農業新質生產力對農民收入的影響研究

強國必先強農，農強方能國強。農民收入增長一直是“三農”問題的核心內容，關乎農業現代化、農民現代化與農村現代化的整體實現，也是農業高質量發展與鄉村產業振興的直接體現。2024年中央一號文件提出，要建立和健全農民增收保障機制，擎畫農業現代化的宏偉藍圖，也將農民增收問題置于農村發展的核心內容。唯有實現農民收人可持續增長，才能真正促進農業高質量發展在中國特色社會主義現代化道路上走深走好。

傳統生產力因生產方式單一、科技附加值少與過度依賴資源投入，嚴重阻礙著農業產業轉型升級與農民收入增長，成為實現農業高質量發展的重要挑戰。而作為新質生產力與農業領域融合成果，農業新質生產力以數字化“新農人”、科技化勞動資料與智能化勞動對象為顯著特征，有效突破傳統生產力在構成要素與生產方式等方面的限制，成為推動農民增收的重要驅動力。同時農業新質生產力因更加強調資源的可循環利用與生態環境保護而顯著區別于傳統生產力。沐浴著改革開放的春風，我國經濟發展躍上新臺階，國內生產總值年均增長率高達 7.9% ，日益成為世界經濟增長的新引擎與加速器。然而經濟的快速增長卻導致日益嚴峻的環境污染問題，經濟發展與生態環境保護的尖銳沖突嚴重阻礙著高質量發展進程，1985年福建省長汀縣水土流失化面積高達9.75萬公頃，占全縣總面積 31.5% ，而當時倚山靠海的浙江省也面臨著赤潮頻發，無水可吃的發展之痛，時任浙江省委書記的習近平創造性地提出“兩山”理論，即金山銀山（經濟高質量）與綠水青山（生態保護），后被納入“五位一體”總體布局，成為習近平生態文明思想的重要組成部分。實踐證明，“兩山”理論符合農業高質量發展的客觀要求，能有效指導我國生態文明建設與產業綠色發展。2018年浙江省安吉縣森林覆蓋率、植被覆蓋率分別達到 70.1% 與 75.2% ，鄉村旅游業蓬勃發展，建成農業休閑園區25個，綠色旅游飯店5個，全縣生產總值跨越400億元大關，繪制出一幅“山更清、水更綠、天空更藍、產業興旺、農民更富”的美麗畫卷。當前，在“兩山”理論指引下，我國生態文明建設已取得一定成效，因而復刻成功經驗并加以推廣成為全黨全社會的共識與行動。2016年黨中央提出，設立福建、江西、貴州三省為首批國家級生態文明試驗區，以試點地區探索生態文明建設路徑的有效經驗，形成可復制可推廣的具體做法。2020年11月，國家發展改革委印發推廣清單，這表明閩贛黔三省生態文明建設已卓有成效。以福建省為例，2023年全省共完成水土流失治理面積12.33萬公頃，水土保持率穩居 92.7% 以上，森林覆蓋率高達 65.1% ，福州晉安區、漳州華安縣等5個縣（區）更是獲評第七批國家生態文明建設示范區。在生態文明體制改革的深層次推動下，福建省農村居民可支配收入也實現連年增長，2023年農村居民收入為2.7萬元，是2016年同期收入的1.8倍，顯示出生態保護與資源高效利用對農民增收的強大推動力，是農業新質生產力區別于傳統生產力的重要標志。

綜上，通過選擇福建、江西、貴州三省所轄市域城市，既兼顧到閩贛黔三省作為首批國家生態文明試驗區的政策效應，考慮到閩贛黔所轄市域各自處于不同的發展梯隊，具有較強代表性，能為全國其余城市提供良好借鑒價值。文章的邊際貢獻在于，一是在習近平總書記“兩山”（金山銀山與綠水青山）理論基礎上探討農業新質生產力的發展源泉，從理論上解釋閩贛黔三省發展農業新質生產力的比較優勢；二是將空間因素納入農業新質生產力對農民收入的機制分析，將考察對象由二維空間向三維空間拓展，兼顧地區異質性的存在；三是探討農業新質生產力的動態演進趨勢，改變以往靜態分析維度，以動態視角考察農業新質生產力的內部地區差異與極化趨勢。

一、文獻綜述

新質生產力以科技創新為核心驅動力，一經提出便得到學術界的廣泛研究[1]。目前，學術界研究重心主要集中于新質生產力的豐富意蘊、發展阻滯、實踐路徑等層面。一方面，部分學者從豐富意蘊角度解讀新質生產力，如蒲清平等[2]、蘇璽鑒等[3]，李曉華認為新質生產力是富有產業前瞻性的高科技生產力[4，通過發展高新技術性產業和戰略性新興產業，從而在未來國際競爭中搶占制高點。胡洪彬從歷史學角度探究新生產力的發展絡脈[5，得出新質生產力既是對傳統生產力的創新性發展，也是對中國共產黨百年奮斗史與發展生產力進程的高度概括。肖峰等則基于智能時代生產力發展演進視角[6，提出新質生產力是以顛覆性技術和新型產業為表征的新質態生產力，以數智化賦能生產力三要素，進而實現人的自由全面發展。有學者就新質生產力發展阻滯展開分析，發現科技轉化率低、產業部門協作不足等問題，嚴重阻礙生產新動能、組織新形態、經營新體系的孕育與形成[7]。還有學者就新質生產力發展路徑進行探究，楊廣越提出新興產業為代表的經濟端、顛覆性科技為主的科技端和產教融合型教育端，三端發力賦能新質生產力8，石建勛等指出增強政策效應、完善法律法規輔以全新的創新氛圍是孕育新質生產力的重要保障[9。周紹東等則基于中國共產黨的政治協調功能，認為堅持黨的領導、發揮新型舉國體制機制能有效實現傳統生產力飛躍式前進[10]。不難看出，以上學者皆認為新質生產力是對傳統生產力的迭代升級，符合中國特色社會主義理論體系構建的認識，也是中國共產黨對新時代生產力與生產關系變革的高度把握。還有不少學者通過構建指標體系對新質生產力進行測度[11-13]，發現我國新質生產力總體呈上升趨勢，但區域差異、城鄉差距仍然較大，嚴重阻礙著產業全面振興與全體人民共同富裕。

作為農業領域變革性生產力，農業新質生產力在構成要素、生產方式與生態保護等方面顯著區別于傳統生產力。首先，傳統生產力主要依賴大量的人力勞動，農作物耕種收綜合機械化率低，呈現資源密集型與勞動密集型特征，而農業新質生產力作為新質生產力與農業領域交織交融的優秀成果，以科技創新為重要驅動力，通過轉變生產工具進而實現知識要素與生產要素的有機結合，促進構成要素的不斷升級。農業新質生產力改變傳統生產力生產方式、技術推廣與轉換速度，通過電子商務平臺、“互聯網 + ”有效助力農業產業鏈和供應鏈延伸。不僅如此，農業新質生產力擺脫“高投入一低產出”的傳統要素投入模式，更加強調投入要素的可持續利用，兼顧生態保護與綠色發展，如測土配方施肥技術等新型農業技術的應用。當前有學者從農業新質生產力的內涵特征出發探究我國目前農業新質生產力的發展困境[14]。也有部分學者從不同維度構建指標評價體系進行測度。一部分學者著重從勞動者、勞動資料以及勞動對象角度進行考察，如張鳳兵等［15]、朱迪等[16]、羅光強等[17]、陳慧卿等[18]，還有部分學者從數字（數智）農業新質生產力、創新農業新質生產力和綠色農業新質生產力角度進行衡量，如李勇斌等[19]、王亞紅等［20]，這些學者的研究成果表明我國農業新質生產力水平總體偏低，近年來增長速度逐步放緩，且區域差異較為明顯，表現為東部 gt; 中部 gt; 西部。也有學者探究農業新質生產力的實現路徑，如賈康等研究數字普惠金融[21]、喬均等檢驗農業新質生產力賦能農業碳減排的作用機制[22]，李勇斌等檢驗農業保險促進農業新質生產力發展的效果[23]。

從研究地域層面，當前學者研究重點仍聚焦于省際農業新質生產力發展，很少有文獻探討省所轄市域層面的農業新質生產力水平。從研究視角而言，大多學者關注農業新質生產力對農業高質量發展的正向促進作用，很少有學者檢驗農業新質生產力對農民增收的正向效應。事實上，農民增收關乎鄉村產業振興與農業農村現代化，是“三農”問題的核心內容，深刻體現農業的“壓艙石”與“穩定器”作用。因此檢驗農業新質生產力對農民收入的影響，是實現鄉村全面振興和確保不發生規模性返貧題中的應有之義。從推廣試點政策出發，閩贛黔三省因環境資源承載力較強，被評為國家首批生態文明試驗區，三省在習近平生態文明思想指導下，兼顧經濟增長與生態環境，實現經濟高質量發展（金山銀山）與生態保護（綠水青山）協同增效的良好局面，是新質生產力有機組成部分與推動力量。通過測度閩贛黔所轄市域城市的農業新質生產力水平，實證檢驗其對農民可支配收入的影響，為閩贛黔三省下階段生態發展與產業轉型提供合理建議。

二、作用機理

農業新質生產力作為先進的生產力，是高素質勞動者、新介質勞動資料與非物質化勞動對象的有機組合，具有高科技、知識溢出、區別于工業生產力的鮮明特征，能有效提高農戶的可支配收入，是農民增收的重要途徑與實踐方式。一方面，農業新質生產力所蘊含的科技因素能減少農業生產所消耗的資源要素，有效降低農戶的生產成本，縮短農業技術前沿地區與生產技術落后地區的差距，實現分散生產資源的快速整合，提高生產流程的科技化含量。早期農業生產更多依賴傳統耕作工具，農業產出需要滿足居民的日常所需與工業的生產需求，農業可剩余產出難以支撐耕作工具迭代升級，農業生產更多呈現資源驅動型特征。后隨著建成區規模不斷擴大，農業也得到來自工業的反哺，表現為工業創新型成果不斷加快服務于農業、應用于農業的效率，農業生產資料不再是傳統機械工具，而是工業信息化與農業領域深度融合下的優秀成果，更加注重生產過程自動化與智能化，農業生產由物質資源依賴型向科技驅動型突破速度加快，同時涉農領域技術的迭代升級，如智能大棚、測土配方施肥、無人機等技術有效改變傳統農業生產的“大水大肥”方式，生產要素組合配置方式得到精準化管理，農業生產呈現數字化與信息化雙特征。加之數字農業平臺的廣泛應用，普通農戶足不出村即可向農業專家咨詢生產技術問題，涉農領域的最新成果為普通農戶所擁有共享，顯著地降低小農戶生產技術風險，提高農戶的生產經營收益，進而多渠道拓展農戶收入邊界。據此，提出假說1：

H1：農業新質生產力對農民可支配收入具有正向促進作用。

另一方面，農業新質生產力作為新質生產力與農業的高度融合成果，本質是知識驅動型生產力，以其所呈現的知識外溢帶動周邊區域農戶轉變生產方式，積極引進最新農業生產技術，加快生產要素在農業產業內的流通速度，進而提高鄰近地區農戶的經營效益與收入水平，實現農民現代化、農業現代化與農村現代化的協同發展。近年來，在鄉村振興戰略的號召下，不少外出務工人員紛紛返鄉創業，可將先進的技術經驗與優秀的管理理念應用于回流地。當返鄉勞動力將新知識與新理念應用于當地農業生產，本區域知識積累速度將明顯提升，知識總量邊界得到拓展，形成知識空間溢出效應，改變傳統的知識靜態流動局限，繼而加速生產要素與研發要素的區際流動。而相鄰區域農戶受益于新質生產力的空間溢出效應，會接受更為先進的生產理念，進而采用效率更高型生產技術，有效提升區域整體農業產出水平，以更優質的農產品、更先進的生產方式以及更優秀的生產理念促進鄉村地區農民增收與產業興旺。同樣，農業新質生產力所蘊含的知識內生會與知識外溢形成良性循環，普通農戶因此會更注重知識更新與持續學習，對技術的理解能力也更強，也更愿意參與農業生產分工環節，從而增強與大市場的銜接性，成為數字經濟下的“新農人”，有效破解鄉村地區勞動力不足與勞動力素質缺乏的困境?；诖?，提出假說2：

H2：農業新質生產力所包含的新知識對周邊區域具有空間溢出效應，可顯著提高鄰近區域農民人均收入。

不僅如此，農業新質生產力作為農業領域先進生產力，要求地區具備完善的金融服務組織，進而為農業生產構建齊全的社會化服務體系，實現農產品銷售“最初一公里”與“最后一公里”的完美對接，助力小農戶與大市場進行有效對接。伴隨著地區城鎮化進程不斷加快，大量生產服務性組織在城區形成集聚規模，而偏遠農村地區因交通路線不變，常缺乏相應金融服務組織，難以滿足農戶的融資需求，導致不少農戶面臨生產資金短缺的困境，嚴重阻礙農業經營再生產的正常運行，已成為農業農村現代化與全體人民共同富裕的重要阻塞點。而農業新質生產力可借助非農產業完善的金融服務組織，通過“金融資本進村”“金融服務組織入鄉”等方式有效提高鄉村地區金融發展水平，及時為普通農戶提供生產性資金貸款，繼而有效保障小農戶的生產經營。此外，改善農村地區金融發展水平也可促進原有基礎設施更新換代。相較于城鎮地區，鄉村基礎設施老舊、數字化基礎設施不齊全問題日益突出，難以符合農業現代化與農村現代化的要求，而通過發展鄉村地區金融服務水平，能明顯改善原有產業基礎設施，賦能農業高質量發展，進而提高農業產出與農民人均收入。據此，提出假說3：

H3：金融發展水平在農業新質生產力與農民收入間起正向調節作用，即完善金融服務可增強農業新質生產力的增收效應。

三、研究設計

（一）變量選取與說明

1.被解釋變量

被解釋變量為農村居民人均可支配收入（income），由于2013年國家統計局開展《城鄉一體化調查研究》，2013年前農村人均可支配收入為人均純收入，2014年及以后指標名稱變化為農村人均可支配收入，統計口徑、統計方法、統計對象與2013年前均不同，因而歷史數據不具有可比性。綜合考慮選擇2014—2022年農村居民人均可支配收入作為被解釋變量。

2.核心解釋變量

解釋變量為農業新質生產力（nqf。作為農業領域優秀生產力，農業新質生產力以高素質勞動力、新介質勞動資料與非物質化勞動對象為優化組合，以促進農業產出與農民收入穩步提升為標志，實現農業高質量發展。參考張鳳兵等[15]、朱迪等［16]、羅光強等[17]、陳慧卿等［18]，以勞動者、勞動對象、勞動資料為一級指標構建農業新質生產力指標體系。

農業新質生產力培育的勞動者具備數智化意識，能主動學習數字化知識與持續更新知識內容，相較于普通勞動者，會更積極地采用新型機械化生產工具，并轉變傳統生產方式，從而提高農業勞動生產率與農業土地生產率，因此二級指標包含勞動者意識、勞動者能力。勞動者意識層面，采用勞動者教育支出進行衡量，即財政支農教育占比與農村居民教育文化娛樂消費支出兩項指標合成；勞動者能力層面，采用農業勞動生產率（農林牧漁業總產值/總人口）與農業土地生產率（農林牧漁業總產值/農作物總播種面積）進行測度，四項三級指標屬性均為正。

農業新質生產力體系中的勞動對象以傳統勞動密集型產業為基礎，在數字化生產資料的加持下，呈現科技創新性、產業優化性以及綠色發展性，故利用科技創新、產業優化與綠色發展三項二級指標進行測度。具體而言，科技創新是專利授權數增長、糧食單產水平提升、農業機械化率提高的綜合表現；產業優化表現為產業共享化（農林牧漁專業及輔助性活動產值/農林牧漁業總產值）與產業數智化（淘寶村數量）；而綠色發展則體現為化肥施用強度與農藥施用強度降低[24]。十八大以來，黨中央高度關注經濟高質量發展與生態環境綠色發展協同演進，生態農業、休閑農業等農業新業態頻繁出現在政府工作報告中。國務院辦公廳2015年8月印發《加快轉變農業發展方式的意見》，明確提出到2020年實施化肥、農藥零增長，提高農用化肥與主要農作物農藥的綜合利用率，因此通過農用化肥施用量（折純）/農作物總播種面積、農藥施用量/農作物總播種面積衡量農業產業綠色發展狀況。

農業新質生產力蘊含的勞動資料改變傳統資源依賴型特征，農業生產工具不僅包含大型農業機械（收割機、播種機、旋耕機等），還涉及數據要素型生產資料，如數字平臺、智能氣象程序、無人機等。農戶可借助數據型生產資料，提高生產過程科技化含量，促進生產流程自動化與智能化。農戶也可通過數字生產資料所提供的社會化服務，加強與大市場的緊密銜接性，打通農產品銷售的關鍵堵點，提高新質生產力支農惠農、連農帶農的整體效率，因此二級指標采用基礎設施、普惠金融服務和科技投入進行合成。具體而言，基礎設施以農村地區較為欠缺的支持輔助型組織為依托，利用農林牧漁業家庭農場、涉農產業龍頭化企業以及農業專業合作社三類數量綜合衡量；普惠金融服務涉及數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度、普惠金融數字化程度，是農村地區金融服務體系構建的重要標準，也是新質生產力與農業領域交叉融合的成果評價；農業科技投入關乎農村地區產業發展與產業高級化，是農業新質生產力科技化的重要驅動因素，因此利用農業研發經費投人強度（財政科技支農占比）與農林水財政投入占比進行合成。

考慮到熵值法具有客觀賦權重的優勢，能有效避免因主觀賦權所帶來的測量誤差，所以農業新質生產力發展指數利用熵值法進行測度。具體測算方式如下：

首先，構建原始矩陣：

其次，利用各地區各項指標的最值進行無量綱化處理：

然后，計算各項指標的權重與熵值：

最后通過計算各指標的信息權重，再綜合各項權重得到農業新質生產力指數 NQF_i

3.控制變量

農民收入是“三農”問題的關鍵內容，具有系統復雜性與影響因素多樣性，因此嘗試盡可能全面地概括影響農民收入的主要因素。參考林嵩等［25]、孫久文等［26]、郭熙保等[27]、黃祖輝等[28]、熊學振等[29]，將以下變量納人控制變量中，一是金融發展水平，利用年末金融機構人民幣各項貸款余額與地區生產總值的比值進行衡量；二是教育水平，反映當地的人力資本儲備量，由普通中學在校學生數占年末常住人口的比例進行表征；三是消費水平，通過社會消費品零售總額與地區生產總值的比值表示；四是通信基礎設施水平，由人均固定電話用戶數量進行衡量，當地的通信設備越齊全，覆蓋范圍越廣，也就更容易引進數字信息流，農產品銷售渠道也越通暢，有效破解農村地區物流體系不健全的困境；五是醫療保障水平，以每萬人擁有的醫療機構床位數表示；六是經濟城鎮化水平，使用第三產業服務業產值占地區生產總值的比例來衡量。

（二）數據來源與樣本選擇

研究對象為閩贛黔三省所轄市域城市，考慮數據可得性，最終選擇22個地級市為樣本對象（不含福建的廈門市，貴州的安順市、黔西南州、黔東南州、黔南州、畢節市、銅仁市）。農業新質生產力中的淘寶村數量來源于阿里研究院2014—2022年淘寶村報告，參考王明杰等［30]，從高德地圖API網站獲取淘寶村所屬經緯度坐標，利用ArcGIS將淘寶村空間數據矢量化，再進行空間坐標點匹配核對，就得到2014一2022年22個地級市淘寶村的匯總數據。從區域分布來看，淘寶村數量主要集中于東部沿海城市，由于地理位置優勢，沿海城市相較于內陸城市，產業發展基礎和物流體系更完善，也更容易發展以電商為特色的淘寶鎮、淘寶村。

農林牧漁業家庭農場、專業合作社與涉農龍頭企業信息從天眼查、愛企查以及國家企業信用信息公示系統獲得。首先，根據《國民經濟行業分類》（GB/T4754—2017）和《國家統計局關于修訂 lt; 三次產業劃分規定（ ，利用模糊搜索方式，在愛企查與天眼查上輸人“家庭農場”“合作社”“龍頭企業”“A類”“農、林、牧、漁業”等字段，統計符合相關條件的個體或企業注冊信息，包括統一社會信用代碼、注冊名稱、登記機關、經營范圍等。然后借助國家企業信用信息公示系統獲取該企業的成立日期、經營狀態、注銷日期等信息。再結合該企業的經緯度確定企業所在地，以企業和當地部門公布的年報財務信息進行篩選，保留符合相關條件的企業信息。最后以該企業所在的當地機關網站查詢企業的變更信息和行政處罰決定書文號，排除經營范圍變更為工業和服務業的企業，刪去被當地市場監督管理局吊銷營業執照的企業信息，以及刪除總部和分支機構均注銷營業的企業信息。通過經緯度匹配城市信息，匯總得到2014—2022年閩贛黔三省所轄市域的家庭農場、農民專業合作社以及涉農龍頭企業數量。數據顯示，2022年三類農業組織總數高達14.3萬個，總體呈快速增長態勢，2018年后雖增速放緩，仍呈現穩步增長趨勢。

數字普惠金融指數來源于《北京大學數字普惠金融指數（2011—2022年）》第四期，參考郭峰等[31]，以數字金融覆蓋廣度、使用深度以及普惠金融數字化程度3個維度33個指標構建指標體系，《北京大學數字普惠金融指數（2011—2022年）》第四期指數還兼顧地區橫向可比性和時間縱向可比性，體現地區金融服務的多樣性與多層次，能較好反映地區數字普惠金融發展水平。

其余數據來源于《福建統計年鑒》《福建農村統計年鑒》《江西統計年鑒》《貴州統計年鑒》《福建省生態環境狀況公報》《江西省環境統計年報》《貴州省生態環境狀況公報》《貴州科技統計年鑒》《江西省科技經費投入統計公報》《福建省專利申請和授權統計》《貴州省研究與試驗發展（Ramp;D）經費投人統計公報》《中國城市建設統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國縣域統計年鑒》以及2014—2022年相應地級市統計公報與統計年鑒。

（三）農業新質生產力測度結果與變量描述性統計

1.農業新質生產力分布動態演進

為更好展現各地區農業新質生產力發展水平的動態演進趨勢，參考陳明華等[32]，由于Kernel密度估計方法能形象展現各地級市農業新質生產力指數的各項分布趨勢，借此深入分析各區域農業新質生產力發展的絕對差異態勢，表2總結各區域分布特征的動態演進趨勢。

閩贛黔三省所轄22地級市全體區域、東部區域、中部區域及西部區域均呈現農業新質生產力發展穩步提高趨勢。相較于東部區域，中西部區域新質生產力發展增長趨勢較為凸顯，可能由于東部區域城市多為沿海經濟發達城市，工業體系發展較為完善，農產品上下游產業鏈均得到延伸，而中西部資源稟賦、經濟發展水平整體上弱于東部地區，因此在農業新質生產力的引導下產業發展態勢強于東部地區。更進一步，就中西部地區內部而言，中部地區的農業新質生產力發展明顯優于西部地區，考慮到中部地區在地理距離上更接近東部產業發達地帶，既能承接發達地帶的產業轉移，又能受知識溢出效應影響，采納新型勞動資料進行農業生產的速度明顯快于西部地區，表現為中部區域的主峰移動尺度高于西部地區的移動尺度。

整體而言，東部區域城市內部新質生產力發展的絕對差異在擴大，體現為東部區域城市主峰峰值先上升后快速下降，寬度呈現“減少一擴大”趨勢，主峰旁的側峰寬度也表現為緩慢增長態勢?？赡苡捎谵r業新質生產力所蘊含的強大科技化因素加快東部沿海區域城市的分異發展，城市間產業發展的差距被進一步拉大，工業體系較完善地區能迅速利用新質生產力的創造力提高本區域的產業協同發展能力，而欠缺技術創新能力的地區只能追趕技術前沿地區，加之東部區域部分城市“強強聯合”組成城市群，加快資源和要素在城市群間的流動速度，為農業產業發展增添強勁動力，最終導致東部區域內部新質生產力發展絕對差異不斷擴大。而中西部城市內部的農業新質生產力發展絕對差距明顯縮小，表現為主峰峰值呈現“下降一上升一下降”趨勢，寬度稍有所擴大，尤其2016年整體趨勢更加明顯，可能由于江西和貴州成為國家首批生態文明試驗區，政策規制促使贛黔兩省主動轉變農業發展方式，加快淘汰高污染、高能耗、低效能產業，從源頭遏制住大氣環境、水環境、土壤環境等污染。再借助試驗區改革政策從東部沿海發達地區引進先進技術與優秀人才，將農業與農村發展緊密結合，在“兩山”理論的指導下，源源不斷釋放綠水青山的經濟紅利，實現地區農業發展與農村現代化的協同推進。

不僅如此，除中部區域外，整體區域、東部區域與西部區域農業新質生產力發展曲線均存在明顯的右拖尾現象，說明各自區域內均有發展水平更高地區，能對本省其余地區產生良好的拉動作用，也表明上述區域的城市發展水平在研究期內有著顯著提高，正如前文所述，“領頭羊”效應會激勵其余農戶的生產熱情，也更愿意投人新設備與新資金，從而促進新質生產力支農惠農、連農帶農的整體效率。

此外，整體區域與東部區域的農業新質生產力發展體現為多極分化態勢，而中部區域與西部區域的農業新質生產力發展則主要表現為兩極分化。整體區域、東部區域的發展曲線始終存在多個側峰，圍繞主峰右側呈波動式分布，其數值與寬度有所分異；中部區域與西部區域總體分化為兩極，間或有側峰存在，且相隔主峰數值高度差異顯著，高度差遠大于東部區域和整體區域。西部區域還有一側脊線角度變化明顯，收斂值也高于其余區域的相應值。

2.變量描述性統計

利用Stata17.0進行變量描述性統計，結果如表2所示。

（四）模型構建

首先，進行多重共線性檢驗，結果顯示各變量間VIF值均小于10，表明無嚴重多重共線性問題存在。其次，假設面板數據為截面數據，且每位個體擁有相同的回歸方程，進行混合回歸，統計結果依然顯著拒絕存在混合效應的原假設。然后利用豪斯曼檢驗和聚類穩健標準誤進行輔助回歸，確定固定效應模型。最后，通過生成時間虛擬變量，檢驗時間虛擬變量的聯合顯著性，統計結果強烈表明應包含時間效應（上述所有回歸結果均在附錄）。因此，最終選擇雙向固定效應模型進行實證檢驗，具體形式如下：

lnincome_it=β₀+β₁nqf_it+β₂controls_it+

δ_i+γ_i+μ_it

其中， β₀ 為常數項， β₁ 為農業新質生產力發展水平的系數，controlsi為各控制變量集合包括金融發展水平、教育水平、消費水平、通信基礎設施水平、醫療保障水平與經濟城鎮化水平，nqfi表征農業新質生產力發展水平， δ_i?γi 分別代表地區固定效應與時間固定效應， μ_it 為隨機誤差項。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

采用雙向固定效應模型進行回歸檢驗，得到結果如表3所示。在 10% 顯著性水平上，農業新質生產力發展水平對農村居民人均可支配收人具有正向促進作用，且增收效果達到 18.6% ，假說1得到驗證，表明農業新質生產力是符合農業現代化、農村現代化與農民現代化的先進生產力，成為推動“三農”問題中農民收人增長的重要動力。地區金融發展水平在 5% 置信水平上強烈拒絕原假設，說明金融發展對農村居民人均可支配收入的提升率高達 4.5% ，2017年鄉村振興戰略的提出，為廣大偏遠農村地區提供政策性支持，部分城市資本開始進人鄉村地區，通過為農戶提供生產性資金貸款，進而有效填補鄉村地區金融服務缺失的空白，保障農民人均收人的穩步增長。教育水平在 10% 顯著性水平上接受原假設，即與農村居民人均可支配收入無關，可能由于教育水平是通過普通中學在校學生數與年末常住人口的比值進行衡量，一方面農村青壯年勞動力紛紛選擇進人城市從事二三產業，普通中學在校學生數所表征的人力資本難以對農民人均收人產生明顯影響；另一方面，雖然近年來教育資源不斷向鄉村地區傾斜，其師資力量、學生數量、基礎設施都有所改善與提高，但鄉村地區仍面臨著教育發展資金不足、適齡兒童入學人數少等困境，教育發展稍顯薄弱，因而對農村居民人均可支配收入并未產生明顯效應。消費水平在 10% 顯著性水平上并未對農村居民人均可支配收入產生正向效應，可能由于該指標統計口徑為全市范圍內社會消費品零售總額占地區生產總值比重，數值越高反映城市消費市場的規模性越大，尤其后疫情時代，鄉村地區的消費市場恢復韌性稍低于城鎮地區消費市場，因而消費水平對農民人均收入的效應并不突出。通信基礎設施水平在 1% 顯著性水平上有效促進農村居民人均收入，且回歸系數高達0.3，強烈表明增加固定電話普及率能顯著提高農村居民人均收入。相較于城鎮地區，農村地區居民移動電話普及率并不高，大多數農民仍依靠固定電話進行信息溝通與傳遞，而完善的基礎設施如固定電話、郵政通信、鄉村公路均可對農村居民人均收人產生強大拉動作用。醫療保障水平回歸系數為正，盡管在 10% 顯著性水平上無法拒絕原假設，可能由于地區經濟發展越高，醫療資源大多往城區或市轄區集聚，農村地區醫療機構包括醫院、衛生診所等數量難以滿足鄉村居民的醫療需求，還需政府出臺相應政策引導部分醫療資源往鄉鎮地區集中。最后經濟城鎮化水平在 5% 置信水平上對農村居民人均收人產生負向效應，這與已有研究得出的結論一致[33]，只有當農業已高度實現現代化發展時，新型城鎮化才能有效縮減城鄉收入差距，然而樣本對象涉及東部沿海城市、中西部部分城市，城鄉內部收人水平分異明顯，區域發展不平衡現象突出，加之新質生產力所表征的智能制造又會削減經濟城鎮化的促進作用[34]，諸多因素交疊最終導致對農村居民 人均收入的弱化作用。

（二）穩健性檢驗

一是參考汪延明等[35]，近年來隨著地區城鎮化不斷推進，農民收益結構已由家庭經營凈收入為主導轉變為多元化收人格局，工資性收人在可支配收入中所占比例越發提高，因而以工資性收入替換可支配收入進行雙向固定效應檢驗，統計結果如表4所示，核心解釋變量仍在 10% 顯著性水平上強烈拒絕原假設，表明發展農業新質生產力能有效提高農民的可支配收人，改善農民收入結構。

二是利用主成分分析法重新測度核心解釋變量。主成分分析法基本原理是使用降維方法將多個變量替換成較少的新變量，以確保新變量能基本保留原來變量的儲存信息，從而準確實現農業新質生產力發展水平的測度[36]，具體計算方式如下：

首先，假設為的矩陣，存在矩陣分解：

A=USV

其中， U 是 m 階正交矩陣， V 是 n 階正交矩陣， S 是 m×n 階對角矩陣。

記標準化后的矩陣 A 為 X ， X 的協方差陣為 ，即為 X 的 SVD 分解，因此可得X=USV 。再將 X=USV 帶人 即可求得相關系數矩陣對應的特征值：

再結合已有累計貢獻率即的協方差矩陣，可計算得到的主成分。通過SPSSStatistics27.O測算2014—2022年閩贛黔三省所轄22地級市的農業新質生產力發展指數。首先，首先，度量各三級指標間的相關性，結果顯示19個二級指標間具有較強的相關性；其次，通過KMO檢驗和巴特利特檢驗， p=0.000 表明變量具有強相關性，且KMO檢驗結果為0.7，再一次說明19個二級指標已降維為相應的主成分。然后總方差解釋表顯示，前6個成分的方差貢獻度達到 86.0% ，超過85.0% 的水平，滿足主成分分析法的要求，因此以成分1一成分6為主成分，進而測算農業新質生產力發展水平；接著結合總方差解釋表和成分矩陣表，得到主成分1一主成分6的合成系數；最后利用主成分系數表的系數值加權合成農業新質生產力發展總指數，再重新進行雙向固定效應模型估計，具體結果見表5，核心解釋變量農業新質生產力發展水平在 1% 置信水平上對農民增收具有正向促進效應，說明前文結論具有強穩健性。

（三）內生性檢驗

通過雙向固定效應模型，盡可能將影響農民可支配收入的因素容納進去，然而依然會有遺漏變量未被考慮，導致模型產生嚴重的內生性問題，影響模型系數估計的正確性。因此，參考王亞紅等[20]、喬均等[22]，由于農業新質生產力發展水平滯后一期與當期農業新質生產力水平有較強相關性，而又可看作前定變量，與被解釋變量農民可支配收入不相關，滿足工具變量的基本要求，可進行二階段最小二乘檢驗。各項檢驗結果如表6所示，首先DWH檢驗統計量為9.5，相應的p值為0.002，遠小于0.050，可強烈拒絕農業新質生產力水平為外生變量的原假設，即農業新質生產力水平為內生變量。其次通過Kleibergen-PaaprkLM檢驗，其統計量為71.312，相應p值為0.OOO，以及Kleibergen-PaaprkWaldF檢驗統計量遠大于其 10% 闕值，表明工具變量通過了弱工具變量和不可識別檢驗，即核心解釋變量滯后一期為有效工具變量。然后，在控制地區固定效應與時間固定效應后，農業新質生產力滯后一期的回歸系數在 1% 置信水平上顯著為正，核心解釋變量農業新質生產力發展水平在 1% 顯著性水平上對農民收入具有正向促進作用，前文所述結論依然成立。最后，利用廣義矩估計工具法重新回歸，結果依舊一致，再次表明結論的穩健性。

五、進一步分析

農業新質生產力富含新知識和新思想，以知識內生性為顯著特征，通過知識外溢效應能有效提高鄰近地區的農業生產效率，進而增加當地農業產出，改善農民收入。相應地，知識、資本、技術、土地等要素改變傳統的要素組合方式，以新要素的流動為契機，加快多種生產要素的有機組合，形成符合農業高質量發展的先進生產要素，繼而成為農業現代化、農村現代化與農民現代化的重要表現?？陀^而言，農業作為傳統產業，絕不是被迫接受戰略性新興產業與未來產業改造，而是借助農業新質生產力所蘊含的知識溢出效應，通過培育更多數字化“新農人”，主動擁抱新產業與未來產業，實現產業轉型升級與農民增收致富雙重目標。為考察農業新質生產力的知識溢出效應對當地農戶與周邊農民人均收入的影響效應，利用空間計量模型完成機制檢驗。

首先，以2014—2022年閩贛黔所轄22地級市農村居民可支配收入為樣本對象，計算其莫蘭指數，歷年農民可支配收入的莫蘭指數均處于0.3～0.5 區間，表明農民可支配收入具有較強的空間分散性，且歷年農民可支配收入莫蘭指數均通過 1% 的顯著性水平檢驗。結合上述分析可知，農村地區居民的收入呈現空間集聚現象，不會隨著時間變化而改變，表明空間因素的影響效應不可忽略，應進行空間計量分析。然后，通過LM檢驗、Wald檢驗、LR檢驗等多種檢驗方式，檢驗結果如表7所示，LR檢驗再次表明不可退化為空間誤差模型與空間滯后模型，因此選擇空間杜賓模型。最后，由前文基準回歸的豪斯曼檢驗與輔助性回歸結果可知，雙向固定效應既兼顧橫向因素（地區），又包含縱向研究維度（時間），最終選擇包含地區與時間因素的雙向固定效應模型。

利用空間經濟距離構建權重矩陣，進行量化分析后，得到表8統計結果可知，農業新質生產力的直接效應、間接效應與總效應均通過了 1% 顯著性水平檢驗，且系數值顯著為正，說明發展農業新質生產力不僅能有效促進本區域農戶人均收入，還能對鄰近區域產生空間溢出效應，溢出效應值達到總增長效應的 50% 以上，假說2得到驗證，農業新質生產力的主體部分也在 1% 置信水平上達到0.1，證明固定面板模型回歸結果的穩健性。農業新質生產力與金融發展水平的交互項直接效應與總效應均通過 1% 顯著性水平檢驗，系數值分別達到0.1與0.2，表明金融發展水平在農業新質生產力與農民可支配收人的關系中起調節效應，假說3得到驗證，且交互項的主體部分回歸系數值在 1% 置信水平上高達0.1，說明提高地區金融發展水平可明顯提升農業新質生產力的增收效應。通信基礎設施水平的直接效應與總效應也顯著為正，其系數值分別為0.2、0.4，說明完善的通信基礎設施能充分改善農村居民人均收入，主要由于農村地區缺乏如固定電話、固定寬帶等基礎設施，通過增加配套通信基礎設施，農戶更易于從外界獲取新信息與新知識，也更利于采用新技術與新方法。

六、結論與建議

（一）結論

農業新質生產力作為新質生產力與農業領域的優秀融合成果，是數字化“新農人”、科技化勞動資料與智能化勞動對象的有機組合，突破傳統生產力的局限，是符合高質量發展的先進生產力，能有效賦能農業生產與農民增收。而作為首批國家生態文明試驗區的閩贛黔三省，一方面資源稟賦與環境承載力均處于全國前列，有利于打造獨特的生態文明示范樣板；另一方面，三省經濟發展水平處于不同梯隊，具有較強的地區異質性，因此探究三省農業新質生產力對農民收入的影響，能夠為同梯隊的其余省份提供良好的參考價值。基于此，以2014—2022年閩贛黔三省所轄22地級市為研究樣本，利用熵值法與主成分分析法測算農業新質生產力發展水平的時空演變，在借助雙向固定效應模型與空間杜賓模型，實證檢驗農業新質生產力對農民可支配收入的影響與溢出效應，得出以下結論：（1）閩贛黔三省所轄22地級市農業新質生產力對農民可支配收人具有正向促進作用，且增收效應達到 18.8% ，在進行穩健性檢驗后，農業新質生產力依舊能促進農民工資性收入增長，所形成的增收效應較高于可支配收人的增收效應；（2）農業新質生產力包含的新知識與新思想具有較強的空間溢出效應，直接效應與總效應的回歸系數分別為0.1與0.3，且農業新質生產力的間接效應回歸系數為0.2，對周邊區域農民具有一定的輻射作用，能促進相鄰地區農民增收；（3）良好的金融發展水平可顯著增強農業新質生產力的增收效應，其與農業新質生產力的交互項通過顯著性水平檢驗，且增收效應高達 12.2% ○

（二）建議

一是因地制宜發展農業新質生產力。實證結論表明閩贛黔三省農業新質生產力發展能有效促進農民增收，因此三省需要重點發展農業新質生產力，但由于各自經濟發展水平、農業資源稟賦、農業產業結構均有所不同，因而閩贛黔三省需要因地制宜發展農業新質生產力。貴州地處西部地區，經濟發展落后于江西和福建，產業結構仍以一產為主，二三產業發展較為緩慢，因此貴州可以從江西、福建引進先進生產技術與優秀的管理理念，在發展二三產業的同時不斷提升科技對農業生產的貢獻度，同時貴州位于長江上游地區，生態環境較為脆弱，產業發展不可避免受到限制，可以借助農業新質生產力的數字化勞動資料的優勢，在“不搞大開發，共抓大保護”的基礎上兼顧農業發展與資源循環利用。而江西位于中部地域，緊鄰東部經濟發達省份，可充分利用東部地區產業的空間溢出效應發展高效農業與綠色農業，轉變傳統農業“高投入一低效率”的生產模式，實現地區農業高質量發展。福建地處東部沿海，農業發展與涉農技術利用效率均高于貴州與江西，但其獨特的“八山一水一分田”資源分布格局嚴重限制當前農業新質生產力發展，因此福建可加快戰略性新興產業和未來產業的發展速度，適當增加科技研究經費，提高涉農尖端科技成果轉化效率，在有限資源的基礎上發展現代化農業，實現農業新質生產力的高效發展。

二是提高地區金融發展水平，加強農業新質生產力的增收效應?？臻g計量模型回歸結果說明地區金融發展水平可有效增強農業新質生產力的增收效應，因此閩贛黔三省需提高地區金融發展水平，進而增強農業新質生產力連農帶農效應，實現農民增收與農業高質量發展。具體而言，貴州地區金融發展水平較低于福建、江西，且貴州省內主要的支持性金融機構均分布于貴陽、遵義等市區，導致其余地區農戶難以享受到完善的金融服務，當面臨生產資金短缺，當地農戶傾向于選擇高利息的民間借貸，嚴重影響農業生產環節的正常運行，所以貴州地區需要轉變金融機構分布格局，以多點式代替單點式，真正讓偏遠鄉村地區也能享受到金融服務，從而促進農業新質生產力的增收效應。而江西地區的金融發展強于貴州，金融服務機構等支持性組織分布也較為均勻，但整體金融服務水平與福建等東部沿海省份還有一定的差距，因此江西需要在原來金融服務發展基礎上，加強省內各地市金融服務的互聯互通性，努力簡化農業生產性資金貸款手續，以更靈活的金融服務程序增強省內各地市農業新質生產力的增收效應。相較于貴州和江西地區，福建金融發展水平和金融活躍度位居全國前列，省內分布著大量中小型金融服務機構，然而大多數金融服務單一，趨于同質化，無法滿足省內農民對于多樣化金融服務的需求，因此福建需要拓展金融服務的多功能屬性，積極轉變傳統單一的金融服務，加快多樣化金融服務應用于農業生產與產品加工等環節，進而提高地區金融綜合發展水平，打造獨特的農業金融發展樣板。

三是促進農業規模化經營，充分利用農業新質生產力溢出效應。空間量化分析表明農業新質生產力具有一定的空間溢出效應，不僅對本地區農民收入有正向促進作用，也會提高臨近地區農民收入水平。而溢出效應受地理距離與市場分割影響，呈現距離衰減特征。當地通過轉變傳統農業分散化特征，實行農業規?；洜I，可有效吸收鄰近地區先進產業的空間溢出效應，進而加快當地農業構成要素升級與生產方式多元化進程，實現本地區農業增產與農民增收。分地區而言，貴州地區表現為以家庭農場為主要形式的小農生產經營，省內城市如安順、畢節、銅仁等農業規?；洜I水平較低，因而受貴陽的農業新質生產力溢出效應影響有限，導致當地農民難以實現持續增收，因此貴州需要優化省內各地市的農業生產經營布局，提高各地市的農業規?；洜I水平，加快整合各地市尤其經濟發展落后地區的各種生產要素，以便充分利用省內先進地區的農業新質生產力溢出效應。而江西作為糧食主產區，農業發展條件較好，有一定的農業規?；洜I基礎，但省內各地市的規?；讲町愝^大，靠近東部省份的南昌、九江等發展水平強于景德鎮、上饒、宜春等地，因此江西需要制定合適的農業規模化發展政策，以政策引導景德鎮、上饒、宜春等地發展農業規?；洜I，進而充分利用農業新質生產力溢出效應。與貴州、江西地區相比，福建因獨特的地理空間格局而形成較高的農業規?；洜I水平，連農帶農效應較強，但帶動周圍省份農業規?；男Ч⒉幻黠@，因此福建可加強與江西、貴州的產業聯系，充分發揮本地較高的農業規模化優勢，積極帶動江西與貴州的農業規?；洜I水平，以實現區域發展的協同演進。

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Research on the impact of agricultural new-quality productive forces on farmers‘income

CHEN Hongzhao，WANG Peijian （School ofEconomics，FujianNormal University，Fuzhou 35olo8，China）

Abstract：Agriculturalnew-qualityproductiveforcesisadvancedproductiveforcesofhigh-qualitydevelopmentofagriculture， whichhasimportanttheoreticalsignificanceandpracticalvalueforincreasingfarmers'income.Asfirstbatchofnationalecological civilizationpilotzones，Fujian，Jiangxi，andGuzhouprovincesexemplifythesucessfulapplicationofthe\"TwoMountains\"the ry.Bytheoreticallyanalyzingandsummarizing thedevelopmentstagesofnewagriculturalproductiveforcesinFujian，Jiangxi andGuizhou provinces，andthenusingtheentropy methodand principalcomponentanalysis methodtomeasure thedevelopment levelof newagricultural productiveforces invariousplaces，the impactandspilover efect ofnewagricultural productive forces onfarmers'disposable incomeare empiricall tested bymeansoftwo-wayfixed efect modeland spatial Durbinmodel.Theresultsshowthatagriculturalnewqualityproductiveforcesintheprefecture-levelcitiesunderthejurisdictionofFujian，Jiagxind Guizhouprovinces hasapositiveeffectonfarmers'disposable incomeand wage income；thenew knowledgeandnew ideas contained inthenew-qualityproductiveforcesofagriculturehaveastrong spatialspillvereffect，andhaveacertainradiationefect onfarmers inthesurroundingareas；improved financialdevelopmentlevelcansignificantly enhancetheincomeincreaseeffectof new agricultural productive forces

Keywords：Agriculturalnew-qualityproductive forces;Farmerincome;Ruralrevitalization;Ecologicalcivilization

（編輯：武云俠）