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      生產性服務業集聚有助于農業高質量增長嗎?

      作者:未知

        內容提要 本文采用中國省際面板數據和門檻回歸技術考察了生產性服務業集聚對農業高質量增長的影響。結果表明:生產性服務業集聚顯著地促進了農業高質量增長,且這種積極影響主要是通過驅動農業技術進步路徑來實現的;生產性服務業集聚對農業高質量增長具有正向且邊際效率遞減的動態影響,而適度提升農戶經營規模則能有效規避生產性服務業集聚所產生的這種邊際遞減溢出困境;生產性服務業集聚對農業高質量增長的積極影響存在顯著的約束機制,只有當生產性服務業規模和城市化水平提升到一定程度以及城鄉收入差距縮小到一定水平時,才會有效地釋放生產性服務業集聚的支農溢出效應。因此,本文指出政府既要加快提升生產性服務業規模,也要注重釋放其空間集聚的溢出紅利,從而為新時代下農業的高質量增長提供新的動力。
        關鍵詞 生產性服務業集聚 農業高質量增長 面板門檻數據模型 約束機制
        〔中圖分類號〕F323.3 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕0447-662X(2019)05-0054-08
        一、引言
        推動農業高質量增長是新時代下國家深化農業供給側改革、保證農業安全穩定發展和實現鄉村振興的核心內容。但是,目前我國農業發展仍面臨著資源過度開發、投入品過量使用、產業結構不合理、競爭力薄弱等一系列的現實問題,嚴重制約了農業生產質量的提升和效率的改善。因此,如何全面促進農業高質量增長,已成為我國有效推動農業供給側結構性改革和實施鄉村振興戰略必須完成和不可規避的現實任務。為了加快推動農業的高質量增長,政府出臺了諸多強農惠農富農的扶持政策,這其中就包括了通過大力發展生產性服務業推動農業增長的舉措。早在2014年國務院出臺的生產性服務業發展文件就明確指出,生產性服務業涉及農業產業的多個環節,要促使生產性服務業與農業實現更高水平的融合。自此各地政府紛紛出臺生產性服務業發展促進農業升級的相關政策,農業部等三部委也聯合發布了加快發展農業生產性服務業的指導意見,試圖有效推動生產性服務業與農業的深度融合。毋庸置疑,發展生產性服務業可能是破解當前農業發展難題、促進農業高質量增長和構建現代化農業生產體系的重要手段,但現有關于生產性服務業的文獻主要聚集于制造業層面,而關于生產性服務業支農的研究并不多見。從理論上來看,生產性服務業發展不足或者服務功能缺失,會制約農業新技術的廣泛推廣使用,增加農業產品的安全風險,不利于農業整
        
        * 基金項目:陜西省哲學社會科學基金項目“基于‘三變改革’背景下的陜西省農村‘兩委’干部激勵與制約體系構建”(2018S04);陜西省哲學社會科學基金項目“基于‘一帶一路’戰略的陜西高等教育國際合作問題研究”(2017P01)
        體質量的快速提升。郝愛民:《農業生產性服務對農業技術進步貢獻的影響》,《華南農業大學學報》(社會科學版)2015年第1期。那么,當前我國生產性服務業的支農效果究竟如何?特別是,生產性服務業集聚能否推動農業經濟的高質量增長?其作用機制又是什么?這些問題的回答對研究新時代下生產性服務業集聚影響農業高質量增長問題具有重要的現實意義。
        生產性服務業對農業發展的溢出問題是近年來政府和學界關注的熱點。相關研究主要集中在以下三方面:一是理論上探討生產性服務業對農業發展的積極影響。Alesina等指出,伴隨著分工,農業內部的一些服務功能會由生產性服務業來組織完成。A. Alesina and D. Rodrik, “Distributive Politics and Economic Growth,” Quarterly Journal of Economics, no.2, 1994, pp.465~490.李啟平認為,由于農業分工的不斷細化,致使服務業能明顯促進農業的市場化水平。李啟平:《我國生產性服務業與農業的關聯性分析》,《求索》2008年第4期。朱濤發現,生產性服務業能推動農業快速發展,原因在于,生產性服務業會拓展農業產業鏈、增強專業化報酬、降低農業的生產成本。朱濤:《生產性服務業對農業外溢渠道機理及模型分析》,《中州大學學報》2017年第3期。二是關于生產性服務業對農業發展的影響研究。Reiner研究表明,生產性服務業作為直接投入要素推動了農業增長。K. A. Reinert, “Rural Conform Development: A Trade Theoretic View,” Journal of International Trade and Economic Development, no.4, 1998, pp.1~17.Adams實證發現,農業生產性服務業顯著推動了土地變革,進而提升了南非的農業生產效率。M.E.Adams,“Agricul-tural Supporting Services for Land Reform,”The Land and Agriculture Policy Centre, no.5, 2011,pp.49~59.郝愛民考察顯示,生產性服務業對我國農業效率提升、農民增收和產業結構調整等均具有重要作用。郝愛民:《農業生產性服務業對農業的影響——基于省級面板數據的研究》,《財貿經濟》2011年第7期。魏修建和李思霖分析表明,生產性服務業有利于改善農業生產效率,且其積極影響不亞于工業。魏修建、李思霖:《我國生產性服務業與農業生產效率提升的關系研究——基于DEA和面板數據的實證分析》,《經濟經緯》2015年第3期。三是關于生產性服務業與農業的互動關聯的考察。潘正和王曉飛研究發現,生產性服務業與農業之間存在相互促進的關系。潘正、王曉飛:《農業與生產性服務業互動關系的實證研究——以廣東為例》,《廣東農業科學》2011年第19期。胡銘研究表明,生產性服務業與農業發展存在協同效應,主要表現為空間上的相互影響和共同發展。胡銘:《我國生產性服務業與農業協同發展效應研究》,《農業經濟問題》2013年第12期。王耀中和江茜實證發現,生產性服務業與農業現代化效率之間的相互促進關聯在中西部地區更為顯著,東部地區關聯效應則較小。王耀中、江茜:《生產性服務業對農業現代化效率的影響》,《商業研究》2016年第1期。   
        綜上可知,已有文獻為本文研究提供了較好的借鑒,但其多基于線性角度考察生產性服務業規模增長對農業發展的溢出效應,鮮有文獻基于非線性角度探討生產性服務業發展對農業高質量增長的動態異質效應,特別是關于生產性服務業集聚影響農業高質量增長作用規律和約束機制的研究很少。本文的創新在于:有別于現有聚集于探討生產性服務業與農業的線性關聯研究,使用面板門檻數據模型實證考察了生產性服務業集聚與農業高質量增長之間的非線性動態關聯、作用路徑和調節效應,豐富了生產性服務業支農領域的研究,為通過加快生產性服務業集聚、打好“政策組合拳”等手段來驅動農業高質量增長提出了一些新的思考,以期為新時代下有效推動生產性服務業與農業的深度融合、推動農業高質量增長,以及深化農業供給側結構性改革和實現鄉村振興戰略提供一定的參考借鑒。
        二、研究設計
        1.計量模型構建
        本文在HansenB.E.Hansen,“Threshold Effect in Non-dynamic Panels:Estimation, Testing, and Inference,” Journal of Econometrics,vol.93,no.2, 1999, pp.345~368.門檻模型基礎上,首先構建以生產性服務業集聚作為門檻變量的面板門檻數據模型如下:
        qgrit=μi+α1psait·I(psaitγ1)+α2psait·I(psait>γ1)+…
         +αnpsait·I(psaitγn)+αn+1psait·I(psait>γn)+θxit+εit(1)
        式(1)中,qgrit和psait分別表示i省份在t時期的農業高質量增長水平和生產性服務業集聚水平變量,psait既為門檻變量,也是核心解釋變量,γ表示門檻值;xit表示i省份在t時期的工業化、農業結構調整、自然環境等控制變量。I(·)是一個指示函數,當不滿足括號內條件時,取值為0,反之取值為1。
        生產性服務業集聚與農業高質量增長之間若存在非線性關聯,這種動態關聯是否存在一定的條件限制?本文擬進一步基于農戶經營規模、生產性服務業規模、城市化水平和城鄉收入差距等角度,揭示生產性服務業集聚如何影響中國農業高質量增長。這里分別以上述因素作為門檻變量(qit)構建非線性面板模型,如下:
        qgrit=μi+α1psait·I(qitγ1)+α2psait·I(qit>γ1)+…
         +αnpsait·I(qitγn)+αn+1psait·I(qit>γn)+θxit+εit(2)
        2.變量設計和數據說明
        本文以2003-2016年作為研究時段,基礎數據主要來自《中國農村統計年鑒》《中國統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》。另外,西藏、港、澳、臺等省區數據缺失較為明顯,故從研究樣本中予以剔除,最終選取中國內地30個省份作為考察對象,主要變量設定如下:
        (1)被解釋變量:農業高質量增長(qgr)。十九大報告中指出,農業高質量發展是生產要素投入少、經濟社會效益好和資源配置效率高的發展,是堅持質量第一、效益優先的新型發展,核心途徑在于從依賴要素投入的舊動能轉向依靠全要素生產率的新動力。因此,全要素生產率是驅動農業效率提高和可持續發展的唯一來源,也是實現農業高質量增長的關鍵所在。鑒于此,這里選取全要素生產率指標來衡量農業的高質量增長水平,遵循傳統的農業投入、產出的核算框架,基于產出導向的DEA-Malmquist生產率指數方法進行測度,進一步將其分解為農業技術效率變化和農業技術進步變化。關于投入產出變量的設定,這里選取農業增加值衡量農業產出,采用農村固定資產投資、農業機械總動力、農業從業人員、農用化肥施用量、農作物總播種面積、農藥使用量、農業用水量、農用塑料薄膜使用量等作為投入指標。基于上述指標及省際面板數據,采用DEAP2.1軟件測算可得2003-2016年各省份的農業全要素生產率指數及其分解,并參照韓海彬和張莉的做法,韓海彬、張莉:《農業信息化對農業全要素生產率增長的門檻效應分析》,《中國農村經濟》2015年第8期。對測度數據做了變換處理,以此作為本文研究的被解釋變量。
        (2)核心解釋變量:生產性服務業集聚(psa)。隨著農業分工的深化,生產性服務業為農業生產經營活動提供了一系列服務和支撐,包括物流供應、技術研發、批發零售、金融支持、咨詢管理、倉儲流通等內容,其與農業發展的關聯日益緊密。對于農業領域生產性服務業的界定,本文借鑒郝愛民郝愛民:《農業生產性服務業外溢效應和溢出渠道研究》,《中南財經政法大學學報》2013年第6期。的做法,將當前與農業發展息息相關的八個細分行業視為農業領域的生產性服務業,分別是:①計算機服務和軟件業,②交通運輸、倉儲和郵政業,③批發零售業,④水利、環境和公共設施管理業,⑤租賃和商務服務業,⑥科學研究、技術服務業和地質勘查業,⑦金融業,⑧住宿和餐飲業等。對于psa指標的度量,本文采用區位熵方法進行測度,基本估算模型如下:
        psaj=(sj/xj)/(s/x)(3)
        式(3)中,s表示全國層面生產性服務業總就業人數,sj表示省份j的生產性服務業就業人數,xj表示省份j的就業人數,x表示全國層面的總就業人數。
        (3)門檻變量。本文除了揭示生產性服務業集聚對農業高質量增長的影響規律及其門檻特征,還考慮到農戶經營規模、生產性服務業規模、城市化水平和城鄉收入差距可能產生的異質影響。上述維度的變量設置如下:①農戶經營規模(fars),農戶經營規模的大小會直接影響到農業技術的使用和普及,進而對農業的高質量增長產生重要影響,這里選取人均農作物播種面積來衡量農戶經營規模;②生產性服務業規模(psc),采用生產性服務業從業人數來衡量其規模大小,并對原始的從業人員數據做了對數化處理,該指標越大表明生產性服務業規模水平越高;③城市化水平(urb),城市化是影響農業高質量發展的重要因素,加快城市化進程會促進農業的現代化和產業化,但也會導致農業人口和勞動力的外流和轉移,這里采用各省份城鎮人口占總人口的比值來表示;④城鄉收入差距(gap),選取城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比來表征。   (4)控制變量。為了得到更穩健的估計結果,本文還控制了其他一些因素:①工業化進程(ind),為各省份第二產業增加值占GDP比重;②農業結構調整(str),為各省份糧食作物總播種面積占播種總面積比重;③農村公里密度(rden),為各省份農村公路與國土面積的比值;④土地利用能力(lanu),各省份的有效灌溉面積占耕地總面積比重;⑤財政支農力度(sup),為各省份財政農業支出占財政總支出的比重;⑥自然環境(envi),為各省份受災面積占總農作物播種面積之比。
        三、實證結果與分析
        1.生產性服務業集聚影響農業高質量增長的門檻效應
        以生產性服務業集聚作為門檻變量檢驗發現,無論是否考慮控制變量,門檻變量均在不同顯著性水平下依次通過了單一門檻、雙重門檻和三重門檻檢驗,表明使用三重面板門檻數據模型來考察生產性服務業集聚的支農溢出是較為科學的。另外,本文還采用了以下兩種手段進一步驗證基本結論的可靠性:一是刪除2003年樣本,以2004-2016年為研究時段進行穩健性檢驗1;二是利用去掉平均生產性服務業集聚水平的最小值和最大值樣本進行穩健性檢驗2。檢驗結果再次印證了基于三重面板門檻數據模型研究的合理性,而對農業技術進步和農業技術效率的檢驗也得出了與上述較為一致的結論。
        具體估計結果如表1所示,模型1和模型2分別是不考慮控制變量和考慮控制變量的估計結果;模型3和模型4分別是穩健性檢驗1和穩健性檢驗2的估計結果;模型5和模型6分別是對農業技術進步和農業技術效率的門檻估計結果。通過模型2、模型3和模型4的結果可知:①工業化對農業高質量增長產生了一定的負面影響,如何合理協調工業化與農業現代化之間的關聯,是工業反哺農業政策應重點考慮的問題;②農業結構調整對農業高質量增長產生了一定的抑制效應,這可能與國家優先確保糧食安全的戰略密切相關;③農村公路密度顯著地促進了農業高質量增長,原因可能在于,農村公路密度水平的提升有效提高了農業機械化運行效率和農產品市場化程度、降低了農業生產要素和產品的流動和擴散速度;④政府對農業的財政支持是農業科技投入的重要資金來源,增強政府財政支農力度將明顯有利于農業高質量增長;⑤土地利用能力的系數顯著為正,表明土地利用能力的提升明顯有利于農業的高質量發展;⑥自然環境的惡化會嚴重制約農業發展,并對農業高質量增長產生不利影響。模型5和模型6的估計結果則表明,上述控制變量對農業技術進步和農業技術效率的影響均存在一定程度的差異。
        由門檻模型2估計結果可知,生產性服務業集聚對農業高質量增長的影響呈現較為復雜的非線性規律,具體表現為:當生產性服務業集聚水平低于0.7860時,影響系數顯著為正,表明在第一門檻區間內生產性服務業集聚具有顯著的支農溢出效果。當生產性服務業集聚水平位于0.7860與0.8584之間時,影響強度為1.5535且顯著,表明在第二門檻區間內生產性服務業集聚對農業高質量增長仍具有一定的正向影響,但這種積極作用已開始弱化。當生產性服務業集聚水平位于0.8584與1.1357時,估計系數仍顯著為正,表明生產性服務業集聚對農業高質量增長仍具有明顯的積極影響,且這種正向外部性溢出進一步減弱。在生產性服務業集聚水平超過1.1357的情況下,其估計系數仍顯著為正,但作用強度相比其他門檻區間將減至最小。因此,隨著生產性服務業集聚水平的提升,其對農業高質量增長的影響呈現出顯著正向且邊際效率遞減的非線性動態特征。進一步計算發現,考察期內生產性服務業集聚的平均水平為1.0138,正處于第三門檻區間,新時代下如何克服生產性服務業集聚對農業高質量增長的弱化效果,應予以重點關注。另外,模型1、模型3和模型4的估計結果均較好地支持了本文的基本結論,即本文所得主要結論是穩健的。
        模型5展示了基于農業技術進步路徑的生產性服務業集聚作用效果,當生產性服務業集聚水平小于07999時,其對農業技術進步的積極影響最為顯著。當生產性服務業集聚水平依次超過0.7999、0.8584和11357時,其對農業技術進步的促進效應在持續減弱。即隨著生產性服務業集聚水平的提升,其對農業技術進步有著正向且邊際效率遞減的非線性規律,這和生產性服務業集聚對農業高質量增長的作用機制是一致的。模型6展示了基于農業技術效率路徑的生產性服務業集聚作用機制,三個門檻值分別是0.8029、08853和0.9221,在第一、第二和第四門檻區間內生產性服務業集聚變量的估計系數均為負,而在第三門檻區間內估計系數為正,估計系數雖均不顯著,但也在一定程度上表明生產性服務業集聚對農業技術效率具有不顯著的倒“N”型作用機制,即只有在適度的生產性服務業集聚水平下才能在一定程度上改善農業技術效率水平。通過作用路徑比較發現,生產性服務業集聚對農業技術效率的作用并不明顯,通過生產性服務業集聚促進農業技術進步應是推動農業高質量發展的重要途徑。
        2.生產性服務業集聚影響農業高質量增長的約束機制
        基于上文實證檢驗發現,隨著生產性服務業集聚水平的提升,其對農業高質量增長有著正向且邊際效率遞減的作用,為了嘗試破解生產性服務業集聚的邊際效率遞減約束,以期從產業集聚視角為推動生產性服務業和農業的深度融合尋找更好的突破口,這里將進一步基于農戶經營規模、生產性服務業規模、城市化水平和城鄉收入差距等四個維度,考察生產性服務業集聚對農業高質量增長影響可能存在的約束機制。檢驗發現,上述情形下均應采用三重面板門檻模型進行估計,具體結果見表2,由此可得以下結論:
        第一,生產性服務業集聚影響農業高質量增長的農戶經營規模門檻值分別為0.4962、0.6481和0.8967。第一門檻區間內生產性服務業集聚的影響系數為0.4103,并未通過顯著性檢驗,表明過低的農業經營規模對促進生產性服務業集聚的支農溢出效應作用較為有限;第二門檻區間內生產性服務業集聚對農業高質量增長水平開始產生了顯著的積極影響,且影響力度明顯增強;第三門檻區間內生產性服務業集聚對農業高質量增長的積極作用在持續增強;第四門檻區間內生產性服務業集聚對農業高質量增長具有顯著的促進效應且強度增至最大。因此,隨著農戶經營規模門檻區間的變化,生產性服務業集聚對農業高質量增長的影響具有顯著的正向且邊際效率遞增的非線性規律,也只有農戶經營規模超過一定限度時才會顯著有利于生產性服務業集聚的支農溢出效應。從實際情況來看,考察期內絕大多數省份農戶經營規模水平尚處于第二甚至第一門檻區間內,并不能有效地驅動生產性服務業集聚對農業高質量增長的積極效應。因此,新時代下,因地制宜地提升農戶經營規模,才能有效克服生產性服務業集聚對農業高質量增長影響的邊際遞減效應,從而更有利于通過生產性服務業集聚驅動農業的高質量發展,這也符合當前國家積極發展適度規模經營的農業政策實際。   第二,基于生產性服務業規模門檻估計發現:當生產性服務業規模水平小于4.0271時,生產性服務業集聚對農業高質量增長具有顯著的抑制作用,且此時的負面影響最為明顯;當生產性服務業規模水平位于40271和4.6678之間時,生產性服務業集聚對農業高質量增長仍具有顯著的抑制影響,但這種抑制效果已經開始減弱;當生產性服務業規模水平介于4.6678和5.0071之間時,生產性服務業集聚的影響系數為-02959,說明此時的負面影響已明顯弱化;當生產性服務業規模水平超過5.0071時,生產性服務業集聚則明顯促進了農業高質量增長。不難發現,在生產性服務業規模門檻約束下,生產性服務業集聚的支農溢出效應具有顯著的“U”型非線性特征,即只有當生產性服務業規模水平超越一定門檻時,生產性服務業集聚才會出現明顯的支農溢出現象,而未跨越規模門檻時,其則會負向調節生產性服務業集聚的支農溢出效應,但隨著生產性服務業規模水平的提升,這種負向調節效應在持續弱化直至扭轉。從實際情況來看,考察期內80%的省份生產性服務業規模水平尚處在第四門檻區間外,這預示著新時期我國應通過促進生產性服務業規模提升,最大限度地驅動農業高質量增長。
        第三,在城市化水平門檻條件下,生產性服務業集聚的支農溢出效應呈現較為復雜的非線性關系,具體表現在:當城市化水平低于0.4211時,生產性服務業集聚顯著抑制了農業高質量增長;當城市化水平介于0.4211與0.5332之間時,生產性服務業集聚對農業高質量增長的負面效應已明顯弱化;當城市化水平位于05332與0.6360之間時,生產性服務業集聚對農業高質量增長開始產生了一定的積極影響;當城市化水平超越06360時,生產性服務業集聚開始顯著地驅動了農業的高質量增長。由此可見,在城市化水平門檻下,生產性服務業集聚的支農溢出效應具有明顯的“U”型作用規律,即只有當城市化水平超過一定門檻條件時,生產性服務業集聚才能更顯著地促進農業高質量增長。進一步計算發現,考察期內山西、安徽、廣西、貴州等19個省份的城市化平均水平還在0.5332以下,這些省份主要集中在中、西部地區。可見,當前城市化作用于生產性服務業集聚驅動農業高質量增長的效果還比較有限,通過加快城市化進程來深入推動生產性服務業與農業的深度融合,應是新時期推動農業高質量發展需要重點關注的。
        第四,在城鄉收入差距水平門檻條件下,生產性服務業集聚的支農溢出效應亦呈現較為復雜的門檻效應,具體表現在:當城鄉收入差距水平低于2.2586時,生產性服務業集聚對農業高質量增長具有顯著的促進影響;當城鄉收入差距水平介于2.2586與2.7104之間時,生產性服務業集聚對農業高質量增長的積極影響已不顯著且強度明顯弱化;當城鄉收入差距水平擴大至2.7104與3.7169之間時,生產性服務業集聚對農業高質量增長開始產生了一定的負面作用;當城鄉收入差距水平擴大至超越3.7169時,生產性服務業集聚則會顯著抑制農業高質量增長水平的改善。不難發現,隨著城鄉收入差距水平的擴大,生產性服務業集聚的支農溢出效應具有明顯的倒“U”型作用特征,即只有當城鄉收入差距水平縮小至一定限度時,生產性服務業集聚才能顯著地促進農業高質量增長,說明過高的城鄉收入差距水平會負向調節生產性服務業集聚的支農溢出效應。從實際情況來看,考察期內山西、內蒙古、安徽等18個省份的平均城鄉收入差距水平已超越27104,僅天津的城鄉收入差距水平位于第一門檻區間。可見,當前我國仍存在較為明顯的城鄉收入差距現象,嚴重制約了生產性服務業集聚的支農溢出效果。因此新時代下,政府不能忽視城鄉收入差距持續擴大會負向調節生產性服務業集聚驅動農業高質量增長的事實,如果忽視城鄉收入差距的影響反而可能會高估生產性服務業集聚的支農溢出效應。
        綜上可知,生產性服務業集聚對農業高質量增長的影響存在顯著的約束機制,農戶經營規模、生產性服務業規模、城市化和城鄉收入差距等均異質調節生產性服務業集聚作用于農業高質量增長的溢出效應。總體看來,只有農戶經營規模、生產性服務業規模、城市化水平和城鄉收入差距達到一定條件時,才能最大限度地釋放生產性服務業集聚對農業高質量增長的溢出紅利。從考察期內的實際情況看,推動農業規模化經營能有效規避生產性服務業集聚對農業高質量增長的邊際遞減效應,而不斷提升生產性服務業規模水平,加快推動城市化進程和持續縮小城鄉收入差距也是當前有效釋放生產性服務業集聚支農溢出的重要手段,這也為新時代下中國在推動生產性服務業支農過程中充分注重與提升農戶經營規模和生產性服務業規模、推動城市化進程和縮小城鄉收入差距等重大舉措的協調發展提供了實證依據。
        四、結論與政策建議
        本文基于中國2003-2016年的省級數據,采用面板門檻回歸技術實證考察了生產性服務業集聚對農業高質量增長影響的異質門檻效應及其約束機制。主要結論是:(1)入世以來,生產性服務業集聚顯著促進了農業高質量增長,穩健性檢驗也支持了這一結論。從作用路徑來看,農業技術進步是生產性服務業集聚支農溢出效應發揮的主要渠道,而生產性服務業集聚影響農業技術效率的效果并不明顯;(2)生產性服務業集聚的支農溢出效應呈現正向且邊際效率遞減的非線性特征,其對農業技術進步和農業技術效率的影響分別具有顯著的正向且邊際效率遞減和不顯著的倒“N”型非線性規律;(3)提升農戶經營規模能有效規避生產性服務業集聚驅動農業高質量增長的邊際遞減效應,在農戶經營規模約束下,生產性服務業集聚對農業高質量增長的影響則表現為正向且邊際效率遞增的非線性特征;(4)生產性服務業集聚對農業高質量增長的積極影響具有明顯的約束機制,在生產性服務業規模、城市化因素的調節下,生產性服務業集聚對農業高質量增長的影響均呈現出顯著的“U”型規律,而在城鄉收入差距約束下,生產性服務業集聚對農業高質量增長的影響則存在倒“U”型特征,只有生產性服務業規模和城市化水平提升到一定程度以及城鄉收入差距縮小到一定水平時,才會最大限度地驅動生產性服務業集聚對農業高質量增長的積極影響作用。上述研究結果對我國推動生產性服務業與農業在更高水平上的有機融合,進而推動新時代下農業的高質量發展具有重要的政策意義。   第一,注重加快生產性服務業發展,推動其與農業在更高水平上實現融合。既要保持生產性服務業規模的合理擴張,又要科學統籌生產性服務業的空間布局,可通過設立合作示范區、產業集群、創新園區等方式促進生產性服務業集聚,有效提升生產性服務業集聚對農業高質量發展的驅動效應。同時,也要認識到生產性服務業集聚主要是通過農業技術進步途徑來推動農業增長方式轉變的,這表明政府應更加積極地把生產性服務業引入與農業技術研發、革新、升級和擴散等諸多與農業技術進步密切相關的領域,也要盡可能地消除生產性服務業集聚對農業技術效率的不利影響。
        第二,應充分意識到生產性服務業集聚的支農溢出存在正向且邊際效率遞減的異質性非線性影響,應有選擇性和有針對性地實施階段性的產業發展和扶持政策,即在生產性服務業支農的不同情形下應體現出產業政策的異質性;同時,全國和不同區域均應結合自身生產性服務業聚集的實際對產業政策進行適時優化和動態校準,實施階段性、滾動化的產業政策,處于高生產性服務業集聚區的省份應盡力規避集聚溢出效果的弱化現象,而處于低生產性服務業集聚區的省份應積極發揮后發優勢,強化生產性服務業支農的深度和廣度,從而促使生產性服務業真正成為農業高質量發展的重要動力。
        第三,如何較好地規避生產性服務業集聚對農業高質量增長邊際效應遞減現象,是一個值得深思的難題,本文發現提升農戶經營規模可以有效克服生產性服務業支農過程中存在的邊際遞減效應的問題。因此,新時期政府應加快推進集體經營、家庭經營、企業經營和合作經營等多種經營方式,積極培育新型農業經營主體,也要注重適度提升土地經營規模,不斷提高資源利用率和土地產出率,鼓勵引導承包農戶采用出租、轉包、轉讓及入股等方式創新土地流轉形式,加快農業發展的產業化和機械化進程,不斷促進農業發展的規模化經營,從而盡可能地釋放農戶經營規模,以提升其對生產性服務業支農溢出的積極影響。
        第四,在釋放生產性服務業集聚對農業高質量發展積極作用時,尤要重視生產性服務業規模、城市化水平和城鄉收入差距等因素的約束和調節。總體上看來,不斷提高生產性服務業規模水平、積極加快城市化進程,持續縮小城鄉收入差距均是新時代下提升生產性服務業支農效果所應重點考慮的問題,如果忽視上述三個維度的約束則會導致生產性服務業集聚對農業高質量增長的積極影響效果被高估。因此,不同地區和省份應從以上三個角度出發著力加強保障體系建設,尤其是中、西部地區。在通過生產性服務業集聚支持農業高質量發展過程中應充分注重與生產性服務業規模增長、城市化進程和城鄉收入差距等因素進行統籌考慮,積極發揮政策組合的疊加效應,進而更加有效地推動農業的高質量發展和增長方式轉變。
        作者單位:郝一帆,西北農林科技大學經濟管理學院、西安石油大學經濟管理學院;王征兵,西北農林科技大學經濟管理學院
        責任編輯:韓海燕
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