省域休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的差異性與收斂性

李彬彬 米增渝* 張正河,2

(1.中國農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083； 2.中國農(nóng)業(yè)大學 中國縣域經(jīng)濟研究中心，北京 100083)

我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展迅猛，呈現(xiàn)出多層次性和多樣性發(fā)展態(tài)勢。作為農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)相交叉的新型農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)形態(tài)，休閑農(nóng)業(yè)是以農(nóng)業(yè)資源為依托的產(chǎn)業(yè)擴展和延伸，是實現(xiàn)鄉(xiāng)村內(nèi)生發(fā)展和鄉(xiāng)村振興的有效手段。世界銀行數(shù)據(jù)顯示，當人均國民生產(chǎn)總值達到3 000美元以上時，休閑消費將呈現(xiàn)高速增長。2008年我國人均GDP突破3 000美元的門檻，達到了3 471美元，以農(nóng)家樂和采摘園為主體的休閑農(nóng)業(yè)開始呈現(xiàn)井噴式增長，經(jīng)過20多年的發(fā)展，我國休閑農(nóng)業(yè)呈現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)類型多樣化和組織模式多樣化的格局。從產(chǎn)業(yè)模式來看，目前我國休閑農(nóng)業(yè)包含了農(nóng)家樂、民俗村、休閑農(nóng)莊、農(nóng)業(yè)科技教育基地、康養(yǎng)小鎮(zhèn)和農(nóng)業(yè)文化遺產(chǎn)旅游等多種模式和類型。從區(qū)域分布來看，我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展從最初的城郊型休閑農(nóng)業(yè)逐漸延伸出農(nóng)業(yè)資源依賴和生態(tài)資源依賴型休閑農(nóng)業(yè)，區(qū)域集聚特征逐漸顯現(xiàn)，呈現(xiàn)出“沿路、傍景、環(huán)城”特征[1-2]。

資源稟賦差異、開發(fā)適宜性差異和投資主體差異是我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展差異的主要原因。我國幅員遼闊，除季節(jié)性差異外，省域間農(nóng)業(yè)資源、區(qū)位條件和經(jīng)濟發(fā)展差異較大，使得休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展基礎(chǔ)存在一定的異質(zhì)性和不平衡性，集中表現(xiàn)為區(qū)域間休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)的差異性。休閑農(nóng)業(yè)開發(fā)是資源整合和各系統(tǒng)相互協(xié)調(diào)的結(jié)果[3]，作為農(nóng)業(yè)的功能延伸和旅游業(yè)的區(qū)域擴展，由于開發(fā)的適宜性不同，休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展進程也存在明顯差異。投資是休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在動力，休閑農(nóng)業(yè)的投資發(fā)展呈現(xiàn)出區(qū)域差異性和階段性差異特征，由于休閑農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性特征，資本在發(fā)展過程中存在“累積效應”，從而休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展具有自我強化特征，表現(xiàn)為休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展速度差異。同時，與其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相同，我國休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展具有規(guī)模經(jīng)濟性特征[4]。然而，農(nóng)村自然資源和基礎(chǔ)設(shè)施等鄉(xiāng)村旅游資源的產(chǎn)權(quán)屬性決定了“公地悲劇”的必然性[5]，在發(fā)展過程中負外部性特征逐漸顯現(xiàn)，多種效應的作用最終表現(xiàn)為發(fā)展水平的動態(tài)差異。

我國省域間休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的異質(zhì)性如何體現(xiàn)？長期來看我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的演變趨勢如何？本研究將外部環(huán)境因素納入模型分析中，通過效率測定和收斂性分析，以期厘清我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的演化特征，促進區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，提高我國休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展水平。

1 文獻綜述

休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展水平差異分析一直是經(jīng)濟學研究的熱點。對于小樣本休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的分析，一般通過構(gòu)建指標體系的方式，對區(qū)域之間的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展差異進行評價[6-8]。指標體系構(gòu)建過程中的指標權(quán)重選擇具有主觀性特征，指標之間一般存在較高的共線性和交叉性，不同指標和權(quán)重得到的評價結(jié)果的偏差較大。Bale?entis等[9]通過指數(shù)分解(Index decomposition analysis，IDA)模型對立陶宛的鄉(xiāng)村旅游發(fā)展狀況從縣級層面進行了評估，對農(nóng)莊的數(shù)量、空間分布和容量及影響因素進行了分解。指數(shù)分解模型雖然從一定程度上解決了評價結(jié)果的穩(wěn)定性，但模型的適用性較弱，適用于較少因素模型的分解，且主要是基于總量的模型分解。然而，針對于我國休閑農(nóng)業(yè)呈現(xiàn)出以農(nóng)家樂為主要組織模式的“大規(guī)模擴張，低水平發(fā)展”現(xiàn)狀，從規(guī)模總量層面的差異分析不能解釋休閑農(nóng)業(yè)的低水平發(fā)展和部分地區(qū)的經(jīng)營戶退出現(xiàn)象。效率作為評價經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標，用來衡量指標相同指標下的多投入產(chǎn)出問題。因此從效率層面對我國休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展差異性進行評價，具有一定的必要性和現(xiàn)實意義。

產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率的分析方法一般有兩種：一是參數(shù)模型估計，以C-D生產(chǎn)函數(shù)或經(jīng)濟增長模型為基礎(chǔ)構(gòu)建產(chǎn)業(yè)發(fā)展模型，利用Malquist或SFA(Stochastic frontier approach)方法測定出模型的綜合效率，并進行模型分解，得到規(guī)模效率和技術(shù)效率；二是構(gòu)建非參數(shù)的模型，將社會、經(jīng)濟等綜合投入變量納入其中，通過非參數(shù)的DEA(Data envelopment analysis)或SBM(Slake-Based-Measure)模型來估算。參數(shù)模型估計方法雖然能夠?qū)δＰ偷慕?jīng)濟效率進行評價和分解，其中SFA模型能夠解決DEA模型不能解決的隨機誤差問題，但不能解決多投入多產(chǎn)出的問題。休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展由于其產(chǎn)業(yè)高關(guān)聯(lián)性，其影響具有綜合性特征，經(jīng)濟效率不足以表征休閑農(nóng)業(yè)的綜合影響，因此，一般采用非參數(shù)的DEA模型對休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展效率進行測定。

國內(nèi)外學者利用DEA模型對休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展效率進行了大量的研究。Morimoto[10]對日本藍莓農(nóng)場的研究表明，使用DEA效率模型對農(nóng)場效率進行分析十分有效，能夠有針對性地改善農(nóng)家樂管理。Choo[11]采用DEA模型對韓國小規(guī)模的觀光農(nóng)業(yè)進行了效率測定，發(fā)現(xiàn)76%的樣本效率較低或無效率，與規(guī)模效率相比，管理效率相對滯后。Arru等[12]利用DEA模型對撒丁島農(nóng)家樂的效率進行了測定，發(fā)現(xiàn)通過差異化經(jīng)營能夠有效節(jié)省成本，提高農(nóng)家樂經(jīng)營效率。孔慶書等[13]采用DEA模型，從總體效率和分類效率方面對河北省休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展進行了評價。張淑萍[14]采用DEA模型對河南省休閑農(nóng)業(yè)示范園區(qū)進行了效率測定。Galluzzo[15]將政策異質(zhì)性納入考慮，采用對比分析的方法對2個不同島嶼上的農(nóng)家樂效率進行了測定。由于傳統(tǒng)DEA和SBM模型的前沿面上可能存在多個決策單元均有效，為了對決策單元進行排序，江燕玲[16]通過構(gòu)建采用超效率SBM模型對重慶鄉(xiāng)村旅游發(fā)展狀況進行評價，在模型分析中，對社會影響進行了擴展，將生產(chǎn)經(jīng)營過程中的環(huán)境污染作為非期望的產(chǎn)出納入模型分析中。

從研究方法來看，已有研究主要基于DEA和SBM模型對效率進行測算，但DEA和SBM模型的潛在假設(shè)是環(huán)境的一致性，這與休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的區(qū)域異質(zhì)性相悖，因此需要將環(huán)境異質(zhì)性引入模型中。與旅游產(chǎn)業(yè)相同，休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展要素(主要為資本)會自主的從效率較低的地區(qū)流向效率較高的地區(qū)，因此其發(fā)展效率處于動態(tài)演變中。從研究方向來看，已有研究主要基于截面數(shù)據(jù)對不同地區(qū)的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展進行效率測定，缺乏對發(fā)展效率的動態(tài)評價。為了研究我國省域休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的效率差異及效率演變特征，本研究采用省級面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建三階段DEA模型，將環(huán)境異質(zhì)性納入模型分析中，測算出我國30個省(市、自治區(qū))的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率(由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失較多，本研究未包含西藏和港、澳、臺地區(qū)數(shù)據(jù)，下同)，利用PS收斂模型分析休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的差異性和效率的動態(tài)演化特征。

2 數(shù)據(jù)來源及變量說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究使用的是2008—2016年我國30個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，其中，2014—2016年從業(yè)人員數(shù)量、經(jīng)營實體數(shù)量、休閑農(nóng)業(yè)接待人次、休閑農(nóng)業(yè)營業(yè)收入、帶動農(nóng)戶人次數(shù)據(jù)主要來自《中國休閑農(nóng)業(yè)年鑒(2015—2017)》[17]，2008—2013年數(shù)據(jù)主要來自農(nóng)業(yè)農(nóng)村部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)局休閑農(nóng)業(yè)處對各省(市、自治區(qū))休閑農(nóng)業(yè)匯總資料。2008—2016年休閑農(nóng)業(yè)管理人員數(shù)量來自農(nóng)業(yè)農(nóng)村部休閑農(nóng)業(yè)處統(tǒng)計。農(nóng)林牧漁業(yè)全社會固定資本投資額來自于《中國統(tǒng)計年鑒(2009—2017)》[18]。特色農(nóng)作物總產(chǎn)值來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒(2009—2017)》[19]，使用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值減去主要農(nóng)作物(1)主要農(nóng)作物指水稻、小麥、玉米、棉花、大豆、油菜和馬鈴薯。產(chǎn)值表示。中國重要農(nóng)業(yè)文化遺產(chǎn)數(shù)量來自農(nóng)業(yè)農(nóng)村部公布的中國重要農(nóng)業(yè)文化遺產(chǎn)名單整理。全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游五星級示范企業(yè)(園區(qū))數(shù)量來自中國旅游協(xié)會休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游分會每年公布的全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游星級示范企業(yè)(園區(qū))整理。

由于休閑農(nóng)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)路徑不統(tǒng)一，首先利用2014—2016年休閑農(nóng)業(yè)處統(tǒng)計數(shù)據(jù)與《中國休閑農(nóng)業(yè)年鑒(2015—2017)》[17]中數(shù)據(jù)進行比照，對于數(shù)據(jù)差異較小(<均值的5%)省份數(shù)據(jù)采用農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計數(shù)據(jù)表示，數(shù)據(jù)差異較大(>均值的5%)的省份(河北和新疆)數(shù)據(jù)采用所在省(自治區(qū))的統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)替代，個別缺失數(shù)據(jù)采用該省份其他年份數(shù)據(jù)指數(shù)平滑補充。此外，為避免存在異常值，對休閑農(nóng)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)進行99%的WINSOR異常值處理。

2.2 變量設(shè)定

DEA模型一般采用的是多投入和多產(chǎn)出指標，在此基礎(chǔ)上，將外部環(huán)境指標納入模型分析中，本研究使用的指標類別分為3個方面：投入指標、產(chǎn)出指標和外部環(huán)境指標(表1)。

2.2.1投入指標選取

投入指標主要借鑒孔慶書等[13]的指標選擇，選取休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中的人力、物力和資金投入作為主要投入指標。指標的具體選取過程中，依據(jù)休閑農(nóng)業(yè)自身的發(fā)展和運營特征，人力投入采用從業(yè)人員數(shù)量、管理人員數(shù)量表示，物質(zhì)資本投入采用經(jīng)營實體數(shù)量來表示，資金投入采用農(nóng)林牧漁業(yè)全社會固定資本投資額表示。

2.2.2產(chǎn)出指標選取

接待人次和經(jīng)營收入作為衡量休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要產(chǎn)出指標，衡量了休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的規(guī)模產(chǎn)出和經(jīng)濟產(chǎn)出。作為一種新的產(chǎn)業(yè)形式，由于其較低的準入性和較高的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性，休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展能夠帶來大量的就業(yè)機會。本研究選取的主要產(chǎn)出指標為規(guī)模產(chǎn)出、經(jīng)濟產(chǎn)出和社會影響三部分，其中，休閑農(nóng)業(yè)的規(guī)模產(chǎn)出采用休閑農(nóng)業(yè)接待人次表示，經(jīng)濟產(chǎn)出采用休閑農(nóng)業(yè)營業(yè)收入表示，社會影響采用帶動農(nóng)戶人數(shù)表示。

表1 投入產(chǎn)出指標設(shè)置及說明Table 1 Input and output indicator settings and description

2.2.3外部環(huán)境指標選取

休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展受到多種外部環(huán)境的影響，農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)資源稟賦對休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展影響顯著[20]，資源稟賦的差異決定了休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展類型和發(fā)展模式的差異，進而影響到了其發(fā)展效率。此外，發(fā)展過程中的區(qū)域競爭程度會影響到自身發(fā)展效率。基于此，本研究將影響休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的外部環(huán)境歸類為三部分：農(nóng)業(yè)資源豐富程度、旅游資源稟賦和區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)競爭程度，其中，農(nóng)業(yè)資源的豐富程度是休閑農(nóng)業(yè)吸引休閑農(nóng)業(yè)觀光休閑的重要因素，本研究選取特色農(nóng)作物產(chǎn)值第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比值作為衡量地區(qū)農(nóng)業(yè)資源豐富程度的指標；地區(qū)旅游資源稟賦程度決定了地區(qū)旅游發(fā)展要素的可得性，同時也決定了地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模大小，旅游資源稟賦程度是影響地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的主要因素，本研究選取全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游五星級示范企業(yè)(園區(qū))數(shù)量與各省中國重要農(nóng)業(yè)文化遺產(chǎn)數(shù)量之和作為所在省發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)所需的旅游資源稟賦衡量指標。此外，借鑒李太平等[21]衡量區(qū)域集聚程度的做法，選擇集中度指數(shù)θi指數(shù)作為衡量區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)競爭程度的指標。

2.3 變量描述性統(tǒng)計分析

對變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計表Table 2 Variable descriptive statistics

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，經(jīng)營實體數(shù)量和休閑農(nóng)業(yè)接待人次均值和標準差較大，表明我國休閑農(nóng)業(yè)的經(jīng)營規(guī)模總量較大，但省域之間的規(guī)模差異性非常明顯。管理人員數(shù)量和帶動農(nóng)戶人數(shù)的標準差較小，且均值較小，表明管理人員數(shù)量和帶動農(nóng)戶數(shù)量較少，且省域之間的差異性較小，目前的管理水平和農(nóng)戶帶動能力不足。

3 實證分析

3.1 DEA-RAM模型效率測定

首先采用DEA-RAM模型，在不考慮外部環(huán)境因素的情況下，對省際間的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率進行測度。DEA-RAM模型具有非徑向、非角度及加性結(jié)構(gòu)特征，能夠克服傳統(tǒng)DEA的眾多缺陷[22]，且與DEA-BCC模型和DEA-SBM模型相比，DEA-RAM模型將松弛變量納入模型中，從而使得目標函數(shù)中松弛變量的權(quán)重更為穩(wěn)定。

利用Sueyoshi[23]提出的DEA-RAM模型，對我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率進行測定。模型設(shè)定形式如下：

(1)

利用Stata 15.0，將30個省(市、自治區(qū))的投入產(chǎn)出指標納入模型中，測定出的不同年份的效率值如表3所示。

分省份來看，相同年份的30個省份之間的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率存在明顯差異，北京、天津、上海、江蘇和浙江等經(jīng)濟發(fā)達省(市)休閑農(nóng)業(yè)效率最高，四川省農(nóng)業(yè)資源豐富，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率也較高，云南、海南省旅游資源豐富，休閑農(nóng)業(yè)效率在30個省(市、自治區(qū))中處于較高水平。分年份來看，各省休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率處于動態(tài)提高過程中，但效率之間的差異逐漸擴大，效率最大值和最小值之間的比值從2008年的2.75逐漸擴大到了2016年的3.51，效率均值雖然在增長，但效率之間的差距逐漸擴大，表明我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率在省際間的差異逐漸凸顯。

3.2 投入產(chǎn)出調(diào)整

DEA-RAM模型在測定休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率時的潛在假設(shè)是省際間休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營環(huán)境的均質(zhì)性，也即不同省份在同一背景(這里主要指資源稟賦和政策環(huán)境)下，這一潛在假定忽略了省際之間資源稟賦和經(jīng)濟環(huán)境的差異性，從而導致得到的效率測定存在偏差。

為了消除外部環(huán)境差異對效率產(chǎn)生的影響，本研究在Avkiran[24]構(gòu)建的非定向的SBM模型基礎(chǔ)上，通過引入靈活的幅度調(diào)整測度RAM(Range-adjusted measure)與SFA聯(lián)合構(gòu)成新的三階段組合效率測度模型——RAM-SFA-RAM，在保留RAM 平移不變性特征的前提下對DEA-RAM模型進行調(diào)整。

松弛無效對DEA-RAM模型系數(shù)的影響較大，環(huán)境因素、管理無效和統(tǒng)計噪音是造成松弛無效的主要原因。首先，需要對松弛無效系數(shù)進行調(diào)整，環(huán)境因素和統(tǒng)計噪音作為便于提取的變量，需要剔除環(huán)境因素和統(tǒng)計噪音的影響。對第一部分的投入和產(chǎn)出變量的松弛變量進行描述性統(tǒng)計分析如表4所示。

為了消除環(huán)境因素對休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的影響，將外部環(huán)境變量：特色農(nóng)作物總產(chǎn)值占比、農(nóng)業(yè)文化遺產(chǎn)與休閑農(nóng)業(yè)示范企業(yè)數(shù)量和θi指數(shù)作為自變量，分別將第一部分測算效率得到的投入變量的冗余值作為因變量，構(gòu)建基于C-D生產(chǎn)函數(shù)的，面向松弛的成本型隨機生產(chǎn)邊界分析(SFA)模型為：

(2)

(3)

表3 各省(市、自治區(qū))2008—2016年休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的效率值Table 3 Efficiency value of leisure agriculture development in various province from 2008 to 2016

表4 投入和產(chǎn)出變量的松弛變量的描述性統(tǒng)計分析Table 4 Descriptive statistical analysis of slack variables of input and output variables

假定管理無效項uij與urj為非負正態(tài)分布，利用管理無效點估計方法可以得到他們的條件估計值為：

uij=E[uij|vij+uij]，urj=E[urj|vrj+urj]

(4)

從而，得到統(tǒng)計噪音的條件估計值為：

(5)

(6)

從初始投入和產(chǎn)出中過濾掉環(huán)境因素和統(tǒng)計噪音的差異性影響，從而可以得到調(diào)整后的投入和產(chǎn)出：

調(diào)整后的投入：

(7)

調(diào)整后的產(chǎn)出：

(8)

3.3 修正后的效率測算

從表5可以看出，在剔除外界環(huán)境變量的影響之后，效率與表3之間存在一定差異，相同省份休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的變動幅度增大，不同地區(qū)相同年份效率的差異也增大，最大值與最小值比值在2008年為2.68,2016年為3.48，均高于調(diào)整前，表明外部環(huán)境差異對休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的影響較大，環(huán)境異

表5 改進的三階段DEA模型測算的各地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率值Table 5 Efficiency value of leisure agriculture development in various regions measured by the improved three-stage DEA model

質(zhì)性納入模型后對效率進行了修正。修正后的效率值與表3的效率值總體差異分布類似，效率值較大的區(qū)域主要為經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域、農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)資源豐富的區(qū)域，效率值較小的區(qū)域主要為西部等經(jīng)濟不發(fā)達區(qū)域，或農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)資源較差的區(qū)域。

4 我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的效率的收斂性分析

采用DEA效率模型進行分析時，由于不同年份之間的包絡(luò)邊界不同，因此不同年份之間的效率之間不存在可比性，僅能在相同年份內(nèi)部進行省際之間的效率差異對比。為了了解我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的動態(tài)演變過程，進一步，采用Phillips[25]提出的PS收斂模型對我國不同地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的收斂情況進行分析。PS收斂將異質(zhì)性假設(shè)納入模型中，能夠較好地分析區(qū)域之間的收斂和動態(tài)演化特征。PS收斂分析需要對整體收斂情況進行驗證，如果通過檢驗，則表明省際之間的效率差異在逐漸減小，如果整體收斂假設(shè)不通過，則表明不存在整體收斂情況，需要進一步進行俱樂部收斂。首先，對省際之間休閑農(nóng)業(yè)效率的整體收斂情況進行檢驗，

4.1 整體收斂性檢驗

進行PS收斂分析的核心是進行l(wèi)ogt檢驗。對表5中的休閑農(nóng)業(yè)效率的面板數(shù)據(jù)進行分解：

Yi,t=gi,t+ai,t

(9)

式中：Yi,t為核心變量，這里為休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率；gi,t表示各地區(qū)共有的特征，是系統(tǒng)因素；ai,t是個體差異。gi,t和ai,t的形式不受限制，從而將上式寫成：

(10)

式中：μt為共同因子，即各地區(qū)共有特征；δi,t為時變特征因素，也即異質(zhì)性部分。通過模型形式轉(zhuǎn)化，將休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的整體收斂性檢驗變?yōu)闄z驗δi,t是否收斂于某一個常數(shù)δ。進一步，利用Philips[25]構(gòu)建的相對過渡參數(shù)hi,t來檢驗δi,t的收斂性。其中，hi,t的形式為：

(11)

相對過渡參數(shù)hi,t衡量了第i個地區(qū)在t時期相對于其面板均值的大小，該參數(shù)需要滿足截面均值等于1，此外，當δi,t收斂于δ時，hi,t收斂于1。從而，長期橫截面方差Ht將趨于0，即當t→∞時，

(12)

為了構(gòu)建收斂的原假設(shè)，進一步構(gòu)建出關(guān)于δi,t的半?yún)?shù)模型：

(13)

原假設(shè)H0：δi=δ且a≥0

備擇假設(shè)H1:對于所有的i，δi≠δ或a<0

原假設(shè)表示所有地區(qū)的休閑農(nóng)業(yè)效率都收斂，備擇假設(shè)表示部分地區(qū)效率發(fā)散，Philips和Sul[25]證明了存在收斂的情況下，當t→∞時，

(14)

式中：A為>0的常數(shù)，從而將原假設(shè)檢驗轉(zhuǎn)化為對下式的假設(shè)檢驗：

(15)

從而，將省際之間休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率整體收斂假設(shè)設(shè)定為：

原假設(shè)H0:我國分省休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率存在整體收斂，也即b≥0

備擇假設(shè)H1:我國分省休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率不存在整體收斂，也即b<0

利用表5中得到的效率面板數(shù)據(jù)，在整體面板數(shù)據(jù)收斂的原假設(shè)下，利用logt檢驗得到的結(jié)果為：

(16)

4.2 俱樂部收斂檢驗

通過logt檢驗可知，我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率不存在整體收斂，進一步，進行俱樂部收斂檢驗。首先對表5中各省份的效率均值進行排序，排序結(jié)果如表6所示。

表6 各省休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率均值排序Table 6 Sorting of the average value of leisure agriculture development efficiency in each province

選取效率均值最大的2個省份:江蘇和上海，構(gòu)建出第一種類型，同樣采用logt檢驗，提出收斂性檢驗假設(shè)：

原假設(shè)H0:江蘇省和上海市的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率存在收斂，也即b≥0

備擇假設(shè)H1:江蘇省和上海市的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率不存在收斂，也即b<0

利用江蘇省和上海市的休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率數(shù)據(jù)，進行l(wèi)ogt檢驗的結(jié)果為：

(17)

然后將四川省和天津市組成第二種類型，重復上面的操作進行l(wèi)ogt檢驗，最后得到第二種類型。采用同樣的方式重復進行篩選，最后得到7種類型如表7所示。

分類型來看，類型一中的省、市經(jīng)濟發(fā)展較好，其中江蘇、上海、浙江和北京均屬于經(jīng)濟發(fā)達區(qū)，財政收入通過政府支出作用于休閑農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)設(shè)施建

表7 不同省份俱樂部歸類Table 7 Club classification in different provinces

設(shè)中，實現(xiàn)休閑農(nóng)業(yè)的良性發(fā)展，此外，優(yōu)越的城市經(jīng)濟為城郊休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了良好的客源基礎(chǔ)。重慶作為西南地區(qū)的核心城市，城市化率較高，資源稟賦好，周邊自然資源豐富，特色農(nóng)作物種類齊全，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展發(fā)展的資源稟賦和開發(fā)適宜性較好。類型二中的四川省作為最早發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)的區(qū)域，農(nóng)業(yè)和旅游資源豐富，已經(jīng)成為全國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中的一面旗幟，中國農(nóng)家樂第一村郫縣就位于四川省。天津市作為北京市周邊的大城市，海南省旅游資源豐富，城市化率高。云南省作為鄉(xiāng)村民宿的代表省份，旅游資源豐富，且由于其少數(shù)民族類別多樣，農(nóng)業(yè)文化遺產(chǎn)豐富，其休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營類型多樣，體驗內(nèi)容豐富，休閑農(nóng)業(yè)整體發(fā)展水平較高。類型三中的遼寧、山東、吉林和安徽省農(nóng)業(yè)資源豐富，均屬于農(nóng)業(yè)大省，遼寧、山東和遼寧省的農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營程度較高，山東省設(shè)施農(nóng)業(yè)發(fā)達，安徽農(nóng)業(yè)資源較為豐富。類型四中的廣東、山西和湖南省農(nóng)業(yè)類別多樣，其中廣東和湖南省農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)較為薄弱，湖南省農(nóng)業(yè)資源豐富，但地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對較差，山西工礦業(yè)發(fā)達，農(nóng)業(yè)均處于弱勢地位。類型五中的河北、黑龍江、湖北和河南省均為農(nóng)業(yè)主產(chǎn)省份，農(nóng)業(yè)資源豐富，但農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度不高。類型六中的省份福建、江西、內(nèi)蒙古、廣西、貴州雖然旅游資源較為豐富，但農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城市化進程相對滯后。類型七中的省份貴州、寧夏、青海、陜西和新疆均處于西部地區(qū)，經(jīng)濟基礎(chǔ)較差，但生態(tài)良好，自然和人文旅游資源豐富。

4.3 各類型之間相對轉(zhuǎn)移路徑分析

為了進一步探究不同收斂類型的效率動態(tài)變化特征，了解其演變趨勢和演進路徑，接下來對各類型之間的相對轉(zhuǎn)移路徑進行分析。首先將前面分出的7種俱樂部類型分別進行組內(nèi)合并，這里采用組內(nèi)均值進行合并，然后利用相對過渡參數(shù)hi,t計算相對轉(zhuǎn)移路徑值，用以反映不同類型效率相對于平均值的變動情況，其中：

(18)

式中：δi,t表示第i種類型在第t年的效率值。然后繪制出的各類型從2008—2016年的相對轉(zhuǎn)移路徑，如圖1所示。

圖1 各類型相對轉(zhuǎn)移路徑
Fig.1 Relative transfer path of each type

總體來看，各類型之間的相對轉(zhuǎn)移路徑存在較大差異。分類型發(fā)展趨勢來看，類型一在整個時間段的相對過渡參數(shù)均>1.4，處于較高水平，且一直處于上升階段。類型二的相對過渡參數(shù)均>1.2但<1.4，處于相對平穩(wěn)狀態(tài)，波動幅度較小。類型三一直處于下降階段。類型四一直處于下降階段，但在2008—2010年間存在一定的波動。類型五、六和七雖然處于上升階段，但類型七在上升過程中存在明顯波動。類型一與二之間的相對過渡參數(shù)差異逐漸增大，類型三、四與類型一、二之間的差異逐漸增大。類型三、四、五、六和七5種類型之間的相對過渡參數(shù)差異逐漸減小，表現(xiàn)為一定的收斂性特征。

從各類型所在的區(qū)域來看，類型一所包含區(qū)域經(jīng)濟發(fā)達，客源條件好，投資充足，在全國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中處于領(lǐng)先水平。類型二所在區(qū)域的相對過渡參數(shù)增長動力不足，四川、天津、云南、海南省(市)發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)的自然和社會條件較好，但以小規(guī)模的農(nóng)家樂和鄉(xiāng)村民宿類型為主，需要通過結(jié)構(gòu)升級提升效率。類型三和四所在省份農(nóng)業(yè)資源類型豐富，受限于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸不足，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展未能形成規(guī)模或產(chǎn)業(yè)附加值較低。類型五、六和七增長緩慢，這些省(市、自治區(qū))受限于自身基礎(chǔ)設(shè)施，或受限于自身經(jīng)濟發(fā)展水平，自身發(fā)展基礎(chǔ)并不好，且差異性較小。

5 結(jié)論與政策建議

本研究從效率層面對我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異性進行了分析，利用2008—2016年全國30個省(市、自治區(qū))休閑農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)，將環(huán)境異質(zhì)性納入效率模型中，采用三階段DEA模型對休閑農(nóng)業(yè)效率進行了測定，發(fā)現(xiàn)我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的省際差異明顯。進一步，運用PS收斂檢驗了效率的整體收斂性和俱樂部收斂性，通過俱樂部收斂將30個省份劃分為7種類型，并對7種類型的相對轉(zhuǎn)移路徑進行了分析，發(fā)現(xiàn)類型一和二的相對轉(zhuǎn)移路徑處于上升趨勢，與類型三和四之間的差異逐漸增大。類型三和四的相對轉(zhuǎn)移路徑處于下降趨勢，且與類型五、六和七之間效率逐漸收斂。不同俱樂部類型的相對轉(zhuǎn)移路徑之間差異明顯。

基于以上結(jié)論，提出的政策建議如下：

5.1 轉(zhuǎn)變休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展方向，從規(guī)模擴張向結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)變

從效率測定結(jié)果來看，雖然休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率一直處于提升狀態(tài)，但除了北京、上海、浙江、江蘇省(市)等經(jīng)濟發(fā)達區(qū)之外，效率并不高且增長緩慢，為了提高我國休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展水平，各地區(qū)應轉(zhuǎn)變休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展方向，從規(guī)模擴張向結(jié)構(gòu)升級方向轉(zhuǎn)變。為此，一方面，應當提高休閑農(nóng)業(yè)相關(guān)的投資水平，通過PPP等投融資模式鼓勵外部資本進入休閑農(nóng)業(yè)，實現(xiàn)本地資本與外部資本的“共生發(fā)展”；另一方面，應當提高休閑農(nóng)業(yè)的管理服務(wù)水平，規(guī)范休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營，通過成立合作社和協(xié)會等方式提高管理服務(wù)人員數(shù)量，通過專業(yè)技能培訓等方式提高管理服務(wù)人員質(zhì)量；此外，應當避免“鄉(xiāng)村性”異化，強化與農(nóng)民的利益聯(lián)結(jié)機制，探索土地入股、勞動力入股等多種農(nóng)戶參與形式，強化農(nóng)戶在各個環(huán)節(jié)的參與性。

5.2 實施差異化效率提升策略，縮小區(qū)域間效率差距

不同省份休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率差異較大，在加入資源稟賦等外部環(huán)境變量后，省際間的效率差異進一步擴大，表明外部環(huán)境變量對效率影響較大，省際間在資源稟賦和發(fā)展方式上存在明顯差異。“鄉(xiāng)村性”是休閑農(nóng)業(yè)的基石，差異化是休閑農(nóng)業(yè)的核心競爭力，應當結(jié)合地區(qū)自身資源稟賦，進行差異化效率提升。分地區(qū)來看，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的省份如北京、上海、浙江等地的休閑農(nóng)業(yè)效率整體較高，投資體量和客源充足，應當提高休閑農(nóng)業(yè)的產(chǎn)品內(nèi)涵，注重文化內(nèi)涵發(fā)掘和農(nóng)業(yè)科技知識普及，以吸引臨近城市消費。農(nóng)業(yè)資源豐富的省份如東北三省等糧食主產(chǎn)區(qū)省份，應當強化農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸，發(fā)掘農(nóng)業(yè)的多功能性特征，賦予農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)和農(nóng)產(chǎn)品更多休閑內(nèi)涵。旅游資源豐富的省份如云南、貴州等省，應當以生態(tài)資源多樣性為依托，以民宿旅游帶動特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以精品化的點狀集聚帶動區(qū)域集群。

5.3 強化區(qū)域之間的交流，促進區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)協(xié)作

從各類型區(qū)域和各省區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率的收斂性分析結(jié)果來看，我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展效率不存在整體收斂，但存在7種類型的俱樂部收斂，俱樂部之間的相對轉(zhuǎn)移路徑存在差異。為了提高我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的整體效率，首先，對于不同俱樂部所包含的省份之間，其發(fā)展效率和增速趨于一致性，應當建立互補性合作關(guān)系，通過取長補短克服自身休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展短板，促進休閑農(nóng)業(yè)效率提升；其次，相對轉(zhuǎn)移路徑下降的類型三和四所包含的省份，農(nóng)業(yè)資源類型豐富，受限于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸不足，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展未能形成規(guī)模或產(chǎn)業(yè)附加值較低，應當加強向第一種收斂類型的交流學習，引入新的發(fā)展理念和思路；最后，我國休閑農(nóng)業(yè)在省際之間存在較強的空間依賴型，臨近省份之間存在正向空間溢出[20]，這種空間溢出能夠促進省份或區(qū)縣之間休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理和服務(wù)的學習，提高休閑農(nóng)業(yè)的經(jīng)營效率。對于資源稟賦相同的省份，尤其是資源稟賦相近的臨近省份之間，應當強化典型示范和交流學習。通過不同區(qū)域和不同類型的協(xié)作，構(gòu)建區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)綜合體，提高我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的整體效率。