金賽美

(湖南商學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南長沙 410205)

一、引言

自改革開放以來，隨著我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村自然資源匱乏、生態(tài)環(huán)境污染等問題日益嚴(yán)重。面對這些問題，在國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，我們相繼提出了有機(jī)農(nóng)業(yè)理論、生物農(nóng)業(yè)理論、高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)高效農(nóng)業(yè)理論、生態(tài)農(nóng)業(yè)理論、綠色農(nóng)業(yè)理論和可持續(xù)農(nóng)業(yè)理論等，更進(jìn)一步地，2016年中央一號文件明確提出“加強(qiáng)資源保護(hù)和生態(tài)修復(fù)，推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展”。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展與以往研究的那些農(nóng)業(yè)理論本質(zhì)上都是強(qiáng)調(diào)資源環(huán)境和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的和諧發(fā)展，具體來說，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是指在農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中，將資源、環(huán)境和農(nóng)業(yè)結(jié)合起來，更加重視資源節(jié)約、生態(tài)保育、環(huán)境友好以及產(chǎn)品質(zhì)量，達(dá)到自然資源、生態(tài)環(huán)境和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

自農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提出至今，由于其具有理論意義與現(xiàn)實意義，已引起了眾多學(xué)者對其相關(guān)問題的研究，初步研究成果主要集中在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的概念、模式、指標(biāo)體系構(gòu)建及評價、存在問題與對策建議等。例如于法穩(wěn)(2016)[1]在習(xí)近平綠色發(fā)展新思想的背景下，探討了綠色發(fā)展的內(nèi)涵及意義，并提出在水資源保護(hù)、生產(chǎn)技術(shù)以及生態(tài)風(fēng)險評估等領(lǐng)域如何實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型。吳丹等(2017)[2]基于北大荒農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，闡述農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展內(nèi)涵，從生態(tài)、社會和經(jīng)濟(jì)三個方面提出農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的綠色發(fā)展指標(biāo)體系，并運用層級等值賦權(quán)法和目標(biāo)一致性評價法，對2010—2015年北大荒農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的綠色發(fā)展綜合水平進(jìn)行評價，并對2015—2020年農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化綠色發(fā)展情況進(jìn)行預(yù)測。卿誠浩(2107)[3]依據(jù)農(nóng)業(yè)循環(huán)經(jīng)濟(jì)的“4R”原則，構(gòu)建我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平指標(biāo)體系，利用熵值法，綜合評價了2015年我國31個省份的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，并提出了相應(yīng)的對策建議。Liu等(2016)[4]模擬土壤形成過程，采用環(huán)境友好的水熱法，從富鉀鉀長石制備新型納米亞微米礦物質(zhì)土壤改良劑，緩沖重度酸化，抑制土壤有害元素的植物有效性，以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展并保持健康的生態(tài)環(huán)境。Yin等(2018)[5]通過收集1998—2014年中國31個省份不同作物類型的作物產(chǎn)量，作物播種面積和化肥消費量，計算秸稈產(chǎn)量和秸稈養(yǎng)分資源，評估秸稈資源對化肥的潛在貢獻(xiàn)，并提出以推廣秸稈還田為重點，減少未來的環(huán)境污染，保證中國綠色農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

綜上述，國內(nèi)外學(xué)者從不同視角對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展進(jìn)行了研究，并取得初步成果，為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供了理論支撐。隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的加深，我國各省區(qū)產(chǎn)業(yè)之間的相互影響日益明顯，因此國內(nèi)外學(xué)者逐漸將空間計量方法運用于論文研究?？紤]到空間經(jīng)濟(jì)外部性，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間相關(guān)性如何？有哪些因素影響著農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展？從以往的文獻(xiàn)中，我們發(fā)現(xiàn)已有學(xué)者對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響因素進(jìn)行了理論分析，并且也有相應(yīng)的數(shù)量模型和實證檢驗。但目前還尚未見到有學(xué)者將空間相關(guān)性納入到農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的研究中，所以本文通過空間計量分析方法，研究我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間關(guān)聯(lián)性，并通過空間計量模型對我國30個省份農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響因素進(jìn)行實證分析。

二、變量選擇及模型設(shè)定

(一)變量選擇

在閱讀了大量文獻(xiàn)和相關(guān)理論的基礎(chǔ)上，我們發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的因素有很多。根據(jù)2017年國家發(fā)展改革委、環(huán)境保護(hù)部、國家統(tǒng)計局、中央組織部印發(fā)的包括資源利用、環(huán)境治理、環(huán)境質(zhì)量、生態(tài)保護(hù)、增長質(zhì)量、綠色生活和公眾滿意程度等7個方面的《綠色發(fā)展指標(biāo)體系》，結(jié)合農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展情況，本文從綠色發(fā)展指標(biāo)體系的七個方面總結(jié)出農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響因素。

(1)農(nóng)業(yè)資源利用。農(nóng)業(yè)資源包括農(nóng)業(yè)自然資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)資源，其中農(nóng)業(yè)自然資源是指像土地資源、氣候資源、水資源等在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中可利用的自然環(huán)境因素，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)資源是指像交通設(shè)施、農(nóng)業(yè)人口、農(nóng)用機(jī)械等在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中可利用的社會經(jīng)濟(jì)因素。眾所周知，我國水資源短缺，且時空分布不均勻，隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中水資源利用率不高、浪費等現(xiàn)象日益明顯，水資源污染狀況也日益嚴(yán)重。因此，我們要合理高效地利用水資源，本文用各地區(qū)有效灌溉面積(千公頃)與各地區(qū)耕地面積(千公頃)比值表示農(nóng)業(yè)資源利用，用x1表示。

(2)農(nóng)村環(huán)境治理。目前我國農(nóng)村環(huán)境污染情況日益嚴(yán)峻，隨著各部門對點源污染的整頓治理，農(nóng)業(yè)面源污染越來越嚴(yán)重，其中農(nóng)業(yè)面源污染是指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中農(nóng)用化肥、農(nóng)藥等其他污染物，通過農(nóng)田地下滲透，進(jìn)入水資源而形成的面源污染。另一方面，工業(yè)及城市污染向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，農(nóng)村舊污染與新污染相互疊加，這些極大地?fù)p害了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)過程中所需的土壤條件、氣候條件、水資源條件等。面對農(nóng)村環(huán)境污染問題，各地區(qū)加強(qiáng)宣傳農(nóng)村環(huán)境保護(hù)工作，完善農(nóng)村環(huán)境保護(hù)政策，加快推進(jìn)農(nóng)村環(huán)境治理相關(guān)措施。因此，本文使用各地區(qū)環(huán)境污染治理投資總額(億元)與各地區(qū)地方財政支出(億元)比重表示農(nóng)村環(huán)境治理，用x2表示。

(3)農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量。農(nóng)業(yè)環(huán)境是指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中影響農(nóng)業(yè)生物成長的各種自然因素或經(jīng)過人工改造后的自然因素的總體，由地形、土壤、生物因素、氣候、水及人為因素所組成。農(nóng)業(yè)環(huán)境是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的基礎(chǔ)，我國地域遼闊，各區(qū)域農(nóng)業(yè)自然環(huán)境差異較大，如我國東部地區(qū)地勢平緩，季風(fēng)氣候雨熱同期，有著豐富的自然資源，有利于農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展，而我國西北地區(qū)地勢陡峭，自然環(huán)境惡劣，以溫帶大陸性氣候為主，降水稀少，水資源短缺，不利于農(nóng)作物的生長。本文使用各地區(qū)受災(zāi)面積(千公頃)與各地區(qū)耕地面積(千公頃)的比值表示農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量，用x3表示。理論上，若某地區(qū)的受災(zāi)面積與耕地面積比重越大，則該地區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量越惡劣。

(4)農(nóng)業(yè)生態(tài)保護(hù)。農(nóng)業(yè)生態(tài)保護(hù)包括農(nóng)用水保護(hù)、農(nóng)用地保護(hù)、生物資源保護(hù)以及農(nóng)藥、化肥污染防治等，但為了追求農(nóng)產(chǎn)品的高產(chǎn)量生產(chǎn)，許多農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中大量使用農(nóng)藥及農(nóng)用化肥，過量的農(nóng)藥及農(nóng)用化肥滲透到土壤中，造成土壤板結(jié)，使之達(dá)不到農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展過程中所需的土壤條件。同時，農(nóng)藥和化肥通過蒸發(fā)，進(jìn)入到空氣中，污染大氣環(huán)境。因此，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程要適當(dāng)合理地進(jìn)行施肥，盡量少使用農(nóng)藥，以促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。本文使用各地區(qū)單位耕地面積化肥施用量與各地區(qū)單位耕地面積農(nóng)藥使用量之和(萬噸)表示農(nóng)業(yè)生態(tài)保護(hù)，用x4表示。

(5)增長質(zhì)量。隨著生活水平的提高，人們從追求高產(chǎn)量轉(zhuǎn)向追求高品質(zhì)，要求所購買的產(chǎn)品是綠色健康的。理論上來說，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員的增加對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有正向作用，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員是受過培訓(xùn)，具有一定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)方面知識的人才，具有較強(qiáng)的資源和環(huán)境保護(hù)意識，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中能夠采用較多的環(huán)境友好型技術(shù)，合理配置和管理農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，達(dá)到自然資源的高效利用，降低農(nóng)村環(huán)境污染，提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量。本文使用各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(人)與各地區(qū)總技術(shù)人員(人)比值來表示增長質(zhì)量，用x5來表示。

(6)綠色生活。2017年國家發(fā)展改革委、環(huán)境保護(hù)部、國家統(tǒng)計局、中央組織部印發(fā)的綠色發(fā)展指標(biāo)體系中包含綠色生活這一方面，結(jié)合農(nóng)業(yè)發(fā)展過程，本文使用農(nóng)村改廁的政府投資(億元)與農(nóng)林水事務(wù)(億元)的比值來表示綠色生活，用x6表示。在農(nóng)村，由于自然經(jīng)濟(jì)條件、思想觀念、生活習(xí)慣等因素的影響，農(nóng)村居民所使用的廁所比較簡陋，老舊廁所不僅污染環(huán)境，還滋生各種病菌，危害村民身體健康。近年來政府大力推廣農(nóng)村改廁，并進(jìn)行相應(yīng)投資，改善農(nóng)村環(huán)境，促進(jìn)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時提高了村民的身體健康水平。

(7)公眾滿意程度。在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展過程中，本文使用農(nóng)村居民家庭人均可支配收入(千元)來表示公眾滿意程度，用x7來表示。從經(jīng)濟(jì)理論和實際情況可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、農(nóng)業(yè)自然資源利用效率等都與農(nóng)村收入有著極大的關(guān)系，當(dāng)農(nóng)村收入較高時，居民的消費水平提高，消費觀念有所變動，對產(chǎn)品從之前追求高產(chǎn)量轉(zhuǎn)向追求高品質(zhì)，有利于促進(jìn)綠色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，推動農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。綠色農(nóng)產(chǎn)品又是目前市場上所需要的，這反過來又會提高農(nóng)村收入水平，形成一個良性循環(huán)，提高了公眾滿意度。

解釋變量方面，本文選擇各地區(qū)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值(億元)與農(nóng)作物播種面積(千公頃)比值來表示各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度，用y來表示。解釋變量與被解釋變量的具體解釋見表1。

(二)模型設(shè)定

隨著區(qū)域開放程度的不斷擴(kuò)大，我國農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的空間相互影響日益明顯，若忽視這種空間相關(guān)性建立模型，運用最小二乘法(OLS)進(jìn)行求解，則可能會出現(xiàn)模型設(shè)定偏差現(xiàn)象，甚至得出錯誤的結(jié)論及建議。傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)假定數(shù)據(jù)是勻質(zhì)且無關(guān)聯(lián)的，空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)改變了這一假設(shè)，考慮到數(shù)據(jù)的空間相關(guān)性，將空間權(quán)重矩陣納入模型中，使得模型更加貼近實際問題。本文中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展空間關(guān)聯(lián)性及影響因素的空間計量分析思路為：首先，運用Moran指數(shù)檢驗我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是否具有空間自相關(guān)性，若存在空間自相關(guān)性，接下來，建立空間計量模型對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響因素進(jìn)行空間計量估計和檢驗。

表1變量定義

1.空間自相關(guān)性檢驗

判斷我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是否存在空間自相關(guān)性，一般運用Moran’I指數(shù)進(jìn)行檢驗。Moran’I指數(shù)的取值范圍為，當(dāng)Moran’I指數(shù)為負(fù)數(shù)時，表明各區(qū)域間存在空間負(fù)相關(guān)性，此時變量存在空間離散效應(yīng)，當(dāng)Moran’I指數(shù)為負(fù)數(shù)時，表明各區(qū)域間存在空間正相關(guān)性，此時變量存在空間聚集效應(yīng)，當(dāng)Moran’I指數(shù)為零時，各區(qū)域間不存在空間相關(guān)性。全局Moran’I的具體計算公式如下：

(1)

在存在全局自相關(guān)的前提下，我們可以運用局部自相關(guān)檢驗計算各區(qū)域具體的相關(guān)程度，局部Moran’I的具體計算公式如下：

(2)

2.空間面板計量模型

空間計量方法最早應(yīng)用于截面數(shù)據(jù)分析，忽視了時間維度上的相關(guān)性。隨著計量方法和大數(shù)據(jù)的發(fā)展，為了彌補(bǔ)這一缺陷，學(xué)者們將空間計量運用到面板數(shù)據(jù)中，提出了空間面板計量模型，主要有空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)、空間誤差模型(Spatial Errors Model，SEM)和空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，SDM)。

(1)空間滯后模型?？臻g滯后模型是指將解釋變量的空間滯后項作為被解釋變量放入模型中進(jìn)行回歸，該模型可以用于研究相鄰區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展對本區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間溢出效應(yīng)或鄰居擴(kuò)散效應(yīng)，其表達(dá)式為：

Yit=ρWYit+Xitβ+μit

(3)

其中，Yit是被解釋變量，表示第i個區(qū)域t時期的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度，Xit是外生解釋變量矩陣，μit是隨機(jī)擾動項向量，WYit是響應(yīng)變量的空間自回歸項，ρ為空間自回歸系數(shù)，度量相鄰區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間依賴性，其大小反映了相鄰區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展溢出和擴(kuò)散的平均強(qiáng)度。

(2)空間誤差模型?？臻g誤差模型是指對殘差項進(jìn)行空間滯后回歸，反映了隨機(jī)擾動項的空間依賴性，原因在于響應(yīng)變量與協(xié)變量之間可能并非是線性關(guān)系，或者所選協(xié)變量有遺漏。該模型可以用于研究相鄰區(qū)域響應(yīng)變量的誤差沖擊對本區(qū)域觀測值的影響程度，其表達(dá)式為：

Yit=Xitβ+μit，μit=λWμit+εit

(4)

其中，λ為擾動項的空間自回歸系數(shù)，衡量了樣本觀測值的誤差項對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間誤差溢出效應(yīng)或擴(kuò)散效應(yīng)，即若某個區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展遭受到了一個外部沖擊，那么這個沖擊不光影響該區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度，也影響著其鄰近區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度。

(3)空間杜賓模型。空間杜賓模型是指將被解釋變量和解釋變量的鄰接關(guān)系同時放入?yún)?shù)模型中進(jìn)行回歸，原因在于被解釋變量觀測值不僅受鄰近區(qū)域被解釋變量值的影響，還受鄰近區(qū)域解釋變量值的影響，即農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度不僅受鄰近區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度的影響，還受鄰近區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度影響因素的影響。其表達(dá)為：

Yit=ρWYit+Xitβ+WXitα+μit

(5)

從式(5)可以發(fā)現(xiàn)，空間杜賓模型可以簡化為空間滯后模型或空間誤差模型。

對于上述空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型，在實際問題分析中，我們可以運用拉格朗日乘子(Langrange Multiplier，LM)來進(jìn)行模型的選擇。

三、實證分析

(一)研究對象及數(shù)據(jù)來源

本文選取2005—2016年中國30個省區(qū)(除去西藏)表1中的指標(biāo)作為研究樣本，分析中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間相關(guān)性及其影響因素，所有數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫。由于西藏地區(qū)缺失數(shù)據(jù)較多，為了保證模型估計的可靠性，本文研究對象不考慮西藏，另對于樣本中其個別缺失數(shù)據(jù)，我們采用線性插值補(bǔ)全。對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理后，其基本描述性統(tǒng)計如表2。

表2變量的基本描述性統(tǒng)計

由上述變量的基本描述性統(tǒng)計可以看出，公眾滿意程度的標(biāo)準(zhǔn)差相對較大，并且其變量值均大于零，結(jié)合變量的經(jīng)濟(jì)意義及模型求解的需要，我們對公眾滿意程度的變量值取對數(shù)，再進(jìn)行模型估計。

(二)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展空間相關(guān)性

在進(jìn)行空間計量模型估計之前，我們需要檢驗被解釋變量是否存在空間相關(guān)性，為此對2005—2016年中國30個省市的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展進(jìn)行分析，驗證我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展績效可能存在空間上的相關(guān)性，結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，我國省市全局Moran指數(shù)在2005—2016年期間均大于0，且在1%的顯著性水平下其正態(tài)性假設(shè)檢驗統(tǒng)計量Z值均通過了檢驗，表明我國省市農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展并不是處于隨機(jī)分布狀態(tài)，而是呈現(xiàn)出顯著的空間正相關(guān)性。即農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平存在溢出效應(yīng)與正向的空間依賴性，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平相對較高的省市趨于與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平高的省市相鄰，同樣農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平相對較低的省市趨于與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平低的省市相鄰。事實上，土壤、氣候、水源等自然條件對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是至關(guān)重要的，且這些自然條件具有較強(qiáng)的空間依賴性，對于相鄰省市而言農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等外溢較為容易，因而相鄰省市表現(xiàn)出顯著的空間正相關(guān)性。

表3農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的全局自相關(guān)檢驗

全局Moran指數(shù)計算的是我國省市農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展整體的空間相關(guān)性，在全局Moran指數(shù)存在的前提下，我們通過局部Moran指數(shù)生成農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的Moran散點圖，得到相鄰省市在空間中所處的位置，揭示具體哪些省市呈現(xiàn)出農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平高觀測值的空間聚集、哪些省市呈現(xiàn)出農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平低觀測值的空間聚集。考慮到本文的篇幅，這里僅展示2005年、2010年和2016年的Moran散點圖，并以2016年的Moran散點圖為例進(jìn)行詳細(xì)闡述，如圖1、圖2所示。Moran散點圖分為四個象限，其中，第一象限表示高—高(HH)的空間正相關(guān)聚集，第二象限表示低—高(LH)的空間負(fù)相關(guān)聚集，第三象限表示低—低(LL)的空間正相關(guān)聚集，第四象限表示高—低(HL)的空間負(fù)相關(guān)聚集。從圖1、圖2可以看出，中國絕大部分省市分布在第一象限和第三象限，表明我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有顯著的空間正相關(guān)。

圖1 2005年與2010年農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的Moran散點圖

圖2 2016年農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的Moran散點圖

根據(jù)2016年農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的Moran散點圖，得到表4。從表4中可以看出，目前我國省市主要處于第一象限與第三象限，表現(xiàn)為較強(qiáng)的空間正相關(guān)性。其中，北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、廣東與海南這些沿海省市表現(xiàn)出高-高聚集類型，除個別省市表現(xiàn)出低-高聚集類型或高-低聚集類型外，其余省市均表現(xiàn)出低-低聚集類型?？梢园l(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的空間聚集表現(xiàn)出東部沿海地區(qū)高-高聚集現(xiàn)象，其余大部分地區(qū)呈現(xiàn)出低-低聚集現(xiàn)象。因此，政府在制定有關(guān)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的政策時，可以根據(jù)不同省市的地理位置特點進(jìn)行分類處理，重點發(fā)展“低-低”區(qū)域，嚴(yán)格把控“低-高”、“高-低”區(qū)域，積極推進(jìn)“高-高”區(qū)域，使得省市農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展不斷滲透，提高我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的整體水平。

表4 2016年Moran散點圖說明

綜上，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展在2005—2016年樣本期間存在顯著的空間相關(guān)性，若在研究農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響因素時，忽視這種空間溢出效應(yīng)，則可能出現(xiàn)模型估計上的偏差，甚至得出錯誤的結(jié)論及建議。因此，在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響因素分析中，引入空間權(quán)重矩陣，通過空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型考察鄰近地區(qū)地理因素及其他因素對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響程度。

(三)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響因素的空間計量分析

在利用空間面板模型進(jìn)行實證分析之前，我們需要進(jìn)行兩個檢驗：第一使用空間計量檢驗及相關(guān)統(tǒng)計量，確定選取空間滯后模型、空間誤差模型還是空間杜賓模型，第二固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)檢驗，以此確定選取固定效應(yīng)面板模型還是隨機(jī)效應(yīng)面板模型。這里，模型的選擇主要依靠顯著性及最大似然值，固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的選擇主要依靠Hausman檢驗。運用stata軟件對2005—2016年各省市的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行空間計量分析，對于空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型，比較其顯著性和最大似然值，在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響因素的分析上，空間杜賓模型優(yōu)于空間滯后模型和空間誤差模型。緊接著，利用Hausman檢驗進(jìn)行固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的選取，這里Hausman檢驗出現(xiàn)正值，采用固定效應(yīng)，由于本文篇幅有限，我們主要展示固定效應(yīng)空間杜賓模型的估計結(jié)果，如表5所示。

表5空間杜賓模型(SDM)估計結(jié)果

續(xù)表

Y回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤Z值P值WxX1-0.34770.1627-2.140.033X2-0.52860.3122-1.690.090X3-0.03300.0666-0.500.620X40.03670.21470.170.864X50.97843.29490.300.767X6-0.14150.0303-4.670.000X70.46210.14093.280.001Spatialrho0.37680.06535.770.000R2 0.7613LogL343.3144

從表5中可以發(fā)現(xiàn)，第一，被解釋變量滯后項的系數(shù)rho反映了地理因素對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響，其取值為0.3768，且在1%的顯著性水平下通過了檢驗，這表明我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在空間溢出效應(yīng)與空間依賴性，地理因素對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有著顯著的正向作用，即相鄰區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展變動會引起本區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展相應(yīng)變動。事實上，相鄰區(qū)域有著相似的農(nóng)業(yè)環(huán)境，有利于各區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的相互借鑒學(xué)習(xí)，最終形成相鄰區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的趨同。

第二，農(nóng)村環(huán)境治理的當(dāng)期系數(shù)與滯后系數(shù)均為負(fù)數(shù)，其取值分別為-0.7152、-0.5286，且均在10%的顯著性水平下通過了檢驗，這說明農(nóng)村環(huán)境治理對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有負(fù)向影響，與本文的預(yù)期影響一致。原因在于環(huán)境污染治理投資總額占財政支出比重越大，表明該地區(qū)環(huán)境污染較為嚴(yán)重，土壤、氣候、水資源等農(nóng)村環(huán)境條件較為惡劣，阻礙了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的提升。

第三，公眾滿意程度的當(dāng)期系數(shù)為負(fù)數(shù)，滯后系數(shù)為正數(shù)，其取值分別為-0.2672、-0.4621，且均在10%的顯著性水平下通過了檢驗，這說明當(dāng)期的公眾滿意程度對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展具有負(fù)向作用，滯后項的公眾滿意程度對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有正向影響，即當(dāng)年農(nóng)村居民家庭人均可支配收入的提高對當(dāng)年我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有阻礙作用，前年農(nóng)村居民家庭人均可支配收入的提高對當(dāng)年我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有促進(jìn)作用。原因可能在于當(dāng)年農(nóng)村收入的提高可能是以過度開發(fā)并使用農(nóng)村自然資源、使用過量農(nóng)用化肥等方式提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，忽視了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的保證，因而不利于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，而隨著上一年農(nóng)村收入提高，居民消費水平提高，消費觀念有所變動，對產(chǎn)品從之前追求高產(chǎn)量轉(zhuǎn)向追求高品質(zhì)，有利于促進(jìn)綠色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，推動農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。

第四，農(nóng)業(yè)資源利用與綠色生活的當(dāng)期系數(shù)均為正數(shù)，表明農(nóng)業(yè)資源利用與綠色生活對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有正向影響；農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量、農(nóng)業(yè)生態(tài)保護(hù)與增長質(zhì)量的當(dāng)期系數(shù)均為負(fù)數(shù)，表明農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量、農(nóng)業(yè)生態(tài)保護(hù)與增長質(zhì)量對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有負(fù)向影響，但其在10%的顯著性水平下均未通過檢驗，因此我們將這些變量從模型中去掉。

第五，農(nóng)業(yè)資源利用與綠色生活的滯后項系數(shù)均為負(fù)數(shù)，其取值分別為-0.3477、-0.1415，且在10%的顯著性水平下均通過了檢驗，這說明農(nóng)業(yè)資源利用與綠色生活的滯后項對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有負(fù)向影響。

四、結(jié)論及建議

本文將空間計量分析方法引入我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的研究中，運用全局Moran指數(shù)與局部Moran指數(shù)對我國省市進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗，結(jié)果表明我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在正的空間相關(guān)性，且農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的空間聚集表現(xiàn)出東部沿海地區(qū)高—高聚集現(xiàn)象，其余大部分地區(qū)呈現(xiàn)出低—低聚集現(xiàn)象。在此前提下，運用空間計量模型對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響因素進(jìn)行分析，結(jié)合相關(guān)統(tǒng)計量，發(fā)現(xiàn)空間杜賓模型優(yōu)于空間滯后模型和空間誤差模型，根據(jù)空間杜賓模型估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村環(huán)境治理對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有負(fù)向影響，當(dāng)期的公眾滿意程度對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展具有負(fù)向作用，滯后項的公眾滿意程度對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有正向影響，農(nóng)業(yè)資源利用與綠色生活的滯后項對我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有負(fù)向影響。

考慮以上實證分析結(jié)果，結(jié)合我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展現(xiàn)狀，提出如下建議：①優(yōu)化農(nóng)村環(huán)境。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程中的土壤、氣候、水資源等自然資源條件具有嚴(yán)格的要求，目前，我國農(nóng)村由于自然經(jīng)濟(jì)條件、思想觀念、生活習(xí)慣等因素的影響，村民缺乏環(huán)境保護(hù)意識，對此，鄉(xiāng)村應(yīng)從產(chǎn)地環(huán)境保護(hù)與源頭治理入手，積極開展環(huán)境保護(hù)宣傳活動，強(qiáng)調(diào)保護(hù)環(huán)境的重要性，并實施相應(yīng)措施，如鄉(xiāng)村垃圾分類處理等，提高鄉(xiāng)村環(huán)境質(zhì)量，為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供良好的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)條件。②提高農(nóng)村居民生活水平。2017年習(xí)近平總書記在黨的第十九次全國代表大會上再次提出要堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，只有農(nóng)村居民生活水平提高了，他們才會從追求農(nóng)產(chǎn)品的“量”轉(zhuǎn)向追求農(nóng)產(chǎn)品的“質(zhì)”，對此，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，應(yīng)加強(qiáng)建設(shè)農(nóng)業(yè)機(jī)械裝備，積極推進(jìn)建設(shè)標(biāo)準(zhǔn)化農(nóng)田，加快推進(jìn)脫貧攻堅，以促進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供源源不斷的動力。③因地制宜，發(fā)展農(nóng)業(yè)。我國地域遼闊，不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境與自然資源均不相同，要根據(jù)不同地區(qū)的自然特征，充分利用自然優(yōu)勢，開發(fā)有機(jī)、無公害、健康綠色的農(nóng)產(chǎn)品，使得資源環(huán)境與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)循環(huán)發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。