鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展態(tài)勢及影響因素研究*
——以新疆為例

馬菲，余國新

(新疆農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，烏魯木齊市，830052)

0 引言

2021年度“中央一號”文件把全面促進鄉(xiāng)村振興作為目標并提出總體安排，其中提出遵循農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)村現(xiàn)代化的一體化設計，切實把扶貧政策體系和工作機制與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略相結合，確保農(nóng)村發(fā)展的基本政策，把農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展當作主要任務。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的制定既是加快農(nóng)業(yè)和農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展的動力，也是促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的創(chuàng)新和解決“三農(nóng)”問題的關鍵。目前，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展正面臨著農(nóng)村勞動力老齡化、環(huán)境污染重、農(nóng)產(chǎn)品成本攀高、農(nóng)村勞動人口緊缺等問題，而發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)不但可以為緩解眼下的農(nóng)村農(nóng)業(yè)問題提出新途徑，同時更有助于破解“誰來種地”、“如何種地”等問題[1]，這也是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略快速推進的關鍵。國家政策部門在2017年《關于加快發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的指導意見》以及2021年中央一號文件均明確提出了推廣發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)能夠更有效地推動農(nóng)村增效和農(nóng)戶增收的新觀念。十九屆五中全會同樣明確了要發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村的迫切性，并表示到2035年基本實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，實現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距縮小，可以看出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的緊迫性日漸凸顯。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)最早在《改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)》一書中被提出，隨著農(nóng)業(yè)的發(fā)展學者們對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)提出了更深的理解。我國學者認為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)服務業(yè)是以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為目的，涵蓋農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的各環(huán)節(jié)提供服務的部門，包含傳統(tǒng)的市場信息服務、農(nóng)業(yè)資源供給服務、農(nóng)業(yè)機械供給服務、農(nóng)業(yè)廢棄物資源利用服務、農(nóng)產(chǎn)品營銷服務等生產(chǎn)性服務，還囊括了休閑娛樂等消費性服務[1-3]；關于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展影響，國外學者認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)中的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化發(fā)展對提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有重大影響，并且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中提供的農(nóng)業(yè)推廣和農(nóng)業(yè)資訊服務能推動農(nóng)業(yè)技術水平改進從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[4-5]；促使傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改頭換面的有效路徑就是發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)不僅可以開發(fā)農(nóng)業(yè)促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，還可以解決小規(guī)模農(nóng)戶和大市場的關系、勞動力不足等問題，以減少老齡化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響[6-8]；在研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展區(qū)域差異方面，有學者通過入戶調查發(fā)現(xiàn)，在東部沿海的地區(qū)農(nóng)業(yè)技術服務和農(nóng)產(chǎn)品銷售服務需求遠大于西部地區(qū)，并且不同區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)的主要影響因素存在顯著差異[9-10]。關于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展的影響因素研究，有學者研究結果證明城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)技術水平以及農(nóng)業(yè)政策環(huán)境是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)外溢效應的主要因素，還有學者得出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)結構調整、機械動力投入、農(nóng)業(yè)播種面積和城鎮(zhèn)化等因素有關[11-13]。還有學者研究選擇了經(jīng)濟發(fā)展水平、政策扶持、技術創(chuàng)新能力、交通運輸能力、基礎設施建設和技術創(chuàng)新能力等因素[14]。

綜上所述，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)對于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差異、改善產(chǎn)業(yè)結構等方面發(fā)揮顯著效用，然而，從研究內(nèi)容出發(fā)，以往學者在研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)時，主要集中在考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)與農(nóng)業(yè)效率的關系上，多數(shù)研究關注提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的服務范圍從而提高生產(chǎn)效率的問題，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的態(tài)勢研究較少。在研究區(qū)域上，主要區(qū)域也集中在國家層面或經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)，基本沒有民族地區(qū)或偏遠西北地區(qū)。因此本文以新疆15個地州為研究單位，以2005-2020年為研究期，利用錫爾指數(shù)和核密度估計，計算新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的區(qū)域差異，按照東疆、南疆、北疆的地區(qū)劃分角度，從區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間兩個方面分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的區(qū)域發(fā)展差異以及各區(qū)域的貢獻值，并分析影響新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的因素。

1 理論分析

1.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)相關理論

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化分工是促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的重要理論支持。分工不僅促進經(jīng)濟發(fā)展同時也帶動勞動生產(chǎn)的效率，經(jīng)濟增長同樣也來源于分工，市場競爭能夠促進資源配置達成最優(yōu)化[15]。自從家庭承包責任制在我國實施以來，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化得到了加強，相應的各種伴生性的服務組織不斷涌現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力也在一定程度上得到了提高。基于伴生性的服務組織的農(nóng)業(yè)專業(yè)化分工紅利正在逐漸消失。然而這時，市場交易成本不斷上升，因此，有必要建立以市場為導向的專業(yè)服務體系，完成降低交易成本，提高分工紅利的目標。由此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)便產(chǎn)生。有學者通過深入研究產(chǎn)生在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式中的分工并提出了由此催生農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的論斷[16]，研究還發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的發(fā)展存在農(nóng)業(yè)分工深化致使服務外包增加從而促進分工深化的規(guī)則[17]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)作為生產(chǎn)服務業(yè)的重要組成部分，有著農(nóng)業(yè)自身的特點。主要對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程的產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后，通過知識和資本作為代表的中間投入，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供定化專業(yè)的服務。

1.2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的影響因素

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的前期，中期和后期，對于農(nóng)業(yè)投入品和產(chǎn)出品地進行著不同的服務，因此對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展的影響因素的選擇也有不同考量。

具體來說，影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的主要因素包括以下5個方面。

1) 經(jīng)濟發(fā)展因素。區(qū)域經(jīng)濟是特定區(qū)域內(nèi)各種經(jīng)濟活動的集合，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)，并且與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)具有整體和局部關系，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中經(jīng)濟因素也會對于農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模起到一定影響。以往學者在對我國農(nóng)業(yè)高質量發(fā)展水平進行研究時，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高將直接作用于農(nóng)業(yè)的發(fā)展[18]。

2) 產(chǎn)業(yè)發(fā)展因素。有學者選用農(nóng)作物播種面積(CSA)來衡量產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[12-13]，農(nóng)作物播種面積在一定程度上可以等同于地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，農(nóng)作物的播種面積的多少代表著新疆的農(nóng)業(yè)發(fā)展的程度大小。

3) 區(qū)位發(fā)展因素。農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)在一定程度上可以代表此地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展程度，以及對于農(nóng)業(yè)的重視程度。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)會產(chǎn)生經(jīng)濟集聚從而推動城鎮(zhèn)化，城鎮(zhèn)化帶來的集聚效應也促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)[19]。由于新疆地區(qū)的地理位置以及各地的發(fā)展差異大的因素，城鎮(zhèn)化率目前只能在一部分情況下代表新疆區(qū)域的區(qū)位發(fā)展。農(nóng)村市場存在一定的分散性和獨立性，因此農(nóng)村市場可能會受到交通運輸能力的影響。發(fā)展交通運輸能力在一定程度上可以促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者服務業(yè)的發(fā)展。還有學者在研究中國區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展時引入了城鎮(zhèn)化率和交通運輸能力等因素[20]，因此采用農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)(FAWK)、城鎮(zhèn)化率(URBAN)和交通運輸能力(TRAN)來衡量區(qū)位發(fā)展的因素。

4) 政府因素。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)與一般的服務產(chǎn)品相似沒有真實的形態(tài)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務供應商和農(nóng)戶之間的交易容易被交易風險和最后的既得利益影響，因而在交易過程中需要外部力量來保護交易內(nèi)容的履行。政府在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)和農(nóng)戶交易過程中起到了監(jiān)督和引導的作用，因此政府因素也是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的因素之一。

5) 科技因素。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)是以信息技術和現(xiàn)代管理為基礎的新興產(chǎn)業(yè)。提高區(qū)域計算機化水平不僅可以促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者服務的發(fā)展，同時也賦予了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者服務的生產(chǎn)要素以活力[21]，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化會被科技投入的程度所影響。

綜上，本文選擇以上五個方面進而研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的影響因素。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

2.1.1 錫爾指數(shù)

錫爾指數(shù)最早是由Theil于1967年提出的可以分解出組間差異和組內(nèi)差異的不平等指數(shù)。錫爾指數(shù)法目前是一種比較成熟的方法[22]。因其具備一些優(yōu)良性質，如庇古—戴爾頓轉移原則、可分解性原則等。本文使用的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的Theil指數(shù)和結構分解的計算公式如式(1)所示。

(1)

式中：T——錫爾指數(shù)；

yi——i地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平；

Y——總體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平；

ri——i地區(qū)的人口總量；

R——總體人口數(shù)量。

在總體錫爾指數(shù)的基礎上進行分解，可以將新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)總體差異分解為南、北、東三個區(qū)域的差異，計算公式如式(2)～式(4)所示。

(2)

(3)

T=TW+TB

(4)

式中：Tw——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的區(qū)域內(nèi)差異；

TB——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的區(qū)域間差異；

y——區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平；

yij——i區(qū)域的j地州農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展程度；

rij——i區(qū)域的j地州人口數(shù)。

2.1.2 核密度估計

采用核密度(Kernel)估計理論對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展進行測度是一種非參數(shù)法。核密度估計能從數(shù)據(jù)本身出發(fā)進而研究數(shù)據(jù)的分布情況，可以通過估計隨機變量的核函數(shù)曲線來描述分布的趨勢，并且其自身具有穩(wěn)健性[23]，其公式如式(5)所示。

(5)

式中：f(x)——新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展程度的核密度估算值；

N——新疆地州(市)數(shù)；

K(·)——核密度函數(shù)；

h——選定的帶寬；

x——觀測均值；

xi——觀測數(shù)量值。

帶寬的選擇決定了核密度估計的精準度，本文選擇使用高斯核和Stata16.0的默認帶寬，如式(6)所示。

(6)

2.2 數(shù)據(jù)來源與變量選取

2.2.1 數(shù)據(jù)來源

本文時間跨度設為2005至2020年，選取新疆及15個地州的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)資料主要來源于《新疆統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

2.2.2 變量選取

從研究的角度來看，學者們采用了多種類型的變量來解釋農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平的變化。其中包括：生產(chǎn)性服務業(yè)人員的就業(yè)比重[24]；農(nóng)業(yè)支出[13]；農(nóng)村固定資產(chǎn)投資中向生產(chǎn)性服務業(yè)投入的資金[25]。本文選擇農(nóng)林牧漁服務業(yè)的產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值作為衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展水平的指標。雖然仍有欠缺但是它的概念和內(nèi)容與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的概念和內(nèi)容相近。

3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展態(tài)勢測度

3.1 錫爾指數(shù)測算及分解

3.1.1 新疆地區(qū)總體差異測算

表1和圖1展示了2005—2020新疆15個地州總體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的錫爾指數(shù)。自2005年以來，錫爾指數(shù)一直處在逐漸上升態(tài)勢。2005年錫爾指數(shù)為0.204 4，2009年上升至0.266 8，增幅為30.53%。其中，2009年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)錫爾指數(shù)為2005年以來的最高水平。2005年出現(xiàn)了錫爾指數(shù)的最低值為0.204 4。2005年至2008年，錫爾指數(shù)變化較大。2006年至2008年的增長率曾達到21.9%，2008年的峰值增長率達到13.01%。2010年錫爾指數(shù)略有下降，表明新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展差異開始縮小。2011年至2014年，錫爾指數(shù)在0.257 2左右波動，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展差異呈現(xiàn)出穩(wěn)定態(tài)勢。2015年錫爾指數(shù)大幅下降，本年的降幅達到-8.59%，這時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)地區(qū)差異顯著縮小。其中的原因可能與2014年國家下發(fā)的有關農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的結構調整相關文件有關，文件中提出要加速我國產(chǎn)業(yè)由生產(chǎn)制造型向生產(chǎn)服務型轉變，這促使了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展。近年來，中央1號文件聚焦農(nóng)業(yè)問題，并且提出加速農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的開發(fā)。這促進了不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)均衡發(fā)展。2016—2017年的錫爾指數(shù)趨于穩(wěn)定，在這時期新疆各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展差異相似，發(fā)展程度接近。2018年錫爾指數(shù)再次呈現(xiàn)下降趨勢，導致這種現(xiàn)象的原因可能是由于2017年發(fā)布的有關加速發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的意見，意見內(nèi)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)統(tǒng)計口徑做了明確說明，針對服務領域的開拓、服務水平的提高等方面對有關部門提出了重點任務和具體措施，這有力推動了我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進程。2019年錫爾指數(shù)大幅減低，達到統(tǒng)計期間最大減幅，減幅為-16.44%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的巨大增速可能由于農(nóng)業(yè)農(nóng)村部發(fā)布的2019年相關惠民政策中提出的重點發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務有關，相關政策的頒布推進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展進程，同時縮小了地區(qū)的差異，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展有了顯著的成果。自2005—2020年，錫爾指數(shù)由0.204 4變化為0.231 1，由數(shù)值來看15年間數(shù)值變化很小，在2020年有回升的趨勢，這可能是由于在2005年新疆的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展處于初始狀態(tài)，新疆總體的發(fā)展水平比較均衡，而2019年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)則是經(jīng)過了發(fā)展、調控和協(xié)同發(fā)展，因此錫爾指數(shù)縮小，在新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)快速發(fā)展的2020年，錫爾指數(shù)又有所上升，這可能是因為各地政府在黨中央的號召下對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展提供了不同的政策支持，導致各地發(fā)展出現(xiàn)短暫性不均。

圖1 新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)Theil指數(shù)演變趨勢

表1 2005—2020年新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)錫爾指數(shù)Tab. 1 Xinjiang agricultural productive services industry Theil index from 2005 to 2020

總體來看，新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展錫爾指數(shù)從2005—2020年呈現(xiàn)先擴大達到峰值再波動收斂再次上升最后繼續(xù)急劇收斂后再小幅上升的態(tài)勢，這些變化與國家總體政策的頒布以及各地區(qū)的正確調控密切相關。錫爾指數(shù)的變化表明新疆地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展差異正在向好的態(tài)勢發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展逐漸變得均衡。

為了研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的區(qū)域差異及來源，按照新疆區(qū)域劃分標準(東部地區(qū)包括吐魯番地區(qū)、和密地區(qū)2個部分；北部地區(qū)包括烏魯木齊、克拉瑪依、昌吉回族自治州、伊犁哈薩克自治州、伊犁州直屬縣市、塔城地區(qū)、阿勒泰地區(qū)、博爾塔拉蒙古自治州8個部分；南部地區(qū)包括巴音郭楞蒙古自治州、阿克蘇地區(qū)、克孜勒蘇柯爾克孜自治州、喀什地區(qū)、和田地區(qū)5個部分。)，2005—2020年新疆南北東三個區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)錫爾指數(shù)、區(qū)域內(nèi)錫爾指數(shù)(及貢獻率)和區(qū)域間錫爾指數(shù)(及貢獻率)如表2及圖2所示。

表2 2005-2020年南北東疆Theil 指數(shù)分解Tab. 2 Differences in Theil index between north, south and east Xinjiang from 2005 to 2020

圖2 2005—2020年新疆地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平空間差異演變

從分區(qū)域的錫爾指數(shù)來看，北疆地區(qū)錫爾指數(shù)在0.157 5～0.290 4之間，呈現(xiàn)出波動增長再下降的態(tài)勢，且該區(qū)域的錫爾指數(shù)最大。這可能與北疆地區(qū)的自身發(fā)展不均衡有關，北疆地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平在三個區(qū)域間最高，但是北疆地區(qū)內(nèi)的各個地州經(jīng)濟存在發(fā)展不平衡程度大的問題同時其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展差異最大。東疆地區(qū)錫爾指數(shù)最小，在0.004 3～0.088 8之間，東疆地區(qū)的錫爾指數(shù)呈現(xiàn)波動中下降的態(tài)勢，在2019年錫爾指數(shù)達到最高。南疆地區(qū)區(qū)域內(nèi)差異呈現(xiàn)小幅波動再下降的態(tài)勢，在0.115 2～0.171 6之間，在2019年的錫爾指數(shù)達到最低，南疆地區(qū)存在地廣人稀、城鎮(zhèn)化水平低以及產(chǎn)業(yè)轉型進程過緩等現(xiàn)象，因此導致缺乏一定的先進技術以及農(nóng)業(yè)勞動力等問題，造成南疆地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展差異較大。

北疆地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展差異在2007年之前呈現(xiàn)小幅波動的態(tài)勢，在2008年錫爾指數(shù)出現(xiàn)大幅上升達到0.229 2，2009—2014年間錫爾指數(shù)呈現(xiàn)逐漸增大態(tài)勢，從0.225 4上升至0.290 4，在2015年出現(xiàn)了小幅下降，2016—2018年呈現(xiàn)平穩(wěn)態(tài)勢，在2019年后呈現(xiàn)了大幅下降態(tài)勢?？傮w呈現(xiàn)波動中大幅上升再下降的態(tài)勢，北疆地區(qū)錫爾指數(shù)上升了67.21%。對于東疆地區(qū)而言，其涵蓋2個地州，自然環(huán)境、基礎建設和經(jīng)濟發(fā)展條件等方面相似，錫爾指數(shù)變化趨勢處于相對穩(wěn)定態(tài)勢，變化幅度較小。在2005—2007年呈現(xiàn)下降態(tài)勢，2008—2010年東疆地區(qū)錫爾指數(shù)快速上升至0.053 4，2012—2018年東疆地區(qū)錫爾指數(shù)再次呈現(xiàn)下降態(tài)勢，2019年出現(xiàn)緩慢增長的趨勢，2020年錫爾指數(shù)再次下降，總體處于逐漸趨于穩(wěn)步下降的態(tài)勢。南疆地區(qū)錫爾指數(shù)在2005—2007年、2008—2009年期間呈現(xiàn)縮小后擴大的波動態(tài)勢，在經(jīng)歷了2010—2011年的小幅縮小后，又出現(xiàn)了持續(xù)小幅上升的趨勢，從2012年的0.128 1上升到2017年的0.162 7，在2018年之后也出現(xiàn)了下降態(tài)勢，2020年再次上升。

從區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)的錫爾指數(shù)來看，區(qū)域間的錫爾指數(shù)位于0.026 9～0.088 8之間，出現(xiàn)震蕩之中又有所上升的態(tài)勢。區(qū)域內(nèi)的錫爾指數(shù)的范圍為0.146 9～0.215 8，總體上表現(xiàn)震蕩收斂的態(tài)勢，但是區(qū)域內(nèi)的錫爾指數(shù)顯著高于區(qū)域間的錫爾指數(shù)。通過貢獻率進行分析，區(qū)域內(nèi)差異是導致新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)總體發(fā)展水平差異的主要原因，區(qū)域間差異對總體的影響并不大。在變化趨勢方面，總體差異主要來源于區(qū)域內(nèi)差異并且呈現(xiàn)上升的態(tài)勢，2017年達到88.93%，這說明區(qū)域內(nèi)差異造成的影響正在逐步擴大。從錫爾指數(shù)的變化可以看出，區(qū)域內(nèi)的差異表現(xiàn)為增長中收斂的趨勢，近年有逐漸縮小的態(tài)勢，而區(qū)域間的差異正在逐步縮小。不論是從城鎮(zhèn)化角度還是經(jīng)濟發(fā)展角度來看，新疆地區(qū)的總體發(fā)展趨近表現(xiàn)“北強南弱”的態(tài)勢[26]。近年來南疆地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了很大變化，但是就南疆地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平及科技發(fā)展水平來講，總體進程要緩于總體平均水平[27]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展是由多種因素共同作用影響，其中主要體現(xiàn)在目前的經(jīng)濟發(fā)展、城鎮(zhèn)化、科技發(fā)展等方面。

3.2 核密度估計結果

圖3別以2005年、2010年、2015年和2019年為考察時點，基于2005—2020年新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值比重，依托非參數(shù)核密度估計曲線來反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展情況。

從不同時期核密度函數(shù)曲線位置變化看，新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的密度分布曲線總體表現(xiàn)為向左移動的趨勢，表明新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平在一定程度上降低，但2015—2019年密度分布曲線出現(xiàn)右移的趨勢，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展正在逐步加快。相較于2015年的密度分布曲線2019年的密度分布曲線向右演變更大，這說明從2015年開始，新疆的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展開始進入快速增長時期。

針對互聯(lián)網(wǎng)金融監(jiān)管要轉變傳統(tǒng)的監(jiān)管觀念，在保障金融安全的同時要鼓勵金融創(chuàng)新發(fā)展，構建科學的監(jiān)管體系，針對互聯(lián)網(wǎng)金融不同的模式進行分門別類有重點的監(jiān)管。同時要明確各個監(jiān)管部門的職責，加強各個部門之間的信息互連互通，必要時可以構建專門的監(jiān)管部門。除此之外，還要培養(yǎng)監(jiān)管人員的業(yè)務能力，打造高水平的監(jiān)管隊伍，在了解和掌握傳統(tǒng)監(jiān)管方式基礎上進行創(chuàng)新監(jiān)管。

從不同時期的核密度曲線形狀變化看，核密度曲線起點在2005年、2010年和2015年沒有明顯變化，2019年曲線起點向右移動，表明在2019年新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展加速。四條核密度曲線的終點向左大幅移動，表明新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的快慢逐漸變得均衡，由最初的發(fā)展不均到現(xiàn)在均衡發(fā)展。從2005—2019年核密度曲線的峰值明顯減少，由2005年的“多峰”發(fā)展到2010年的減弱“多峰”，2015年和2018年的核密度曲線呈“雙峰”形態(tài)。四條核密度曲線的第一個峰值大于其他峰值，表明新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平低的地區(qū)多于發(fā)展水平高的地區(qū)。

從峰值的變化來看，主峰存在向核密度函數(shù)的中部偏右方向移動的趨勢，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平提高。核函數(shù)曲線的峰值存在均從尖峰狀向寬峰狀變化的態(tài)勢，分布延展性出現(xiàn)減弱的態(tài)勢，但拓寬速度變快，曲線的寬峰特征隨時間變明顯，曲線的密度逐漸下降。這說明新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展程度差距在逐漸減小。以上分析均表明新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展程度差距在逐漸減小，地方為發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)所制定的各項措施有明顯作用。

圖3 新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展態(tài)勢水平核密度分布

4 新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)驅動因素實證分析

4.1 模型構建與變量解釋

實證考察不同因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展程度的作用方向和大小，解構影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展程度的關鍵要素。研究構建基本計量模型，如式(7)所示。

(7)

式中：i——地州(市)(i=1,2,3,4,…,n)；

t——年份；

Yit——被解釋變量，表示第t年i地州(市)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展程度；

Xij——影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的j因素(j=1,2,3,…,n)；

βj——影響因素的影響系數(shù)；

ε——隨機誤差項。

借鑒張薦華、高軍研究，被解釋變量采用新疆15個地州(市)農(nóng)林牧漁生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值來衡量[28]。綜上所述，對公式兩邊取對數(shù)處理，以解決可能存在的自相關性，整理得到式(8)。

lnTOASij=μ+β1lnGDPij+β2lnCSAij+

β3lnTAMPij+β4lnFAWKij+

β5lnURBij+β6lnTECij+β7lnGOVij

(8)

4.2 描述性統(tǒng)計分析

本文被解釋變量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展程度的有關數(shù)據(jù)來源于2006—2021年《新疆統(tǒng)計年鑒》，解釋變量經(jīng)濟因素人均GDP(GDP)，產(chǎn)業(yè)因素農(nóng)作物播種面積(CSA)，區(qū)位因素農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)(FAWK)、城鎮(zhèn)化程度(URB)和交通運輸能力(TRAN)，科技投入(TEC)、政府支持(GOV)等數(shù)據(jù)來源于2006—2021年《新疆統(tǒng)計年鑒》。鑒于克拉瑪依地區(qū)工業(yè)化程度較高，基本無農(nóng)業(yè)活動且城鎮(zhèn)化率已接近穩(wěn)定水平，無趨勢以及變化所在，故在回歸中將其剔除。表4呈現(xiàn)的是各個統(tǒng)計變量的描述性統(tǒng)計結果。

表4 變量定義與描述性分析Tab. 4 Variable definition and descriptive analysis

4.3 模型檢驗

4.3.1 多重共線性檢驗

面板模型中的樣本個數(shù)為224，模型中數(shù)據(jù)之間可能存在相關的關系，因此估計結果會失真，故需要測試數(shù)據(jù)的多重共線性，其中MeanVIF為2.80，VIF的最大值為4.36，由以往學者不超過10的經(jīng)驗，因此不存在多重共線性。

4.3.2 模型異方差和同期相關檢驗

由于時間相同的不同區(qū)域規(guī)模差異大，不同數(shù)據(jù)之間可能存在異方差。對7個自變量進行Breusch-Pagan異方差檢驗，結果顯示chi2(7)=55.00，P值為0.00，表明存在異方差，對數(shù)據(jù)進行組間異方差的Wald檢驗，結果顯示chi2(14)=3 654.06，P值為0.00說明存在明顯組間異方差。對數(shù)據(jù)進行組間同期相關的Pesaran檢驗、Friedmen檢驗與Frees檢驗，其中Pesaran檢驗和Friedmen檢驗結果表明不存在顯著的組間同期相關，F(xiàn)rees檢驗結果顯示存在顯著的組間同期相關。

4.4 控制異方差、同期相關的PCSE的回歸結果討論

借鑒李穎慧等[29]的做法，引入的面板校正標準誤(Panel Corrected Standard Errors，PCSE)方法，面板校正標準誤方法在樣本數(shù)量偏少的情況下具有解決同期相關問題以及異方差等問題的能力?；貧w結果如表5所示。

表5 新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展影響因素的回歸估計Tab. 5 Regression estimation of factors affecting the development of agricultural productive services industry in Xinjiang

從經(jīng)濟因素來看，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平系數(shù)為0.415在1%的水平上顯著，這說明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展有著密切聯(lián)系，符合前人研究。經(jīng)濟發(fā)展水平提高將帶動農(nóng)戶收入水平提高顯著激勵農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而吸引更多資金投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)，進而帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展。

從產(chǎn)業(yè)因素來看，農(nóng)業(yè)播種面積因素系數(shù)為0.761，在1%的水平上顯著。綜合比較優(yōu)勢指數(shù)每增加1單位，將引起新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)變化0.761個單位，產(chǎn)業(yè)發(fā)展因素是所有正向影響因素中系數(shù)最大的。農(nóng)業(yè)播種面積變大致使農(nóng)村勞動力不足，人均耕地面積隨之提高，這就促使農(nóng)村的土地流轉，農(nóng)村勞動力亟需相應的農(nóng)機技術、信息配置等服務業(yè)，這為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展提供了機會。

從區(qū)位因素來看，農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)因素的回歸系數(shù)為-0.185，在10%的水平上顯著。這可能由于參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)在短期內(nèi)處于固定不變的狀態(tài)，但是農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的增加導致了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)從業(yè)人數(shù)的減少，這就致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的從業(yè)人員數(shù)降低，限制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的正向發(fā)展，沒有足夠的有效勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的輻射范圍就會隨之縮小。城鎮(zhèn)化水平回歸系數(shù)為負數(shù)，系數(shù)為0.509，在1%的水平上顯著，由統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，新疆部分地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平已處于均值水平，但是由于部分地州市是以農(nóng)業(yè)作為主要的經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)，因此對于這部分地區(qū)來說，城鎮(zhèn)率的提升就意味著大量的農(nóng)民涌入城市，從而使得從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人口隨之下降，農(nóng)村勞動力的數(shù)量就會隨著人口的流動而減少，導致了農(nóng)業(yè)發(fā)展降速，從而致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展被遏制。交通運輸能力的回歸系數(shù)為0.032 0，在10%的水平上顯著，交通運輸、倉儲業(yè)、郵政業(yè)人員的不斷增加，提高了地區(qū)之間商品運輸?shù)乃俣群徒灰最l率，生產(chǎn)物資、農(nóng)業(yè)副產(chǎn)品、農(nóng)業(yè)產(chǎn)品及技術資源等在高效的交通運輸條件下充分流動。良好的交通運輸能力推動新疆不同地區(qū)、不同類型的資源合理開發(fā)與利用，增加資源的有效利用率，加快農(nóng)業(yè)主副產(chǎn)品的流通交換。在此條件下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)所需的資源與物料得以高速流通，這在一定程度上促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)快速發(fā)展。

從政府因素來看，政策支持程度的回歸系數(shù)為正數(shù)，系數(shù)為0.603在1%的水平上顯著，政府在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)與農(nóng)戶進行交易的過程中扮演著監(jiān)督者與管理者的角色，政府發(fā)布的有關農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的各項政策對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的實際發(fā)展過程中提供著強大的指導作用以及推動作用。從宏觀經(jīng)濟學的角度上理解，決策者可以通過貨幣政策影響總需求，政府出臺的“三農(nóng)”政策一方面減少了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的成本，另一方面擴大了需求，因此農(nóng)民需要更加高效的生產(chǎn)方式以滿足需求，在一定程度上，帶動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展。

從科技因素來看，科技投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的相關性關系呈顯著的負相關，系數(shù)為0.474在1%的水平上顯著，科技投入沒有顯著提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展。其中的原因可能由于新疆各地區(qū)科學技術在推廣的擴散水平差異所導致，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術革新速度較快，新的技術在推廣時需要時間，新疆地區(qū)的農(nóng)業(yè)田地覆蓋區(qū)域點多面廣，技術的推廣過程較慢從而表現(xiàn)出科技推動能力較低的特征。同時科技投入與新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)呈負相關的原因可能是由于當前的農(nóng)技推廣服務多為公益性服務，農(nóng)技站的從業(yè)人員普遍存在老齡化且研究經(jīng)費不足等問題，雖然小農(nóng)戶科技服務方面有大量需求，但是市場化的科技服務供給存在無法得到與之相應報酬的問題而導致供給嚴重不足，由此致使其無法對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展起到有效作用。

5 結論與建議

本文采用2005—2020的新疆各地州面板數(shù)據(jù)，運用錫爾指數(shù)分析和核密度估計對新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展態(tài)勢進行測度，通過分析影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的因素，得出以下結論。

1) 從核密度分析結果來看，新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)核密度曲線由“多峰”形態(tài)轉變?yōu)椤半p峰”形態(tài)，這表明整體的發(fā)展水平呈現(xiàn)增長趨勢。

2) 從Theil指數(shù)結果來看，區(qū)域內(nèi)部的差異決定了總體的差異，區(qū)域內(nèi)差異貢獻率均占總體差異的百分之六十以上。其中，東疆地區(qū)區(qū)域內(nèi)差異較小并且處于平穩(wěn)狀態(tài)，南疆地區(qū)區(qū)域內(nèi)差異呈現(xiàn)小幅下降的趨勢，北疆地區(qū)區(qū)域內(nèi)差異最大并且伴有明顯的上升趨勢。

3) 從面板回歸結果來看，不同影響因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的作用和重要性不同。其中經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、交通運輸能力和政府支持因素均與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)正相關，而農(nóng)村人力資本、城鎮(zhèn)化水平和科技投入因素則呈現(xiàn)負相關。其中農(nóng)業(yè)播種面積這一產(chǎn)業(yè)發(fā)展因素回歸系數(shù)大于其他影響因素，成為主要決定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的因素。

根據(jù)研究結論，本文提出以下建議，以改進新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的差異。

1) 積極提升經(jīng)濟社會發(fā)展速度。新疆各地區(qū)之間存在發(fā)展差距大、各地的經(jīng)濟社會發(fā)展不均衡的問題。地方政府應當針對不同區(qū)域的地理特征和現(xiàn)實狀況，順應周邊地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的基本特征與變化，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展。在設計農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的相關政策舉措時，各地人民政府必須充分考慮不同地區(qū)的不同情況，合理調整發(fā)展模式，以避免單一維度的發(fā)展模式。南疆農(nóng)業(yè)區(qū)政府應當著力于基礎設施建設，以改善當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構。在北疆和東疆區(qū)在穩(wěn)步發(fā)展當?shù)鼗A建設的同時也要維護經(jīng)濟社會發(fā)展的平衡，推動地方經(jīng)濟建設與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的平衡發(fā)展。

2) 由于不同地區(qū)的基礎發(fā)展條件不同，對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)來說，各地區(qū)所提供的外部條件也并不一致，因此不同地州市在對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)進行發(fā)展布局規(guī)劃時可以參考相似地理條件或外部條件的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)更發(fā)達的地區(qū)的規(guī)劃安排，通過對不同地區(qū)在發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)時遇到的問題和施行的措施進而對本地區(qū)的規(guī)劃做出合理的安排。新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)業(yè)部門應當積極發(fā)揮領導作用，組織農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)相關的學習，并且根據(jù)不同地州市自身獨特的地理、環(huán)境、資源等條件因地制宜的頒布一些能帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略。各地州的相關政府部門、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)相關的企事業(yè)單位也應當定期組織學習交流會議或者設立專門的發(fā)展研究針對性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展條例。

3) 增強政府與市場的聯(lián)系，時刻關注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展及時推進相關的產(chǎn)業(yè)政策以貼近產(chǎn)業(yè)發(fā)展，因地制宜地設計發(fā)展政策。加快推進政策革新和制度改革的同時強化政府自身對于宏觀政策的導向作用，完善產(chǎn)業(yè)發(fā)展相應的資金配置為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展提供便利。探索具有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)特點的貸款抵押和支援資金等業(yè)務，拓寬融資渠道。地區(qū)政府牽頭為農(nóng)業(yè)合作組織和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)搭建溝通橋梁。