大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響：基于新農村發展研究院建設的準自然實驗

江激宇，倪 婷，佟大建，張士云

（安徽農業大學經濟管理學院，安徽合肥 230036）

1 研究背景

推動農業高質量發展是轉變中國農業發展方式，實現鄉村振興的重要舉措，為破解鄉村振興面臨的現實難題，黨中央、國務院相繼提出推動農業高質量發展的重大戰略方針。目前學界對農業高質量發展的內涵與影響因素進行了相應的討論，例如，張露等［1］、于法穩等［2］、孫江超［3］認為農業高質量發展的內涵是形成保產增收、產出高效、產品安全、資源節約、環境友好和調控有效的高質量發展格局，是在中國農業高速發展的基礎上實現高標準、高效益和可持續發展。對于農業高質量發展的影響因素，已有研究多關注農旅融合、農業科研人才空間分布、農村金融發展、農業技術創新以及社會化服務等，鮮少關注農業技術推廣對農業高質量發展的影響。孫生陽等［4］和黃季焜［5-6］等學者的研究均指出，改革開放以來，中國基層農業技術推廣體系的完善與發展在保障國家食品安全、農業生產結構優化、農產品質量安全、農業生態安全以及促進農民增收等方面發揮了主力軍的作用；然而，胡瑞法等［7］研究表明，基層農業技術推廣雖取得了一系列成就，但政府公共信息服務能力弱化、激勵機制喪失、人事制度改革失敗等問題限制了其長久地發揮重要作用，也嚴重制約了新發展理念下農業高質量發展。有研究通過對美國贈地學院的試驗站研究發現，高校開展農業科技推廣服務有助于提高農業生產者的專業知識水平［8］，同時對當地的農業發展具有顯著正向影響且存在空間溢出效應［9］。為提高公益性農業技術推廣服務對中國農業發展的支撐作用，2012 年教育部、科技部聯合提出“高等學校新農村發展研究院建設計劃”(以下簡稱“新農院計劃”)。新農院計劃的實施標志著以高等學校為依托的大學農業科技推廣正式成為完善中國公益性農業技術推廣體系的一種嘗試。目前，已有多所高校啟動建立了新農村服務基地，成功探索出多種以高校為依托，農科教相結合的大學農業科技推廣模式，如：浙江大學的“1+1+N”模式、安徽農業大學的“一站一盟一中心”模式以及湖南農業大學的“基地+專家服務站+專家團隊+農戶”模式等。眾多學者如何得桂［10］、湯國輝等［11］、王新華等［12］、許竹青等［13］相繼對大學農業科技推廣的具體模式展開了研究，但尚未有研究給出大學農業科技推廣影響農業高質量發展的經驗證據。由此，本研究基于新農院計劃這一準自然實驗，探究大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響、作用機制及其在不同類型推廣方式下對農業高質量發展的推動作用是否存在差異。

2 分析框架

隨著新農院計劃的實施，建有新農村服務基地的縣（以下簡稱“推廣縣”）和無新農村服務基地的縣（以下簡稱“非推廣縣”）在農業公共支出、農業技術創新以及農業科技應用等方面可能存在差異。首先，不同于以往的基層農業技術推廣，大學農業科技推廣有相對充足的推廣經費。大學農業科技推廣不僅受到教育部、科技部以及地方政府的資金支持，而且可以通過申請科研項目和向社會籌資等方式獲取資金，因此，高校開展農業科技推廣工作有條件更深入了解推廣縣農業發展的困境與需求。其次，高校是培養農業科研人才的源泉。大學農業科技推廣能引領農業科研人才深入田間地頭、了解農業一線現狀，并依據推廣縣農業發展基礎條件和需求設計科研內容［13］，提高了農業技術創新的針對性和精準性。第三，推廣縣的新農村服務基地為農業技術創新的新技術、新品種和新設備的試驗示范推廣提供了良好的實踐場所［10］。根據農業創新擴散理論，大學農業科技推廣有利于提高推廣縣的農業技術進步和農業科技應用率。綜上分析，認為大學農業科技推廣能夠推動農業高質量發展。

從具體作用機制來看，大學農業科技推廣可能通過3 個方面促進農業高質量發展。一是促使政府加大財政支農力度。既有研究表明，中國政府的財政支農支出對農業發展有較強的積極影響［14］。推廣縣政府可能因大學農業科技推廣而加大對地方農業發展的重視，加大對本地農業技術創新的投入和農業公共基礎設施的完善，這為大學農業科技推廣推動農業高質量發展塑造了良好的外部環境。二是提高土地生產率。中國長期存在人地矛盾，提高土地生產率是發展中國農業、實現農業高質量發展的內在動因之一［1］。大學農業科技推廣可能通過新農村服務基地試驗示范推廣、專家現場教學以及信息平臺指導等方式有效打通了從科技源頭到“最后一公里”的通道［10］，直接提高了土地生產率，以推動農業高質量發展；此外，高校組織的農民教育、培訓指導等活動有助于提高農業經營主體的素質、知識和能力，有助于間接提高土地生產率。三是調整農業產業結構。農業產業結構是影響農業綠色生產率增長的重要因素［15］。大學農業科技推廣可依據推廣縣的農業發展基礎條件示范發展特色農業和創新，推廣適用的新品種、新技術以及新設備，推動生產要素在推廣縣農業內部不同細分部門（如種植業、畜牧業、林業、漁業以及農林牧漁服務業）間的流動與重新配置，從而推動地區農業高質量發展。

同樣是推廣縣，大學農業科技推廣對農業高質量發展的推動作用也可能引發起高校類型、地區農業發展基礎條件以及新農村服務基地聯建主體的不同而存在差異。相對于省（區、市）屬高校開展大學農業科技推廣，教育部直屬高校開展農業科技推廣工作具有經費來源廣、科研實力強、科研人才水平高以及項目多、實踐經驗豐富等優勢，能加快農業技術創新、示范、推廣與應用，因此，教育部直屬高校開展的大學農業科技推廣對農業高質量發展的促進作用可能更顯著。因地域不同，推廣縣的土地資源稟賦、自然條件致使其農業發展基礎條件也可能存在差異。許竹青等［13］研究發現，農業生產條件能制約誘致性技術的推廣應用，甚至影響其農業技術進步，一般來說，有一定農業發展基礎條件的地區有良好的農業生產要素和外部基礎支撐當地的農業高質量發展；而且，相對于校地資源結合型的合作推廣服務模式，校企資源結合型的合作推廣服務模式能夠彌補公益性農技推廣服務的缺點，貼近市場需求，激發農村科技服務及農業科技成果轉化的積極性。此外，校企資源結合型的合作推廣服務模式能與政府主導的農技推廣體系互為補充，激發現有農技推廣體系的活力，為推動地區農業高質量發展助力。

3 研究方法及數據來源

3.1 研究方法

3.1.1 農業高質量發展評價指標體系構建

學界主要從以下兩個方面構建農業高質量發展評價指標體系：一是基于對“農業高質量發展”復合概念的理解，構建多維指標體系對農業高質量發展水平進行測度；二是參考經濟高質量發展的內涵，以新發展理念為指導，從創新、協調、綠色、開放和共享這5 個維度構建指標體系對農業高質量發展水平進行測度。參考羅其友等［16］、辛嶺等［17］、劉濤等［18］、劉忠宇等［19］學者的研究，遵循科學性、系統性、可操作性和數據可比性原則，構建了一套包含4 個維度和13 項一級指標的縣級農業高質量發展水平評價指標體系（見表1）。為避免觀測樣本因個體差異對估計結果產生偏差，研究選取的指標均采取比值或均值的形式。各維度的具體分析如下：

表1 縣級農業高質量發展水平評價指標體系

表1 （續）

（1）綠色發展維度。農業與生態環境緊密相連，綠色發展是緩解中國生態環境壓力、引領鄉村振興的必由之路［20］。習近平總書記［21］提出“綠色發展是最有前途的發展領域”，特別是中國過去為追求農業高速度發展忽視化肥農藥等化學品過度使用、農業環境惡化等問題，這為新時期中國農業高質量發展帶來了巨大挑戰。因此，農業綠色發展是推動中國農業高質量發展的必然選擇。共包含2 項指標。

（2）產業效益維度。農業產業效益是推動中國農業高質量發展的核心動力。從產業層面來講，質量和效益是實現產業轉型升級的根本［22］。當產業收益突破一定界限時，國家將更加關注農產品質量問題；居民收入增加也會對優質的農產品產生有效需求。因此，農民會加大對先進農業要素的投入以生產高品質的農產品，這不僅滿足了人民對美好生活的需求，同時也提升了中國農業的國際競爭力。共包含2 項指標。

（3）生產效率維度。提高生產效率是中國實現農業高質量發展的重要環節［18］，在一定程度上體現了中國農業技術水平。一方面，較高的生產效率能體現中國農產品的生產能力、農機設備的使用情況，加快人力資本轉移以獲取更大的利益；另一方面，較高的生產效率也能刺激資本的投入，有利于農業實行集約化、規模化生產。共包含4 項指標。

（4）組織規模維度。組織經營優化和集約規模提升是推動中國農業高質量發展的必然要求。規模化經營是推行農業標準化、專業化、集約化生產，降低農業生產成本、提高農業生產水平的重要基礎［17］。組織經營優化到一定程度，有利于帶動地區產業融合，提高農業資源的利用率，更好地促進農民增收和地區經濟發展，進而推動農業高質量發展。共包含5 項指標。

3.1.2 農業高質量發展水平測度

采用客觀賦權法中的熵權法進行測度，旨在分析2010—2019 年中國江蘇省、湖南省、安徽省和浙江省188 個縣的農業高質量發展水平及變化趨勢。參考辛嶺等［17］的做法，為了使不同年份之間結果具有可比性，加入時間變量，使得各指標計算結果更加合理。具體步驟如下：

第一步，設縣級面板數據中有t個年份、i個縣、r項指標，則表示第t年i縣的第r項指標。

第二步，采用極值法消除正負指標量綱和單位不一致導致的不可比性。

正向指標標準化公式如下：

負向指標標準化公式如下：

第三步，計算第t年i縣的第r項指標值的比重（P）。公式如下：

第四步，計算第r項指標的熵值（E）。公式如下：

式（4）中，α代表系數估計量，

第五步，計算第r 項指標的權重。公式如下：

第六步，計算188 個縣的農業高質量發展綜合得分（S）。公式如下：

3.2 數據來源

2012 年4 月國家首次批準10 所高校成立新農村發展研究院，考慮到區域生態類型、產業結構的相似性以及數據的可獲得性，最終選取了地處長江中下游平原的南京農業大學、湖南農業大學、安徽農業大學和浙江大學4 所高校建立的新農村服務基地展開研究。數據主要來源于2010—2019 年《江蘇省統計年鑒》《湖南省統計年鑒》《安徽省統計年鑒》《浙江省統計年鑒》以及各市縣相應年份的統計年鑒。其中，農業增加值數據來源于《中國縣域統計年鑒》；部分缺失數據通過查找各縣《國民經濟和社會發展統計公報》和采用線性插值法補齊。去掉數據缺失較為嚴重的縣后，樣本數據共涉及188 個縣。

4 計量模型設立與變量選擇

4.1 計量模型設定

（1）大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響。利用雙重差分法評估大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響。模型設定如下：

式（7）中：AQit為農業高質量發展水平；Extendi代表縣虛擬變量，推廣縣賦值為1，非推廣縣賦值為0；Periodt代表年份虛擬變量，因樣本高校建立新農村服務基地的時間主要在2014 年，因此將2015 年作為政策作用的年份。當時，Periodt賦值為1，否則賦值為0；代表交互項Extendi×Periodt的系數估計量，衡量的是大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響，如果則說明大學農業科技推廣對農業高質量發展具有正向影響，即大學農業科技推廣能推動農業高質量發展，反之亦然；Zit代表影響農業高質量發展的控制變量；φi代表縣固定效應；代表年份固定效應；代表隨機擾動項。

（2）平行趨勢檢驗與大學農業科技推廣對農業高質量發展的動態影響。雙重差分模型應用的前提是處置組和對照組用于政策評估的結果變量在受到政策作用之前須滿足平行趨勢，即如果沒有新農院計劃，推廣縣和非推廣縣的農業高質量發展水平的變化趨勢并不隨時間變化存在系統性差異；此外，高校建立的新農村服務基地運行需要一定時間，大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響在短期內可能無法顯現。因此，有必要分析大學農業科技推廣對農業高質量發展的動態影響。模型設定如下：

4.2 變量選擇

（1）被解釋變量：農業高質量發展水平（AQ），即農業高質量發展水平評價綜合得分乘100。

（2）核心解釋變量：Extendi×Periodt，用于衡量大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響。

（3）控制變量。為了控制其他因素對農業高質量發展的影響，參考鐘真等［23］、尹朝靜［24］、曹菲等［25］學者的研究，選取如下控制變量：1）財政支農力度代表縣政府對當地農業生產的支持力度；2）土地生產率通過農產品產出和農業產值來影響農業高質量發展；3）地區經濟發展水平通過影響地區的農業技術進步來影響農業高質量發展；4）農業結構通過調整農業生產要素流動來影響農業高質量發展；5）城鄉居民收入比通過農村勞動力轉移和農資農技的應用來影響農業高質量發展；6）工業化通過農業技術效率和農業生產分工來影響農業高質量發展；7）產業結構調整促進城鄉融合發展，以工促農，進而影響農業高質量發展。考慮到不同年份和地區受到的外部影響不同，從而對農業高質量發展產生影響，因此，控制年份和縣虛擬變量。

主要變量的說明及描述性統計結果見表2。

表2 變量說明及描述性統計結果

5 結果與分析

5.1 基準回歸

表3 為樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展影響的估計結果。其中：第（1）列為僅控制縣固定效應和年份固定效應的估計結果，此時交互項Extendi×Periodt的系數為0.563 且在10%的水平下顯著；第（2）列在第（1）列的基礎上加入了財政支農力度、土地生產率、地區經濟發展水平、農業結構、城鄉居民收入比、工業化和產業結構等控制變量，此時交互項Extendi×Periodt的系數為0.477 且在10%的水平下顯著。對比第（1）（2）列發現，無論是否加入控制變量，交互項Extendi×Periodt的系數均為正數且在10%的水平下顯著。由此可知，大學農業科技推廣對農業高質量發展具有顯著正向影響。

表3 樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響

控制變量估計結果顯示：地區經濟發展水平、財政支農力度對農業高質量發展具有顯著正向影響，可能原因是經濟發展水平高的縣的農業技術水平較高，有一定的經濟基礎推動農業高質量發展；土地生產率對農業高質量發展具有顯著正向影響，可能原因是土地生產率的提高會使得農業產值和農產品單產增加，最終提高農業生產效益和效率、推動農業高質量發展；產業結構、工業化對農業高質量發展具有顯著正向影響，可能原因是產業結構的調整加快要素流動，工業反哺農業，間接推動農業高質量發展；農業結構對農業高質量發展具有顯著負向影響，可能原因是農業產業結構調整的本質是加快農業要素在農業部門間的流動、優化和配置，能增加農業產值，但不能減少農業生產中化肥、農藥和農膜等農用物資的使用，特別是近年來在中國不減少糧食作物播種面積背景下，經濟作物播種面積在不斷擴增，這會帶來更多農用物資的消耗和農業碳排放，不利于農業綠色發展，這與金芳等［15］的既有研究結論一致。

5.2 平行趨勢檢驗與大學農業科技推廣對農業高質量發展的動態影響

滿足平行趨勢是使用雙重差分模型的前提。表4 為平行趨勢檢驗與樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展的動態影響的估計結果，可以發現的系數部分均在5%水平下顯著，的系數部分均不顯著，這表明在2010 至2014 年間，本研究選取的處置組和對照組的農業高質量發展水平的變化趨勢相對一致，不存在顯著差異，即處置組和對照組選擇是較為合理，滿足平行趨勢檢驗；此外，可以發現的系數部分由不顯著到顯著，表明大學農業科技推廣對農業高質量發展具有時間滯后性，長期開展大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響比短期的效果好，且的系數值逐漸增大，表明開展大學農業科技推廣的時間越長，對農業高質量發展的正向影響可能越大。

表4 平行趨勢檢驗與樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展的動態影響

5.3 穩健性檢驗

為了保證估計結果的準確性，采用傾向得分匹配雙重差分法和安慰劑檢驗對基準回歸的結果進行穩健性檢驗，具體結果見表5。

（1）傾向得分匹配雙重差分檢驗。“新農院計劃”并非真正的自然試驗，處置組和對照組在可觀測變量上可能存在較大差異而導致估計結果發生偏誤，因此采用傾向得分匹配雙重差分法重新估計樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響。具體做法：首先，采用Logit 模型和帶寬為0.06 的核匹配法，根據傾向得分匹配與處置組相近的對照組，消除兩者在可觀測變量上的差異；然后利用雙重差分法對匹配成功的處置組和對照組進行回歸。估計結果見表5 列（1），交互項Extendi×Periodt的系數為0.489 且在10%的水平下顯著，與表3 列（2）的基準回歸估計結果相比，交互項Extendi×Periodt的系數值有所增大，表明大學農業科技推廣對農業高質量發展具有顯著正向影響，也進一步驗證了基準回歸結果的穩健性。

（2）處置組變換的安慰劑檢驗。以上通過實證分析發現樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展具有顯著正向影響，意味著在沒有其他外部政策的沖擊下，非推廣縣的農業高質量發展水平的變動趨勢不會有大幅度變動，否則研究結果將會受到懷疑。采用處置組變換的安慰劑檢驗：首先，將原本模型中的對照組樣本按照縣名稱升序排列并從1 開始編號，假設其中編號為奇數的縣為推廣縣，反之則為非推廣縣；然后，對虛擬的處置組和對照組采用雙重差分法重新估計。得到回歸估計結果見表5 列（2），與表3 列（2）的基準回歸估計結果相比得出，交互項Extendi×Periodt的系數由原本顯著變得不再顯著，意味著在沒有大學農業科技推廣的作用下，處置組和對照組的農業高質量發展水平的變動確實不存在顯著差異，這也側面驗證了大學農業科技推廣對農業高質量發展具有顯著正向影響。

（3）虛置政策作用年份的安慰劑檢驗。以上通過實證分析發現樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展具有顯著正向影響，但推廣縣農業高質量發展水平的變化也可能是與大學農業科技推廣無關的其他不可觀測的隨機因素所導致，這種情形會使得研究的估計結果發生偏誤。為了排除這種情況，采取虛置政策作用年份的安慰劑檢驗：首先，假設政策作用年份不是在2015 年，而是發生在2015 年前的某一年；然后，按照如式（6）的模型檢驗樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響；最后，如果得出基準回歸估計結果中交互項Extendi×Periodt的系數不顯著，則表明無不可觀測值的隨機因素對上述表3 列（2）的基準回歸估計結果造成干擾，即表3 列（2）的估計結果是可信的；反之，則不可信。假設政策作用年份是2012年，基準回歸的估計結果見表5 列（3），交互項Extendi×Periodt的系數并不顯著，表明不存在不可觀測的隨機因素對研究估計結果造成干擾，即大學農業科技推廣對農業高質量發展具有顯著正向影響的研究結論是可信的。

表5 穩健性檢驗

5.4 作用機制

以上基準回歸和穩健性檢驗均表明大學農業科技推廣對農業高質量發展確有顯著正向影響，那么其作用機制是什么？參考劉瑞明等［26］的研究方法，通過分析大學農業科技推廣對農業高質量發展影響因素的作用來進一步識別大學農業科技推廣對農業高質量發展的作用機制。表6 的估計結果表明，樣本大學農業科技推廣對財政支農力度和土地生產率具有顯著正向影響，對城鄉居民收入比具有顯著負向影響，對農業結構、產業結構、工業化和地區經濟發展水平無顯著影響。結合表6 和表3 列（2）的估計結果可知，大學農業科技推廣通過促使政府加大財政支農力度和提高土地生產率以推動農業高質量發展。

表6 樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展影響因素作用分析結果

5.5 異質性分析

（1）發起高校類型的異質性。對樣本高校按教育部直屬和省屬進行分類，分別估計其開展農業科技推廣對農業高質量發展的影響，結果見表7 列（1）（2）。交互項Extendi×Periodt的系數在列（1）中不顯著，而在列（2）中在5%的水平下顯著，表明省屬高校作為大學農業科技推廣發起主體未顯著提升農業高質量發展水平，教育部直屬高校開展的大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響較為顯著。可能的原因是，相對于省屬高校，教育部直屬高校在開展農業科技推廣服務時其資金、人才水平和科研能力相對較高，因此對農業高質量發展的推動作用更為明顯。

（2）地方農業發展基礎的異質性。利用三分位法對樣本推廣縣按農業高質量發展綜合得分分為農業發展基礎薄弱、農業發展基礎適中和農業發展基礎較好3 類，然后采用雙重差分法分別回歸，估計結果見表7 列（3）～（5）。列（3）和列（5）交互項Extendi×Periodt的系數均不顯著，而列（4）交互項Extendi×Periodt的系數在1%的水平下顯著，表明大學農業科技推廣在農業發展基礎適中的地方效果最好，有效推動了當地的農業高質量發展。可能的原因是，農業高質量發展水平薄弱縣的農業基礎設施和經濟水平較為落后，部分農民可能沒有條件更新農機設備或引入先進的農業生產要素，小規模經營的農民對新技術、新成果的需求意愿較弱；而農業基礎較好的縣有較完善的農業基礎設施和良好的農業生產基礎，目前農業結構和農業生產方式已經契合了當地的資源稟賦，當地農民可能也習慣和滿意現有的勞作方式，因此在此類縣開展大學農業科技推廣可能會打破原有的平衡，反而不利于當地的農業高質量發展。

（3）聯建主體的異質性。參考陳四長［27］的研究，將新農村服務基地的聯建主體分為校地資源結合型和校企資源結合型兩類，校地資源結合型指“高校科技資源+政府行政資源”，校企資源結合型指“高校科技資源+企業經濟資源”。估計結果見表7 列（6）（7），列（6）交互項Extendi×Periodt的系數不顯著，列（7）交互項Extendi×Periodt的系數在5%的水平下顯著，表明校地資源結合型大學開展農業科技推廣對農業高質量發展有一定的促進作用，但效果不明顯；校企資源結合型大學開展農業科技推廣對農業高質量發展具有顯著的促進作用。可能的原因是，基于校企資源開展大學農業科技推廣服務更加貼近市場需求，大學和涉農企業的聯合無疑是農業科技資源與市場主體的合作，有利于更大程度地釋放二者的科技推廣潛力［28］；相比之下，基于校地資源開展大學農業科技推廣服務受政府管轄力度較強，推廣服務的內容、形式可能會受到限制，由此可能導致大學農業科技推廣對農業高質量發展產生正向影響但并不顯著。

表7 樣本大學農業科技推廣對農業高質量發展影響的異質性分析結果

6 結論與建議

作為中國公益性農業技術推廣服務的重要組成部分，以高校為依托開展農業科技推廣已成為各地促進農業發展的一種嘗試，但其效果的經驗證據尚相當匱乏。本研究采用雙重差分模型探究了大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響、作用機制及異質性，結果表明：（1）大學農業科技推廣對農業高質量發展的影響雖然具有一定的時滯，但具有顯著促進作用，隨著時間的延長，對農業高質量發展的促進作用越大，且這一結論在經過各種穩健性檢驗后依然成立。（2）大學農業科技推廣主要通過促使政府加大財政支農力度和提高土地生產率兩條途徑對農業高質量發展產生促進作用。（3）省屬高校發起的大學農業科技推廣對農業高質量發展的作用不明顯，教育部直屬高校發起的大學農業科技推廣對農業高質量發展具有顯著促進作用；相比于農業基礎薄弱和較好的地區，在農業發展基礎適中的地區開展大學農業科技推廣對農業高質量發展的促進作用更為明顯；與校地資源結合型相比，校企資源結合型高校開展大學農業科技推廣對農業高質量發展的正向影響更顯著。

基于以上研究結論，為在鄉村振興背景下完善大學農業科技推廣運行機制，以更好地推動地方農業高質量發展，文提出以下建議：（1）擴大大學農業科技推廣的覆蓋面。傳統農業縣應積極引進高校這一新型農業科技推廣力量，充分發揮高校的人才資源、科研資源以及教育資源等優勢服務農業縣，推動農業縣的農業高質量發展，助力鄉村產業振興。（2）地方政府應為高校開展農技推廣服務創造適宜的外部條件。地方政府應加大財政支農的力度，完善當地農業基礎設施，以提高大學農業科技推廣的有效性，推動地區農業高質量發展。（3）省（區、市）屬高校應全面加強自身服務地方農業發展的能力。在綜合服務地方農業方面，省（區、市）屬高校較于部屬高校有一定的限制，應積極尋求合作，加強對農業產業關鍵技術和共性技術的研發，以農業技術創新驅動地區農業高質量發展。（4）強化校地校企的深度融合。鼓勵高校聯合地方涉農企業及其他有關組織，在地方政府的支持引導下積極開展農業科技推廣服務。高校與以營利為目的的主體合作，有利于激發市場活力，有效促進農業新型技術成果的轉化應用，推動地區農業高質量發展。