農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢及空間差異研究

摘要：選取產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率作為外溢獲利的衡量指標，以技術(shù)效率作為因變量構(gòu)建隨機前沿模型，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平、區(qū)域距離、政策配套環(huán)境及農(nóng)業(yè)價值整合力等要素作為引入因子交叉項，檢驗農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在上述各類因素方面對農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢獲取能力影響與實現(xiàn)渠道。結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢獲利能力提升呈正相關(guān)，但后者能力提升與地理差距因素呈負相關(guān)，并受制于政策環(huán)境因素，二者存在顯著利潤差，需進一步從人力資本要素投入及政策配套和準入條件上予以優(yōu)化。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；農(nóng)業(yè)技術(shù)；外溢效應(yīng)；隨機前沿模型

中圖分類號：F304.1；F304.5 F062.4 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2015）07-1755-06

隨著中國社會主義市場經(jīng)濟體制的不斷深化和服務(wù)業(yè)的現(xiàn)代化發(fā)展趨勢日益顯著，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為剝離于傳統(tǒng)生產(chǎn)產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化部門，已逐步發(fā)揮其產(chǎn)業(yè)效能。而同時，隨著經(jīng)濟全球化發(fā)展的逐步深入，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)在日常生產(chǎn)與適應(yīng)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性上出現(xiàn)了矛盾，依托更為細化與專業(yè)效率的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，推動其余農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的進一步關(guān)聯(lián)發(fā)展具有可行性。因此，探究農(nóng)業(yè)獲得源自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外溢效應(yīng)而增效的影響因素，有助于理清中國現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進一步分離背景下的增效機制，從而梳理出農(nóng)業(yè)效益提升與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同發(fā)展的實現(xiàn)途徑。

關(guān)于基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的農(nóng)業(yè)增效實現(xiàn)，黃慧芬[1]、姜長云[2]認為應(yīng)基于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)專業(yè)化分工與功能升級，并贊成農(nóng)業(yè)公共投入、公共農(nóng)產(chǎn)品及農(nóng)業(yè)合作社是推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)改善的關(guān)鍵。張振剛等[3]從模式角度分析了現(xiàn)階段中國農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)推動機制，指出農(nóng)業(yè)的低知識密集以及服務(wù)平臺薄弱阻礙了其進一步源自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增效。Barry[4]、郝愛民[5]、顧乃華[6]和吳宏偉等[7]則認為農(nóng)業(yè)專門化教育以及支農(nóng)財政、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)服務(wù)化是農(nóng)業(yè)獲得源自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)充足效益的關(guān)鍵，并建議建立多元化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)供銷模式，強調(diào)農(nóng)村、農(nóng)業(yè)知識建設(shè)對農(nóng)業(yè)借助農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)溢出增效的基礎(chǔ)性作用。

關(guān)于農(nóng)業(yè)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外溢增效測度，Moser等[8]證實了勞動密集對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的農(nóng)業(yè)技術(shù)增效外溢存在推進作用，薛賀香[9]在向量自回歸模型基礎(chǔ)上以方差分解的形式，對農(nóng)業(yè)消費及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進行了脈沖響應(yīng)分析，并指出農(nóng)業(yè)消費與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增長具有正關(guān)聯(lián)影響，城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的進一步農(nóng)業(yè)增效推動僅存在長期的時效影響。許承明等[10]以及魯釗陽[11]利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)證實了中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的城鄉(xiāng)收入差距關(guān)聯(lián)及互動機制，并指出要利用支農(nóng)信貸等與金融服務(wù)、農(nóng)產(chǎn)品物流與營銷來提升傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)格局結(jié)構(gòu)層次，從而帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的進一步剝離，以形成有效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

關(guān)于基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的農(nóng)業(yè)增效的外溢關(guān)聯(lián)，胡銘[12]從產(chǎn)業(yè)互動驗證了中國農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間協(xié)同關(guān)聯(lián)，證實北京、上海、廣州地區(qū)與長三角、珠三角以及環(huán)渤海區(qū)域存在產(chǎn)業(yè)間協(xié)同提升與輻射外溢能力。汪建豐等[13]比對分析了經(jīng)合組織成員國與中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)間的總體水平、結(jié)構(gòu)差異以及增效路徑，建議強化中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中的金融保險、物流運輸服務(wù)等行業(yè)。

綜上所述，現(xiàn)有研究主要針對農(nóng)業(yè)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)關(guān)聯(lián)，以及農(nóng)業(yè)間互動機制進行了宏觀剖析，而具體產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)性的增效機制以及外溢效應(yīng)的關(guān)聯(lián)因素尚未得到驗證，缺乏有針對性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增效提升的實現(xiàn)機制。

3 研究過程

3.1 數(shù)據(jù)來源

研究選取2003—2013年間中國222個省、地、市作為模型驗證樣本變量，但不包含直轄市以及數(shù)據(jù)缺失部分的西藏等地區(qū)，由于現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主要分布于城市及城郊，因此將樣本口徑定于市轄區(qū)。而2003年始，中國對《國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼》（2002）做出六大門類行業(yè)增補修正，選取該年份為起點避免了統(tǒng)計口徑不一致的缺陷。但考慮到相應(yīng)統(tǒng)計年鑒中尚未對各區(qū)域關(guān)于全社會固定資產(chǎn)投資項目的行業(yè)進行數(shù)據(jù)分類，影響數(shù)據(jù)可比性與研究針對性，因此選取2003—2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)樣本數(shù)據(jù)，同時，借鑒前期研究按照農(nóng)、林、牧、漁產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員總數(shù)，以及農(nóng)、林、牧、漁產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資總量作為農(nóng)業(yè)勞動力以及資本投入要素的代理變量。

3.2 變量選取

為進一步驗證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對于農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢效應(yīng)獲取存在的結(jié)構(gòu)性以及區(qū)域差異，研究選取以下因素作為變量，具體如表1所示。從表1可以看出，首先，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值FP，主要考慮到利潤及稅收間的比值相對穩(wěn)定，且不存在短期內(nèi)的消費通脹等因素干擾的影響，能形成對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增長的較好的近似替代。L、K對應(yīng)的農(nóng)業(yè)勞動力與資本投入，研究按照農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)的平均從業(yè)數(shù)以及固定資產(chǎn)凈值均余額折算。

其次，關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的因子指標選取，考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中人力資本及知識密集因素，行業(yè)的勞動投入在實質(zhì)上是行業(yè)服務(wù)種類的重要構(gòu)成變量，因此選取農(nóng)業(yè)就業(yè)數(shù)對全體就業(yè)數(shù)比重，作為刻畫農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平FS的因子。據(jù)上述分析，預(yù)設(shè)FS系數(shù)為負，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平FS對農(nóng)業(yè)獲利的外溢效能成正向變動。

再次，由于本研究的區(qū)域比對驗證側(cè)重的是中國各區(qū)域間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)發(fā)展技術(shù)外溢的條件，而農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對應(yīng)企業(yè)具體地理信息不詳，不能直接測算各具體行業(yè)企業(yè)的地理距離，研究選取一個系數(shù)為0的因子構(gòu)成GE代理參數(shù)，以表示源自于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢獲利，僅與所在市轄區(qū)范圍內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平相關(guān)，這一指標為各樣本市轄區(qū)所在省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重。

最后，政策配套環(huán)境主要負責(zé)刻畫中國各區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)引入層面上的開放與配套支持，因而選取限額以上外資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)產(chǎn)值對全部農(nóng)企產(chǎn)值比重作為參變因子，預(yù)設(shè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平FS交叉項系數(shù)為負，即政策環(huán)境配套基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)外溢效應(yīng)；而農(nóng)業(yè)價值增值整合力FI因為承擔(dān)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)人力資本對于農(nóng)業(yè)外溢的智力供給，因此研究選取了企業(yè)人均數(shù)代理指標，預(yù)設(shè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平IS交叉項系數(shù)為正。

需要說明的是，部分行業(yè)兼?zhèn)淞藶橐话憔用裣M服務(wù)和產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)的雙重特性，研究依照行業(yè)服務(wù)內(nèi)容的不同側(cè)重，選取信息技術(shù)及軟件服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、商業(yè)服務(wù)及租賃、郵電儲運物流、科研技術(shù)等為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)代表行業(yè)。

3.3 驗證結(jié)果

3.3.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)增長外溢效應(yīng)結(jié)構(gòu)分析 研究利用Fromgtier 4.1軟件，針對全國主要區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進行農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢條件驗證分析（表2）。首先基于式（1）和式（2）針對全國范圍進行SFA（隨機前沿函數(shù)模型）的回歸分析，形成模型1，并獲得如表2所示結(jié)果，其中？酌為0.931，說明了隨機前沿模型的誤差超過90%源自式（2），且非可控因素沖擊噪聲誤差占比少，說明了全國范圍的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)溢出條件分析SFA模型可靠。同時，SFA時間趨勢系數(shù)報告為-0.017，相對并不顯著，說明2003—2013年間中國農(nóng)業(yè)獲自于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的技術(shù)外溢效能尚未獲得顯著提升。資本及勞動力投入要素的對數(shù)系數(shù)lnK、lnL分別在1%顯著性水平上報告了0.897和0.245，證實了中國農(nóng)業(yè)源自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的技術(shù)外溢以資本累積為主，而勞動力資源的技術(shù)外溢貢獻相對較小。

同時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平參數(shù)FS系數(shù)為-0.237，并在5%水平上顯著，表示甲驗證樣本點高出乙樣本點5%左右的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)比重，形成甲樣本點高于乙樣本點0.237%的結(jié)果。區(qū)域地理距離因素GE報告了正顯著結(jié)果，證實農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)水平針對基于其發(fā)展形成的農(nóng)業(yè)外溢水平為負。這可能是由于中國集中發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，但其中的定位與區(qū)域分工及協(xié)作不足，從而導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的農(nóng)業(yè)外溢不能形成有效聚集。尤其是長三角區(qū)域物流類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的規(guī)模擴展偏于重復(fù)建設(shè)，造成了外溢效應(yīng)偏低的重復(fù)性結(jié)構(gòu)；另外，中國目前階段相對滯后的城市化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化間的匹配度不足，也致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)布局及中間業(yè)務(wù)供給被迫分散化，加大了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的重復(fù)建設(shè)弊端。

另外，模型1中的政策配套環(huán)境RQ以及農(nóng)業(yè)價值整合FI與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)交叉項系數(shù)分別為-0.005、0.054，并在1%顯著性水平上顯著，與前文關(guān)于該兩類要素基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)的外溢能力分別呈正、反兩向變動的預(yù)設(shè)保持一致。

而根據(jù)模型1所得數(shù)據(jù)顯示，中國2003—2013年農(nóng)業(yè)企業(yè)源自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)技術(shù)外溢，歷年均值分別為0.68、0.56、0.57、0.63、0.66。這主要是由于在宏觀政策方面，中國逐年針對過熱、過于集中的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)投資進行了聯(lián)合財政貨幣政策的調(diào)控，以平衡農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與基礎(chǔ)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，并過渡至基礎(chǔ)農(nóng)業(yè)、商品農(nóng)業(yè)以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)適度的配比結(jié)構(gòu)。結(jié)果顯示，2006年后上述均值呈逐步上揚趨勢；而中國東部地區(qū)，特別是長三角區(qū)域在2003—2013年間共有2003、2006、2008—2010、2011、2013年7年的技術(shù)效率數(shù)值高于中西部區(qū)域。

3.3.2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)增長外溢效應(yīng)的區(qū)域差異測度 在研究進行的進一步穩(wěn)健性驗證過程中發(fā)現(xiàn)，中國東部沿海地區(qū)以及中西部區(qū)域的？酌值能夠表明SFA模型對于區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)技術(shù)外溢條件的驗證適宜性，而其對應(yīng)模型2、3在總體上服從全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對于農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢的規(guī)律，全國兩大區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平系數(shù)符號一致，即兩區(qū)域基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢的影響作用關(guān)系方向一致，但中西部地區(qū)未通過10%顯著性水平檢驗。這可能是由于中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對于農(nóng)業(yè)吸收其技術(shù)外溢尚存在累計不足的“門檻”缺陷。同時，區(qū)域地理距離系數(shù)GE分別在模型2、3報告為正顯著及負且不顯著，也就是中國的東部區(qū)域以及中西部區(qū)域的檢驗中報告了顯著正相關(guān)與負相關(guān)但不顯著，這與研究預(yù)設(shè)一致。兩區(qū)域的地理環(huán)境差異因子基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)造成的農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢的差異，還受制于發(fā)展程度差異，相對中西部而言，東部地區(qū)已經(jīng)存在相對發(fā)達的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，造成了進一步的重復(fù)產(chǎn)業(yè)建設(shè)，反而不利于區(qū)域農(nóng)業(yè)對源自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的技術(shù)外溢吸收，相反則在中西部區(qū)域獲得了相對的“后發(fā)”正向優(yōu)勢。

農(nóng)業(yè)價值整合力指標FI與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平指標FS交叉項均報告為正顯著相關(guān)，證實農(nóng)業(yè)整合力對于全國、東部沿海以及中西部區(qū)域都有負向的影響力，且農(nóng)業(yè)整合力是農(nóng)業(yè)排擠其源自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)獲取技術(shù)外溢的因素，這主要是由于現(xiàn)階段中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展未能與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模、結(jié)構(gòu)形成協(xié)同，致使產(chǎn)業(yè)發(fā)展的累積不能很好地激發(fā)農(nóng)業(yè)內(nèi)部基于生產(chǎn)服務(wù)外包的效益提升與技術(shù)獲取。另外，東部沿海區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平指標FS與政策環(huán)境配套因子RO間交叉項不顯著，且系數(shù)報告為0，說明基于政策環(huán)境配套措施便利，形成的基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢吸收的推進較少。目前中國東部沿海區(qū)域雖已累積一定量外資屬性的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)配套，且區(qū)域各地政府出臺各類吸引外資、優(yōu)化便利的措施也相對較多，但從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度而言，上述企業(yè)仍在關(guān)鍵零部件開發(fā)、采購、相對專業(yè)技術(shù)服務(wù)等生產(chǎn)性配套上選擇從母國采購，從而形成本地農(nóng)技研發(fā)與技術(shù)服務(wù)少、金融信貸等服務(wù)需求少、直接產(chǎn)品出口多的格局。從而可知，研究選取以限額以上港澳臺、外商投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)的總產(chǎn)值占全部限額以上企業(yè)的總產(chǎn)值比重作為政策變量因子，雖能反映中國在吸引外資措施便利性方面對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)推動農(nóng)業(yè)技術(shù)增效外溢的作用，但其中因外資吸收結(jié)構(gòu)差異而導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢吸收的不利等問題，有待相關(guān)政策引入與配套措施的進一步優(yōu)化。

4 結(jié)論與建議

本研究蘊含的政策含義歸納起來主要有如下幾點。

第一，扭轉(zhuǎn)引入發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)空心化的觀念，從農(nóng)業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)互動視角，積極組織對人力資本、知識資本等生產(chǎn)要素的改善性投入，以高規(guī)格人才、高標準服務(wù)業(yè)培育促進專業(yè)化分離生產(chǎn)，以提升農(nóng)業(yè)附加值，促進進一步的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的規(guī)?；蛛x經(jīng)營。

第二，大力促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的進一步有效集聚。各地應(yīng)從管理與業(yè)務(wù)流程創(chuàng)新再造的角度實現(xiàn)結(jié)合地方農(nóng)業(yè)的特色化“剝離”；以跨區(qū)域視角規(guī)避地方壁壘導(dǎo)致的重復(fù)建設(shè)，結(jié)合集聚區(qū)域聯(lián)合規(guī)劃、區(qū)域間協(xié)同政策引導(dǎo)、差異化財政支撐體系構(gòu)建，合力削減生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建對農(nóng)業(yè)技術(shù)外溢獲取能力的負面影響，并最終實現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的科學(xué)、合力集聚，以提升農(nóng)業(yè)的技術(shù)外溢獲利能力。

第三，促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)調(diào)整，針對壟斷性服務(wù)業(yè)的改革做好引導(dǎo)與區(qū)域間調(diào)控布局，并逐步開放金融、經(jīng)貿(mào)、電訊及互聯(lián)網(wǎng)、會展等專業(yè)服務(wù)業(yè)，鼓勵外資進入與農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈的融入，盡快形成中資在上述領(lǐng)域的境外投資，以形成高效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)競爭格局。以咨詢服務(wù)、科技創(chuàng)新等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)稅收、定向費用補貼、抵押擔(dān)保等措施，形成行業(yè)引導(dǎo)與扶持。

第四，盡快形成微觀主體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主體保護、農(nóng)業(yè)組織機構(gòu)的共享合作及其發(fā)展政策落實的效率監(jiān)控追蹤、支撐環(huán)境透明等配套機制，同時加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入力度，以形成生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)良性互動的配套環(huán)境。

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