農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新如何影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展

[摘 要]基于2010—2022年我國31個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，采用熵值法測算歷年的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平，并運用雙向固定效應(yīng)模型、空間杜賓模型以及門檻效應(yīng)模型實證分析農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)以及門檻效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠有效促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，但這一結(jié)論在具有不同農(nóng)作物生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和地理區(qū)位的地區(qū)中存在一定差異；本地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在正向的空間溢出凈效應(yīng)；農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響存在門檻效應(yīng)，呈現(xiàn)出“促進-抑制-促進”的發(fā)展趨勢?；谏鲜鼋Y(jié)論，建議加強農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的研發(fā)與應(yīng)用，鼓勵區(qū)域間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及科研合作，強化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的綠色導(dǎo)向，以促進我國農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新；農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展；空間溢出效應(yīng)；門檻效應(yīng)

[中圖分類號]F323.3 [文獻標識碼]A [文章編號]1671-8372（2025）01-0050-10

On the influence of agricultural science and technology innovation on the agricultural

green development

— empirical analysis based on provincial panel data

XIE Min，LIU Meng-long

（School of Public Administration，Guilin University of Technology，Guilin 541006，China）

Abstract：Based on the panel data of 31 provinces，autonomous regions and municipalities directly under the Central Government from 2010 to 2022 in China，the study uses the entropy method to measure the level of agricultural green development and agricultural scientific and technological innovation over the past years. Two-way Fixed Effects Model，spatial Durbin model and threshold effect model are used to analyze the direct effect，spatial spillover effect and threshold effect of agricultural scientific and technological innovation on agricultural green development. It is found that agricultural scientific and technological innovation can effectively promote agricultural green development，but this conclusion is different in regions with different crop production structure and geographical location. The innovation of agricultural science and technology in this region has a positive spatial spillover effect on agricultural green development in neighboring areas. The influence of agricultural science and technology innovation on agricultural green development has a threshold effect，showing the development trend of“promotion-inhibition-promotion”. Based on the above conclusions，it is suggested to strengthen the research and development and application of agricultural science and technology，encourage inter-regional agricultural production and scientific research cooperation，and strengthen the green orientation of agricultural science and technology innovation，so as to promote the green development of China’s agriculture.

Key words：agricultural science and technology innovation；agricultural green development；spatial spillover effect；threshold effect

一、引言

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟建設(shè)和發(fā)展的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)強國是社會主義現(xiàn)代化強國的根基。得益于國家政策的持續(xù)支持以及農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的不斷創(chuàng)新，當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)量和產(chǎn)值得到穩(wěn)定增長，這不僅為我國經(jīng)濟發(fā)展注入了強勁動力，也顯著提升了人民的生活水平。然而，伴隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的穩(wěn)步提升，由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所造成的一系列環(huán)境問題也逐漸顯現(xiàn)。農(nóng)藥和化肥的過量使用、秸稈焚燒等傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動使土壤退化、水體污染、大氣質(zhì)量下降等生態(tài)環(huán)境污染問題日益突出，在一定程度上限制了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[1]。如何在確保農(nóng)產(chǎn)品有效供給的同時，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與生態(tài)環(huán)境的和諧共生，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的綠色轉(zhuǎn)型，成為我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程中亟待解決的重要問題。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部等六部門聯(lián)合印發(fā)的《“十四五”全國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》提出，要深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加快農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展科技自主創(chuàng)新，推動農(nóng)業(yè)科技綠色轉(zhuǎn)型。2025年的中央一號文件（《中共中央 國務(wù)院關(guān)于進一步深化農(nóng)村改革 扎實推進鄉(xiāng)村全面振興的意見》）強調(diào)，要以科技創(chuàng)新引領(lǐng)先進生產(chǎn)要素集聚，因地制宜發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力。而發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的核心目標正是推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的綠色轉(zhuǎn)型[2]。在此背景下，深入探討和分析農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展過程中的作用，并提出切實可行的發(fā)展建議，對于促進我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，加速推動我國從農(nóng)業(yè)大國向農(nóng)業(yè)強國轉(zhuǎn)變具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的總目標是，在改變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的同時，有效保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與生態(tài)環(huán)境的和諧發(fā)展[3]。在國家的政策引導(dǎo)和積極推動下，綠色發(fā)展理念愈發(fā)深入人心，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平不斷提升。通過提升秸稈綜合利用率、加強白色污染治理等，我國農(nóng)業(yè)面源污染防治取得了顯著成效，綠色產(chǎn)品供給能力也在農(nóng)業(yè)標準化清潔化生產(chǎn)的逐步推行下得到顯著提升[4]。然而，當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然在一定程度上存在環(huán)境污染壓力較大、農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)失衡等問題[5]，水資源與耕地資源在數(shù)量和質(zhì)量上的日趨緊張也限制了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的提升[6-7]。

解決當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)發(fā)展進程中的各類問題需要意識到，農(nóng)業(yè)科技是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色、可持續(xù)發(fā)展，推進農(nóng)業(yè)強國建設(shè)的第一生產(chǎn)力[8]。改革開放以來，我國在栽培飼養(yǎng)技術(shù)、病蟲害和疫病的防治技術(shù)等農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域所取得的進步，為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展帶來了諸多紅利[9]。伴隨我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型與農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的不斷深化，農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展也更加依賴于科學(xué)技術(shù)的革新來實現(xiàn)[10]。科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟效益和資源利用都具有明顯的效用[11]。首先，從經(jīng)濟效益方面來看，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新有利于顯著增加農(nóng)民的收入，從而提高農(nóng)民的生活水平[12-13]。其次，從資源利用的視角來看，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新有利于進一步提高土地產(chǎn)出率、資源利用率及勞動生產(chǎn)率，從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的節(jié)本增效和節(jié)約增收[14]。因此，推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，加快農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的形成，必然要擺脫傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的增長路徑，突出科技創(chuàng)新的主導(dǎo)作用[15]。

回顧已有研究可知，關(guān)于我國農(nóng)業(yè)發(fā)展取得的成果和面臨的挑戰(zhàn)、農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對于促進農(nóng)業(yè)發(fā)展所發(fā)揮的重要作用的成果比較豐富，然而，這些成果的主要關(guān)注點在于農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新如何提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟效益，而對于農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新如何促進農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展則關(guān)注較少，且缺少相應(yīng)的實證研究。因此，本文以農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新如何影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展作為核心問題，以2010—2022年我國31個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)為樣本，實證分析農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響，為推動我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供策略建議。

本文的邊際貢獻在于：對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的關(guān)系進行實證檢驗，對已有研究成果進行了補充，豐富了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的相關(guān)研究視角；從直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)以及門檻效應(yīng)三個維度全面地分析農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響，進而提出針對性的政策建議，有利于進一步促進我國農(nóng)業(yè)的綠色化轉(zhuǎn)型。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的直接影響

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)生活的全過程、全方位綠色化，涵蓋了農(nóng)業(yè)資源保護、生態(tài)系統(tǒng)修復(fù)等重要內(nèi)容[16]。傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式在追求農(nóng)作物產(chǎn)量及其經(jīng)濟效益的同時，往往忽視了資源合理利用及生態(tài)環(huán)境安全的重要性，這不僅會對生態(tài)環(huán)境造成破壞，也將對農(nóng)業(yè)的綠色和可持續(xù)發(fā)展構(gòu)成威脅。加快實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是貫徹落實新發(fā)展理念、轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，進而推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇，在此過程中必須發(fā)揮農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的支撐作用[17]。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新是指包括科研機構(gòu)、高校等在內(nèi)的創(chuàng)新主體通過各類科技研發(fā)活動，有效利用和優(yōu)化配置各種農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新要素，進而產(chǎn)出農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力的過程[18]。生態(tài)經(jīng)濟理論認為，科學(xué)技術(shù)的應(yīng)用有利于提高環(huán)境資源的利用率，降低經(jīng)濟和生態(tài)成本，進而在保護環(huán)境的同時實現(xiàn)經(jīng)濟增長。一方面，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中應(yīng)用現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果，有利于增強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的精細化程度，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，進而提高農(nóng)民的經(jīng)濟收入。另一方面，資源的有效節(jié)約與利用也是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要表現(xiàn)。先進的農(nóng)業(yè)科技有著集約化的優(yōu)勢，既有助于減少化肥、農(nóng)藥的使用，減輕對耕地的污染和破壞，又在一定程度上避免了傳統(tǒng)的粗放型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式所造成的資源浪費問題。此外，綠色農(nóng)產(chǎn)品種植技術(shù)的改良和研發(fā)，也將有效增加綠色食品的供給。因此，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠在有效增加綠色食品供給和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟效益的同時，減輕對生態(tài)環(huán)境的破壞和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的浪費，從而有利于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。由此，本文提出研究假設(shè)：

H1：農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

（二）農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間溢出效應(yīng)

知識溢出理論認為知識和技術(shù)的創(chuàng)新與傳播是一個動態(tài)的過程，知識的流動和傳播將會產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，從而對其他地區(qū)產(chǎn)生積極影響[19]。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展同樣具有空間溢出效應(yīng)。一方面，本地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果傳播并應(yīng)用于鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，有利于通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、減輕環(huán)境污染等形式，增加鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟效益和環(huán)境效益。另一方面，農(nóng)業(yè)科技研發(fā)的跨地區(qū)交流與合作，有利于打破地區(qū)間固有的地理界限[20]，促進鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)科技發(fā)展水平的提高，進而促進當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。然而，已有研究同樣指出，不合時宜地引進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果，將會削弱本地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新意愿，同時導(dǎo)致資源錯配、生態(tài)環(huán)境污染等問題，不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與高質(zhì)量發(fā)展[21-22]。此外，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平較高的地區(qū)可能會產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，出現(xiàn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平較低的地區(qū)農(nóng)業(yè)科研人才和研發(fā)資源外流的現(xiàn)象，導(dǎo)致當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展水平更加滯后，進而對當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平產(chǎn)生負向影響。由此，本文提出研究假設(shè)：

H2：農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在空間溢出效應(yīng)。

H2a：農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在正向的空間溢出凈效應(yīng)。

H2b：農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在負向的空間溢出凈效應(yīng)。

基于以上分析，構(gòu)建農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的分析框架（見圖1）。

四、研究設(shè)計

（一）變量說明

1.被解釋變量

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展為被解釋變量。已有研究大多通過構(gòu)建綜合評價指標體系并采用熵值法來對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平進行測算。本文在分析和借鑒已有研究成果[23-25]的基礎(chǔ)上，結(jié)合《“十四五”全國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》中對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展內(nèi)涵的解釋，分別從資源節(jié)約、環(huán)境友好、綠色供給以及經(jīng)濟效益4個維度構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平指標體系，并采用熵值法對各省、自治區(qū)、直轄市農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平進行測度。首先，耕地復(fù)種指數(shù)、有效灌溉面積比重以及單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)值用水量體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中對水資源的利用效率以及耕地資源的使用強度，能夠綜合反映各省、自治區(qū)、直轄市的資源節(jié)約水平。其次，農(nóng)藥、化肥以及農(nóng)膜的使用強度，從反方向顯示了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的環(huán)境友好程度。再次，綠色食品比重、濕地面積比重與森林覆蓋率綜合反映了各省、自治區(qū)、直轄市的綠色供給水平。最后，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展同樣需要兼顧農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟效益。由此，以各省、自治區(qū)、直轄市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重、土地生產(chǎn)率以及農(nóng)村居民人均可支配收入來代表農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益。各指標含義、計量單位、指標方向以及具體權(quán)重如表1所示。

根據(jù)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平測算結(jié)果，繪制2010—2022年我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平描述性統(tǒng)計圖（見圖2），分析我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平演進趨勢。由圖2可知，就均值而言，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平總體呈現(xiàn)上升趨勢。然而，最大值和最小值數(shù)據(jù)差異說明，我國各省、自治區(qū)、直轄市農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平之間具有較大差距，存在區(qū)域發(fā)展不平衡的現(xiàn)象。同時，結(jié)合我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平歷年標準差數(shù)據(jù)可知，隨著時間的推移，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的區(qū)域差異呈現(xiàn)逐年擴大的趨勢。

2.核心解釋變量

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新為核心解釋變量。基于科技創(chuàng)新水平是科技投入和科技產(chǎn)出的綜合體現(xiàn)[26]，從農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入和農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新產(chǎn)出兩個維度來構(gòu)建農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的綜合評價指標體系，并采用熵值法對各省、自治區(qū)、直轄市歷年的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平進行測算。其中，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入從經(jīng)費投入和人力投入兩個方面來表示。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新產(chǎn)出以農(nóng)業(yè)機械化水平與農(nóng)業(yè)科技專利數(shù)量來體現(xiàn)。鑒于現(xiàn)有相關(guān)統(tǒng)計資料中沒有農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費投入以及農(nóng)業(yè)科技人力投入2個指標的直接數(shù)據(jù)。借鑒陳振等[27]的做法，以研發(fā)（Ramp;D）經(jīng)費內(nèi)部支出×（地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值/地區(qū)生產(chǎn)總值）來表示農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費支出，以研發(fā)（Ramp;D）人員數(shù)量×（地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值/地區(qū)生產(chǎn)總值）來表示農(nóng)業(yè)科技人力投入。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新評價指標的含義、指標權(quán)重、計量單位等如表2所示。

基于農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平測算結(jié)果，繪制出2010—2022年我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平描述性統(tǒng)計圖（見圖3）。

由我國歷年農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平總體保持較高的增長速度。同時，根據(jù)最大值和最小值可以看出，我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的發(fā)展速度也更快。此外，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的標準差數(shù)據(jù)顯示，我國各省、自治區(qū)、直轄市的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平之間存在較大差距。

3.控制變量

為了避免其他因素對實證結(jié)果的干擾，確保研究的真實性和可靠性，在參考已有研究成果[28-30]的基礎(chǔ)上，選擇以經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、人力資本、農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)以及農(nóng)作物受災(zāi)率作為控制變量。同時，為緩解異方差問題的影響，對各省、自治區(qū)、直轄市的人均GDP以及每十萬人口高等學(xué)校平均在校學(xué)生數(shù)量分別取對數(shù)，以此分別反映經(jīng)濟發(fā)展水平和人力資本水平。城鎮(zhèn)化水平用年末城鎮(zhèn)人口的比重來表示。農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)用糧食種植面積與農(nóng)作物總播種面積的比值來表示。此外，農(nóng)作物受災(zāi)面積占農(nóng)作物總播種面積的比重即為農(nóng)作物受災(zāi)率。所有變量的類別、名稱、代碼及衡量方式如表3所示。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

以2010—2022年我國31個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)為樣本，分析農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響。其中，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指標體系數(shù)據(jù)來源于歷年的中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒、中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒、綠色食品統(tǒng)計年報及各省統(tǒng)計年鑒；農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新指標體系數(shù)據(jù)來源于歷年的中國統(tǒng)計年鑒、中國科技統(tǒng)計年鑒以及中國知網(wǎng)專利數(shù)據(jù)庫；控制變量的相關(guān)數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計年鑒。對于個別缺失值采用插值法進行補齊。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4所示。同時，為避免異常值的影響，在進行回歸檢驗前對所有變量數(shù)據(jù)進行1%和99%的縮尾處理。

（三）模型設(shè)定

雙向固定效應(yīng)模型是指在基準回歸模型中加入個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，以有效避免遺漏變量導(dǎo)致的估計偏差，克服不隨時間變化的不可觀測變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。結(jié)合以上理論分析與研究假設(shè)，建立如下雙向固定效應(yīng)模型以驗證農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能否促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展：

（1）

式（1）中，α0為常數(shù)項，Gda為被解釋變量農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，i代表省份，t表示年份，Tia為核心解釋變量農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，α1為農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)，α2為控制變量系數(shù)，Controlsit 為本研究的一系列控制變量，μt 和γi分別表示個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，εit 為隨機擾動項。

五、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸分析

考慮到科技創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化需要一定時間，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的影響可能存在在一定程度的滯后性。為避免反向因果問題導(dǎo)致的內(nèi)生性干擾，選擇將農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的滯后一期作為核心解釋變量進行實證檢驗。表5中，列（1）和列（2）分別表示將控制變量納入模型前后的回歸結(jié)果。根據(jù)表5可知，將控制變量納入回歸模型前后，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)均顯著。列（2）的回歸結(jié)果顯示，將控制變量納入回歸模型后，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.062，且在1%的水平上顯著，表明農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有顯著的正向影響。從經(jīng)濟意義上來說，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平每上升1個百分點，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平將提升0.062個百分點。綜上，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，假設(shè)H1成立。

（二）穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗

1.改變核心解釋變量測度方式

變異系數(shù)法能夠反映各評價指標之間的變異程度，對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的各項評價指標進行客觀賦權(quán)。因此，為避免單一測算方法可能產(chǎn)生的誤差，保證基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，采用變異系數(shù)法對我國歷年各省、自治區(qū)、直轄市的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平進行重新測度，并將更換測度方法后得出的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新指數(shù)納入回歸模型中進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果如表6列（1）所示。改變測度方法后，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.063，且仍在1%的水平上顯著，進一步驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.替換被解釋變量

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率綜合考慮了資源節(jié)約、環(huán)境友好、農(nóng)業(yè)增長等多種因素，能夠較好地體現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理念[31]?；诜较蚓嚯x函數(shù)SBM所計算得出的GML指數(shù)能夠有效克服ML（Malmquist-Luenberger）指數(shù)在線性規(guī)劃求解時所經(jīng)常性出現(xiàn)無解的弊端，綜合生產(chǎn)過程中的投入和產(chǎn)出要素的SBM-GML指數(shù)目前被廣泛應(yīng)用于環(huán)境效益和生產(chǎn)效率的評價[32]，由此本文選擇SBM-GML指數(shù)模型對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進行測算，以此作為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的替代值，進行穩(wěn)健性檢驗。其中，農(nóng)業(yè)勞動力投入、化肥施用量、農(nóng)藥使用量、農(nóng)膜使用量、總播種面積以及農(nóng)業(yè)用水量為農(nóng)業(yè)投入指標。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的期望產(chǎn)出指標為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，而農(nóng)業(yè)碳排放則為非期望產(chǎn)出指標。參考已有研究成果，農(nóng)業(yè)勞動力投入采用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)量×（農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值）[33]來表示。農(nóng)業(yè)碳排放采用IPCC碳排放系數(shù)法[34]對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的化肥、農(nóng)藥等碳源所產(chǎn)生的碳排放進行測算。根據(jù)表6列（2）中替換被解釋變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果可知，以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率來代替農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平進行穩(wěn)健性檢驗后，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，進一步證明了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的結(jié)論。

3.剔除直轄市樣本

相對于我國其他地區(qū)而言，北京、上海、天津、重慶四個直轄市的經(jīng)濟發(fā)展水平較高。此外，直轄市地區(qū)在耕地面積、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面與我國其他地區(qū)存在較大差異?；谏鲜龇治?，選擇剔除直轄市樣本數(shù)據(jù)，并重新進行基準回歸檢驗，以提高實證結(jié)果的可靠性。剔除直轄市樣本后的回歸結(jié)果如表6列（3）所示。根據(jù)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果可知，剔除直轄市的樣本數(shù)據(jù)后，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，驗證了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠有效促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

4.工具變量法

工具變量法是以排除模型中的內(nèi)生性偏誤來驗證實證結(jié)果科學(xué)性的一種重要方法。參考已有研究成果[35]，選用農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的滯后兩期作為工具變量進行內(nèi)生性檢驗。由于工具變量為核心解釋變量的滯后兩期，工具變量與被解釋變量之間具有明顯的相關(guān)性。同時，當(dāng)期的擾動項是無法影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新滯后期的結(jié)果的，這一工具變量的選擇能夠滿足外生性的約束條件。此外，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的滯后兩期通過了工具變量的不可識別檢驗（LM的P值為0.000）以及弱工具變量檢驗（Wald F值為1173.760，大于10%偏誤下的臨界值16.38）。因此，選擇農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的滯后兩期作為工具變量進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計，以克服基準回歸中存在的內(nèi)生性問題。回歸結(jié)果如表6列（4）與列（5）所示。第一階段估計結(jié)果顯示，工具變量農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新滯后兩期與內(nèi)生變量存在顯著相關(guān)性。第二階段估計結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。工具變量法的檢驗結(jié)果，進一步證明了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有推動作用。

（三）異質(zhì)性分析

1.農(nóng)作物生產(chǎn)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性

考慮到我國糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)在耕地面積、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、糧食產(chǎn)量等方面均存在比較明顯的差異，將總體樣本劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)兩個組別進行分組回歸，結(jié)果如表7列（1）和列（2）所示。由表7可知，雖然農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對我國糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平都有著顯著的促進作用，但相對而言，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對我國糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的促進作用更強。存在此差異的原因可能是，我國糧食主產(chǎn)區(qū)通常具有更加豐富的耕地資源和淡水資源、更大的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模以及更為成熟的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系，這為農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果的推廣和應(yīng)用提供了更多的便利，因而農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對其農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的促進作用更強。

2.地理區(qū)位異質(zhì)性

受氣候、海拔等自然條件的影響，我國南北方在水土資源、農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)等方面同樣存在著較為明顯的差異。因此，以秦嶺—淮河線為分界線，將31個省級行政區(qū)劃分為南方地區(qū)與北方地區(qū)。南方地區(qū)包括上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、西藏16個省份，其余15個省份為北方地區(qū)。對兩組樣本數(shù)據(jù)進行分組回歸，回歸結(jié)果如表7列（3）和列（4）所示。由表7可知，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對我國北方地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的提高具有顯著的促進作用，但對我國南方地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響并不明顯。我國北方地區(qū)地勢相對更為平坦，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；礁?，且農(nóng)作物生產(chǎn)以小麥、玉米等糧食作物為主。而我國南方地區(qū)山地丘陵等地形相對較多，農(nóng)作物種植種類更加多樣化，且農(nóng)田分布較為分散。相對于南方地區(qū)，我國北方地區(qū)在地形條件、種植結(jié)構(gòu)等方面存在的優(yōu)勢更有利于農(nóng)業(yè)機械化的發(fā)展和現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用，因此農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響在我國北方地區(qū)更加明顯。

（四）空間溢出效應(yīng)分析

1.空間相關(guān)性檢驗

檢驗農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用是否具有空間溢出效應(yīng)，需要對二者分別進行空間相關(guān)性檢驗。選取空間鄰接權(quán)重矩陣（省級行政區(qū)兩兩之間相鄰則取值為1，反之則取值為0）對樣本中歷年農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的全局莫蘭指數(shù)（Moran's I）進行測算，結(jié)果如表8所示。由表8可知，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展在 2010—2022年期間的全局莫蘭指數(shù)均顯著為正，滿足了空間相關(guān)性檢驗的要求。

2.空間計量模型的選擇

檢驗變量之間是否存在空間溢出效應(yīng)，可以采用空間杜賓模型（SDM）、空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SLM）等空間計量模型。其中，空間杜賓模型同時考慮了空間滯后項及誤差項，相比于空間滯后模型及空間誤差模型，能夠更加準確地捕捉變量之間的空間依賴性。在空間計量模型的選擇上，對樣本數(shù)據(jù)進行LM檢驗、LR檢驗、Wald檢驗以及Hausman檢驗，檢驗結(jié)果如表9所示?；诟黜椏臻g計量模型選擇檢驗結(jié)果，選擇雙向固定效應(yīng)空間杜賓模型來檢驗農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間溢出效應(yīng)。模型設(shè)定如下：

（2）

式（2）中，β0為常數(shù)項，ρ為被解釋變量農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，δ1和δ2分別為核心解釋變量農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、控制變量的空間交互項系數(shù)，其他變量和符號含義同上。

3.空間計量回歸結(jié)果分析

使用模型（2）對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)進行回歸分析，回歸結(jié)果如表10所示。由表10可知，在空間鄰接權(quán)重矩陣下，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)與基準回歸結(jié)果相符，且空間交互項的回歸系數(shù)為0.146，在1%的水平上顯著。在直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)方面，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對本地區(qū)及接壤地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的影響均顯著為正。此外，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的總溢出效應(yīng)同樣顯著為正。上述結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新不僅能夠促進本地區(qū)農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展，還具有正向的空間溢出凈效應(yīng)，能夠帶動鄰接地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的提高?；谏鲜龇治觯僭O(shè)H2和假設(shè)H2a成立，假設(shè)H2b不成立。

六、進一步討論：農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)

（一）門檻模型構(gòu)建與檢驗

農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的發(fā)展有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，也能在一定程度上減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所帶來的環(huán)境污染。然而，在農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平由低到高的發(fā)展過程中，其對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響可能在方向和水平上會有所不同。因此，在檢驗農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)上，本文進一步采用門檻效應(yīng)模型，檢驗農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響是否存在門檻效應(yīng)。門檻效應(yīng)模型又稱門限回歸模型，它假設(shè)解釋變量在達到某個或幾個特定的閾值前后，對被解釋變量具有不同的影響，從而解釋兩個變量之間的動態(tài)變化關(guān)系[36]。其中，單門檻模型為：

（3）

在公式（3）中，qit 表示門檻變量，y表示具體門限值。I（·）為示性函數(shù)，當(dāng)且僅當(dāng)括號中表達式成立時，取值為1，反之則取值為0，其他變量和符號含義同上。此外，雙門檻和三門檻的回歸模型構(gòu)建方式類似。

為檢驗農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響是否存在非線性關(guān)系，以及確定相應(yīng)的門檻數(shù)量，采用Bootstrap法，通過進行1000次反復(fù)抽樣，對樣本數(shù)據(jù)進行門檻效應(yīng)檢驗，結(jié)果如表11所示。由表11可知，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響存在門檻效應(yīng)，且門檻數(shù)量為2。

（二）門檻模型回歸結(jié)果分析

基于門檻效應(yīng)的檢驗結(jié)果，選擇采用雙門檻模型來檢驗農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)，回歸結(jié)果如表12所示。由表12可知，當(dāng)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平低于第一門檻值0.0082時，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)為4.596且在1%的水平上顯著。此時，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有明顯的促進作用。然而，當(dāng)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平位于第一門檻和第二門檻之間（0.0082，0.0374]時，其對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有顯著的抑制作用。最后，當(dāng)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平超過第二門檻值0.0374后，其對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用又開始顯現(xiàn)。

門檻模型的回歸結(jié)果表明，隨著農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的提高，其對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展會存在一定時期的抑制性作用。可能的原因是，在農(nóng)業(yè)科技發(fā)展處于較低水平時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的引入和應(yīng)用往往會更容易通過提高生產(chǎn)效率、減少水土資源的浪費等方式來促進農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。然而，隨著農(nóng)業(yè)科技成果的大量使用以及農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的不斷提高，化肥、農(nóng)藥、農(nóng)業(yè)機械等要素的投入導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)碳排放及農(nóng)業(yè)面源污染問題逐漸突出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的負面影響顯現(xiàn)[37]。此時，農(nóng)業(yè)科技的使用會在一定程度上抑制農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。其后，為克服傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式及過度追求經(jīng)濟效益對農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展所造成的阻礙，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理念及農(nóng)業(yè)科技的綠色化轉(zhuǎn)型逐漸得到重視[38]。伴隨著農(nóng)戶環(huán)境保護意識的提高及對綠色種植技術(shù)的更多了解，他們對綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿也進一步提高[39]。此時，綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)得以大量研發(fā)和投入使用，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也更加集約化、綠色化，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用也重新凸顯。

七、結(jié)論與建議

本文以2010—2022年我國31個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本，系統(tǒng)分析了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要作用。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能夠顯著促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。第二，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用存在區(qū)域異質(zhì)性。相較于非糧食主產(chǎn)區(qū)，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對我國13個糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用更加突出。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對我國北方地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有顯著的促進作用，但對于我國南方地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用并不顯著。第三，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用存在空間溢出效應(yīng)，本地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的提高，能夠帶動鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。第四，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響存在門檻效應(yīng)。隨著農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平的提高，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響呈現(xiàn)出“促進-抑制-促進”的發(fā)展趨勢。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，加強農(nóng)業(yè)科技的研發(fā)與應(yīng)用。農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的創(chuàng)新發(fā)展是促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的必然要求，政府應(yīng)大力支持和引導(dǎo)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)科技的研發(fā)與應(yīng)用。首先，應(yīng)通過給予涉農(nóng)企業(yè)、科研機構(gòu)、高等院校等主體更多的技術(shù)研發(fā)資金、稅收減免、財政補貼、科技成果獎勵等激勵措施，降低農(nóng)業(yè)科技研發(fā)成本，提高研發(fā)收益。其次，應(yīng)鼓勵和引導(dǎo)產(chǎn)學(xué)研的深度合作，提高農(nóng)業(yè)科技研發(fā)效率，并將科研方向與農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實需求緊密結(jié)合，以加快農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化。最后，應(yīng)加大對先進農(nóng)業(yè)科技的宣傳與普及，通過實地推廣、技術(shù)培訓(xùn)等方式，提升農(nóng)業(yè)從業(yè)人員對先進農(nóng)業(yè)科技的采納意愿和使用能力，加速先進農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的實際應(yīng)用。

第二，鼓勵區(qū)域間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及科研合作。應(yīng)鼓勵農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動與科技研發(fā)活動的跨區(qū)域合作，充分利用農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的正向空間溢出效應(yīng)。首先，應(yīng)在政府主導(dǎo)下建立或完善區(qū)域間的農(nóng)業(yè)科研合作協(xié)調(diào)機制，通過舉辦區(qū)域合作論壇和研討會、搭建農(nóng)業(yè)研發(fā)資源共享平臺等形式加強地區(qū)間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、科研等相關(guān)領(lǐng)域的交流與合作。其次，要鼓勵農(nóng)業(yè)相關(guān)企業(yè)的跨地區(qū)投資，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)鏈布局并建立跨區(qū)域的銷售合作網(wǎng)絡(luò)，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的優(yōu)化配置。最后，要不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)科研人才流動機制，鼓勵高校和科研機構(gòu)通過短期培訓(xùn)、聯(lián)合培養(yǎng)等形式，加速農(nóng)業(yè)科研人才區(qū)域間流動并進行跨區(qū)域農(nóng)業(yè)科研人才培養(yǎng)合作。

第三，強化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的綠色導(dǎo)向。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中，農(nóng)業(yè)科技的應(yīng)用具有提高生產(chǎn)效率和資源利用效率的功能。但農(nóng)業(yè)科技發(fā)展所帶來的農(nóng)業(yè)機械化水平以及化肥、農(nóng)藥施用量的提高，也會在一定程度上導(dǎo)致土地退化、農(nóng)業(yè)碳排放量增加等問題。過度追求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟效益，將對生態(tài)環(huán)境造成破壞，不利于農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟的發(fā)展。因此，在鼓勵農(nóng)業(yè)科技研發(fā)的同時，應(yīng)加強對高等學(xué)校、科研院所等相關(guān)主體的引導(dǎo)，強化農(nóng)業(yè)科技研發(fā)過程中的綠色導(dǎo)向，將保障生態(tài)環(huán)境安全作為農(nóng)業(yè)科技發(fā)展的重要立足點。在提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)濟效益的同時，重視對生態(tài)環(huán)境的保護。此外，要提高資源節(jié)約和環(huán)境友好維度在農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果評價體系當(dāng)中的權(quán)重，不斷完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果評價體系，確保農(nóng)業(yè)科技發(fā)展的方向符合農(nóng)業(yè)綠色化的要求。

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[責(zé)任編輯 張桂霞]