民族地區農業生產性服務業促進生產力的提升效應

馬 楠,許可欣

(1.中南民族大學 經濟學院/小康研究院, 湖北 武漢 430073;2.對外經濟貿易大學 保險學院，北京 100029)

一、文獻回顧

在全面建成小康社會之際，我國民族地區貧困人口將與全國一道，在現行標準下實現全部脫貧，進入鄉村振興階段。由于歷史累積，民族地區經濟基礎較為薄弱，市場機制發展滯后，產業結構不合理，導致農戶在鄉村振興進程中將面對諸多矛盾和亟待破解的問題，“如何有效提升農業生產力”便是其中之一。雖然伴隨著經濟發展，民族地區農業對于經濟的拉動效應已經逐漸落后于第二三產業，但當前民族地區勞動力供給具有顯著的 “老弱婦”特征，農業依然是最有效的吸納途徑，從而使得提升農業生產力顯得更為重要。民族地區落實鄉村振興戰略，必須實現“產業興旺”，加快發展農業生產性服務業是實現“產業興旺”的重要途徑[1]。農業生產性服務業是農業產業化發展到一定階段的產物，是社會各類服務組織為滿足區域農業生產活動需求，面向不同產業主體提供具有針對性生產性服務所構成的一個市場網絡體系。具體而言，農業生產性服務業涵蓋農業的產前、產中、產后三個環節，提供諸如農機服務、植保服務、農資供應服務、農業金融保險服務、農業科技服務等專業化服務。

如何通過發展農業生產性服務業促進農戶產業發展，這一問題近些年逐漸引起學者的關注并開展了相應的研究。冀名峰認為，農業生產性服務業是我國農業現代化發展的第三動能[2]。楊杰指出，農業生產性服務業與農業發展有著正相關的關系[3]。潘錦云等提出，發展農業生產性服務業是改造傳統農業的有效途徑[4]。姜長云提出，發展農業生產性服務業是提升農業生產效率的重要抓手，是實現以工促農、建立新型城鄉關系的紐帶[5]。郝愛民認為，農業生產性服務業對農業高質量發展產生溢出效應的基本動力，來源于農業生產過程的專業化分工和對農業產業鏈的延伸和拓展，農業的技術水平和農村城鎮化率是進一步擴大溢出效應的重要渠道[6]?？紫橹?、徐珍源在將農戶按照生產規模和性質分為農場型農戶、農業為主型農戶和農業為輔型農戶三類的基礎上，分別分析了其對于農業生產性服務的不同需求[7]。李啟平通過田野調查，發現不同地區農戶對于農業生產性服務業的需求存在較大區別，如我國東部沿海地區農民對于農業技術服務和農產品銷售服務的需求要大于中部和西部地區[8]。劉文霞、林志雄發現，農民的性別、年齡和受教育程度等個體因素均會較為顯著的影響其對待農業生產性服務業的態度[9]。此外，還有學者以民族地區為對象開展了研究，如在分析民族地區政府、農戶和農業企業三者生產特征的基礎上，分析了農業生產性服務業對推動農業發展所產生的實際效果，指出發展農業生產性服務業是推動民族地區農業高質量綠色發展的有效途徑等。

現有研究從不同層面和差異化的視角，分析了農業生產性服務業對農業發展所起到的推動作用，為后續的研究提供了重要的參考和指引,但在機理性分析方面仍存一定的欠缺，尤其是對農業生產性服務業如何提升農業生產力，尚需做進一步的深入研究。筆者在前述的研究工作中，構建了納入適應性預期的動態兩部門模型，以民族地區為對象，分析了農業生產性服務業對農業發展所產生的溢出效應以及溢出強度。在此基礎之上，進一步探究農業生產性服務業對于農業生產力提升所產生的實際效應，并從區域差異性視角分析提升效應的條件。

二、理論分析和模型構建

(一)農業生產性服務業促進生產力提升的一般理論

1.農業生產專業化分工是提升農業生產力的重要動力。亞當·斯密在《國富論》中指出，分工是國民財富增進的源泉，認為國家財富的不斷積累主要源于勞動生產率的持續提升，而勞動生產率的提升在很大程度上則源于生產過程的專業化分工。我國自實行家庭承包責任制以來，農業產業專業化分工不斷深化，與之相伴隨的各類兼業化的服務組織不斷產生，農業生產力也得到了一定提升[10]。隨著經濟的不斷發展，建立在兼業化基礎之上的農業專業化分工所帶來的紅利也在逐漸消失，與之同時，市場交易成本卻在不斷增加。因此，須建立以市場機制為導向的專業化服務體系，以達到降低交易成本并提升分工紅利的目的，農業生產性服務業便應運而生。農業生產性服務業通過面向農業生產過程的產前、產中、產后，提供專業化和市場化的服務，以提升農業生產力。如：通過提供及時準確的市場供需信息，幫助農戶科學合理選擇農業生產品種，保障農業收入；通過提供聯耕聯種服務，幫助農戶實現適度規?；a，提高邊際生產效率；通過提供農耕技術服務，提高農業種植質量，提高投入產出比等。

2.農業生產技術進步是提升農業生產力的重要保障。從新經濟增長理論來看，通過專業技術的投入可以提升要素的收益并擴大經濟的規模收益。以市場機制為導向的農業生產性服務業的發展，從企業的角度來看，其根本目前在于獲得產業發展紅利。在獲取產業紅利的驅動下，企業會自主加大農業生產技術投入力度，并通過教育培訓將新的生產技術傳導至農戶生產活動中，進而推動農戶生產能力的提升。同時，由于農業生產技術投入屬于一次性投入，后期無需持續追加成本，并且技術資本具有顯著的空間流動性特征，因此農業生產性服務業所帶來的技術投入會對區域范圍農戶農業生產產生空間溢出效應，進而提升廣大農戶的生產能力[11]。如：通過提供農產品育苗育種服務，能夠有效增強作物抗災能力，提升作物產量和品質，提高生產效益；通過提供物聯網服務，能夠在現有農戶勞動力基礎上，擴大生產管理規模，提高農業生產力。

3.農業生產性服務業促進農業生產力提升的影響因素。相對于東部、中部地區而言，民族地區經濟基礎較為薄弱，農業產業化水平不高，生產性服務供給不足，因此依托農業生產性服務業促進農業生產力提升，也會面對諸多制約因素。一方面，由于民族地區大多位于西部地區，地形地貌多為山地、丘陵，人均可用農地面積較少，且耕地小塊分散，交錯的溝渠導致農業的機械化生產難度較大。同時，由于受生產性服務認識不足、土地人格化等因素的影響，土地流轉效果不甚理想，進而導致農業的規?；a較難實施。另一方面，由于農業生產性服務業具有資本密集特征，涉及產業主體較多，城鎮的資本聚集性和勞動力聚集性，對農業生產性服務業的發展具有積極的作用[12]，但民族地區城鎮化率相對較低，會對農業生產性服務業促進農業生產力提升產生一定影響。

(二)模型構建

本文著重研究農業生產性服務業對農業生產力的提升效益。研究的前提是能夠準確地衡量農業生產力，此處將全要素生產率作為農業生產力的衡量指標。而對于全要素生產率的測算，方法較多，本文使用Fare所構建的DEA-Malmquist方法[13]，其模型如式(1)所示。

(1)

為探究農業生產性服務業促進農業生產力提升的效果，此處基于Hansen(1999)建立的面板門檻回歸模型，建立門檻模型[14,15]，如式(2)所示。

TFPit=μi+β1apsitI(qit<γ)+

β2apsitI(qit≥γ)+εit

(2)

(3)

(三)變量選取與數據來源

1.被解釋變量——農業全要素生產率,用于描述表達農業生產力。投入要素為農林牧漁業資本投入、勞動力投入、農業用地投入、機械化程度、化肥投入。其中，(1)資本投入采用永續盤存法進行核算，即：Kt=It+(1-γ)Kt-1。其中，Kt、Kt-1分別為t和t+1期的資本要素存量；It為t時期的資本投入；γ為折舊率，設定為5.42%[16]，基期資本存量以當年全社會固定資產投入除以10%測算得到[17]。(2)勞動力投入為農林牧漁業就業人員數量。(3)農業用地投入為耕地面積和林地面積之和(未包含牧草地面積)。(4)機械化程度為農業機械總動力。(5)化肥投入為農用化肥施用量的折純量。產出要素為農林牧漁業總產值和地方財政一般預算收入。

2.核心解釋變量。參照現有成果方法[18-19]，將農業生產性服務業對應至“交通運輸、倉儲和郵政業”“信息傳輸、計算機服務和軟件業”“金融業”“租賃和商務服務業”“科學研究、技術服務和地質勘查業”“水利、環境和公共設施管理業”。資本存量采用永續盤存法對以上六個行業進行測算，折舊率設定為5%[20]。

3.門檻變量。通過前文分析，人均可用農地面積和城鎮化率可能會影響農業生產性服務業對農業生產力的提升效應，故將其作為門檻變量。人均可用農地面積=農用地面積/鄉村人口數; 城鎮化率用城鎮人口所占比率進行表示。

4.控制變量。充分考慮多重因素對農業生產力提升的影響，進一步將農業受災面積、農業財政支出、農業機械總動力、科研經費投入、教育經費投入、農村用電量、有效灌溉面積、農業技術人員數量作為控制變量引入分析模型。

所用數據來源于2005-2018 年《中國統計年鑒》《中國宏觀經濟數據庫》《中國三農數據庫》《中國宏觀經濟數據庫》以及民族八省區統計數據庫。

三、實證檢驗與結果分析

(一)民族地區農業生產力測度

應用DEAP2.1對農業全要素生產率進行測度(見表1)。整體來看，自2004年至2017年，農業全要素生產率由0.97增加至1.17，年均上升1.44%。其中，2004年至2007年保持較為穩定的小幅提升狀態，但自2008年起發展態勢產生轉變，由增轉降，直至2014年才得以扭轉。導致這種現象主要是由于第二三產業的快速發展，對農業的發展造成了一定的影響，進而導致農業全要素生產率降低，但這種結構性的限制隨著農業現代化水平的提高得到改善。從各民族地區來看，除西藏和青海以外，貴州、內蒙古、云南、寧夏、新疆、廣西均呈現不同幅度的增長，增幅分別為97.47%、30.78%、17.80%、15.20%、14.00%、12.26%，年均增長率分別為5.37%、2.09%、1.27%、1.09%、1.01%、0.89%。由此可見，民族地區內部雖然農業全要素生產率都保持上升，但也存在較為明顯的區域差異。通過進一步分解可以發現，這種區域差異主要是受技術效率變化的影響，同比之下規模效率基本保持穩定(1)受篇幅限制，此處未列出農業全要素生產率的分解情況，如有需要可向筆者索取。，因此可以認為，當前民族地區農業生產力的提升需要在如何增加農業產業規模效益層面進行思考，而農業生產性服務業對于提升產業適度規模效應恰恰具有較為顯著的作用。

(二)農業生產性服務業對生產力提升的門檻效應

基于民族八省區2004年至2017年相關面板數據，使用StataSE15.0分析農業生產性服務業對農業生產力提升的門檻效應。相關數據的統計性特征如表2所示。

表1 民族地區農業全要素生產率測算結果

表2 數據的統計性特征

使用前文所建立門檻模型，依次進行單一門檻和雙重門檻檢驗，并使用自舉重復抽取樣本300次對所得到的門檻進行顯著性檢驗，如表3所示。當以人均可用農地面積作為門檻變量時，單一門檻檢驗F值為10.91，對應的P值為0.0433，拒絕零假設，即存在單一門檻；雙重門檻檢驗F值為21.58，對應的P值為0.1133，接受零假設，即不存在雙重門檻。當以城鎮化率作為門檻變量時，單一門檻檢驗F值為10.84，對應的P值為0.38，接受零假設，即不存在單一門檻，不再進行雙重門檻檢驗。為檢驗以上結果的顯著性，進一步使用最小二乘法進行門檻識別，結果與估計值保持一致。

表3 門檻效應檢驗結果

通過門檻效應的估計可以認為，人均可用農地面積在不同的范圍內農業生產性服務業對于農業全要素生產率的提升具有不同的影響效果；但城鎮化水平的不同則不會對二者之間的作用關系產生差異性的影響①。對影響差異性的程度具體測算，需要進一步使用面板門檻模式進行參數估計，同時為了與之對比，對面板數據同時進行隨機效應②分析，結果如表4所示。

表4 門檻模型、隨機效應模型參數估計結果

① 根據農業生產性服務業特點及郝愛民(2018)觀點，區域城鎮化與農業生產性服務業應當具有門檻效應，但此處之所以未出現門檻效應，主要是由于民族地區當前農業生產性服務業發展仍相對滯后，尚未突破門檻值。

② 對于靜態面板數據的分析可以采用固定效應模型或者隨機效應模型，為確定模型的選擇，此處使用Hausman檢驗進行判別。Hausman檢驗結果P值為0.8416，表明在5%顯著性水平下不能拒絕零假設，即隨機效應模型是一致的，因此進一步的數據分析使用隨機效應模型進行。

③ 此處設定農業生產性服務業對農業生產力提升的作用效果與農業生產規模的關系函數為連續函數。

從表4可以看出，門檻模型與隨機效應模型的回歸結果，均表明農業生產性服務業與農業全要素生產率具有顯著正相關性，前者的增大可以有效促進后者的提升。這一結論與其他類似研究結果一致。在此基礎之上，通過門檻效應模型的進一步分析發現，在人均可用農地面積這一門檻的限制下，民族地區不同省區間農業生產性服務業促進農業全要素生產率提升的強度存在區域差異。其中，對人均可用農地面積低于7.8083公頃/人的省區，農業生產性服務業促進農業全要素生產率提升的強度為0.0456；高于7.8083公頃/人的省區，提升的強度為0.0175。對比隨機效應模型分析結果可以發現，在沒有門檻的限制下，農業生產性服務業促進農業全要素生產率提升的強度為0.011402，這一結果與門檻模型分析一致，但卻掩蓋了不同人均可用農地面積下所產生的的差異化。因此，整體來看，樣本期內民族地區人均可用農地面積與農業生產性服務業效益呈現出倒“U” 形的關系，如圖1所示③。這種倒“U”形關系的出現，似乎與農業生產性服務業“規?；薄皩I化”的特征存在出入，因此有必要進一步對倒“U”形關系出現的內部機制作進一步的探究。

將農業全要素生產率分解為技術效率和規模效率，并作為被解釋變量分別納入門檻模型進行分析。結果發現，技術效率具有雙門檻效應，門檻值分別為0.6627、0.7041，在5%顯著性水平下P值分別為0.0017和0.033，與之所對應的三個區間中農業生產性服務業對技術效率提升的作用系數分別為0.006、0.030、0.003。這一結果與農業生產性服務業對全要素生產率提升所呈現的門檻效應既有相同之處，也有不同之處。相同之處在于二者均呈現出作用強度“先升后降” 倒的“U” 形門檻限制關系；不同之處在于，分區間來看，在倒“U” 形曲線的上升階段，農業生產性服務業對技術效率的提升仍然存在“釋放閾值”，突破“釋放閾值”后提升效率能夠得到大幅提升，如圖1所示(T1表示“釋放閾值”，T2表示門檻拐點)。當規模效率作為被解釋變量時，單一門檻值為1.303，在5%顯著性水平下P值為0.2933，結論不顯著，即在區間內農業生產性服務業對規模效率提升沒有顯著的門檻效應。

圖1 民族地區人均可用農地面積與農業生產性服務業效益關系示意圖

通過以上分析，可以認為，農業生產性服務業對全要素生產率所產生的提升效果以及所呈現的門檻效應，傳導渠道主要為技術效率，而規模效率的作用并未得到顯現。為驗證這一結論，再結合控制變量作用于農業全要素生產率提升的效果進行進一步的探討。

在控制變量中，能夠反映技術要素投入的有科研經費投入和農業技術人員數量。觀察門檻模型的分析結果可以看出，二者對于農業全要素生產率均顯著正相關，作用強度分別為0.0000009、0.0000136；從隨機效應模型的分析結果來看，二者對于農業全要素生產率同樣具有顯著正相關關系，作用強度分別為0.0000007和0.0000028。在控制變量中，能夠反映生產規模的有效灌溉面積，通過觀察門檻模型和隨機效應模型的分析結果，得知其與農業全要素生產率變化的作用強度分別為0.0000348和-0.0000036，但回歸結果均不顯著。以上結果與前文分析一致，樣本期內，民族地區農業生產性服務業主要通過技術效率作用于全要素生產率的提升，而規模效率的作用并不顯著。即農業生產性服務業的“專業化”功能得到了表現，而“規?；碧卣鲄s沒有充分發揮。造成這一現象的原因，可以從兩個方面進行解釋。

一方面，由于農業生產性服務業將農業生產過程不斷細分并以外包的形式進行任務分解，能夠有效提高每個農業生產環節的“專業化”特征，做到“讓專業的人做專業的事”。在這種合作協同生產的基礎上，農業科技研究能夠更加聚焦，科研工作者能夠“瞄得更準”，并且伴隨著農業技術人員數量的不斷增加，科研成果能夠得到有效的轉化與應用，農民在生產過程中所遇到的技術難題能夠得到及時的解決，“田間地頭”的技術能力得到了增強，農業生產力自然也隨之得到提升。具體而言，如在農業生產所采用的“企業+農戶+基地”模式中，農戶將原本需要自己實施的“育種育苗”工作交給了專業化的“基地”，“基地”憑借專業化的技術儲備和生產環境，不僅提高了苗種的質量，也降低了“育種育苗”成本，從供給側推動了農業生產力的提升。同時，隨著網絡銷售平臺的不斷成熟，民族地區產生了“網絡代銷”這一新型市場主體，其市場定位在于依托網絡銷售平臺有償幫助農戶銷售特色農產品。這種農戶銷售事項的外包，不僅解決了農戶與市場對接所產生的諸多問題，也較好的擴展了農產品的銷售渠道和銷售半徑，從需求側拉動了農業生產力的提升。由此可見，專業化的分工不僅提升了農業生產效率，也增加了更多的就業崗位。

另一方面，由于受地形地貌特征影響，民族地區農用土地大多呈現小塊、分散狀況，并未集中連片，難以有效擴大農業生產規模。由于受傳統文化的影響，對于土地的“人格化”情結還普遍存在，土地對于農民而言仍然是“最后的保障”，所以雖然伴隨著外出打工人員數量的逐漸增多，但在“三權分置”大環境下，土地流轉工作的開展并不是十分順利，農戶小規模生產依然是民族地區農業發展的主要形態。由于農業生產性服務業在民族地區的發展仍處于起步階段，群眾對于多樣化的“生產外包”認可度并不高， 進而影響了農業生產性服務業“規?；毙娘@現。

四、結論與啟示

第一，樣本期內，民族地區農業全要素生產率整體呈現穩定提升的態勢，2004年至2017年增幅20.48%，年均增加率1.44%，但具有較為顯著的階段差異和區域差異。分階段來看，2008年之前始終保持穩定并小幅提升的態勢，但自2008年起發展態勢產生改變，由增轉降，直至2014年這種降低的態勢才得以扭轉。分區域來看，民族八省區之間農業全要素生產率差異較大，而這種差異性的出現主要是受農業技術效率變化的影響。

第二，民族地區城鎮化率提高對農業生產性服務業促進農業生產力提升沒有顯著的門檻效應。人均可用農地面積對農業生產性服務業促進農業生產力提升具有顯著的單一門檻效應，整體呈倒“U” 形關系。

第三，農業生產性服務業對農業全要素生產率提升的傳導渠道主要為技術效率的提升，人均可用農地面積對于技術效率提升具有雙重門檻效應，但整體依然保持倒“U”形關系；對于人均可用農地面積低于0.662公頃/人，高于0.6627公頃/人，但低于0.7041公頃/人的地區，提升強度分別為0.006、0.030、0.003,而規模效率并未得到顯著的改善。

基于以上結論，得到如下啟示：

第一，民族地區應當根據區域實際需求，引導農業生產性服務業的健康發展，不斷增強農業生產性服務業對農業生產力的提升效應。從供給側來看，可以依托現有市場主體(以供銷合作社和龍頭企業為主)，以擴大生產性服務供給能力為重點，推動農業生產性服務業的發展；從需求側來看，通過“典型”引領示范，提升農民對農業生產服務外包的接受程度，不斷擴充區域內農業對生產性服務的需求，進而實現推動農業生產性服務業的發展目的。

第二，在保持農業技術要素投入不減的前提下，重視有助于提升農業生產規模效率的要素投入，著力跨越當前民族地區人均可用農地面積所產生的倒“U” 形門檻，進而進一步釋放農業生產性服務業的紅利。如持續加強土地流轉，減少土地撂荒現象的發生，借鑒“聯耕聯種”模式，增加小農戶之間生產的協同度，在解決勞動力供給不足的同時，充分發揮農業生產性服務業所具有的適度規?；б?。

第三，持續加強農業科技研發投入力度，將成果轉化作為工作重點，提高科研經費對農業生產力提升的推動力；建立人才引進機制，擴大農業技術人員數量，以績效評價為抓手，引導農業技術人員深入“田間地頭”，為農民現場解決問題，提升生產性技術服務對農業生產力提升的效果。