[摘要]以新發(fā)展理念為指引，基于2000—2019年31個省際面板數(shù)據(jù)對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間格局及其動態(tài)演變進行分析，利用動態(tài)面板模型和面板門限模型揭示異質(zhì)性人力資本、農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制。結(jié)果表明：我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平整體呈上升趨勢，表現(xiàn)出東高西低的空間集聚特征；初級農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響為負，中級和高級農(nóng)村人力資本有利于農(nóng)業(yè)社會化服務水平提高和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，農(nóng)業(yè)社會化服務在異質(zhì)性人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響中起到部分中介效應；在異質(zhì)性人力資本視角下，當高級農(nóng)村人力資本超過門限值時，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響表現(xiàn)出逐漸增強的門檻特征。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)業(yè)社會化服務；農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；異質(zhì)性人力資本；門檻特征

[中圖分類號]F326.6 [文獻標識碼]A [文章編號]1009—0274（2024）05—0087—10

[作者簡介]李靜雯，女，第八師石河子市黨委黨校（行政學院）經(jīng)濟教研室助理講師，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟、公共政策、民生保障等；晁利君，女，第八師石河子市黨委黨校（行政學院）副校長、副教授，研究方向：公共政策、黨的理論、干部教育培訓等。

一、引言

農(nóng)業(yè)在維護我國糧食安全和保障民生方面發(fā)揮了重要作用。隨著農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。但是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展仍面臨諸多瓶頸因素。一方面，由于環(huán)境資源的公共性及農(nóng)業(yè)面源污染的負外部性，片面追求產(chǎn)量的提高導致土地、能源、化肥及農(nóng)藥等生產(chǎn)資料消耗嚴重，使我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過程中面臨日益嚴峻的環(huán)境問題；另一方面，我國農(nóng)業(yè)以農(nóng)戶為主體、家庭為單位的經(jīng)營方式，存在技術(shù)推廣困難、經(jīng)營資金短缺、信息服務滯后、勞動力素質(zhì)不匹配等“小農(nóng)經(jīng)濟”弊端[1-2]。如何推動農(nóng)業(yè)向低碳化、生態(tài)化、循環(huán)化轉(zhuǎn)型進而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展成為解決“三農(nóng)”問題的重要突破口。農(nóng)業(yè)社會化服務有效整合信息、技術(shù)、服務及人才等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的核心要素，實現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有機銜接和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的重塑。[3]2021年中央一號文件明確提出全面加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的實施意見，為我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指明了方向。2022年中央一號文件提出要支持農(nóng)業(yè)服務公司、農(nóng)民合作社、農(nóng)村集體經(jīng)濟組織、基層供銷合作社等各類主體，大力發(fā)展單環(huán)節(jié)、多環(huán)節(jié)、全程生產(chǎn)托管服務。2023年中央一號文件指出發(fā)展專業(yè)化的社會化服務，首次提出了“實施農(nóng)業(yè)社會化服務促進行動”。

當前學術(shù)界關(guān)于農(nóng)業(yè)社會化服務和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的研究較少，兩者之間的關(guān)系需要進一步研究。現(xiàn)實中農(nóng)業(yè)社會化服務存在供應能力不足、分布不均、政府與市場雙重失靈等問題，部分農(nóng)業(yè)服務具有公共產(chǎn)品性質(zhì)，并未實現(xiàn)真正的市場化[4]。在農(nóng)村“空心化”的背景下，農(nóng)村人力資本是稀缺的要素資源，農(nóng)村人力資本的高級化是推動農(nóng)業(yè)社會化服務和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的核心動力。加之，農(nóng)村人力資本時空分布上的積累效應與溢出效應的疊加，造成農(nóng)村人力資本在時空雙維度上的不平衡、不協(xié)調(diào)性。因此，本文在探究異質(zhì)性人力資本視角下，探究農(nóng)業(yè)社會化服務與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的互動機理，以期為優(yōu)化農(nóng)村人力資本提升、提高農(nóng)業(yè)社會化服務水平、推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供經(jīng)驗借鑒。

二、文獻綜述

農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是“三農(nóng)”問題研究的熱點之一，其研究成果主要體現(xiàn)在四個方面。一是關(guān)于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵的研究。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有綠色引領(lǐng)、生態(tài)環(huán)保、創(chuàng)新驅(qū)動、規(guī)模經(jīng)營、產(chǎn)業(yè)融合、資源節(jié)約等典型特征。[5]農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展就是實現(xiàn)產(chǎn)地環(huán)境清潔化、農(nóng)業(yè)投入綠色化、生產(chǎn)過程標準化、產(chǎn)業(yè)模式循環(huán)化、農(nóng)業(yè)廢物資源化、產(chǎn)品供給優(yōu)質(zhì)化。[6]農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品生態(tài)供給、結(jié)構(gòu)質(zhì)量、產(chǎn)品效應、要素結(jié)構(gòu)的統(tǒng)一。[7]二是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展面臨的問題。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展面臨農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡、產(chǎn)業(yè)融合路徑不暢、產(chǎn)業(yè)銜接方式單一、要素成本上升及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈效益低下等問題。[8]農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展面臨四個方面的主要矛盾即小農(nóng)戶經(jīng)營與規(guī)?；a(chǎn)的矛盾、高成本投入與增加效益間的矛盾、基礎(chǔ)薄弱與快速發(fā)展的矛盾、追逐高產(chǎn)與環(huán)境保護間的矛盾。[9]同時，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展面臨著人均資源偏緊、生態(tài)環(huán)境惡化、農(nóng)業(yè)比較收益降低、市場開放程度日益提高、農(nóng)產(chǎn)品競爭力下降、農(nóng)業(yè)勞動力老年化以及農(nóng)村社會空心化等因素。[10]三是關(guān)于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評價體系的研究。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展包括增長效率、增長結(jié)構(gòu)、增長穩(wěn)定性、增長福利及環(huán)境代價等維度。[11]有的學者從“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五個維度分析了我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的時空格局及影響因素。[12-14]四是探討農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展路徑。有的學者從農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、生態(tài)農(nóng)業(yè)、循環(huán)農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化等視角探討我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展路徑。[15-16]

綜上，關(guān)于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的成果較為豐富，但仍存在進一步研究的空間。本文在借鑒前人的研究成果基礎(chǔ)上，從“增長、創(chuàng)新、協(xié)調(diào)與穩(wěn)定、綠色、開放、共享”等多維視角對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平進行評價。基于異質(zhì)性人力資本視角，考察農(nóng)村人力資本如何通過創(chuàng)新涌現(xiàn)、創(chuàng)新擴散、資源整合和效率提升等路徑影響農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響是否存在非線性影響。基于此，本文可能的邊際貢獻：（1）將異質(zhì)性人力資本、農(nóng)業(yè)社會化服務與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展納入統(tǒng)一的分析框架中，考察其內(nèi)在關(guān)聯(lián)及相互作用機理。（2）通過異質(zhì)性及中介效應機制研究發(fā)現(xiàn)，初級農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)社會化服務及農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響為負，中級和高級農(nóng)村人力資本有利于農(nóng)業(yè)社會化服務水平提高和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。（3）農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在非線性影響，當高級農(nóng)村人力資本超過門限值時，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響表現(xiàn)出逐漸增強的門檻特征。

三、指標體系構(gòu)建與模型的建立

（一）農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評價體系構(gòu)建

本文在融入新發(fā)展理念的基礎(chǔ)上從“增長、創(chuàng)新、協(xié)調(diào)與穩(wěn)定、綠色、開放、共享”等多維視角，借鑒前人的研究成果[17-18]，考慮到數(shù)據(jù)的可得性與連續(xù)性，構(gòu)建包括6個一級指標、16個二級指標、33個三級指標的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平綜合評價體系（見表1），并對各省市農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的空間格局及其動態(tài)演變趨勢進行分析。

1.增長是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的物質(zhì)保障。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的增加是農(nóng)民增收的重要途徑，為創(chuàng)新與綠色目標的實現(xiàn)提供物質(zhì)基礎(chǔ)。本文利用產(chǎn)出增長、消費增長、農(nóng)民投資增長及農(nóng)業(yè)出口增長全方位衡量農(nóng)業(yè)增長狀況。

2.創(chuàng)新是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的創(chuàng)新可以通過創(chuàng)新涌現(xiàn)、創(chuàng)新擴散、資源整合和效率提升等方式促進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。創(chuàng)新驅(qū)動是農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提高的基本動力，利用農(nóng)業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入量反映農(nóng)業(yè)創(chuàng)新投入水平，利用農(nóng)業(yè)機械化、電氣化及有效灌溉率反映農(nóng)業(yè)創(chuàng)新效率。

3.協(xié)調(diào)與穩(wěn)定是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求。通過城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平、產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)水平及價格穩(wěn)定等維度進行評價，利用城鄉(xiāng)居民可支配收入及城鄉(xiāng)居民人均消費支出反映城鄉(xiāng)收入差距大小，種植結(jié)構(gòu)多樣性及農(nóng)林牧漁服務業(yè)占比情況體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)水平。

4.綠色是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的根本出路。在農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)面源污染及生態(tài)環(huán)境破壞問題日益突出，為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護的良性耦合，采用環(huán)境友好度、生態(tài)宜居率及農(nóng)村環(huán)境保護等指標反映農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的綠色水平。

5.開放是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的普遍形態(tài)。對外貿(mào)易是促進我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的重要途徑，通過貿(mào)易形成的“競爭效應”和“技術(shù)外溢效應”，優(yōu)化農(nóng)業(yè)要素配置效率。通過農(nóng)產(chǎn)品進口依存度和出口依存度反映我國農(nóng)業(yè)的對外開放水平。

6.共享是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的應有之義。共享目標是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的根本價值取向，實現(xiàn)城鄉(xiāng)服務均等化、縮小城鄉(xiāng)收入差距、保障低收入群體的基本生活、建立健全農(nóng)村養(yǎng)老醫(yī)療保障體系都是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)共享發(fā)展的重要體現(xiàn)，通過人們基本生活、教育文化及社會保障等指標衡量農(nóng)業(yè)發(fā)展共享水平的高低。

（二）動態(tài)面板模型的建立

鑒于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的延續(xù)性和動態(tài)連貫性，為解決模型內(nèi)生性等問題，采用動態(tài)GMM模型進行分析，結(jié)合理論分析及假設(shè)構(gòu)建如下回歸模型：

[ AQDit=α0+β1AQDit-1+β2Ait+β3SVit+Σ?Controlit+εit] （1）

其中[AQDit]表示農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。[SV]表示農(nóng)業(yè)社會化服務水平，A分別表示初級、中級及高級農(nóng)村人力資本，Control為控制變量，[εit]表示隨機干擾項。

（三）門檻回歸模型

在異質(zhì)性農(nóng)村人力資本視角下，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可能表現(xiàn)出非線性的影響。選取異質(zhì)性人力資本作為門檻變量，構(gòu)建如下門檻回歸模型：

[AQDit=μi+β1SVit·I（X≤γ1）+β2SVit·I（γ1X≤γ2）+...+βnSVit·I（γn-1X≤γn）+βn+1Controlit+εit] （2）

其中[AQDit]表示農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)，[X]分別表示初級、中級及高級農(nóng)村人力資本，[SV]表示農(nóng)業(yè)社會化服務水平，[μi]表示與各省市相關(guān)的、不隨時間變化的未觀測因素，[I（）]為門檻指標函數(shù)，[Controlit]是控制變量，[εit]表示隨機干擾項，[Xit]表示門檻變量。

（四）變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量。[AQDit]表示農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)，利用熵權(quán)法測度。

2.核心解釋變量。（1）異質(zhì)性人力資本，AL、AM及AH分別表示初級、中級及高級農(nóng)村人力資本?，F(xiàn)有文獻關(guān)于人力資本的測度主要根據(jù)受教育年限來衡量，本文借鑒已有研究方法[17-18]，采用“文盲半文盲、小學、初中、高中（中專）、大專及以上學歷”的五分檔計算方法，教育年限分別記為1、6、9、12、16，計算公式如下：

初級農(nóng)村人力資本AL=（文盲半文盲人口數(shù)X1+小學文化人口數(shù)X6+初中文化人口數(shù)X9）/農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)

中級農(nóng)村人力資本AM=（高中文化人口數(shù)X12+中專文化人口數(shù)X12）/農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)

中級農(nóng)村人力資本AH=（大專及以上文化人口數(shù)X16）/農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)

（2）農(nóng)業(yè)社會化服務水平SV。農(nóng)業(yè)社會化服務水平用農(nóng)資服務水平、農(nóng)業(yè)機械化服務水平、農(nóng)業(yè)信息化服務水平及農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施服務水平四個維度來衡量。農(nóng)資服務水平包括農(nóng)藥供應能力、化肥供應能力、農(nóng)藥生產(chǎn)資料價格指數(shù)及農(nóng)村用電量等指標；農(nóng)業(yè)機械化服務水平包括機械化服務專業(yè)戶數(shù)量、農(nóng)業(yè)機械化作業(yè)面積及農(nóng)業(yè)機械化服務組織個數(shù)等指標構(gòu)成；農(nóng)業(yè)信息化服務水平通過農(nóng)村電話普及率、開通互聯(lián)網(wǎng)行政村比例及農(nóng)村郵政投遞線路長度來衡量；農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施服務水平通過農(nóng)村水利建設(shè)投資額度、農(nóng)村縣鄉(xiāng)道通行里程及有效灌溉面積來衡量。

3.控制變量。（1）農(nóng)業(yè)技術(shù)進步（TFP），利用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率來衡量，產(chǎn)出指標選用農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值，投入方面選用農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)用化肥投入量、農(nóng)用薄膜使用量、農(nóng)用柴油使用量、有效灌溉面積、農(nóng)藥使用量及農(nóng)林牧副漁業(yè)從業(yè)人數(shù)等指標。（2）區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平（[AGDPit]）。鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平受區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的制約，完善的工業(yè)、信息、技術(shù)服務等行業(yè)部門有助于鄉(xiāng)村振興目標的實現(xiàn)。采用各地區(qū)實際 GDP來衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平，并利用 GDP 平減指數(shù)消除每年的價格影響。（3）農(nóng)業(yè)增長貢獻率（DW）。通過農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值在GDP中占的比重，反映農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位和支撐作用。（4）UR表示該地區(qū)的城鎮(zhèn)化率，用以考慮地區(qū)生活水平、基礎(chǔ)設(shè)施及城鄉(xiāng)互動機制等因素對鄉(xiāng)村振興的影響。（5）受災率（[DRit]）。采用農(nóng)作物受災面積與農(nóng)作物播種面積的比重來表示。

考慮數(shù)據(jù)的完整性及可得性，本文所選樣本空間為2000—2019年我國31個省、市和自治區(qū)的數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計資料》《中國農(nóng)業(yè)機械工業(yè)年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)產(chǎn)品進出口月度統(tǒng)計報告》各省市、自治區(qū)的統(tǒng)計年鑒及EPS數(shù)據(jù)庫，個別年份數(shù)據(jù)缺失用插值法和指數(shù)平滑法補齊。上述各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析見表2。

四、實證分析

（一）農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間格局及動態(tài)演變

基于2000—2019年31個省際面板數(shù)據(jù)對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間格局及其動態(tài)演變進行分析，利用熵值法對各省的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)進行測度。將農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)分為高等水平（AQD>0.4）中等水平（0.35<AQD≤0.4）和低水平（AQD≤0.35）三個梯隊。整體來看，我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平穩(wěn)步提升，絕大多數(shù)省份都邁入第一和第二梯隊，并呈現(xiàn)明顯的空間集聚特征，表現(xiàn)出東高西低的階梯狀分布。

從空間分布來看，2000年我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平區(qū)域差距明顯，邁入第一梯隊的省份只有北京和上海，由于這些地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)好、農(nóng)業(yè)社會化服務水平高、人力資本素質(zhì)較好，在農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展方面處于全國領(lǐng)先水平；處于第二梯隊的省份大多位于東中部地區(qū)，而大部分省份處于低水平的第三梯隊，整體上呈現(xiàn)“金字塔”狀分布。2005年我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平有所提高，江蘇省由原來的第二梯隊晉升到第一梯隊，遼寧省由第三梯隊攀升到第一梯隊。雖然各省份農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平指數(shù)上升，但是空間動態(tài)調(diào)整較小，大部分中西部地區(qū)仍處于層次較低、發(fā)展相對滯后的第三梯隊。2005—2015年我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展取得巨大成就，許多東中部省份邁入第一梯隊行列，第二梯隊省份明顯增多，第三梯隊只剩下西藏、青海等五個西部省份，可能是政府農(nóng)業(yè)稅減免及財政支農(nóng)力度增加，加之科技興農(nóng)、農(nóng)業(yè)機械化、農(nóng)業(yè)社會化服務水平提高，使農(nóng)業(yè)的增長動能得到釋放，促進農(nóng)業(yè)創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)的“轉(zhuǎn)型—重構(gòu)—創(chuàng)新”。2015—2019年，我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)穩(wěn)中有增，新疆、甘肅及寧夏三省份由第三梯隊晉升到第一梯隊，中部省份全部邁入第一、二梯隊行列，東部地區(qū)省份農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平全部位于第一梯隊區(qū)間，從而呈現(xiàn)階梯狀、動態(tài)性及空間集聚性的特征。

（二）動態(tài)面板模型實證分析結(jié)果

考慮農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的動態(tài)連貫性及內(nèi)生性問題，采用動態(tài)系統(tǒng)GMM分析異質(zhì)性人力資本視角下，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響和作用機制。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，分別采用一步系統(tǒng)GMM和兩步系統(tǒng)GMM的方法進行回歸。為考察農(nóng)村人力資本異質(zhì)性因素對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，模型1—6的核心解釋變量分別是初級人力資本、中級人力資本和高級人力資本。模型中AR（2）大于0.1，表明不存在二階自相關(guān)，Hansen統(tǒng)計量的P值說明模型選取的工具變量有效，因此，說明模型估計結(jié)果的合理性與穩(wěn)健性。

首先考察初級農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，從回歸結(jié)果來看，系數(shù)分別為-0.010和-0.009，且顯著為負，說明初級農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展起到抑制效應。初級人力資本包括文盲、半文盲及初中文化程度的農(nóng)村勞動力，偏低的人口素質(zhì)制約著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程及農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，不利于農(nóng)業(yè)社會化服務體系的構(gòu)建和推廣。因此，提升農(nóng)村人力資本成為推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。在模型1—2中，農(nóng)業(yè)社會化服務水平對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的系數(shù)分別為0.050和0.062，且均在1%的水平下顯著，說明農(nóng)業(yè)社會化服務推動了農(nóng)業(yè)的信息化、智能化、機械化水平，有利于激發(fā)農(nóng)村創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)中的創(chuàng)新要素。

中級人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響為正，系數(shù)為0.006，且在5%的水平下顯著，說明中級農(nóng)村人力資本是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力量。中級農(nóng)村人力資本一般接受高中、中專等專業(yè)技能培訓，具備較強的素質(zhì)和能力，對農(nóng)業(yè)社會化服務、農(nóng)業(yè)合作社等新興農(nóng)業(yè)組織接受程度較好，通過“擴散效應”“示范效應”及“要素流動效應”，推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。農(nóng)業(yè)社會化服務水平對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)分別為0.051和0.042，均在5%的水平下顯著，像東部沿海地區(qū)及中部某些省份，在農(nóng)業(yè)社會化服務、智慧農(nóng)業(yè)及數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)等方面走在全國前列，極大促進區(qū)域農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

從模型5—6的回歸結(jié)果來看，高級農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用明顯提升，影響系數(shù)分別為0.022和0.024，遠高于中級和初級人力資本，且均在1%的水平下顯著。受過大專及以上教育的高素質(zhì)農(nóng)村勞動力，很可能成為種植大戶、農(nóng)業(yè)合作社及農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的中堅力量，通過創(chuàng)新涌現(xiàn)、創(chuàng)新擴散、資源整合和效率提升等方式促進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。農(nóng)業(yè)社會化服務水平對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)分別為0.063和0.062，且在1%的水平下顯著，在高素質(zhì)人力資本的作用下，農(nóng)業(yè)社會化服務對高質(zhì)量發(fā)展的推動作用明顯提升，說明異質(zhì)性人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在非線性影響，當高級農(nóng)村人力資本超過門限值時，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響表現(xiàn)出逐漸增強的門檻特征。

（三）機制分析

借鑒溫忠麟等人[19]的做法，構(gòu)建中介效應模型進行分析，具體的作用路徑如下：

[AQDit=γ0+γ1Ait+δXit，ncontrolit+μi+εit] （3）

[Mit=φ0+φ1Ait+φ2Xit，ncontrolit+μi+εit] （4）

[AQDit=β0+β1Mit+β2Ait+δXit，ncontrolit+μi+εit] （5）

其中[AQDit]表示農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)，[Mit]為中介變代表農(nóng)業(yè)社會化服務水平，A表示異質(zhì)性人力資本，分別用AL、AM及AH分別代表初級、中級及高級農(nóng)村人力資本，[Xit]控制變量。

基于上述研究假設(shè)，異質(zhì)性人力資本除了通過直接渠道影響農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展外，亦通過提高農(nóng)業(yè)社會化服務水平的間接渠道推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。模型7—12對中介效應的檢驗情況來看，異質(zhì)性人力資本及農(nóng)業(yè)社會化服務水平的系數(shù)均顯著，至少在5%的水平下顯著，說明異質(zhì)性人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的傳遞路徑中，農(nóng)業(yè)社會化服務水平起到了部分中介效應的作用。從具體效應來看，初級農(nóng)村人力資本的中介效應為負，中級及高級農(nóng)村人力資本的中介效應為正。

根據(jù)前文基準回歸和模型7—8的回歸結(jié)果，初級人力資本對農(nóng)業(yè)社會化服務水平的影響系數(shù)為負，表明以低端非技能勞動力為主的初級人力資本對智能化、機械化及信息化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式接受比較困難，不利于農(nóng)業(yè)社會化服務的推廣普及，從而其中介效應顯著為負。從模型9—10的回歸結(jié)果來看，當農(nóng)業(yè)社會化服務水平作為中介變量時，中級人力資本對農(nóng)業(yè)社會化服務水平的影響系數(shù)為0.070，且在1%的水平下顯著，由于農(nóng)村人力資本普遍接受過高中、中專等專業(yè)教育及技能培訓，人力資本素養(yǎng)較高。在新型農(nóng)業(yè)化、新農(nóng)村建設(shè)及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的支持下，技術(shù)擴散的“阻尼效應”較小，對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的激勵效應明顯。模型11—12說明高級農(nóng)村人力資本可通過人力資本提升→農(nóng)業(yè)社會化服務水平提高→農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的間接渠道產(chǎn)生作用。最后，根據(jù)Bootstrap法檢驗中介渠道是否顯著存在，檢驗結(jié)果表明：初級、中級及高級農(nóng)村人力資本的中介效應值在95%的置信區(qū)間均不包括0，中介效應1—3均顯著存在，且高級農(nóng)村人力資本的中介效應大于中級農(nóng)村人力資本的中介效應。

（四）門檻回歸模型分析

1.門檻值檢驗與估計。在異質(zhì)性人力資本視角下，農(nóng)業(yè)社會化服務水平對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在門檻效應。本文分別以AL、AM及AH為門檻變量，SV為核心解釋變量，借助Stata16 對門檻模型分別進行單一門檻、雙重門檻及三門檻的殘差平方和最小化檢驗，并采用自助法（Bootstrap Method）反復抽取樣本300次進行門檻效果的顯著性檢驗。檢驗結(jié)果表明，當初級、中級農(nóng)村人力資本作為門檻變量時，單一門檻、雙重門檻及三重門檻均未通過顯著性檢驗，說明初級及中級農(nóng)村人力資本作用下，農(nóng)業(yè)社會化服務水平對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響不存在門檻效應。而高級農(nóng)村人力資本的單門檻及雙門檻的P值分別為0.043、0.083。故選用高級農(nóng)村人力資本分別采用單一門限和雙門限模型進行分析。

2.門檻模型結(jié)果分析?；陂T限值的估計和檢驗，當高級農(nóng)村人力資本作為門檻變量時，存在雙門檻效應。從表6、表7，可以看出高級農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的兩個門檻值分別為0.454和0.912。當高級農(nóng)村人力資本低于0.454時，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)為0.097；當AH處于0.454與0.912時，其影響系數(shù)上升到0.173，系數(shù)上升幅度較大。當高級農(nóng)村人力資本大于0.912時，影響系數(shù)上升到0.767，且在1%的水平下顯著，這說明隨著農(nóng)村人力資本的結(jié)構(gòu)優(yōu)化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對鄉(xiāng)村振興的影響起到倍增效應?？赡苡捎诋斵r(nóng)村高素質(zhì)勞動力的積累達到一定程度時，通過規(guī)模效應、技術(shù)外溢效應及示范效應對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生激勵機制，從而導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的影響出現(xiàn)非線性的跳躍。從回歸系數(shù)的對比來看，高級農(nóng)村人力資本在跨越第二門檻之后，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進效能大于高級農(nóng)村人力資本跨過第一門檻之后的效能。這充分說明高素質(zhì)的農(nóng)村勞動力對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用更明顯。

3.時空異質(zhì)性。從2000—2019年，我國高級人力資本呈現(xiàn)“金字塔”狀分布。在時間變化上我國處于第一門檻區(qū)間的省份不斷減少，由2000年的31個減少到2019年的17個，說明高素質(zhì)農(nóng)村人力資本的短期現(xiàn)象得到一定的nRwiK9wNXHbVb7FXP2eSsa5+u3a6sJPa/ic3fUL/RNs=緩解。處于0.454到0.912門檻區(qū)間的省份數(shù)達到12個，占到樣本數(shù)的37.5%?？邕^第二門檻值的省份增幅不明顯，2005—2019年數(shù)量一直維持在兩個，只有上海和北京處于大于0.912的人力資本積累區(qū)間，說明高級人力資本積累存在明顯的時間和空間異質(zhì)性。

從空間變化上，處于高水平人力資本積累區(qū)間的省份全部位于東部地區(qū)，而處于0.454<AH≤0.912區(qū)間的省份都集中在東中部地區(qū)，由于這些地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)好、重視對人力資本的投資、創(chuàng)新環(huán)境及產(chǎn)學研協(xié)同發(fā)展處于全國前列，較高的人力資本素質(zhì)使現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式便于在這些地方推廣，加之農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移及農(nóng)村空心化現(xiàn)象，為農(nóng)業(yè)社會化服務提供廣闊的空間。處于AH≤0.454區(qū)間的省份集中在中西部地區(qū)，由于配套基礎(chǔ)設(shè)施不完善、人才流失等因素，使西部偏遠地區(qū)往往處于人力資本積累的第一區(qū)間。因此，優(yōu)化農(nóng)村人力資本結(jié)構(gòu)，繼續(xù)加強對農(nóng)村教育的投資，充分發(fā)揮人力資本對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的正向溢出效應，推進農(nóng)村人力資本結(jié)構(gòu)的高級化是推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的可行路徑。

五、結(jié)論及啟示

基于2000—2019年31個省際面板數(shù)據(jù)對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間格局及其動態(tài)演變進行分析，利用動態(tài)面板模型和面板門限模型揭示異質(zhì)性人力資本、農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制。結(jié)果表明：（1）我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平整體呈上升趨勢，表現(xiàn)出東高西低的空間集聚特征；（2）通過異質(zhì)性及中介效應機制研究發(fā)現(xiàn)，初級農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)社會化服務及農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響為負，中級和高級農(nóng)村人力資本有利于農(nóng)業(yè)社會化服務水平提高和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。（3）農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在非線性影響，當高級農(nóng)村人力資本超過門限值時，農(nóng)業(yè)社會化服務對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響表現(xiàn)出逐漸增強的門檻特征。

本文研究結(jié)論具有較強的政策啟示：（1）完善農(nóng)業(yè)社會化服務體系，提高農(nóng)業(yè)服務市場化水平。建立健全縣、鄉(xiāng)、村三級農(nóng)業(yè)社會化服務網(wǎng)絡(luò)，確保服務能夠覆蓋到每個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)和每個農(nóng)戶。鼓勵和支持農(nóng)民合作社、家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與農(nóng)業(yè)社會化服務，形成多元化服務供給格局。通過補齊農(nóng)機服務可達性、覆蓋范圍、信息服務及金融支持等方面的短板，以農(nóng)業(yè)社會化服務的推廣普及提高勞動力、土地、技術(shù)、信息服務等農(nóng)業(yè)投入要素的配置效率。（2）優(yōu)化農(nóng)村人力資本結(jié)構(gòu)，繼續(xù)加強對農(nóng)村教育的投資，充分發(fā)揮人力資本對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的正向溢出效應。加強服務主體間的協(xié)作與聯(lián)合，推動各類服務主體之間的信息共享、資源互補和優(yōu)勢互助，形成合力，共同提升農(nóng)業(yè)社會化服務水平。引入現(xiàn)代科技手段，提升服務的專業(yè)化、標準化和智能化水平，滿足農(nóng)戶對高品質(zhì)服務的需求。（3）加強農(nóng)業(yè)面源污染治理，促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向低碳化、生態(tài)化、環(huán)?；较蜣D(zhuǎn)變，推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。建立健全農(nóng)業(yè)社會化服務監(jiān)管機制，加強對服務主體和服務質(zhì)量的監(jiān)管，確保服務真實有效。構(gòu)建科學的農(nóng)業(yè)社會化服務評估體系，定期對服務效果進行評估，及時發(fā)現(xiàn)問題并進行改進。

參考文獻：

[1]楊彩艷，齊振宏，黃煒虹，左志平.農(nóng)業(yè)社會化服務有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高嗎？——基于三階段DEA模型的實證分析[J].中國農(nóng)業(yè)大學學報，2018（11）：232-244.

[2]陳萌山.加快體制機制創(chuàng)新 提升農(nóng)業(yè)科技對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的支撐能力[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2014（10）：4-7.

[3]楊子，張建，諸培新.農(nóng)業(yè)社會化服務能推動小農(nóng)對接農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化嗎——基于技術(shù)效率視角[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2019（09）：16-26.

[4]孔祥智，樓棟，何安華.建立新型農(nóng)業(yè)社會化服務體系：必要性、模式選擇和對策建議[J].教學與研究，2012（01）：39-46.

[5]劉曉濤. 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下永登農(nóng)業(yè)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展研究[D].蘭州大學，2018.

[6]柯炳生.落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略 提升農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量[J].農(nóng)村工作通訊，2018（02）：1.

[7]夏顯力，陳哲，張慧利，趙敏娟.農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展：數(shù)字賦能與實現(xiàn)路徑[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2019（12）：2-15.

[8]江超.我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展導向及政策建議[J].管理學刊，2019（06）：28-35.

[9]杜思夢，劉濤.基于新發(fā)展理念的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展：內(nèi)涵、問題及舉措[J].中國農(nóng)業(yè)科技導報，2021（03）：18-24.

[10]韓海彬，李谷成，何岸.中國農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的時空特征與動態(tài)演進：2000-2015[J].廣東財經(jīng)大學學報，2017（06）：95-105.

[11]黃修杰，蔡勛，儲霞玲，馬力，左喆瑜.我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系構(gòu)建與評估[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2020（04）：124-133.

[12]劉濤，李繼霞，霍靜娟.中國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的時空格局與影響因素[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2020（10）：1-8.

[13]黎新伍，徐書彬.基于新發(fā)展理念的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平測度及其空間分布特征研究[J].江西財經(jīng)大學學報，2020（06）：78-94.

[14]張占倉.中國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的若干戰(zhàn)略思考[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2017（10）：26-37.

[15][16]毛世平，楊艷麗，林青寧.改革開放以來我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新政策的演變及效果評價——來自我國農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)的經(jīng)驗證據(jù)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2019（01）：73-85.

[17]范曉莉，崔藝苧.異質(zhì)性人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施與城鄉(xiāng)收入差距——基于新經(jīng)濟地理視角的理論分析與實證檢驗[J].西南民族大學學報（人文社科版），2018（11）：106-116.

[18]李峰，朱鈺.復合鄰近性下異質(zhì)性人力資本對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響[J].經(jīng)濟與管理，2021（02）：21-30.

[19]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學進展，2014（05）：731-745.

責任編輯：劉昌龍