科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響及區(qū)域差異

摘要： 加快核心科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展極具重要性。本研究基于2010-2020年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，利用熵值法、固定效應(yīng)模型和空間杜賓模型探究科技創(chuàng)新對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響和區(qū)域差異以及空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果表明，2010-2020年，中國(guó)科技創(chuàng)新水平和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平整體上升；科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，對(duì)中部地區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)作用效果較明顯，對(duì)東部地區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的作用次之，而對(duì)西部地區(qū)的作用不顯著；科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在正向空間溢出效應(yīng)，且對(duì)毗鄰省份的間接影響高于對(duì)該省的直接影響。所以應(yīng)繼續(xù)加大科技投入，統(tǒng)籌規(guī)劃各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展，充分發(fā)揮科技創(chuàng)新的輻射作用，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)整體高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞： 科技創(chuàng)新；農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；區(qū)域差異；空間溢出效應(yīng)；熵值法

中圖分類號(hào)： F303.2"" 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A"" 文章編號(hào)： 1000-4440（2024）06-1129-13

Impact of scientific and technological innovation on the high-quality development of agriculture and its regional differences

LIU Xiaoqian1，2， LI Ling1， SUN Xiaolong3，4

（1.School of Economics， Hebei GEO University， Shijiazhuang 050031， China；2.Research Base for Scientific-Technological Innovation and Regional Economic Sustainable Development of Hebei Province， Shijiazhuang 050031， China；3.Institute of Agricultural Economics and Development， Jiangsu Academy of Agricultural Sciences， Nanjing 210014， China;4.Jiangsu Agricultural Science and Technology Innovation Decision Consulting Research Base， Nanjing 210014， China）

Abstract： Accelerating core scientific and technological innovation is of great importance to driving high-quality agricultural development. Based on the provincial panel data from 2010 to 2020， this paper used the entropy method， fixed effect model and spatial Durbin model to study the impact of scientific and technological innovation on China’s high-quality agricultural development， as well as regional differences and spatial spillover effects. The results showed that the level of China’s scientific and technological innovation and high-quality agricultural development in 2010-2020 rised as a whole. Scientific and technological innovation showed influence of regional heterogeneity in the development of high-quality agriculture， the effect was obvious on the central region and major grain producing areas， and the effect on the eastern region and non-major grain producing areas was the second， while the effect on the western region was not significant. Scientific and technological innovation had a positive spatial spillover effect on the high-quality development of agriculture， and the indirect impact on adjacent provinces was higher than the direct impact on the province. Therefore， we should continue to increase investment in science and technology， make overall plans for agricultural development in different regions， give full play to the radiation effect of scientific and technological innovation， so as to achieve overall high-quality development of agriculture.

Key words： scientific and technological innovation;high-quality agricultural development;regional differences;spatial spillover effect;entropy method

中國(guó)正面臨百年未有之大變局，中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)正朝著更高發(fā)展水平前進(jìn)。中國(guó)第一產(chǎn)業(yè)增加值由1978年的1.02×1011元增至2021年的6.44×1011元（以1978年為不變價(jià)格計(jì)算），糧食產(chǎn)量由1978年的3.05×108 t增至2021年的6.83×109 t。2021年中央一號(hào)文件強(qiáng)調(diào)應(yīng)持續(xù)深入推進(jìn)農(nóng)村供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，鞏固脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)成果，積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；2022年中央一號(hào)文件明確要堅(jiān)持黨對(duì)“三農(nóng)”工作的全面領(lǐng)導(dǎo)，維護(hù)國(guó)家糧食安全，提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與生活發(fā)展能力，促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；2023年中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)要推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展，邁向農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，加快建設(shè)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)。因此，深入分析中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展現(xiàn)狀并挖掘其背后誘因不僅能夠豐富農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展相關(guān)理論，也有利于進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，改善農(nóng)村居民生活，深入貫徹落實(shí)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程的重要舉措[1]。目前，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展雖整體呈現(xiàn)向好趨勢(shì)，但其增長(zhǎng)過程具有一定的波動(dòng)性[2]，明晰波動(dòng)背后的原因能夠有效避免農(nóng)業(yè)在向更好更高質(zhì)量目標(biāo)發(fā)展的過程中陷入誤區(qū)。同時(shí)各地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平差異凸顯且地區(qū)鄰接依賴性嚴(yán)重，無論是從地理位置劃分還是從糧食產(chǎn)量劃分[3]，農(nóng)業(yè)發(fā)展差異都不容小覷，再結(jié)合農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)出的集聚特征，故而在大力推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展過程中要做到因地制宜，避免“一刀切”等現(xiàn)象出現(xiàn)。隨著中國(guó)社會(huì)矛盾的不斷變化，科技創(chuàng)新在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、滿足人民需要方面扮演著重要角色[4]?？萍紕?chuàng)新也是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵點(diǎn)，一方面科技創(chuàng)新能夠提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展[5]，另一方面由于其外部性特征會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生溢出效應(yīng)[6]。那么，科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響程度如何？在中國(guó)不同地區(qū)，科技創(chuàng)新的作用是否相同？科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是否也存在溢出效應(yīng)？以上問題值得思考。

1 文獻(xiàn)回顧

本文從農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系構(gòu)建、測(cè)度方法及科技創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展之間的關(guān)系這3個(gè)角度梳理相關(guān)文獻(xiàn)。

第一，構(gòu)建農(nóng)業(yè)發(fā)展指標(biāo)體系是評(píng)估農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的重要手段。以農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵為切入點(diǎn)，綠色作為農(nóng)業(yè)發(fā)展本色，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展即為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[7]，也有學(xué)者指出農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是將過去追求速度增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變?yōu)樽非筚|(zhì)量發(fā)展[8]，如高質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、社會(huì)形態(tài)、技術(shù)成果及人力資本等[9]。在推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，數(shù)字農(nóng)業(yè)成為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主流，數(shù)字化的環(huán)境、設(shè)施、人才、技術(shù)、生產(chǎn)等成為評(píng)估數(shù)字農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的重要依據(jù)[10]。“新發(fā)展理念”作為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的理論指導(dǎo)和行動(dòng)指南，不少學(xué)者以“綠色”“創(chuàng)新”“協(xié)調(diào)”“開放”“共享”作為評(píng)估農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的基本理念[11]。提及農(nóng)業(yè)發(fā)展，首先想到的就是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、生態(tài)和農(nóng)民生活的發(fā)展，故而有學(xué)者基于“三生”理念構(gòu)建農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系[12]，也有學(xué)者從綠色發(fā)展、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)產(chǎn)品供給和產(chǎn)業(yè)融合等角度考察農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展?fàn)顩r[13]。

第二，關(guān)于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平指標(biāo)體系的評(píng)測(cè)方法也不盡相同。通過梳理文獻(xiàn)可知已有指數(shù)測(cè)算方法主要有4種：主成分分析法[14]、熵值法[15]、層次分析法（AHP）-熵值法[16]及優(yōu)劣解距離法（TOPSIS）[10]，其中，熵值法理論相對(duì)成熟，應(yīng)用也較為廣泛。通過對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展現(xiàn)狀進(jìn)行相關(guān)實(shí)證研究，不少學(xué)者指出中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平逐步上升，但水平普遍偏低，各地區(qū)差異顯著，整體呈現(xiàn)“東高西低”的現(xiàn)狀[8]，同時(shí)無論是聚焦糧食主產(chǎn)區(qū)還是各省內(nèi)部，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平也均存在明顯差距[9，17]，隨著各地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升，有學(xué)者運(yùn)用探索性數(shù)據(jù)分析方法證明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平在空間上呈現(xiàn)二元分布特征，即“高-高”“低-低”集聚，且各地區(qū)優(yōu)劣勢(shì)也與其地理特征較為吻合[11，18]，可見不同資源要素具有不同的作用[19]。

第三，隨著科學(xué)技術(shù)的不斷進(jìn)步，科技創(chuàng)新已在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域占據(jù)了核心位置。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新可以緩解農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中由于勞動(dòng)力、土地等生產(chǎn)要素的制約，提高農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量[20]。在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，科技創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)作用能夠加快農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[21]，也可以通過推出新產(chǎn)品，刺激居民消費(fèi)，以此實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)[22]，同時(shí)環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的推動(dòng)也能夠進(jìn)一步加快農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)[23]。在農(nóng)民增收效益方面，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民增收。具體而言，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)增加農(nóng)村居民人均純收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入的作用最明顯，其次是工資性收入[24]。

綜上，關(guān)于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展測(cè)度及特征的研究較為廣泛，但鮮有研究對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵進(jìn)行深入的剖析，指標(biāo)體系的構(gòu)建缺少深層次多維度的挖掘，特別是在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)維度，多數(shù)研究主要選擇單一種植業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，而欠缺對(duì)林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的綜合考慮。此外，科技創(chuàng)新水平的測(cè)度多選用單一指標(biāo)衡量，同時(shí)科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的研究多聚焦在理論分析層面，雖有學(xué)者從定量角度論證技術(shù)進(jìn)步和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的作用機(jī)理，但科技創(chuàng)新的測(cè)評(píng)及其對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域差異和相關(guān)影響仍亟待進(jìn)一步研究。

為改進(jìn)已有研究的不足，本文選用2010-2020年中國(guó)30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，綜合考慮大宗農(nóng)業(yè)中的種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值，構(gòu)建系統(tǒng)的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，利用熵值法分別測(cè)算農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)和科技創(chuàng)新指數(shù)，通過固定效應(yīng)模型探究科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響以及區(qū)域差異，同時(shí)建立空間杜賓模型深入研究科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，以期為科技創(chuàng)新推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供對(duì)策建議。需要說明的是，選取2010年為起始年是因?yàn)樵撃隇橹袊?guó)新農(nóng)村建設(shè)的關(guān)鍵之年，也是在2008年金融危機(jī)后農(nóng)村居民收入增速最快的一年，其實(shí)際增長(zhǎng)速度為10.9%；選取2020年為截止年是因?yàn)樵撃隇橹袊?guó)農(nóng)村脫貧攻堅(jiān)的最后一年，從2021年起全面進(jìn)入小康社會(huì)，此時(shí)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，居民收入迅速增長(zhǎng)。

2 理論假設(shè)

2.1 科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響

經(jīng)上述文獻(xiàn)分析可知，科技創(chuàng)新能夠有效緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的約束，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，同時(shí)新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，科技進(jìn)步作為推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要方式，不僅能夠推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式變革，也能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[25]，提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，穩(wěn)定糧食生產(chǎn)，加快農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。此外，科技進(jìn)步作為影響農(nóng)民增收的主要方式[26]，也可以通過增加農(nóng)民收入來實(shí)現(xiàn)居民生活質(zhì)量的提高[27]。因此，科技創(chuàng)新可以改善農(nóng)業(yè)發(fā)展水平并增加農(nóng)民收入水平，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，故本文提出假設(shè)1（H1）：

H1：科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有正向促進(jìn)作用。

2.2 科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域異質(zhì)性

不同區(qū)位具有不同的地理狀況、資源稟賦和政策導(dǎo)向等，科技創(chuàng)新水平、農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平也存在較大差異，故而同種要素對(duì)不同地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響也不盡相同。科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的驅(qū)動(dòng)作用具有區(qū)域異質(zhì)性[28]，在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，有學(xué)者利用計(jì)量模型證明農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在區(qū)域異質(zhì)性[29]，進(jìn)而有研究將技術(shù)進(jìn)步對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響與全國(guó)水平進(jìn)行比較，證明二者之間存在差異，技術(shù)進(jìn)步對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)的作用大于全國(guó)平均水平[30]。因此，對(duì)于具有不同要素稟賦的地區(qū)，科技創(chuàng)新對(duì)其農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有不同程度的作用，故提出假設(shè)2（H2）：

H2：科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有區(qū)域異質(zhì)性。

2.3 科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)

地理學(xué)第一定律指出任何空間單元內(nèi)的信息與其周圍單元信息均有相似性，在經(jīng)濟(jì)學(xué)上表現(xiàn)為要素對(duì)本地區(qū)具有影響的同時(shí)對(duì)其他鄰近地區(qū)也具有影響，即存在空間相關(guān)性?；诖?，有學(xué)者利用空間面板模型證明科技創(chuàng)新不僅對(duì)省內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響，同時(shí)由于技術(shù)的外溢性，科技創(chuàng)新也能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)民增收[31]，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)村減貧[32]；另一方面，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠通過對(duì)鄰近省份農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[33]，進(jìn)而有效提高農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量[34]，因此提出假設(shè)3（H3）：

H3：科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有空間溢出效應(yīng)。

3 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)與科技創(chuàng)新指數(shù)的測(cè)算

3.1 熵值法計(jì)算原理

熵值法是在熵的不確定性基礎(chǔ)上，依據(jù)指標(biāo)的離散程度判斷其對(duì)綜合評(píng)價(jià)的影響，本文借助熵值法測(cè)算農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)及科技創(chuàng)新指數(shù)，過程如下：

第1步：運(yùn)用極值標(biāo)準(zhǔn)化的方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

正向指標(biāo)：Yij=Xij-XminjXmaxj-Xminj

負(fù)向指標(biāo)： Yij=Xmaxj-XijXmaxj-Xminj（1）

式中，Yij表示標(biāo)準(zhǔn)化之后的各項(xiàng)指標(biāo)值，Xij表示未處理時(shí)的各項(xiàng)指標(biāo)值，Xminj和Xmaxj分別表示第j項(xiàng)指標(biāo)的最小值和最大值，i和j分別表示年份和指標(biāo)。

第2步：計(jì)算第i年的第j項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重（Pij）：

Pij=Yij∑mi=1Yij（2）

式中，m表示所研究年份的數(shù)量。

第3步：計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的信息熵（ej）：

ej=-1/ln（m）∑mi=1PijlnPij（3）

式中，ej的取值范圍為[0，1]。

第4步：計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的信息熵冗余度：

dj=1-ej （4）

式中，dj為第j項(xiàng)指標(biāo)的信息熵冗余度，信息熵的冗余度越大表示該項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重越大。

第5步：計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重：

Wj=dj∑nj=1dj（5）

式中，Wj為第j項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重，n表示指標(biāo)的個(gè)數(shù)。

第6步：計(jì)算第i年農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（科技創(chuàng)新）綜合指數(shù)（Si）：

Si=∑mj=1Wj·Pij（6）

3.2 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)測(cè)算

3.2.1 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系及權(quán)重 本文參考黎新伍等[11]、董艷敏等[35]的研究，遵循科學(xué)、全面、可操作性原則，以“新發(fā)展理念”為理論指導(dǎo)，從綠色生產(chǎn)、發(fā)展效率、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放和福利共享5個(gè)維度構(gòu)建農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平測(cè)度指標(biāo)體系（表1），并利用熵權(quán)法客觀賦予各指標(biāo)權(quán)重，測(cè)算農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)，避免主觀賦權(quán)帶來的人為因素干擾。

由表1可以看出，在農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系中，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)2個(gè)一級(jí)指標(biāo)權(quán)重較大，二者占比達(dá)到55.7%。說明各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異較為明顯，同時(shí)從各二級(jí)指標(biāo)來看，每個(gè)維度內(nèi)的二級(jí)指標(biāo)權(quán)重相對(duì)均衡，說明在同一維度下二級(jí)指標(biāo)數(shù)據(jù)離散程度較小。

3.2.2 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平測(cè)度結(jié)果 圖1顯示了中國(guó)總體及各地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展趨勢(shì)，從圖1可以看出中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平整體呈良好上升勢(shì)頭，其指數(shù)值由2010年的0.396增至2020年的0.461。但中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)在2016年出現(xiàn)下降趨勢(shì)，通過深度挖掘指標(biāo)體系可知其原因主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)和開放維度上。一方面，中國(guó)農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)產(chǎn)值在2016年均出現(xiàn)明顯下降現(xiàn)象，加之農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格大幅下滑，嚴(yán)重影響農(nóng)民收入。另一方面，伴隨著全球貿(mào)易總額的逆增長(zhǎng)，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額也出現(xiàn)下降趨勢(shì)，因此2016年中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平呈現(xiàn)明顯下降走勢(shì)。

聚焦各區(qū)域農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平，從地理分區(qū)上看，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平最高，其指數(shù)由2010年的0.419上升至2020的0.502，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)整體呈現(xiàn)增加態(tài)勢(shì)；中部地區(qū)與西部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)無明顯差異，但從整體增長(zhǎng)趨勢(shì)來看，西部地區(qū)要略優(yōu)于中部地區(qū)，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)由2010年的0.383增至2020年的0.440，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)由2010年的0.383增至2020年的0.435。西部地區(qū)的整體農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)增長(zhǎng)趨勢(shì)優(yōu)于中部地區(qū)的原因主要在于西部地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染較小，具有較高的資源利用效率。

從糧食產(chǎn)量分區(qū)上看，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平高于全國(guó)平均水平，其指數(shù)由2010年的0.402上升至2020年的0.471，非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)由2010年的0.408上升至2020年的0.447，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平略高于西部地區(qū)。對(duì)比分析，在2016年糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)受農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值影響較小，而非糧食主產(chǎn)區(qū)受其影響較大，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)出現(xiàn)大幅度下降，其原因是大量農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格低迷，糧食主產(chǎn)區(qū)由于其豐富的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量能夠應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)變動(dòng)，而非糧食主產(chǎn)區(qū)則出現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平下降現(xiàn)象，因而表現(xiàn)為非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平下降。

總體來看，不論是從地理差異上劃分還是從糧食產(chǎn)量上劃分，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平整體上均呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，且得益于2017年國(guó)家大力推行強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，加大財(cái)政支農(nóng)力度。從2017年開始農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平表現(xiàn)為大幅上升，但不同區(qū)域農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平存在較大差異，東部地區(qū)及糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平明顯高于全國(guó)平均水平，而中部地區(qū)、西部地區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平則低于全國(guó)平均水平，其中，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平最低。

由表2可以看出，2020年中國(guó)30個(gè)省級(jí)行政區(qū)中江蘇省農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平最高，其指數(shù)為0.555，山東省、浙江省次之，其指數(shù)分別為0.546和0.523，貴州省和山西省農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平較低，其指數(shù)分別為0.403和0.393。同時(shí)，就中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)增速而言，新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)增速最快，2010-2020年農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)累計(jì)增加0.101，平均每年增長(zhǎng)2.69%，江蘇省次之，平均每年增速為2.64%，而山西省農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)年均增速為0.31%，其增速最慢。由此可見中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平雖逐年提升，但不同地區(qū)之間農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平及農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)增速仍具有較大差異。

3.3 科技創(chuàng)新指數(shù)測(cè)算

3.3.1 科技創(chuàng)新指標(biāo)及權(quán)重 關(guān)于科技創(chuàng)新水平評(píng)估，有學(xué)者從科技投入和科技產(chǎn)出兩方面建立指標(biāo)體系進(jìn)行測(cè)算[36]，同時(shí)高新技術(shù)創(chuàng)新中的知識(shí)、技術(shù)轉(zhuǎn)化和受益三階段的創(chuàng)新效率也可以衡量科技創(chuàng)新水平[37]。有學(xué)者選用農(nóng)業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)[23]或農(nóng)業(yè)科研機(jī)構(gòu)Ramp;D（全社會(huì)研究與試驗(yàn)發(fā)展）經(jīng)費(fèi)支出[38]等單一變量代表科技進(jìn)步水平，本文在整合已有研究指標(biāo)基礎(chǔ)上，參考《中國(guó)區(qū)域科技創(chuàng)新評(píng)價(jià)報(bào)告2021》中涉及的衡量區(qū)域創(chuàng)新的指標(biāo)，選用國(guó)內(nèi)專利授權(quán)數(shù)、Ramp;D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度、政府科學(xué)技術(shù)支出和Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量4個(gè)指標(biāo)，運(yùn)用熵值法測(cè)算最終科技創(chuàng)新指數(shù)。

由表3可以看出，在科技創(chuàng)新的4個(gè)指標(biāo)中，Ramp;D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度和政府科學(xué)技術(shù)支出的占比達(dá)到52.3%，說明中國(guó)30個(gè)省份之間Ramp;D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度和政府科學(xué)技術(shù)支出離散程度更為明顯。

3.3.2 科技創(chuàng)新指數(shù)測(cè)算結(jié)果 圖2顯示了中國(guó)總體及各地區(qū)科技創(chuàng)新指數(shù)發(fā)展趨勢(shì)，可以看出，中國(guó)平均科技創(chuàng)新指數(shù)由2010年的0.088增至2020年的0.201，且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)。2017-2020年增長(zhǎng)較為迅速，得益于中國(guó)《關(guān)于縣域創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的若干意見》的實(shí)施，中國(guó)縣域科技創(chuàng)新水平不斷提升，進(jìn)而帶動(dòng)區(qū)域科技創(chuàng)新態(tài)勢(shì)整體向好。

從各區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)來看，東部地區(qū)創(chuàng)新水平最高，已遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平，且增長(zhǎng)最為明顯，其指數(shù)由2010年的0.156上升至2020年的0.349，尤其在2017年之后，科技創(chuàng)新指數(shù)增長(zhǎng)迅速，其原因在于科技創(chuàng)新水平較高的縣域城市或省份多數(shù)集中在東部地區(qū)，具有充分的經(jīng)濟(jì)投入與高效率的資源配置，實(shí)現(xiàn)了科學(xué)技術(shù)的飛躍[39]。中部地區(qū)科技創(chuàng)新指數(shù)由2010年的0.062升至2020年的0.160，創(chuàng)新水平雖低于全國(guó)平均水平，但其指數(shù)正逐年遞增，且在2017年后有小幅度的上漲。西部地區(qū)科技創(chuàng)新水平最低，其指數(shù)由2010年的0.040增至2020年的0.083，整體呈現(xiàn)穩(wěn)步上升態(tài)勢(shì)，無較大波動(dòng)。

糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)科技創(chuàng)新指數(shù)較為貼近，均在全國(guó)平均水平附近波動(dòng)，且與全國(guó)平均科技創(chuàng)新水平變動(dòng)趨勢(shì)一致。值得注意的是，糧食主產(chǎn)區(qū)科技創(chuàng)新指數(shù)由2010年的0.084升至2020年的0.206，非糧食主產(chǎn)區(qū)科技創(chuàng)新指數(shù)由2010年的0.091升至2020年的0.197，糧食主產(chǎn)區(qū)科技創(chuàng)新水平在2020年超過非糧食主產(chǎn)區(qū)。

可見，中國(guó)科技創(chuàng)新水平雖呈現(xiàn)逐年遞增態(tài)勢(shì)，但各地區(qū)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)不盡相同。東部地區(qū)科技創(chuàng)新水平最高，且增長(zhǎng)最為顯著，而西部地區(qū)科技創(chuàng)新水平最低，增長(zhǎng)相對(duì)平緩。

表4展示了2010-2020年中國(guó)各地區(qū)主要年份的科技創(chuàng)新指數(shù)，由數(shù)據(jù)可知，2020年廣東省的科技創(chuàng)新指數(shù)為0.808，是中國(guó)目前科技創(chuàng)新水平最高的省份，其次是江蘇省、北京市、浙江省，科技創(chuàng)新指數(shù)分別為0.593和0.507、0.507，青海省和新疆維吾爾自治區(qū)是中國(guó)科技創(chuàng)新水平最低的2個(gè)地區(qū)，其指數(shù)均為0.020；就科技創(chuàng)新指數(shù)增速而言，海南省科技創(chuàng)新指數(shù)增速最快，累計(jì)增長(zhǎng)0.024，平均每年增長(zhǎng)240.00%，江西省和寧夏回族自治區(qū)次之，其年均增速分別為31.28%、27.06%，青海省和黑龍江省科技創(chuàng)新指數(shù)增速相對(duì)較慢，其年均增速分別為1.11%和1.29%。綜上可知，中國(guó)科技創(chuàng)新發(fā)展存在一定的不平衡性，即科技創(chuàng)新水平較高的地區(qū)由于其基期水平較高，其增速也相對(duì)平緩，而科技創(chuàng)新水平較低的地區(qū)其基期水平較低，增速也相對(duì)較低，因此未來中國(guó)各地區(qū)科技創(chuàng)新水平差距將會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大。

4 科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的實(shí)證分析

4.1 變量選取

4.1.1 被解釋變量 選用農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)作為被解釋變量，代表不同地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平，通過構(gòu)建農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系并依據(jù)上述熵值法原理測(cè)算農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)（Arg）。

4.1.2 核心解釋變量 為探究科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文以科技創(chuàng)新指數(shù)為核心解釋變量，運(yùn)用熵值法對(duì)國(guó)內(nèi)專利授權(quán)數(shù)、Ramp;D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度、政府科學(xué)技術(shù)支出和Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量4個(gè)變量進(jìn)行測(cè)評(píng)得出科技創(chuàng)新指數(shù)（Tec）。

4.1.3 控制變量 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)影響因素可以劃分為3個(gè)層面：宏觀政策、中觀結(jié)構(gòu)和微觀基礎(chǔ)。在宏觀政策方面，主要有財(cái)政支農(nóng)政策[40]、土地流轉(zhuǎn)政策[41]等，在中觀結(jié)構(gòu)方面，主要有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[42]、城市化水平[43]等，在微觀基礎(chǔ)方面，主要有勞動(dòng)力[44]、“新農(nóng)人”[45]等高素質(zhì)勞動(dòng)力和高素質(zhì)人才等。通過對(duì)已有文獻(xiàn)的檢索總結(jié)，本文重點(diǎn)選取6個(gè)控制變量進(jìn)行實(shí)證分析。①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ind），采用第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比值表示；②農(nóng)村就業(yè)率（Emp），采用鄉(xiāng)村個(gè)體就業(yè)人員與農(nóng)村總?cè)丝诒戎当硎?；③?cái)政支出（Fis），選用地方財(cái)政用于農(nóng)林水支出與地方一般公共預(yù)算支出的比值表示；④受教育水平（Edu），選用農(nóng)村居民受教育年限衡量，計(jì)算公式為：（農(nóng)村地區(qū)小學(xué)文化程度人口數(shù)×6 +初中文化程度人口數(shù)×9 +高中文化程度人口數(shù)×12+大專及以上文化程度人口數(shù)×16）/6歲以上農(nóng)村地區(qū)總?cè)丝跀?shù)；⑤交通水平（Tra），計(jì)算公式：（鐵路營(yíng)運(yùn)里程+內(nèi)河航道里程+公路里程）/地區(qū)面積；⑥城鎮(zhèn)化水平（Urb），用城鎮(zhèn)人口數(shù)量占地區(qū)總?cè)丝跀?shù)量比例來表示。

本文選用2010-2020年中國(guó)30個(gè)省級(jí)行政區(qū)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

4.2 模型設(shè)定

為探究科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響及區(qū)域異質(zhì)性，本文設(shè)定計(jì)量模型如下：

Argit=β0+β1·Tecit+β2·Indit+β3·Empit+β4·Fisit+β5·Eduit+β6·Trait+β7·Urbit+μit+εit（7）

式中，i表示各地區(qū)（省、自治區(qū)或直轄市），t表示時(shí)間（2010-2020年），β0表示常數(shù)項(xiàng)，β1～β7表示模型中各變量對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)，μit表示固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為探究科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，本文在上述模型的基礎(chǔ)上，將空間權(quán)重和變量的交互項(xiàng)引入模型，設(shè)定空間計(jì)量模型如下：

Argit=ρ·W·Argit+β1·Tecit+β2·Indit+β3·Empit+β4·Fisit+β5·Eduit+β6·Trait+β7·Urbit+β8·W·Tecit+β9·W·Indit+β10·W·Empit+β11·W·Fisit+β12·W·Eduit+β13·W·Trait+β14·W·Urbit+μit+εit（8）

式中，β1～β14表示各變量對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)；ρ表示空間自相關(guān)系數(shù)，W表示空間權(quán)重矩陣。

4.3 科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響分析

為了分析科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響程度，分別采用混合效應(yīng)模型（OLS）、隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和固定效應(yīng)模型（FE）3種方法呈現(xiàn)科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響（表5）。由Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知，P=0lt;0.05，顯著拒絕原假設(shè)，同時(shí)從3種模型的擬合優(yōu)度（R2）來看，固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度明顯高于混合效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，故認(rèn)為3種模型中固定效應(yīng)模型最有效，因此本文主要分析固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果。

模型（3）為核心解釋變量（科技創(chuàng)新指數(shù)）與被解釋變量（農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)）的回歸結(jié)果，由表5可知，科技創(chuàng)新指數(shù)的回歸系數(shù)為0.295 2，且通過0.01顯著性檢驗(yàn)，說明科技創(chuàng)新能夠顯著提高農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平，即科技創(chuàng)新指數(shù)增長(zhǎng)1個(gè)單位可帶動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平提高0.295 2。模型（4）為引入控制變量后的回歸結(jié)果，科技創(chuàng)新指數(shù)與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)回歸系數(shù)為0.071 5，且通過0.01水平顯著性檢驗(yàn)，即科技創(chuàng)新指數(shù)提高1個(gè)單位將拉動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平提升0.071 5，說明控制變量的引入會(huì)分解一部分科技創(chuàng)新的影響，但科技創(chuàng)新仍然呈現(xiàn)顯著促進(jìn)作用，假設(shè)1（H1）成立。

從控制變量分析，根據(jù)模型（4）的結(jié)果，農(nóng)村就業(yè)情況的回歸系數(shù)為0.000 7，且通過0.01水平顯著性檢驗(yàn)，表明勞動(dòng)力就業(yè)水平的提升對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平產(chǎn)生顯著影響，其作用雖小于科技創(chuàng)新為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展帶來的動(dòng)力，但仍能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升，其原因是農(nóng)村就業(yè)率的提高拓寬了農(nóng)民收入來源，提高農(nóng)戶收入。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)依次為-0.000 1和-0.001 5，且分別通過0.10和0.05水平的顯著性檢驗(yàn)，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)和城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有不利影響，其原因可能是第二、第三產(chǎn)業(yè)相比第一產(chǎn)業(yè)具有較大收益，隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，第二、第三產(chǎn)業(yè)不斷向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，大量農(nóng)村勞動(dòng)力向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，在一定程度上削弱了農(nóng)業(yè)發(fā)展的潛力[16，46]。然而政府對(duì)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、受教育水平和地區(qū)交通水平的回歸系數(shù)雖為正，但并未通過顯著性檢驗(yàn)，說明上述因素對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平并無顯著影響，究其原因，政府財(cái)政支出對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)建設(shè)支持力度不足，資金投入總量并未滿足現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的需要，加之財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)不合理，支持力度存在區(qū)域不平衡等問題，導(dǎo)致政府財(cái)政支出機(jī)制不健全，無法顯著影響農(nóng)業(yè)發(fā)展[47]。此外，中國(guó)農(nóng)業(yè)分布遠(yuǎn)離人口中心，農(nóng)村地區(qū)教育水平相對(duì)落后并對(duì)教育的重視程度不夠，致使當(dāng)前農(nóng)村居民受教育程度無法滿足具有高素質(zhì)的新農(nóng)人發(fā)展所需，加之農(nóng)業(yè)發(fā)展高度依賴交通水平，然而中國(guó)農(nóng)村地區(qū)的交通網(wǎng)絡(luò)與城鎮(zhèn)相比較為滯后，增加了農(nóng)產(chǎn)品的運(yùn)輸成本，也降低了農(nóng)戶的收入水平，在一定程度上限制農(nóng)業(yè)農(nóng)村的發(fā)展，故目前中國(guó)交通水平對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響不顯著[48]。

4.4 科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域異質(zhì)性分析

由前文分析可知，中國(guó)不同地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平之間存在差異，且由于地區(qū)資源要素、社會(huì)經(jīng)濟(jì)的不同均會(huì)導(dǎo)致科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生不同的影響（表6）。

從地區(qū)角度分析，東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)科技創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響系數(shù)分別為0.053 1、0.364 8和-0.005 5，且東部地區(qū)和中部地區(qū)分別通過0.05和0.01水平的顯著性檢驗(yàn)，而西部地區(qū)并未通過顯著性檢驗(yàn)，說明科技創(chuàng)新對(duì)東部地區(qū)和中部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，對(duì)西部地區(qū)作用并不顯著。這表明，在科技創(chuàng)新指數(shù)提升1個(gè)單位的情況下，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平提升0.053 1，中部地區(qū)提升0.364 8，中部地區(qū)提高程度明顯大于東部地區(qū)。究其原因，東部地區(qū)科技創(chuàng)新水平對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用臨近飽和狀態(tài)，其他因素正逐漸分解科技創(chuàng)新的作用力，而中部地區(qū)科技創(chuàng)新正處于崛起狀態(tài)，會(huì)加快農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高速度，同時(shí)由于科技創(chuàng)新可能存在溢出效應(yīng)，東部地區(qū)先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)對(duì)具體省份的促進(jìn)作用弱于其對(duì)鄰近省份的促進(jìn)作用，因此出現(xiàn)科技創(chuàng)新對(duì)中部地區(qū)的作用程度高于東部地區(qū)。西部地區(qū)科技創(chuàng)新并不能帶動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，其原因是西部地區(qū)科學(xué)技術(shù)相對(duì)落后，高科技人才比較缺失，導(dǎo)致科技水平較低，所以不能促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

農(nóng)業(yè)作為中國(guó)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是保證糧食產(chǎn)量的關(guān)鍵，從糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)角度分析科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響尤為重要。由表6可知，糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)科技創(chuàng)新指數(shù)的回歸系數(shù)分別為0.186 3和0.041 4，且分別通過0.01和0.10水平的顯著性檢驗(yàn)，表明科技創(chuàng)新對(duì)兩地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平均有明顯的正向作用，科技創(chuàng)新水平每提高1個(gè)單位，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平將提升0.186 3，非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平將提升0.041 4?？梢娍萍紕?chuàng)新對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響明顯大于非糧食主產(chǎn)區(qū)，原因是當(dāng)?shù)剞r(nóng)民為提高糧食生產(chǎn)不斷挖掘科學(xué)技術(shù)對(duì)糧食作物的潛在作用力，將科學(xué)嵌入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全過程，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升和農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的提高，推動(dòng)了農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

綜上，科技創(chuàng)新對(duì)于不同地區(qū)的作用效果并不一致，科技創(chuàng)新對(duì)中部地區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)的正向影響較為明顯，對(duì)東部地區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的作用效果次之，而對(duì)西部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響并不顯著。因此可以看出科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，假設(shè)2（H2）成立。

4.5 科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)分析

科技創(chuàng)新對(duì)不同地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，東部地區(qū)科技創(chuàng)新水平對(duì)區(qū)域農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的促進(jìn)作用低于中部地區(qū)的促進(jìn)作用，說明東部地區(qū)先進(jìn)科學(xué)技術(shù)可能會(huì)對(duì)鄰近的中部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平產(chǎn)生間接促進(jìn)效應(yīng)，故為驗(yàn)證科技創(chuàng)新水平對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平是否具有空間溢出效應(yīng)，本文展開以下研究。

表7為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展區(qū)域分布相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出在2種不同空間距離矩陣下Moran’I指數(shù)均為正，且Moran’I指數(shù)隨著時(shí)間推移均呈現(xiàn)出不同程度的波動(dòng)，P值均通過0.05水平顯著性檢驗(yàn)，說明中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在正向集聚特征，但空間聚集程度不同，因此構(gòu)建空間計(jì)量模型進(jìn)行深入實(shí)證分析。

在進(jìn)行空間面板模型的實(shí)證研究前，本研究需要對(duì)計(jì)量模型的形態(tài)和適用性進(jìn)行檢驗(yàn)。由表8可以看出，在2種空間距離矩陣下，LM檢驗(yàn)和Robust-LM檢驗(yàn)均通過0.01水平顯著性檢驗(yàn)，認(rèn)為既存在空間滯后效應(yīng)也存在空間誤差效應(yīng)，故拒絕混合OLS模型，可以選用空間杜賓模型進(jìn)行分析。由Hausman檢驗(yàn)結(jié)果（表8）可知，選用固定效應(yīng)的空間杜賓模型優(yōu)于選用隨機(jī)效應(yīng)的空間杜賓模型。同時(shí)，利用LR檢驗(yàn)判定固定效應(yīng)具體為個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)還是雙向固定效應(yīng)，結(jié)果表明，雙向固定效應(yīng)優(yōu)于個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，因而采用雙向固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行研究。最后關(guān)于空間杜賓模型是否會(huì)退化為空間滯后模型和空間誤差模型，本研究分別進(jìn)行了LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)，由表8的LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)結(jié)果可知，在空間地理距離權(quán)重矩陣和空間經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下，空間杜賓模型具有良好的適配性，因此認(rèn)為空間杜賓模型具有良好的適配性，不會(huì)縮減成空間滯后模型或空間誤差模型。

表9呈現(xiàn)了科技創(chuàng)新指數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展作用的回歸結(jié)果，在2種不同距離權(quán)重矩陣下，科技創(chuàng)新指數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平均存在顯著促進(jìn)作用，交互項(xiàng)的結(jié)果均通過0.01水平顯著性檢驗(yàn)，表明科技創(chuàng)新指數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在顯著空間溢出效應(yīng)。由空間杜賓模型偏微分結(jié)果可知，科技創(chuàng)新指數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均通過顯著性檢驗(yàn)。

在空間地理距離權(quán)重矩陣下，科技創(chuàng)新水平提高1個(gè)單位，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平提高0.389 1個(gè)單位，其中某一省份提高0.060 9個(gè)單位，其他省份提高0.328" 3個(gè)單位，其空間溢出效應(yīng)占總效應(yīng)的84.37%。在空間經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下，科技創(chuàng)新指數(shù)對(duì)某一省份的總效應(yīng)為0.205 7，對(duì)鄰近省份的間接作用為0.141 9，空間溢出效應(yīng)占比68.98%。綜上，由于科技知識(shí)的外溢性和鄰省先進(jìn)科學(xué)技術(shù)的示范作用，促使科技創(chuàng)新對(duì)鄰近省份農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響高于對(duì)某一省份的影響強(qiáng)度，使得東部地區(qū)先進(jìn)科技水平對(duì)中部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的作用效果更顯著，即證明科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在空間溢出效應(yīng)，假設(shè)3（H3）成立。

5 結(jié)論與建議

本文從綠色生產(chǎn)、發(fā)展效率、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放、福利共享5個(gè)維度，構(gòu)建農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平測(cè)度指標(biāo)體系，并結(jié)合已有研究結(jié)果選用國(guó)內(nèi)專利授權(quán)數(shù)、Ramp;D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度、政府科學(xué)技術(shù)支出、Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量4個(gè)指標(biāo)測(cè)算科技創(chuàng)新綜合指數(shù)，建立固定效應(yīng)模型和空間杜賓模型研究科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。結(jié)果表明：（1）中國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的整體水平逐漸上升，但不同區(qū)域之間仍存在較大差異，江蘇省目前為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平最高的省份，而貴州省和山西省農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平較低。（2）科技創(chuàng)新能夠明顯促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，同時(shí)農(nóng)村就業(yè)水平的提高也會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有正向作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有負(fù)向作用，此外，政府扶持（財(cái)政支出）、受教育水平和交通水平對(duì)其影響并不顯著。（3）科技創(chuàng)新對(duì)不同地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在區(qū)域異質(zhì)性，科技創(chuàng)新對(duì)中部地區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)作用效果較明顯，對(duì)東部地區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的作用次之，而對(duì)西部地區(qū)并沒有顯著影響。（4）科技創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的空間溢出效應(yīng)，同時(shí)對(duì)鄰近省份農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的間接作用大于對(duì)該省的直接作用。

據(jù)此，本文提出以下幾點(diǎn)建議：（1）繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[49-51]，統(tǒng)籌規(guī)劃不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展，努力縮小農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展地區(qū)差距，加快推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)發(fā)展效率，優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大對(duì)外開放水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，努力提高居民生活水平，提升其幸福感；（2）繼續(xù)加大對(duì)科技創(chuàng)新的投入，培養(yǎng)科技人才并促進(jìn)科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新，推動(dòng)科技創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相互交融，促進(jìn)創(chuàng)新科技在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的應(yīng)用和轉(zhuǎn)化，提高科技與農(nóng)業(yè)的交融性，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)科技的繁榮；（3）應(yīng)加大科技創(chuàng)新投入力度，增強(qiáng)不同區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)性，同時(shí)各地區(qū)做到因地制宜，加強(qiáng)科技要素投入，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)發(fā)展；（4）充分利用科學(xué)技術(shù)的外溢效應(yīng)以及鄰近省份的輻射作用，依靠高水平地區(qū)對(duì)低水平地區(qū)的帶動(dòng)作用，努力實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：陳海霞）

收稿日期：2023-07-05

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目（21CJY048）

作者簡(jiǎn)介：劉曉倩（1987-），女，河北滄州人，博士，副教授，從事農(nóng)業(yè)數(shù)字化、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策研究。（E-mail）liuxq_ouc@163.com

通訊作者：孫小龍，（E-mail）xlsun890105@163.com