Evaluation of Agricultural Green Development Level, Regional Differences and Spatial Correlation Analysis in the Western Region
-
摘要:
本文从资源节约、环境友好、质量高效、乡村发展4个方面构建评价指标体系，使用熵值法和泰尔指数客观评价和分析西部地区2011—2021年农业绿色发展水平及其区域差异，在此基础上再运用莫兰指数检验各省份之间农业绿色发展的空间相关性。结果表明：（1）西部地区各省份农业绿色发展水平均得到了显著的提升，其中资源节约和质量高效两大方面发展较快，乡村发展次之，环境友好是其发展短板。（2）西部地区2011—2021年农业绿色发展水平总体差异呈现出“W”形的波动态势，各省份的农业绿色发展水平差异是在波动中不断缩小的，且西南区域内差异要比西北区域内差异的泰尔指数更趋于稳定。（3）西部地区各省份农业绿色发展水平存在空间聚集现象，且西南区域省份多偏向“高—高(H—H)”聚集状态，西北区域省份多偏向“低—低(L—L)”聚集状态。最后提出注重西部地区环境友好和乡村发展，补齐农业绿色发展短板，加强区域化合作与交流，落实区域协调发展战略，推进形成“高—高(H—H)”聚集区域等建议。
Abstract:This article constructed an evaluation index system from four aspects: resource conservation, environmental friendliness, quality and efficiency, and rural development. The entropy method and Theil Index were used to objectively evaluate and analyze the level of agricultural green development and its regional differences in the western region from 2011 to 2021. On this basis, the Moran Index was used to test the spatial correlation of agricultural green development among different provinces. The results indicated that, (1) The level of agricultural green development in various provinces of the western region had been significantly improved, with rapid development in resource conservation and quality efficiency, followed by rural development, and environmental friendliness as its development weakness. (2) The overall difference in the level of agricultural green development in the western region from 2011 to 2021 showed a “W” shaped fluctuation trend. The differences in agricultural green development levels among provinces were constantly narrowing in the fluctuation, and the differences in the southwest region tended to be more stable than the differences in the northwest region’ s Theil Index. (3) There was a spatial agglomeration phenomenon in the green development level of agriculture in various provinces of the western region, and most provinces in the southwest region tended to be in a “high-high (H-H)” aggregation state, while provinces in the northwest region tended to be in a “low-low (L-L)” aggregation state. Furthermore, it was proposed to focus on environmental friendliness and rural development in the western region, address the shortcomings of green agricultural development, strengthen regional cooperation and exchanges, implement regional coordinated development strategies, and promote the formation of “high-high (H-H)” aggregation areas.
-
Keywords:
- green development of agriculture /
- Theil Index /
- Moran Index /
- spatial correlation /
- western region
-
党的二十大提出全面建设社会主义现代化国家，建设农业强国是全面建设社会主义现代化国家的重大决策部署，加快推进农业农村现代化是解决当前我国社会主要矛盾、建设农业强国的必然要求，也是新发展阶段全面推进社会主义现代化强国建设的关键环节[1]。尽管随着农业现代化的发展，农业经营主体的经营规模将在总体上呈现不断扩大的趋势，但是农业经营主体的经营规模要与农业劳动力转移程度和农村劳动力转移能力相适应。大国小农的基本国情决定了促进小农户与现代农业发展有机衔接是中国加快建设农业强国必须坚持的主线[2]。
我国山区面积约占国土面积的69.1%。2012年调查数据显示有56%、近6.74亿人口生活在山区[3]，其中山区乡村人口接近4.2亿。随着农村剩余劳动力的规模性转移，山区人口比率及数量不断下降。初步估计现阶段仍有近1亿农村人口
① 生活在山区，山区小农户与现代衔接是农业强国的重要部分。农村青壮年劳动力的大规模转移，使得山区农村的“空心化”“老龄化”问题日趋严重，导致大量土地闲置[3]。农业机械化是农业现代化的核心内容和重要标志，也是缓解山区农业劳动力日趋缺乏和土地资源浪费的重要手段。提高机械化水平有利于提高山区小农户的生产率水平[4]、增加农民收入[5]、缩小城乡收入差距[6]，对促进山区小农户与现代农业衔接及尽早实现农业强国具有重要意义。对新型农业经营主体在小农户和现代农业有机衔接中作用的问题，学界存在不同观点。一些学者认为，小农户与新型农业主体合作参与是有效的衔接方式。例如，合作社是小农户与现代农业有机衔接的理想载体[7]，社会化服务的新型主体为小农户提供机械化服务、农业科技服务、合作金融服务和市场购销服务等方面成效显著，为小农经济再造和小农经济基础上的农业现代化提供了可能性[8]。通过“小农户”与“合作社”“合作社+企业”“社会组织”“农业社会化服务体系”等多元主体合作参与，自我发展农村电商或发展为家庭农场等衔接模式[9]，或者通过集体统筹、村社统筹和社会化服务的农民合作社等都是带动小农户与现代农业衔接的组织化路径[10−11]，在解决小农户和现代农业衔接矛盾方面取得了一定的成效。
一些学者则提出，新型农业经营主体对小农户产生了一定的挤出效应[12]。小农户受到来自部分专业大户或农业企业等在产业上下游形成的金融资本控制[13]，出现资本下乡侵蚀农利以及“大户主导”“大农吃小农”等现象[14−15]。新型农业经营主体的产业精英成为国家惠农政策和资源的受益主体[15]。农机作业市场的高度竞争所推动的土地流转，使得农业服务业从外部对小生产者的排挤；农机作用服务使得农业生产中的不同环节不断被资本占取，农业剩余被不断切割，是资本从内部对小规模家庭农业的消解[16]。综上，对于新型农业经营主体如何促进小农户与现代农业有机衔接，需要有一个更加全面、多角度的研究。
以上基于典型案例的研究可以得出一些普遍性的结论。新型农业经营主体对小农户利益的侵蚀确实存在，然而，我们不能否认新型农业经营主体是最有动力和能力选择接受现代农业的群体。因此需要采取必要的政策措施来避免这种情况逐渐发展。在精英垄断获利的情况下，还没有研究验证和说明新型农业经营主体在促进小农户与现代农业衔接方面的作用和程度，以及对小农户农业现代化产生的“涓滴效应”。因此，本文试图通过实证研究新型农业经营主体是否促进山区小农户机械化水平，以回答上述问题。
一、 山区小农户界定
小农户是我国农业经济的基本组成单元，但是到现在缺乏对“小农户”统一定义标准。“小农”是生产关系“质的规定性”和生产力水平“量的规定性”的辩证统一，而“小农户”是“小农”的“量的规定性”的独立反映，是可进行独立核算的合成单元[17]。
就“小农”质的定义，从马克思的“落后”小农到恰亚诺夫的“生存小农论”和舒尔茨的“理性小农论”，再到黄宗智的“新时代小农”[18]都从“小农”的特点和性质进行了充分的讨论和定义。一般而言，人们把“小农户”定义为通过种植小规模土地来获得生产和消费资料的农业微观主体。从经济分析的角度，小农户是在农业生产中以利用家庭劳动力为主、从生产中获取生活资料的农户，并有部分或参与不完全的投入与产出市场。
综合小农户与山区特点，将山区小农户定义为实行家庭联产承包责任制以来产生的承包户农民，其土地资源分布于山区或高山地域环境下形成的由山区包围的坝区。耕地空间分布呈现出：块多、面小、分布零散和存在明显的垂直带性分异等特征。其主体既是将生产与消费集于一体的自给自足的小农，也是以市场为导向的商品小农，对山区中可利用、耕作的农业进行农事活动，其山地自然资源的多重性和产品多样性、生态环境脆弱性，使其农业生产活动具有不稳定性。
从“小农”“量”的角度是根据小农户的耕作、经营范围进行概念划定 [19]。世界银行关于小农户的定义是指经营耕地规模低于2 hm2的农户。根据政府部门进行计算的维度，一般把占有耕地在3.33 hm2以下的农户称之为“小农户”。本研究中将采用此标准作为“山区小农户”量的界定标准。
二、 提升山区小农户农业机械化的路径机理及研究假设
（一） 路径机理
叶敬忠等认为中国特色农业现代化呈现“现代农业带动小农户型”和“小农户为主体的现代农业发展型”的双维驱动路径理论[20]。本文将这两维驱动路径具体化，并阐明其路径驱动机械化水平机理。
一维路径是以政府干预和新型农业经营主体等资本整合为代表的外生型现代农业带动发展路径。新型农业经营主体带动小农户机械化水平提高的方式有三种：一是农业企业和农民合作社通过统一生产资料配置（良种、化肥、饲料）、统一生产规范（技术、规程等），使小农户的生产规模集聚，统一收购，实现小农户组织化，从而提升小农户的机械化水平；二是向生产大户学习经验，生产大户作为乡村内部自我发展起来最接近现代农业的群体，小农户可通过与其交流和模仿提升其机械化水平；三是“涓滴效应”，即使小农户未成为新型农业经营主体的组织成员，但根据技术和信息扩散理论，小农户可以通过模仿学习新型农业经营主体采用的现代农业技术或生产方式等，产生溢出效应，这种溢出积少成多，将提升小农户整体的机械化水平。
另一维路径是基于小农户生产经营优势建构的内生型现代农业发展路径。小农户基于自身资源，通过乡村内部互助活动，应用现代农业手段，提升其机械化水平。其中，小农户的自身资源包括自然资源（土地、劳动力、自有资金）、社会资源（身份、人际关系）、教育资源（受教育年限、接受培训）和心理因素（对乡村内部人群的信任）；乡村内生互助活动涉及与亲戚朋友交流经验、应用现代信息技术自我提升等。
促进山区小农户与现代农业衔接的两维路径及其机理如图1所示。
（二） 研究假设
新型农业经营主体促进山区小农户机械化水平的路径机理的理论是否成立需要进一步检验，故提出以下经济假设：
假设1：农业企业对山区小农户机械化水平有正向促进作用；
假设2：农民合作社对山区小农户机械化水平有正向促进作用；
假设3：生产大户对山区小农户机械化平有正向促进作用；
假设4：农业企业对山区小农户现代农业水平存在“涓滴效应”；
假设5：农民合作社对山区小农户现代农业水平存在“涓滴效应”；
假设6：生产大户对山区小农户现代农业水平存在“涓滴效应”。
三、 山区小农户与现代农业衔接路径与机理实证分析
（一） 样本、变量选择
1. 样本选择
本次样本调查采用问卷调查方式，调查范围为云南省楚雄州、昆明市、红河州、大理州和昭通市这五个州市的山地农村。通过随机抽样，共获得277份有效问卷。
2. 变量选择
在变量选择上，以山区小农户的机械化水平（y1i）作为因变量。机械化水平是指在山区小农户的生产环节中是否使用农机的程度。将生产环节分为育种、耕犁、播种、覆膜、施肥、喷药、收获7个环节，每增加一个环节加1分，使用的环节越多，机械化水平越高，取值范围为0～7。
在内生路径中，通过山区小农户的内生互助行为来提升机械化水平。包括亲朋交流和现代信息获取两部分内容。其中，现代信息获取包括是否使用智能手机、微信、支付宝、农业公众号等，每增加一项加1分，而微信的使用频率为五级，取值为1～5；亲朋交流则包括与亲戚、朋友的经常性交流，取值为0～1。这些综合起来作为其他内生路径（ x 1i）的取值。同时，将山区小农户的社会资源、自然资源、教育资源和心理因素4个变量作为控制变量。社会资源（ x 2i）包括在村中担任职务的权利分级、是否党员、是否合作社社员等，汇总后表示社会资源得分，取值为0～6；自然资源（ x 3i）包括土地面积、农业劳动力、家庭收入代表的土地、劳动力、资本三类资源，取对数平均作为小农户的自然资源变量取值；教育资源（ x 4i）则包含培训时间、从事农业时间和受教育时间，取均值作为教育资源变量取值；心理因素（ x 5i）反映了山区小农户对周围人群的信任程度，取值为山区小农户对领导、亲戚、朋友和村民信任程度的平均值，取值为0～10。
作为假设的检验变量，选择农业企业带动（z1i）、农民合作社带动（z2i）、生产大户带动（z3i）和政府干预（z4i）。农业企业和农民合作社对山区小农户的影响是广义的，他们能够为小农户提供良种、标准、信息、技术、市场、价格、收入等方面的帮助，每增加一项加1分，得分分别表示农业企业带动和农民合作社带动的能力，取值为0～8；生产大户带动途径包括雇佣、模仿和交流三种方式，每增加一种方式加1分，取值为0～3；政府干预以山区小农户是否获得免费培训表示，取值为0～1。
需要说明的是，当农业企业和农民合作社带动对山区小农户与现代农业衔接的影响，不仅限于有合约或合作社社员或接受政府免费培训的小农户，也包括无合约或非合作社社员或未接受政府免费培训的小农户，这反映了存在的“涓滴效应”。
（二） 模型设定
1. 山区小农户与现代农业衔接路径与机理模型、
建立模型检验假设1～4。模型以机械化（y1i）作为因变量；以山区小农户拥有的其他内生途径（x1i）、社会资源（x2i）、自然资源（x3i）、教育资源（x4i）、心理因素（x5i）和四个变量作为控制变量；以农业企业带动（z1i）、农民合作社带动（z2i）、生产大户带动（z3i）作为模型的检验变量。建立模型如下：
$$\begin{aligned} {y}_{1i}=&{{\text{β}}}_{0}+{{\text{β}}}_{1}{z}_{1i}+{{\text{β}}}_{2}{{z}}_{2i}+{{\text{β}} }_{3}{{z}}_{3i}+{{\text{β}}}_{4}{{x}}_{1i}+{{\text{β}}}_{5}{{x}}_{2i}+\\ &{{\text{β}}}_{6}{{x}}_{3i}+{{\text{β}}}_{7}{{x}}_{4i}+{{\text{β}}}_{8}{{x}}_{5i}+{\text{μ}}_{i} \end{aligned}$$ (1) 式（1）中：
$ {\text{β}}_{0} $ ～${\text{β}}_{8} $ 为模型变量的待估计参数；i为第i个山区小农户样本，取值范围1～277；$ {\text{μ}}_{i} $ 为随机干扰项。模型将检验新型农业经营主体农业企业带动（z1i）、农民合作社带动（z2i）、生产大户带动（z3i）促进山区小农户机械化水平提升的作用，即检验假设1～3是否成立。
2. “涓滴效应”检验调节模型
“涓滴效应”表现为：新型农业经营组织对有组织身份的山区小农和没有组织身份的山区小农户，或者对获得政府“免费培训”和未获得政府“免费培训”的山区小农户，在提升现代农业水平方面不存在显著差别，或是对没有组织身份或未获得政府“免费培训”的山区小农户在提升农业机械化水平方面存在显著促进作用。本文以“是否为合作社社员”作为调节变量，在模型1基础上，建立调节效应模型2～4（图2），检验新型农业组织的带动对不具有组织身份的山区小农在现代农业水平方面的促进作用；以山区小农户“是否接受免费培训”作为政府干预的调节变量，在模型1基础上，建立调节效应模型5～7（图3），检验新型农业组织的带动对未获得“免费培训”的山区小农在现代农业方面的促进作用。由模型2～5判断假设4“涓滴效应”是否成立。
（三） 模型结果与稳健性检验
1. 山区小农户与现代农业衔接路径与机理模型估计结果
根据模型1的结果显示，山区小农户的机械化水平主要受到内生路径中的山区小农户的内生互助行为（x1i）以及拥有的社会资源（x2i）和自然资源（x3i）的影响。具体而言，拥有丰富的社会资源和自然资源的小农户，以及具备较强内生互助行为能力的小农户，其机械化水平更高。这表明社会资源、自然资源对于小农户的机械化水平起到了积极的促进作用。
然而，模型估计结果显示新型农业主体中农业企业、合作社和生产大户的带动对于山区小农户机械化水平的影响并不显著。这意味着假设1、假设2和假设3的有效性未被证实，即新型农业经营主体并没有明显的带动效果。这与理论上新型农业经营主体代表了农业先进生产力，是现代农业的先行者的观点存在差异。是否存在其他原因导致这一情况，可能需要进一步探索。例如，其他研究可能指出农企等农业资本与小农户的竞争关系，可能导致了小农户生存空间被挤占，而未为小农户带来益处。此外，模型1可能没有揭示所有影响因素，仍有待进一步研究和分析。该模型结果是spssv26软件的多元线性回归结果。
2. “滴涓效应”检验调节模型估计结果
为了回答模型1中的疑问并检验新型农业经营主体的“滴涓效应”，引入调节变量政府“免费培训”和农户“是否合作社社员”两个调节变量，对模型2～7进行了估计。
农业企业对山地小农户的机械化水平具有明显的促进作用，并存在着滴涓效应。模型2和模型5中机械化水平的调节效应显著（表2），表明农业企业带动可以显著提高非合作社社员和未接受免费培训的山区小农户的机械化水平。这些结果证明了假设1和假设4的成立，即农业企业对部分山区小农户的机械化水平具有促进作用，并且这种影响具有滴涓效应。
表 2 “滴涓效应”模型估计结果表模型2 机械化水平 模型4 机械化水平 变量名 系数（β） 标准误 变量名 系数（β） 标准误 调节变量 农企带动 0.376** 0.171 调节变量 农企带动 0.754*** 0.226 是否合作社社员 0.783*** 0.184 免费培训 0.23 0.182 交叉项 企业*是否合作社员 −0.388** 0.188 交叉项 企业*免费培训 0.756*** 0.24 路径变量 合作社带动 −0.011 0.049 路径变量 合作社带动 −0.004 0.05 生产大户带动 0.249* 0.144 生产大户带动 0.244* 0.147 内生互助行为 −0.002 0.012 其他内生行为 −0.006 0.013 控制变量 心理因素 −0.003 0.009 控制变量 心理因素 −0.005 0.01 教育资源 0.007 0.005 教育资源 0.007 0.005 社会资源 0.053 0.069 社会资源 0.179 0.064 自然资源 0.022*** 0.006 自然资源 0.025*** 0.006 （常量） 0.267 （常量） 0.245 0.413 模型检验变量 模型检验 F=6.581***; R2=0.20 模型检验变量 模型检验 F=5.52***; R2=0.145 调节效应检验 F=4.245** 调节效应检验 F=9.972** 社员 否 0.376** 0.171 免费培训 否 0.754*** 0.226 是 −0.012 0.085 是 −0.003 0.08 注：该模型是软件processv.4.1中模型1的估计结果，采用了自助抽样5000个样本。 成为合作社社员对山地小农户的机械化水平提升有显著促进作用，但农民合作社带动的影响并不存在滴涓效应。表2中模型2的估计结果显示，“是否合作社社员”的变量检验显著且为正，说明社员的机械化水平高于非社员。这表明假设2成立，即农民合作社对部分山区小农户具有带动作用。然而，农民合作社的带动作用并不存在滴涓效应。首先，模型1的估计结果显示农民合作社对提升山区小农户整体机械化水平没有直接显著的影响；其次，模型3的结果不显著，说明农民合作社对社员和非社员山区小农户在机械化水平提升方面没有显著差异；另外，模型6的结果也不显著，说明农民合作社对于已获得或未获得免费培训的山区小农户在机械化水平提升方面没有显著差异。综上所述，得出结论：假设5不成立。
生产大户对山地小农户的机械化水平提升没有明显的作用。模型1中的生产大户带动变量不显著，而模型4和模型5中涉及生产大户带动变量的交叉项也都不显著。这说明假设3和假设6均不成立。
3. 模型的稳健性检验
在模型1～4基础上，去除表1中不显著的控制变量，应用软件spssv.26并采用自助抽样5000个样本进行回归，估计结果（表3）与表1中变量的显著性和符号一致。且路径变量的符合和显著性与应用软件processv.4.1估计基本一致，说明模型估计具有稳健性。
表 1 新型农业经营主体促进山区小农户机械化水平模型估计结果表模型 机械化水平 机械化水平 机械化水平 机械化水平 变量名 系数（β） 标准误 系数（β） 标准误 系数（β） 标准误 系数（β） 标准误 检验变量 （常量） −1.151 0.769 −1.131 0.771 −1.178 0.770 −1.144 0.775 企业综合影响 0.035 0.093 0.043 0.095 合作社综合影响 −0.027 0.059 −0.033 0.060 生产大户影响 0.11 0.181 0.112 0.182 控制变量 内生互助行为 0.129*** 0.038 0.131*** 0.038 0.124*** 0.039 0.124*** 0.039 社会资源 0.136* 0.074 0.153** 0.073 0.142** 0.070 0.141* 0.076 自然资源 0.566*** 0.157 0.565*** 0.157 0.564*** 0.156 0.552*** 0.158 教育资源 0.009 0.006 0.009 0.006 0.009 0.006 0.009 0.006 心理因素 −0.015 0.010 −0.015 0.010 −0.014 0.011 −0.013 0.011 模型检验 F=7.08***; R2=0.18 F=7.10***; R2=0.18 F=7.13***; R2=0.18 F=5.36***; R2=0.18 注：*表示10%的显著性水平；**表示5%的显著性水平；***表示1%的显著性水平，表2、表3同。 表 3 模型稳健性检验结果表模型 机械化水平 机械化水平 机械化水平 机械化水平 变量名 系数（β） 标准误 系数（β） 标准误 系数（β） 标准误 系数（β） 标准误 检验变量 （常量） −1.531** 0.644 −1.534** 0.647 −1.538** 0.618 −1.452** 0.647 企业综合影响 0.062 0.158 0.066 0.158 合作社综合影响 −0.025 0.158 −0.033 0.059 生产大户影响 0.161 0.194 0.157 0.192 控制变量 内生互助行为 0.123*** 0.039 0.125*** 0.059 0.117*** 0.038 0.116*** 0.039 社会资源 0.125 0.088 0.148** 0.192 0.136* 0.074 0.128 0.089 自然资源 0.63*** 0.149 0.634*** 0.039 0.626*** 0.143 0.611*** 0.148 教育资源 心理因素 模型检验 F=9.92***; R2=0.17 F=9.84***; R2=0.17 F=10.03***; R2=0.17 F=5.36***; R2=0.18 四、 结论与启示
（一） 结论
（1）促进山区小农户整体机械化水平的提升主要依赖于内生路径。一方面取决于山区小农户拥有的社会和自然资源。另一方面取决于山区小农户的内生互助行为。通过增强自身的信息化渠道和加强与亲朋之间的交流，山区小农户可以提升自己的机械化水平。
（2）在外生路径中，新型农业经营主体对于整体山区小农户的机械化水平提升影响不显著。然而，在部分山区小农户的机械化水平方面，新型农业经营主体的作用是显著的。具体来说，农业企业对于“非合作社社员”和“未获得免费培训”的山区小农户的生产机械化水平有明显的推动作用。此外，农民合作社仅在提升合作社社员的机械化水平方面起到显著作用。然而，对于提升整体山区小农户的机械化水平，农民合作社的作用与其在现代农业中的地位不相匹配。最后，生产大户在提升山区小农户的机械化水平方面没有明显的作用。
（二） 启示
（1）鼓励和增加对山地农业机械的研发投入。目前，山地农业在耕地环节的农用机械使用已经相对普及，使用率达到了79%。然而，在起垄、播种、喷施和收获等环节，农用机械的使用仍然不足。虽然山地农业的多样化增加了农机研发的难度，但是考虑到我国山地占国土面积近70%，山地农业机械市场仍然具有巨大潜力。因此，通过项目支持加大对适用于山地农业各环节、多功能的小型农业机械的研发推广投入，可以促进山地农业的现代化进程。
（2）增强新型农业经营主体在提升小农户整体现代农业水平方面的作用。积极培育家庭农场、农民合作社、农业企业等新型经营主体，构建家庭经营、合作经营、集体经营和企业经营等多元发展的经营体系，全面促进小农户的发展。同时，改善农业生产性以及社会化服务，将小农户纳入农业分工并融入现代农业发展进程，全面推进小农户的农业现代化水平。
（3）充分发挥社区内部的互助作用，增强小农户的自我提升意识。在促进山区小农户与现代农业的衔接过程中，应注重增强小农户的自主发展能力，并强调小农户在现代农业中的主体地位。培育具有小农户自身动力的联合和合作形式，鼓励小农户在现代农业发展中发挥积极的作用。
-
表 1 西部地区农业绿色发展水平评价指标及其权重
一级指标 二级指标 指标含义 指标属性 权重 资源节约 耕地复种指数 农作物播种面积/耕地面积 负向 0.0309 单位农业产值耗水量（t·万元−1） 农业总用水量/农林牧副渔业总产值 负向 0.0147 节水灌溉面积占比（%） 节水灌溉面积/耕地灌溉面积×100% 正向 0.1020 单位播种面积农机总动力（kW·hm−2） 农机总动力/主要农作物播种面积 负向 0.0146 环境友好 化肥使用效率（t·万元−1） 农用化肥使用折纯量/农林牧渔业总产值 负向 0.0333 农药使用效率（t·万元−1） 农药使用量/农林牧渔业总产值 负向 0.0104 农膜使用效率（t·万元−1） 农用薄膜使用量/农林牧渔业总产值 负向 0.0289 森林覆盖率（%） 森林覆盖率 正向 0.1051 质量高效 单位面积绿色食品标识数量（个·万hm−2） 绿色食品标识产品数量/耕地面积 正向 0.1570 粮食单产（t·hm−2） 粮食总产量/粮食播种面积 正向 0.0320 单位播种面积农业总产值（万元·hm−2） 农业总产值/主要农作物播种面积 正向 0.0534 农业劳动生产率（万元·人−1） 农林牧渔业总产值/农林牧渔业从业人员 正向 0.1718 乡村发展 农村人均可支配收入（元） 农村人均可支配收入 正向 0.0545 农村卫生厕所普及率（%） 农村卫生厕所普及率 正向 0.0292 农村医疗保障水平（人） 每千人乡村医生和卫生员数 正向 0.0999 农村社会保障（m2） 人均住房面积 正向 0.0623 
下载: 导出CSV
表 2 2011—2021年西部地区农业绿色发展指数
一级指标 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 资源节约 0.112 0.118 0.109 0.117 0.121 0.126 0.130 0.132 0.116 0.138 0.140 环境友好 0.019 0.025 0.027 0.021 0.020 0.023 0.030 0.034 0.037 0.043 0.049 质量高效 0.039 0.043 0.063 0.052 0.054 0.067 0.062 0.074 0.091 0.129 0.137 乡村发展 0.025 0.036 0.040 0.064 0.082 0.068 0.078 0.074 0.076 0.083 0.094 综合指数 0.194 0.222 0.240 0.254 0.277 0.285 0.299 0.314 0.321 0.393 0.420
下载: 导出CSV
表 3 西部地区各省区市2011—2021年农业绿色发展水平综合指数
省区市 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 西藏 0.227 0.248 0.258 0.272 0.273 0.286 0.334 0.359 0.374 0.384 0.402 广西 0.278 0.303 0.328 0.345 0.357 0.371 0.386 0.412 0.438 0.481 0.501 重庆 0.266 0.283 0.342 0.360 0.374 0.405 0.402 0.455 0.549 0.552 0.562 四川 0.291 0.310 0.353 0.366 0.393 0.410 0.431 0.458 0.529 0.494 0.526 贵州 0.187 0.213 0.234 0.263 0.309 0.329 0.358 0.403 0.443 0.455 0.455 云南 0.224 0.229 0.279 0.273 0.279 0.306 0.323 0.359 0.401 0.431 0.457 陕西 0.273 0285 0.322 0.330 0.345 0.359 0.372 0.386 0.426 0.445 0.434 甘肃 0.141 0.152 0.202 0.184 0.199 0.238 0.218 0.241 0.272 0.298 0.321 青海 0.191 0.207 0.298 0.239 0.254 0.312 0.305 0.338 0.345 0.370 0.407 宁夏 0.163 0.174 0.202 0.209 0.229 0.273 0.261 0.279 0.288 0.320 0.342 新疆 0.194 0.222 0.240 0.254 0.277 0.285 0.299 0.314 0.321 0.393 0.420 内蒙古 0.206 0.217 0.239 0.234 0.243 0.268 0.262 0.285 0.296 0.322 0.331
下载: 导出CSV
表 4 西部地区各区域农业绿色发展水平泰尔指数
年份 总体差异 区域内差异 区域间差异 西南区域内差异 西北区域内差异 贡献值 贡献率/% 贡献值 贡献率/% 2011 0.0223 0.0111 0.0215 0.0157 70.24 0.0066 29.76 2012 0.0206 0.0096 0.0194 0.0140 67.59 0.0067 32.36 2013 0.0174 0.0113 0.0161 0.0135 77.61 0.0039 22.39 2014 0.0214 0.0101 0.0171 0.0131 61.29 0.0083 38.71 2015 0.0199 0.0099 0.0152 0.0122 61.30 0.0077 38.75 2016 0.0136 0.0092 0.0086 0.0089 65.37 0.0047 34.63 2017 0.0175 0.0052 0.0139 0.0090 51.23 0.0085 48.77 2018 0.0175 0.0048 0.0113 0.0076 43.35 0.0099 56.65 2019 0.0247 0.0096 0.0118 0.0105 42.71 0.0142 57.33 2020 0.0165 0.0063 0.0097 0.0078 47.30 0.0087 52.70 2021 0.0144 0.0059 0.0073 0.00652 45.18 0.0079 54.82
下载: 导出CSV
表 5 基于空间距离权重矩阵的莫兰指数
年份 Moran指数I 期望E（I） 标准差sd（I） z值 P值 2011 0.055 −0.091 0.109 1.332 0.091* 2012 0.060 −0.091 0.108 1.394 0.082* 2013 −0.035 −0.091 0.110 0.512 0.304 2014 0.085 −0.091 0.109 1.613 0.053* 2015 0.056 −0.091 0.109 1.345 0.089* 2016 0.018 −0.091 0.109 1.004 0.158 2017 0.062 −0.091 0.108 1.410 0.079* 2018 0.079 −0.091 0.109 1.569 0.058* 2019 0.062 −0.091 0.108 1.416 0.078* 2020 0.119 −0.091 0.100 2.106 0.018** 2021 0.050 −0.091 0.097 1.455 0.073* 注：*、**分别表示通过10%、5%的显著性检验。
下载: 导出CSV
-
[1] 孙炜琳, 王瑞波, 姜茜, 等. 农业绿色发展的内涵与评价研究[J]. 中国农业资源与区划, 2019, 40(4): 14. DOI: 10.7621/cjarrp.1005-9121.20190403. [2] 蔡保忠. 农业生产托管与农业绿色低碳转型: 一个理论分析框架[J]. 吉首大学学报(社会科学版), 2022, 43(3): 125. DOI: 10.13438/j.cnki.jdxb.2022.03.014. [3] 龚贤, 罗仁杰. 精准扶贫视角下西部地区农业绿色发展能力评价[J]. 生态经济, 2018, 34(8): 128. [4] 冯丹萌, 许天成. 中国农业绿色发展的历史回溯和逻辑演进[J]. 农业经济问题, 2021(10): 90. DOI: 10.13246/j.cnki.iae.2021.10.006. [5] CANDEMIR A, DUVALEIX S, LATRUFFE L. Agricultural Cooperatives and Farm Sustainability: A Literature Review[J]. Journal of Economic Surveys, 2021, 35(4): 1118. DOI: 10.1111/joes.12417.
[6] AKDEMIR S, KOUGNIGAN EA, KESKIN F, et al. Ageing Population and Agricultural Sustainability Issues: Case of Turkey[J]. New Medit: Mediterranean Journal of Economics, Agriculture and Environment, 2021, 20(4): 49. DOI: 10.30682/nm2104d.
[7] 魏琦, 张斌, 金书秦. 中国农业绿色发展指数构建及区域比较研究[J]. 农业经济问题, 2018(11): 11. DOI: 10.13246/j.cnki.iae.2018.11.002. [8] 高鸣, 张哲晰. 碳达峰、碳中和目标下我国农业绿色发展的定位和政策建议[J]. 华中农业大学学报(社会科学版), 2022(1): 24. DOI: 10.13300/j.cnki.hnwkxb.2022.01.003. [9] 张文进, 楚春礼, 鞠美庭. 中国农业绿色发展评价研究进展[J]. 生态经济, 2023, 39(4): 122. [10] 樊胜岳, 李耀龙, 马晓杰, 等. 数字化水平对农业绿色发展影响的实证研究: 基于中国30个省份的面板数据[J]. 世界农业, 2021(12): 4. DOI: 10.13856/j.cn11-1097/s.2021.12.001. [11] 余永琦, 王长松, 彭柳林, 等. 基于熵权TOPSIS模型的农业绿色发展水平评价与障碍因素分析: 以江西省为例[J]. 中国农业资源与区划, 2022, 43(2): 187. DOI: 10.7621/cjarrp.1005-9121.20220219. [12] 李魁明, 王晓燕, 姚罗兰. 黄河流域农业绿色发展水平区域差异及影响因素[J]. 中国沙漠, 2022, 42(3): 85. DOI: 10.7522/j.issn.1000-694X.2021.00170. [13] 周静. 长江经济带农业绿色发展评价、区域差异分析及优化路径[J]. 农村经济, 2021(12): 99. [14] 江三良, 李晓梅. 供给侧改革背景下农业绿色发展研究: 以安徽省为例[J]. 山西农业大学学报(社会科学版), 2018, 17(11): 1. DOI: 10.13842/j.cnki.issn1671-816x.2018. 11.001. [15] 赵会杰, 于法稳. 基于熵值法的粮食主产区农业绿色发展水平评价[J]. 改革, 2019(11): 136. [16] 何可, 李凡略, 张俊飚, 等. 长江经济带农业绿色发展水平及区域差异分析[J]. 华中农业大学学报, 2021, 40(3): 43. DOI: 10.13300/j.cnki.hnlkxb.2021.03.006. [17] 盖美, 杨苘菲, 何亚宁. 东北粮食主产区农业绿色发展水平时空演化及其影响因素[J]. 资源科学, 2022, 44(5): 927. DOI: 10.18402/resci.2022.05.05. [18] 高健, 葛子豪. 江苏省农业绿色发展水平区域差异及趋势分析[J]. 中国农业资源与区划, 2020, 41(12): 14. DOI: 10.7621/cjarrp.1005-9121.20201202. [19] 杨秀玉, 魏秀文. 农业产业集聚、农业面源污染与农业绿色发展: 基于空间异质性视角[J]. 江苏农业科学, 2022, 50(1): 244. DOI: 10.15889/j.issn.1002-1302.2022.01.042. [20] 苟兴朝, 张斌儒. 长江经济带农业绿色发展: 水平评价、空间相关性及其影响因素[J]. 长江大学学报(社会科学版), 2023, 46(1): 68. DOI: 10.3969/j.issn.1673-1395.2023.01.011. -
期刊类型引用(1)
1. 刘甲伦. 新型农业经营主体推动农业经济发展的路径. 农村科学实验. 2024(11): 94-96 . 
百度学术
其他类型引用(0)
计量
- 文章访问数: 844
- HTML全文浏览量: 218
- PDF下载量: 42
- 被引次数: 1