赵 宏,马银隆 | 农业新质生产力、新型农业经营主体与乡村产业融合

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农业新质生产力、新型农业经营

主体与乡村产业融合

赵宏，天津财经大学经济学院教授，博士生导师

马银隆，天津财经大学商学院博士研究生

原载《深圳大学学报（人文社会科学版）》

2025年第1期

(赵宏,马银隆.农业新质生产力、新型农业经营主体与乡村产业融合[J].深圳大学学报(人文社会科学版）,2025,(1):69-79.）

2024年中央一号文件提出要以提升乡村产业发展水平为重点，通过促进农村一、二、三产业融合发展，有力有效推进乡村全面振兴。自实施乡村振兴战略以来，虽然乡村产业已逐渐呈现出多元化发展态势，产业融合发展也取得明显成效，但是也面临着一系列突出问题。从动力视角看，目前乡村产业发展对政策支持和传统农业生产力的依存度较高，技术创新的内生动力不足。从要素视角看，当前乡村产业融合发展所需人才、数据、信息和科技等现代化要素供给不足。从宏观结构看，农业产业链纵向延伸不足，横向交叉功能单一，尚未充分发掘文化、生态等要素的功能价值。在此背景下，新质生产力的发展为乡村产业融合提供了新动力、新要素和新支撑。2024年3月，农业农村部专题报告《用新质生产力引领农业》指出，当前农业发展已逐渐突显出农业新质生产力的巨大潜能，在新发展阶段，应加快形成农业新质生产力，大力推动农业升级[1]。至此，乡村产业发展开始进入以农业新质生产力为内生动力的新阶段。因此研究农业新质生产力如何驱动乡村产业融合发展，中介路径是什么，是否存在空间溢出效应，对乡村产业融合实现更高层次发展意义重大。

      梳理现有文献脉络可知，与本文密切相关的研究主要聚焦以下方面：一是新质生产力与乡村产业发展。如，刘昊东通过研究新质生产力赋能乡村振兴的作用机理发现，新质生产力能够以科技创新克服乡村产业转型升级阻碍，从而实现乡村振兴“产业之旺”[2]；高贵现通过实证研究表明，新质生产力发展能够显著促进农业产业链供应链现代化发展，农业技术进步和乡村产业融合是新质生产力驱动农业产业链供应链现代化发展的中介路径[3]；张力一翔从新要素、新技术和新产业3个维度解构了新质生产力驱动民族地区乡村产业高质量发展的内在逻辑[4]；王静华等指出新质生产力可以促进农业产业链延伸以及农业与二三产业交叉发展[5]。二是新质生产力与新型农业经营主体。如，朱战国和张彤从引入新技术应用场景、运用农业科技创新成果和优化资源要素组合3个维度构建新质生产力赋能家庭农场高质量发展的理论框架[6]；张连刚和陈天庆从创新、协调、绿色、开放和共享5个方面探析了新质生产力赋能农民专业合作社高质量发展的理论逻辑[7]；丁宁等认为新质生产力可以通过促进技术创新和发展模式改进，使农业龙头企业突破发展瓶颈，从而实现高水平发展[8]。三是新型农业经营主体与乡村产业发展。如，赵雪和石宝峰等指出新型农业经营主体是推动乡村产业融合的重要抓手，并将新型农业经营主体参与乡村产业融合的形式分为4种，分别为产业链延伸型、内部融合型、多功能拓展型和技术渗透型[9]；陈一明指出新型农业经营主体是乡村产业融合的主要载体，数字金融能够促进新型农业经营主体的乡村产业融合发展[10]。

      综上，当前学者在研究农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的理论逻辑和实证方法上奠定了一定基础，但是缺乏对其内在机理的深度探析，更鲜见以新型农业经营主体为视角对农业新质生产力驱动乡村产业融合发展进行机制分析和定量研究。因此，本文基于2011-2021 年我国30 个省份的农业相关数据，构建农业新质生产力和乡村产业融合综合评价体系，计算其综合指数，并以此为基础探究农业新质生产力对乡村产业融合发展的驱动效应，以及新型农业经营主体在二者关系中的中介机制。

 农业新质生产力是新质生产力在乡村农业领域中的体现，是指由农业相关科技创新驱动，进而实现传统农业生产力升级和跃迁的新型农业生产力[11]。农业新质生产力同样具备数字化、智能化基本特征[12][13]，是更符合农业现代化发展要求的新型生产力，是数字时代更具融合性、更体现农业发展新内涵的生产力。乡村农业不同于城市工业的生产过程和生产关系，这决定了农业新质生产力的内涵要求亦具有一定特殊性，农业新质生产力以农业全要素生产率提高、乡村文化延续、乡村生态保持和农民持续增收为综合目标，因此研究农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的内在机理，应从多维视角出发对其深入探析。

（一）农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的直接影响

      从生产视角来看，乡村产业融合的实质是农业及其关联产业的农村内部化分工。第一，以农业科技创新为主导的农业新质生产力为乡村产业融合提供关键性、突破性技术来源，由此引致农业资源利用方式、资源配置方式、生产组织模式和生产管理模式创新，从而引发农业及其关联产业在城乡间进行再分工、再重组，最终实现范围经济和规模经济。第二，农业新质生产力能够从农业新质劳动力、农业新质劳动工具、农业新质劳动对象3个方面为乡村产业融合提供人力资本、现代农机、信息数据、新兴产业和文化生态等新型生产要素，新型农业生产要素是乡村产业融合发展必备的物质基础。

      从分配视角来看，第一，长期以来我国大部分基础设施和优质的生产资料都集聚在乡镇和城郊的二产和三产，农业则处于被优质生产资料边缘化的境遇。发展农业新质生产力，能够促进大数据、云计算、智慧物流等现代基础设施下沉到农村，推动高标准农田、数字农田和产加销一体化农场的建设，从而使优质生产资料在城镇和农村间实现科学公平分配，让农村农业农民获得更多优质的物质劳动资料，由此为乡村产业融合发展提供坚实的物质基础保障。第二，农业新质生产力发展引发了农业收入分配关系的改变，具体表现为“新农人”劳动、数据信息要素和文化生态要素的价值在乡村生产过程中的比例显著上升，传统实物资本的价值比例则明显下降。农业新质劳动要素所有者参与分配是要素所有权实现的诉求，能够有效防止农业生产过程中农机物化劳动对活劳动的反向支配，完善了我国社会主义以按劳分配为主体、多种分配方式并存的分配制度。因此，从收益分配视角来看，与农业新质生产力相适应的新型分配关系，为农民在乡村产业融合中提供了长效增收的利益保障。

      从交换视角来看，第一，城乡二元结构下乡村农业生产结构单一、功能单一且产品附加值低，乡村农业一直处于被城镇第二、第三产业“双重锁定”的态势。乡村传统的农产品交换方式是以收购—批发—零售模式进行的[14]，这种从前端到后端的科层式交换模式对农业生产而言，本质上只有交，没有换。发展农业新质生产力，搭建数字交易平台，让市场机制在农产品交换中充分发挥调节效应，从而消弭工农产品的“剪刀差”，为农业产业链延伸和交叉提供价值实现的基础。第二，数字交易平台能够打通乡村内部和城乡间要素交换堵点，减少中间环节，助力构建统一要素大市场，促进要素自由高效流动，从而打破城乡二元结构。第三，农业新质生产力创造出更加多元和更加高级的农业价值形态，并依托数字交易平台的开放态势，促进乡村农产品直接融入更高层次的城市区域价值链，使农业价值链势能倍速提升，倒逼农业产业链延伸升级,乡村产业融合则是农业新质生产力促进农业价值链势能提升的客观要求和必然结果。

      从消费视角来看，第一，农业新质生产力使农村电商平台、智慧物流等新型第三产业蓬勃兴起，打破了乡村产业供需两侧信息不完全、不对称的壁垒，打通并优化了农产品的销售渠道，极大降低了农产品销售成本和消费搜寻成本。第二，农业直播、虚拟场景和农商文旅综合体等新型消费业态的发展，能够为乡村产业创造更大范围、更高层次、更加多元和更加精准的市场需求。第三，以数字化为显著特征的农业新质生产力具有“长尾效应”，能够通过众创空间唤醒乡村传统文化和传统手工业的生命力，给予其新的发展空间和发展动能，从而使农业产业链延伸实现“继往开来”。

      综上可见，农业新质生产力促进乡村产业融合发展的路径具体表现为：第一，农业新质生产力能够拓展农业生产边界，推动农业产业链纵向延伸，促进乡村农产品初加工、精深加工产业发展。第二，农业新质生产力能够拓展农业服务边界，推动农业产业横向交叉，促进农业科技服务、数字金融和管理服务等农业现代化服务业发展。第三，农业新质生产力能够催生农村产业新业态，促进乡村定制农业、文旅产业和线上体验等新兴产业发展。最后，农业新质生产力能够打破乡村一、二、三产业间原有边界，推动农业产业链纵向和横向的交叉融合，促进乡村农业生产、加工、销售、研学、观光和康养一体化发展。基于此，本文提出假设:

      H1：农业新质生产力能够促进乡村产业融合发展。

（二）农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的中介效应

      促进农业新质生产力发展，一方面必须以全面深化农业农村改革为抓手，构建新型农业生产关系，通过农业新质生产力和新型农业生产关系相互促进，高效推动乡村产业融合。另一方面农业新质生产力效能的发挥和乡村产业融合发展都需要以新的农业组织、生产和经营方式才能实现，所以从供给侧入手，以新型农业生产经营主体为载体，塑造适应农业新质生产力的新型生产关系，是其驱动乡村产业融合发展的关键路径。家庭农场、农民合作社和农业龙头企业等新型农业经营主体作为整合农业新质劳动力、农业新质劳动工具、农业新质劳动对象的主要载体，具备现代信息化生产技术、生产方式和经营模式，是乡村生产关系创新演变的中坚力量。从生产视角看，新型农业经营主体能够推动农业及其关联产业在乡村内部协作融合，从而推动乡村产业重组、产业延伸、产业渗透和产业交叉融合发展。从交换视角看，新型农业经营主体能够促进商品和要素在城乡间及乡村内产业间自由高效流动。从分配视角看，新型农业经营主体是农地三权分置、农地流转、农业劳动资料新分配方式和劳动力新组织形式的集中体现。从消费视角看，新型农业经营主体能够满足市场对乡村农业生产的多元化和定制化需求。

      综上可见，在新发展格局下，新型农业经营主体既严格体现了中国特色社会主义农村集体产权制度，又高效整合了农村各类要素资源，极大调动了农户积极性，同时推动农业市场化、社会化发展。其中遵守农村集体产权制度是根本前提，盘活整合农村各类要素资源和调动农民积极性是本质要求，农业市场导向是必经路径。新型农业经营主体中家庭农场和农民合作社是农村新型生产关系、新型经营关系和新型组织关系的主要表现形式，集中体现了农业新质生产力所决定的农业新型生产关系，是整合协调农村各类要素资源，调动农民积极性，推动农业及其关联产业实现农村内部化分工的主要载体。农业龙头企业产权松散且形式多样，在农业新质生产力驱动乡村产业融合发展过程中主要扮演市场导向和引领作用，虽然农业龙头企业本身的产业高级化，也反映了农业及其关联产业的分工，但是这种分工是否表现为农村内部化，具有很大的不确定性。基于此，本文提出以下假设:

      H2：新型农业经营主体是农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的中介因素。

      H3：新型农业经营主体中家庭农场和农民合作社的中介效应大于农业龙头企业。

（三）农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的空间溢出效应

      空间计量经济学指出，产业经济主体间的空间关联性会随着要素资源扩散和溢出而增强。以现代物流、电子信息和物联网等数字产业为特征的农业新质生产力不仅能够缩短农业要素在不同区域城乡间传递的地理距离，增强区域间农业生产经营活动在地理空间上的横向、纵向和交叉关联，而且能够通过打造虚拟农业空间，实现农业要素资源在区域间的无边界整合。不同区域农业新质劳动力、农业新质劳动资料、农业新质劳动对象和新型农业经营主体的发展程度不同，使农业新质生产力水平和溢出效应在空间上呈现不均衡性。农业新质生产力打破了地理边界对农业生产经营的限制，并不断减小农业生产对地理区位的依存度，使多元化的农业要素资源在区域间自由流动，从而相互促进邻近地区乡村产业融合发展。由此，本文提出假设：

      H4：农业新质生产力对邻近地区乡村产业融合发展具有空间溢出效应。

（一）数据来源

      鉴于统计数据的滞后性，农业新质生产力和乡村产业融合评价指标体系的大部分数据都截止到2021年，故为确保整体数据的可获取性及连续性，本文以 2011-2021 年中国30 个省份的面板数据为研究对象（西藏及中国港澳台地区除外）。原始数据主要源于中国农村金融服务报告、各省中国经济与社会发展统计公报、《中国农村统计年鉴》、国泰安数据库、中国统计年鉴、阿里研究院、《中国人口和就业统计年鉴》、《中国农村合作经济统计年报》、《中国农村政策与改革统计年报》等。此外，对于部分年份和地区的缺失值采用平滑法和线性插值法进行补全。

（二）数据处理及模型设定

      1.数据处理。本文采用熵权法对农业新质生产力和乡村产业融合发展水平相关指标数据进行测算，用测算得到的综合评价指数作为实证检验的基础数据。

      2.模型设定。为研究农业新质生产力水平对乡村产业融合发展的影响，并检验新型农业经营主体作为农业新质生产力驱动乡村产业融合发展传导路径的中介效应，本文构建以下基准回归模型和中介机制估计模型。

      首先，建立模型（1）考察农业新质生产力水平对乡村产业融合发展的直接影响:

      RITit=α0+α1NQPit+α2Controlit+μi+δt+εεit      （1）

      其中，RITit为 i 省份 t 年份乡村产业融合水平，NQPit为 i 省份 t 年份农业新质发展水平，Controlit为其他影响乡村产业融合发展的控制变量合集，μi为省份地区固定效应，δt为时间固定效应，εεit为随机干扰项。

      然后检验农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的中介机制，本文主要参考江艇提出的中介机制检验建议[15]，在模型（1）的基础上建立模型（2）以研究农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的中介效应。

      lnNTAMit=β0+β1NQPit+β2Controlit+μi+δt+εεit （2）

      其中，NTAMit表示i 省份 t 年份的新型农业经营主体，β1表示农业新质生产力对新型农业经营主体的影响程度，其他变量含义与上述相同。

（三）变量选取与统计描述

      1.被解释变量: 乡村产业融合（RITit）。根据乡村产业融合的内涵和2024年中央一号文件对乡村产业融合发展的重要指示，本文认为农业产业链纵向重构、产业链横向重构和产业链混合重构是乡村产业融合发展的基本路径，因此从农业产业延伸、产业交叉和产业渗透3个维度共5个指标对乡村产业融合进行综合指标体系构建，如表1所示。使用熵权法测算2011-2021年我国30个省份的乡村产业融合发展综合指数，并将其作为本文的被解释变量。

2.核心解释变量：农业新质生产力（NQPit）。借鉴王珏和李彩平等对新质生产力和农业新质生产力指标评价体系的构建方法[16][17]，以及宋佳、张金昌等构建企业新质劳动生产力的指标体系方法[18]，根据农业新质生产力的界定和内涵，本文从农业新质劳动力、农业新质劳动资料和农业新质劳动对象3个维度14个指标构建农业新质生产力的评价指标体系，如表2所示。同样使用熵权法测算2011-2021年我国30个省份的农业新质生产力水平综合指数，并将其作为本文的核心解释变量。

3.中介变量: 新型农业经营主体（NTAMit）。根据当前新型农业经营主体的发展现状，本文选取能够显著反映农业新质生产力和新型生产关系的农民合作社（LNFc）、家庭农场（LNFf）、农业龙头企业（LNAle）3个类型的新型农业经营主体作为农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的传导路径，指标采用其总量的对数。

      4.控制变量：为了有效检验农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的影响效应，本文引入影响乡村产业融合的其他重要因素作为控制变量，具体指标如下：（1）涉农贷款（Arl）：使用涉农贷款余额表示；（2）外商投入水平（FDIBi）：采用外商投资总额占地区生产总值的比重表示；（3）城镇化率（Urba-nr）：使用城镇人口在地区常住总人口中的占比表示；（4）农村受灾率（Rdr）:使用受灾面积占农作物种植面积的比重表示；（5）农村用电量（Eru）：使用农村年度用电总量表示。研究变量的描述性统计如表3所示。

 (一)基准回归分析

      本文运用双固定效应模型实证检验农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的直接影响，并检验新型农业经营主体是否在二者关系中发挥中介效应，检验结果如表4所示。为了更好地比较分析，（1）列 ～（3）列回归时逐步加入一系列控制变量来控制影响乡村产业融合的其他因素，（3）列则为模型（1）的回归结果，核心解释变量农业新质生产力水平的影响系数为0.488，并在1%水平上通过显著性检验，表明农业新质生产力水平每增加1单位，乡村产业融合提高48.83%，假设H1得到验证。对比（1）列～（3）列回归结果发现，农业新质生产力的系数在逐渐减小，这说明的确存在影响乡村产业融合的其他因素，因此本文加入相关控制变量是必要的，能够更准确有效地反映农业新质生产力水平驱动乡村产业融合的净影响，否则将夸大农业新质生产力的驱动效应。考察控制变量可见，涉农信贷对乡村产业融合发展具有显著的正向促进作用，但促进系数较小，仅为0.004，可能的原因是当前农村金融资本市场不完善。外商直接投资对乡村产业融合发展的影响不显著。农作物受灾率对乡村产业融合发展呈负向影响关系，与常识相符。但是，城镇化水平对乡村产业融合发展的影响显著为负，可能的原因是城镇化水平对乡村产业融合发展具有“U”型影响效应，前期是集聚式极化效应，后期是外溢式扩散效应。农村用电量与乡村产业融合发展显著为正相关，表明农村用电量增加能够推动乡村产业融合发展。

（二）中介效应检验

      由理论分析部分可以看出，农业新质生产力能通过促进新型农业经营主体发展赋能乡村产业融合，因此本文在基准回归模型（1）的基础上，通过模型（2）对新型农业经营主体的传导效应进行检验识别。结果见表5的（1）列 ～（3）列，显示农业新质生产力对农民合作社、家庭农场和农业龙头企业3类新型农业经营主体的影响系数均为正，家庭农场通过1%的显著性检验，农民合作社通过5%的显著性检验，农业龙头企业通过10%的显著性检验。这表明农业新质生产力确实能通过新型农业经营主体赋能乡村产业融合发展，假设H2得到验证。进一步比较分析发现，不同新型农业经营主体的中介效应存在明显差异，其中农民合作社的中介效应系数最大为5.599，家庭农场次之为2.483，农业龙头企业的中介效应系数仅为0.397，这表明在农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的传导路径中，家庭农场和农民合作社是中介主体，农业龙头企业是中介导向，假设H3得到验证。这也进一步表明，家庭农场和农民合作社是基于农业新质生产力而形成的新型农业组织经营模式，是农业新型生产关系的主要表现形式，是农村集体产权制度改革优化的重要抓手，而农业龙头企业产权松散且形式多样，其主要扮演农业市场引领和资源高效配置的导向作用。所以家庭农场和农民合作社是农业及其关联产业的社会化分工实现农村内部化的主要载体，农业龙头企业则是农业重构于城乡价值链的“桥头堡”。从现实来看，家庭农场和农民合作社具有基础性和普遍性，是乡村新型农业经营主体的主要组成部分。

（三）稳健性与内生性检验

      1.稳健性检验

      （1）删除特殊年份

      为了减缓特殊年份的政策冲击对农业新质生产力驱动乡村产业融合发展效应检验造成的影响，本文删除2016年及之后年份的数据。2016年和2017年分别是我国数字经济和乡村振兴提出的时间，数字经济是新质生产力发展的重要支撑，乡村振兴战略则是乡村产业融合的重要支撑，所以二者的提出极有可能会对农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的影响效应产生显著的政策冲击。删除特殊年份后，农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的效应依旧显著，结论仍然稳健（详见表6）。

      （2）重新测算农业新质生产力

      由于当前农业机械主要由农、林、牧、渔业传统机械构成，农业机械现代化程度整体不高，不能直接反映农业新质生产力的构成，再者农业机械总动力的量标是千瓦，亦不能体现农业新质生产力的内在特征，基于此本文剔除农业机械总动力指标，重新测算农业新质生产力综合指数。使用新的农业新质生产力综合指数进行固定效应回归检验，结果与基准回归结果基本保持一致，剔除农业机械总动力指标后结果仍显著有效。

 2.内生性检验

      通过以上实证分析发现，农业新质生产力能够驱动乡村产业融合发展，但是基于实际判断，二者之间可能存在内生性。一是遗漏变量。本文的核心解释变量农业新质生产力和被解释变量乡村产业融合都是使用熵权法计算得出的综合指数，实际二者包含的内容以及影响二者相关性的因素有很多，虽然本文已经对城镇化率、涉农贷款等影响乡村产业融合的因素进行控制，但无法控制所有潜在影响因素，因此可能存在遗漏变量。例如，影响农业新质生产力和乡村产业融合发展的因素还有政策冲击以及农户创业活跃度等。二是测量误差。本文在处理一些数据的缺失情况时，采用了平滑法和线性插值法进行补全，导致测算数据与真实数据之间存在差异，因此可能会造成综合指数偏差。三是双向因果关系。农业新质生产力能驱动乡村产业融合，乡村产业融合发展亦能够提升农业新质生产力整体水平，进而又促进乡村产业融合发展，因此农业新质生产力与乡村产业融合发展之间存在互相影响的反向因果关系，从而造成模型设定存在偏误。

      为了缓解内生性问题带来的影响，本文首先使用农业新质生产力水平滞后一期作为工具变量进行2SLS回归，回归结果仍然与上文一致。在此基础上，本文进一步使用农业新质生产力水平滞后一期与1984年邮电业务总量的交互项作为工具变量，更能体现工具变量的外生性和与农业新质生产力的相关性，2SLS回归结果如表7所示，依旧稳健显著。

（一）异质性分析

      1.农区和非农区视角下区域异质性检验

      我国幅员辽阔，不同地区农村资源禀赋、经济发展水平、产业结构和农村劳动力水平不同，导致农业新质生产力水平必然会在不同区域存在差异，为进一步分析不同地区农业新质生产力对乡村产业融合发展的差异性影响，本文综合考虑粮食主产区、耕地面积和农业生产总值3个因素，把样本划分为农区和非农区{1}。表8为农区和非农区农业新质生产力对乡村产业融合发展的检验结果，结果显示农区和非农区农业新质生产力对乡村产业融合发展的影响均在5%水平上显著，但是非农区的回归系数为0.699，农区的回归系数为0.365，表明非农区农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的效应大约是农区的两倍。可能的原因是农区粮食安全的重任和耕地红线不仅会直接影响农业新质生产力促进乡村产业融合发展的效率，而且会通过限制土地流转，阻碍新型农业经营主体的发展，进而影响农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的中介效应。据调研发现，非农区有通过补偿的方式向农区输出耕地指标和购买粮食指标的现象，这在推动本区域乡村产业多元化发展的同时，也会阻碍农区乡村产业融合的发展。

2.农村受教育水平视角下区域异质性检验

      本文基于各省农村平均受教育年限，将样本划分为农村受教育水平高和农村受教育水平低的两个区域。对两组分别进行基准回归，结果如表8所示，农村受教育水平高的区域农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的影响效应在5%的水平上显著为正，在农村受教育水平低的区域则农业新质生产力对乡村产业融合发展的驱动作用不显著。主要原因是，一方面农村受教育水平直接影响农业新质劳动力的培育和形成，而农业新质劳动力是农业新质生产力发展的关键，因此农村受教育水平低的区域不利于农业新质生产力发展。另一方面，农村受教育水平低会直接阻碍新型农业经营主体的发展壮大，从而间接影响农业新质劳动力驱动乡村产业融合发展的中介效应。

（二）空间溢出效应分析

      研究农业新质生产力对乡村产业融合发展是否存在空间溢出效应，首先用Moran’s I指数检验各省农业新质生产力水平是否存在空间相关性。结果表明在空间邻接权重矩阵下的Moran’s I指数均大于0，除个别年份外，大部分年份均在1%水平上通过显著性检验，说明选择空间计量模型进行实证分析具有合理性，LR检验结果均通过显著性检验，说明适合使用空间杜宾模型。

      表9为乡村产业融合发展在空间邻接权重矩阵和基于经纬度的空间距离矩阵下的回归结果，农业新质生产力的回归系数为0.435，且在1%水平上显著，说明农业新质生产力能够驱动乡村产业融合发展，与前文一致；ρ为空间邻接权重矩阵与乡村产业融合发展交互项的系数，在空间邻接矩阵下其为正，且不显著，在空间距离矩阵下其显著为负，说明本省乡村产业融合发展会对邻近地区乡村产业融合发展产生负向影响，可能是因为本省乡村产业融合发展对周边省份的农业关联产业具有“虹吸效应”。从农业新质生产力与空间邻接权重矩阵交互项系数及间接效应看，结果显著为正，说明本省的农业新质生产力会对邻近地区的乡村产业融合发展产生促进作用，原因是农业新质生产力能够加快相邻地区农业生产要素的整合，从而促进相邻地区乡村产业融合发展，H4得证。

里范围内的回归结果。如表10所示，在550公里范围内，农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的边界系数均显著为正，超过550公里区间后，农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的外溢系数则不显著。一般来讲，500公里基本超出省际边界，由此表明现阶段农业新质生产力在乡村产业融合中的辐射作用存在以省界为范围的阈值区间，农业新质生产力更偏向于促进“本省化”乡村产业融合发展。在省界阈值区间内的空间外溢效应存在明显的先上升后下降的倒“U”型特征，在350 公里空间边界处达到最大空间外溢系数3.860，在550 公里空间边界处衰减到1.328。省界产生限制作用主要有以下3个原因：一是无论政策还是市场，都鲜有涉及省际间的农业生产要素流动配置。二是省际间农业新质生产力和乡村产业融合结构存在异质性，耦合协调度不高，因此省际间农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的效应较低。三是省际间农业新质生产力和新型农业经营主体适配度较低，新型农业经营主体在省际间农业新质生产力驱动乡村产业融合发展过程中不能很好发挥中介作用。

本文以2011-2021年中国30个省份为研究对象，使用熵权法对农业新质生产力和乡村产业融合发展评价指标体系进行测算，进而实证分析农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的影响效应、中介机制和空间溢出效应。结果发现：第一，农业新质生产力能够有效促进乡村产业融合发展，新型农业经营主体是农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的中介路径，且家庭农场和农民合作社的中介效应大于农业龙头企业。第二，异质性分析发现，非农地区农业新质生产力对乡村产业融合发展的驱动作用大于农区，在农村受教育水平高的区域，农业新质生产力对乡村产业融合发展的驱动效应显著存在，在农村受教育水平低的区域则不显著。第三，农业新质生产力对乡村产业融合发展存在空间溢出效应，空间溢出系数在550公里地理边界内表现为先上升后下降的倒“U”型特征。基于此，论文提出以下政策建议：

      第一，大力发展农业新质生产力。一是加强农业领域科技创新和技术研发。通过建立农业新质生产力研究院和农业新质生产力产业园，引进高新技术项目，以“虹吸效应”吸引更多技术人才和科创资金，从而形成乡村农业创新链。二是加快培育农业新质劳动力。这不仅要加强农业高端人才的引进，而且要完善农业职业教育计划，亦要注重对“土专家”等农村农业专业人才的科学管理。三是打造农业新质劳动工具。依托数字技术打造新型农业基础设施、新型农业工具和智能化农业生产管理系统，同时对传统农业劳动资料进行改造升级。四是提高农业新质劳动对象的供给水平。一方面要加快推进农村文化和生态资源的要素化进程，另一方面通过建立农业数智化管理服务平台，实现对农业生产要素的数智化管理。

      第二，合理布局新型农业经营主体。一是在培育壮大新型农业经营主体方面要侧重家庭农场和农民合作社的发展，以家庭农场为主体，以农民合作社为支撑，以农业龙头企业为引领，以农业产业化联合体为补充。二是在坚持农村土地集体所有和农村家庭经营基础性地位的原则上，优化农地“三权”分置制度，引导农地流向家庭农场，激励农业适度规模经营户发展成为更具活力的家庭农场，并结合农业农村部“千员带万社”三年行动，大力推动农民专业合作社发展。三是充分发挥农业新质生产力对家庭农场和农民合作社组织模式创新、生产技术进步和管理运营增效的促进作用，进而增强农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的中介效应。

      第三，加强农业新质生产力、新型农业经营主体和乡村产业融合之间的协调联动。首先，省域内区域间要根据地理特征、村庄分布和农业特色，因地制宜发展农业新质生产力、新型农业经营主体和乡村产业融合，确保三者之间的耦合互促，避免模式同质和资源错配。其次，构建以新型农业经营主体为关键节点的资源配置网络体系，优化区域内农业新质劳动力、农业新质劳动工具和农业新质劳动对象的空间分布，提高农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的空间溢出效应。再次，政府应通过数字化平台建立省际间农业生产服务联动机制，形成省际间农业生产要素和服务互补协作的供给局面，进而打破农业新质生产力驱动乡村产业融合发展的省际边界限制。

注：

{1} 综合考虑粮食主产区、耕地面积和农业生产总值3个因素,采用层次分析法将综合指数排名前15的地区定义为农区，农区省份分别为：黑龙江、吉林、辽宁、内蒙古、河南、河北、安徽、湖南、湖北、山东、四川、江苏、广东、江西、云南等省份。

{2} 如果i=j，表示两个城市之间不相邻，则sizeij= 1;如果i≠j，sizeij=GDPi（j）/GDPj（i），其中GDPi（j）＜GDPj（i）。

{3} 按照城市人口规模将其依次赋值为1.0、0.8、0.6、0.4、0.2。

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