黃穩(wěn)書 胡麗麗

摘要：目前我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展投入產(chǎn)出效率相對(duì)較低，對(duì)環(huán)境影響較大，探求農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展路徑是當(dāng)前發(fā)展農(nóng)業(yè)的關(guān)鍵。構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素指標(biāo)體系，對(duì)2007—2017年10年間的相關(guān)數(shù)據(jù)加以分析。通過EBM模型和Morans I指數(shù)（莫蘭指數(shù)）分析我國(guó)除臺(tái)灣、香港、澳門之外各?。ㄊ?、區(qū)）的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平，采用空間杜賓模型（spatial Dubin model，SDM）探討各因素的重要性及直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，并針對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型路徑提出建議。分析結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率體現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，其中東部相對(duì)較高;注重農(nóng)村教育、調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要因素;間接效應(yīng)的影響程度較大，對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型有著重要的作用。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展;農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率;EBM模型;SDM模型;莫蘭指數(shù)（Morans I指數(shù)）;轉(zhuǎn)型路徑

中圖分類號(hào)： F320.1;X22;F323.3文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號(hào)：1002-1302（2019）21-0021-07

收稿日期：2018-08-16

作者簡(jiǎn)介：黃穩(wěn)書（1966—），男，云南富源人，碩士，副教授，主要從事馬克思主義理論與思想政治教育研究。E-mail：iojw71@163.com。

國(guó)家經(jīng)濟(jì)建設(shè)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展，同時(shí)農(nóng)業(yè)發(fā)展也反映了第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)對(duì)其基本要素的投入。改革開放40多年來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)迅猛發(fā)展，糧食總產(chǎn)量、農(nóng)戶人均年收入、人均糧食占有率等各指標(biāo)發(fā)生了顯著變化。但是一方面的過快發(fā)展必然會(huì)對(duì)另一方面的發(fā)展產(chǎn)生影響，甚至導(dǎo)致一些問題出現(xiàn)，如農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境建設(shè)的沖突問題。在我國(guó)農(nóng)業(yè)快速發(fā)展的同時(shí)也給環(huán)境造成了一定程度的污染。不可置否，農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展與機(jī)械設(shè)備和化肥等原料的投入密切相關(guān)。但在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的一些不當(dāng)行為也對(duì)環(huán)境造成了一定程度的損害，也給相關(guān)部門帶來(lái)了較大壓力。我國(guó)農(nóng)用氮和磷排放的相關(guān)數(shù)據(jù)表明，農(nóng)業(yè)發(fā)展中不當(dāng)行為所帶來(lái)的環(huán)境污染程度即將超過工業(yè)發(fā)展本身造成的環(huán)境破壞。農(nóng)業(yè)污染問題亟待解決，但糧食等農(nóng)作物作為生存之本，其生產(chǎn)方式又不可盲目采取“一刀切”的辦法。因此，只有正確處理農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境發(fā)展沖突的問題才是真正的解決之道。此前眾多學(xué)者在對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平進(jìn)行績(jī)效評(píng)價(jià)時(shí)，也將環(huán)境影響因素指標(biāo)納入到評(píng)價(jià)體系中，以此來(lái)強(qiáng)調(diào)人們?cè)陉P(guān)注農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時(shí)也應(yīng)關(guān)注環(huán)境保護(hù)的重要性。在以往的研究中，探討行業(yè)的發(fā)展多集中于全要素生產(chǎn)層面，如農(nóng)業(yè)發(fā)展的研究多集中于資本投入、機(jī)械設(shè)備投入、農(nóng)藥化肥等原材料的投入等對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的影響，而所謂的全要素生產(chǎn)率卻往往忽略了環(huán)境因素在全要素生產(chǎn)率中所發(fā)揮的作用[1-2]。因此，在評(píng)價(jià)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的同時(shí)也要考慮綠色生產(chǎn)的因素。分析環(huán)境因素時(shí)，應(yīng)該對(duì)環(huán)境因素指標(biāo)進(jìn)行量化，并將其對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)量化列入指標(biāo)評(píng)定當(dāng)中。把農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（green total factor productivity，GTFP）加入環(huán)境因素這一指標(biāo)，這相較于傳統(tǒng)的評(píng)價(jià)體系將更加科學(xué)合理。這是因?yàn)閭鹘y(tǒng)的評(píng)價(jià)方法忽略了農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)整體社會(huì)效益的負(fù)面影響，其結(jié)果并不全面、真實(shí)[3]。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)粗放型發(fā)展導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響，使其難以實(shí)現(xiàn)可持續(xù)健康發(fā)展。因此，在評(píng)價(jià)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r時(shí)，須要綜合考慮資源約束和環(huán)境2個(gè)方面。近年來(lái)隨著我國(guó)對(duì)環(huán)保領(lǐng)域重視程度的不斷加深，社會(huì)各界已認(rèn)識(shí)到農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的重要意義?！凹纫鹕姐y山，又要綠水青山”的觀點(diǎn)直接反映出人們環(huán)保意識(shí)的增強(qiáng)和要走綠色健康發(fā)展道路的決心。目前學(xué)術(shù)界在傳遞資源、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展理念的要求上已達(dá)成統(tǒng)一，但針對(duì)如何定量研究三者之間的作用關(guān)系的回答還未達(dá)成統(tǒng)一，而綠色全要素生產(chǎn)率恰恰可以很好地反映出三者之間的關(guān)系[4]?？涩F(xiàn)今學(xué)者們?cè)谌绾畏治鼍G色全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)構(gòu)成問題上還未達(dá)成共識(shí)，分析方法也不完善，多采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（data envelopment analysis，簡(jiǎn)稱DEA）中的CCR模型和SBM函數(shù)法，但此類方法未能規(guī)避徑向問題，運(yùn)用存在缺陷。另外，在分析因素時(shí)應(yīng)考慮到農(nóng)業(yè)行業(yè)的特殊性，即地理交互性，應(yīng)進(jìn)一步探索合適的定量模型，同時(shí)從三維視角出發(fā)研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)行為的互相作用。本研究通過構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素指標(biāo)體系，對(duì)2007—2017年各省（市、區(qū)）的相關(guān)數(shù)據(jù)加以分析，采用EBM模型和Morans I指數(shù)分析我國(guó)除臺(tái)灣、香港、澳門之外各省（市、區(qū)）農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平，并通過SDM模型對(duì)各個(gè)因素影響程度進(jìn)行分析，探討直接效應(yīng)和間接效應(yīng)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型的影響，并對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型提出意見和建議。

1研究方法

1.1EBM模型

由于本研究同時(shí)存在徑向和非徑向的投入產(chǎn)出關(guān)系，傳統(tǒng)的DEA和SBM模型并不適用[5]。因此采用Tone等提出的包含二者的混合距離模型，因模型中使用了ε，所以將其稱為Epsilon-Based Measure（EBM）模型。該模型中ε取值范圍為0～1之間，表示在效率值計(jì)算中非徑向部分的重要程度，當(dāng)ε=0 時(shí)，該模型為徑向模型，當(dāng)ε=1時(shí)，EBM模型相當(dāng)于SBM模型。規(guī)模收益不變的條件下EBM模型表達(dá)式如下：

Q=minθ-ε∑mi=1ω-is-ixik

s.t.∑nj=1xijλj+s-i=θxik，i=1，…，m

∑nj=1yujλj≥yuk，u=1，…，s

λj≥0

s-i≥0。（1）

式中：Q為可變規(guī)模報(bào)酬條件下模型的最佳效率值;xik、yuk分別表示決策單元k的第i種和第u種投入和產(chǎn)出;m、s分別為投入和產(chǎn)出要素的數(shù)量;θ表示徑向模型部分的規(guī)劃參數(shù);s-i表示投入要素的松弛量;ω-i表示各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重。若Q=1，則該決策單元技術(shù)有效。

由于本研究還與非期望產(chǎn)出的處理有關(guān)，故EBM模型可以修改為

Q=minθ-εx∑mi=1ω-is-ixikφ+εy∑su=1ω+us+uyuk+εb∑qp=1ωb-psb-pbpk

s.t.∑nj=1xijλj+s-i=θxik，i=1，…，m

∑nj=1yujλj-s+u=φyuk，u=1，…，s

∑np=1bijλj+sb-p=φbik，p=1，…，q

λj≥0，s-i≥0，s+u≥0，sb-p≥0。（2）

式中：bik表示決策單元k的第t種非期望產(chǎn)出;s+u、sb-p分別表示第u種期望產(chǎn)出和第p種非期望產(chǎn)出的松弛量。

1.2空間自相關(guān)Morans I指數(shù)

地理數(shù)據(jù)受到空間相互作用，兩兩之間相互關(guān)聯(lián)?？臻g自相關(guān)分析是目前分析空間數(shù)據(jù)分布的主要方法之一，通過計(jì)算空間自相關(guān)指數(shù)對(duì)地理數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。本研究采用Morans I指數(shù)對(duì)樣本數(shù)據(jù)加以分析，包括全局空間自相關(guān)指數(shù)（Global Morans I）和局域空間自相關(guān)指數(shù)（Local Morans I），前者是后者之和[6]。當(dāng)樣本數(shù)據(jù)同時(shí)存在空間局部正相關(guān)性和負(fù)相關(guān)性時(shí)，可采用局部自相關(guān)指數(shù)并構(gòu)建Moran散點(diǎn)圖進(jìn)行分析。全局自相關(guān)指數(shù)表達(dá)式為

I=∑ni=1∑nj=1wij（xi-x）（xj-x）S2S0。（3）

式中：x=1n∑ni=1xi表示變量的均值;S2=1n∑ni=1（xi-x）表示樣本的方差;S0=∑ni=1∑nj=1wij表示各因素空間權(quán)重之和。本研究空間權(quán)重wij的確定采用空間相鄰原則，若地區(qū)i和j相鄰，則wij=1，否則wij=0。

1.3空間面板計(jì)量模型

Cliff發(fā)明的空間計(jì)量模型起初應(yīng)用于對(duì)截面數(shù)據(jù)的分析，由3個(gè)模型構(gòu)成，即空間滯后模型（spatial lag model，SLM）、空間誤差模型（spatial error model，SEM）和空間杜賓模型（spatial dubin model，SDM）[7]。其中SDM模型是討論該類問題的一般起點(diǎn)，它充分考慮了變量和殘差之間的空間相關(guān)性，SDM模型表達(dá)式如下：

yit=δ∑nj=1wijyjt+βxit+∑nj=1wijxjtα+μi+εit。（4）

式中：wij表示空間權(quán)重;δ表示空間自回歸系數(shù);α和β表示待估參數(shù)。

若α=0，則公式（4）轉(zhuǎn)換為

yit=δ∑nj=1wijyjt+βxit+μi+εit。（5）

該表達(dá)式即為SLM模型表達(dá)式。SLM模型不考慮變量之間的相互影響，只考慮區(qū)域之間的相互影響。

若α+δβ=0，則公式（4）轉(zhuǎn)換為

yit=βxit+μi+γit，γit=λ∑nj=1wijγit+εit。（6）

該表達(dá)式為SEM模型表達(dá)式，該模型主要考慮空間影響作用存在于誤差項(xiàng)中，討論了相鄰區(qū)域的變量誤差對(duì)該地區(qū)因變量的空間影響。

對(duì)于解釋變量影響程度的分析，Lesage等提出通過偏微分的方法，避免模型估計(jì)的參數(shù)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響。將公式（4）轉(zhuǎn)換為

Yt=μi1-δw+Xtβ+wXα1-δw+ε1-δw。（7）

因變量Yt對(duì)第k個(gè)解釋變量的偏微分方程如下：

YX1k…YXNKt=Y1X1k…Y1XNK

YNX1k…YNXNk=

11-δwβkw12αk…w1NαK

w21αkβk…w2Nαk

wN1αkwN2αk…βk。（8）

由公式（8）可知，偏微分矩陣對(duì)角線元素平均值為直接增長(zhǎng)效應(yīng)，體現(xiàn)了區(qū)域內(nèi)解釋變量的影響程度。其他元素平均值為間接效應(yīng)，表示相鄰區(qū)域解釋變量的影響程度。

2理論分析框架

2.1投入產(chǎn)出指標(biāo)變量的選取

由于農(nóng)業(yè)系統(tǒng)相對(duì)復(fù)雜，受到多方面的影響，因此本研究從農(nóng)業(yè)的投入和產(chǎn)出2個(gè)角度出發(fā)，對(duì)農(nóng)業(yè)系統(tǒng)生產(chǎn)率的影響因素加以分析。根據(jù)上述文獻(xiàn)綜述的歸納梳理，參照現(xiàn)有的研究成果和科學(xué)量表，并結(jié)合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中涉及的各個(gè)環(huán)節(jié)和要素，構(gòu)建較全面、合理的農(nóng)業(yè)GTEP影響因素指標(biāo)體系。基于相關(guān)理論，選取土地、勞動(dòng)力、資本投入、水、能源5個(gè)要素作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入要素。其中土地通過農(nóng)作物生產(chǎn)面積和水產(chǎn)養(yǎng)殖面積二者來(lái)衡量;勞動(dòng)力主要指農(nóng)業(yè)、漁業(yè)等從業(yè)人員數(shù)量;資本投入要素主要包括機(jī)械設(shè)備總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)化肥使用量、有機(jī)化肥使用量、農(nóng)藥使用量、役畜投入以及大棚農(nóng)膜使用量等;能源投入主要是指電力投入。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出則涵蓋2個(gè)不同的內(nèi)容，即期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，前者可以根據(jù)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來(lái)測(cè)度，后者主要考慮碳排放和排污量?jī)煞矫鎇8-9]。污染源主要包括固體廢物、化肥污染、役畜家禽產(chǎn)生的污染物。另外，本研究還考慮到水產(chǎn)養(yǎng)殖行業(yè)形成的廢棄物，主要通過化學(xué)需氧量（COD）、總磷（TP）、總氮（TN）3個(gè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)加以分析（表1）。

《第一次全國(guó)污染源普查農(nóng)業(yè)面源污染源污染系數(shù)手冊(cè)》是本研究采用COD、TP、TN等3個(gè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)測(cè)算排污量的首選依據(jù)，在進(jìn)行部分修改處理后可以得到各自的污染系數(shù)，評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)根據(jù)國(guó)家地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)中界定的Ⅲ類水質(zhì)將化學(xué)需氧量、總磷、總氮折算為排污量[10]。目前還鮮有文獻(xiàn)將碳排放量作為農(nóng)業(yè)要素生產(chǎn)率的影響因素，但在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中碳排放的主要來(lái)源是農(nóng)用機(jī)械等設(shè)備燃料的燃燒，另外一部分化肥、農(nóng)藥在使用過程中也會(huì)形成碳排放。

2.2農(nóng)業(yè)GTFP影響因素指標(biāo)體系

通過文獻(xiàn)梳理，考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的全過程、投入產(chǎn)出的各方面影響因素以及農(nóng)業(yè)活動(dòng)的區(qū)域環(huán)境和交互行為，將空間區(qū)域因素（表2）也加入到影響因素中。最終選定自然環(huán)境、資源利用、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平、農(nóng)業(yè)生活水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境管控、地方農(nóng)業(yè)政策、能源利用、城鎮(zhèn)化進(jìn)程、農(nóng)村教育、空間因素共11個(gè)二級(jí)指標(biāo)，另有12個(gè)三級(jí)指標(biāo)（表3）。

2.3數(shù)據(jù)來(lái)源

實(shí)證研究應(yīng)采用真實(shí)有效的數(shù)據(jù)，以保證研究結(jié)果的可靠性。本研究構(gòu)建的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素指標(biāo)體系的數(shù)據(jù)均選自權(quán)威機(jī)構(gòu)出具的統(tǒng)計(jì)年鑒，包括2007—2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》《中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)水資源公報(bào)》以及除臺(tái)灣、香港、澳門之外的各?。ㄊ?、區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒。

3實(shí)證結(jié)果與分析

3.1農(nóng)業(yè)GTFP測(cè)算結(jié)果

通過以上數(shù)據(jù)及分析模型，可以得到2007—2017年我國(guó)除臺(tái)灣、香港、澳門之外的31個(gè)?。ㄊ小^(qū)）以及按照東部、西部、中部劃分的區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的分析結(jié)果（表4）。由分析結(jié)果可知，我國(guó)2007—2017年這10年間總體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率呈緩慢上升趨勢(shì)，說(shuō)明我國(guó)在這10年間推行的惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高起到了一定的作用。此外，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增幅相對(duì)較小，僅有0.39%，說(shuō)明我國(guó)目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率還處于較低水平，以犧牲環(huán)境換來(lái)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)并不符合可持續(xù)發(fā)展的理念。而通過東部、西部、中部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的比較可以發(fā)現(xiàn)?東部的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平相比西部和中部有明顯優(yōu)勢(shì)?且3個(gè)區(qū)域之間的差異較大。西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較低，資源投入高，產(chǎn)出效率低，同時(shí)造成的污染也較嚴(yán)重?？梢?，我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在不同區(qū)域有著明顯的差異，東部地區(qū)具有明顯優(yōu)勢(shì)，中部地區(qū)位列第二，而西部地區(qū)亟待提高。由此提出假設(shè)，我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在空間上存在相關(guān)性。

3.2空間面板模型分析結(jié)果

3.2.1變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

由于對(duì)數(shù)可以有效降低異方差所帶來(lái)的影響，本研究對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)形式的處理，用lnxi表示。對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，旨在驗(yàn)證樣本數(shù)據(jù)的可靠性。由表5可知，樣本數(shù)據(jù)不存在異方差，數(shù)據(jù)較穩(wěn)定。

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行KAO檢驗(yàn)，即協(xié)整檢驗(yàn)，目的在于避免數(shù)據(jù)由于協(xié)整關(guān)系造成統(tǒng)計(jì)結(jié)果偏差。由表6可知，不同檢驗(yàn)方法下的P值均小于0.05，可以認(rèn)為變量數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.2.2空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本研究還采用Morans I指數(shù)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)GTEP的空間相關(guān)性進(jìn)行測(cè)算，由表7可知，2007—2017年的Morans I指數(shù)均大于0，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與我國(guó)空間存在正向關(guān)系。而10年間Morans I指數(shù)不斷提高則說(shuō)明正相關(guān)的關(guān)系逐漸加強(qiáng)。選取2009、2015年的數(shù)據(jù)形成局部Morans I散點(diǎn)圖，由圖可見空間聚集較明顯（圖1、圖2）。

3.2.3模型選擇與結(jié)果分析

由于SEM模型和SLM模型均可適用于對(duì)空間是否存在相關(guān)關(guān)系的分析，本研究通過最小單位根LM檢驗(yàn)（簡(jiǎn)稱LM檢驗(yàn)）和Robust檢驗(yàn)來(lái)確定模型的選擇，檢驗(yàn)結(jié)果見表8。

由表8可知，SEM模型和SLM模型均通過了顯著性檢驗(yàn)，相較之下，本研究應(yīng)選擇SDM模型。但應(yīng)注意的是，在正式運(yùn)用SDM模型之前，要借由Hausman檢驗(yàn)來(lái)判定該研究選取固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果見表9。

由于Hausman檢驗(yàn)P=0.081 1<0.1，10%顯著性條件下應(yīng)采用固定效應(yīng)。SDM模型估計(jì)見表10，同時(shí)計(jì)算其直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

由表10各影響因素的權(quán)重系數(shù)可知，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響程度系數(shù)為0.701，在諸多因素中影響最大。由于采用的數(shù)據(jù)為糧食產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比例?說(shuō)明大力發(fā)展糧食產(chǎn)業(yè)可以有效提高綠色全要素生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的正向增長(zhǎng)效應(yīng)系數(shù)為0.624，而負(fù)向外溢效應(yīng)系數(shù)也達(dá)到了-0.932，說(shuō)明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兼具正向和負(fù)向2種效應(yīng)，且負(fù)效應(yīng)系數(shù)大于正向效應(yīng)。

這是因?yàn)榇罅Πl(fā)展糧食等種植產(chǎn)業(yè)，在提高產(chǎn)值比例的同時(shí)必然也會(huì)提高綠色全要素生產(chǎn)率，但相應(yīng)的化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜以及排污量、碳排放等污染都會(huì)對(duì)環(huán)境造成很大負(fù)擔(dān)，且受到污染的土地在短時(shí)間內(nèi)難以恢復(fù)，還會(huì)產(chǎn)生長(zhǎng)期影響，進(jìn)而導(dǎo)致總效應(yīng)為負(fù)。因此，調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是提高綠色全要素生產(chǎn)率的重要舉措，同時(shí)也應(yīng)制定相應(yīng)的法律法規(guī)以保障環(huán)境免于被破壞，這樣才能實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的綠色可持續(xù)發(fā)展。

農(nóng)業(yè)從業(yè)人員文化程度的影響程度系數(shù)為0.644，位列第二，且對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高起到顯著作用，說(shuō)明農(nóng)村的基礎(chǔ)教育水平越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平、環(huán)保效率等都會(huì)相應(yīng)提高，進(jìn)而促使全要素生產(chǎn)率的提高。促進(jìn)基礎(chǔ)教育發(fā)展不僅可以有效提高農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的專業(yè)技術(shù)水平和環(huán)保意識(shí)，還會(huì)使農(nóng)業(yè)從業(yè)人員對(duì)新技術(shù)、新方法的接納程度和學(xué)習(xí)速度也隨之提高。因此，政府應(yīng)加大對(duì)農(nóng)村教育的投入，提升教育水平，從而提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

人均糧食產(chǎn)量對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響程度達(dá)到0.344，具有正向關(guān)系。人均糧食產(chǎn)量反映了我國(guó)農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，發(fā)展水平的提高會(huì)促進(jìn)產(chǎn)量的增加，進(jìn)而提升相關(guān)從業(yè)人員的收入水平，從業(yè)人員接受教育程度和環(huán)保意愿也會(huì)相應(yīng)地提高。同時(shí)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員收入的提升會(huì)促使其接受新技術(shù)、新理念，進(jìn)而提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。目前我國(guó)沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)存在一定的收入差異，這也是造成我國(guó)東部、中部、西部3個(gè)地區(qū)存在農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率明顯差異的一個(gè)主要原因，因此我國(guó)還應(yīng)加大對(duì)中部和西部農(nóng)業(yè)發(fā)展的投入。

農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)與我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.123，影響并不顯著。政府對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和農(nóng)產(chǎn)品的補(bǔ)貼可以提高農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，進(jìn)而在一定范圍內(nèi)影響我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

管控政策對(duì)我國(guó)綠色全要素生產(chǎn)率的影響也是正向的，但系數(shù)僅有0.068 2，負(fù)向外溢效應(yīng)系數(shù)為-0.238相比正向直接效應(yīng)系數(shù)0.093 2較大。環(huán)境管控政策主要規(guī)范了排污量標(biāo)準(zhǔn)等，而環(huán)境污染具有明顯的外部不經(jīng)濟(jì)性，外部不經(jīng)濟(jì)性需要政府制定相應(yīng)的政策來(lái)引導(dǎo)，主要包括稅金和明確產(chǎn)權(quán)等。對(duì)自身區(qū)域而言，正向直接效應(yīng)系數(shù)為0.093 2，說(shuō)明管控政策起到了一定效果，表明完善相應(yīng)的法律法規(guī)、政策規(guī)章可以提升綠色全要素生產(chǎn)率。但目前我國(guó)這方面的法律法規(guī)尚不完善，針對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的制度規(guī)章較少，且落實(shí)程度也有待進(jìn)一步加強(qiáng)，故影響程度較小。另外，廢水廢氣排放等一切環(huán)境污染行為都會(huì)影響相鄰地區(qū)的環(huán)境水平，因此負(fù)向外溢效應(yīng)也較明顯。

空間區(qū)域因素對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率也有正向影響，系數(shù)達(dá)0.247。說(shuō)明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)具有明顯區(qū)域性特征，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)離不開環(huán)境、土壤等，相鄰地區(qū)的環(huán)境較相似，同時(shí)相鄰區(qū)域的經(jīng)濟(jì)和技術(shù)的交互也加強(qiáng)了空間集聚的現(xiàn)象。

在負(fù)效應(yīng)的影響因素中，農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程系數(shù)為-0.511，與我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，同時(shí)負(fù)向外溢效應(yīng)系數(shù)為-1.583，也處于較高水平。這是因?yàn)殡S著農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，農(nóng)村人口從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的人數(shù)在不斷減少，但總?cè)丝跀?shù)量在增加，總需求也在相應(yīng)增加，進(jìn)而使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)出量不斷提高。為了提高產(chǎn)量，化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜等需求量的增加對(duì)環(huán)境造成了很大壓力。同時(shí)農(nóng)村城鎮(zhèn)化會(huì)減少耕地面積，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投入要素中的土地及勞動(dòng)力都有很大影響，進(jìn)而會(huì)降低我國(guó)綠色全要素生產(chǎn)率。

農(nóng)業(yè)能源利用率對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為-0.432，二者之間存在負(fù)向相關(guān)關(guān)系。通常而言，能源利用率越高生產(chǎn)率就越高，二者在正常范圍內(nèi)應(yīng)該是正相關(guān)關(guān)系。本研究發(fā)現(xiàn)二者為負(fù)向相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明農(nóng)業(yè)發(fā)展已經(jīng)超出正常范圍，超出了環(huán)境的承載力，過度開發(fā)導(dǎo)致生態(tài)環(huán)境被破壞，阻礙了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

電力消耗率的影響程度系數(shù)為-0.203，而水資源利用率影響系數(shù)為0.040 1。說(shuō)明不同資源類型對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響方向并不完全相同。在相同產(chǎn)能的情況下，用電量越高相應(yīng)的電力資源利用率就越高，從而制約了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展;而水資源利用率越高，其浪費(fèi)程度越低，可以在一定程度上提高我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

農(nóng)村人均收入對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了負(fù)向影響，但影響并不顯著，系數(shù)為-0.024 2。農(nóng)村人均收入具有正向溢出效應(yīng)，說(shuō)明本區(qū)域農(nóng)村人均收入的提高推動(dòng)了本地居民對(duì)生活品質(zhì)的追求，同時(shí)對(duì)優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的需求也隨之提高，進(jìn)而使得周邊區(qū)域的綠色全要素生產(chǎn)率也會(huì)不斷提高。

農(nóng)業(yè)財(cái)政支出和受災(zāi)比也在一定范圍內(nèi)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響，其系數(shù)分別為-0.040 8、-0.033 1。財(cái)政支出會(huì)在無(wú)形中影響農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)，改變農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)、銷售的側(cè)重點(diǎn)，從而對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

綜上，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員文化程度及人均糧食產(chǎn)量對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率都產(chǎn)生了顯著正向影響，而與農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程和農(nóng)業(yè)能源利用率都有著顯著的負(fù)向影響關(guān)系。人均糧食產(chǎn)量與文化程度對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有直接增長(zhǎng)效應(yīng)，而農(nóng)村人均收入具有顯著的間接外溢效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和管制政策則兼具直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

4結(jié)論與建議

本研究構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素指標(biāo)體系，分析2007—2017年我國(guó)31個(gè)?。ㄊ小^(qū)）和東部、中部、西部區(qū)域相關(guān)數(shù)據(jù)，采用EBM模型對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度，并通過Morans I指數(shù)驗(yàn)證我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域相關(guān)性，最后借由SDM模型探討各影響因素的重要性以及直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的影響，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型提出意見和建議。本研究主要結(jié)論有：第一，綜合考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入和產(chǎn)出要素，考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)對(duì)環(huán)境的影響，將農(nóng)業(yè)排污量和碳排放量納入到農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率考核體系，使得指標(biāo)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的評(píng)價(jià)更加全面和科學(xué)。統(tǒng)計(jì)模型分析結(jié)果表明，我國(guó)2007—2017年10年間總體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率雖有波動(dòng)，總體上呈緩慢上升的趨勢(shì)，但是距離綠色可持續(xù)的生產(chǎn)發(fā)展模式還有一定差距。就目前而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率還處于較低水平，犧牲環(huán)境換來(lái)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)并不符合可持續(xù)發(fā)展的理念。同時(shí)我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率也呈現(xiàn)出地區(qū)性的差異特征，東部地區(qū)的生產(chǎn)率相對(duì)較高，西部最低。第二，我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在空間正相關(guān)關(guān)系，且關(guān)系隨時(shí)間推移不斷加強(qiáng)，空間聚集明顯，這是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)受到生產(chǎn)環(huán)境和相鄰區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)、知識(shí)交互傳播的影響。第三，空間區(qū)域因素對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響較大，我國(guó)要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展還須充分考慮地理環(huán)境對(duì)農(nóng)業(yè)活動(dòng)和發(fā)展的影響。第四，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員文化程度、人均糧食產(chǎn)量和管控政策對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有著重要的正向影響作用，而農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程率、農(nóng)業(yè)能源利用率以及電力資源消耗率等對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有著明顯的負(fù)向影響作用。第五，我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素的間接效應(yīng)對(duì)生產(chǎn)率的影響程度相比直接效應(yīng)更大，農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程有著明顯的負(fù)向間接外溢效應(yīng)，電力消耗率與水資源利用率體現(xiàn)了負(fù)向直接增長(zhǎng)效應(yīng)。而農(nóng)村人均糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員文化水平都與綠色全要素生產(chǎn)率存在正相關(guān)關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和管制政策則兼具直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

綜上結(jié)論，對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提出以下建議：首先，政府應(yīng)完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中環(huán)境保護(hù)的法律法規(guī)，并確保相關(guān)法律法規(guī)得以落實(shí)。目前我國(guó)環(huán)境保護(hù)、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的環(huán)境管制政策主要側(cè)重于總排污量、排污標(biāo)準(zhǔn)、目標(biāo)責(zé)任等方面，較少涉及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)領(lǐng)域，對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中的排污量、碳排放等方面還沒有明確的規(guī)定。同時(shí)，相應(yīng)的污染治理資金制度尚未建立，加之農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體缺乏環(huán)境保護(hù)意識(shí)，進(jìn)而阻礙了我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展。因此我國(guó)政府應(yīng)盡快完善相應(yīng)的法律法規(guī)、政策細(xì)則并加以落實(shí)，為我國(guó)農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展提供法律基礎(chǔ)。其次，我國(guó)還應(yīng)加速進(jìn)行農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，這是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展的前提。目前我國(guó)生產(chǎn)力水平不斷提高，農(nóng)產(chǎn)品供大于求，正逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐韵M(fèi)者為主導(dǎo)的市場(chǎng)模式。同時(shí)生活水平的提升也促使人們購(gòu)買需求和購(gòu)買能力的提升，民眾對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求向著優(yōu)質(zhì)、多元化的層次不斷發(fā)展。因此，優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展的要求。具體而言，應(yīng)積極扶持農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展，培養(yǎng)民間運(yùn)輸銷售組織，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)、運(yùn)輸一體化的服務(wù)方式;壯大龍頭企業(yè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)，鼓勵(lì)多元化的投資主體，提高產(chǎn)品品質(zhì)，增加產(chǎn)品種類;健全農(nóng)村經(jīng)濟(jì)綜合信息服務(wù)體系，做好農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、加工、技術(shù)、價(jià)格等信息的發(fā)布，加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)體系建設(shè)，制定相應(yīng)的農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)標(biāo)準(zhǔn);明確科技研發(fā)的重點(diǎn)，提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)效率。最后，還應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)教育，提高農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的知識(shí)水平。農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平直接關(guān)系到農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展的實(shí)現(xiàn)，因此政府應(yīng)健全相應(yīng)的管理制度，優(yōu)化農(nóng)村教育體系，加大對(duì)農(nóng)村教育的投資力度，提供優(yōu)秀的教師資源，充分調(diào)動(dòng)社會(huì)各界力量，為農(nóng)村基礎(chǔ)教育提供保障。

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