王淑紅，楊志海

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；2.中國(guó)人民大學(xué)環(huán)境學(xué)院，北京 100872）

保障糧食安全事關(guān)國(guó)計(jì)民生，是中國(guó)國(guó)家層面的重要戰(zhàn)略之一。然而，以高投入方式換來(lái)的糧食生產(chǎn)連續(xù)增產(chǎn)并非沒(méi)有代價(jià)。化肥、農(nóng)藥等的過(guò)量施用不僅引起土壤結(jié)構(gòu)惡化、肥力下降以及土壤板結(jié)等耕地質(zhì)量下降問(wèn)題，也帶來(lái)嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題。首次全國(guó)土壤污染狀況調(diào)查公報(bào)顯示，污染物含量超標(biāo)的耕地占比高達(dá)20%，其中83%來(lái)自鉻、鎳和砷等無(wú)機(jī)物質(zhì)的污染，而這些無(wú)機(jī)物質(zhì)的污染很大程度上是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)藥、化肥等化學(xué)產(chǎn)品過(guò)量施用導(dǎo)致的。這意味著，轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式，推動(dòng)我國(guó)糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型，加快提升糧食綠色全要素生產(chǎn)率已到了刻不容緩的地步。與此同時(shí)，伴隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的不斷推進(jìn)，作為糧食生產(chǎn)主體的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，大量轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)非農(nóng)部門[1]，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著的變化，糧食生產(chǎn)的重?fù)?dān)由青年勞動(dòng)力轉(zhuǎn)向老齡勞動(dòng)力[2]。據(jù)《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，2000年我國(guó)農(nóng)村65歲以上人口占鄉(xiāng)村人口比重僅為7.35%，到2016年該比重則上升至12.53%，而且預(yù)計(jì)未來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化趨勢(shì)會(huì)不斷加劇[3-4]。不少學(xué)者提出了“未來(lái)誰(shuí)來(lái)種地”、“明天誰(shuí)來(lái)種糧”的問(wèn)題，引起了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。但是，關(guān)于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化是否對(duì)糧食綠色生產(chǎn)造成不利影響的問(wèn)題仍然缺乏足夠的證據(jù)。

隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中資源環(huán)境問(wèn)題日益突出，學(xué)者們開(kāi)始將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的環(huán)境有害型投入或負(fù)產(chǎn)出納入到傳統(tǒng)的糧食全要素生產(chǎn)率核算框架，以測(cè)算分析農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。譬如，吳麗麗等[5]、潘丹[6]、李谷成[7]以及黃安勝等[8]通過(guò)測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率，發(fā)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)仍存在較大的提升空間，主要原因在于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的污染排放較為嚴(yán)重。在糧食生產(chǎn)領(lǐng)域，閔銳和李谷成[9]分析了湖北省糧食生產(chǎn)環(huán)境技術(shù)效率的變動(dòng)趨勢(shì)，趙麗平等[10]則更進(jìn)一步對(duì)我國(guó)各糧食生產(chǎn)功能區(qū)的糧食生產(chǎn)環(huán)境技術(shù)效率進(jìn)行了研究。有學(xué)者則指出，由于忽略糧食生產(chǎn)帶來(lái)的環(huán)境代價(jià)，傳統(tǒng)測(cè)算方法得到的效率均值顯著地高估了我國(guó)糧食生產(chǎn)的真實(shí)效率水平[11]。與此同時(shí)，已有文獻(xiàn)不乏對(duì)糧食生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化關(guān)系的探討，但大多是基于微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)而展開(kāi)的研究，而且未拓展至糧食綠色全要素生產(chǎn)率的研究。在這些研究中，一種觀點(diǎn)認(rèn)為農(nóng)業(yè)老齡勞動(dòng)力由于體力較差、受教育程度較低，且受傳統(tǒng)觀念的束縛，直接影響到其對(duì)先進(jìn)技術(shù)的掌握[12]以及要素配置的優(yōu)化[13]，降低主要生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)值，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和勞動(dòng)供給出現(xiàn)“非糧化”傾向，帶來(lái)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的單一化、粗放化經(jīng)營(yíng)，從而降低糧食生產(chǎn)率。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的改善，農(nóng)業(yè)老齡勞動(dòng)力更傾向于用物質(zhì)要素投入（比如農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)藥、化肥等）替代勞動(dòng)[2]，新型種植方式也減輕了對(duì)勞動(dòng)力的依賴；此外，由于老齡勞動(dòng)力外出進(jìn)行非農(nóng)務(wù)工的機(jī)會(huì)較小，反而更專注于對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)進(jìn)行精細(xì)化耕作，從而有助于提升糧食生產(chǎn)率[14-15]。

整體而言，已有文獻(xiàn)為本研究的開(kāi)展奠定了良好基礎(chǔ)，但由于研究方法與角度不同等原因，尚未得到一致的結(jié)論，并存在一些有待完善之處：其一，大部分文獻(xiàn)主要研究了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食生產(chǎn)率的影響，而對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率影響的研究較為少見(jiàn)；其二，現(xiàn)有分析農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食生產(chǎn)率影響的文獻(xiàn)大多聚焦于微觀層面，鮮有宏觀層面的研究，這不利于把握我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食生產(chǎn)影響的總體態(tài)勢(shì)。鑒于此，本文基于1991—2016年27個(gè)?。▍^(qū)）的糧食生產(chǎn)面板數(shù)據(jù)，嘗試在測(cè)算糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的基礎(chǔ)上，分析農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)影響的綜合效應(yīng)，以期為政府制定應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化，推進(jìn)糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型政策提供參考。

1 理論與機(jī)理分析

結(jié)合已有文獻(xiàn)研究結(jié)論，比如人力資本存量生命周期理論、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步理論以及農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為理論等，本文認(rèn)為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化主要通過(guò)兩種路徑影響糧食綠色全要素生產(chǎn)率：人力資本弱化作用和要素替代深化作用。

1.1 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化與人力資本弱化作用

一般認(rèn)為，我國(guó)農(nóng)業(yè)老齡勞動(dòng)力受教育水平普遍較低，其認(rèn)知能力、學(xué)習(xí)能力以及應(yīng)變能力較之年輕勞動(dòng)力有較大的差距[16-18]。此外，根據(jù)人力資本存量生命周期理論，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人力資本存量存在一種“倒U型”變化趨勢(shì)，即隨著年齡的增長(zhǎng)，人力資本存量會(huì)由少到多，直至在某一年齡達(dá)到峰值后，再逐步下降[17]。這意味著，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化將不可避免的帶來(lái)人力資本存量的下降。具體而言，隨著年齡的增加，老齡勞動(dòng)力的生理功能退化，反應(yīng)速度變慢，且易受到各種慢性病的困擾，這些將會(huì)加速其體力和精力的下降，從而降低參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的可能性，減少勞動(dòng)時(shí)間[19]，伴隨而來(lái)的是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力供給數(shù)量的減少與質(zhì)量的下降。這意味著，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化將不可避免的造成以綠色生產(chǎn)技術(shù)應(yīng)用為載體的糧食綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型受阻，進(jìn)而不利于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的提高。因此，本文將此種負(fù)面效應(yīng)定義為“人力資本弱化作用”。

1.2 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化與要素替代深化作用

農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化將導(dǎo)致農(nóng)戶要素稟賦產(chǎn)生變化，迫使農(nóng)戶重新對(duì)糧食生產(chǎn)要素進(jìn)行配置，這便為要素替代提供了機(jī)會(huì)與空間。本文所指的要素替代主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：1）糧食生產(chǎn)田間作業(yè)對(duì)農(nóng)戶的體力精力要求較高，且在連續(xù)作業(yè)的情況下老齡勞動(dòng)力難以勝任，為了能夠繼續(xù)從事糧食生產(chǎn)，農(nóng)戶會(huì)選擇將部分或者全部生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包，進(jìn)而誘導(dǎo)糧食生產(chǎn)的專業(yè)化和縱向分工，從而有利于促進(jìn)糧食綠色生產(chǎn)[20-21]；2）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化能夠倒逼農(nóng)業(yè)技術(shù)升級(jí)，逐步替代傳統(tǒng)的粗放式生產(chǎn)要素投入方式，提高農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)效率，并使其擺脫依賴于勞動(dòng)力投入的舊模式[22]；3）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化在一定程度上會(huì)促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，老齡勞動(dòng)力可將耕地交與種田能手等進(jìn)行更為科學(xué)高效的管理[23]。因此農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化程度的加劇，使得傳統(tǒng)生產(chǎn)要素逐漸被現(xiàn)代化生產(chǎn)要素所替代，而這種替代為糧食綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)提供了機(jī)遇。本文將這種正向作用定義為“要素替代深化作用”。

農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化會(huì)同時(shí)通過(guò)上述兩種路徑（如圖1）影響糧食綠色全要素生產(chǎn)率。若人力資本弱化作用強(qiáng)于要素替代深化作用，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化則整體上不利于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的提高；反之，則會(huì)有助于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

圖1 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)影響的機(jī)理分析Fig. 1 Mechanism analysis of the aging of agricultural labor force on the change of the GTFPI

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 模型選擇

由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)符合規(guī)模報(bào)酬不變的特征，考慮到在稀缺資源約束下獲得糧食產(chǎn)量最大化、對(duì)環(huán)境造成的污染最小化更符合我國(guó)糧食生產(chǎn)的實(shí)際情況，所以本文主要從產(chǎn)出導(dǎo)向入手，基于規(guī)模報(bào)酬不變角度來(lái)構(gòu)建GML（Global-Malmquist-Luenberger）指數(shù)。

2.1.1 生產(chǎn)可能性集合 由于傳統(tǒng)的ML（Malmquist-Luenberger）指數(shù)僅適用于分析短期內(nèi)相鄰時(shí)期的生產(chǎn)率變動(dòng)，不具備指數(shù)循環(huán)性，并且利用線性規(guī)劃求解時(shí)可能會(huì)出現(xiàn)無(wú)解的情況[24]，基于此，本文借鑒Oh[25]的GML指數(shù)模型，將各決策單元（DMU）所有考察期為基準(zhǔn)，并與方向性距離函數(shù)結(jié)合構(gòu)建生產(chǎn)前沿面測(cè)算糧食綠色全要素生產(chǎn)率，模型如下：

本文將我國(guó)各省作為決策單元，生產(chǎn)可能性集合為[26]：

式中：x= (x1,x2,…,xM)∈R+M為M種投入要素x構(gòu)成的向量集；yg=(y1g,y2g,…,yNg)∈R+N為N種合意產(chǎn)出yg構(gòu)成的向量集，yb=(y1b,y2b, …,ySb)∈R+S為S種非合意產(chǎn)出yb構(gòu)成的向量集；P為生產(chǎn)可能性集合，表示對(duì)于投入要素向量集x可以同時(shí)生產(chǎn)出合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出的組合(yg,yb)。此外，根據(jù)F?re等[27]的定義，上式中，生產(chǎn)可能性集合P是一個(gè)有界閉集，具備以下性質(zhì)：

1）不投入要素也不會(huì)得到產(chǎn)出，即對(duì)于x∈R+M，存在(0,0)∈R+M；

2）有限要素投入的情況下將會(huì)得到有限的產(chǎn)出；

3）投入要素和合意產(chǎn)出的強(qiáng)可處置性，即若x'≥x則P(x')?P(x)；若(yg,yb)∈P(x)且(yg)'≤yg，則((yg)',yb)∈P(x)；

4）非合意產(chǎn)出的減少必然伴隨合意產(chǎn)出成比例的減少，二者具有聯(lián)合弱可處置性，即若(yg,yb)∈P(x)，且0≤θ≤1，則(θyg,θyb)∈P(x)；

5）必須同時(shí)生產(chǎn)合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出，即若(yg,yb)∈P(x)，且yb=0，則yg=0。

2.1.2 方向性距離函數(shù) F?re等[27]在距離函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)建了方向性距離函數(shù)D，能夠同時(shí)實(shí)現(xiàn)合意產(chǎn)出yg的增加和非合意產(chǎn)出yb的減少。其定義如下：

式中：g=(gy,gb)為方向向量，gy∈R+n，gb∈R+s，方向性距離函數(shù)的目的是在gy方向上增加合意產(chǎn)出yg，并且在gb方向縮減非合意產(chǎn)出yb，β是合意產(chǎn)出沿著方向向量gy最大可能擴(kuò)張程度以及非合意產(chǎn)出沿著方向向量gb最大可能的縮減程度，該方向性距離函數(shù)可通過(guò)下列線性規(guī)劃求解[27]。

式中：k=1, 2, …,K，表示決策單元，zk為強(qiáng)度變量，表示各個(gè)決策單元在構(gòu)造生產(chǎn)可能性集合時(shí)各自權(quán)重。x和yg的兩個(gè)不等式約束表示投入要素和合意產(chǎn)出的強(qiáng)可處置性，即性質(zhì)③；yb的等式約束表示其弱可處置性，三者一起表示合意產(chǎn)出與非合意產(chǎn)出的聯(lián)合弱可處置性，即性質(zhì)④。

2.1.3 GML指數(shù) 參考Oh[25]的思路，本文構(gòu)建了GML指數(shù)用來(lái)衡量糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變化。首先根據(jù)當(dāng)期基準(zhǔn)構(gòu)建時(shí)期t的生產(chǎn)可能性集合參照集，如下：

全局基準(zhǔn)定義如下：

式中：下標(biāo)C、G分別表示當(dāng)期基準(zhǔn)和全局基準(zhǔn)（即將所有當(dāng)期基準(zhǔn)包絡(luò)后得到的全局生產(chǎn)可能性集合參照集，其余各個(gè)時(shí)期都可與之比較）。GML指數(shù)就是將所有的當(dāng)期基準(zhǔn)包絡(luò)而形成的單一的、各期均可與之比較的全局生產(chǎn)可能性集合參照集。參照Pastor和Lovell[28]，本文將GML指數(shù)具體定義為：

式中：D=(x,yg,yb)是簡(jiǎn)化了的方向性距離函數(shù)D=(x,yg,yb;gy,gb)，DGt=(xt, (yg)t,(yb)t)=max{βt|((yg)t+β(gy)t, (yb)t-β(gb)t)∈PG}，根據(jù)全局基準(zhǔn)PG得到。若GMLt,t+1＞1表示從t到t+1期糧食綠色全要素生產(chǎn)率提高，即給定投入要素產(chǎn)出更多的合意產(chǎn)出和更少的非合意產(chǎn)出；GMLt,t+1=1表示從t到t+1期糧食綠色全要素生產(chǎn)率沒(méi)有發(fā)生變化；若GMLt,t+1＜1則表示從t到t+1期糧食綠色全要素生產(chǎn)率降低。

2.1.4 面板模型 為了考察農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的影響，本文構(gòu)建以下模型：

式中：y代表糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)，即前文計(jì)算得到的GML指數(shù)，i表示省份，t表示時(shí)期，α0為常數(shù)項(xiàng)，β1是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化程度（Old）的估計(jì)參數(shù)，φk代表其他控制變量的系數(shù)估計(jì)值，μit0為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2 變量設(shè)置與說(shuō)明

2.2.1 投入指標(biāo) 本研究所考慮的投入要素包括糧食生產(chǎn)過(guò)程中的勞動(dòng)力投入、土地投入、化肥投入、機(jī)械投入、農(nóng)藥投入和水資源投入，各指標(biāo)的具體說(shuō)明見(jiàn)表1。為了確保要素投入與糧食產(chǎn)出口徑一致，本文借鑒閔銳和李谷成[9]的做法，采用權(quán)重系數(shù)法將各生產(chǎn)要素進(jìn)行剝離。權(quán)重系數(shù)分為兩類：A=（農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值）×（糧食播種面積/農(nóng)作物播種總面積），B=糧食播種面積/農(nóng)作物播種總面積。其中糧食生產(chǎn)土地投入仍使用糧食播種面積，糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入=系數(shù)A×第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員，其余四種投入要素均乘以系數(shù)B。

表1 糧食綠色全要素生產(chǎn)率投入產(chǎn)出指標(biāo)Table 1 Input-output indicators of the GTFPI

2.2.2 產(chǎn)出指標(biāo) 本文將糧食生產(chǎn)過(guò)程中的產(chǎn)出指標(biāo)分為兩類：合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出。其中合意產(chǎn)出用各年度各省決策單元的糧食總產(chǎn)量表示；非合意產(chǎn)出參考賴斯蕓等[29]和陳敏鵬等[30]采用的單元調(diào)查評(píng)估法來(lái)對(duì)各省糧食生產(chǎn)活動(dòng)過(guò)程中所排放總氮（TN）和總磷（TP）進(jìn)行核算。需要注意的是，全國(guó)第一次污染源普查結(jié)果表明，種植業(yè)中化學(xué)耗氧量（CODCr）的排放量不足農(nóng)業(yè)源總排放量的5%，因此，本文所選取的糧食生產(chǎn)非合意產(chǎn)出指標(biāo)不包括CODCr。具體測(cè)算公式為：

式中：Eij為單元i污染物j的排放量，在本研究中為糧食生產(chǎn)過(guò)程中總氮（TN）和總磷（TP）的排放量；Gij為單元i污染物j的產(chǎn)生量；μij為單元i污染物j的流失率；EUi表示單元i的統(tǒng)計(jì)總數(shù)，即各個(gè)產(chǎn)污單元的統(tǒng)計(jì)總數(shù)，在本文中具體為化肥施用折純量和各類糧食作物總產(chǎn)量，來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》；ρij是單元i污染物j的產(chǎn)污系數(shù)。ρij和μij的相關(guān)數(shù)據(jù)參考賴斯蕓等[29]以及《全國(guó)第一次污染源普查農(nóng)業(yè)源系數(shù)手冊(cè)》等資料所得。具體糧食生產(chǎn)產(chǎn)污單元清單列表及產(chǎn)污強(qiáng)度影響參數(shù)見(jiàn)表2、表3。

表2 糧食生產(chǎn)產(chǎn)污單元清單列表Table 2 List of the pollution units in the grain production process

表3 糧食生產(chǎn)產(chǎn)污單元產(chǎn)污強(qiáng)度影響參數(shù)Table 3 Parameters of the pollutant intensity of different pollution units

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文中所用數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、各省市的《水資源公報(bào)》，部分缺失數(shù)據(jù)根據(jù)各省統(tǒng)計(jì)年鑒進(jìn)行補(bǔ)充?？紤]到臺(tái)灣、香港和澳門地區(qū)數(shù)據(jù)的可得性以及西藏、青海特殊的資源稟賦條件，故實(shí)證分析階段將其排除在外（僅限于一種學(xué)術(shù)處理）；此外由于部分行政區(qū)域劃分在考察期內(nèi)發(fā)生變化，為保持統(tǒng)計(jì)口徑一致，本文將1988年及以后的海南省數(shù)據(jù)納入到廣東省，將重慶1997年及以后年份的數(shù)據(jù)納入到四川省。由此，本文最終構(gòu)建了1991—2016年27個(gè)省（區(qū)）的糧食生產(chǎn)面板數(shù)據(jù)。

3 糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)測(cè)算結(jié)果

本研究運(yùn)用MATLAB2016b軟件對(duì)1991—2016年我國(guó)27個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行測(cè)算。表4顯示了各個(gè)省區(qū)不同時(shí)間段內(nèi)的平均糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)。

從表中可以發(fā)現(xiàn)，全國(guó)大部分省份的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，表明糧食綠色全要素生產(chǎn)率在逐步提高，整體上我國(guó)糧食生產(chǎn)正在向著可持續(xù)化方向發(fā)展。然而，由于不同省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然資源稟賦以及對(duì)環(huán)境的重視程度不同等原因，各個(gè)省份間的糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)情況差異較大，比如遼寧省的糧食綠色全要素生產(chǎn)率在2011—2016年期間平均增長(zhǎng)1.24%，而同期湖南省的糧食綠色全要素生產(chǎn)率則下降了0.44%。值得注意的是，盡管不同省份間的糧食綠色全要素生產(chǎn)率有著較大的差異，但在1991—2000年期間，絕大多數(shù)地區(qū)的糧食綠色全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)出相似的惡化狀態(tài)，這與趙麗平等[10]、田紅宇和祝志勇[11]研究結(jié)果較為一致，表明這段時(shí)期我國(guó)糧食生產(chǎn)主要依靠生產(chǎn)要素的大量投入以及技術(shù)進(jìn)步來(lái)推動(dòng)生產(chǎn)前沿面外移。

為了更加清晰的考察樣本期內(nèi)我國(guó)糧食綠色生產(chǎn)狀況的變化趨勢(shì)，本文以1991年為基期（即假定1991年的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)值為1），對(duì)各省的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整。

圖2顯示了我國(guó)總體及各糧食生產(chǎn)功能區(qū)糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的變化趨勢(shì)。可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)狀況表現(xiàn)出階段性以及區(qū)域差異。具體而言，1991—2003年我國(guó)糧食綠色全要素生產(chǎn)率整體上呈波動(dòng)下降趨勢(shì)，糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)于2003年降低至最低點(diǎn)0.931 1，糧食綠色全要素生產(chǎn)率降低了6.89%；此后，糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈現(xiàn)出較為穩(wěn)定的波動(dòng)上升趨勢(shì)，在2016年糧食綠色全要素生產(chǎn)率轉(zhuǎn)降為升，增長(zhǎng)率為0.31%。可能原因是自2004年起，國(guó)務(wù)院開(kāi)始實(shí)行減征或免征農(nóng)業(yè)稅的惠農(nóng)政策，并開(kāi)始實(shí)行種糧直補(bǔ)、良種補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼。這“一減一補(bǔ)”相關(guān)政策極大地減輕了農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)壓力，糧食生產(chǎn)觀念也逐步開(kāi)始轉(zhuǎn)變，糧食綠色生產(chǎn)狀況不斷改善。

表4 1991—2016年全國(guó)各省區(qū)不同時(shí)間段平均糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)Table 4 Average GTFPI in different time periods of various provinces in China from 1991 to 2016

圖2 全國(guó)及各糧食生產(chǎn)功能區(qū)糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)變化趨勢(shì)Fig. 2 Trends of the GTFPI in China and different grain production functional areas

分區(qū)域來(lái)看，糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)在考察期內(nèi)均高于糧食主銷區(qū)、產(chǎn)銷平衡區(qū)以及全國(guó)平均水平?？赡艿脑蚴俏覈?guó)糧食主產(chǎn)區(qū)大多處于平原地區(qū)，土壤相對(duì)肥沃，資源稟賦較好，有利于糧食作物的生長(zhǎng)，因此在糧食生產(chǎn)過(guò)程中化肥、農(nóng)藥的利用效率高于主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)；此外，糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)糧食作物占地區(qū)總產(chǎn)值的比重較高，為了獲得糧食生產(chǎn)帶來(lái)的長(zhǎng)久利益，在生產(chǎn)過(guò)程中也更加重視保護(hù)生態(tài)環(huán)境。同時(shí)，這一結(jié)果也表明考察期內(nèi)我國(guó)糧食生產(chǎn)環(huán)境惡化主要來(lái)源于非糧食主產(chǎn)區(qū)。其中，產(chǎn)銷平衡區(qū)內(nèi)大多數(shù)省份位于高原山區(qū)，自然環(huán)境較為惡劣，不利于糧食產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而主銷區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平雖然較高，但往往犧牲了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及其生態(tài)環(huán)境[11]。

4 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的影響分析

4.1 指標(biāo)選取與描述性統(tǒng)計(jì)分析

在考察農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的影響時(shí)，除了關(guān)鍵變量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化程度外，本文還從收入特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與支持特征以及外部環(huán)境三個(gè)方面選取控制變量。

1）糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)?；谕度胍?、合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出得到糧食綠色全要素生產(chǎn)率，進(jìn)一步將計(jì)算得到的GML指數(shù)定義為糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)，用來(lái)反映各省不同年份間的糧食綠色生產(chǎn)的變化狀況。

2）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化。參照彭代彥和文樂(lè)[31]的做法，本文采用農(nóng)村65歲及以上人口占鄉(xiāng)村人口總數(shù)的比重來(lái)反映農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化程度。

3）收入特征。用以控制由于經(jīng)濟(jì)狀況差異對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)產(chǎn)生的影響，包括人均收入、收入分配和農(nóng)民收入。人均收入變量以1991年不變價(jià)格的農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值除以鄉(xiāng)村人口表示。收入分配變量用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入除以農(nóng)村居民人均可支配收入表示。收入構(gòu)成用農(nóng)村居民人均可支配收入中工資性收入占比來(lái)表示。農(nóng)戶總收入中工資性收入比重的增加將意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在家庭經(jīng)營(yíng)中的地位下降，這在一定程度上會(huì)削弱農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的糧食生產(chǎn)積極性[32]。

4）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與支持特征。包括相對(duì)價(jià)格、受災(zāi)率和財(cái)政支農(nóng)力度。農(nóng)民的生產(chǎn)決策會(huì)受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)和農(nóng)產(chǎn)品銷售價(jià)格指數(shù)的影響[26]，故本文使用兩者的比值來(lái)表示相對(duì)價(jià)格。受災(zāi)率用農(nóng)作物總播種面積中受災(zāi)面積的比重來(lái)表示。財(cái)政支農(nóng)力度由各地區(qū)財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出在地方財(cái)政一般預(yù)算支出中所占比例表示，間接反映了各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況。有學(xué)者指出，中國(guó)農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品投入的不足極大地制約了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)增長(zhǎng)[33]。

5）外部環(huán)境。包括農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率和對(duì)外開(kāi)放度。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)采用糧食播種面積與農(nóng)作物總播種面積的比值來(lái)表示。農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變量。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)反映了當(dāng)?shù)貙?duì)糧食生產(chǎn)的重視程度，重視程度越高，生產(chǎn)投入更加精細(xì)。城鎮(zhèn)化率用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?。一方面，城?zhèn)化會(huì)與糧食生產(chǎn)在土地等資源方面產(chǎn)生競(jìng)爭(zhēng)[34]，另一方面，水、土地等資源也會(huì)由于城鎮(zhèn)化帶來(lái)的廢水和廢棄物排放增高而受到污染。由于1997年以前農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總值的相關(guān)數(shù)據(jù)難以獲得，本文采用經(jīng)過(guò)匯率折算后的各省進(jìn)出口總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示對(duì)外開(kāi)放程度。對(duì)外開(kāi)放程度與工業(yè)化進(jìn)程和科技水平相關(guān)[35]，能夠?yàn)檗r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化以及可持續(xù)發(fā)展提供動(dòng)力。

相關(guān)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表5。

表5 變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 5 Descriptive statistics

4.2 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)影響的回歸分析

4.2.1 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的影響 為了克服可能存在的自相關(guān)和異方差問(wèn)題，本文在所有回歸中均使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。此外，需要說(shuō)明的是，在進(jìn)行回歸分析之前，首先需要確定使用何種模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。具體分析步驟如下：1）面板數(shù)據(jù)回歸可分為混合回歸和固定效應(yīng)回歸（固定效應(yīng)回歸又包括固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型），根據(jù)LM檢驗(yàn)進(jìn)行選擇；2）若LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示需使用固定效應(yīng)回歸，則進(jìn)一步使用Hausman檢驗(yàn)以確定固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型分析更恰當(dāng)。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文對(duì)方程（8）采用逐步添加控制變量進(jìn)行回歸。運(yùn)用Stata15.0軟件得到模型估計(jì)結(jié)果，具體見(jiàn)表6。

從表6中可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)有顯著的正向影響。在單獨(dú)引入農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化指標(biāo)時(shí)，老齡化程度每提高1%，糧食綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)提高0.017%；當(dāng)逐步引入收入特征等控制變量后，這種正向影響逐步趨于穩(wěn)定。不過(guò)，考慮到可能存在的非線性關(guān)系，本文進(jìn)一步在模型Ⅳ的基礎(chǔ)上加入了老齡化變量的二次項(xiàng)。模型Ⅴ估計(jì)結(jié)果顯示，二次項(xiàng)變量在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。與郭曉鳴和左喆瑜[16]的結(jié)論一致，這意味著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化與糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)之間呈現(xiàn)出一種“U型”關(guān)系，即隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化程度的提高，糧食綠色全要素生產(chǎn)率首先會(huì)下降，但到達(dá)一定階段后，又會(huì)隨之提高。

對(duì)于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化與糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)之間存在的負(fù)向關(guān)系（即“U型”的前半段），可以從人力資本視角進(jìn)行解釋。正如上文所述，學(xué)者們普遍強(qiáng)調(diào)人力資本在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型過(guò)程中的重要性[36]。其原因在于，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化的人力資本弱化效應(yīng)，使得老齡勞動(dòng)力與青壯年勞動(dòng)力相比，雖然經(jīng)驗(yàn)豐富，但知識(shí)體系往往較陳舊，對(duì)新技術(shù)新方法的吸收能力較差。不僅如此，老齡勞動(dòng)力學(xué)習(xí)新技術(shù)新方法的動(dòng)機(jī)也更弱，因?yàn)樵谙嗤膶W(xué)習(xí)成本下，老齡勞動(dòng)力的受益時(shí)間遠(yuǎn)短于年輕人[37]，他們可能因此對(duì)轉(zhuǎn)變糧食生產(chǎn)方式缺乏足夠的積極性。因此，在一定程度下，糧食綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化程度的加深而降低。對(duì)于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化與糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)之間存在的正向關(guān)系（即“U型”的后半段），可能的解釋是，伴隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的老齡化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素稟賦發(fā)生了重要變化，尤其是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力資源狀況發(fā)生了變化，為要素替代提供了機(jī)會(huì)與空間。隨著老齡化程度的加深，這種要素替代效應(yīng)超過(guò)了人力資本弱化效應(yīng)，從而使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)影響的凈效應(yīng)為正。

表6 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)全國(guó)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)影響的回歸結(jié)果Table 6 Regression results of the aging on the change of the national GTFPI

此外，為了檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)影響的穩(wěn)健性，本文使用“鄉(xiāng)村65歲及以上人口”對(duì)數(shù)及其二次項(xiàng)作為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化的二級(jí)指標(biāo)進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示“鄉(xiāng)村65歲及以上人口”對(duì)數(shù)對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)有顯著的正向影響，但其二次項(xiàng)變量的影響不顯著。表明整體上農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化帶來(lái)了糧食綠色全要素生產(chǎn)率的提高，證明了上述實(shí)證分析結(jié)果的穩(wěn)定性。

4.2.2 其他因素對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的影響 1）收入特征的影響。收入構(gòu)成對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)存在顯著的負(fù)向影響。這意味著農(nóng)村居民人均可支配收入中工資性收入占比的提高，在一定程度上不利于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的提高。收入主要來(lái)源的變化，無(wú)疑會(huì)對(duì)農(nóng)戶家庭的資源配置產(chǎn)生沖擊，特別是使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的糧食生產(chǎn)積極性下降[13]，甚至可能出現(xiàn)“懶人農(nóng)業(yè)”式的粗放經(jīng)營(yíng)，從而降低了糧食綠色全要素生產(chǎn)率。

2）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與支持特征的影響。受災(zāi)率對(duì)我國(guó)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)具有顯著的負(fù)向影響。糧食生產(chǎn)受到自然環(huán)境特征的影響較高，各種自然災(zāi)害頻發(fā)會(huì)增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)，造成糧食減產(chǎn)，進(jìn)而直接導(dǎo)致糧食綠色全要素生產(chǎn)率的降低。此外，生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的存在不僅會(huì)影響糧食產(chǎn)量，也會(huì)影響農(nóng)戶的要素投入行為[38]。面對(duì)糧食生產(chǎn)中的不確定性，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型的農(nóng)戶將試圖通過(guò)改變要素投入以減輕風(fēng)險(xiǎn)[39]，譬如增加農(nóng)藥、化肥的投入以期提高糧食的產(chǎn)出，而這又進(jìn)一步加大了糧食生產(chǎn)中的污染排放，對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率造成不利影響。

財(cái)政支農(nóng)力度對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)有顯著的正向影響。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的增加能夠很好地解決糧食生產(chǎn)過(guò)程中的公共物品供給問(wèn)題，促進(jìn)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、水利氣象等事業(yè)的發(fā)展，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外部環(huán)境[40]，進(jìn)而對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響。

4.3 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化影響的空間差異

根據(jù)圖2可知，不同糧食生產(chǎn)功能區(qū)的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其波動(dòng)趨勢(shì)均存在較大差異。考慮到這種差異，本文進(jìn)一步分區(qū)域進(jìn)行回歸分析。值得注意的是，由于時(shí)間跨度較大而省份較少，屬于典型的長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)，上述回歸方法不再適用。對(duì)于可能存在的固定效應(yīng)，只要加入個(gè)體虛擬變量即可，即LSDV法。此外，對(duì)于擾動(dòng)項(xiàng)間可能存在的組間異方差和組間同期相關(guān)，LSDV法也依然是一致的，只要適用“組間異方差、組間同期相關(guān)”穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤差即可，回歸結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的分區(qū)域回歸結(jié)果Table 7 Regression results of the aging on different grain production functional areas

總體來(lái)看，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化變量及其二次項(xiàng)對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的影響在糧食主產(chǎn)區(qū)、主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)均為正，除了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化二次項(xiàng)在糧食主銷區(qū)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其余均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這意味著上文所發(fā)現(xiàn)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化與糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)之間的“U型”關(guān)系均存在于糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)。換言之，在糧食三大功能區(qū)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化帶來(lái)的人力資本弱化與要素替代深化效應(yīng)隨著老齡化程度的加深而此消彼長(zhǎng)，從而使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率影響的凈效應(yīng)呈現(xiàn)出先負(fù)后正的結(jié)果。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

本文在利用方向性距離函數(shù)測(cè)算并分析了1991—2016年我國(guó)27個(gè)省份的糧食綠色全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步核算了糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)，實(shí)證分析了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的影響，得出以下結(jié)論。

1）在1991—2016年期間，我國(guó)糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，但不同省份間的糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)狀況差異較大，糧食主產(chǎn)區(qū)顯著高于主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)。

2）整體而言，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)具有顯著的正向影響，但進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)二者之間呈現(xiàn)出一種“U型”關(guān)系，即隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化程度的提高，糧食綠色全要素生產(chǎn)率首先會(huì)下降，但到達(dá)一定階段后，又會(huì)隨之提高，并且在糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)這種“U型”關(guān)系均存在。

3）工資性收入比重的增長(zhǎng)和受災(zāi)率的增高均不利于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，而財(cái)政支農(nóng)力度的增加則能夠顯著地提高糧食綠色全要素生產(chǎn)率。

5.2 啟示

1）從整體來(lái)看，目前農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率的影響雖然不必過(guò)于擔(dān)憂，但在推進(jìn)糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型過(guò)程中，需要充分考慮勞動(dòng)力老齡化的現(xiàn)實(shí)，加強(qiáng)對(duì)人力資本的投資，建設(shè)必要的農(nóng)業(yè)教育服務(wù)中心，盡可能地降低老齡勞動(dòng)力由于人力資本弱化作用對(duì)糧食綠色全要素生產(chǎn)率提升帶來(lái)的負(fù)面影響。

2）要進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務(wù)范圍，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)機(jī)械的推廣，不斷創(chuàng)新糧食產(chǎn)業(yè)的組織形式，發(fā)展專業(yè)化、集約化、社會(huì)化、組織化的新型經(jīng)營(yíng)方式，通過(guò)要素替代來(lái)彌補(bǔ)老齡勞動(dòng)力由于人力資本弱化帶來(lái)的不利影響。

3）在積極推動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的同時(shí)，應(yīng)更加關(guān)注糧食可持續(xù)性生產(chǎn)問(wèn)題，適當(dāng)增加農(nóng)業(yè)財(cái)政支出，不斷提高農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等公共物品的供給水平，進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外部環(huán)境。

致謝：感謝中國(guó)人民大學(xué)環(huán)境學(xué)院陳琛博士在農(nóng)業(yè)用水量數(shù)據(jù)方面給予的支持。