農(nóng)村土地確權、空間溢出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率

鐘成林

(江西師范大學 財政金融學院，南昌 330022)

內(nèi)容提要：本文利用我國30個省份2003-2016年的相關數(shù)據(jù)，綜合采用SBM-Super-DEA模型和空間計量模型實證檢驗農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。結(jié)果表明：我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率存在顯著的“空間外溢效應”；農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登頒證制度觸發(fā)了顯著的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”，一個地區(qū)被納入確權試點后，周邊地區(qū)也會在區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品競爭的激勵約束作用下向中央申請試點政策，引發(fā)土地確權的“空間示范效應”，與土地確權的“產(chǎn)權作用機制”完美耦合便觸發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”。因此，應率先將農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革“空間示范效應”潛力較大的地區(qū)納入試點范圍，并根據(jù)農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革的改革目標，實施差異化的試點層級瞄準機制。

一、引言

制度是決定長期經(jīng)濟運行績效的關鍵，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權作為農(nóng)村土地制度體系的核心制度安排，引導著土地利益相關者的經(jīng)濟行為，決定了最終的土地利用績效。從制度視角考察農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，對于保障農(nóng)產(chǎn)品安全、推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

深化農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革，特別是“三權分置改革”，析出承包權和經(jīng)營權，并允許經(jīng)營權自由交易流轉(zhuǎn)對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型顯得尤為必要。但按照科斯第一定理，產(chǎn)權是交易的基礎，要讓農(nóng)村土地經(jīng)營權流動起來首先必需對其進行確權[1]。

關于農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權對提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的作用機制，已有的相關研究主要是認為有利于強化農(nóng)民對農(nóng)地權力的認識，有利于構(gòu)建實施農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度體系，促進農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營[2-3]，但尚沒有涉及農(nóng)村土地確權登記頒證制度的“空間示范效應”對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”的影響，對此，本文綜合利用探索性空間分析技術和空間計量模型進行實證檢驗，提出相應的對策建議。

二、農(nóng)村土地確權影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”的作用機理

農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”的影響是指一個地區(qū)的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證決策通過一定的“空間交互作用機制”對周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟社會現(xiàn)象。而這種制度效應的轉(zhuǎn)換有賴于農(nóng)村土地確權制度“空間示范效應”與“產(chǎn)權作用機制”的完美耦合。歸納而言，其具體作用過程可分為如下三個環(huán)節(jié)：首先，在區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品競爭的激勵約束作用下，未納入試點范圍的周邊省份將對已納入試點范圍的中心省份的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證決策進行模仿，即“空間示范效應”的發(fā)揮。其次，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度本身促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增長的“產(chǎn)權機制”的有效發(fā)揮。最后，“空間示范效應”與“產(chǎn)權機制”的耦合。從內(nèi)在關聯(lián)來看，“空間示范效應”與“產(chǎn)權作用機制”是并列關系，只有二者相互耦合時，制度的“空間示范效應”才能轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的“空間外溢效應”。

圖1 農(nóng)村土地確權觸發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應的微觀作用機理

與上述農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度觸發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”的作用過程相對應，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”的微觀作用機理也分三個步驟展開，具體如下：首先，土地確權后“產(chǎn)權作用機制”的有效發(fā)揮將有效促進本地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長。然后，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度將在區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品競爭的激勵約束作用下產(chǎn)生“空間示范效應”。最后，“空間示范效應”與“產(chǎn)權作用機制”的完美耦合促使制度的“空間示范效應”轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的“空間外溢效應”。

三、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的測算

(一)測算方法的選擇

SBM-Super-DEA模型是建立在普通超效率DEA模型基礎之上的一種非徑向非參數(shù)相對生產(chǎn)效率測算方法，是普通超效率DEA模型與非徑向測算方法耦合作用的結(jié)果，該方法的計算步驟為：首先，將所有DMU納入評估體系,并采用SBM-DEA模型對各DMU的相對效率進行測算，得到第一階段的DEA值；然后，將待評估DMUi從現(xiàn)有評估系統(tǒng)中刪除，并采用其余DMUi投入產(chǎn)出變量的線性組合來表示，求解在此條件下能使得DMUi仍為DEA有效的非徑向投入要素擴張量和(或)產(chǎn)出縮減量，則基于該投入要素擴張量和(或)產(chǎn)出縮減量的相對效率值就是該DMU的超效率值。具體而言，對于一個擁有n個DMU，r種投入，m種產(chǎn)出的生產(chǎn)系統(tǒng)而言，用于測算第j0個DMU的SBM-Super-DEA效率值的線性規(guī)劃模型用公式可表示為：

若第一階段測算出來的ρ=1且S-和S+同時為0，則說明該DMU為DEA有效，其SBM-Super-DEA值將大于1，若ρ<1且S-和S+不同時為0，則說明該DMU為弱DEA有效單位，其SBM-Super-DEA值將保持不變，仍小于1。

(二)投入產(chǎn)出導向的選擇

由于本文所要強調(diào)的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)的增產(chǎn)潛力，即在投入要素既定的情況下，如何通過生產(chǎn)要素的流動和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的變革來擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，增加農(nóng)產(chǎn)品供給，因此，在利用SBM-Super-DEA模型對我國30個省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進行綜合測算時，本文選擇了以產(chǎn)出為導向。

(三)投入產(chǎn)出變量的確定

1.投入產(chǎn)出變量的界定。SBM-Super-DEA模型使用的前提條件是要對投入產(chǎn)出變量進行清晰合理的界定，借鑒古典經(jīng)濟增長模型對投入產(chǎn)出的界定方法，本文將農(nóng)業(yè)GDP界定為產(chǎn)出，將農(nóng)業(yè)勞動力、農(nóng)業(yè)土地和農(nóng)業(yè)固定資本界定為投入。與此同時，結(jié)合現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際狀況，將化肥、農(nóng)藥、農(nóng)用薄膜使用量以及農(nóng)用機械一并界定為投入。

2.各投入產(chǎn)出變量的衡量及平減處理。農(nóng)業(yè)GDP直接用第一產(chǎn)業(yè)增加值來表示，勞動力用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員來量度，土地用農(nóng)作物總播種面積來刻畫，資本用第一產(chǎn)業(yè)固定資本存量來衡量，化肥、農(nóng)藥和薄膜分別用化肥施用量、農(nóng)藥使用量以及農(nóng)用薄膜使用量來代表。

第一產(chǎn)業(yè)GDP用第一產(chǎn)業(yè)GDP平減指數(shù)進行平減，并已統(tǒng)一調(diào)整至以2000年為基準的可比價格水平。

3.投入變量K的估計。由于統(tǒng)計年鑒中給出的僅僅是歷年新增的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，不是固定資本存量，但在實際的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中使用的卻是固定資本存量，故需要采用一定的方法對其進行估計。本文采用了如下估計方法：

首先，假定農(nóng)業(yè)固定資本存量服從如下累積迭代模式：

Kt=It+(1-δ)Kt-1

(1)

其中Kt和Kt-1分別表示第t和t-1年的農(nóng)業(yè)固定資本存量，It為第t年的新增農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資，δ為農(nóng)業(yè)固定資本折舊率。

然后，假定在較長的時間內(nèi)，農(nóng)業(yè)固定資本存量K和新增農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資I的增長率相等，即:

(2)

最后，將gK代入式(1)，并令式(1)中的t=1可得：

(3)

取δ=10%，并將(3)式代入式(1)進行累積迭代便可得到歷年的農(nóng)業(yè)固定資本存量數(shù)據(jù)。

歷年新增固定資產(chǎn)投資I已用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減處理，并已統(tǒng)一調(diào)整至以2000年為基準的可比價格水平。

4.描述性統(tǒng)計。為了讓讀者對各投入產(chǎn)出變量的分布狀況有一大致認識，對其做了描述性統(tǒng)計，具體結(jié)果如表1所示。

表1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)投入產(chǎn)出變量描述性統(tǒng)計

注：(1)除第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員外，其余二級指標的原始數(shù)據(jù)均來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(2004-2017)；(2)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員2003-2007年數(shù)據(jù)來源于EPS系統(tǒng)《中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》，2008-2016年數(shù)據(jù)出自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

(四)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的測算結(jié)果

利用我國30個省份2003-2016年相關數(shù)據(jù)，基于SBM-Super-DEA模型，以產(chǎn)出導向為依據(jù)，運用Maxdea1.0軟件對各省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)超效率值進行了綜合測算。為了節(jié)省篇幅，此處僅給出和分析了全國層面2003-2016年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的超效率均值①，具體計算結(jié)果如圖2所示。

圖2 2003-2016全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)超效率均值

從圖2全國層面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的動態(tài)變化曲線可以看出，2003-2016年，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率先小幅波動，然后加速上揚，最后跨越式增長，總體呈不斷增長之勢。從具體數(shù)值來看，2003年我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率僅為0.626，但到了2016年我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率已攀升至0.790，13年間我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率累計增長了0.262倍，年均增長1.809%。

為進一步剖析我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的微觀變化特征，有效捕捉農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點制度變遷對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，以農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長態(tài)勢和增長速度為依據(jù)，將其演化進程劃分為如下三個階段：

第一階段為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的傳統(tǒng)增長階段(2003-2008年)。這一時期的主要特征為，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率處于持續(xù)波動之中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增長與下滑交替出現(xiàn)，總體呈波動性增長之勢。從具體數(shù)值來看，與2003年相比，2008年的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率約增長了0.0268倍，折算成年均增長速度僅為0.53%，這一增長速度尚且不及整個考察期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率平均增速的30%。之所以會表現(xiàn)出這種特征，主要是由于2009年之前，我國尚未開展農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點工作，產(chǎn)權制度變革對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響并不明顯，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長主要依靠技術進步等傳統(tǒng)動力驅(qū)動，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點工作的制度紅利并不明顯。但值得注意的是，技術創(chuàng)新具有很大的不確定性，突破性、顛覆性的技術進步更是需要長時期的積累，農(nóng)業(yè)技術進步的這一特征就直接決定了在短時期內(nèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率只能持續(xù)處于波動性增長態(tài)勢之中。

第二階段為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的加速發(fā)展階段(2009-2013)。該時期的主要特點是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率加速增長，2009年我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率均值為0.650，但到了2013年卻已攀升至0.706，短短四年時間，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率均值就增長了8.6%，年均增長2.1%。從相對增速來看，這一時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的年均增速約為前一階段的400%。結(jié)合我國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點制度的改革歷程可以發(fā)現(xiàn)，這一時期恰好是我國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點從無到有，從點到面逐漸鋪開的過程，這與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的加速增長態(tài)勢和階段轉(zhuǎn)變高度耦合。具體來看，2009年之前我國農(nóng)村土地產(chǎn)權制度高度穩(wěn)定，驅(qū)動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率持續(xù)增長的動力源泉主要是農(nóng)業(yè)技術進步，但進入2009年后，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)權制度環(huán)境發(fā)生了重大變化，為了貫徹落實十七屆三中全會通過的《中共中央關于推進農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決議》精神，農(nóng)業(yè)部在8個條件較為成熟的省份選取了8個村開展了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權登記整村推進試點工作，隨后農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點的層級不斷提升，試點范圍也不斷擴展，由當初的8個省份的8個村逐步擴展至全國多個省份的縣，截至2012年，累計有50個縣被納入到整縣推進試點范圍，到了2013年，已有來自全國29個省份(江西和西藏除外)的105個縣被納入整縣推進試點目錄。

第三階段為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的跨越式發(fā)展階段(2014-2016年)。這一時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率依舊如故，增長動力強勁，增長態(tài)勢明顯，且呈跨越式增長之勢。具體來看，這一時期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率年均增速高達4.3%，約為前一時期增長速度的215%。這充分說明在前一時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長動力變革的基礎上，又形成了新的增長動能，結(jié)合這一時期農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度的改革歷程可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證的試點層級進一步提升，由此前的縣級直接跨過地市級進入整省推進階段。到2017年已經(jīng)有28個省份加入了整省推進農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點范圍，幾乎實現(xiàn)了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點省級層面的全覆蓋，這極大地提高了農(nóng)村土地確權登記頒證工作的影響力，在整省推進的過程中，有效促進了農(nóng)村土地確權登記頒證試點“空間示范效應”的有效發(fā)揮，在傳統(tǒng)作用機制的作用之下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率表現(xiàn)出了顯著的空間外溢效應，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的進步實現(xiàn)了由此前的主要依靠農(nóng)業(yè)技術進步、農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記的傳統(tǒng)雙輪驅(qū)動向依靠農(nóng)業(yè)技術進步、農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記和空間外溢效應新型三輪驅(qū)動轉(zhuǎn)變，這極大地增強了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長動力，推動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的跨越式增長。

四、農(nóng)村土地確權對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的空間計量分析

(一)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應的探索性空間分析

為初步判斷省級層面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間相關狀況，以0-1鄰接空間權重矩陣為基礎，利用Stata11.0軟件對我國30個省份2003-2016農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的Moran I指數(shù)進行了綜合測算，具體測算結(jié)果如表2所示。

從表2的測算結(jié)果可以看出，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的Moran I指數(shù)均為正，且呈不斷增長之勢，伴隨概率在不斷降低，這說明省級層面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間相關性日益顯著，相關程度也日益增長。具體來看，2002我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的Moran I指數(shù)為0.004，這說明我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率存在正的空間外溢效應，但從相關的強度來看，彼時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間相關屬于低度相關，從顯著性水平來看，也未通過10%的顯著性檢驗，但到了2016年，省級層面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的Moran I指數(shù)已增長至0.206，從相關程度來看，彼時的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢程度已跨入高度相關行列，更關鍵的是，與該Moran I相對應的伴隨概率僅為0.049，在5%的顯著性水平下高度顯著。

與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率階段劃分方法類似，根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間Moran I指數(shù)及其顯著性的變化特征，可將我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率Moran I指數(shù)的演進歷程分為如下三個細分發(fā)展階段：

第一階段為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率Moran I指數(shù)的傳統(tǒng)發(fā)展階段(2003-2008)。在該階段，我國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度尚未啟動，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的產(chǎn)權制度較為穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的空間溢出機制尚未形成，這就使得這一時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應較弱，顯著性較低，Moran I指數(shù)較小，顯著性不足。

第二階段為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率Moran I指數(shù)的過渡發(fā)展時期(2009-2013)。該時期的主要特征是Moran I指數(shù)持續(xù)增長，顯著性水平也開始增加。這與我國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點制度的發(fā)軔階段高度耦合，為貫徹落實十七大精神，2009年農(nóng)業(yè)部開始在我國八個省份選取了八個村莊開展農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點，隨著試點經(jīng)驗的不斷積累和推廣條件的日漸成熟，部分地區(qū)開始將試點層級提升到鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面。與此同時，2010-2012年間，農(nóng)業(yè)部在全國范圍選擇了50個縣開展了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證整縣推進試點，這點燃了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證“空間示范效應”的星星之火，并為該“空間示范效應”引發(fā)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應做好了初步的準備，這就使得這一時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間相關程度不斷提升，Moran I指數(shù)不斷增加，但或許是由于試點層級偏低，只停留在部分縣域，極大地限制了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點的影響力，抑制了農(nóng)村土地確權登頒證試點決策“空間示范效應”的有效發(fā)揮和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應的顯化，最終使得這一時期的Moran I指數(shù)并不顯著。

表2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率MoranI指數(shù)測算結(jié)果

第三階段是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應的顯化階段(2013-2016)。這一時期Moran I指數(shù)依然為正，但數(shù)量級卻在不斷增加，顯著性水平急劇增長，由此前的即使是在10%的顯著性水平下也不顯著演變?yōu)椴糠帜攴莸募词乖?%的顯著性水平下也高度顯著，這充分說明進入第三發(fā)展階段后，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間外溢效應在不斷顯化。這或許與我國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點層級的躍遷有關，伴隨著局部地區(qū)農(nóng)村土地確權登記頒證試點整縣推進工作的不斷展開和試點經(jīng)驗的不斷積累，縣域?qū)用孓r(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證的試點范圍大幅擴展。2013年農(nóng)業(yè)部將整縣開展農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點的縣域擴展至105個，2014年農(nóng)業(yè)部開始將試點層級提高到省級層面，并將山東、四川和安徽三個省份作為“整省推進”農(nóng)村土地確權登記頒證試點省份，到了2016年，“整省推進”省份已增加至22個，這極大地提高了農(nóng)村土地確權登記頒證試點工作的空間影響力，跨越了觸發(fā)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點工作“空間示范效應”的門檻值，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應的有效發(fā)揮創(chuàng)造了良好的作用渠道，這就使得這一時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的Moran I指數(shù)不斷增加，顯著性日益增強，實現(xiàn)了空間交互作用機制的蛻變。

(二)農(nóng)村土地確權對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的空間計量分析

1.模型設定。從探索性空間分析的測算結(jié)果可以看出，自實施農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記試點以來，省級層面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間相關特征日益增強，進入整省推進階段(2013年)后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間外溢效應充分顯化，這意味著農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度改革與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”的演化歷程高度耦合，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度很可能是觸發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應的重要原因。為從實證角度檢驗這一假說，分別構(gòu)建了如下空間計量模型：

其中模型一為空間滯后模型(SLM)，設置該模型的主要目的在于檢驗省級層面的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率是否存在(空間滯后式的)空間外溢效應，模型二為空間Durbin模型，該模型主要用于識別農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應的來源，即農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度改革的“空間示范效應”是否是觸發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”的內(nèi)在根源。

被解釋變量：tfpit表示i地區(qū)第t年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，直接采用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率部分的測算結(jié)果。

核心解釋變量：qqcdit表示i地區(qū)第t年的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權程度。由于農(nóng)業(yè)農(nóng)村部并未公布農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證面積或地塊數(shù)方面的數(shù)據(jù)，因此我們無法直接用已確權面積占比或已確權地塊數(shù)占比來直接衡量農(nóng)村土地確權程度。但我國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點遵循的是“先試點，后鋪開”的漸進式改革模式，以完整的行政區(qū)劃為單位整體推進，這為間接測算農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權程度創(chuàng)造了可能。有鑒于此，本文直接用參與農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記試點的行政區(qū)劃占相應級別行政區(qū)劃總數(shù)的比重來作為農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權強度的一個量度，即：

由于我國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點最早于2009年在全國八個省份的八個村莊展開，但《中國統(tǒng)計年鑒》對行政區(qū)劃數(shù)量的統(tǒng)計最低只到鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級，因此我國無法按照上述農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權程度的計算公式計算2009年的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權程度。有鑒于此，本文直接用鄉(xiāng)鎮(zhèn)級別的數(shù)據(jù)進行了替代，若某個省份是當年“整村推進”的試點省份，則直接用1去除以該省份的鄉(xiāng)鎮(zhèn)區(qū)劃總數(shù)，并用該數(shù)值作為當年農(nóng)村土地確權程度的一個替代性量度，對于其余未被納入試點的省份，其農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權程度為0。與此同時，隨著農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革的深入實施，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證的試點層級也不斷提高，2013年農(nóng)業(yè)部確定了105個區(qū)縣作為農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點地區(qū)，實現(xiàn)了30個省份試點地區(qū)的全覆蓋，故2013年在測算各省份的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權程度時，其行政級別開始提升到縣級，并直接用納入試點區(qū)縣數(shù)量占i省份區(qū)縣總量的比重來表示。進入2014年后，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權試點層級開始進入“整省推進”階段，故對被納入“整省推進”試點的省份，其計算層級提高到省級，確權程度計為1，對未納入整省份推進的省份，其確權程度沿用2013年以前縣級層面的測算結(jié)果。

X為一組控制變量，其所包含的變量及其內(nèi)涵分別如下：Jy表示農(nóng)戶的兼業(yè)化程度，用農(nóng)戶的工資性收入占總收入的比重表示，該比值越大，說明農(nóng)戶從非農(nóng)就業(yè)機會中所獲得的收入占比越高，花費在非農(nóng)就業(yè)渠道中的時間越多，非農(nóng)就業(yè)機會越廣，兼業(yè)化程度越高；Scale表示單個農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的經(jīng)營規(guī)模，考慮到土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的空間載體，是制約農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模擴張的關鍵因素，因此本文直接從土地耕作面積的角度來衡量單個農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，即Scale=農(nóng)作物總播種面積/第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量；Agrixdh表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化程度，機械化是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要表現(xiàn)形式，故本文直接用人均機械總動力來作為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的一個量度；scale*Agrixdh為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度的交互項，設置該交互項的目的在于檢驗農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的擴張是否會通過推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程的方式來促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長；Social表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的社會化程度，用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的中間消耗與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比來表示，該比值越大說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動從其他產(chǎn)業(yè)部門購入的中間產(chǎn)品越多，農(nóng)業(yè)部門直接生產(chǎn)的中間產(chǎn)品越少，只聚焦在少數(shù)幾個擁有比較優(yōu)勢的環(huán)節(jié)或部門，這極大地提高了農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的熟練程度，刺激了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長。Czl表示成災率，用農(nóng)作物的受災面積占農(nóng)作物總播種面積的比重來表示，該比值越大，說明自然災害越嚴重，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)的負向沖擊越大，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升的抑制作用也將越強。Ind為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比來表示，由于工業(yè)發(fā)展對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響是雙向的，既可以吸納剩余的農(nóng)業(yè)勞動力，緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)的勞動力冗余，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，也可能會過度吸納農(nóng)村的優(yōu)質(zhì)勞動力，并對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)構(gòu)成嚴重的負向沖擊，當前我國農(nóng)村的發(fā)展現(xiàn)狀就印證了工業(yè)發(fā)展對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生了負向沖擊的結(jié)論。RD為研發(fā)資本，由于《中國科技統(tǒng)計年鑒》中給出的并不是研發(fā)資本存量數(shù)據(jù)而是新增研發(fā)投資數(shù)據(jù)，故需要采用一定的方法對其進行估計，借鑒固定資本存量的估計模式，采用永續(xù)盤存法對其進行了估計，但與固定資本存量估計不同的是，研發(fā)資本價格平減指數(shù)的構(gòu)造具有一定的特殊性。從研發(fā)資本的形成過程來看，研發(fā)投資部分用于購買研發(fā)用的科研儀器設備，部分用于支付研發(fā)人員的勞務費，故研發(fā)投資兼具資本品和消費品的特性，在構(gòu)造研發(fā)投資價格平減指數(shù)時需要充分考慮到研發(fā)資本形成的特殊性，將消費價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)同時納入指標構(gòu)造系統(tǒng)，借鑒朱平方(2003)[4]等人的研究成果，在對消費價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行綜合時，分別將二者的權重設定為0.55和0.45。

2.樣本的選擇。由于我國自2009年才開始實施農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點，故實證研究部分的起始年份定為2009年，但遺憾的是，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部并未公布2010-2012年農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點的50縣名單，因此也就無法衡量這幾個年份的農(nóng)村土地確權強度，故本文直接跳過2010-2012年三個年份。綜上，實證部分的樣本期間為2009年以及2013-2016年五個年度。

與此同時，由于西藏自治區(qū)在考察的所有年份內(nèi)都未被納入農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點，其確權強度持續(xù)為零，其既不能對周邊省份的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權的確權申請決策產(chǎn)生影響，也未受到周邊省份的影響，故本文直接將西藏自治區(qū)略去，轉(zhuǎn)而只分析剩余30省農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。

3.數(shù)據(jù)來源。農(nóng)村土地確權登記頒證試點八個村的名單見《農(nóng)業(yè)部關于印發(fā)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權試點工作方案的通知》(農(nóng)經(jīng)發(fā)[2009]8號)、105個試點縣名見《關于確定2013年全國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權登記試點地區(qū)的通知》(農(nóng)經(jīng)發(fā)[2013]1號)，2014-2016年整省份推進名單見農(nóng)業(yè)部歷年新聞。

工資性收入、農(nóng)民家庭人均純收入(2013年及以前)以及農(nóng)民家庭人均可支配收入(2014年以后)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中間消耗、第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于EPS系統(tǒng)《三農(nóng)數(shù)據(jù)庫》、城市化率數(shù)據(jù)來源于EPS系統(tǒng)《宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》、研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于EPS系統(tǒng)《中國科技統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》、農(nóng)作物受災面積數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》

4.模型估計及結(jié)果分析。為實證檢驗農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間外溢效應②，利用我國30個省份2009年以及2013-2016年間的相關數(shù)據(jù)，采用極大似然估計法③，分別對模型一(空間滯后模型)和模型二(空間Durbin模型)進行了估計，與此同時，為了進行對比，顯化不考慮空間因素條件下各參數(shù)估計結(jié)果的偏差，本文還同時給出了普通模型的估計結(jié)果，具體如表3所示。

表3 農(nóng)村土地確權對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的

注：***、**和*分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)的數(shù)值為標準誤，“-”表示該項目無數(shù)值。

與此同時，從兩個模型中Agrixdh(農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平)的系數(shù)估計結(jié)果可以看出，在控制了農(nóng)村土地確權登記頒證制度的“空間示范效應”后，Agrixdh變量系數(shù)估計結(jié)果的彈性系數(shù)進一步下滑(由-0.2804進一步下降為-0.2818)，這說明在控制了農(nóng)村土地確權登記頒證制度的“空間示范效應”后，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用有所降低(抑制作用有所加劇)，這進一步表明，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的邊際效應并不純粹，有一部分應歸功于農(nóng)村土地確權登記頒證制度“空間示范效應”的功勞，在控制了農(nóng)村土地確權登記頒證制度的“空間示范效應”后，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的邊際效應有一部分被其吸收。從農(nóng)村土地確權登記頒證制度的角度而言，上述現(xiàn)象意味著，農(nóng)村土地確權登記頒證制度“空間示范效應”對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率“空間外溢效應”的影響有一部分是通過農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平提升的方式得以發(fā)揮。

最后，從其他變量的系數(shù)估計結(jié)果可以看出，Jy變量的系數(shù)估計結(jié)果通過了10%的顯著性檢驗，符號為負數(shù)，彈性系數(shù)為-0.0856，這與預期相一致。這說明，農(nóng)戶兼業(yè)化程度的提升顯著地抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長，兼業(yè)化程度每提高1個百分點，將會導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率下降0.0856個百分點。這主要是由于，兼業(yè)將會分散農(nóng)戶的精力，使得農(nóng)戶沒有足夠的時間從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，對農(nóng)作物的照料程度也不如傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會那么精細。更關鍵的是，非農(nóng)兼業(yè)機會的增加還將改變農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的態(tài)度，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營在農(nóng)戶心中的地位，致使農(nóng)民忽視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗的積累和對新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術的鉆研，這些都將抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長[5]。

Social變量的系數(shù)估計結(jié)果在1%的顯著性水平下高度顯著，但符號為負，彈性系數(shù)為-0.532，這說明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化程度的提升顯著地抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的社會化程度每提高1個百分點，將導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率下降0.532個百分點，這與預期相反。這或許是由于，當前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正處于社會化的劇烈變革時期，中間產(chǎn)品的引入以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變令新時代的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體一時無所適從，這就使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化程度的提升不僅沒有促進，反而嚴重抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長。與此同時，從我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所消耗的中間產(chǎn)品大多集中在低端產(chǎn)品或服務領域(如化肥、農(nóng)藥、種子、農(nóng)用薄膜、農(nóng)機具以及農(nóng)機具維修服務等)，這固化了傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式，阻礙了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)(農(nóng)業(yè)市場信息服務、農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術服務、農(nóng)產(chǎn)品營銷服務、農(nóng)產(chǎn)品初加工服務等)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的深度融合，抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的跨越式增長。

Scale變量的系數(shù)估計結(jié)果也通過了1%的顯著性檢驗，符號為正，彈性系數(shù)為2.576，這說明，單體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的擴張對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長具有顯著的促進作用，單體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模每擴張1個百分點，將可有效促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增長2.576個百分點。這一方面是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的擴張有利于捕獲規(guī)模報酬遞增所帶來的好處，另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的擴張還有利于刺激新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的發(fā)育，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的持續(xù)快速增長。

Cityrate變量的系數(shù)估計結(jié)果為0.610，且在1%的顯著性水平下高度顯著，這說明，城市化率的提高有效地促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長，城市化率每提高1個萬分點，將可有效促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升0.610個百分點，這主要是由于，我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)存在大量的相對過剩人口，而城鎮(zhèn)化進程的不斷推進有利于吸納這部分相對過剩的農(nóng)業(yè)人口，這將有效緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)中農(nóng)業(yè)勞動力的相對過剩狀況，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)的資源配置結(jié)構(gòu)，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長。

Czl的系數(shù)估計結(jié)果為-0.0033，這說明農(nóng)業(yè)自然災害抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長，農(nóng)業(yè)自然災害的發(fā)生率每提高一個百分點，將會導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率下降0.0033個百分點，但或許是由于近年來隨著國家對抗災事業(yè)重視程度的不斷提升，我國農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的抗災能力也在不斷增強，這就使得農(nóng)業(yè)自然災害發(fā)生率對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的抑制作用并不顯著。與此類似，RD變量系數(shù)估計結(jié)果的符號也為正，彈性系數(shù)為0.0189，這說明研發(fā)投入的增加有利于促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長，但或許是由于專門針對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的研發(fā)投入較少，亦或者是先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術研發(fā)出來以后存在推廣障礙，導致先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術未能得到有效的普及，最終導致研發(fā)投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的促進作用并不明顯。

五、結(jié)論與建議

本文利用我國30個省份2003-2016年的相關數(shù)據(jù)，綜合采用SBM-Super-DEA模型和空間計量模型對農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響進行了實證檢驗，結(jié)論如下：

1.就省際空間結(jié)構(gòu)而言，我國的農(nóng)業(yè)效率存在顯著的正向空間外溢效應，一個地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不僅與自身因素相關，而且還會受周邊省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的制約。

2.農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度的“空間示范效應”對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的“空間外溢效應”具有顯著的促進作用，一個地區(qū)的農(nóng)村土地確權登記頒證程度不僅會通過“產(chǎn)權機制”促進本地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長，而且還會通過制度的“空間示范效應”推動周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的有效提升。

3.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模擴張和城鎮(zhèn)化水平的提升均有效地促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長，而農(nóng)戶兼業(yè)化程度的提高和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提升卻顯著地抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的增長，研發(fā)支出和農(nóng)業(yè)自然災害發(fā)生率對農(nóng)業(yè)效率的作用并不顯著。

根據(jù)上述結(jié)論，提出以下幾點建議：

1.完善農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證制度改革的試點遴選機制，率先將農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革“空間示范效應”潛力較大的地區(qū)納入試點范圍。由于農(nóng)村土地確權登記頒證制度改革具有顯著的空間示范效應，并觸發(fā)了顯著的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間外溢效應，因此應進一步完善農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革的試點選擇機制，將農(nóng)業(yè)區(qū)域影響力較大的省份率先納入試點范圍，通過這些優(yōu)勢地區(qū)的空間示范，對周邊未納入產(chǎn)權制度改革試點的地區(qū)形成強大的吸引能力，降低農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革推進的阻力，推動農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革的持續(xù)健康發(fā)展。

2.根據(jù)農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革的改革目標，實施差異化的試點層級瞄準機制。農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革“空間示范效應”的最終效果與試點層級的選擇高度相關，對不同的試點層級而言，其所能實現(xiàn)的空間示范效應存在顯著差別，因此應根據(jù)農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革的目標實行差異化的試點層級瞄準機制，對于只希望在同一省內(nèi)全面鋪開的農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革，決策者應重點聚焦縣域?qū)用娴霓r(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革試點，無需提升至市級層面，也不能將工作重點放在村乃至是鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級的試點。對于想在跨區(qū)域?qū)嵤┑霓r(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革，應將改革的錨點定在地市級層面，而對于全國性的農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革，則應將關注的重點鎖定在省級層面。

注釋：

① 感興趣的讀者可以向作者索取全部的原始數(shù)據(jù)、maxdea1.0軟件、測算方法以及30省2003-2016年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的詳細測算結(jié)果。

② 本文所說的空間外溢效應所對應的空間結(jié)構(gòu)是省級層面。

③ 當個體間存在空間相關時，OLS估計量為有偏估計量，若仍強行采用OLS法進行估計，勢必會造成嚴重的估計偏誤。與此相反，極大似然估計法對個體的時空相關特征并不敏感，即使個體存在空間相關，采用極大似然估計法得到的極大似然估計量仍能保持無偏的優(yōu)良性質(zhì)，有鑒于此，本文直接采用極大似然估計法來對相應的空間模型進行估計。

④ 由于空間滯后模型Hausman檢驗卡方統(tǒng)計量值為負數(shù)，無法判斷隨機擾動項是否與解釋變量相關，因此也就無法判斷隨機效應模型與固定效應模型哪一個更優(yōu)。但從數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)來看，本文的數(shù)據(jù)為寬面板數(shù)據(jù)，截面較多，而時間跨度較短，異質(zhì)性較為突出，對參數(shù)估計結(jié)果的影響也相對較大，因此理論而言，采用固定效應模型對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間滯后模型進行估計更為恰當。與此同時，從空間滯后模型相關統(tǒng)計量的結(jié)果來看，固定效應模型的LR統(tǒng)計量明顯更大(215>131)，因此可以認為，采用固定效應模型的估計結(jié)果更為可靠。綜上所屬，在進行模型估計結(jié)果分析時，本文主要采信固定效應模型的估計結(jié)果。