農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務·農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率

摘要 基于中國30省市2010—2020年面板數(shù)據(jù)，構建PVAR模型探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率之間的動態(tài)關系。結果表明：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率都具有經(jīng)濟慣性，能夠實現(xiàn)自我促進。長期來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有顯著且持續(xù)的正向促進作用。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有相互促進作用。鑒如此，為應對農(nóng)業(yè)發(fā)展難題，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，不僅要建立并完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務體系，形成促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的長效機制，而且要發(fā)揮地方農(nóng)業(yè)發(fā)展相對優(yōu)勢，加大農(nóng)業(yè)投入，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成發(fā)展與壯大，為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展提供動力。

關鍵詞 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務；農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率；PVAR模型

中圖分類號 S-9? 文獻標識碼 A

文章編號 0517-6611（2023）14-0205-05

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2023.14.050

作者簡介 魏一曼（1987—），女，北京人，碩士，從事農(nóng)村與區(qū)域發(fā)展研究。

收稿日期 2022-07-17

隨著2020年脫貧攻堅任務的完美收官，國家“三農(nóng)”工作的重心轉移至鄉(xiāng)村振興。實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是全面實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的必然要求。提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是中國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)走向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的必由之路，也是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的本質［1］。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚都是促進農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高的重要因素，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務能夠促進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技的運用降低農(nóng)業(yè)經(jīng)營成本，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)濟效益，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚可以集中社會資源獲得規(guī)模效應，推動農(nóng)業(yè)由增量向增質轉變。在《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》中明確指出：要實現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機銜接。因此，為了推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質量發(fā)展，有必要弄清楚農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率三者間的聯(lián)系與相互影響關系，這對促進農(nóng)業(yè)實現(xiàn)優(yōu)質高效發(fā)展的新路徑，對加快農(nóng)業(yè)轉型升級，推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，深入貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要意義。

1 文獻回顧

已有文獻大多是從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率三者中的兩者進行相關性分析。一是有關農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率關系的研究。產(chǎn)業(yè)集聚是資源優(yōu)化配置的一種重要形式［2］，目前已經(jīng)有些研究已經(jīng)證明在非農(nóng)領域，產(chǎn)業(yè)集聚能促進勞動生產(chǎn)率的提高［3］。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成的網(wǎng)絡體系中，將地理優(yōu)勢、資金技術、人力資本等原本是農(nóng)業(yè)發(fā)展缺乏的因素集中到一起［4］，相比傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)發(fā)展模式會帶來更多的產(chǎn)出與收益，促進農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高［5］。杜建軍等［6］利用中國275個城市的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能夠顯著提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。李靜等［7］研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高能夠提升農(nóng)業(yè)用能的效率，有助于促進提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的形成創(chuàng)造條件。二是關于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)社會化服務的范圍包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后整個過程的各個環(huán)節(jié)，內(nèi)容從技術服務，生產(chǎn)服務，物資供給，倉儲物流等各個方面。張忠軍等［8］發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包有助于提高水稻生產(chǎn)率，其中，相對于勞動環(huán)節(jié)外包，技術密集型環(huán)節(jié)外包能顯著提高水稻生產(chǎn)率。李翠霞等［9］發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)社會化服務程度越高，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率越高。張麗等［10］容發(fā)現(xiàn)農(nóng)機作業(yè)服務對糧食全要素生產(chǎn)率的提升具有促進作用，但存在地區(qū)差異性。三是有關農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展壯大離不開配套的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚越是發(fā)展對配套農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的需求就越大，這種需求將引導農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務不斷升級優(yōu)化，從而適應農(nóng)業(yè)發(fā)展的要求。世界上農(nóng)業(yè)相對發(fā)達的國家，在整個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中都會有專業(yè)的農(nóng)業(yè)服務企業(yè)提供相應的服務［11］，例如世界聞名的荷蘭花卉產(chǎn)業(yè)，在產(chǎn)業(yè)集聚不斷發(fā)展的過程中，技術的發(fā)展推動品種持續(xù)改良，發(fā)達的花卉物流體系以及拍賣系統(tǒng)，不僅保證了花卉的品質而且降低了交易成本［12］。可以說農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的進步是相輔相成。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能促進農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營，提高農(nóng)業(yè)專業(yè)化水平，不僅為農(nóng)業(yè)基礎設施的修建與充分利用和農(nóng)民間的技術交流創(chuàng)造了條件，而且有助于打造地方品牌特色，提升農(nóng)業(yè)競爭力。同時，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚也能吸引提供專業(yè)化服務的機構與企業(yè)集聚，為專業(yè)化農(nóng)業(yè)相配套的金融、技術、管理、加工、物流等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務提供了新的市場，實現(xiàn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素與區(qū)域特色優(yōu)勢的集聚融合［13］。

但是鮮有研究將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚及農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率三者進行綜合分析。提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率促進農(nóng)民增收是全面實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要環(huán)節(jié)，與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展緊密聯(lián)系。因此該研究建立PVAR模型，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率置于同一框架體系下研究，一定程度上豐富了有關三者的綜合研究，為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)業(yè)高質量發(fā)展提供一定的理論支撐。

2 研究設計

2.1 模型設定

面板向量自回歸模型（PVAR）兼具面板數(shù)據(jù)分析和VAR模型的優(yōu)點，增加了觀測值的自由度，控制個體異質性，更加真實地研究變量間的動態(tài)互動關系，便于說明變量間的復雜聯(lián)系［14］。基于此，為探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率之間的動態(tài)關系，該研究構建如下PVAR模型：

式中：yit指的是核心變量，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率；i指的是各省份；t指的是年份；α0指的是截距項向量；αj指的是參數(shù)矩陣；p為滯后階數(shù)；xi為個體固定效應；vt表示時間效應；εit為服從正態(tài)分布的隨機干擾項。

2.2 變量選取

（1）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務（LAs）。不同學者對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的衡量指標不同，參考張恒等［15］、李明文等［16］的研究，借助《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中農(nóng)林牧漁服務業(yè)產(chǎn)值這一統(tǒng)計指標，以其占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重來表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平。

（2）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚（LAa）。以區(qū)位熵［17］來表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平。其中區(qū)位熵具體計算公式如下：

式中：LQ為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平;a表示某省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值;b表示全國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值;A表示該省生產(chǎn)總值;B表示全國生產(chǎn)總值。

（3）農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率（LAp）。參照杜建軍等［6］的研究，用每年各省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量的比值作為農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率（萬元/人）。

2.3 數(shù)據(jù)來源與處理 選取中國30個省份（西藏自治區(qū)因為缺失值較多，考慮到數(shù)據(jù)的完整性，予以剔除）為研究樣本，樣本區(qū)間為2010—2020年。數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、分省統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，個別缺失值由移動平均法補齊。為減小異方差對計量過程造成的干擾，將各變量進行取對數(shù)處理。各變量描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

3 實證結果分析

為探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率之間的關系，該研究使用Stata15.0軟件進行相應的計量分析，具體分為以下步驟。

3.1 平穩(wěn)性檢驗

PVAR模型對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性具有較高要求，同時為避免“偽回歸”現(xiàn)象，需要檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，先后分別采用LLC檢驗、ADF檢驗、Fisher PP檢驗和Hadri LM檢驗4種單位根檢驗方法進行檢驗。檢驗結果如表2所示，變量均平穩(wěn)，符合建立PVAR模型要求。

3.2 最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

根據(jù)表3結果，綜合AIC準則、BIC準則和HQIC準則，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1，選擇建立PVAR（1）模型。

3.3 PVAR模型的GMM估計

在確定了最優(yōu)滯后階數(shù)和通過單位根檢驗以后，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率進行GMM估計，結果如表4所示。

當農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務作為被解釋變量時，當期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務在0.05顯著性水平受到滯后1期的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，在0.01顯著性水平受到滯后1期的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的負向影響。

當農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚作為被解釋變量時，當期的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚在0.05顯著性水平受到其自身滯后1期的正向影響，在0.05顯著性水平分別受到滯后1期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務和滯后1期的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的負向影響。

當農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率作為被解釋變量時，當期的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率在0.01顯著性水平受到自身的正向影響，在0.01顯著性水平受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的正向影響，在0.05水平受到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的正向影響。

3.4 脈沖響應函數(shù) 該研究使用蒙特卡洛模擬200次得到各變量滯后10期的脈沖響應函數(shù)圖，見圖1。圖1所示PVAR模型的脈沖響應函數(shù)較為清晰地反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的動態(tài)關系與效應大小。其中橫坐標代表響應期數(shù)，縱坐標代表響應值，中間實線表示脈沖響應函數(shù)，兩側虛線代表200次蒙特卡洛模擬產(chǎn)生的95%置信區(qū)間，由圖1可知：

（1）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對自身的信息產(chǎn)生的沖擊總的來看都顯著為正向沖擊，這表明三者具有較強的經(jīng)濟慣性，能夠在已有的基礎上實現(xiàn)進步；具體來看，三者的變化趨勢呈現(xiàn)出不同的特點，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務在開始2期內(nèi)響應值迅速減小，隨后趨緩，第4期以后趨于穩(wěn)定；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對自身的信息沖擊呈現(xiàn)出較為均勻的平滑曲線式減弱；農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對自身的信息沖擊在第1期變化不大，具有一定的滯后性特征。

（2）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務作為沖擊變量時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響整體上呈現(xiàn)出先增強后減弱的負向影響，在第1期負向效應迅速增強，第1期以后逐漸趨緩，在第2期負向影響達到最強，隨后逐步減弱趨近于0。可能是因為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)的發(fā)展，緩和了農(nóng)業(yè)發(fā)展的一些問題，例如，農(nóng)機服務不僅能夠降低農(nóng)民購買和使用各種農(nóng)機的各種成本，而且還能充分發(fā)揮現(xiàn)代化農(nóng)機的效用提高生產(chǎn)效率；專業(yè)機構測土配方科學施肥，不僅有助于增產(chǎn)增收，還有助于改善耕地質量保護環(huán)境。諸如此類的涵蓋農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各階段的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務增強了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，導致農(nóng)民更愿意將土地留給自己經(jīng)營，阻礙了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的步伐。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務對勞動生產(chǎn)率的沖擊響應值始終為正，在第1期內(nèi)正向效應呈現(xiàn)迅速增強趨勢，第2期增長放緩，在第3期達到最大值，第3期以后逐漸減弱最終趨向于0。這說明了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務在早期能迅速推動勞動生產(chǎn)率的提高，在后期也能保持持續(xù)的正向影響。

（3）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚作為沖擊變量時，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的影響總體上呈現(xiàn)負向影響，在當期為正，第1期迅速減弱為負，第2期減弱趨勢放緩，第2期以后負向沖擊逐漸減弱最終趨近于0。可能因為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展的初級階段，集聚未達到規(guī)模，選取購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的成本要更低，客觀上對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務具有正影響。但是隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展壯大，為了把控風險也是基于內(nèi)部控制的需要以及對品質和效率的要求，自購設備經(jīng)營越來越多取代購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率始終具有顯著的正向影響，響應值在第2期以前呈增長趨勢，第2期以后逐漸降低，最終趨近于0。因為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚是將地方優(yōu)勢農(nóng)業(yè)資源集中起來進行優(yōu)化整合，實現(xiàn)“1+1>2”的目的，參與其中的農(nóng)民經(jīng)過現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)知識培訓并運用于實踐，實現(xiàn)勞動生產(chǎn)率的提高，因此獲得更高的收益。

（4）農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率作為沖擊變量時，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的沖擊在當期為正，在第1期迅速減弱為負，從第2期開始負向效應逐漸減弱趨近于0。農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著的正向沖擊，表明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高有助于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展壯大，地方農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展要考慮農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率帶來的影響。

3.5 方差分解 利用方差分解方法解析變量的貢獻度（表5），從而衡量變量間的相互影響程度。

（1）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務對自身的方差貢獻度在第5期、第10期和第20期均在80%以上，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務變化的80%以上可以由自身解釋。這可能是因為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)發(fā)展尚不完善，推動發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)的因素多是源于政府政策性考量，受政策補貼的影響要大于其他要素帶來的影響，形成了特定的路徑依賴，所以其他變量帶來的解釋力就較小。

（2）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的方差貢獻度在第5期為0.125，在第10期上升為0.155，在第20期上升為0.160，相比之下農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的方差貢獻率在第20期僅為0.015，說明相對于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的影響更加明顯。

（3）農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對自身的方差貢獻在第5期，第10期和第20期都保持在0.55以上，說明具有一定的經(jīng)濟慣性，能夠自我增強，結合脈沖響應函數(shù)的相關結果，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的自我促進作用具有滯后性。農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的方差貢獻度在第20期都在0.20以上，說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的發(fā)展都會受到農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響。

3.6 格蘭杰因果關系 為進一步檢驗變量間的關系，建立之后1期的格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果見表6。

由表6可知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率在0.01的顯著性水平互為格蘭杰原因。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚在0.05的顯著性水平互為格蘭杰原因。農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚在0.05顯著性水平互為格蘭杰原因。

因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率之間是存在著相互影響關系的。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

利用2010—2020年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，利用PVAR模型實證研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率三者之間相互影響的動態(tài)關系，得出以下主要結論：

（1）整體上，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率都具有經(jīng)濟慣性，能夠實現(xiàn)自我促進，其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務的自我促進在短期內(nèi)十分顯著，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的自我促進作用具有滯后性。

（2）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務在當期對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的作用不明顯，但是長期來看具有顯著且持續(xù)的正向促進作用。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務具有較強的政策性路徑依賴。

（3）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有相互促進作用。

4.2 政策建議

（1）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務是應對我國農(nóng)業(yè)土地破碎且分散、農(nóng)業(yè)污染日益嚴重、農(nóng)業(yè)競爭力不足等問題的一個重要解決思路。政府應給予農(nóng)業(yè)服務企業(yè)政策優(yōu)惠和幫扶，尤其是要針對現(xiàn)有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務領域的短板與不足，引導農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈不同階段服務協(xié)同共進，加快農(nóng)業(yè)服務業(yè)體系的建設發(fā)展與完善，制定并完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)的相關法律法規(guī)和標準規(guī)范，健全農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)體系，提升農(nóng)業(yè)專業(yè)化水平，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與品質，促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。

（2）政府不僅要加強農(nóng)村基礎設施建設，加大對農(nóng)村的投入，改善農(nóng)村的投資環(huán)境，從而吸引社會資本的進入；而且，要大力發(fā)掘地方特色優(yōu)勢農(nóng)業(yè)項目，扶持鼓勵農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的發(fā)展，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展與完善，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化高質量發(fā)展。同時要加強引導與監(jiān)督，發(fā)揮農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的正向引導作用，降低內(nèi)部交易成本，促進優(yōu)勢資源集中發(fā)展，通過內(nèi)部制度與規(guī)劃，提高資源利用率，為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供動力。

（3）政府需要認識到不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)農(nóng)村的社會現(xiàn)實情況有差異，農(nóng)業(yè)發(fā)展條件和水平不同，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平也不同，要通過在資源稟賦相對優(yōu)勢地區(qū)因地制宜推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成與發(fā)展，以點帶面，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。鼓勵引導農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率高的地區(qū)整合資源，形成初具規(guī)模的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，引導農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)之間的互補，實現(xiàn)良性競爭。

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