中国农业经济高质量发展的空间非均衡及收敛性

向 云 李芷萱 陆 倩

(1.中山大学 岭南学院，广州 510275； 2.桂林电子科技大学 商学院，桂林 541004)

促进区域协调发展，缓解地区经济发展差距已经成为世界各国提升发展质量的共识，区域经济发展不平衡不充分的问题是制约中国经济高质量发展的关键障碍。进入新时代以来，中国区域经济理论形成了以高质量发展为导向，突出理论差异化与精准性的显著特征。建设农业强国，是中国农业发展的理想传承和千年夙愿。然而，作为具有重要战略意义的农业经济部门，长期以来受资源禀赋制约和生产方式等的影响，中国农业经济发展长期处于低质量状态，推进农业经济高质量发展，成为中国由农业大国向农业强国转变的重点和难点。因此，在全面推进区域协调发展的背景下，厘清中国农业经济高质量发展区域差距及其来源，明晰其空间非均衡格局及其动态演进，把握其收敛性趋势，有助于拓展和深化相关理论研究，对于揭示农业经济高质量发展演变规律、缩小区域发展差距、实现跃迁式发展具有重要的战略意义与现实意义。

随着“做大经济规模”向“提升发展质量”转变，学者们对农业经济高质量的关注日益加深。梳理发现，相关研究多集中于概念与内涵、测度与评价、时空特征和发展路径等方面，部分学者关注到农业高质量发展的非均衡现象，且普遍认为中国农业高质量发展存在显著的区域差异，区域间差异尤为突出，也有学者分析了八大综合经济区的收敛性，或者从数字普惠金融视角探讨了农业高质量收敛情况。例如，刘忠宇等专门探讨过中国和八大综合经济区的农业高质量发展收敛特征，发现无论是全国层面还是区域层面，农业高质量均具有

σ

收敛、绝对

β

收敛及条件

β

收敛特征；张合林等借助条件收敛模型发现数字普惠金融发展提高了农业高质量发展水平的收敛速度。可见，学者已关注到农业高质量发展的空间非均衡特征，也尝试从不同视角探究区域农业高质量发展的收敛趋势。但是，现有文献仅对农业高质量发展非均衡事实和收敛趋势进行了刻画，目前中国东、中、西三大地区的收敛性尚不清楚，关于农业经济高质量发展路径的深层次思考仍相对缺乏。尤其是随着农业经济地区分化和区域差距逐渐扩大，如何破解中国农业经济高质量空间非均衡的症结，各地区农业经济高质量是选择循序渐进地发展，还是积极主动因应时势，突破自身桎梏争取实现跃迁式发展？这关乎到中国“农业强国”建设进程，亟需对此展开针对性的思考。

为此，本研究基于2000—2019年省域面板数据，尝试通过Dagum基尼系数厘清全国及三大地区农业经济高质量发展区域差距的大小和主要来源，并采用Kernel密度估计进一步明晰其空间非均衡格局及其动态演进特征，然后采用多种收敛方法分析全国及三大地区的收敛性趋势，进而在此基础上探索中国农业经济高质量跃迁发展的思路和政策，以期为区域协调发展提供针对性的实践指导。

1 研究方法与数据来源

1.1 研究方法

1

.

1

.

1

Dagum基尼系数及其分解本研究使用Dagum基尼系数分解方法对中国农业经济高质量发展的区域差距进行分解。总体基尼系数

G

可分解为区域内差距贡献(

G

)、区域间差距贡献(

G

)和超变密度贡献(

G

)，且满足

G

=

G

+

G

+

G

。公式如下：

(1)

(2)

(3)

(4)

式中：表示省份个数;

k

表示区域个数;

j

、

h

代表不同区域;

i

、

r

代表区域内第

i

、

r

个省份；

n

(

n

)代表

j

(

h

)区域内的省份个数;

y

(

y

)代表第

j

(

h

)区域内省份

i

(

r

)的农业经济高质量发展综合指数;代表中国农业经济高质量发展综合指数的算术平均值;

G

和

D

分别代表区域

j

和

h

间的基尼系数和相对影响程度。

1

.

1

.

2

Kernel密度估计Kernel 密度估计一般通过光滑连续的密度曲线直观形象地表现随机变量的空间分布特征，目前被广泛用于空间非均衡研究。假设随机变量

x

的概率密度函数为

f

(

x

)，采用高斯核函数对农业经济高质量发展的分布动态和演变趋势进行估计，公式如下：

(5)

K

(

x

)=(1

/

2

π

)

e

(-2)

(6)

式中：

h

为带宽;

n

为观测值个数;

X

为观测值;

a

为观测值均值;

K

(

x

)为高斯核函数。一般来说，核密度曲线分布位置反映农业经济高质量发展水平的高低，波峰高度反映区域差距大小，波峰数量反映极化程度，分布延展性则反映水平最高与最低个体间的差距。

1

.

1

.

3

收敛性方法1)

δ

收敛指离散程度随时间推移而降低的一种趋势，采用变异系数衡量农业经济高质量发展的

δ

收敛，公式为：

(7)

2)

β

收敛指不同经济变量的增长率与其初始水平呈现负相关关系，即初始水平相对较高地区相比水平较低地区具有更慢的提升速度，分为绝对

β

收敛与条件

β

收敛。绝对

β

收敛严格假定各地区具有相同特征，而条件

β

收敛认为外界因素会对不同地区产生不同作用，需要考虑一些关键控制变量。由于各地区农业要素禀赋不尽相同，考虑到与现实的相符性，以SDM作为基础模型，构建空间面板计量模型检验农业经济高质量发展的

β

收敛情况，绝对

β

收敛和条件

β

收敛模型如式(8)和(9)所示。

λW

ln(

y

,)+

ε

,

(8)

λW

ln(

y

,)+

φWZ

,+

γZ

,+

ε

,

(9)

式中：

y

,与

y

,+1分别表示

i

省在

t

期与

t

+1期的农业经济高质量发展综合指数；

Z

表示控制变量，包括农业劳动力、土地、资本、技术创新和制度创新等要素禀赋；

W

是0～1空间权重矩阵；

ε

,表示随机误差项；

ρ

为空间回归系数，

β

代表收敛系数，若

β

<0且通过显著性检验，说明存在

β

收敛趋势，若

β

>0且通过显著性检验，说明存在发散特征。

1.2 数据来源与说明

借鉴相关研究成果，控制变量包括农业劳动力、土地、资本三类传统要素禀赋，以及技术与制度这两类创新要素禀赋。其中，劳动力要素禀赋(labor)，选用劳动力投入和人力资本水平衡量；土地要素禀赋(land)，选用土地投入、土地基础设施和土地质量衡量；资本要素禀赋(capital)，选用政府资本支持和农户资本投入衡量；技术创新要素禀赋(tech)，选用农业技术装备、农业技术人才、农业技术产出和技术创新潜力衡量；制度创新要素禀赋(inst)选用制度创新水平、创新政策扶持、创新市场发育和制度创新质量衡量。结合农业经济高质量概念及内涵，综合考虑现阶段中国农业经济发展面临的突出问题，贯彻新时代推进农业高质量发展的新理念、新方针、新精神，既追求发展效率又注重发展效果，且把握长远发展潜力，从定性与定量、主观与客观相统一的原则出发，借鉴相关评价指标体系，构建了包含12项二级指标和27项三级指标的农业经济高质量发展评价指标体系。农业经济高质量发展综合指数和农业要素禀赋指数均采用熵权TOPSIS法测算，由于篇幅限制，在此不做详细介绍，指标体系、原始数据和测算过程留案备查。相关指标来源于《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、各省份统计局官网以及各省份统计年鉴等。由于数据获取困难，研究区域未含西藏、香港、澳门和台湾地区，数据时间跨度均为2000—2019年。

2 中国农业经济高质量发展的空间非均衡

2.1 总体差距

整体来看，中国农业经济高质量发展总体差距呈现出“在波动中总体下降”趋势(图1)，反映出随时间推移农业经济高质量发展的总体差距在不断缩小，具体表现为基尼系数值由 2000年的0.265 7降至2019年的0.150 6，降幅为43.32%。进一步分析发现，总体差距演变表现出一定程度的阶段性特征，大致可分为2个阶段：第一阶段(2000—2012年)，基尼系数值波动下降，由2000年的0.265 7下降到2012年的0.161 5，降幅达39.22%，少数年份略有波动，但总体表现出显著下降态势，原因可能是中国区域协调发展战略实施的成效显著，区域之间的绝对差距逐渐缩小；第二阶段(2013—2019年)，总体差距表现出逐渐平稳的特点，基尼系数值基本维持在0.150 6～0.194 2，原因可能是2013年后，区域经济发展由加快实施期步入战略期，农业经济发展的区域协调性也得到较大改善，全国农业经济高质量发展的总体差距趋向稳定，但也要注意到区域间的总体差距仍然明显。

图1 全国及三大区域农业经济高质量发展基尼系数Fig.1 Gini coefficient of high quality development of agricultural economy in China and three regions

2.2 区域差距分解

2

.

2

.

1

区域内差距

中国东部和西部地区农业经济高质量发展的区域内差距较大，但呈现出波动下降趋势，中部的区域内差距较小且呈波动上升趋势(图1)。具体来看，其一，三大地区的区域内差距均值为东部(0.161 9)>西部(0.123 1)>中部(0.120 4)，表明东部地区内部的空间非均衡现象尤为突出，西部地区次之，中部地区的空间非均衡性最小；其二，东部地区基尼系数值由2000年的 0.175 3下降至2019年的0.117 4，降幅为33.03%，西部地区基尼系数下降最为显著，降幅达到52.90%，而中部地区基尼系数2000—2012年在0.087 9～0.133 1波动，之后持续上升，2019年达到0.177 5，2012年后的增幅达101.93%，表明东、西部地区农业经济高质量发展空间非均衡现象得到较为明显的改善，而中部地区则进一步恶化。

2

.

2

.

2

区域间差距

总体而言，东部与西部的区域间差距较大，其次是东部与中部间，中部与西部的区域间差距较小，但三大地区间差距均呈缩小趋势(图2)。具体来看，其一，三大地区间差距的均值依次为东部—西部(0.288 6)、东部—中部(0.224 4)、中部—西部(0.151 9)，反映出中国农业经济高质量发展东、中、西梯次降低的总体态势；其二，东部—西部、东部—中部、中部—西部区域间基尼系数值分别从2000年的0.396 7、0.289 6、0.195 8下降至2019年的0.165 7、0.183 7、0.146 4，降幅分别为58.23%、36.57%和25.23%，说明三大地区的区域间差距不断缩小，其中东部—西部间缩小幅度最大，一定程度上反映出中国区域协调发展政策取得了较大成效。

2

.

2

.

3

区域差距来源及其贡献

分析发现(表1)，区域间差距是总体差距的主要来源，但其贡献率呈逐渐降低态势，区域内差距的贡献相对稳定，超变密度的贡献随时间推移呈逐渐增强态势，反映出中国农业经济高质量发展的区域差距在逐渐缩小，但是区域间差距仍然显著。具体而言，区域差距的来源及其贡献主要表现出四大特征。其一，区域间差距的贡献率介于47.60%～73.57%，区域内差距贡献率保持在22.17%～27.49%，超变密度贡献率浮动范围则位于3.33%～24.91%，三者的年均贡献率分别为66.53%、24.38%和9.08%，说明农业经济高质量发展区域差距的来源依次是区域间差距、区域内差距、超变密度。其二，区域内差距的贡献率总体上呈现平稳小幅上升趋势，其贡献率由2000年的22.17%上升至2019年的27.49%，增幅为24%，说明区域内的极差呈扩大态势，要防止两极分化进一步加剧。其三，区域间差距呈稳步下降趋势，其贡献率由2000年的72.28%下降至2019年的47.60%，降幅为34.14%，表明各区域间差距在逐步缩小。其四，超变密度贡献率呈波动上升趋势，其贡献率由2000年的5.55%上升至2019年的24.91%，涨幅为348.83%，表明中国农业经济高质量发展的区域重叠效应不断增强，部分中、西部地区省份对东部地区省份形成了“追赶趋势”。

图2 三大地区间农业经济高质量发展基尼系数Fig.2 Gini coefficient of high quality development of agricultural economy among the three regions

表1 中国农业经济高质量发展区域差距来源及贡献
Table 1 Sources and contributions of regional disparities in the high quality development of agricultural economy in China

年份 Year 区域内差距Intra-regional disparity区域间差距Inter-regional disparity超变密度Intensity of transvariation差异Disparity贡献率/%Contribution rate差异Disparity贡献率/%Contribution rate差异Disparity贡献率/%Contribution rate20000.058 922.170.192 072.280.014 85.5520010.062 423.490.185 569.810.017 86.7020020.059 122.810.190 573.450.009 73.7420030.062 923.120.199 273.270.009 83.6220040.059 024.360.171 570.800.011 74.8420050.052 622.190.168 971.260.015 56.5520060.046 523.100.148 173.570.006 73.3320070.047 824.000.143 972.230.007 53.7720080.045 522.970.143 472.340.009 34.6920090.049 724.640.140 769.740.011 45.6320100.056 525.470.155 169.930.010 24.6020110.047 625.210.128 968.270.012 36.5220120.042 025.980.103 564.090.016 09.9320130.046 023.690.135 869.930.012 46.3820140.041 124.050.113 766.590.016 09.3620150.038 423.880.104 965.250.017 510.8720160.039 925.930.084 955.160.029 118.9120170.041 426.970.082 053.410.030 119.6320180.043 026.150.084 951.680.036 422.1820190.041 427.490.071 747.600.037 524.91均值Mean0.049 124.380.137 566.530.016 6 9.08

3 中国农业经济高质量发展空间非均衡的动态演进

前述分析了中国农业经济高质量发展的区域差距大小及其来源，但Dagum基尼系数及其分解法刻画的是均值调整后的相对差异规律，并不能很好地反映出具体的空间非均衡动态分布情况。因此，进一步运用Kernel密度估计，为保证估计精度和分布曲线平滑程度，选取2000、2005、2010、2015和2019年作为观测年份，对农业经济高质量发展的分布位置、分布态势、分布延展性和极化趋势进行动态演进分析(图3)。总体而言，中国农业经济高质量发展的空间非均衡程度在逐渐缩小，但仍然存在显著的空间非均衡分布特征和区域极化现象，具体表现为东部、中部、西部依次降低的阶梯化空间分布格局。

图3 中国及三大地区农业经济高质量发展空间分布动态演进Fig.3 Dynamic evolution of spatial distribution of high quality development of agricultural economy in China and three regions

图3(a)显示了全国的kernel密度估计结果，反映出农业经济高质量发展的空间非均衡性不断降低，但空间非均衡现象仍存在。具体而言，从分布位置看，2000—2019年总体上大致表现出“左—右”的右移演变趋势，说明全国农业经济高质量发展水平在波动中不断提高；从分布延展性看，“右拖尾”呈收窄态势，反映出全国农业经济高质量发展的空间非均衡性呈下降之势，水平最高与最低省份之间的绝对差距缩小；从波峰高度看，主峰峰值呈先连续上升后回落之势，说明全国农业经济高质量发展的区域差距近年来逐步缩小；从波峰数量看，2000年由一个主峰一个侧峰构成，2019年仅有一个主峰，表明省份间农业经济高质量发展的两级分化之势有所改善。

图3(b)、3(c)和3(d)的结果显示，三大地区间农业经济高质量发展的空间非均衡表现出显著差异。从分布位置看，东、中、西部地区与全国的演变趋势基本一致，在波动中整体右移，说明三大地区农业经济高质量发展水平均显著提升。从分布延展性看，东部地区的“左拖尾”明显收窄，西部地区“右拖尾”逐渐变薄，反映出东部和西部地区内部差距呈减小趋势；而中部地区整体波峰宽度变大，说明内部差距呈扩大趋势。从波峰高度看，东部和西部地区主峰峰值在高低起伏中上升，说明区域差距呈扩大态势；中部地区主峰峰值显著下降，说明区域差距不断缩小。从波峰数量看，东部地区由一个主峰逐渐演化为“主峰+右侧峰”的形态，中部地区至少存在一个侧峰，且其峰值不断增大，说明东部与中部地区农业经济高质量发展存在一定的梯度效益，两级分化现象严重；西部地区则始终存在一个主峰一个侧峰，区域极化现象并不明显。

4 中国农业经济高质量发展的收敛性检验

上述分析虽然反映中国三大地区农业经济高质量发展的区域差距和空间非均衡性逐步缩小，但考虑到Kernel密度估计仅能反映空间非均衡存在收敛趋势，并不足以揭示各区域农业经济高质量发展水平的具体收敛事实。因此，使用经济收敛方法进一步检验。

4.1 δ收敛

总体而言，考察期内全国、东部和西部地区农业经济高质量发展均表现出显著的

δ

收敛特征，而中部地区表现出“无明显趋势-显著收敛-显著发散”的阶段性特征(图4)。具体来看，全国农业经济高质量发展变异系数呈“

M

型”波动下降趋势，从2000年的0.489 8上升到2003年的0.544 5，继而下降到2008年的0.375 5，随后上升至2010年的0.460 4，之后又下降到2019年的0.271 5，总体降幅高达44.57%，说明全国农业经济高质量发展水平呈现出显著的

δ

收敛特征，总体空间差距日益缩小。分地区来看，三大地区变异系数的演进态势表现出异质性。其中，东部和西部地区的趋势相似，均呈波动下降趋势，东部地区波动较为剧烈，西部地区则下降幅度更大，但均显示出显著的

δ

收敛特征。例如，东部地区2008—2009年的波动幅度为24.74%，西部地区同期仅为0.31%。中部地区则呈现出明显的阶段性特征：第一阶段(2000—2008年)相对平稳，在0.174 2～0.276 4来回波动，并没有明显的收敛趋势；第二阶段(2008—2012)表现出连续下降趋势，由0.221 7降至0.174 7，收敛特征显著；第三阶段(2012—2019年)表现出连续上升趋势，增幅达到93.87%，反映出中部地区存在由收敛向发散转变的趋势。

图4 全国及三大地区农业经济高质量发展变异系数演变Fig.4 Evolution of coefficient of variation of high quality development of agricultural economy in China and three major regions

4.2 绝对β收敛

在对绝对

β

收敛模型进行检验前，空间自相关性检验证实中国农业经济高质量发展存在显著的空间正相关性，进而选择合适的空间计量模型对全国及三大地区进行收敛性估计(表2)。总体上，全国及三大地区均存在明显的绝对

β

收敛趋势，且发展水平相对较低的西部地区具有更高的收敛速度。其一，从收敛系数的正负情况看，全国及三大地区的绝对

β

收敛系数均在1%水平下显著为负，即假定各地农业要素禀赋水平完全相同的情况下，说明随着时间推移，全国及三大地区农业经济高质量发展将收敛于同一水平。其二，从收敛系数的绝对值看，西部(0.433 3)>中部(0.208 6)>东部(0.053 8)，即西部收敛速度最快，中部次之，东部最慢。其三，全国和东部地区的

ρ

系数显著为正，说明全国和东部地区还存在显著的正向空间溢出效应。

表2 全国及三大地区农业经济高质量发展的绝对收敛检验结果
Table 2 Test results of absolute β convergence for high quality development of agricultural economy in China and three regions

变量 Variable 全国 China东部 Eastern中部 Central西部 WesternSDMSEMSARSDMβ(lny)-0.277 5∗∗∗(0.000 0)-0.053 8∗∗∗(0.002 4)-0.208 6∗∗∗(0.000 1)-0.433 3∗∗∗(0.000 0)θ(W×lny)0.132 4∗∗∗(0.009 3)-0.108 5(0.345 5)ρ0.233 0∗∗∗(0.000 0)0.168 6∗∗(0.011 7)0.037 6(0.664 7)-0.104 9(0.292 3)R20.096 60.094 70.085 30.066 2Log(L)505.078 5251.598 1147.395 0161.536 9

注：括号内数值为值，*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著。下同。

Note: Values in parentheses are values, *, ** and *** indicate significant at 10%, 5%, and 1% significance levels, respectively. The same below.

4.3 条件β收敛

为检验农业经济高质量发展在考虑农业要素禀赋因素影响下是否存在条件

β

收敛，通过相关检验确定最优模型为SDM模型。表3的结果显示，与绝对

β

收敛模型估计结果相比，除了西部地区，条件

β

收敛模型的

R

和Log(

L

)更大，说明条件

β

收敛模型估计结果更为科学。总体而言，全国及三大地区存在明显的条件

β

收敛趋势，且西部地区具有更高的收敛速度，这与前面的结论一致。然而，由于农业要素禀赋水平的地区异质性，农业经济高质量发展的主要驱动因素和收敛速度不尽相同，说明中国农业经济高质量发展空间非均衡现象在一段时期内仍将继续存在。这一结果在改变空间权重矩阵进行重新估计的情况下仍然稳健。首先，从

β

收敛系数看，全国及三大地区

β

收敛系数均小于0，且在1%水平上通过显著性检验，表明不管是全国还是区域层面，农业经济高质量发展增长速度与初始值均呈负向关系，表现出明显的条件

β

收敛，省份间存在明显的追赶效应，这为实现农业经济高质量跃迁式发展奠定了良好基础。从

β

收敛系数的绝对值看，西部(0.451 4)>中部(0.267 0)>东部(0.266 3)，说明西部地区收敛速度最快，中部地区次之，东部地区收敛速度最慢，这就意味着实现具备跃迁发展的基本条件，农业经济高质量发展水平较低的西部地区反而最具优势；同时，条件

β

收敛系数的绝对值比绝对

β

收敛系数更大，说明在考虑了农业要素禀赋水平后，农业经济高质量发展的收敛速度更快，表明要素禀赋确实是农业经济高质量发展的重要驱动因素。此外，中部地区

β

收敛系数与空间权重矩阵

W

的交乘项系数显著为负，说明中部地区的趋同过程具有明显的空间溢出效应，邻近省份间呈现出互相促进的良性共生特征。

其次，从控制变量看，全国及三大地区农业经济高质量发展的主要影响因素存在显著异质性。其一，劳动力要素禀赋的系数在中部和西部地区显著为负，原因可能是中部和西部地区劳动力占主导的是农林牧渔从业者，说明从事简单重复工作的劳动力增多时，阻碍了现代农业生产要素对传统要素的替代，会给农业生产效率带来压力。其二，土地要素禀赋的系数在东部地区显著为正，在中部地区显著为负，可能的原因是东部地区农业基础设施建设和土地质量提高有利于农业经济高质量发展，而中部地区是粮食主产区，农业经济发展方式相对较粗放，土地播种面积扩张加大了农业环境的负荷，一定程度上不利于农业经济高质量发展。其三，资本要素禀赋的系数在全国、东部和西部地区均显著为负，说明政府资本支持和农户资本投入增加并不必然带来农业经济高质量发展水平提高，可能的原因是现阶段资本深化还未发挥其与人力资本、全要素生产率之间的协同效应，未能有效驱动现代农业发展和农村经济增长。其四，技术创新要素禀赋的系数在模型中均不显著，但并不能说明技术创新对农业经济高质量发展不具有促进作用。其五，制度创新要素禀赋在全国和东部地区显著为正，说明制度创新有助于全国农业经济高质量发展，在东部地区表现得尤为突出。

表3 全国及三大地区农业经济高质量发展的条件收敛检验结果
Table 3 Test results of conditional convergence for high quality development of agricultural economy in China and three regions

变量Variable全国China东部Eastern中部Central西部Westernβ(lny)-0.324 5∗∗∗(0.000 0)-0.266 3∗∗∗(0.000 0)-0.267 0∗∗∗(0.000 0)-0.451 4∗∗∗(0.000 0)劳动力 Labor-0.151 5(0.217 2)0.272 0(0.104 1)-1.098 1∗∗∗(0.000 6)-0.362 1∗(0.075 7)土地 Land0.127 6(0.308 6)0.425 9∗∗∗(0.000 7)-0.856 2∗∗∗(0.000 9)-0.170 9(0.619 8)资本 Capital-0.116 1∗∗∗(0.002 3)-0.087 8∗∗(0.041 0)0.014 1(0.861 6)-0.272 1∗∗∗(0.002 0)技术创新 Tech0.056 2(0.578 7)-0.104 5(0.287 2)-0.060 6(0.808 7)-0.326 0(0.309 9)制度创新 Inst0.227 8∗∗(0.017 4)0.272 1∗∗(0.018 1)0.266 1(0.167 8)0.025 7(0.909 2)θ(W×lny)0.143 8∗∗∗(0.006 4)-0.023 9(0.701 7)-0.288 4∗∗∗(0.004 5)-0.110 5(0.375 0)W×labor-0.136 3(0.549 3)0.563 5∗∗(0.048 1)-1.001 4∗∗(0.040 5)-0.800 5∗(0.052 2)W×land-0.187 0(0.421 9)-0.074 2(0.726 8)-0.110 3(0.673 7)-1.494 1∗∗(0.034 6)W×capital0.182 1∗∗∗(0.006 2)0.133 1∗∗(0.045 0)0.209 5∗(0.056 2)-0.160 6(0.436 6)W×tech0.095 0(0.540 0)0.144 6(0.256 6)-0.663 7(0.159 8)-0.654 4(0.363 3)W×inst-0.701 1∗∗∗(0.000 1)-0.286 1(0.102 2)-0.620 1∗∗(0.013 2)-0.235 3(0.662 5)ρ或λ0.261 9∗∗∗(0.000 0)0.138 8∗∗(0.042 4)-0.012 4(0.887 8)-0.167 2(0.102 5)R20.097 10.130 30.121 30.054 5Log(L)526.344 1279.272 5162.854 4172.199 4

5 研究结论与启示

5.1 主要研究结论

基于2000—2019年中国省域面板数据，剖析全国及三大地区农业经济高质量发展区域差距大小和来源，并采用Kernel密度估计明晰其空间非均衡格局及其动态演进，进而采用

δ

收敛和

β

收敛模型分析了收敛趋势。研究发现：

1)中国农业经济高质量发展总体差距和三大地区间差距均呈缩小态势，但是区域内差距仍较为突出，区域间差距是导致总体差距的主要原因，说明农业经济高质量区域差距的现状短期内仍将存在，这势必影响到“农业强国”建设进程，必须加快缩小区域和省域之间的绝对差距和相对差距，重点加强“短板”地区的农业经济高质量发展水平提升。

2)中国农业经济高质量发展的非均衡程度在逐渐缩小，但仍然存在显著的空间非均衡分布特征和区域极化现象，表现出明显的东、中、西梯次下降的空间分布格局，说明全国层面的空间非均衡性仍然突出，西部地区省份仍是中国农业经济高质量发展的“短板”，且近年来区域内部差距呈扩大态势，是制约区域协调发展的关键障碍，需要引起足够的重视。

3)全国和三大地区农业经济高质量发展存在显著的

δ

收敛特征、绝对

β

收敛和条件

β

收敛趋势，但是西部地区具有更高的收敛速度，中部地区次之，东部地区最慢，说明三大地区的农业经济高质量发展具有明显的“追赶效应”，通过采取针对性的跃迁升级策略，相对落后的西部和中部地区省份有可能通过跃迁发展实现赶超，打破农业经济高质量发展长期落后东部发达经济省份的尴尬处境。

5.2 研究启示

根据上述结论，研究认为中国地区发展基础条件差异显著，各地区农业经济高质量发展路径势必难以统一，有必要基于空间非均衡格局和收敛趋势，结合各区域和各省份农业经济高质量发展的要素禀赋状况，增强优势、补齐短板，探究合适的、差异化的跃迁思路，从而在区域协调发展战略推进过程中进一步缩小区域差距。据此，得出如下启示：

1)强化优势，补齐短板，遵循相对比较优势发展原则。对于农业经济高质量发展水平相对较高的东部地区，应利用自身经济优势和技术优势，推进绿色生产转型，强化数字农业建设，进一步提高农业发展质量，同时在人才、技术、资金等多方面给予中西部地区一定的支持，以加强对中、西部地区农业经济高质量发展的拉动作用。对于发展水平相对较低的西部地区，应结合农业要素禀赋相对比较优势，实施特色化、差异化、多元化的农业发展模式，加大农业技术投入，推进农业机械化和智能化，持续提高农业效率，逐步缩小与中部和东部地区的发展差距。

2)推进区域协同发展战略，促进区域农业经济高质量均衡发展。既要统筹不同地区农业经济高质量发展水平差异，也要兼顾农业经济高质量发展速度的协调，因地制宜地实施差异化政策。一方面要深度挖掘低水平地区农业特色资源，打造特色农业全产业链，培育新业态新模式，快速提升农业经济发展质量，缩小与高水平地区的绝对差距和相对差距；另一方面要构建跨地区的农业协同创新平台，充分发挥水平较高地区的辐射和带动作用，同时注重东、中、西部地区内部省份之间的均衡发展，打造农业科技资源开发共享与服务平台基地建设，不断缩小高水平与低水平地区之间的空间极化程度，尽快改善中国农业经济高质量发展空间分布的非均衡格局。

3)把握农业经济高质量发展收敛趋势，通过跃迁升级实现区域协调发展。三大区域和各省份农业经济高质量发展水平参差不齐，东部地区农业经济高质量发展水平明显高于中、西部地区，尽管区域差距呈缩小态势，但仍需统筹不同地区发展差异。首先，对于自身发展水平相对较高且邻域省份发展条件也较好的地区，应利用好自身既定优势，大力培养和引进农业科技人才，重点加强农业科技创新，拓展数字经济、大数据等新兴技术在农业领域的应用，尽可能向更高农业经济发展质量方向转变。其次，对于自身和邻域长期处于低水平的地区，应防止其被“锁定”在低效状态，积极抓住西部和中部地区收敛速度更快这一机遇，加强农业基础设施建设，推动低水平向高水平的跃迁式发展。此外，还应积极推进区域间农业要素的合理流动和市场化配置，充分利用农业要素禀赋相对优势及其空间溢出效应，促进区域和省份之间的农业经济高质量发展更快实现收敛，尤其是落后地区更要重视跃迁升级。