]。更有研究直接指出農(nóng)地流轉(zhuǎn)推動下的規(guī)?；r(nóng)戶能推進(jìn)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用[30]。先進(jìn)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用也將進(jìn)一步提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。綜上,提出假設(shè):

假設(shè)1:農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響,即農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積的擴(kuò)大有利于提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

現(xiàn)有研究[31-32]指出,農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響存在門檻效應(yīng),即當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積擴(kuò)大到一定程度后,農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用會產(chǎn)生變動。就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響而言,農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積擴(kuò)大初期,能夠有效推進(jìn)土地的合理流動,從而降低耕地細(xì)碎化等對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響,進(jìn)而提升農(nóng)業(yè)要素使用效率;但是,隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積的擴(kuò)大,農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模不斷提升,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)發(fā)展的積極影響將不再如初期顯著。部分研究[33]更是指出,隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積的不斷擴(kuò)大,農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響會發(fā)生轉(zhuǎn)變。以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率中的農(nóng)業(yè)碳排放為例,農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大在初期有利于降低農(nóng)業(yè)碳排放,但是當(dāng)其面積擴(kuò)大超出門檻值后,便會造成農(nóng)業(yè)碳排放的增加[33]。此外,一些研究也指出[34]農(nóng)地流轉(zhuǎn)所帶來的農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的影響存在門檻效應(yīng),在門檻值之前農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生正向促進(jìn)作用,超過門檻值后農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的正向影響有所減弱。因此,本文認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響同樣存在門檻效應(yīng),且該門檻效應(yīng)表現(xiàn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積超出門檻值后其正向影響效應(yīng)的減弱或消失。綜上,提出假設(shè):

假設(shè)2:農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響存在門檻效應(yīng),且當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積超出門檻值后其正向影響會減弱或消失。

隨著現(xiàn)代交通的完善以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的聯(lián)系日益增強(qiáng),某一地區(qū)的變動會對周邊地區(qū)乃至更遠(yuǎn)處產(chǎn)生作用,農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的變革同樣如此,農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響不僅局限于本地區(qū),更會對周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展產(chǎn)生作用。一方面,農(nóng)地流轉(zhuǎn)造成的農(nóng)業(yè)要素投入變動具有空間效應(yīng),如農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)勞動力會產(chǎn)生影響[22,24],而勞動力的轉(zhuǎn)移往往具有跨區(qū)域特征[35];另一方面,現(xiàn)有研究也指出農(nóng)地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)具有空間特征[36]。此外農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率同樣存在空間溢出效應(yīng)[37,38],現(xiàn)有研究也證明了諸多要素對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響效應(yīng)[2,39]。為此,結(jié)合前文假設(shè)的正向影響效應(yīng),提出假設(shè):

假設(shè)3:農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在正向空間影響效應(yīng)。

2 實證研究設(shè)計

2.1 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度

2.1.1 測度模型

借鑒前人研究[9-11]的做法,利用非期望產(chǎn)出SBM模型與GML 模型測度農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。模型具體計算公式如下:

GML 指數(shù)可測度農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變動情況,其公式如下:

式中:AGTFPGML表示農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù),若該指數(shù)大于1 則表明生產(chǎn)率有所提升;G EC和GTC為技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步;t為年份,x為投入,y為期望產(chǎn)出,b為非期望產(chǎn)出,TE 為綜合技術(shù)效率,B PG為全局技術(shù)參照集與有效生產(chǎn)前沿面的距離;其中DG(xt,yt,bt)為參照集方向向量,指x和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)p(x)沿著距離函數(shù)指定產(chǎn)出向量g=(gy,gb)方向,可增減生產(chǎn)最大 λ倍的產(chǎn)出。

2.1.2 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測算指標(biāo)

參考文獻(xiàn)[1-4,40],將農(nóng)業(yè)勞動力、土地、化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)業(yè)機(jī)械動力、農(nóng)業(yè)灌溉等因素作為投入指標(biāo),將農(nóng)業(yè)產(chǎn)值(以2010 年為基期)作為期望產(chǎn)出指標(biāo),將農(nóng)業(yè)活動造成的農(nóng)業(yè)面源污染以及碳排放作為非期望產(chǎn)出指標(biāo)。農(nóng)業(yè)勞動力以農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量表征,土地投入則利用農(nóng)作物總播種面積表征,化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)業(yè)機(jī)械動力等投入利用化肥施用量、農(nóng)藥使用量、農(nóng)膜使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力等指標(biāo)表征,灌溉利用有效灌溉面積表征,農(nóng)業(yè)面源污染利用農(nóng)業(yè)面源污染綜合指數(shù)表征,農(nóng)業(yè)碳排放利用農(nóng)業(yè)碳排放量表征。農(nóng)業(yè)勞動力等投入要素以及農(nóng)業(yè)面源污染綜合指數(shù)的計算方法參考文獻(xiàn)[40];農(nóng)業(yè)碳排放的計算參考文獻(xiàn)[41]中種植業(yè)相關(guān)碳排放的算法,主要包括稻田的 CH4排放,各類作物、化肥和土壤引起的 N2O 排放,化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)業(yè)機(jī)械和農(nóng)業(yè)灌溉所產(chǎn)生的 CO2排放。由于相關(guān)研究對上述投入產(chǎn)出指標(biāo)的計算已經(jīng)詳細(xì)陳述,此處不再贅述。

由于本研究重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平提升的同時農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的提高,即各類農(nóng)業(yè)要素在提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)值時減少農(nóng)業(yè)環(huán)境污染,為此本文所構(gòu)建的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)體系中的非期望產(chǎn)出部分更為豐富。相對于現(xiàn)有部分農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究[1,4]僅僅以農(nóng)業(yè)碳排放作為農(nóng)業(yè)活動的非期望產(chǎn)出,本文進(jìn)一步將農(nóng)業(yè)面源污染作為非期望產(chǎn)出納入指標(biāo)體系,這是由于農(nóng)業(yè)面源污染對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的影響同樣嚴(yán)重;此外,在碳排放計算方面,現(xiàn)有部分研究[1,4]僅計算農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)物資產(chǎn)生的碳排放,而忽略了稻田的 CH4排放,各類作物、化肥和土壤引起的N2O 排放,本文則更為系統(tǒng)地衡量了農(nóng)業(yè)活動碳排放情況。

2.2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)

2.2.1 計量模型

1)主效應(yīng)計量模型: 參考現(xiàn)有研究[1,3]本文構(gòu)建固定效應(yīng)面板回歸模型估計農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng),從而對假設(shè)1 進(jìn)行驗證:

式中:i表示地區(qū),t表示時間,L TRit表示農(nóng)地流轉(zhuǎn),Xit表示控制變量,σi表示固定效應(yīng),εit表示隨機(jī)誤差項,c1為式(4)截距項,cLTR為農(nóng)地流轉(zhuǎn)系數(shù),S為控制變量系數(shù)。

2)工具變量模型: 在主效應(yīng)估計時,估計結(jié)果可能受到內(nèi)生性問題的困擾。為解決分析中的內(nèi)生性問題,本文選擇工具變量模型分析主效應(yīng)計量模型中的內(nèi)生性問題:

2.2.2 變量設(shè)定

1)被解釋變量: 參考文獻(xiàn)[2,22]慣例,以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)(AGTFPGML)為被解釋變量,表征農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變動情況。

2)核心解釋變量: 參考文獻(xiàn)[42],本文以農(nóng)業(yè)農(nóng)村部所公布的各省家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積作為農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況的替代指標(biāo),并以此作為核心解釋變量。

3)控制變量: 綜合引言所提及的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素研究[1-2,9-13],選擇農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)聚集、農(nóng)業(yè)勞動力、農(nóng)業(yè)受災(zāi)率、地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放水平、科技創(chuàng)新水平、環(huán)境規(guī)制等因素作為控制變量以控制各省市發(fā)展情況。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)聚集可促進(jìn)農(nóng)業(yè)要素交流,提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)量,但也會增加農(nóng)業(yè)污染,因此會對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響,以省區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占全國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重與省區(qū)生產(chǎn)總值占全國生產(chǎn)總值比重的比值表征;農(nóng)業(yè)勞動力的變動既能反映地區(qū)城鎮(zhèn)化情況,也是重要的農(nóng)業(yè)發(fā)展指標(biāo),因此也會影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員乘以農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值比重表征;農(nóng)業(yè)受災(zāi)率會對農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生直接影響,因為其對農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生直接的破壞作用,以農(nóng)業(yè)受災(zāi)面積占農(nóng)作物總播種面積的比重表征;地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)則反映地區(qū)農(nóng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)體系中的比重,也間接反映二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況,而二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展能為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供各類要素和技術(shù)支持,以第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表征;對外開放水平的提升可能會影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平,以地區(qū)進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表征;科技創(chuàng)新水平提高會為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供技術(shù)支持,以國內(nèi)專利申請授權(quán)數(shù)表征;環(huán)境規(guī)制顯示地方政府對環(huán)保問題的重視程度,會影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的非期望產(chǎn)出,以環(huán)保節(jié)能支出占財政預(yù)算總支出的比重表征。

4)工具變量: 在就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)進(jìn)行分析時,模型估計可能受到內(nèi)生性問題困擾。一方面,無法排除農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率可能存在的反向因果可能;另一方面部分隨時間變化的特征可能會影響估計結(jié)果。為解決分析中的內(nèi)生性問題,在利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計的基礎(chǔ)上選擇工具變量模型解決內(nèi)生性問題,所使用工具變量命名為農(nóng)地流轉(zhuǎn)工具變量。農(nóng)地流轉(zhuǎn)工具變量通過1983 年各省份實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的戶數(shù)比例與各年各省份家庭承包耕地流轉(zhuǎn)比例的乘積計算獲得。本文選擇上述變量作為工具變量,一方面是各省實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的比例具有外生性,1983 年各省實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的比例屬于歷史數(shù)據(jù);另一方面則是由于各省實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的比例與農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有較高的相關(guān)性,早期的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實施進(jìn)度,一定程度反映當(dāng)?shù)氐耐恋卣邇A向,對當(dāng)前的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策變遷具有一定的影響[43]。但是,各省實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的比例是截面數(shù)據(jù),而主效應(yīng)分析采用的卻是面板數(shù)據(jù)。因此,將該比例與各年各省家庭承包耕地流轉(zhuǎn)比例相乘,將其變?yōu)槊姘鍞?shù)據(jù)可使用的工具變量。

2.3 門檻效應(yīng)與空間效應(yīng)設(shè)計

2.3.1 計量模型

根據(jù)前文可知農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響可能存在門檻效應(yīng)。為此,進(jìn)一步分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng):

式中:I(qit≤γ)和I(qit＞γ)為指示函數(shù),當(dāng)括號內(nèi)的條件滿足時取1,否則取 0;q為門檻變量;γ為特定門檻值,該值利用Stata 16 軟件進(jìn)行門檻回歸計算得到;β0為常數(shù);β1、β2為不同區(qū)間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的系數(shù);βx表示控制變量系數(shù);其余變量設(shè)定如(4)式。

另外,前文分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響可能存在空間溢出效應(yīng)。因此,本文進(jìn)一步將空間因素納入分析框架。本文構(gòu)建一般空間計量模型如下:

式中: ψ為常數(shù)項,ρ為空間自相關(guān)系數(shù),wij為(0-1)鄰接空間矩陣,δ、?為回歸系數(shù),ζ為滯后項系數(shù),μi表示空間固定效應(yīng),?t表示時間固定效應(yīng),?it為隨機(jī)誤差項。其余變量如上文假設(shè)。當(dāng)ρ ≠0、ζ=0時,則式(8)簡化為空間滯后模型;當(dāng)ρ=0、ζ=0時,則式(8)簡化為空間誤差模型。

2.3.2 變量設(shè)定

門檻變量: 由于本文主要分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,因此考慮將農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)一步作為門檻變量,看農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響是否存在非線性特征。其替代變量如上。

2.4 數(shù)據(jù)來源

本文以2011-2020 年中國30 個省級行政區(qū)為研究區(qū)域,中國香港、中國澳門、中國臺灣和中國西藏由于農(nóng)業(yè)發(fā)展特征與其余省級行政區(qū)差別較大,故未納入分析體系中。本文利用省級面板數(shù)據(jù),一方面是由于現(xiàn)有農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究多數(shù)使用省市級別的宏觀面板數(shù)據(jù),采用宏觀數(shù)據(jù)可以反映農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率整體發(fā)展情況;另一方面,雖然農(nóng)地流轉(zhuǎn)研究多數(shù)采用微觀調(diào)研數(shù)據(jù),但仍有部分研究[18,42]采用宏觀數(shù)據(jù),表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)研究中宏觀數(shù)據(jù)分析同樣具有其意義。本文基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)年鑒》;農(nóng)地流轉(zhuǎn)數(shù)據(jù)來自農(nóng)業(yè)農(nóng)村部官方網(wǎng)站;空間矩陣由筆者測算。變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響分析的變量描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics of variables about the influence of rural land transfer on agricultural green total factor productivity

3 實證分析

3.1 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測度

利用MaxDEA 6.0 軟件,結(jié)合上文農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)設(shè)計,設(shè)定模型為全局可比且規(guī)模報酬可變,計算得到中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)(AGTFPGML)以及技術(shù)效率指數(shù)(GEC)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(GTC)。

整體而言,2011-2020 年間我國各省農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)(AGTFPGML)多數(shù)大于1,表明多數(shù)年份農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率實現(xiàn)了增長(表2)。由表2 也可以看出,除2011-2012 年和2013-2014年,每年的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的均值都大于1,說明其相對上一年而言,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率得到提升,各農(nóng)業(yè)投入要素在農(nóng)業(yè)活動中實現(xiàn)了更高的期望產(chǎn)出或更少的非期望產(chǎn)出。進(jìn)一步分析可知,農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的上升主要是由于農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的進(jìn)步。由表2 可知,2011-2020年間技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(GTC)多數(shù)年份高于技術(shù)效率指數(shù)(GEC),表明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向變動主要來自于技術(shù)進(jìn)步而非效率變動。

表2 2011—2020 年農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變動及其分解Table 2 Changes of agricultural green total factor productivity and its decomposition from 2011 to 2020

3.2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響

3.2.1 主效應(yīng)分析

在利用MaxDEA 6.0 軟件計算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率后,利用Stata16 結(jié)合上文設(shè)定估計農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng),見表3 模型1。由表3 模型1 可以看出,農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為正,且在5%的統(tǒng)計水平顯著?？梢?農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正向影響,即農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積擴(kuò)大有利于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升。究其原因,如前文理論分析所述,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營具有積極作用,而規(guī)模經(jīng)營有利于提升農(nóng)業(yè)要素使用效率并促進(jìn)先進(jìn)技術(shù)嵌入,從而能夠推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升。所以,假設(shè)1 成立。

表3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響效應(yīng)估計Table 3 Estimation of the impact of rural land transfer on agricultural green total factor productivity

3.2.2 穩(wěn)健性檢驗

為驗證農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響效應(yīng)估計的穩(wěn)健性,本文采取以下方法:

1)調(diào)整控制變量: 本文通過刪減控制變量的方式對主效應(yīng)估計結(jié)果進(jìn)行檢驗,結(jié)果見表3 模型2-4。表3 中模型2 為沒有控制變量下農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。與模型1 相比,模型3 刪除了對外開放水平、技術(shù)發(fā)展情況、環(huán)境規(guī)制3 個控制變量,模型4 僅刪除了環(huán)境規(guī)制控制變量。

2)調(diào)整研究區(qū)域: 本文通過調(diào)整研究區(qū)域的方式對主效應(yīng)估計結(jié)果進(jìn)行檢驗,結(jié)果見表3 模型5。表3 模型5 相比模型1 而言刪除了北京、新疆兩個區(qū)域。

3)調(diào)整研究時間: 本文通過調(diào)整研究時間的方式對主效應(yīng)估計結(jié)果進(jìn)行檢驗,結(jié)果見表3 模型6。表3 模型6 相比模型1 而言將研究時間調(diào)整為2011-2019 年。

整體而言,表3 模型2-6 中農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響持續(xù)顯著為正,可見本文主效應(yīng)估計結(jié)果具有較強(qiáng)穩(wěn)健性。

3.2.3 內(nèi)生性處理

正如前文所提,主效應(yīng)回歸可能受到反向因果或遺漏變量等因素影響而存在內(nèi)生性。本文利用選定的農(nóng)地流轉(zhuǎn)工具變量按照式(5)與式(6)設(shè)定就模型進(jìn)行估計。結(jié)果如表4 所示,工具變量與農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積之間存在顯著相關(guān)性。而基于工具變量所得的農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積擬合值對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響在1%的統(tǒng)計水平顯著為正。可知,在排除內(nèi)生性之后,農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率依然產(chǎn)生顯著的正向影響。這進(jìn)一步證明了主效應(yīng)估計的可靠性。

在利用工具變量法處理內(nèi)生性時,需要進(jìn)行弱工具變量檢驗和不可識別檢驗。由于在分析中本文所選擇的工具變量是單獨(dú)在估計模型中使用,且只有一個工具變量,故不存在工具變量過度識別問題,所以本文沒有對工具變量進(jìn)行過度識別檢驗。首先,本文對所選工具變量進(jìn)行弱工具變量檢驗,結(jié)果發(fā)現(xiàn)工具變量的F值較高,為190.80,＞10%偏誤的臨界值為16.38。因此,本文選擇的工具變量不是弱工具變量。其次,對所選擇工具變量進(jìn)行不可識別檢驗,農(nóng)地流轉(zhuǎn)工具變量的Anderson LM 統(tǒng)計量為102.01,P值在1%的統(tǒng)計水平顯著?？芍?本文選擇的工具變量在1%統(tǒng)計水平上顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè),即本文選擇的工具變量通過不可識別檢驗。

3.2.4 異質(zhì)性分析

由于南北方農(nóng)業(yè)發(fā)展差異較大,且農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況不一,因此考慮農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在地區(qū)異質(zhì)性。為此,將本文所選取的30 個省級行政區(qū)劃分為北方地區(qū)(包括: 北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東、河南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆)、南方地區(qū)(包括: 上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南),分別利用固定效應(yīng)回歸模型就其農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)進(jìn)行估計,結(jié)果如表5 所示。

表5 不同區(qū)域間農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性分析Table 5 Heterogeneity analysis of the impact of rural land transfer on agricultural green total factor productivity in different regions

由表5 可知,北方地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)顯著為正,與全國保持一致;但是南方地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)為負(fù),且不顯著?？梢?南北方農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響存在差異性。究其原因,可能在于北方地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)展更快,且北方農(nóng)地流轉(zhuǎn)更利于規(guī)模化經(jīng)營開展。北方地區(qū),尤其是東北和西北地區(qū)地勢相對平坦,農(nóng)地流轉(zhuǎn)能更快實現(xiàn)土地整合,加快農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營,從而發(fā)揮農(nóng)業(yè)機(jī)械裝備等現(xiàn)代化設(shè)施對農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用。南方地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)雖然也能加快農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營,但受制于地形,其對農(nóng)業(yè)規(guī)?；绊懹邢蕖Ｒ越鳛槔?農(nóng)地流轉(zhuǎn)雖然實現(xiàn)了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的集中,但是江西的丘陵地形依然制約著農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備應(yīng)用,從而影響了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率積極作用的發(fā)揮。

3.3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)和空間效應(yīng)分析

3.3.1 門檻效應(yīng)分析

基于前文設(shè)計,估計農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)。首先就門檻存在性問題進(jìn)行檢驗,結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響單門檻效應(yīng)在1%的統(tǒng)計水平顯著,但雙門檻效應(yīng)不顯著。因此,就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的單門檻效應(yīng)進(jìn)行估計。結(jié)果如表6所示,LTR0 為農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積不高于單門檻值(1.633×105hm2)的區(qū)間,LTR1 為大于單門檻值的區(qū)間。

表6 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響門檻效應(yīng)分析及穩(wěn)健性檢驗Table 6 Threshold effect analysis and robustness test of rural land transfer on agricultural green total factor productivity

當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積不高于門檻值時,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.1008,且在1%的統(tǒng)計水平顯著;當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積大于門檻值時,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.0042,在5%的統(tǒng)計水平顯著?？梢?當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積超過門檻值時,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用有所下降,且顯著性也有所降低,因此假設(shè)2 成立。其原因在于農(nóng)地流轉(zhuǎn)開始時,土地可能是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高的最重要制約因素,而其他要素則較為富裕,此時伴隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積增加,各類要素得以更充分在土地上發(fā)揮其作用,從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率快速上升;當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積超過門檻值后,土地面積擴(kuò)大雖然依然有利于提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率,但此時土地要素邊際效用有所降低,各類要素的供給增長速度可能無法實現(xiàn)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積增長速度的最佳配比,從而降低了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向作用。

為驗證門檻效應(yīng)的穩(wěn)健性,本文通過調(diào)整控制變量的方式對門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗,結(jié)果如表6 模型2-4 所示。由表6 模型2-4 可知,無論控制變量如何調(diào)整,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響都具有門檻效應(yīng),當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積不高于門檻值時,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響更強(qiáng);當(dāng)超過門檻值時,這一正向影響有所下降。

3.3.2 空間效應(yīng)分析

基于前文設(shè)計,估計農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的空間效應(yīng)。首先就農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的莫蘭指數(shù)(研究空間關(guān)系的一種相關(guān)系數(shù)值)進(jìn)行測度,發(fā)現(xiàn)其大多數(shù)年份莫蘭指數(shù)P值顯著,因此農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率都存在空間自相關(guān)。而后,本文進(jìn)一步對模型進(jìn)行了LM 檢驗、LR 檢驗、Wald 檢驗。分析發(fā)現(xiàn)非空間面板模型的LM 檢驗顯著拒絕原假設(shè),表明空間效應(yīng)存在,分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素影響時應(yīng)考慮空間效應(yīng)。LR 檢驗和Wald 檢驗發(fā)現(xiàn)空間杜賓模型不可以退化為空間誤差模型和空間滯后模型。因此,本文使用空間杜賓模型就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行測度。在具體模型選用方面,考慮前文多數(shù)模型采用固定效應(yīng)模型。因此,此處繼續(xù)使用固定效應(yīng)模型。在分析過程中,地區(qū)固定的空間杜賓模型較為顯著。結(jié)果如表7 模型1所示。為更進(jìn)一步分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率空間影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng),采用偏微分對模型1 分解,結(jié)果如表7 模型2 所示。

表7 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響效應(yīng)估計Table 7 Estimation of the spatial effect of rural land transfer on agricultural green total factor productivity

由表7 可知空間自回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平顯著,這進(jìn)一步說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間相關(guān)性。由表7 模型2 可知,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率空間影響總效應(yīng)為正,且在5%的統(tǒng)計水平顯著,由此可知農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在正向空間影響效應(yīng),因此假設(shè)3 成立。從具體的效應(yīng)來看,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響直接效應(yīng)雖然為正,但是并不顯著;農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響間接效應(yīng)為正,且在5%的統(tǒng)計水平顯著。因此,農(nóng)地流轉(zhuǎn)主要對鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向空間影響,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在空間溢出效應(yīng)。究其原因,可能當(dāng)一地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動逐步開展時,其會推動本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升,但是隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積的逐步擴(kuò)大,達(dá)到一定規(guī)模后,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響會減弱,正如前節(jié)分析點(diǎn)明農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在門檻效應(yīng)。當(dāng)一地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動迅速開展,且實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營及取得其他效益時,其鄰近地區(qū)在“競爭性”壓力的影響下更有可能積極采取措施推進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展,提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。另外,農(nóng)地流轉(zhuǎn)會推進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移,而轉(zhuǎn)移到鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動力會成為鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力,如成為鄰近地區(qū)第二三產(chǎn)業(yè)勞動力或成為消費(fèi)者提供消費(fèi)市場,提升鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平。當(dāng)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平提高時,農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)等水平也可能隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而提升,從而使得鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升。

為驗證空間效應(yīng)估計的穩(wěn)健性,通過調(diào)整控制變量的方式對空間效應(yīng)進(jìn)行檢驗,其控制變量選擇情況如表3 模型2-4,估計后利用偏微分方法進(jìn)行分解,得到直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng),結(jié)果見表7模型3-5。由表7 模型3-5 可知,無論控制變量如何調(diào)整,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率空間影響的總效應(yīng)都顯著為正,直接效應(yīng)為正,但不顯著,間接效應(yīng)顯著為正,可見表7 模型1-2 的估計結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與建議

本文基于現(xiàn)有研究成果,在理論探討基礎(chǔ)上,就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行實證分析,并對結(jié)果進(jìn)行嚴(yán)格檢驗,研究發(fā)現(xiàn): 1)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響,農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積擴(kuò)大有利于提升農(nóng)業(yè)要素使用效率并促進(jìn)先進(jìn)技術(shù)嵌入,從而推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升;2)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響具有地區(qū)異質(zhì)性,這一效應(yīng)在北方地區(qū)顯著為正,在南方地區(qū)不顯著;3)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在單一門檻效應(yīng),農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈非線性特征,農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積超過門檻值后,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響有所下降;4)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在正向空間影響效應(yīng),農(nóng)地流轉(zhuǎn)對鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑,根據(jù)研究結(jié)果本文提出以下建議: 1)由于農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著正向影響,因此建議相關(guān)部門采取有效措施推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn),以發(fā)揮農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的積極影響。通過加強(qiáng)組織領(lǐng)導(dǎo)、完善流轉(zhuǎn)機(jī)制、優(yōu)化流轉(zhuǎn)平臺、擴(kuò)大財政支持等方式加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)以發(fā)揮其對本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向作用。2)由于農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在異質(zhì)性,因此建議因地制宜推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn),北方地區(qū)在推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)以提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)值時要進(jìn)一步側(cè)重于綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增收和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展共贏;南方地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響效應(yīng)不顯著,建議通過積極推進(jìn)信息化、數(shù)據(jù)化技術(shù)嵌入農(nóng)業(yè)發(fā)展過程等手段,激發(fā)南方地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)。3)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響在農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積超過門檻值后有所下降,因此建議在農(nóng)地流轉(zhuǎn)推進(jìn)后期更重視綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)等兼顧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和環(huán)境保護(hù)的先進(jìn)技術(shù)應(yīng)用,以穩(wěn)定農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向作用。4)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在空間影響效應(yīng),因此建議重視農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程的省際間協(xié)調(diào),識別農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響效應(yīng),充分引導(dǎo)省際農(nóng)業(yè)部門交流互動,加快完善省際農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展補(bǔ)償機(jī)制。

本文相對現(xiàn)有研究的貢獻(xiàn)在于完善了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響體系框架,就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響問題進(jìn)行了初步探討,但這一研究僅僅只是起步,未來還需要進(jìn)一步深入。本文接下來將進(jìn)一步完善以下不足: 1)本文探討了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,但更為具體的作用機(jī)制仍需要通過基于實地調(diào)研或試驗設(shè)計進(jìn)行論證,在未來應(yīng)通過對微觀農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動及農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率情況進(jìn)行調(diào)查或?qū)Ρ仍囼?結(jié)合微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行更細(xì)致深入的分析;2)本文分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在異質(zhì)性,但受制于宏觀面板數(shù)據(jù)限制,僅討論了地區(qū)異質(zhì)性,對于不同土地類型、不同流轉(zhuǎn)類型的農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響異質(zhì)性的分析仍存在不足,未來應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步結(jié)合中微觀數(shù)據(jù),就農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響異質(zhì)性進(jìn)行更深入的分析。