民族地区农业生产性服务业促进生产力的提升效应

摘  要：基于民族地区2004至2017年数据,测算农业生产力变化并建立以城镇化率和人均可用农地面积为门槛变量的面板门槛模型，分析农业生产性服务业对农业生产力提升的实际效应。结果表明，民族地区农业生产力整体呈稳定提升态势，但阶段差异性和区域差异性特征较为明显；农业生产性服务业发展与农业生产力提升呈现以人均可用农地面积为门槛的倒“U” 形关系；农业技术效率是农业生产性服务业效益的主要传导渠道，二者呈现以人均可用农地面积为门槛的带有“释放阈值的倒U形”关系。民族地区需在保障农业技术要素稳定投入的同时，加强农业适度规模经营，持续推动农业生产性服务业发展，促进农业生产力不断提升。

关键词：民族地区;生产性服务业;生产力效应

作    者：马  楠,许可欣

一、文献回顾

     在全面建成小康社会之际，我国民族地区贫困人口将与全国一道，在现行标准下实现全部脱贫，进入乡村振兴阶段。由于历史累积，民族地区经济基础较为薄弱，市场机制发展滞后，产业结构不合理，导致农户在乡村振兴进程中将面对诸多矛盾和亟待破解的问题，“如何有效提升农业生产力”便是其中之一。虽然伴随着经济发展，民族地区农业对于经济的拉动效应已经逐渐落后于第二三产业，但当前民族地区劳动力供给具有显著的 “老弱妇”特征，农业依然是最有效的吸纳途径，从而使得提升农业生产力显得更为重要。民族地区落实乡村振兴战略，必须实现“产业兴旺”，加快发展农业生产性服务业是实现“产业兴旺”的重要途径^[1]。农业生产性服务业是农业产业化发展到一定阶段的产物，是社会各类服务组织为满足区域农业生产活动需求，面向不同产业主体提供具有针对性生产性服务所构成的一个市场网络体系。具体而言，农业生产性服务业涵盖农业的产前、产中、产后三个环节，提供诸如农机服务、植保服务、农资供应服务、农业金融保险服务、农业科技服务等专业化服务。

     如何通过发展农业生产性服务业促进农户产业发展，这一问题近些年逐渐引起学者的关注并开展了相应的研究。冀名峰认为，农业生产性服务业是我国农业现代化发展的第三动能^[2]。杨杰指出，农业生产性服务业与农业发展有着正相关的关系^[3]。潘锦云等提出，发展农业生产性服务业是改造传统农业的有效途径^[4]。姜长云提出，发展农业生产性服务业是提升农业生产效率的重要抓手，是实现以工促农、建立新型城乡关系的纽带^[5]。郝爱民认为，农业生产性服务业对农业高质量发展产生溢出效应的基本动力，来源于农业生产过程的专业化分工和对农业产业链的延伸和拓展，农业的技术水平和农村城镇化率是进一步扩大溢出效应的重要渠道^[6]。孔祥智、徐珍源在将农户按照生产规模和性质分为农场型农户、农业为主型农户和农业为辅型农户三类的基础上，分别分析了其对于农业生产性服务的不同需求^[7]。李启平通过田野调查，发现不同地区农户对于农业生产性服务业的需求存在较大区别，如我国东部沿海地区农民对于农业技术服务和农产品销售服务的需求要大于中部和西部地区^[8]。刘文霞、林志雄发现，农民的性别、年龄和受教育程度等个体因素均会较为显著的影响其对待农业生产性服务业的态度^[9]。此外，还有学者以民族地区为对象开展了研究，如在分析民族地区政府、农户和农业企业三者生产特征的基础上，分析了农业生产性服务业对推动农业发展所产生的实际效果，指出发展农业生产性服务业是推动民族地区农业高质量绿色发展的有效途径等。

     现有研究从不同层面和差异化的视角，分析了农业生产性服务业对农业发展所起到的推动作用，为后续的研究提供了重要的参考和指引,但在机理性分析方面仍存一定的欠缺，尤其是对农业生产性服务业如何提升农业生产力，尚需做进一步的深入研究。笔者在前述的研究工作中，构建了纳入适应性预期的动态两部门模型，以民族地区为对象，分析了农业生产性服务业对农业发展所产生的溢出效应以及溢出强度。在此基础之上，进一步探究农业生产性服务业对于农业生产力提升所产生的实际效应，并从区域差异性视角分析提升效应的条件。

二、理论分析和模型构建

     (一)农业生产性服务业促进生产力提升的一般理论

    1.农业生产专业化分工是提升农业生产力的重要动力。亚当·斯密在《国富论》中指出，分工是国民财富增进的源泉，认为国家财富的不断积累主要源于劳动生产率的持续提升，而劳动生产率的提升在很大程度上则源于生产过程的专业化分工。我国自实行家庭承包责任制以来，农业产业专业化分工不断深化，与之相伴随的各类兼业化的服务组织不断产生，农业生产力也得到了一定提升^[10]。随着经济的不断发展，建立在兼业化基础之上的农业专业化分工所带来的红利也在逐渐消失，与之同时，市场交易成本却在不断增加。因此，须建立以市场机制为导向的专业化服务体系，以达到降低交易成本并提升分工红利的目的，农业生产性服务业便应运而生。农业生产性服务业通过面向农业生产过程的产前、产中、产后，提供专业化和市场化的服务，以提升农业生产力。如：通过提供及时准确的市场供需信息，帮助农户科学合理选择农业生产品种，保障农业收入；通过提供联耕联种服务，帮助农户实现适度规模化生产，提高边际生产效率；通过提供农耕技术服务，提高农业种植质量，提高投入产出比等。

    2.农业生产技术进步是提升农业生产力的重要保障。从新经济增长理论来看，通过专业技术的投入可以提升要素的收益并扩大经济的规模收益。以市场机制为导向的农业生产性服务业的发展，从企业的角度来看，其根本目前在于获得产业发展红利。在获取产业红利的驱动下，企业会自主加大农业生产技术投入力度，并通过教育培训将新的生产技术传导至农户生产活动中，进而推动农户生产能力的提升。同时，由于农业生产技术投入属于一次性投入，后期无需持续追加成本，并且技术资本具有显著的空间流动性特征，因此农业生产性服务业所带来的技术投入会对区域范围农户农业生产产生空间溢出效应，进而提升广大农户的生产能力^[11]。如：通过提供农产品育苗育种服务，能够有效增强作物抗灾能力，提升作物产量和品质，提高生产效益；通过提供物联网服务，能够在现有农户劳动力基础上，扩大生产管理规模，提高农业生产力。

     3.农业生产性服务业促进农业生产力提升的影响因素。相对于东部、中部地区而言，民族地区经济基础较为薄弱，农业产业化水平不高，生产性服务供给不足，因此依托农业生产性服务业促进农业生产力提升，也会面对诸多制约因素。一方面，由于民族地区大多位于西部地区，地形地貌多为山地、丘陵，人均可用农地面积较少，且耕地小块分散，交错的沟渠导致农业的机械化生产难度较大。同时，由于受生产性服务认识不足、土地人格化等因素的影响，土地流转效果不甚理想，进而导致农业的规模化生产较难实施。另一方面，由于农业生产性服务业具有资本密集特征，涉及产业主体较多，城镇的资本聚集性和劳动力聚集性，对农业生产性服务业的发展具有积极的作用^[12]，但民族地区城镇化率相对较低，会对农业生产性服务业促进农业生产力提升产生一定影响。

     (二)模型构建

     本文着重研究农业生产性服务业对农业生产力的提升效益。研究的前提是能够准确地衡量农业生产力，此处将全要素生产率作为农业生产力的衡量指标。而对于全要素生产率的测算，方法较多，本文使用Fare所构建的DEA-Malmquist方法^[13]，其模型如式（1）所示。

    式（1）中，x^t、x^t+1、y^t、y_t+1分别表示t和t+1期的投入和产出；D^t₀、D^t+1₀分别表示在t期技术水平基础上，t和t+1期的距离函数；M^t+1₀为全要素生产率。

    为探究农业生产性服务业促进农业生产力提升的效果，此处基于Hansen（1999）建立的面板门槛回归模型，建立门槛模型^[14,15]，如式（2）所示。

    式（2）中，TFP_it为农业全要素生产率；aps_it为农业生产性服务业的发展水平；β₁、β₂为估计参数；μ_i为个体效应因素；ε_it为随机扰动项；I(·）为示性函数，q_it为门槛变量，γ为门槛值，当相应条件成立时，I(·）=1，否则I(·）=0。通过门槛值待估计参数确定农业生产性服务业的投入指标，进而确定农业生产性服务业促进农业生产力提升的门槛效应。对于未确定的γ可以采用最小二乘法进行估计，并计算出残差平方和S₁(γ)，残差平方和取最小值时所对应的γ^为门槛值，即：γ^=arg minS₁(γ)。为验证所测算门槛的显著性，设定零假设不存在门槛效应、备择假设存在门槛效应，即：H₀:β₁=β₁;H₁:β₁≠β₂。似然比方程如式（3）所示。

    (三)变量选取与数据来源

    1.被解释变量——农业全要素生产率,用于描述表达农业生产力。投入要素为农林牧渔业资本投入、劳动力投入、农业用地投入、机械化程度、化肥投入。其中，（1）资本投入采用永续盘存法进行核算，即：K_t=I_t+(1-γ)K_t-1。其中，K_t、K_t-1分别为t和t+1期的资本要素存量；I_t为t时期的资本投入；γ为折旧率，设定为5.42%^[16]，基期资本存量以当年全社会固定资产投入除以10%测算得到^[17]。（2）劳动力投入为农林牧渔业就业人员数量。（3）农业用地投入为耕地面积和林地面积之和（未包含牧草地面积）。（4）机械化程度为农业机械总动力。（5）化肥投入为农用化肥施用量的折纯量。产出要素为农林牧渔业总产值和地方财政一般预算收入。

    2.核心解释变量。参照现有成果方法^[18-19]，将农业生产性服务业对应至“交通运输、仓储和邮政业”“信息传输、计算机服务和软件业”“金融业”“租赁和商务服务业”“科学研究、技术服务和地质勘查业”“水利、环境和公共设施管理业”。资本存量采用永续盘存法对以上六个行业进行测算，折旧率设定为5%^[20]。

    3.门槛变量。通过前文分析，人均可用农地面积和城镇化率可能会影响农业生产性服务业对农业生产力的提升效应，故将其作为门槛变量。人均可用农地面积=农用地面积/乡村人口数; 城镇化率用城镇人口所占比率进行表示。

    4.控制变量。充分考虑多重因素对农业生产力提升的影响，进一步将农业受灾面积、农业财政支出、农业机械总动力、科研经费投入、教育经费投入、农村用电量、有效灌溉面积、农业技术人员数量作为控制变量引入分析模型。

所用数据来源于2005-2018 年《中国统计年鉴》《中国宏观经济数据库》《中国三农数据库》《中国宏观经济数据库》以及民族八省区统计数据库。

三、实证检验与结果分析

     (一)民族地区农业生产力测度

    应用DEAP2.1对农业全要素生产率进行测度（见表1）。整体来看，自2004年至2017年，农业全要素生产率由0.97增加至1.17，年均上升1.44%。其中，2004年至2007年保持较为稳定的小幅提升状态，但自2008年起发展态势产生转变，由增转降，直至2014年才得以扭转。导致这种现象主要是由于第二三产业的快速发展，对农业的发展造成了一定的影响，进而导致农业全要素生产率降低，但这种结构性的限制随着农业现代化水平的提高得到改善。从各民族地区来看，除西藏和青海以外，贵州、内蒙古、云南、宁夏、新疆、广西均呈现不同幅度的增长，增幅分别为97.47%、30.78%、17.80%、15.20%、14.00%、12.26%，年均增长率分别为5.37%、2.09%、1.27%、1.09%、1.01%、0.89%。由此可见，民族地区内部虽然农业全要素生产率都保持上升，但也存在较为明显的区域差异。通过进一步分解可以发现，这种区域差异主要是受技术效率变化的影响，同比之下规模效率基本保持稳定，因此可以认为，当前民族地区农业生产力的提升需要在如何增加农业产业规模效益层面进行思考，而农业生产性服务业对于提升产业适度规模效应恰恰具有较为显著的作用。

    (二)农业生产性服务业对生产力提升的门槛效应

    基于民族八省区2004年至2017年相关面板数据，使用StataSE15.0分析农业生产性服务业对农业生产力提升的门槛效应。相关数据的统计性特征如表2所示。

    使用前文所建立门槛模型，依次进行单一门槛和双重门槛检验，并使用自举重复抽取样本300次对所得到的门槛进行显著性检验，如表3所示。当以人均可用农地面积作为门槛变量时，单一门槛检验F值为10.91，对应的P值为0.0433，拒绝零假设，即存在单一门槛；双重门槛检验F值为21.58，对应的P值为0.1133，接受零假设，即不存在双重门槛。当以城镇化率作为门槛变量时，单一门槛检验F值为10.84，对应的P值为0.38，接受零假设，即不存在单一门槛，不再进行双重门槛检验。为检验以上结果的显著性，进一步使用最小二乘法进行门槛识别，结果与估计值保持一致。

     通过门槛效应的估计可以认为，人均可用农地面积在不同的范围内农业生产性服务业对于农业全要素生产率的提升具有不同的影响效果；但城镇化水平的不同则不会对二者之间的作用关系产生差异性的影响。对影响差异性的程度具体测算，需要进一步使用面板门槛模式进行参数估计，同时为了与之对比，对面板数据同时进行随机效应分析，结果如表4所示。

     从表4可以看出，门槛模型与随机效应模型的回归结果，均表明农业生产性服务业与农业全要素生产率具有显著正相关性，前者的增大可以有效促进后者的提升。这一结论与其他类似研究结果一致。在此基础之上，通过门槛效应模型的进一步分析发现，在人均可用农地面积这一门槛的限制下，民族地区不同省区间农业生产性服务业促进农业全要素生产率提升的强度存在区域差异。其中，对人均可用农地面积低于7.8083公顷/人的省区，农业生产性服务业促进农业全要素生产率提升的强度为0.0456；高于7.8083公顷/人的省区，提升的强度为0.0175。对比随机效应模型分析结果可以发现，在没有门槛的限制下，农业生产性服务业促进农业全要素生产率提升的强度为0.011402，这一结果与门槛模型分析一致，但却掩盖了不同人均可用农地面积下所产生的的差异化。因此，整体来看，样本期内民族地区人均可用农地面积与农业生产性服务业效益呈现出倒“U” 形的关系，如图1所示③。这种倒“U”形关系的出现，似乎与农业生产性服务业“规模化”“专业化”的特征存在出入，因此有必要进一步对倒“U”形关系出现的内部机制作进一步的探究。

     将农业全要素生产率分解为技术效率和规模效率，并作为被解释变量分别纳入门槛模型进行分析。结果发现，技术效率具有双门槛效应，门槛值分别为0.6627、0.7041，在5%显著性水平下P值分别为0.0017和0.033，与之所对应的三个区间中农业生产性服务业对技术效率提升的作用系数分别为0.006、0.030、0.003。这一结果与农业生产性服务业对全要素生产率提升所呈现的门槛效应既有相同之处，也有不同之处。相同之处在于二者均呈现出作用强度“先升后降” 倒的“U” 形门槛限制关系；不同之处在于，分区间来看，在倒“U” 形曲线的上升阶段，农业生产性服务业对技术效率的提升仍然存在“释放阈值”，突破“释放阈值”后提升效率能够得到大幅提升，如图1所示（T1表示“释放阈值”，T2表示门槛拐点）。当规模效率作为被解释变量时，单一门槛值为1.303，在5%显著性水平下P值为0.2933，结论不显著，即在区间内农业生产性服务业对规模效率提升没有显著的门槛效应。

     通过以上分析，可以认为，农业生产性服务业对全要素生产率所产生的提升效果以及所呈现的门槛效应，传导渠道主要为技术效率，而规模效率的作用并未得到显现。为验证这一结论，再结合控制变量作用于农业全要素生产率提升的效果进行进一步的探讨。

     在控制变量中，能够反映技术要素投入的有科研经费投入和农业技术人员数量。观察门槛模型的分析结果可以看出，二者对于农业全要素生产率均显著正相关，作用强度分别为0.0000009、0.0000136；从随机效应模型的分析结果来看，二者对于农业全要素生产率同样具有显著正相关关系，作用强度分别为0.0000007和0.0000028。在控制变量中，能够反映生产规模的有效灌溉面积，通过观察门槛模型和随机效应模型的分析结果，得知其与农业全要素生产率变化的作用强度分别为0.0000348和-0.0000036，但回归结果均不显著。以上结果与前文分析一致，样本期内，民族地区农业生产性服务业主要通过技术效率作用于全要素生产率的提升，而规模效率的作用并不显著。即农业生产性服务业的“专业化”功能得到了表现，而“规模化”特征却没有充分发挥。造成这一现象的原因，可以从两个方面进行解释。

     一方面，由于农业生产性服务业将农业生产过程不断细分并以外包的形式进行任务分解，能够有效提高每个农业生产环节的“专业化”特征，做到“让专业的人做专业的事”。在这种合作协同生产的基础上，农业科技研究能够更加聚焦，科研工作者能够“瞄得更准”，并且伴随着农业技术人员数量的不断增加，科研成果能够得到有效的转化与应用，农民在生产过程中所遇到的技术难题能够得到及时的解决，“田间地头”的技术能力得到了增强，农业生产力自然也随之得到提升。具体而言，如在农业生产所采用的“企业+农户+基地”模式中，农户将原本需要自己实施的“育种育苗”工作交给了专业化的“基地”，“基地”凭借专业化的技术储备和生产环境，不仅提高了苗种的质量，也降低了“育种育苗”成本，从供给侧推动了农业生产力的提升。同时，随着网络销售平台的不断成熟，民族地区产生了“网络代销”这一新型市场主体，其市场定位在于依托网络销售平台有偿帮助农户销售特色农产品。这种农户销售事项的外包，不仅解决了农户与市场对接所产生的诸多问题，也较好的扩展了农产品的销售渠道和销售半径，从需求侧拉动了农业生产力的提升。由此可见，专业化的分工不仅提升了农业生产效率，也增加了更多的就业岗位。

     另一方面，由于受地形地貌特征影响，民族地区农用土地大多呈现小块、分散状况，并未集中连片，难以有效扩大农业生产规模。由于受传统文化的影响，对于土地的“人格化”情结还普遍存在，土地对于农民而言仍然是“最后的保障”，所以虽然伴随着外出打工人员数量的逐渐增多，但在“三权分置”大环境下，土地流转工作的开展并不是十分顺利，农户小规模生产依然是民族地区农业发展的主要形态。由于农业生产性服务业在民族地区的发展仍处于起步阶段，群众对于多样化的“生产外包”认可度并不高， 进而影响了农业生产性服务业“规模化”效应的显现。

四、结论与启示

     第一，样本期内，民族地区农业全要素生产率整体呈现稳定提升的态势，2004年至2017年增幅20.48%，年均增加率1.44%，但具有较为显著的阶段差异和区域差异。分阶段来看，2008年之前始终保持稳定并小幅提升的态势，但自2008年起发展态势产生改变，由增转降，直至2014年这种降低的态势才得以扭转。分区域来看，民族八省区之间农业全要素生产率差异较大，而这种差异性的出现主要是受农业技术效率变化的影响。

     第二，民族地区城镇化率提高对农业生产性服务业促进农业生产力提升没有显著的门槛效应。人均可用农地面积对农业生产性服务业促进农业生产力提升具有显著的单一门槛效应，整体呈倒“U” 形关系。

     第三，农业生产性服务业对农业全要素生产率提升的传导渠道主要为技术效率的提升，人均可用农地面积对于技术效率提升具有双重门槛效应，但整体依然保持倒“U”形关系；

     对于人均可用农地面积低于0.662公顷/人，高于0.6627公顷/人，但低于0.7041公顷/人的地区，提升强度分别为0.006、0.030、0.003,而规模效率并未得到显著的改善。

     基于以上结论，得到如下启示：

     第一，民族地区应当根据区域实际需求，引导农业生产性服务业的健康发展，不断增强农业生产性服务业对农业生产力的提升效应。从供给侧来看，可以依托现有市场主体（以供销合作社和龙头企业为主），以扩大生产性服务供给能力为重点，推动农业生产性服务业的发展；从需求侧来看，通过“典型”引领示范，提升农民对农业生产服务外包的接受程度，不断扩充区域内农业对生产性服务的需求，进而实现推动农业生产性服务业的发展目的。

     第二，在保持农业技术要素投入不减的前提下，重视有助于提升农业生产规模效率的要素投入，着力跨越当前民族地区人均可用农地面积所产生的倒“U” 形门槛，进而进一步释放农业生产性服务业的红利。如持续加强土地流转，减少土地撂荒现象的发生，借鉴“联耕联种”模式，增加小农户之间生产的协同度，在解决劳动力供给不足的同时，充分发挥农业生产性服务业所具有的适度规模化效益。

     第三，持续加强农业科技研发投入力度，将成果转化作为工作重点，提高科研经费对农业生产力提升的推动力；建立人才引进机制，扩大农业技术人员数量，以绩效评价为抓手，引导农业技术人员深入“田间地头”，为农民现场解决问题，提升生产性技术服务对农业生产力提升的效果。

参考文献:

[1]  习近平.决胜全面建成小康社会,夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利——在中国共产党第十九次全国代表大会上的报告[J].前线，2017(11).

[2]  冀名峰. 农业生产性服务业:我国农业现代化历史上的第三次动能[J]. 农村经济问题，2018（3）.

[3]  杨杰. 中国生产性服务业与农业效率提升的关系研究—基于Malmquist指数中国省际面板数据的实证分析[J]. 山东经济，2010（5）.

[4]  潘锦云，汪时珍，李晏墅. 现代服务业改造传统农业的理论与实证研究—基于产业耦合的视角[J]. 经济学家，2011（12）.

[5]  姜长云. 以发展服务业推动城乡统筹[J]. 今日中国论坛，2010（9）.

[6]  郝爱民. 农业生产性服务业对农业的外溢效应与条件研究[J]. 南方经济，2013（5）.

[7]  孔祥智，徐珍源. 农业社会化服务供求研究—基于供给主体与需求强度的农户数据分析[J]. 广西社会科学，2010（3）.

[8]  李启平. 我国生产性服务业与农业的关联性分析[J]. 求索， 2008（4）.

[9]  刘文霞，杜志雄. 哪些家庭农场在提供农业生产性服务?—基于2014年、2015年全国种植类家庭农场监测数据[J]. 农村经济，2018（3）.

[10]  郝爱民. 农业生产性服务对农业技术进步贡献的影响[J]. 华南农业大学学报(社会科学版)，2015（1）.

[11]  张振刚，陈志明，林春培. 农业生产性服务业模式研究—以广东农业专业镇为例[J]. 农业经济问题，2011（9）.

[12]  张荐华，高军. 发展农业生产性服务业会缩小城乡居民收入差距吗?—基于空间溢出和门槛特征的实证检验[J]. 西部论坛，2019（1）.

[13]  令伟锋，王海元. 基于DEA-Malmquist方法的制造业全要素生产率实证分析—以陕西省为例[J]. 新疆社会科学，2017（2）.

[14]  曾起艳，曾寅初，王振华. 全要素生产率提升中“结构红利假说”的非线性检验—基于285 个城市面板数据的双门限回归分析[J]. 农业经济问题，2018（9）.

[15]  秦天，彭珏，邓宗兵. 生产性服务业发展与农业全要素生产率增长[J]. 现代经济探讨，2017（12）.

[16]  杨伦. 我国农业资本存量估算[J]. 时代金融， 2019（5）.

[17]  张军，章元. 对中国资本存量 K 的再估计[J]. 经济研究，2003（7）.

[18]  郝爱民.农业生产性服务业对农业的影响——基于省级面板数据的研究[J].财贸研究，2011（7）.

[19]  鲁钊阳.农业生产性服务业发展对城乡收入差距的影响[J].南京社会科学，2013(2).

[20]  王小鲁，樊纲. 中国经济增长的可持续性[M]. 北京：经济科学出版社，2000：57.

(责任编辑  田孟清)