民族地區生產性服務業對農業發展溢出效應與特征研究

馬 楠

（1.中南民族大學 經濟學院，湖北 武漢 430074；2.北京大學 政府管理學院，北京 100871）

十九大報告提出實施鄉村振興戰略，健全農業社會化服務體系[1]，為民族地區①為便于數據統計與分析，本文所述民族地區是指少數民族人口較為聚居的內蒙古、廣西、西藏、寧夏、新疆、貴州、云南、青海等8個省區。依托生產性服務業促進農業高質量發展指明了方向。民族地區區位偏遠，農業產業化發展滯后，農業人口數量眾多，農業高質量發展對于農民穩定增收、鞏固精準脫貧成果、助力鄉村振興具有重要意義。鑒于此，基于2003~2018年民族地區相關數據，分析民族地區生產性服務業對農業的溢出效應和時空差異性特征，具體測算溢出效應的實際強度，可為民族地區依托生產性服務業推動農業高質量發展提供參考。

一、問題的提出

美國經濟學家舒爾茨在其《改造傳統農業》一書中最早提及涉及農業研究領域的生產性服務業，認為對傳統農業的改造，關鍵在于尋找現代化的生產要素和生產技術。從定義角度，生產性服務業在農業領域應用被稱為農業生產性服務業，是指面向農業生產全過程（產前、產中、產后），提供諸如農業物資配送、農業信息、農業金融保險、農機供應、農業生產技術、農業生產管理等服務的行業[2]，主要有兩種表現形態：一是農戶之間相互提供農機耕種等生產性服務業的內部非獨立形態；二是企業向農戶有償提供專業生產性服務的外部獨立形態[3]。根據發展主體的不同，可將農業生產性服務業劃分為政府主導、政府引導企業化運作和產業區三種基本發展模式[4]；根據服務供給涵蓋范圍的不同，又可以劃分為農業生產單一環節服務模式、農業服務鏈模式、農業服務平臺模式和農業生產經營區域服務體系模式四類[5][6]。

已有研究成果大多認為，生產性服務業是當前我國農業經濟發展新的增長點，是實現農業綠色轉型[7]、建立新型城鄉關系[8]和參與國際分工[9]的紐帶。將生產性服務業作為農業發展的直接投入，發現生產性服務業與農業發展有著顯著正相關關系[10]。對于農戶增收，生產性服務業能夠擴大市場需求、深化農業生產分工、提升農業生產技術，并降低產品交易費用，進而提升農戶在農業生產活動中的獲益能力[11][12]；推進農業與流通服務、金融服務和農資服務等生產性服務業耦合發展，對農業現代化發展具有積極作用[13]，但是由于不同類型生產性服務業所產生的效果各有不同，因此，需要地方政府在推進生產性服務發展時，應做到先易后難、循序漸進、重點發展[14]；對于區域產業結構調整，生產性服務業勞動力要素和資本要素的持續投入能夠較為有效地優化區域產業結構，但對三次產業所產生的實際影響效果各有不同[15]。從農業生產效率損失角度來看，受制于我國當前農業和生產性服務業發展現狀，生產性服務對提升農業生產效率的作用仍未得到充分發揮[16]。

從現有文獻來看，國內外學者的研究成果雖然能夠為我國廣大農村地區依托生產性服務業促進農業高質量發展提供借鑒與參考，但針對民族地區開展的研究依然較少，因此，迫切需要開展民族地區生產性服務業促進農業發展相關研究。鑒于此，本文建立生產性服務業對農業溢出效應的動態兩部門模型，并基于民族地區2003~2018年相關數據，使用系統動態面板模型，分析生產性服務業對農業發展所產生的溢出效應，以及時空差異性特征和溢出強度，進而為民族地區農業生產性服務業高質量發展提出針對性的對策建議。

二、模型構建與數據來源

（一）模型構建

本文基于Feder 兩部門模型，將產業劃分為生產性服務業部門和農業部門兩類；同時考慮生產性服務業的中間投入性和作用連續性，在兩部門模型的基礎上進一步引入適應性預期[17]，建立生產性服務業對農業溢出效應的動態兩部門模型。為了便于理論推導，此處做出四個基本假設：產業由農業和生產性服務業兩個部門組成；生產性服務業能夠對農業的發展產生溢出效應；農業和生產性服務業具有相同要素邊際生產率；生產性服務業以不變彈性影響農業發展。

假定At、St、Yt為t時期農業、生產性服務業以及兩部門的總產出；Lt、Kt為t時期勞動力和資本的要素投入水平。將生產性服務業的產出作為要素投入到農業當中，產生溢出效應。由于連續性是生產性服務業的重要特性，其當期產出與前期產出具有相關性，因此可以通過適應性預期將二者進行關聯，確定生產性服務業當期產出為

則農業產出可以調整為

進一步設定生產性服務業和農業要素邊際生產率為δ；農業關于勞動力要素和資本要素的產出彈性分別為ρ、ω；生產性服務業以不變彈性μ作用于農業發展。做變換后可得公式（3）①由于Feder兩部門模型的推導過程較為簡單且并非本文研究重點，因此此處省略公式（3）的推演過程，如有需要，可向作者索取。。

公式（3）中，dYt/Yt為t時期兩部門總產出的增長率；dLt/Lt為t時期勞動力要素投入增長率；dKt/Yt為t時期資本要素與兩部門總產出的比值；dSt/St·St/Yt為t時期生產性服務業對包含農業在內兩部門經濟的影響，可以理解為生產性服務業對農業的直接溢出效應；μ·dSt/St為t時期生產性服務業通過與農業的彈性關系對農業和兩部門經濟的影響，可以理解為生產性服務業對農業的間接溢出效應。

（二）變量選取和數據來源

生產性服務業對農業溢出效應的動態兩部門模型共涉及四類變量，分別是生產性服務業、農業、勞動力要素投入和資本要素投入。其中，生產性服務業對照《國民經濟行業分類》（GB/T4754-2017）、《生產性服務業分類（2015）》，分別對應至“交通運輸、倉儲和郵政業”“信息傳輸、計算機服務和軟件業（信息傳輸、軟件和信息技術服務業）”“金融業”“租賃和商務服務業”“科學研究、技術服務和地質勘查業（科學研究和技術服務業）”“水利、環境和公共設施管理業”六個行業；農業界定為農、林、牧、漁業；勞動力要素投入定為當年從業人員數量；資本要素投入則采用永續盤存法進行核算，如公式（4）所示。

公式（4）中，Kt、Kt-1分別為t時期、t-1 時期的資本要素存量；It為t時期資本投入總額；γ為資本折舊率。此處生產性服務業資本折舊率設定為5%[18]（57）、農業資本折舊率設定為5.42%[19]。由于新版《國民經濟行業分類》在2003年完成，因此，資本要素投入以2003年為基年，基年資本存量以當年全社會固定資產投入除以10%得到[20]。數據來源于2004~2019 年《中國統計年鑒》《中國三農數據庫》以及民族八省區縣市統計數據庫。

三、民族地區生產性服務業對農業溢出效應

民族地區在西部大開發、精準扶貧等系列國家扶持戰略的推動下，產業結構不斷調整，生產性服務業規模也隨之不斷變化[21][22]，就業人口、固定資產投入、資本存量均穩定增長。2003~2019年，固定資產投入由1 685.28億元增加至36 769.24億元，年均增長21.25%；資本存量在考慮折舊的基礎上由16 952.90 億元增加至225 635.56 億元，年均增長17.56%；就業人口數量由194.40 萬人增加至333.23 萬人，年均增長3.43%。為分析民族地區生產性服務業對農業產生的溢出效應，此處使用公式（3）做進一步實證檢驗。由于公式（3）中引入了適應性預期，即生產性服務業部門產值的一階滯后項。為克服滯后項給分析結果所造成的偏差，此處選取系統動態面板模型（System-GMM）進行分析，結果如表1所示。

表1：系統動態面板模型回歸結果

dLt/Lt的系數為正但并不顯著，這表明t時期勞動力投入要素的增長并不能夠有效提高t時期農業和生產性服務業的總產出。這主要是由于生產性服務業聚焦于為農業生產提供專業化的分工服務，以效率的提升拉動農業的發展，屬于技術密集型。同時，隨著農業現代化的不斷發展，農業生產與技術投入的關系越來越密切，技術對農業生產效率的影響也越來越明顯。但當前民族地區勞動力供給主要以老人、兒童和婦女為主，這部分勞動力對新技術和新方法的接受意愿和學習能力較低，無法有效支撐生產性服務業和農業現代化發展的需求，因此，基于當前民族地區勞動力結構，單純從數量層面增加勞動力供給，已經不能有效促進農業經濟發展。

dKt/Yt的系數為負且在1%置信水平上顯著，這表明t時期在農業和生產性服務業所組成的兩部門經濟中，民族地區資本要素投入越高，反而會在一定程度上限制t時期的總產出。導致這種狀況出現的原因有兩個方面：一是由于民族地區資本投入體量相對于東部和中部地區而言仍然較小，加之歷史欠賬較多，無法滿足民族地區全面建成小康社會后整體穩健發展的客觀需求，資本投入大多呈現“撒胡椒面”的狀況，無法充分發揮資本對經濟的拉動作用；二是生產性服務業大多為技術、方法等無形產出，其效益的發揮需要一定的載體和積累，因此，在進行產出統計度量時無法進行有效全面的核定，進而導致投入產出效益出現偏低的情況。

（dSt/St）*（St/Yt）的系數為負且在1%置信水平上顯著，這表明t時期生產性服務業并沒有對兩部門經濟總量起到正向的推動效應，相反，卻在一定程度上阻礙了兩部門經濟總量的提升，原因主要有以下兩點。第一，當前民族地區市場體制尚不完善，市場對各類資源的引導和調控能力亟待加強，資源的投入大多依靠政府的判斷，但是生產性服務業的發展具有十分明顯的“定制性”，其所提供的服務必須是市場發展所需要的。如果服務供給和市場需求不能精準對接，則會出現資源的錯配，相互限制發展的狀況。第二，生產性服務業的供給主體大致分為企業、供銷合作社以及農場三類，但是當前民族地區生產性服務業供給企業和農場發展較為欠缺，主要依托供銷合作社以“兼業”的形式承擔少許服務供給職能，服務供給質量不能滿足市場現代化高質量發展的需求，進而在一定程度上限制了兩部門經濟總量的提升。

dSt/St的系數為正且在1%置信水平上顯著，這表明t時期生產性服務業的不斷發展，能夠有效提高t時期農業的產出，表明通過一段時間的培育，民族地區生產性服務業已經成為區域經濟的重要組成部分。

dYt-1/Yt-1的系數為負但并不顯著，表明t時期農業和生產性服務業的總產出與t-1時期的總產出并未形成發展慣性。

四、民族地區生產性服務業對農業溢出效應時空差異性特征

通過前文分析，可以從整體上了解生產性服務業對農業發展所產生的溢出效應，但是這種效益是否具有時間差異性和區域差異性卻不得而知，因此須對溢出效應的時空差異性特征進行分析。

（一）生產性服務業對農業溢出效應的時間差異性特征

改革開放以來，我國農業生產性服務業的發展大致經歷了五個階段[23]，即農業生產性服務業萌發期、農業公共服務機構職能市場化轉變期、農業生產性服務業主體多元化發展期、農業生產性服務業體系化建設期、農業生產性服務業快速發展期。為分析民族地區不同階段生產性服務業對農業產生的溢出效應，并綜合考慮數據可得性，此處選擇體系化建設期向快速發展期轉換的2008年為時點進行分階段分析（結果見表2）。分析表明，2008 年以前，生產性服務業對農業發展無顯著相關性；2008年以后，生產性服務業對農業發展在1%置信水平上顯著相關。

表2：時間差異性回歸結果

2003~2008 年，全國生產性服務體系的建設工作得到持續加強，但民族地區受限于薄弱的經濟基礎、閉塞的區位條件以及落后的生產方式，農業仍然遵循粗放的發展模式，農民增收能力依舊不足，農業生產的重點仍聚焦于產量的提升，對于農業生產效率和農產品質量的關注度不足。基于分工提效思路的生產性服務業發展始終處于較為滯后的狀態，與農業發展并未形成顯著的邏輯相關性。

2008 年至今，民族地區生產性服務業逐漸得到發展。一方面，盡管民族地區產業結構不斷優化，但農業對農村勞動力的吸納作用仍然高于其他產業，因此，如何通過農業鞏固民族地區農民的脫貧成果具有重要意義。另一方面，受東部和中部地區經濟發展極化效應的影響，民族地區大量有效勞動力外流，具有協同發展特點和適度規模效應的生產性服務業自然成為民族地區推動農業高質量發展的有效抓手。

由表 2 回歸結果可見，dLt/Lt的系數為負但并不顯著；dKt/Yt、（dSt/St）*（St/Yt）的系數為負且在 1%置信水平上顯著；dSt/St的系數為正且在1%置信水平上顯著。對比“2003~2008 年”和“2009~2018年”的回歸結果可以發現，民族地區生產性服務業對農業的溢出效應出現于2008年前后。

（二）生產性服務業對農業溢出效應的區域差異性特征

農業生產規模往往與區域地形地貌特征密切相關，因此，將民族地區按地形地貌分為以山地丘陵為主的山區和以高原盆地為主的非山區兩類。其中，山區包含寧夏、云南、廣西、貴州；非山區包含西藏、青海、內蒙古、新疆。山區受地形地貌特征約束，耕地往往較為分散，鄉村人均可用農地面積為0.943 公頃；相比之下，非山區耕地往往較為集中，鄉村人均可用農地面積為4.452 公頃，是山區的近5倍。同時，山區和非山區的生產性服務業發展也有明顯的差別，2003~2018年，山區生產性服務業勞動力資源投入由81.21萬人增加至126.48萬人，而非山區生產性服務業勞動力資源投入則由113.19萬人增加至184.41萬人；固定資產投入方面，山區由764.99億元增加至8 097.51億元，而非山區則由920.29 億元增加至22 692.26 億元。由此可見，樣本期內無論是勞動力資源投入還是固定資產投入，非山區均高于山區。在山區和非山區差異化的生產性服務業發展態勢下，其對農業發展所產生的溢出效應是否也具有差異性。此處分別對二者的溢出效應進行回歸分析，結果如表3所示。

由表3可見，在山區與非山區之間，生產性服務業對于總體經濟發展和農業發展的溢出效應既有相似性也有區域差異性。相似性在于，二者變量的作用效果與顯著性關系基本一致。dLt/Lt、dYt-1/Yt-1無顯著相關性；dKt/Yt、（dSt/St）*（St/Yt）的系數為負且在1%置信水平上顯著；dSt/St的系數為正且在1%置信水平上顯著。差異性在于變量的作用強度具有較大差別，dSt/St系數非山區遠大于山區，即在非山區，生產性服務業對農業的推動效果較山區更明顯。

表3：區域差異性回歸結果

綜上，更多的生產性服務業投入能夠為農業帶來更高溢出效應，反之亦然。具體而言，可以從勞動力資源投入和固定資產投入兩個方面進行理解。一方面，山區與非山區相比較，農地分布較為分散，鄉村人均可用農地面積較小，農業生產過程中小農戶的特征十分明顯，農業適度規模化發展相對滯后，市場對生產性服務業的需求也相對不足，這使得山區生產性服務的固定資產投入始終處于低水平狀態，限制了其對農業發展溢出效應的發揮。另一方面，由第六次全國人口普查數據可以發現，山區在外省從事商業、服務業的人口多于非山區，導致山區生產性服務業的有效勞動力供給弱于非山區，進而限制了其溢出效應的發揮。

（三）生產性服務業對農業溢出效應時空差異性測度

分階段看，2003~2018 年，民族地區生產性服務業分兩個階段且得到不同程度的發展。其中，2003~2008 年生產性服務業發展較為緩慢，其對農業和兩部門經濟的發展沒有產生顯著的溢出效應；2009~2018 年，生產性服務業發展速度加快，其對農業的溢出效應也隨之得到增強，溢出強度為0.688，高于2003~2018 年0.441 的溢出強度；生產性服務業和農業的要素邊際生產率為1.760，同樣也高于2003~2018年-0.922的要素邊際生產率。近年來，由于民族地區生產性服務業得到了持續發展，促進了農業的專業化分工，提高了要素的邊際產出效率，推動了農業質量的提升。

將民族地區分為山區和非山區，山區生產性服務業對農業產生的溢出強度為0.346，低于非山區的溢出強度（1.007）；生產性服務業和農業的要素邊際生產率為-0.898，高于非山區的要素邊際生產率（-0.972）。由于受地形地貌等因素的影響，山區生產性服務業的發展效果和對農業的溢出強度均弱于非山區，但在生產性服務業的推動下，山區農業的生產效率卻超過了非山區，獲得了一定的提升。

五、結論與建議

隨著民族地區農業生產過程專業化分工的持續細化，以面向農業產業鏈提供生產性服務的生產性服務業得到了不斷發展。本文基于Feder 兩部門模型，通過引入適應性預期，建立了動態兩部門模型，用于分析民族地區生產性服務業對農業發展的溢出效應，并使用2003~2018 年民族地區相關面板數據進行實證檢驗，分析了溢出效應的時空差異性特征，并且測算了具體的溢出強度。第一，民族地區生產性服務業的產業規模不斷擴大，2003~2019年，產業就業人口、固定資產投入、資本存量均呈現出較為穩定的增長態勢。第二，民族地區生產性服務業對農業發展的溢出效應顯著，具體的影響方式有兩種：一是通過影響兩部門經濟的方式對農業發展產生直接溢出效應；二是通過與農業部門產生彈性關系的方式對農業發展產生間接溢出效應。第三，民族地區生產性服務業對農業發展的溢出效應具有顯著的時間差異性特征。第四，民族地區生產性服務業對農業發展的溢出效應具有區域差異性特征，山區生產性服務業的發展滯后于非山區。

雖然，通過分析可以確定在民族地區生產性服務業能夠在一定程度上推進農業發展，但存在薄弱環節。一是生產性服務業對農業溢出強度低于1，仍有較大發展和提升空間，并且勞動力供給不能滿足產業發展需求，資本要素投入存在錯配，一定程度上限制了兩部門經濟發展。二是民族地區內部生產性服務業發展不均衡，具有明顯區域差異性，生產性服務業基于專業化分工對要素邊際生產率的提升效應沒有得到應有釋放，民族地區兩部門經濟中，要素投入仍處于低效率。針對以上薄弱環節，可以嘗試從以下三個方面開展探索。

第一，轉變農業生產方式，推進適度規模經營。客觀認識民族地區小農戶生產的特征，精準解讀和把握農村土地所有權、承包權、經營權“三權分置”的內涵，在開展土地流轉工作的基礎上，以生產性服務業的發展為抓手，推動民族地區向“小農戶承包、多元主體經營”轉變，提升農業生產適度規模發展，擴充生產性服務需求總量，從需求側牽引生產性服務業發展。

第二，拓展供銷合作社功能，強化服務供給能力。供銷合作社是民族地區農業發展的關鍵主體，兼具農業生產、農產品銷售以及農業生產服務功能。民族地區供銷合作社一般由當地“能人”或返鄉創業人員經營，與當地群眾具有緊密的情感聯系，具有更強“惠地區”意愿。全面建成小康社會后，以強化服務供給能力為重點，拓展供銷合作社功能，從供給側有效推動生產性服務業發展。

第三，強化制度支撐，優化產業發展環境。準確研判民族地區發展生產性服務業對農業現代化發展的驅動能力，構建培育生產性服務供給主體的政策體系，針對當前民族地區農業發展“人少”“缺錢”的困境，須不斷完善生產性服務業發展的人才引進、金融扶持、保險保障等方面的制度支撐。