朱 迪，葉林祥

（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)a.糧食和物資學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京 210023）

0 引言

2023年9月，習(xí)近平總書記在黑龍江考察期間首次提出了“新質(zhì)生產(chǎn)力”。在2023年12月召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議上，習(xí)近平總書記再次強(qiáng)調(diào)，以科技創(chuàng)新推動(dòng)產(chǎn)業(yè)革新，以前沿技術(shù)催生新產(chǎn)業(yè)、新模式、新動(dòng)能，以新質(zhì)生產(chǎn)力作為構(gòu)建現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系戰(zhàn)略基點(diǎn)的發(fā)展理念[1]。隨著我國經(jīng)濟(jì)由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，現(xiàn)有生產(chǎn)力發(fā)展水平與人民日益增長的美好生活需要之間的矛盾日漸突出。同時(shí)，保護(hù)主義盛行導(dǎo)致國際合作受阻，我國面臨的外部環(huán)境日趨復(fù)雜。發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力成為驅(qū)動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，應(yīng)對(duì)外部環(huán)境沖擊的必然選擇。新質(zhì)生產(chǎn)力的提出為我國農(nóng)業(yè)未來發(fā)展指明了方向。2024年中央一號(hào)文件強(qiáng)調(diào)我國要強(qiáng)化農(nóng)業(yè)科技人才和農(nóng)村高技能人才培養(yǎng)使用，優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新戰(zhàn)略布局，完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系，以新質(zhì)生產(chǎn)力引領(lǐng)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國建設(shè)。在此背景下，厘清農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的理論內(nèi)涵，測定我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展水平并分析其動(dòng)態(tài)演變趨勢具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

目前，學(xué)界對(duì)于新質(zhì)生產(chǎn)力的研究尚處于探索階段，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從新質(zhì)生產(chǎn)力的理論內(nèi)涵[2]、形成邏輯[3]、實(shí)現(xiàn)路徑[4]及其與高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系[5]展開討論。此外，還有部分學(xué)者針對(duì)新質(zhì)生產(chǎn)力的測度[6]及其對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的影響[7]進(jìn)行了開創(chuàng)性探索。但將新質(zhì)生產(chǎn)力具體到農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的研究尚少且偏重理論分析。王琴梅和楊軍鴿（2023）[8]認(rèn)為數(shù)字新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展會(huì)使得傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力三要素發(fā)生改變，進(jìn)而產(chǎn)生數(shù)字農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力，推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。劉長全（2023）[9]則指出以顛覆性農(nóng)業(yè)技術(shù)為代表的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力能夠通過增產(chǎn)、節(jié)約、協(xié)同、延展、精準(zhǔn)化和生態(tài)化六條路徑推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)業(yè)強(qiáng)國建設(shè)。通過文獻(xiàn)梳理，本文認(rèn)為現(xiàn)有研究仍存在以下可拓展的方面：一是目前針對(duì)新質(zhì)生產(chǎn)力的討論主要圍繞工業(yè)領(lǐng)域展開，關(guān)于農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的研究較少；二是目前關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力的理論分析較多而實(shí)證分析不足；三是目前關(guān)于農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的測度尚未形成統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，缺少能夠綜合評(píng)價(jià)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的指標(biāo)體系。

綜上所述，本文首先分析農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的理論內(nèi)涵，豐富了關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力的理論研究；其次，構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，為科學(xué)測度我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平提供了可行方法；最后，運(yùn)用多種方法實(shí)證分析我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的區(qū)域差異和動(dòng)態(tài)演變特征，以期為精準(zhǔn)引導(dǎo)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力形成提供相關(guān)對(duì)策。

1 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的理論內(nèi)涵、指標(biāo)體系及測度方法

1.1 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的理論內(nèi)涵

農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力代表著一種由科技創(chuàng)新主導(dǎo)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力躍遷。馬克思主義認(rèn)為生產(chǎn)力由勞動(dòng)者、勞動(dòng)對(duì)象和勞動(dòng)資料構(gòu)成。因此，理解農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的理論內(nèi)涵也應(yīng)從此三要素切入。首先，新質(zhì)勞動(dòng)者是發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的前提。只有具備更豐富的知識(shí)和技能儲(chǔ)備、更先進(jìn)的認(rèn)知和實(shí)踐能力以及更高創(chuàng)新素養(yǎng)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者，才能匹配農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的要求。因此，農(nóng)業(yè)新質(zhì)勞動(dòng)者，應(yīng)當(dāng)具備受過良好教育、掌握先進(jìn)技術(shù)、擁有更高生產(chǎn)率水平等特征。其次，新質(zhì)勞動(dòng)對(duì)象是發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的基礎(chǔ)。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)以土地、林木等作為主要?jiǎng)趧?dòng)對(duì)象，以集約型經(jīng)營為主要模式，其生產(chǎn)過程導(dǎo)致了嚴(yán)重的環(huán)境破壞和資源浪費(fèi)。而農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力包含了深刻的生態(tài)意識(shí)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型思想，強(qiáng)調(diào)通過技術(shù)進(jìn)步和科技創(chuàng)新降低資源成本，加速產(chǎn)業(yè)模式升級(jí)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生態(tài)和經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。最后，新質(zhì)勞動(dòng)資料是發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的關(guān)鍵。勞動(dòng)資料是劃分人類社會(huì)生產(chǎn)力發(fā)展不同階段的首要依據(jù)[10]，具體到農(nóng)業(yè)勞動(dòng)資料，其不僅應(yīng)包括各類物質(zhì)生產(chǎn)資料，還應(yīng)包括能夠改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式和實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的一系列無形生產(chǎn)資料。其中，基礎(chǔ)設(shè)施和能源供應(yīng)是培育農(nóng)業(yè)新質(zhì)勞動(dòng)資料的保障，科技創(chuàng)新是推動(dòng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)資料發(fā)生質(zhì)變的核心，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)數(shù)字化則是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)資料變革的成果及外在表現(xiàn)。此外，對(duì)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力理論內(nèi)涵的理解既要包含對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素全面革新的深刻認(rèn)知，也要考慮各要素間彼此結(jié)合的質(zhì)量與水平，進(jìn)而形成對(duì)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的全面認(rèn)識(shí)。

1.2 指標(biāo)體系構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

基于對(duì)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力理論內(nèi)涵的分析，并結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究成果，本文從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)對(duì)象和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)資料三個(gè)方面選取指標(biāo)構(gòu)建農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1 所示。其中，分別參考鐘曉華（2023）[11]、李強(qiáng)和劉冬梅（2011）[12]的方法確定各省份農(nóng)業(yè)科技從業(yè)人員數(shù)、農(nóng)業(yè)R&D 投入存量。其他數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國社會(huì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國農(nóng)村合作經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國農(nóng)村政策與改革統(tǒng)計(jì)年報(bào)》、北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，對(duì)缺失數(shù)據(jù)采用移動(dòng)平均插值法補(bǔ)充。本文研究期間為2012—2021年，研究樣本覆蓋我國31個(gè)省份（不含港澳臺(tái)）。

1.3 測度方法

本文采用熵值法測度農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平。熵值法能夠克服主觀思維的干擾，客觀準(zhǔn)確地反映評(píng)價(jià)指標(biāo)對(duì)系統(tǒng)的貢獻(xiàn)度。其計(jì)算步驟如下：

首先，進(jìn)行數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理：

其中，為第t年i省份的第j項(xiàng)指標(biāo)。

其次，計(jì)算各指標(biāo)熵值：

再次，確定各指標(biāo)權(quán)重：

最后，計(jì)算各省份綜合得分：

2 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平測度結(jié)果

2.1 總體發(fā)展水平

2012—2021 年我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平測度結(jié)果如圖1 所示。圖1（a）和圖1（b）分別為不同農(nóng)業(yè)功能分區(qū)①糧食主產(chǎn)區(qū)包括河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、安徽、江西、山東、河南、湖南、湖北和四川；糧食主銷區(qū)包括北京、天津、上海、浙江、福建、廣東和海南；糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)包括山西、廣西、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。、地理分區(qū)②根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局劃分方式，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展情況。在全國層面，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的中位數(shù)由2012 年的0.1540 上升至2021 年的0.2746，年均增長8.70%；平均值由2012 年的0.1603 上升至2021 年的0.2970，年均增長9.47%。這表明我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展迅速，但整體水平偏低。在研究期內(nèi)，在全國平均值始終高于全國中位數(shù)，表明我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力存在右偏分布，即大部分省份發(fā)展較為落后，但少數(shù)省份發(fā)展水平較高。在區(qū)域?qū)用妫瑑煞N分區(qū)下的發(fā)展趨勢與全國基本一致，但區(qū)域間發(fā)展水平差異明顯。按農(nóng)業(yè)功能分區(qū)，發(fā)展水平由高到低依次為糧食主銷區(qū)、糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)，其均值分別為0.2964、0.2515、0.1631；增長速度由高到低依次為糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)、糧食主銷區(qū)，其年均增長率分別為9.92%、9.71%、8.57%。按地理分區(qū)，發(fā)展水平由高到低依次為東部、中部、西部地區(qū)，其均值分別為0.3072、0.2150、0.1698；增長速度由高到低依次為中部、西部、東部地區(qū)，其年均增長率分別為10.37%、10.27%、8.55%。造成上述差異的可能原因是糧食主銷省份均位于東部地區(qū)，這些省份科研創(chuàng)新能力強(qiáng)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)占比小，進(jìn)行農(nóng)業(yè)技術(shù)革新和生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)型的難度較低。而糧食主產(chǎn)省份大多位于中部地區(qū)，農(nóng)業(yè)資源稟賦好，規(guī)?；潭雀?，農(nóng)業(yè)創(chuàng)新技術(shù)應(yīng)用條件成熟，有利于培育農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力。西部地區(qū)集中了較多糧食產(chǎn)銷平衡省份，區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)經(jīng)營分散，機(jī)械化水平低，以山地特色農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)為主，發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)生動(dòng)力不足。但近年來受“一帶一路”倡議、西部陸海新通道總體規(guī)劃等的積極影響，該地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效能提升顯著，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展增速較快，展現(xiàn)出一定的“追趕效應(yīng)”。

圖1 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平

2.2 各維度發(fā)展水平

通過對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)對(duì)象和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)資料三個(gè)維度發(fā)展水平及增長速度的測算，能夠識(shí)別我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的優(yōu)勢和不足，測算結(jié)果如表2所示。

表2 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力各維度發(fā)展水平及增長速度

在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者維度下，糧食主銷區(qū)的發(fā)展水平和增速均位列第一，主產(chǎn)區(qū)次之，產(chǎn)銷平衡區(qū)最末。對(duì)應(yīng)地理分區(qū)，糧食主銷省份均位于東部地區(qū)，具有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、科研創(chuàng)新環(huán)境好的特點(diǎn)，在人才培養(yǎng)方面擁有明顯優(yōu)勢。糧食主產(chǎn)省份大多位于中部地區(qū)，少數(shù)位于東西部地區(qū)。結(jié)合地理分區(qū)下中部地區(qū)在本維度排名最末的情況，說明東部地區(qū)糧食主產(chǎn)省份新質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者的發(fā)展水平明顯領(lǐng)先于其他地區(qū)的糧食主產(chǎn)省份。糧食產(chǎn)銷平衡省份主要位于西部地區(qū)，其對(duì)人才吸引力不足，省內(nèi)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者人力資本投入意識(shí)不強(qiáng)，發(fā)展均值和增速均比較落后。

在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)對(duì)象維度下，糧食主產(chǎn)區(qū)的發(fā)展水平及增速均居于首位，糧食主銷區(qū)次之，糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)最末，這與地理分區(qū)下的測算結(jié)果匹配。糧食主產(chǎn)省份集聚的中部地區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)完善，政策扶持力度強(qiáng)，有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)和農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的推廣及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的培育。東部地區(qū)主要由糧食主銷省份組成，良好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和創(chuàng)新環(huán)境使其在農(nóng)業(yè)技術(shù)革新方面具備優(yōu)勢。但較小的農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)占比在一定程度上限制了該地區(qū)對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，使其發(fā)展水平及增速略落后于中部地區(qū)。而主要由糧食產(chǎn)銷平衡省份組成的西部地區(qū)受山地農(nóng)業(yè)及分散經(jīng)營的影響，在農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育方面處于劣勢，發(fā)展水平和增速均表現(xiàn)不佳。

在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)資料維度下，糧食主銷區(qū)發(fā)展最好，糧食主產(chǎn)區(qū)次之，糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)相對(duì)落后，這一排名也符合地理分區(qū)下的測算結(jié)果。但糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)的增速明顯高于另外兩個(gè)地區(qū)，對(duì)應(yīng)地理分區(qū)下西部地區(qū)的增速也顯著高于東中部地區(qū)。這可能是得益于近年來我國“一帶一路”倡議、“東數(shù)西算”等工程的實(shí)施，使得西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)獲得了極大的提升，客觀上助推了區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)資料的革新。

總體來看，在研究期內(nèi)，農(nóng)業(yè)新質(zhì)勞動(dòng)對(duì)象的發(fā)展水平最高，新質(zhì)勞動(dòng)者次之，最后是新質(zhì)勞動(dòng)資料，但新質(zhì)勞動(dòng)資料的增速顯著高于另外兩個(gè)維度。未來需進(jìn)一步加強(qiáng)各類農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施尤其是數(shù)字化農(nóng)業(yè)設(shè)施的建設(shè)，持續(xù)深化對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者人力資本的投入，著力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，提升農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)水平，促使農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)力向新質(zhì)生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化。

3 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力區(qū)域差異及來源分析

本文采用Dagum 基尼系數(shù)分析各區(qū)域農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的相對(duì)差異，其具體表達(dá)式如下：

其中，n為省份數(shù)，k為組群數(shù)，j和h為組群劃分?jǐn)?shù)，i和r為組群內(nèi)省份數(shù)，yji(yhr)為j(h)任一組群農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平，為所有省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的平均值。同時(shí)，參考謝晶和李迪（2024）[13]的方法，將總體差異分解為組內(nèi)差異（Gw）、組間差異（Gb）和超變密度（Gt），用以判斷差異的來源，結(jié)果見表3和表4。

表3 農(nóng)業(yè)功能分區(qū)下Dagum基尼系數(shù)及分解

表4 地理分區(qū)下Dagum基尼系數(shù)及分解

首先，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的總體基尼系數(shù)由2012年的0.1881下降至2021年的0.1859，表明省際相對(duì)差距在縮小。其次，不同農(nóng)業(yè)功能分區(qū)的組內(nèi)差異變化趨勢存在差異，組間差異波動(dòng)下降；不同地理分區(qū)的組內(nèi)差異變化趨勢也存在差異，組間差異則明顯下降，表明各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展具備一定的同步性。按農(nóng)業(yè)功能分區(qū)，糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)各省份間差異最小，糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)次之，糧食主銷區(qū)內(nèi)各省份間差異最大。糧食主產(chǎn)區(qū)與糧食主銷區(qū)的區(qū)域間差異最小，糧食主銷區(qū)與糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)次之，糧食主產(chǎn)區(qū)與糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)的區(qū)域間差異最大。按地理分區(qū)，中部地區(qū)內(nèi)部差異最小，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)內(nèi)部差異最大。中部與西部地區(qū)的區(qū)域間差異最小，其次是東部與中部地區(qū)，東部與西部地區(qū)的區(qū)域間差異較大。最后，在研究期內(nèi)，在兩種分區(qū)方式下超變密度均有所上升，這表明各區(qū)域內(nèi)都存在部分省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平相對(duì)上升的同時(shí)另有部分省份發(fā)展水平相對(duì)下降的情況，從而導(dǎo)致不同區(qū)域間出現(xiàn)交叉重疊現(xiàn)象。并且，這種交叉重疊現(xiàn)象對(duì)總體差異的影響在增強(qiáng)。

圖2 為基尼系數(shù)各分解部分的貢獻(xiàn)率。在兩種分區(qū)下，組內(nèi)差異貢獻(xiàn)率均略有上升，但整體變化幅度不大；超變密度貢獻(xiàn)率逐年增長；組間差異貢獻(xiàn)率則逐年下降。在研究期內(nèi)，組間差異始終是導(dǎo)致總體差異的最主要因素，組內(nèi)差異次之，超變密度貢獻(xiàn)最小。這是因?yàn)椴煌貐^(qū)在人力資源積累、自然資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和科技創(chuàng)新能力上存在差異，進(jìn)而使得其農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展程度和速度有所不同。

圖2 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力區(qū)域差異來源

4 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力動(dòng)態(tài)演變特征

4.1 時(shí)間演變特征

4.1.1 Kernel密度估計(jì)

本文采用Kernel 密度估計(jì)考察全國及不同分區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的時(shí)間演變特征，其基本函數(shù)形式如下：

其中，N為樣本數(shù)量，K(·)為高斯核密度函數(shù)，Xi為樣本觀測值，-X為樣本觀測值的平均值，h為最優(yōu)帶寬。

選取代表性年份分析全國及不同分區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的時(shí)間演變特征，結(jié)果如下頁圖3和圖4所示。在全國層面上，圖3（a）中曲線中心位置持續(xù)右移，主峰高度下降，寬度增加，右拖尾現(xiàn)象明顯，表明我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力整體發(fā)展水平逐年提升，但省際絕對(duì)差距有所增加，領(lǐng)先省份與全國平均水平的差距在擴(kuò)大。在代表性年份中，全國層面的曲線始終呈雙峰分布，但側(cè)峰明顯弱于主峰且逐漸向單峰轉(zhuǎn)變，這表明存在極化現(xiàn)象，但其影響在減弱。在區(qū)域?qū)用嫔希瑘D3（b）至圖3（d）和圖4（b）至圖4（d）分別展示了農(nóng)業(yè)功能分區(qū)及地理分區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的時(shí)間演變趨勢。在兩種分區(qū)下，區(qū)域?qū)用媲€的變化情況與全國層面基本一致。圖3（b）中曲線存在右拖尾現(xiàn)象，表明糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)部分省份發(fā)展水平明顯領(lǐng)先于其他省份，而曲線由多峰向單峰的轉(zhuǎn)變意味著極化現(xiàn)象的減弱。糧食主產(chǎn)省份主要位于東中部地區(qū)，對(duì)比圖4（b）和圖4（c）可以發(fā)現(xiàn)，東中部地區(qū)曲線寬度更窄，右拖尾程度更弱，說明位于同一地理分區(qū)內(nèi)的糧食主產(chǎn)省份之間的差距要小于位于不同地理分區(qū)的糧食主產(chǎn)省份。圖3（c）中曲線無明顯拖尾現(xiàn)象且單峰形態(tài)穩(wěn)定，表明糧食主銷區(qū)內(nèi)各省份基本能夠?qū)崿F(xiàn)同步發(fā)展。對(duì)比圖4（b），兩者在曲線形態(tài)及變化趨勢上基本相同，但東部地區(qū)曲線寬度略大?？紤]到東部地區(qū)除糧食主銷省份外還包含部分糧食主產(chǎn)省份，這一差別在一定程度上說明糧食主銷區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力在發(fā)展水平及協(xié)同性上均優(yōu)于糧食主產(chǎn)區(qū)。圖3（d）顯示糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)曲線無明顯拖尾現(xiàn)象，但在研究期內(nèi)經(jīng)歷了“單峰—多峰—單峰—多峰”的變化形態(tài)，這意味著區(qū)域內(nèi)存在極化現(xiàn)象，但其影響并不穩(wěn)定。結(jié)合圖4（d），西部地區(qū)曲線的變化形態(tài)與糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)相似，區(qū)別在于西部地區(qū)的曲線在研究期間表現(xiàn)出由雙峰向單峰的轉(zhuǎn)化且其分布寬度更廣，這表明所屬地理區(qū)位的差異導(dǎo)致了糧食產(chǎn)銷平衡省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的差異。

圖3 農(nóng)業(yè)功能分區(qū)核密度分布圖

圖4 地理分區(qū)核密度分布圖

4.1.2 Markov鏈

在核密度估計(jì)的基礎(chǔ)上，通過引入Markov 鏈進(jìn)一步對(duì)我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的時(shí)間演變特征進(jìn)行分析。參考Fan 等（2022）[14]的研究，利用傳統(tǒng)Markov 鏈構(gòu)建一個(gè)N×N的轉(zhuǎn)移概率矩陣，樣本省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力從t年的水平Ei轉(zhuǎn)移至t+1年的水平Ej的概率為：

其中，nij表示i級(jí)至j級(jí)省份的總數(shù)，ni表示水平Ei處于i級(jí)的省份數(shù)。

將樣本數(shù)據(jù)代入并按四分位數(shù)劃分標(biāo)準(zhǔn)將研究期間各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平劃分為4 類：低水平[0.0656，0.1634]、較低水平（0.1634，0.2115]、較高水平（0.2115，0.2764]和高水平（0.2764，0.5795]，用1、2、3、4 分別代表這4 種發(fā)展水平[15]，形成如表5 所示的概率矩陣。第一，對(duì)角線上4種發(fā)展水平的概率均明顯高于非對(duì)角線上的概率，其最小值為0.7027，說明未來各省份的發(fā)展水平至少有70%的概率維持原狀。第二，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力趨向于集聚到高（低）水平，存在“俱樂部收斂”現(xiàn)象。第三，非對(duì)角線上的最大概率（0.2973）顯著低于對(duì)角線上的最小概率（0.7027），說明農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力在短期內(nèi)難以實(shí)現(xiàn)跨階段轉(zhuǎn)移。第四，水平2向水平1轉(zhuǎn)移的概率（0）小于水平2向水平3轉(zhuǎn)移的概率（0.2973），同時(shí)水平3向水平2轉(zhuǎn)移的概率（0.0299）也小于水平3 向水平4 轉(zhuǎn)移的概率（0.2090），這說明我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力向低水平轉(zhuǎn)移的概率很小。

表5 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力傳統(tǒng)Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣

4.2 空間演變特征

本文選用空間Markov鏈對(duì)我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的空間演變特征進(jìn)行分析。參考侯孟陽和姚順波（2018）[15]的方法，引入基于地理鄰接空間權(quán)重的矩陣構(gòu)建空間Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣，結(jié)果如下頁表6 所示。首先，空間分布格局會(huì)影響農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的動(dòng)態(tài)發(fā)展過程。在傳統(tǒng)Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣中，本省由水平3向水平4轉(zhuǎn)移的概率為0.2090，而在空間Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣中，若與處于水平2的省份相鄰，則本省由水平3 向水平4 轉(zhuǎn)移的概率為0.1579，低于傳統(tǒng)Markov 鏈的結(jié)果；反之，若與處于水平3的省份相鄰，則本省由水平3 向水平4 轉(zhuǎn)移的概率為0.2400，高于傳統(tǒng)Markov 鏈的結(jié)果。其次，空間分布格局會(huì)影響農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移過程。當(dāng)與水平高的省份相鄰時(shí)，本省向更高水平轉(zhuǎn)移的概率會(huì)增加，而與水平低的省份相鄰時(shí)，情況則相反。最后，各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平與相鄰區(qū)域之間存在協(xié)同關(guān)系。當(dāng)本省與處于水平1的省份相鄰時(shí)，其在初始年份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力處于水平1的概率高于處于其他水平的概率。

表6 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力空間Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣

通過上述分析可以認(rèn)為空間溢出效應(yīng)對(duì)我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展產(chǎn)生了重要影響。為進(jìn)一步驗(yàn)證該影響是否具備統(tǒng)計(jì)學(xué)上的意義，本文參考王少劍等（2020）[16]的檢驗(yàn)方法，假設(shè)各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的轉(zhuǎn)移在空間上相互獨(dú)立且與相鄰省份所處水平無關(guān)，采用以下公式進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中，Qb服從自由度為k(k-1)2的卡方分布。k為發(fā)展水平數(shù)量。Mij、mij(l)和nij(l)(l=1，2，…，k)分別為傳統(tǒng)Markov 轉(zhuǎn)移概率、相鄰區(qū)域發(fā)展水平為l時(shí)的空間Markov 轉(zhuǎn)移概率和相鄰區(qū)域發(fā)展水平為l時(shí)所包含的空間Markov 省份數(shù)量。在自由度為36，α=0.005 的顯著性水平上，計(jì)算所得Qb=156.30，P=0.000，拒絕了原假設(shè)。由此，在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上驗(yàn)證了空間溢出效應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的驅(qū)動(dòng)作用。

5 結(jié)論

本文通過分析我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展?fàn)顩r及演變特征，得出以下主要結(jié)論：第一，在區(qū)域?qū)用妫瑬|部地區(qū)糧食主銷省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平最高，其次是主要位于東中部地區(qū)的糧食主產(chǎn)省份，最后是主要位于西部地區(qū)的糧食產(chǎn)銷平衡省份；在維度層面，農(nóng)業(yè)新質(zhì)勞動(dòng)對(duì)象的發(fā)展水平最高，新質(zhì)勞動(dòng)者次之，最后是新質(zhì)勞動(dòng)資料，但新質(zhì)勞動(dòng)資料的增速顯著高于另外兩個(gè)維度。第二，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展進(jìn)步明顯，但整體水平仍然偏低。Kernel 密度估計(jì)的結(jié)果顯示了極化現(xiàn)象的存在。傳統(tǒng)Markov鏈的結(jié)果說明我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力存在“俱樂部收斂”現(xiàn)象，且在短期內(nèi)難以實(shí)現(xiàn)跨界轉(zhuǎn)移。第三，空間分布格局在農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的動(dòng)態(tài)演變過程中發(fā)揮了重要作用。當(dāng)與高水平省份相鄰時(shí)，本省向高水平轉(zhuǎn)移的概率會(huì)增加，反之則會(huì)降低。此外，空間Markov 鏈的結(jié)果也為“俱樂部收斂”現(xiàn)象提供了空間維度上的支持。第四，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展存在顯著的區(qū)域差異。組間差異是導(dǎo)致總體差異的主要原因，其次是組內(nèi)差異，最后是超變密度。