农业生产性服务何以提高农业绿色全要素生产率.pdf

农业生产性服务何以提高农业绿色全要素生产率？欧阳鹏1姜霞2（1.中国建设银行湖北省分行湖北仙桃433000；2.中南民族大学经济学院湖北武汉430074）摘要：农业绿色全要素生产既是推动农业高质量发展的重要途径，也是实现农业大国向农业强国跨越的必由之路。农业生产性服务在助力小农户衔接现代农业的同时，也为农业绿色全要素生产注入新的动能。文章基于我国 30 个省份 20102020 年的省级面板数据，考察农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的作用机制和影响效应。研究结果显示：（1）农业生产性服务显著提高了农业绿色全要素生产率；（2）农业生产性服务能够通过加快农地流转和促进技术进步提高农业绿色全要素生产率；（3）农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的效果呈自南向北递增的趋势，且在粮食主产区和产销平衡区更为显著；（4）农户经营规模在农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率过程中发挥正向调节作用。最后，文章提出坚决贯彻农业绿色发展理念、大力培育农业生产性服务组织和加快建设规模化标准化农田等建议。关键词：农业生产性服务；农业绿色全要素生产率；作用机制；影响效应；GML 指数中图分类号：F326.6文献标志码：A文章编号：20951124(2024)02002312DOI：10.12181/jjgl.2024.02.03一、引言党的十八届五中全会首次提出农业绿色发展转型理念。党的二十大报告指出“推动经济社会发展绿色化、低碳化是实现高质量发展的关键环节。”1农业绿色发展转型不仅是推动绿色发展的重要内容，也是建设农业强国的有效抓手，更是践行“两山理论”的必要举措。农业绿色全要素生产率将农业源污染排放作为非期望产出衡量农业生产的投入产出效率2，兼具生产高效和绿色低碳的双重含义，高度契合农业绿色发展转型的题中之义与内在要求。在“理性小农”的假设下，农户倾向于投入更多的化肥、农药等传统农业生产要素以规避生产风险、追逐利益最大化3。囿于要素禀赋和经营目标，小农户难以融入农业绿色发展4。小农户低效的生产方式导致资源利用效率低，是农业高碳排放的主要诱因5，单纯依靠小农户实现农业碳减排的效果有限6。在“大国小农”的国情下，我国农业经营主体在短时期内难以根本改变，小农生产仍将占据我国农业生产的主导地位。“理性小农”的固有弊端和“大国小农”的现实条件所形成的双重压力，迫使我国农业生产方式不得不做出改变。而小农户改变农业生产方式存在主观意愿不强和客观能力不足的问题7。党的二十大报告指出“发展新型农业经营主体和社会化服务，发展农业适度规模经营。”1农业生产性服务是指农业生产性服务组织为农户提供耕、种、管、收等专业化服务，贯穿农业生产的产前、产中和产后全收稿日期：20231101基金项目：湖北省教育厅哲学社会科学基金项目（21G055）。作者简介：欧阳鹏（1996），男，硕士，主要研究方向为农业经济；姜霞（1976），女，博士，副教授，主要研究方向为产业经济与区域发展。第 35卷第 2 期西部经济管理论坛2024年3月Vol.35,No.2WestForumonEconomyandManagementMar.202423过程8。农业生产的农时约束性和环节异质性决定了农业生产性服务存在的合理性9，农业生产性服务组织提供的专业且科学的服务能够在很大程度上克服小农户弱质性，进而为提高农业绿色全要素生产率提供了可能。一方面，农业生产性服务可以降低小农户绿色生产的成本10-11；另一方面，农业生产性服务可以增加小农户绿色生产的收益12。农业生产性服务是小农户衔接现代农业的中国实践13，也是我国推进农业绿色发展转型的重要途径14。那么，在农业生产经营过程中，农业生产性服务是否有助于提高农业绿色全要素生产率？其影响途径是什么？这种影响在不同地区和不同粮食生产区是否存在差异？回答这些问题，有助于我们更好地明晰农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的路径逻辑，进而为发展农业生产性服务以促进农业绿色发展转型提供政策启示。现有文献主要关注农业生产性服务在增加收入、提振消费等方面的经济效应。比如，增加不同类型的农业生产性服务供给渠道有助于提高农户的收入和满意度15。农业生产性服务的增收效果具有异质性，相对于高收入组农户，低收入组农户接受整地、收割服务带来的增收效果更加明显16。通过村集体等组织化的方式获取农业生产性服务，能够显著提升小农户的家庭总收入、农业收入以及非农收入17。除了提高农户的绝对收入外，农业生产性服务在缩小农户收入差距方面同样发挥了积极作用18。在提振消费方面，农业生产性服务与农户消费水平存在明显的正向关系，对农户发展型消费的促进作用尤为明显19。部分文献探讨了农业生产性服务的绿色效应。比如，农户购买施肥和施药等农业生产性服务促进了农户采用科学化施肥技术和病虫害统防统治等亲环境农业技术，治理了农业面源污染20。农业生产性服务通过优化农户化肥要素投入和促进农户采纳亲环境技术，有效减少了农户过量施用化肥的行为发生频率21。部分文献研究了农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的溢出效应和门槛特征。如，本地农业生产性服务能够提高邻近地区的农业绿色全要素生产率，人均土地规模达到一定水平后，农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的效果会更为显著22。已有研究肯定了农业生产性服务带来的经济效应、绿色效应以及对农业绿色全要素生产率的溢出效应和门槛特征，但鲜有文献就农业生产性服务如何影响农业绿色全要素生产率展开研究。综上，本文拟选用中国 30 个省份 20102020 年的省级面板数据，基于规模报酬不变的超效率 SBM 模型与 GML 指数测算各省份的农业绿色全要素生产率，借助固定效应模型、影响机制模型和调节效应模型考察农业生产性服务如何提高农业绿色全要素生产率。本文可能的创新有：一是将农业生产性服务与农业绿色全要素生产率置于同一框架下展开关系分析，并尝试从加快农地流转和促进技术进步两个方面识别农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的作用机制；二是讨论农户规模经营水平在农业生产性服务影响农业绿色全要素生产率过程中的调节效应，进一步拓展相关研究。二、机制分析与研究假设农业生产性服务所特有的价格机制、要素替代和外溢效应能够加快大规模农户的土地转入以及小规模农户的土地转出23。从农业资源配置效率来看，土地细碎化抑制了农业机械、技术等的使用24，使得农户投入过多的人力、化肥等要素，造成农业资源浪费。而农业生产性服务通过加快农地流转使农户经营的土地从细碎化向集约化转变，扩大农户经营规模，有利于农户使用大型机械、节水灌溉等技术，实现农业资源配置的帕累托改进25。从降低农业碳排放总量来看，土地细碎化增加了农户使用农业绿色生产方式的成本，是农户偏好密集投入农药、化肥等生产要素的主要原因26。而农业生产性服务通过加快农地流转帮助农户经营的土地从细碎化向集约化转变，扩大了农户经营规模，有利于农户采纳统防统治、秸秆还田等新型技术和购买物美价廉、绿色优质的生产要素，降低农户绿色生产方式成本，减少农业生产的碳排放总量。农业生产性服务促进了农户服务的规模化经营27，为农业技术进步创造了有利条件。与其他类型的技术2024年西部经济管理论坛第2期24不同，农业技术从研发到应用面临着投入多、周期长、风险大等问题。出于成本收益的考虑，小农户对农业新技术的接受程度并不高，严重制约了农业技术的转化。农业生产性服务组织既是农业技术的需求者又是农业技术的供给者，统一购买和分散提供的服务模式能够降低农户采纳农业技术的成本。农业生产性服务组织推广的统防统治、无人机植保、测土配方施肥等农业技术，极大地突破了农户农业生产经营的技术瓶颈。农户在提高农业生产效率的同时，也加快了农业技术的转化，同时还减少了水体、土壤和大气污染物的排放。随着农业技术进步嵌入农业生产性服务，农业绿色生产方式和绿色生产要素逐步替代了传统生产方式和要素，改善了农户低效、高碳的生产状况，在提高农户生产效率的同时降低了农业碳排放量，从而促进了农业绿色全要素生产率的提高。如果说农业生产性服务是提高农业绿色全要素生产率的重要推动力，那么农户的适度规模经营水平则是影响农业绿色全要素生产率提高的基础条件。受农户经营土地的标准化、集中性等因素的影响，农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的效果存在差异。若农户经营的土地越标准、越集中，适度规模经营水平越高，则农户购买农业生产性服务的成本占收入的比重就越低，越有利于农业生产性服务组织开展现代化的机械装备、生物技术、植保防治、测土施肥等农业生产性服务28，助力农户的生产提质增效，从而正向强化农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的效果；反之，则会负向削弱作用效果。综上，本文提出如下假设：假设 1：农业生产性服务能够显著提高农业绿色全要素生产率。假设 2：农业生产性服务能够通过加快农地流转提高农业绿色全要素生产率。假设 3：农业生产性服务能够通过促进技术进步提高农业绿色全要素生产率。假设 4：农户经营规模在农业生产性服务影响农业绿色全要素生产率过程中发挥正向调节作用。三、研究设计（一）数据说明考虑到数据的完整性与连续性，本文采用了我国 30 个省份（不包含数据缺失较为严重的西藏自治区和港澳台地区）20102020 年的省级面板数据。在选取机制变量涉及的家庭承包耕地流转总面积与家庭承包经营耕地面积的原始数据时，其 2010 年至 2018 年的数据来源于中国农村经营管理统计年报，2019 年至2020 年来源于中国农村政策与改革统计年报；其余变量的原始数据来源于中国第三产业统计年鉴、各省份统计年鉴以及 EPS 数据库。（二）变量选取1.被解释变量本文以农业绿色全要素生产率为被解释变量，参考银西阳等29的做法，采用基于超效率 SBM 模型计算的 GML 指数进行衡量。超效率 SBM 模型为：min=1+1mmi=1viyiw11p1+p2p1e=1v+exewp2t=1vatxtws.t.mj=1,j,wyijjvi yiw第2期欧阳鹏，姜霞.农业生产性服务何以提高农业绿色全要素生产率？J.西部经济管理论坛，2024，35（2）：2334.2024年25nj=1,j,wxejj+v+e xew,vi,v+e,vat 0i=1,2,.,m;e=1,2,.,p1;t=1,2,.,p2;j=1,2,.,n(j,w)（1）wDMUitejxewxtwmp1p2vvevt式中，表示被评价单元的综合效率值，表示权重向量，表示被评价单元或决策单位，、表示各部分决策单元，、表示期望和非期望产出，表示投入要素个数，、表示期望和非期望产出的个数，表示投入松弛变量，、表示期望和非期望产出的松弛变量。GML 指数的计算公式为：GMLg(Yt+1,Xt+1,at+1,Yt,Xt,at)=Hg(Yt+1,Xt+1,at+1)Hg(Yt,Xt,at)=Ht+1(Yt+1,Xt+1,at+1)Ht(Yt,Xt,at)Hs(Yt+1,Xt+1,at+1)Ht+1(Yt+1,Xt+1,at+1)Ht(Yt,Xt,at)Hs(Yt,xg2,at)=GECGTC（2）YXatHt(Yt,Xt,at)GMLGMLGECGTCGMLGECGTCGMLGECGTC式中，表示投入要素，表示期望产出，表示非期望产出，表示年份，表示方向性距离函数。为全局参比指数，为两期绿色效率值的比值；为两期技术效率变化；为两期技术变化。、表示农业绿色全要素生产率、技术效率、技术的增长。因为是全局参比，所以、均可传递，即可累乘，表示间隔两期的绿色效率、绿色技术效率和绿色技术的变化率。参考刘慧敏和尚杰30的做法，本文在测算农业绿色全要素生产率时，选取农业劳动力、土地、农业机械、化肥、灌溉、农膜、农药为投入指标；产出指标中的期望产出选取以 2010 年为基期的农业产值，非期望产出选取农业碳排放。农业劳动力、土地、农业机械、化肥、灌溉、农膜、农药分别利用农林牧渔业从业人数、播种面积、农用机械总动力、农用化肥施用量、有效灌溉面积、塑料薄膜使用量、农药使用量进行表征。参考刘亦文等31的做法，以播种面积、农用机械总动力、农用化肥、有效灌溉面积、塑料薄膜、农药六种农业生产要素的投入量结合碳源的碳排放系数（六种农业生产要素的碳排放系数分别为 312.6kg/km2、0.5927kg/kg、0.8956kg/kg、266.48kg/km2、5.18kg/kg、4.9341kg/kg）计算得出农业碳排放总量，公式如下：C=ni=1Ci=ni=1FiYi（3）CCiiFiiYi式中，表示所有农业碳源产生的农业碳排放总量（单位：kg），表示第 类农业碳源产生的农业碳排放量（单位：kg），表示第 类农业碳源总量（单位：kg），表示碳源的碳排放系数。最后，参考颜华等14的做法，将农业绿色全要素生产率计算结果中的 2010 年作为基期设为 1 做累乘化处理，得出各省份不同年份的农业绿色全要素生产率。2.解释变量本文以农业生产性服务为解释变量，参考罗明忠等的做法7，利用农林牧渔服务业总产值与农林牧渔业从业人数之比表征。3.控制变量除了农业生产性服务外，还有诸多因素影响农业绿色全要素生产率。为避免因遗漏变量而导致模型估计偏误，本文借鉴相关文献7，14，30，选取财政支农、农业结构、自然条件、人力资本、城镇化率、工业水平等六个控制变量，分别用财政农林水事务支出与财政一般预算支出之比、种植业产值与农林牧渔总产值之比、受灾2024年西部经济管理论坛第2期26面积与农作物播种面积之比、农村居民人均受教育年限、城镇人口与总人口之比、第二产业增加值与名义国内生产总值之比表征。其中，财政支农、农业结构、人力资本、城镇化率、工业水平的预期符号为正，自然条件的预期符号为负。4.机制变量本文选取农地流转和技术进步为机制变量。农地流转用农地流转率表示，利用家庭承包耕地流转总面积与家庭承包经营耕地面积之比表征；技术进步用农业劳动生产率表示，利用农业总产值与农林牧渔业从业人数之比表征32。5.调节变量本文选取经营规模为调节变量，用劳均耕地面积表示，利用耕地面积与农林牧渔业从业人数之比表征14。所有变量的描述性统计结果见表 1。表1变量描述性统计变量变量符号总数均值标准差最小值最大值农业绿色全要素生产率agtfp3301.7510.8470.9826.146农业生产性服务apse33011.900.6299.99413.68财政支农fsfa33011.423.2614.11020.38农业结构arst33053.168.65135.3174.58自然条件naco3300.1570.1170.0060.695人力资本huca3307.7850.6115.8079.801城镇化率urba33058.3612.5333.8189.60工业水平inle33043.658.81315.8359.05农地流转rltr33015.901.17511.8718.05技术进步tepr3303.1641.6430.59812.92经营规模scle3305.6284.2171.46232.17（三）模型设定1.基准回归模型根据前文的理论分析，农业生产性服务能够显著提高农业绿色全要素生产率。为验证这一假设，本文构建如下双向固定效应模型：agtfpit=0+1apseit+2controlit+i+t+it（4）agtfpititapseititcontrolit012ttit式中，表示 省 年的农业绿色全要素生产率；表示 省 年的农业生产性服务；表示控制变量，包括财政支农、农业结构、自然条件、人力资本、城镇化率和工业水平。、分别表示常数项、解释变量和控制变量系数。、分别表示个体效应、时间效应和随机误差项。2.作用机制模型根据前文的理论分析，农业生产性服务可以通过加快农地流转和促进技术进步提高农业绿色全要素生产率。为了验证这一假设，本文借鉴江艇33关于机制分析的思路，因为前文已经阐明机制变量（农地流转和技术进步）对被解释变量（农业绿色全要素生产率）的影响，所以在实证分析部分只需要检验解释变量（农业生产性服务）对机制变量（农地流转和技术进步）的作用即可，一定程度上克服传统“三步法”中介效应模型的内生第2期欧阳鹏，姜霞.农业生产性服务何以提高农业绿色全要素生产率？J.西部经济管理论坛，2024，35（2）：2334.2024年27性缺陷。为此，本文构建如下作用机制模型：rltrit=0+m1apseit+2controlit+i+t+it（5）teprit=0+n1apseit+2controlit+i+t+it（6）rltrititteprititmn式中，表示 省 年的农地流转，表示 省 年的技术进步，、表示农地流转和技术进步系数，其余变量含义与基准回归模型一致。3.调节效应模型根据前文的理论分析，农户经营规模在农业生产性服务影响农业绿色全要素生产率的过程中发挥正向调节作用。为了验证这一假设，本文构建如下调节效应模型：agtfpit=0+1apseit+2scleit+3apseit scleit+2controlit+i+t+it（7）scleitit233式中，表示 省 年的农户适度规模经营，表示调节变量农户经营规模系数，表示农业生产性服务与农户经营规模交互项系数。为了避免多重共线性，本文对农业生产性服务与农户经营规模进行了去中心化处理。如果为正，则表明农户经营规模在农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的影响中发挥正向调节作用；反之，则为负向调节作用。四、实证结果（一）基准回归本文首先使用双向固定效应模型估计农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的影响，表 2 为基准回归结果，其中，agtfp（2）至 agtfp（7）对应逐步加入控制变量后的测算结果。可以发现，在逐步加入控制变量后，解释变量农业生产性服务的系数均为正，且在 1%水平下显著，说明农业生产性服务能够显著提高农业绿色全要素生产率，假设 1 成立。控制变量的测算结果与预期基本一致。其中，财政支农、农业结构、人力资本、工业水平的系数显著为正，说明：政府对农业的政策和资金等支持提高了农民参与绿色农业的积极性；种植业面积占比越大，越有利于农业新技术的应用，有利于农业高效生产和低碳排放；农民的受教育程度越高，越容易接受农业绿色观念和绿色技术；工业发展水平决定了农业生物技术和机械技术的水平，能够提升农业生产效率和减少碳排放。自然条件的系数为负但不显著，而城镇化率的系数为正但不显著，原因可能是：自然灾害加大了农业生产的不确定性，但通过预警、保险、补偿等防灾减灾手段可以实现损失最小化；城镇化是农民农外流动的拉力，但传统城镇化仍然存在一些问题，需要以新型城镇化助推农业绿色发展转型。表2基准回归结果变量agtfp（1）agtfp（2）agtfp（3）agtfp（4）agtfp（5）agtfp（6）agtfp（7）apse0.650*0.670*0.632*0.657*0.638*0.604*0.557*(0.137)(0.137)(0.137)(0.136)(0.136)(0.142)(0.140)fsfa0.03140.03470.0397*0.0393*0.0379*0.0692*(0.0225)(0.0223)(0.0221)(0.0221)(0.0221)(0.0231)arst0.0282*0.0277*0.0270*0.0261*0.0316*(0.0111)(0.0110)(0.0109)(0.0110)(0.0108)naco0.7670.7200.6660.509(0.287)(0.288)(0.296)(0.292)2024年西部经济管理论坛第2期28（二）作用机制本文在基准回归的基础上，引入机制变量即农地流转和技术进步，识别农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的作用机制，表 3 报告了作用机制回归结果。对比农地流转加入控制变量前后的结果即表中的rltr（1）和 rltr（2），可以发现，加入控制变量前后农业生产性服务对农地流转的回归结果均在 1%水平下显著为正，说明农业生产性服务可以加快农地流转。对比技术进步加入控制变量前后的结果即表中的 tepr（1）和 te-pr（2），可以发现，加入控制变量前后农业生产性服务对技术进步的回归结果均在 1%水平下显著为正，说明农业生产性服务可以促进技术进步。结合前述作用机制模型设计，假设 2 和假设 3 得以验证。表 2(续)变量agtfp（1）agtfp（2）agtfp（3）agtfp（4）agtfp（5）agtfp（6）agtfp（7）huca0.2710.297*0.288*(0.165)(0.169)(0.165)urba0.01400.00583(0.0174)(0.0171)inle0.0442*(0.0115)Constant6.354*6.932*8.047*8.192*10.01*10.50*12.32*(1.552)(1.604)(1.648)(1.632)(1.968)(2.064)(2.070)N330330330330330330330R20.6880.6900.6970.7040.7070.7070.722IDYESYESYESYESYESYESYESYEARYESYESYESYESYESYESYES注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著；括号内为稳健标准误。表3作用机制回归结果变量rltr（1）rltr（2）tepr（1）tepr（2）apse0.076*0.064*0.412*0.397*(0.021)(0.017)(0.201)(0.181)fsfa0.0020.013(0.011)(0.084)arst0.012*0.034*(0.005)(0.012)naco0.0010.014*(0.139)(0.101)huca0.0920.255*(0.073)(0.201)urba0.065*0.009(0.007)(0.031)inle0.012*0.165*(0.004)(0.097)Constant9.631*11.90*1.9712.457(0.642)(0.896)(3.016)(2.984)第2期欧阳鹏，姜霞.农业生产性服务何以提高农业绿色全要素生产率？J.西部经济管理论坛，2024，35（2）：2334.2024年29（三）内生性检验与稳健性检验1.内生性检验农业生产性服务与农业绿色全要素生产率可能存在双向因果导致内生性问题，如，农业生产性服务提高了农业绿色全要素生产率，而农业绿色全要素生产率高的地区可能更需要农业生产性服务。为了解决可能存在的内生性问题，本文参考梁志会等34的做法，使用地形起伏度作为农业生产性服务的工具变量，重新做基准回归。地形起伏度是农业生产性服务发展的重要影响因素，地形起伏度越小的地区，地势越平坦，地块越集中，农业生产性服务进入难度越低，越有利于农业生产性服务发展，因而满足工具变量与内生变量的相关假设。同时，地形起伏度是一种基于地理指标测算的客观数据，很难对农业生产性服务的发展产生直接影响，满足工具变量外生性的假设。由于地形起伏度是固定的截面数据，不随时间变化，通常情况下会导致两阶段最小二乘法的第二阶段估计失效，因此，本文在生成工具变量与全国层面（除本省份外）的农业生产性服务发展水平均值交互项的基础上，再对模型进行 2SLS 回归。因工具变量法 Andersoncanon.corr.LMstatistic 统计值为 29.41，拒绝识别不足假设，故不存在不可识别问题。Cragg-DonaldWald 统计值为 31.85，拒绝弱工具变量假设，说明工具变量并非弱工具变量。表 4 报告了内生性检验结果，可以发现，农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的提高作用在 1%水平下显著为正，与表 2 的回归结果相比，农业生产性服务的回归系数显著提升，表明模型存在内生性问题，可能低估农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的提高作用，但是使用工具变量法后结果仍然显著且符号方向相同，说明基准回归模型结果是可靠的，保证了结论的可靠性。表4内生性和稳健性检验结果变量工具变量法更换解释变量剔除极端数值调整研究时间agtfpagtfpagtfpagtfpapse1.722*(0.514)0.117*(0.015)0.504*(0.141)0.427*(0.136)ControlYESYESYESYESN330330330240R20.5510.7570.7190.722IDYESYESYESYESYEARYESYESYESYES注：*分别表示在1%的水平下显著；括号内为稳健标准误。2.稳健性检验本文通过以下三种方法进行稳健性检验。一是更换解释变量。参考李芸等35的做法，在基准回归模型中将农业生产性服务的表征方法更换为农林牧渔业增加值与第一产业增加值之差。二是剔除极端数值，对解释变量农业生产性服务进行 1%水平的缩尾处理。三是调整研究时间，删除 2010 年和 2020 年。表 4 报告了表 3(续)变量rltr（1）rltr（2）tepr（1）tepr（2）N330330330330R20.5970.7560.4830.578IDYESYESYESYESYEARYESYESYESYES注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著；括号内为稳健标准误。2024年西部经济管理论坛第2期30稳健性检验结果，可以发现，解释变量系数均在 1%的水平下显著为正，说明基准回归模型的结果是可靠的，保证了结论的稳健性。（四）异质性分析我国幅员辽阔，地大物博，农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的作用可能会随着自然环境和社会环境的变化而变化。因此，本文进行以下异质性分析：一是以地理学上的秦岭淮河线为界限，将中国分为北方地区和南方地区；二是以国家制定的粮食生产布局为依据，将中国分为粮食主产区、产销平衡区和主销区。表 5 报告了分地区的异质性分析结果，可以发现，南方地区和北方地区农业生产性服务的系数均为正且在 1%水平下显著，但北方地区的促进作用比南方地区更为显著。可能的解释是，相比南方地区，北方地区农民经营的地块更为集中，规模经营水平更高，职业农民和农业生产性服务组织更多，农业生产性服务的供求更为均衡，因而提高农业绿色全要素生产率的效果更加明显。表 6 报告了分产区的异质性分析结果，可以发现，粮食主产区、产销平衡区和粮食主销区的农业生产性服务系数均为正且在 1%或 5%水平下显著，其中，产销平衡区农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的促进作用最大，其次是粮食主产区，最后是粮食主销区。可能的解释是，产销平衡区还有许多农业资源未被挖掘，通过农业生产性服务引入新的生产要素以提高农业绿色全要素生产率的潜力较大；粮食主产区的农民大多以农业为生计，且农业生产性服务体系较为成熟，农民也更加愿意通过购买农业生产性服务赋能生产，提高效率获得收益、减少污染；粮食主销区普遍经济发达，农民非农流转机会多，兼业收入占收入比重大，从事农业生产的积极性不如其他产区高。表5农业生产性服务对农业绿色全要素生产率分地区异质性分析结果变量北方地区南方地区apse0.691*0.357*(0.186)(0.145)ControlYESYESConstant10.35*13.89*(3.641)(3.059)N165165R20.6610.857IDYESYESYEARYESYES注：*表示在1%的水平下显著；括号内为稳健标准误。表6农业生产性服务对农业绿色全要素生产率分产区异质性分析结果变量粮食主产区粮食主销区产销平衡区apse0.511*0.148*1.653*(0.162)(0.319)(0.225)ControlYESYESYESConstant25.30*7.661*24.49*(3.450)(4.471)(4.050)N14377110R20.7480.9130.876IDYESYESYESYEARYESYESYES注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著；括号内为稳健标准误。第2期欧阳鹏，姜霞.农业生产性服务何以提高农业绿色全要素生产率？J.西部经济管理论坛，2024，35（2）：2334.2024年31五、拓展分析土地是农户从事农业生产的基础和载体，因此农户的经营规模可能对农业生产性服务作用于农业绿色全要素生产率产生影响。本文在基准回归的基础上，引入经营规模作为调节变量。表 7 报告了调节变量引入前后的回归结果，即表中的 agtfp（1）和 agtfp（2）。可以发现，引入调节变量前农业生产性服务的系数显著为正，说明农业生产性服务可以提高农业绿色全要素生产率。引入调节变量后农业生产性服务、农户经营规模和二者交互项的系数也显著为正，说明农户经营规模在农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的影响中发挥正向调节作用。这说明农户经营规模越大，购买农业生产性服务的意愿越强烈，农业生产性服务组织提供服务的难度越低，供求越趋向均衡，越有利于发挥农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的提高作用。综上，假设 4 得到验证。表7调节效应结果变量agtfp（1）agtfp（2）apse0.117*0.112*(0.018)(0.014)scle0.098*(0.032)interact0.075*(0.011)Constant10.28*10.17*(1.512)(1.321)N330330R20.6970.831IDYESYESYEARYESYES注：*表示在1%的水平下显著；括号内为稳健标准误。六、研究结论与政策建议（一）研究结论本文使用中国 30 个省份 20102020 年的面板数据，基于规模报酬不变的超效率 SBM 模型与 GML 指数测算了各省份的农业绿色全要素生产率，借助固定效应、影响机制和调节效应模型考察了农业生产性服务如何提高农业绿色全要素生产率，得出如下结论：(1)农业生产性服务能够显著提高农业绿色全要素生产率，且在考虑内生性和稳健性之后，结论依然成立；(2)农业生产性服务可以通过加快农地流转和促进技术进步提高农业绿色全要素生产率；(3)农业生产性服务提高农业绿色全要素生产率的效果呈现自南向北递增的趋势，并且对于粮食主产区和产销平衡区来说更为显著；(4)农户经营规模在农业生产性服务影响农业绿色全要素生产率过程中发挥正向调节作用。（二）政策建议1.坚决贯彻农业绿色发展理念各地政府要以“双碳”目标为引领，践行农业绿色发展理念，始终坚定“上下一条心”，着力下好“全国一盘棋”；结合本地农业生产的实际情况，制定适宜的农业碳减排措施，确保实现农业生产保供和降碳的动态统一；要进一步对南方地区、粮食主销区和产销平衡区农户的绿色生产行为给予政策倾斜，对农户购买绿色农资、2024年西部经济管理论坛第2期32统防统治、测土施肥和秸秆利用等农业生产性服务的行为加大奖补力度，简化奖补审批流程，挖掘农业生产性服务保供降碳的潜力，激发农户从事农业绿色生产的动力。2.大力培育农业生产性服务组织依托各地政府组织的“头雁”项目，组织高等院校、金融机构与龙头企业、农民合作社、集体经济组织等各类主体面对面交流，针对农业生产性服务组织经营中遇到的难点、堵点、痛点，提出具体可行的方案；有关部门在农业生产性服务组织的规划、准入、监管、支持等方面要积极作为，同时尊重市场运行规律，有序引导社会资源进入；通过政企银校等多方合作，推动农业生产性服务组织走向多元化、深层次发展道路，促进农业生产性服务业健康发展，打造行业知名品牌。3.加快建设规模化标准化农田为加快农地流转，促使农户经营的土地集中连片，政府要扎实做好农村土地确权颁证工作，保证农民放心流转土地；搭建数字农经平台，整合政策法规、土地流转、社会化服务、金融服务等信息，打通资源共享渠道。各地政府要完善以奖代补、财政贴息、购买服务等政策，鼓励小农户、合作社、种植大户、家庭农场和涉农企业等各类主体参与建设高标准农田。总之，政府要制订有效措施促使农户经营土地向集约化、规模化、标准化转变，更好地发挥农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的提高作用。参考文献：习近平.高举中国特色社会主义伟大旗帜为全面建设社会主义现代化国家而团结奋斗N.人民日报,2022-10-26(001).1OSKAM A.Productivity measurement,incorporating environmental effects of agricultural productionJ.Developments in AgriculturalEconomics,1991,7（2）:186204.2舒尔茨.改造传统农业M.梁小民,译.北京:商务印书馆.1999:2938.3张露,杨高第,李红莉.小农户融入农业绿色发展:外包服务的考察J.华中农业大学学报(社会科学版)，2022（4）：5361.4程秋旺,许安心,陈钦.“双碳”目标背景下农业碳减排的实现路径基于数字普惠金融之验证J.西南民族大学学报(人文社会科学版)，2022，43（2）：115126.5张俊飚,何可.“双碳”目标下的农业低碳发展研究:现状、误区与前瞻J.农业经济问题，2022（9）：3546.6罗明忠,魏滨辉.农业生产性服务的碳减排作用:效应与机制J.经济经纬，2023，40（4）：5868.7庄丽娟,贺梅英,张杰.农业生产性服务需求意愿及影响因素分析以广东省450户荔枝生产者的调查为例J.中国农村经济，2011（3）：7078.8刘家成,钟甫宁,徐志刚.生产性服务与农业创新:农时约束及环节异质性J.科研管理，2022，43（12）：135143.9穆娜娜,钟真,孔祥智.交易成本与农业社会化服务模式的选择基于两家合作社的比较研究J.农林经济管理学报，2019，18（3）：366375.10万凌霄,蔡海龙.生产性服务外包是否促进了测土配方施肥技术采纳以小麦为例J.中国农业大学学报，2022，27（6）：236247.11顾天竹,纪月清,钟甫宁.中国农业生产的地块规模经济及其来源分析J.中国农村经济，2017（2）：3043.12叶敬忠,豆书龙,张明皓.小农户和现代农业发展:如何有机衔接?J.中国农村经济，2018（11）：6479.13颜华,齐悦,张梅.农业生产性服务促进粮食绿色生产的效应及作用机制研究J.中国农业资源与区划，2023，44（2）：5467.14李颖慧,李敬.农业生产性服务供给渠道的有效性:农户收入和满意度视角基于西南4省市问卷调查数据的实证分析J.西部论坛，2019，29（2）：5363.15邱海兰,唐超.农业生产性服务能否促进农民收入增长J.广东财经大学学报，2019，34（5）：100112.16徐勤航,高延雷,诸培新.小农户组织化获取农业生产性服务与收入增长来自微观农户调查的证据J.农村经济，2023（1）：117126.17颜华,张琪,王思禹.农业生产性服务有利于缓解农户收入差距吗?基于CLDS数据的实证分析J.金融与经济，2022（8）：3847.18吉星,张红霄,王杰.农业生产性服务与农户消费基于江苏省1065份调查数据的实证分析J.世界农业，2023（4）：8497.19卢华,陈仪静,胡浩,等.农业社会化服务能促进农户采用亲环境农业技术吗J.农业技术经济，2021（3）：3649.20陈仪静.农业生产性服务对化肥过量施用的影响研究D.南昌：江西财经大学,2023.21李明亮,余国新,蒲娟,等.农业生产性服务对农业绿色全要素生产率的影响基于空间溢出效应和门槛效应J/OL.新疆农垦经济:122第2期欧阳鹏，姜霞.农业生产性服务何以提高农业绿色全要素生产率？J.西部经济管理论坛，2024，35（2）：2334.2024年33122023-12-28.http:/