農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力：水平測度與時空演變

中圖分類號：F323；F224 文獻標識碼：A 文章編號：1007-2101（2025）05-0063-14

一、引言

當前，我國處于中華民族偉大復興戰(zhàn)略全局、世界百年未有之大變局與新一輪科技革命的歷史交匯期，具有高耗能和高投入特征的傳統(tǒng)生產(chǎn)力面臨更加嚴峻的挑戰(zhàn)，已難以滿足不斷升級的消費需求與新生產(chǎn)約束?；趯χ袊鐣?、發(fā)展階段和發(fā)展動力的科學研判，2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察時首次公開提出“新質(zhì)生產(chǎn)力\"這一概念，強調(diào)要“積極培育新能源、新材料、先進制造、電子信息等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，積極培育未來產(chǎn)業(yè)，加快形成新質(zhì)生產(chǎn)力，增強發(fā)展新動能”[1]。同年12月，中央經(jīng)濟工作會議明確提出“以顛覆性技術和前沿技術催生新產(chǎn)業(yè)、新模式、新動能，發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力”[2]2024年1月，習近平總書記在中共中央政治局第十一次集體學習時對新質(zhì)生產(chǎn)力作出了明確定義，指出新質(zhì)生產(chǎn)力“由技術革命性突破、生產(chǎn)要素創(chuàng)新性配置、產(chǎn)業(yè)深度轉(zhuǎn)型升級而催生，以勞動者、勞動資料、勞動對象及其優(yōu)化組合的躍升為基本內(nèi)涵，以全要素生產(chǎn)率大幅提升為核心標志，特點是創(chuàng)新，關鍵在質(zhì)優(yōu)，本質(zhì)是先進生產(chǎn)力”。3]在此背景下，2025年中央一號文件提出“農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力”，強調(diào)以科技創(chuàng)新引領先進生產(chǎn)要素集聚，因地制宜發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力。4同年《政府工作報告》將“因地制宜發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力，加快建設現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系”列為重點任務。[5]

鑒于我國作為農(nóng)業(yè)大國的特殊國情，農(nóng)業(yè)發(fā)展在整個經(jīng)濟社會發(fā)展中占據(jù)著重要地位。在實現(xiàn)“大國小農(nóng)”向“大國強農(nóng)”的歷史性跨越進程中，特別是在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略深入實施的背景下，發(fā)展高質(zhì)量、高創(chuàng)新的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力具有重要意義。對此，學術界對“農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力”進行了深入解讀。目前，關于農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的研究主要聚焦于其內(nèi)涵特征[6]、形成邏輯[7]和實踐路徑[8]等方面，這些研究通過規(guī)范性分析總結了發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的舉措。然而，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力作為一個內(nèi)涵豐富的新概念，其在學術界尚未形成統(tǒng)一的測度標準，這也成為當前亟待深入研究的議題。鑒于此，本文嘗試構建測度農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的指標體系，結合2013—2022年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)①，客觀評價我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展現(xiàn)狀及動態(tài)演進趨勢，并通過量化分析識別我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展過程中面臨的現(xiàn)實問題，進而提出針對性的應對策略。

二、農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力指標體系構建

（一）指標選取

“新質(zhì)生產(chǎn)力”的提出標志著中國式現(xiàn)代化發(fā)展理論和實踐的創(chuàng)新。楊廣越通過本質(zhì)內(nèi)涵論、要素內(nèi)涵論和比較內(nèi)涵論三個維度對新質(zhì)生產(chǎn)力這一概念進行詮釋，認為與傳統(tǒng)生產(chǎn)力相比，新質(zhì)生產(chǎn)力是一種注重全要素生產(chǎn)率提升，且具備先進性、綠色性、創(chuàng)新性和高質(zhì)量特征的生產(chǎn)力。就農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力而言，第一，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力是一種智能生產(chǎn)力。農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力是以數(shù)字化、智能化為主線，積極整合科技創(chuàng)新資源，不斷推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力從量向質(zhì)轉(zhuǎn)變的生產(chǎn)力[7]。農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的智能化絕非僅局限于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，而是貫穿于整個產(chǎn)業(yè)鏈之中[10]，因此，要從整體產(chǎn)業(yè)鏈和產(chǎn)業(yè)體系的角度對其進行縱向考察。第二，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力是一種綠色生產(chǎn)力。馬克思的自然力理論尤為強調(diào)人與自然和諧共生關系的重要性。綠色發(fā)展作為高質(zhì)量發(fā)展的底色，在農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展中占據(jù)重要地位，其作用不容忽視。楊穎[]提出發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的目標之一就在于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色化。姜長云[10]認為發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力核心在于積極塑造生態(tài)優(yōu)先、節(jié)約集約和綠色低碳的發(fā)展方式，協(xié)同推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈和供應鏈降碳、減污、擴綠。第三，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力是一種高端生產(chǎn)力。新質(zhì)生產(chǎn)力中的“新”包含新業(yè)態(tài)內(nèi)涵，聚焦于農(nóng)業(yè)領域，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸和農(nóng)業(yè)功能擴展是塑造農(nóng)業(yè)新業(yè)態(tài)進而催生高端生產(chǎn)力的內(nèi)在要義[7，10]。新質(zhì)生產(chǎn)力中的“質(zhì)”則強調(diào)發(fā)展的高質(zhì)量，即要求農(nóng)業(yè)提供具有高附加值、高標準的制成品[12]?；谝陨戏治?，本文圍繞智能化、綠色化、高端化三個方面構建包含3個一級指標、8個二級指標和21個三級指標的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平評價指標體系（見表1）。

農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的智能化可從主體支持、基礎設施建設、產(chǎn)業(yè)鏈條智能化三個方面來體現(xiàn)。首先，主體支持是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)智能化的軟性條件，其本身也是發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的重要內(nèi)涵。一方面，要在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中嵌入現(xiàn)代化技術，這不僅需要提升農(nóng)民素質(zhì)，更需要專業(yè)的科技人才支持，人才是形成農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的關鍵要素。13]另一方面，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)是一個產(chǎn)業(yè)鏈概念，數(shù)字化龍頭企業(yè)對于全產(chǎn)業(yè)鏈條智能化轉(zhuǎn)型具有帶動示范作用。因此，本文選取勞動力素質(zhì)、數(shù)字人才支撐、龍頭企業(yè)帶動三個指標衡量主體對農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的支持程度。這些指標不僅是農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力中“新”的重要體現(xiàn)，同時也反映了新質(zhì)生產(chǎn)力對培養(yǎng)高素質(zhì)勞動者的內(nèi)在要求。14]其次，基礎設施建設是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)智能化的硬性條件，其本身也在一定程度上代表著農(nóng)業(yè)智能化水平。通過普及互聯(lián)網(wǎng)、移動數(shù)字設備和固定數(shù)字設備，可以有效實現(xiàn)勞動資料的革新，這與新質(zhì)生產(chǎn)力所強調(diào)的勞動資料提質(zhì)升級相契合，從而成為發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的動力源。因此，本文選取互聯(lián)網(wǎng)普及度、移動數(shù)字設備普及度、固定數(shù)字設備普及度三個指標衡量農(nóng)業(yè)基礎設施建設水平。最后，發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力不能局限于狹義的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)[10]，而應從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的全鏈條出發(fā)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈條的智能化。因此，本文從生產(chǎn)、加工、銷售智能化三個方面衡量產(chǎn)業(yè)鏈條的智能化水平。

綠色化是新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)在要義，也體現(xiàn)出其高質(zhì)量特性，新質(zhì)生產(chǎn)力本質(zhì)上就是綠色生產(chǎn)力，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力強調(diào)綠色化內(nèi)涵[12]。低碳生產(chǎn)是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的基本特征，其要求在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中合理利用資源、保護生態(tài)環(huán)境;綠色供給是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要目標，提供安全、高品質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品不僅反映了農(nóng)業(yè)從生產(chǎn)、加工到銷售全產(chǎn)業(yè)鏈的綠色化水平，也是農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力作為綠色生產(chǎn)力的重要體現(xiàn)。15]農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的綠色化可從資源節(jié)約、環(huán)境友好、綠色供給三個方面體現(xiàn)。其中，資源節(jié)約程度用節(jié)水灌溉普及率和用電效率兩個指標表征，體現(xiàn)出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中對水資源和電力資源的節(jié)約程度。環(huán)境友好程度以化肥施用強度和農(nóng)藥施用強度兩個指標來衡量，這是由于化肥、農(nóng)藥的過量使用不僅容易造成土壤板結、水土污染，還會對食品安全構成重大威脅。有別于上述從生產(chǎn)端度量農(nóng)業(yè)綠色化，綠色供給是從產(chǎn)出端衡量農(nóng)業(yè)綠色化水平，用綠色食品認證、有機食品認證兩個指標表征。

新質(zhì)生產(chǎn)力旨在提升產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品和服務的層次和水平，彰顯其“新業(yè)態(tài)”“高質(zhì)量”的內(nèi)涵，蘊含了高端化的目標。農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的高端化可從產(chǎn)業(yè)高端化和供給高端化兩個方面體現(xiàn)。從產(chǎn)業(yè)層面分析，通過聚焦產(chǎn)業(yè)發(fā)展的前沿領域，優(yōu)化傳統(tǒng)生產(chǎn)、組織方式，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，從而提高農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級不僅涵蓋產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化，也包括產(chǎn)業(yè)間的融合升級[16]。姜長云[10]認為發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力需要不斷拓寬農(nóng)業(yè)邊界，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸與農(nóng)業(yè)多功能擴展。羅必良和耿鵬鵬[認為發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力亟需推進農(nóng)業(yè)從產(chǎn)品生產(chǎn)到功能轉(zhuǎn)型的突破性拓展，這本身就是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)高端化的重要體現(xiàn)。鑒于此，本文以農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展水平、農(nóng)林牧漁服務業(yè)發(fā)展水平和休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展水平三個指標衡量產(chǎn)業(yè)高端化水平。從產(chǎn)品和服務的視角出發(fā)，發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力應重點提升供給質(zhì)量，這要求在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中打造高端化品牌，在農(nóng)業(yè)功能擴展過程中打造美麗鄉(xiāng)村，既美化人居環(huán)境，又為農(nóng)業(yè)多元功能的拓展奠定基礎。事實上，在農(nóng)業(yè)領域?qū)徱曅沦|(zhì)生產(chǎn)力的高端化內(nèi)涵，要在產(chǎn)業(yè)高端化的基礎上實現(xiàn)供給高端化，通過提升農(nóng)產(chǎn)品附加值進而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力所強調(diào)的質(zhì)效升級［12]基于此，本文以一村一品、地理標志和美麗休閑鄉(xiāng)村三個指標表征供給高端化水平。

表1農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平評價指標體系

（二）指標權重確定

本文采用熵值法確定指標權重，相比于層次分析法，熵值法具有更強的客觀性。設有 I 個地區(qū)待評， J 個評價指標，原始數(shù)據(jù)矩陣為 E= ，其中， ?i=1，2，…，I，j=1，2，…，J，I=30，J= 21。采用熵值法確定指標權重的步驟如下：

第一，采用極值法對上述21個指標的數(shù)據(jù)進行標準化處理，將指標值轉(zhuǎn)換到0～1之間，具體公式如下：

負向指標：

其中， x^′_ij 是第 i 個地區(qū)第 j 項指標標準化后的數(shù)值， x_j（min） 為樣本期間所有地區(qū)第 j 項指標的最小值， x_j（max） 為樣本期間所有地區(qū)第 j 項指標的最大值。本文構建的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力指標體系中，僅有化肥施用強度、農(nóng)藥施用強度為負向指標，其他為正向指標。

第二，計算第 i 個地區(qū)第 j 項指標標準化后數(shù)據(jù)的比重 y_ij ，具體公式如下：

第三，計算第 j 項指標的信息熵 φ_j ，具體公式如下：

其中， 。

第四，計算第 j 項指標的權重 W_j ，具體公式如下：

其中， g_j 為第 j 項指標的信息效用， g_j=1-φ_j 。計算出的各項指標權重如表1所示。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文以2013—2022年全國30個省份的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平指標體系中各指標數(shù)據(jù)來源見表1。由于節(jié)水灌溉面積2021—2022年數(shù)據(jù)、農(nóng)業(yè)技術人員數(shù)量2018—2022年數(shù)據(jù)、休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入2021—2022年數(shù)據(jù)缺失，因此，本文參考俞紅海等[1的做法，采用數(shù)據(jù)缺失前3年的平均增長率推算后

填補缺失值。

三、實證分析方法

（一）Dagum基尼系數(shù)分解

Dagum基尼系數(shù)及其分解能夠揭示變量的區(qū)域差異及來源。本文通過該方法分析農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的總體差異，并將其分解為區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異和超變密度三部分。農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平整體基尼系數(shù)計算公式如下：

其中， G 表示整體基尼系數(shù) ，j，h 表示區(qū)域， 表示省份。 k 為區(qū)域總數(shù)，本文將全國劃分為東、中、西3個區(qū)域④，故 k=3 。 Ω_n 為省份總數(shù)， n=30 。n_j（n_h） 為區(qū)域 j（h） 內(nèi)的省份總數(shù)。 y_ji（y_hr） 為區(qū)域j（h） 內(nèi)省份 i（r） 的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平， 為全國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的平均值?；嵯禂?shù)越大，表明發(fā)展水平越不平衡。

在對總體基尼系數(shù)分解前，需要對 k 個區(qū)域農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平均值進行由小到大排序。之后按下式進行計算：

其中， G_jj 表示區(qū)域 j 的基尼系數(shù)， G_jh 表示區(qū)域 j 和區(qū)域 h 之間的基尼系數(shù)。 表示區(qū)域j（h） 內(nèi)的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平均值。進一步將整體基尼系數(shù)分解為區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù) G_w 、區(qū)域間基尼系數(shù) G_nb 和超變密度 G_t 三部分，且 G=G_w+ G_nb+G_t 。各部分計算公式如下：

其中， 。 D_jh 表示區(qū)域 j 與區(qū)域 h 之間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的相對影響，計算公式為：

D_jh=（d_jh-p_jh）/（d_jh+p_jh）

其中， d_jh 表示當區(qū)域 j 的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平高于區(qū)域 h 時，兩者差值 （y_ji-y_hr） 的數(shù)學期望。p_jh 表示當區(qū)域 j 的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平低于區(qū)域h 時，兩者差值 （y_ji-y_hr） ）的數(shù)學期望。具體計算公

式如下：

其中， F 為區(qū)域農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平累積分布函數(shù)。

（二）收斂性

1.α 收斂。 α 收斂表明離散程度隨著時間的推移不斷降低，即各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的離差隨時間推移呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢。已有研究采用Theil指數(shù)、變異系數(shù)、標準差對離散程度進行測度，本文采用變異系數(shù)進行度量，具體公式如下：

其中， α_ι 代表 χ_t 時期的變異系數(shù)， y_i，t 為省份 i 在 Ψ_t 時期的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平， n 為省份數(shù)量。如果變異系數(shù)隨時間推移而減小，則表明不同省份間的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平離散程度不斷縮小，呈現(xiàn)向均值收斂的趨勢。

2.β 收斂。 β 收斂的概念源于經(jīng)濟趨同思想，在本文中，通過 β 收斂分析可以檢驗不同省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平增長速率是否趨同。 β 收斂分為絕對 β 收斂與條件 β 收斂，絕對 β 收斂僅考察農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平本身的收斂狀態(tài)，不考慮對農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平有影響的因素；條件 β 收斂則考察控制影響因素后的收斂狀態(tài)。對于絕對 β 收斂，構建模型如下：

對于條件 β 收斂，構建模型如下：

其中， y_i，t 為省份 i 在 χ_t 時期的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平， cons 為常數(shù)項， φ_i 為個體固定效應，ω_ι 為時間固定效應， ε_i，t 為服從標準正態(tài)分布的隨機擾動項。 β 為本文所關注的收斂系數(shù)，若該系數(shù)通過顯著性檢驗且數(shù)值小于0，則意味著存在 β 收斂趨勢。式（17）中， Z 為控制變量集合，本文選取地區(qū)經(jīng)濟水平、財政支農(nóng)力度、地區(qū)創(chuàng)新水平、固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)化水平作為控制變量，上述變量分別以人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)值、財政農(nóng)林水事務支出與財政支出之比、每萬人專利授權數(shù)、農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資完成額與鄉(xiāng)村人口之比的對數(shù)值、鄉(xiāng)村人口與總?cè)丝谥葋砗饬俊?/p>

3.空間集聚性。莫蘭指數(shù)是判斷空間鄰近區(qū)域單元屬性相似程度的指標，本文通過測算莫蘭指數(shù)（MoransI）分析農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平是否具有空間集聚性，公式如下：

式（18）—（19）中， n 為省份數(shù)量， y 代表農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平， 為全國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的算術平均值， 表示省份， w_ir 為空間權重矩陣，本文選擇地理距離權重矩陣作為空間權重矩陣。莫蘭指數(shù)取值范圍為［-1，1]，若數(shù)值大于0，則表示農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在空間正自相關性，數(shù)值越大，空間分布正自相關性越強，集聚強度越高。

4.Markov鏈。為探究我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平隨時間推移的演變趨勢與轉(zhuǎn)移特征，本文使用Markov鏈分析各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的時空演進變化。Markov鏈的本質(zhì)是一個隨機離散過程，具體為 {X（t），t∈T} ，其中 χ_t 對應各個時間段， X 表示隨機變量的狀態(tài)數(shù)，對于所有時期 χ_t 和可能狀態(tài) i，j 滿足式（20），即說明在 _t+1 時刻，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平為 j 狀態(tài)的概率取決于 χ_t 時刻的發(fā)展狀態(tài)。

P{X_t+1=j∣X₀，X₁=i₁，…X_t-1=i_t-1，X_t=i_t}=P

{X_t+1=j|X_t=i}

如果將各省的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平分為k 個類別狀態(tài)，則可以用 k×k 的概率矩陣表示狀態(tài)的轉(zhuǎn)移，如式（21）所示。 P_ij 是指 i 狀態(tài)轉(zhuǎn)移到 j 狀態(tài)的概率，其計算方式為 P_ij=n_ij/n_i，n_ij 為樣本考察期內(nèi)狀態(tài) i 轉(zhuǎn)移到狀態(tài) j 的次數(shù)， n_i 為狀態(tài) i 的總轉(zhuǎn)移次數(shù)， P_ij?0 。

四、我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的基本特征

（一）我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平變化趨勢

我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的變化趨勢如圖1所示，可以發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平基本呈逐年上升趨勢。2013—2022年，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平由0.082上升到0.199，累計提升0.117，增長率達到 142.68% ，年均增長率為 10.35% 。分地區(qū)來看，東、中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平同樣保持上升趨勢，年均增長率分別為 11.27%.9.00%.10.06% ，這表明我國各地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展都取得了一定的成果。相比之下，東部地區(qū)年均增長率高于全國及其他地區(qū)，表明農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平呈現(xiàn)差異上升格局。2019年后，東、中、西部地區(qū)增長率差異明顯縮小。2019年，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平相較于上年增長 23.71% ，中、西部地區(qū)分別增長 9.00% 0%.10.00% ;2022年，東、中、西部增長率分別為 6.35%.5.54%.6.60% ，西部地區(qū)增長率甚至超過東部地區(qū)，表明西部地區(qū)在國家政策以及資源溢出的影響下表現(xiàn)出一定的追趕趨勢。

圖1我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平變化趨勢

從一級指標來看，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力智能化、綠色化、高端化水平分別如圖2、圖3和圖4所示。從圖2可以看出，無論是全國范圍還是東、中、西部地區(qū)，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力智能化水平均保持上升趨勢。具體而言，全國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力智能化水平由0.025上升至0.092，年均增長率為15.58% ;東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力智能化水平年均增長率分別為 17.65% 、 12.60% ！13.67% 。智能化水平的快速發(fā)展主要得益于技術的創(chuàng)新性突破，同時也離不開近年來“寬帶中國\"戰(zhàn)略的推動，互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、云計算等數(shù)字技術越發(fā)成為經(jīng)濟發(fā)展的新引擎。從圖3可以看出，2016和2017年，全國和東部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力綠色化水平均呈現(xiàn)下降趨勢，主要原因可能包括：這兩年部分東部農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)有機農(nóng)產(chǎn)品認證數(shù)減少，同時受2015年《有機產(chǎn)品認證目錄》增補、認證標準趨嚴等全國性政策調(diào)整以及綠色農(nóng)產(chǎn)品消費需求波動、區(qū)域綠色技術推廣滯后等因素共同影響，最終使得綠色化水平整體有所下降。而在其他年度，綠色化水平均保持增長態(tài)勢。整體來看，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力綠色化水平由2013年的0.032上升至2022年的0.046，年均增長率僅為 4.12% ，低于農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力總水平及其他一級指標的年均增長率。這表明我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之路依然任重道遠。從圖4可以看出，全國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力高端化水平保持上升趨勢。具體來說，由2013年的0.025上升至2022年的0.061，年均增長率為 10.42% 。分地區(qū)來看，高端化水平同樣保持上升趨勢，然而，東部地區(qū)在2018年基本未實現(xiàn)增長，這導致全國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力高端化水平在2018年增長率僅為 3.01% 。

圖2我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力智能化水平變化趨勢

圖3我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力綠色化水平變化趨勢

（二）我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平地區(qū)分布特征

考察期內(nèi)，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平均值為0.137，但不同區(qū)域農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平呈現(xiàn)較大差異。根據(jù)圖1顯示，東部地區(qū)各年度農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平高于全國平均水平，且領先于中、西部地區(qū)。2022年數(shù)據(jù)顯示，東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平分別為0.345、0.139、0.154，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平呈現(xiàn)東、西、中部遞減的特點。

圖4我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力高端化水平變化趨勢

1.東部地區(qū)農(nóng)業(yè)智能化、綠色化、高端化水平均優(yōu)于中、西部地區(qū)。東部地區(qū)一直以來都是我國經(jīng)濟發(fā)展的“領頭羊”，特別是在改革開放以后，憑借其優(yōu)越的地理區(qū)位，實現(xiàn)率先發(fā)展，為后續(xù)農(nóng)業(yè)、工業(yè)、服務業(yè)的發(fā)展奠定了良好的基礎。除地理位置優(yōu)勢外，其發(fā)展還得益于國家在政策、人才、資金等方面的支持。20世紀80年代，國家就相繼開辟了長江三角洲、珠江三角洲、閩南三角洲等沿海經(jīng)濟開發(fā)區(qū)，助力東部地區(qū)率先實現(xiàn)生產(chǎn)力水平提升。近年來，京津冀協(xié)同發(fā)展、長三角一體化發(fā)展、粵港澳大灣區(qū)建設等戰(zhàn)略的實施，更是在原有基礎上進一步推動了東部地區(qū)生產(chǎn)力水平的提升。除政策傾斜外，東部地區(qū)也是各類資源的集聚區(qū)域。首先，東部地區(qū)科技資源豐富，高等學府、科研院所及高新技術研發(fā)企業(yè)在此集聚，為該地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展提供了技術支持。如圖2所示，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)智能化水平遙遙領先，尤其在2018年后，其增長率明顯上升。其次，發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力特別強調(diào)提升勞動力素質(zhì)。東部地區(qū)教育資源充沛，勞動力資本水平高，成為高校畢業(yè)生的首選就業(yè)區(qū)域，這為該地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展提供了堅實的人才支持。最后，東部地區(qū)資金雄厚，其經(jīng)濟發(fā)展成果顯著。2023年，廣東、江蘇、山東、浙江四省繼續(xù)穩(wěn)居全國各省份地區(qū)生產(chǎn)總值前四位，這為發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力提供了充足的資金支持。同時，東部地區(qū)農(nóng)民個人財富水平也優(yōu)于中、西部地區(qū)。財政資金、金融資金的支持與農(nóng)民個人的財富積累共同為該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)運用新技術、形成新模式奠定了基礎，有助于推動農(nóng)業(yè)向智能化、綠色化、高端化發(fā)展。

2.西部地區(qū)農(nóng)業(yè)智能化水平最落后，但農(nóng)業(yè)綠色化、高端化水平優(yōu)于中部地區(qū)。復雜的地理環(huán)境和匱乏的社會資本導致西部地區(qū)的發(fā)展相對落后，產(chǎn)業(yè)結構相對單一。與東部地區(qū)以及受東部地區(qū)輻射的中部地區(qū)相比，西部地區(qū)在要素流通方面存在明顯劣勢。此外，西部地區(qū)當?shù)氐娜肆Y本力量相對薄弱，且難以吸引外來人才，使得其在農(nóng)業(yè)智能化發(fā)展上明顯落后于東部和中部地區(qū)。但西部地區(qū)的發(fā)展也不失特色。從資源方面來看，西部地區(qū)長期以來致力于發(fā)展資源節(jié)約型農(nóng)業(yè)，在農(nóng)業(yè)綠色化進程中取得了較為突出的成效。從政策方面來看，西部大開發(fā)戰(zhàn)略自實施以來已取得明顯成效，隨著“一帶一路”倡議的進一步深入推進，西部地區(qū)形成了新發(fā)展格局，并在培育和發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)、延長產(chǎn)業(yè)鏈和樹立特色品牌等方面獲得了政策支持。這些政策鼓勵西部地區(qū)向高端賽道發(fā)展，對提高該地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力高端化水平具有顯著促進作用。因此，得益于其較高的綠色化和高端化水平，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平能夠超越中部地區(qū)。

（三）我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平省份分布特征

表2所示為各省份2022年農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平及其一級指標的均值和排名情況?？傮w來看，上海、北京、浙江、福建、江蘇的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平位居全國前五位，這些省份均位于東部地區(qū)，資源優(yōu)勢與政策紅利明顯，數(shù)字技術、綠色生產(chǎn)技術發(fā)展快、應用廣，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈有效延伸，農(nóng)業(yè)功能有效擴展，在農(nóng)業(yè)智能化、綠色化、高端化方面大都表現(xiàn)突出，從而使其在我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展過程中處于領先地位。從不同指標來看，上海市在數(shù)字人才支撐、綠色食品認證、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展水平、農(nóng)林牧漁服務業(yè)發(fā)展水平、美麗休閑鄉(xiāng)村五個指標上位列全國首位，這是其農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展遙遙領先的重要原因。北京市在勞動力素質(zhì)、龍頭企業(yè)帶動、固定數(shù)字設備普及度、節(jié)水灌溉普及率指標上均位列全國首位。浙江省的互聯(lián)網(wǎng)普及度較高，且得益于本地企業(yè)的大力推動，其在淘寶村建設方面遙遙領先，使得其智能化水平位列全國首位。

我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平位于后五位的省份集中于中、西部地區(qū)，受資金、技術、人才等資源不足的限制，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平相對較低，未來推動農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的任務依然艱巨。分指標來看，這些省份中，內(nèi)蒙古和云南在農(nóng)業(yè)智能化、高端化發(fā)展方面較為落后，內(nèi)蒙古的龍頭企業(yè)帶動、互聯(lián)網(wǎng)普及度、銷售智能化、農(nóng)林牧漁服務業(yè)發(fā)展水平等指標均表現(xiàn)不佳，云南省在固定數(shù)字設備普及度、生產(chǎn)智能化、休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展方面較為落后。山西省在智能化方面表現(xiàn)欠佳，其基礎設施建設、產(chǎn)業(yè)鏈條智能化方面均相對落后。上述分析為這些省份未來發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力提供政策設計思路。

表22022年我國各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平③

五、我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的時空分布與演變

（一）我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平區(qū)域差異及分解

我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在明顯的省區(qū)差異，本文進一步采用Dagum基尼系數(shù)法測算差異水平并對上述差異進行分解，以此體現(xiàn)差異的變化及來源。

1.全國整體差異。本文依據(jù)式（6）計算農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平在全國層面的整體基尼系數(shù)，該系數(shù)體現(xiàn)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的總體差異程度，其數(shù)值大小與總體差異程度呈正相關關系。如圖5所示，整體基尼系數(shù)取值區(qū)間為[0.215，0.275]，均值為0.242，這表明農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在一定的區(qū)域差異。從變化趨勢來看，整體基尼系數(shù)呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢。2013—2018年整體基尼系數(shù)由0.252下降至0.215，其中2014、2016年下降較快，較上年分別下降 7.14%.6.47% ，而2015、2017、2018年則基本與前一年持平。2018年后快速上升，至2022年達到0.275，上漲幅度達到 27.91% ，不均衡狀態(tài)明顯增強。這表明我國各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異逐漸擴大，這一趨勢需要引起足夠重視。

農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力以全要素生產(chǎn)率大幅提升為核心標志，因此農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的區(qū)域差異可能會導致地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差異和農(nóng)民收人水平差異，這將不利于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施和共同富裕的實現(xiàn)。

圖5全國整體及三大區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)變化趨勢

2.區(qū)域內(nèi)差異。圖5同時列示了區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)的變化趨勢，以反映東、中、西部區(qū)域內(nèi)部農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異。根據(jù)曲線相對位置，中部地區(qū)內(nèi)部差異最小，其基尼系數(shù)除2013年為0.1以外，其他年份均保持在0.1以下。結合前述分析可知，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力整體發(fā)展水平較低，且內(nèi)部差異不大。東部地區(qū)內(nèi)部差異最大，相比于2013年，2022年東部地區(qū)組內(nèi)基尼系數(shù)下降 26.21% 。其中，2019年組內(nèi)基尼系數(shù)有所上升，與全國趨勢一致，反映了外部環(huán)境對區(qū)域分化的普遍影響；但在2020年，其基尼系數(shù)變化趨勢與全國基尼系數(shù)變化趨勢相反。這一差異在一定程度上表明，東部地區(qū)憑借自身在技術、資金、政策等方面的優(yōu)勢，通過內(nèi)部資源整合有效緩沖了外部沖擊，縮小了內(nèi)部差異，進而能夠推動區(qū)域內(nèi)省份共同實現(xiàn)農(nóng)業(yè)智能化、綠色化、高端化發(fā)展。西部地區(qū)組內(nèi)基尼系數(shù)基本保持不變，在0.16上下浮動。在2017年之前，東部地區(qū)內(nèi)部差異大于西部地區(qū)，但自2015年起，兩區(qū)域基尼系數(shù)的差距快速縮小，至2017年后基本持平。這表明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力不僅從整體上實現(xiàn)了快速發(fā)展，而且其內(nèi)部差異也逐漸縮小。

3.區(qū)域間差異。圖6展示了區(qū)域間基尼系數(shù)的變化趨勢。可以發(fā)現(xiàn)，東部與中部之間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展差異最大，區(qū)域間基尼系數(shù)均值為0.367。中部與西部之間差異最小，區(qū)域間基尼系數(shù)均值僅為0.138。東部與中部、東部與西部之間的差異均經(jīng)歷先縮小后擴大的變動趨勢，且總體來看，與2013年相比，2022年東部與中部、東部與西部之間的差異均有所擴大，區(qū)域間基尼系數(shù)增長率分別為 17.68%.7.78% 。中部與西部之間差異變化不大，2013—2019年經(jīng)歷了微小的“下降一上升一下降一上升”的W型變化趨勢，且2013年與2019年組間基尼系數(shù)均為0.136，2019年后出現(xiàn)小幅上升，至2022年達到0.151。上述分析表明，東部地區(qū)憑借優(yōu)越的資源條件和政策支持，快速實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展，并逐漸與中、西部地區(qū)拉開差距。而中、西部地區(qū)近年來未能實現(xiàn)彎道超車，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平整體依然相對落后。未來，中、西部省份應特別注重對數(shù)字化、多元化人才的培養(yǎng)，加大人才引進力度，把握住最根本的創(chuàng)新驅(qū)動要素，通過深挖當?shù)刭Y源，主動學習東部地區(qū)先進的生產(chǎn)技術和發(fā)展模式，形成既契合農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展需求又兼具地域特色的產(chǎn)業(yè)體系，以此加快推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)向智能化、綠色化和高端化方向轉(zhuǎn)型。

圖6區(qū)域間基尼系數(shù)變化趨勢

4.區(qū)域差異來源及貢獻。采用Dagum基尼系數(shù)分解法可以將農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異分解為區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異和超變密度三部分。三類差異對總體差異的貢獻率如表3所示。2013—2022年，區(qū)域間差異貢獻率持續(xù)提升，至2022年達到 74.528% ，表明區(qū)域間差異是造成農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異的主要原因，且這種差異在逐漸增大。因此，未來應以縮小區(qū)域間差異為重點，不斷縮小農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的區(qū)域差異。

（二）我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的收斂性

1. α 收斂。如圖7所示，全國層面變異系數(shù)呈現(xiàn)先下降后上升的U型變動趨勢，2013—2018年，變異系數(shù)不斷下降，由0.577下降至0.418，下降 27.56% ，年均降幅 6.24% ，省份間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異逐漸縮小，不均衡狀態(tài)弱化。但2018年后，變異系數(shù)快速上升，至2022年達到0.557，年均增長率為 7.45% 。在此時段，省份間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的差異擴大，未呈現(xiàn) α 收斂特征。相比于2013年，2022年變異系數(shù)有所降低，但降低幅度不大。同時，從整體來看，變異系數(shù)也未呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，省份間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的離散程度甚至呈現(xiàn)進一步擴張的態(tài)勢。這種變化趨勢的主要原因在于，各地區(qū)在農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的要素配置及整合方面存在不同步、不協(xié)調(diào)的問題。發(fā)展較好的省份本身就具備多樣化的生產(chǎn)要素，如完備的政策、高水平的人才、充足的資金等，憑借其發(fā)展優(yōu)勢容易快速形成并整合農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展所需的要素。發(fā)展相對落后的省份在要素配置和整合方面不具備優(yōu)勢，而要素的高速流通恰好是發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的重要條件，這進一步加劇了省份間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平離散程度的擴張趨勢。

表3整體基尼系數(shù)分解

圖7 α 收斂變異系數(shù)的變化趨勢

分區(qū)域來看，2013—2018年，東部地區(qū)變異系數(shù)呈快速下降趨勢，且快于全國的下降速度。2018年后，東部地區(qū)變異系數(shù)波動上升，但整體上升幅度不大，并在2020年出現(xiàn)下降，表明在此期間內(nèi)，東部地區(qū)各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異呈現(xiàn)有限度擴大的特點。整體來看，東部地區(qū)符合 α 收斂。中部地區(qū)變異系數(shù)同樣呈現(xiàn)先下降后上升的U型變動趨勢，2013—2017年，其變異系數(shù)由0.178下降至0.084，此后基本保持逐年上升的趨勢，至2022年已增至0.157；西部地區(qū)變異系數(shù)基本穩(wěn)定，甚至從整個考察期來看有所上升。因此，中部與西部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平未展現(xiàn)出 ∝ 收斂特征。

2. β 收斂。本文進一步檢驗省份間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平是否具有 β 收斂特征。若具有 β 收斂特征，則意味著落后省份的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平增長率逐漸趕上先進省份，從而逐步達到與其同樣的增長速率。其統(tǒng)計特征表現(xiàn)為：農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平增長率與初始水平呈負相關關系。絕對 β 收斂和條件 β 收斂的檢驗結果分別如表4和表5所示。

表4絕對 β 收斂估計結果

注：***、 ^** 和 分別代表在 1%5% 和 10% 的置信水平上顯著，括號內(nèi)數(shù)值為聚類穩(wěn)健標準差。表5同。

表5條件 β 收斂估計結果

表4中，全樣本回歸結果顯示 β 為負數(shù)，且在1% 的統(tǒng)計水平上顯著。表明從全國層面來看，各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在絕對 β 收斂趨勢，即一個地區(qū)上一期的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平越低，其下一期的增長速度越快。這意味著農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展相對落后的地區(qū)，其增長率會在未來逐漸趕上先進地區(qū)，達到同樣的增長速度。分地區(qū)來看，東、中、西部地區(qū)的 β 值均為負數(shù)，且至少在 10% 統(tǒng)計水平上顯著，表明上述地區(qū)均呈現(xiàn)絕對 β 收斂趨勢，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平增長率會逐漸趨同。地區(qū)收斂速度分別為0.019、0.018、0.033，西部地區(qū)各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平 β 收斂速度最快，追趕效應最明顯，東部地區(qū)次之，中部地區(qū)最慢。

表5中，第一，從全國層面來看，在控制地區(qū)經(jīng)濟水平、財政支農(nóng)力度、地區(qū)創(chuàng)新水平、固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)化水平后， _?β 依然顯著為負，且在 1% 的統(tǒng)計水平上顯著，這表明各省份間的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在條件 β 收斂。分區(qū)域來看，東部、中部、西部內(nèi)部各省份之間的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平同樣存在條件 β 收斂，上述結果與絕對 β 收斂的分析結論一致。第二，從收斂速度來看，與絕對收斂相比，全國及東、中、西部地區(qū)的條件收斂速度均有所提升，全國收斂速度由0.019增長到0.027。盡管相比于未加入控制變量時，收斂速度有所變化，但區(qū)域間收斂速度的差異與絕對收斂結果基本保持一致。由于區(qū)域間收斂速度仍存在差異，因此省份間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的非均衡現(xiàn)象在未來可能仍然存在，這一現(xiàn)象與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、創(chuàng)新能力以及政府支持等因素密切相關。

（三）我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平空間集聚性

前述分析表明我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平呈現(xiàn)一定程度的集聚特點，例如東部地區(qū)整體發(fā)展水平較高，而中、西部地區(qū)相對落后。這說明我國不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力存在一定的空間相關關系。鑒于此，本文采用全局和局部莫蘭指數(shù)（MoransI進行空間自相關性檢驗，從而對我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平集聚模式進行空間性分析。

1.全局莫蘭指數(shù)。表6為各年度的莫蘭指數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)在樣本考察期內(nèi)，各年度莫蘭指數(shù)均為正，且在 1% 水平上顯著。這表明我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在顯著的正空間相關性，即考察期內(nèi)，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平相似的省份在空間上呈現(xiàn)出一定的集聚趨勢。對比各年度莫蘭指數(shù)可知，上述集聚趨勢具有“減弱一增強一減弱一增強一減弱”的變動特點。出現(xiàn)上述集聚效應，一方面可以為農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展領先的省份帶來強大的發(fā)展動能，形成強者恒強格局；另一方面，也可能使農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展落后的省份陷人“地緣詛咒”，即強者越強、弱者越弱，進而加劇省份間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的不平衡性。

表6全局莫蘭指數(shù)

2.局域莫蘭指數(shù)。為進一步考察農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的空間依賴性，本文進行了局域莫蘭指數(shù)分析。圖8、圖9分別為2013年與2022年我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的局域莫蘭指數(shù)散點圖。

圖82013年我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平局域莫蘭指數(shù)散點圖

圖92022年我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平局域莫蘭指數(shù)散點圖

由圖可知，大部分省份都分布在一、三象限，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平以高一高集聚、低一低集聚為主，這與全局莫蘭指數(shù)分析結果一致。以2022年為例，位于第一象限的省份全部來自東部地區(qū)，位于第三象限的多為西部地區(qū)省份，而中部地區(qū)省份普遍位于第二象限（自身低、周邊高）。這種空間聚集性產(chǎn)生的原因主要有兩方面：一是當前同級政府之間存在政治“錦標賽”的競爭關系，這種競爭在地理位置相近的區(qū)域之間尤為突出；二是農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展具有明顯的溢出效應，使得距離相近的省份之間更容易互相學習，從而產(chǎn)生顯著的空間依賴性。

（四）我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的狀態(tài)轉(zhuǎn)移分析

前文分析了我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的整體情況，但并未揭示其隨時間演變內(nèi)部等級狀態(tài)轉(zhuǎn)移特征，鑒于此，本文通過構建Markov鏈轉(zhuǎn)移矩陣對此進行分析。根據(jù)前文所述，形成Markov鏈轉(zhuǎn)移矩陣前，需要確定轉(zhuǎn)移狀態(tài)。本文采用四分位數(shù)法對我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平進行狀態(tài)劃分。計算結果顯示，上四分位數(shù)為0.154，下四分位數(shù)為0.087，中位數(shù)為0.111?；诖?，將我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平劃分為I、Ⅱ、Ⅲ、V四個類型，分別為低水平（農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平 lt;0.087 ）、中低水平（ 0.087? 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平 lt;0.111 ）、中高水平（ 0.111? 農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平 lt;0.154 和高水平（農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平 ?0. 154 ）。隨后進行轉(zhuǎn)移概率計算，結果如表7所示。

表7我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣

根據(jù)表7中的主對角線元素可知，經(jīng)過一年發(fā)展后，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力處于不同發(fā)展水平的省份保持在原水平的概率分別為：低水平省份為72.0% ，中低水平省份為 66.7% ，中高水平省份為80.7% ，高水平省份則為 100% 。由此說明各省份的農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展較為穩(wěn)定，鎖定上一年狀態(tài)的概率較高。農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平處于低水平、中低水平、中高水平的省份，一年后向上轉(zhuǎn)移的概率分別為 28.0%.33.3% 和 19.3% ，而處于高水平省份一年后并未向其他水平轉(zhuǎn)移。此外，處于不同等級農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的省份面臨的挑戰(zhàn)各異，且并未出現(xiàn)“越級”現(xiàn)象，這進一步說明農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展是一個漸進的過程，難以一蹴而就。

六、結論與對策建議

新質(zhì)生產(chǎn)力是傳統(tǒng)生產(chǎn)力的質(zhì)性躍遷，本文將新質(zhì)生產(chǎn)力概念引入農(nóng)業(yè)領域，探討農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)涵，認為農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力是一種智能生產(chǎn)力、綠色生產(chǎn)力、高端生產(chǎn)力。基于此，本文構建農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平評價指標體系，結合2013—2022年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)測度農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平，并進一步探討我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的區(qū)域差異、收斂性、空間集聚性及轉(zhuǎn)移狀態(tài)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，近年來，我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平總體保持上升趨勢，但存在明顯的區(qū)域不平衡問題，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平遙遙領先，中、西部地區(qū)相對落后。分省份來看，2022年，上海、北京、浙江、福建、江蘇農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展處于領先地位，內(nèi)蒙古、云南、山西、甘肅、吉林則相對落后。第二，全國層面整體基尼系數(shù)存在先下降后上升的U型變化態(tài)勢，近年來省份之間農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平差異不斷擴大。對比三大地區(qū)，中部地區(qū)內(nèi)部差異最小，2017年前，東部地區(qū)內(nèi)部差異大于西部地區(qū)，2017年后，東部地區(qū)內(nèi)部差異與西部地區(qū)基本持平。區(qū)域間差異分析顯示，東部一中部差異最大，東部—西部次之，中部—西部最小。全國整體差異主要源自區(qū)域間差異。第三，收斂性分析表明，全國層面上，農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平不存在∝ 收斂特征，近年來農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平的省份差異在不斷擴大。分地區(qū)來看，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在 α 收斂特征。全國、東部、中部、西部農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平均存在β 收斂特征，意味著各省農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平增長率逐漸趨同并達到穩(wěn)態(tài)。第四，空間集聚性分析顯示各年度莫蘭指數(shù)均顯著為正，表明我國農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平存在明顯的正向空間相關性，呈現(xiàn)一定的“高—高集聚”“低一低集聚”現(xiàn)象。第五，狀態(tài)轉(zhuǎn)移分析表明各省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展較為穩(wěn)定，鎖定上一年狀態(tài)的概率較高，轉(zhuǎn)移過程較為緩慢。發(fā)展狀態(tài)主要表現(xiàn)為從低水平向相鄰高水平轉(zhuǎn)移，沒有出現(xiàn)跨水平轉(zhuǎn)移現(xiàn)象。

根據(jù)以上結論，本文提出如下建議：第一，加強頂層設計。農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力概念的提出為我國農(nóng)村發(fā)展提出了新的發(fā)展目標，然而，當前我國發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的政策體系依然不健全。相比于各類新技術、新業(yè)態(tài)、新模式的涌現(xiàn)，政策滯后性尤為明顯，在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、智能發(fā)展、高端發(fā)展方面需要更有效、系統(tǒng)的政策引導。未來應進一步加強關于農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的相關政策的制定工作，形成全國性戰(zhàn)略規(guī)劃，發(fā)揮政府的統(tǒng)籌調(diào)控作用。與此同時，注重頂層設計與試點探索相結合，基于目前已有的試點形成共性知識與差異化經(jīng)驗，積極調(diào)整相關政策，提高整體戰(zhàn)略規(guī)劃的可操作性。

第二，地方政府應主動作為，依托頂層部署制定差異化的行動方案。地方政府應通過完善農(nóng)村數(shù)字基礎設施、推廣數(shù)字技術嵌入等方式，激發(fā)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的強大動能。同時，結合地方特色設計農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展方案，并依據(jù)自身優(yōu)勢與資源稟賦，科學制定符合地方實際的建設規(guī)劃，例如打造地方特色產(chǎn)業(yè)電商平臺或推動特色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)鏈條升級，從而形成更有效的特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式。此外，應通過釋放政策紅利，吸引龍頭企業(yè)參與，充分發(fā)揮其在技術應用、產(chǎn)業(yè)鏈條延伸方面的優(yōu)勢。地方政府還需加強各部門間的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)。鑒于發(fā)展農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力是一項多維度的工作，無法僅憑單一部門推動，因此，地方政府可采取設立領導小組或?qū)Ｂ毑块T的方式推動農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展，破除多頭管理、職權重疊導致的推諉扯皮現(xiàn)象，加快農(nóng)業(yè)發(fā)展向智能化、綠色化、高端化轉(zhuǎn)型。

第三，注重農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的地區(qū)和區(qū)域均衡性。未來，應注重實現(xiàn)區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展，政府應給予落后地區(qū)適當?shù)恼邇A斜，發(fā)達省份應主動作為，強化對落后省份的溢出作用，通過結對幫扶等形式助力落后省份農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的提升。中、西部地區(qū)應充分利用先進地區(qū)的技術溢出效應，發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢，努力突破地區(qū)整體發(fā)展滯后的困境。

注釋：

① 不含香港、澳門和臺灣。此外，因西藏數(shù)據(jù)缺失值較多，故也被剔除。

② 數(shù)字農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)企業(yè)的定義為涉農(nóng)企業(yè)與數(shù)字經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)企業(yè)的交集，具體定義介紹見浙大卡特·企研中國涉農(nóng)研究數(shù)據(jù)庫。資料來源：http：//www.card.zju.edu.cn/_upload/article/files/bf/68/30c71c8b4cb98e00b315d54bc18a/b640b8bc-b34f-4621-a2ad-490fc684a745.pdf。

③ 企業(yè)數(shù)字化水平參考袁淳等[7]的研究計算得到。

④ 本文參考國家統(tǒng)計局地區(qū)劃分方式及學術研究中的經(jīng)濟地理分區(qū)法，將全國劃分為東部、中部和西部地區(qū)。東部地區(qū)包括：北京、天津、上海、山東、江蘇、浙江、福建、廣東；中部地區(qū)包括：黑龍江、吉林、遼寧、河北、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西、海南；西部地區(qū)包括：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

⑤ 據(jù)2023年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示，東、中、西部地區(qū)農(nóng)民人均可支配收入分別為28653.33元、20522.16元、17777.08元。

⑥ 表中部分數(shù)值在四舍五入后相同，本文按照四舍五入前的數(shù)值進行排序。以寧夏、山東新質(zhì)生產(chǎn)力水平排序為例，2022年寧夏農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平為0.1999，山東農(nóng)業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平0.1997，故寧夏排第10位，山東排第11位，表中其他數(shù)值相同的省份排序同此。

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責任編輯：韓曾麗

New Quality Productive Forces in Agriculture： Level Measurement and Spatio-Temporal Evolution

Zhang Yue^1，2 ，Meng Ke1，F(xiàn)uWeijial （1.School of Management，Hebei University，Baoding Hebei O71oO2，China; 2.InstituteofRural RevitalizationofHebeiProvince，Hebei University，BaodingHebeiO71oO2，China）

Abstract：Agriculturalproductivityisthekeydriving forceofruraleconomicgrowth.Asanupgradetothetraditionalconceptof agricultural productiy，thesseneofagriculturalnewqualityproductiveforcsisakindofinteligentproductivity，geepro ductivityand high-end productivityBasedonthis，thispaperconstructsanevaluation indexsystemforthedevelopmentlevelof agriculturalnewqualityproductiveforcesaroundthreeaspects，namelyintellgent，greenandhighend，and measures thedevelopmentevelofnewqualityproductiveforcesinagriculturebycombining thepaneldataof3OprovincesinChinafrom2013to 2022，andanalysitstemporalandspatialdistrbutioncharacteristicsandevolutiontrendTefindingsareasfolows：istlyat thenationallevel，thedevelopmentlevelofgriculturalnewqualityproductiveforcesinChinamaintainsanoverallupwardtrend， butthere isanobviousproblemofregionalimbalance.Thedevelopmentlevelofagriculturalnewqualityproductiveforces inthe easternregionis higherthanthatinthecentralandwesternregions.Tediferencesamongvarious provincesshowaU-shaped changecharacteristicofirstdeclinngandthenrising，andinrecentyears，thediferencesintedevelopmentlevelofagicultural newqualityproductiveforceshadanexpandingtrend.Secondly，inthewholecoutryandwithintheeastern，centralandwester regions，the development level of agricultural new quality productive forces in China has a β- convergence feature，which means thathegrowth rateofagriculturalnewqualityproductiveforces developmentlevel in Chinagraduallconvergesandreachsa steadystatefromthenationallevelorfromtheregionalpointofview.Thirdly，thereisasignificantpositivespatialcorelationin thedevelopmentlevelofagriculturalnewqualityproductiveforcesinChina.Fourthly，thedevelopmentofagriculturalnewquality productiveforces ineachproviceisrelativelystable.Thedevelopmentstateismainly manifestedasthetransferfromlowlevel to adjacent high level，and there is no cross-level transfer phenomenon.

Keywords：newqualityproductiveforcesinagiculture;inteligentization；grenng；highenddevelopment;temporalandspatial distribution；evolution trend