(湖南工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南長沙，410205)

一、引言

農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，是與自然環(huán)境聯(lián)系最為緊密的產(chǎn)業(yè)，是生態(tài)文明建設(shè)的重要領(lǐng)域[1]。21世紀(jì)以來，中央一號文件已經(jīng)連續(xù)16年聚焦“三農(nóng)”工作，且2019年2月發(fā)布的中央一號文件再一次強(qiáng)調(diào)要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村的污染防治和生態(tài)環(huán)境保護(hù)。但是近年來，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)過程中對機(jī)械、化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜等的依賴對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生了較大的壓力。根據(jù)冉光和等[2]的研究，改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)碳排放量以年均5%的速度持續(xù)增長。此外，根據(jù)國務(wù)院公布的《第一次全國污染源普查公報》，中國的農(nóng)業(yè)污染已經(jīng)超過了工業(yè)和生活污染，成為面源污染的第一大來源。因此，促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村的綠色發(fā)展已然成為全社會亟待解決的重要問題。在此背景下，國家陸續(xù)出臺了一系列推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和全社會生態(tài)文明建設(shè)的政策和要求。在2013年12月，國家發(fā)改委等六個部門聯(lián)合下發(fā)了《關(guān)于印發(fā)國家生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)方案(試行)的通知》，陸續(xù)啟動了兩批生態(tài)文明先行示范區(qū)。生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)對農(nóng)業(yè)方面的要求是促進(jìn)綠色低碳循環(huán)發(fā)展和高效利用資源，協(xié)同推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和綠色化。那么，生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立真的能促進(jìn)農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展嗎？其作用強(qiáng)度究竟如何？本文將對這些問題進(jìn)行回答，這將進(jìn)一步地為生態(tài)文明建設(shè)政策的制定和推廣提供理論依據(jù)和參考價值。

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的有效性常用農(nóng)業(yè)綠色效率來衡量。農(nóng)業(yè)綠色效率考慮的是集經(jīng)濟(jì)、社會以及生態(tài)于一體的效益，在效率的測算中加入了與環(huán)境有關(guān)的變量。目前，針對農(nóng)業(yè)綠色效率的研究主要集中在效率測算與評價[3?5]、影響因素[6]以及空間差異等方面[7]。其中，農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素更是學(xué)術(shù)界研究的重點(diǎn)。在進(jìn)行農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素研究時，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)不同的政府行為對農(nóng)業(yè)綠色效率起著不同的影響。2008年《世界銀行發(fā)展報告》指出公共部門管理的改革以及尋租行為的控制對于農(nóng)業(yè)綠色效率的改善有著巨大的潛力。李兆亮等[8]通過設(shè)置農(nóng)業(yè)政策虛擬變量，把2004年中央一號文件頒布的年份作為分界點(diǎn)，探究 了農(nóng)業(yè)政策對于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)政策顯著推動了農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。王寶義[9]通過研究發(fā)現(xiàn)中國鼓勵石油農(nóng)業(yè)模式發(fā)展的財政支農(nóng)方式會對農(nóng)業(yè)綠色效率產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，抑制其增長。鄭麗楠等[10]在進(jìn)行農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素研究中發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)綠色效率存在顯著的正向影響關(guān)系。以上文獻(xiàn)均表明政府政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率均存在一定的影響關(guān)系。那么2014年“設(shè)立生態(tài)文明先行示范區(qū)”這一政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響如何呢？目前，學(xué)術(shù)界對于生態(tài)文明先行示范區(qū)的研究還相對較少，主要集中在對生態(tài)文明先行示范區(qū)的建設(shè)評估[11]、生態(tài)風(fēng)險評價[12]、建設(shè)路徑探索[13]等方面，鮮有學(xué)者評估生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率的政策效應(yīng)。

湖南省一直以來都是著名的魚米之鄉(xiāng)，擁有作為全國九大商品糧生產(chǎn)基地之一的洞庭湖平原。在2019年，其農(nóng)業(yè)增加值達(dá)到了2124億元，在全國農(nóng)業(yè)中占據(jù)著重要地位。此外，在首批生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)名單中，湖南省的武陵源片區(qū)和湘江源頭區(qū)域均位列其中。農(nóng)業(yè)大省以及省內(nèi)政策覆蓋范圍較廣，這兩個特征使得湖南省作為研究生態(tài)文明先行示范區(qū)對農(nóng)業(yè)綠色效率的政策效應(yīng)的樣本時具有一定的代表性。因此，本文將利用Undesirable Output模型測算湖南省2007—2016年①80個地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率，繼而將測算結(jié)果作為被解釋變量，運(yùn)用基于傾向得分匹配的雙重差分法(PSM-DID)對“設(shè)立生態(tài)文明先行示范區(qū)”這一政策進(jìn)行評估，考察該政策作用在短期內(nèi)是否存在滯后性和持續(xù)性，并通過影響機(jī)制檢驗探究生態(tài)文明先行示范區(qū)政策提升農(nóng)業(yè)綠色效率所依靠的具體路徑。相對于已有的文獻(xiàn)，本文對以下幾個方面進(jìn)行了拓展和延伸：一是從一個較新的視角研究農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素，即分析生態(tài)文明先行示范區(qū)政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響。二是采用PSM-DID方法科學(xué)地評估了生態(tài)文明先行示范區(qū)對于農(nóng)業(yè)綠色效率的政策效應(yīng)，為今后的研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。三是根據(jù)研究結(jié)論提出了相應(yīng)的政策建議，為地方推進(jìn)農(nóng)業(yè)的綠色生態(tài)發(fā)展提供了參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為生產(chǎn)者與消費(fèi)者均面臨著預(yù)算約束，為實現(xiàn)生產(chǎn)者的成本最小化或消費(fèi)者的效用最大化，所有人都會根據(jù)收入和價格的變化來調(diào)整決策。假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者均是理性的“經(jīng)濟(jì)人”，則只要政府提供了適當(dāng)?shù)摹爸С帧焙汀凹睢?，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者都會根據(jù)政策調(diào)整生產(chǎn)行為，進(jìn)而實現(xiàn)福利的最大化[14]。作為政府“支持”和“激勵”農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展措施之一的“生態(tài)文明先行示范區(qū)”政策無疑會對農(nóng)業(yè)綠色效率產(chǎn)生重要影響。

湖南省生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)方案提出要推動農(nóng)村“三化”發(fā)展，而農(nóng)村“三化”建設(shè)(城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化)均能在一定程度上影響農(nóng)業(yè)綠色效率。有學(xué)者指出城鎮(zhèn)化及工業(yè)化對我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展存在著正向作用[15]。一方面，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化可以通過對資源進(jìn)行合理配置來改善區(qū)域資源的利用效率。例如，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展會促使勞動力生產(chǎn)要素從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門流動到高生產(chǎn)率的非農(nóng)部門。當(dāng)這一現(xiàn)象發(fā)生在農(nóng)村勞動力資源冗余的情況下時，較少的農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動能帶來耕地利用效率的上升[16]以及勞動邊際產(chǎn)出的提高，進(jìn)而推動農(nóng)業(yè)綠色效率的提升。另一方面，工業(yè)化的發(fā)展能為農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供強(qiáng)有力的物質(zhì)保障和技術(shù)支持，有利于建成綠色高效高產(chǎn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系。除城鎮(zhèn)化和工業(yè)化外，農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營所形成的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群對農(nóng)業(yè)綠色效率也存在著重要影響，其有助于把“小而散”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者引向?qū)I(yè)化產(chǎn)業(yè)區(qū)，實行集約經(jīng)營，促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[17?18]。而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化正是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的本質(zhì)要求。

此外，生態(tài)文明先行示范區(qū)政策還可通過政府財政等手段來影響農(nóng)業(yè)綠色效率。首先，政府通過增加R&D投入推動農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新[19]。農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的顯著外部性特點(diǎn)導(dǎo)致了“研發(fā)資源壟斷”以及“市場失靈”等現(xiàn)象的存在。而政府R&D投入的增加在一定程度上可以糾正農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的外部性，并對創(chuàng)新效率產(chǎn)生“杠桿效應(yīng)”[20]。其次，政府的財政政策能在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展中起到補(bǔ)償、導(dǎo)向和調(diào)控作用[21]。綠色農(nóng)業(yè)的正外部性導(dǎo)致私人收益和社會收益不一致，從而制約了農(nóng)戶開展綠色生產(chǎn)活動的意愿。為解決因外部性導(dǎo)致的市場失靈問題，需要借助國家財政政策[22]，如補(bǔ)貼政策可降低農(nóng)戶從事綠色生產(chǎn)的私人成本，不僅避免了生產(chǎn)者中部分邊際人群的退出而且提高了部分邊際人群的生產(chǎn)積極性[23]。此外，農(nóng)村公共產(chǎn)品的投入會影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)綠色效率[24]。一方面，現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的基礎(chǔ)支撐，以改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施為目的的公共產(chǎn)品投入，有利于改善農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)條件、增加產(chǎn)出以及增強(qiáng)農(nóng)業(yè)發(fā)展的動力。另一方面，以提高人力資本水平為目的的公共產(chǎn)品投入不僅可以提高農(nóng)戶獲取和理解市場信息的能力，還可以培養(yǎng)生態(tài)文明意識[25]。同時，具有正外部性特征的人力資本還可以促進(jìn)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步和傳播，且人力資本水平越高，其外部性越強(qiáng)。

根據(jù)以上分析，本文提出第一個假設(shè)：

H1：“生態(tài)文明先行示范區(qū)”政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率存在正向影響。

政策的傳導(dǎo)過程存在時滯是一個無法避免的問題。政策的時滯現(xiàn)象是政策實施過程中的客觀必然以及正常反應(yīng)。從“設(shè)立生態(tài)文明先行示范區(qū)”這一政策的出臺到有關(guān)部門改變發(fā)展戰(zhàn)略，進(jìn)行調(diào)整，到基層真正實施且發(fā)揮效應(yīng)需要一段反應(yīng)時間。并且當(dāng)政策實施到基層時，隨著政策的不斷細(xì)化和完善，生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響不會只存在于當(dāng)期的，而應(yīng)是持續(xù)的。為此，本文提出以下假設(shè)：

H2：“生態(tài)文明先行示范區(qū)”政策對農(nóng)業(yè)綠色效率的提升作用存在滯后效應(yīng)。

H3：在短期內(nèi)，隨著時間的推移，“生態(tài)文明先行示范區(qū)”的政策效應(yīng)呈增強(qiáng)趨勢。

三、研究方法與數(shù)據(jù)說明

(一)農(nóng)業(yè)綠色效率的測算

1.農(nóng)業(yè)綠色效率的測算方法

傳統(tǒng)的DEA模型是以最小的投入來衡量盡可能多的產(chǎn)出，其輸出的指標(biāo)屬于期望產(chǎn)出。但是，隨著農(nóng)藥、化肥、塑料薄膜等在農(nóng)業(yè)中的應(yīng)用越來越廣泛，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的過程中不可避免地會產(chǎn)生壞的或非期望的產(chǎn)出。故本文采用將非期望產(chǎn)出納入模型當(dāng)中的規(guī)模報酬不變的Undesirable Output模型來測算農(nóng)業(yè)綠色效率。

假設(shè)存在n個決策單元，且每個決策單元包含投入、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出三種要素，分別由三個向量x,yg,yb表示，其中，x∈Rm，yg∈Rs1，yb∈Rs2；對矩陣分別定義為：X=[x1,…,xn]∈Rm×n，假設(shè)X＞0，Yg＞0，Yb＞0。生產(chǎn)可能集定義為：

Undesirable Output模型表達(dá)為：

當(dāng)決策單元ρ*=1時，即s?=0，sg=0，sb=0時，說明不存在投入及非期望產(chǎn)出的冗余，也不存在期望產(chǎn)出的不足，該決策單元是有效率的；當(dāng)0≤ρ*＜1時，決策單元就需要改進(jìn)，可通過降低過多的投入和減少過多的非期望產(chǎn)出，或增加期望產(chǎn)出來實現(xiàn)。

2.農(nóng)業(yè)綠色效率投入產(chǎn)出指標(biāo)

為測算農(nóng)業(yè)綠色效率，首先需要定義投入產(chǎn)出指標(biāo)。在綜合考慮了數(shù)據(jù)的可獲得性以及侯孟陽等[26]的相關(guān)研究后，本文主要選用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力(萬千瓦)、農(nóng)作物播種面積(千公頃)、農(nóng)用塑料薄膜使用量(噸)、農(nóng)藥使用量(噸)、農(nóng)用柴油使用量(噸)、農(nóng)用化肥使用量(噸)和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員(萬人)作為投入指標(biāo)，選用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(億元)作為期望產(chǎn)出指標(biāo)。

與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不同的是，農(nóng)業(yè)綠色效率還需要考慮環(huán)境約束?，F(xiàn)有的研究一般將農(nóng)業(yè)碳排放量(千噸)和面源污染(千噸)作為非期望產(chǎn)出。其中，農(nóng)業(yè)碳排放的主要來源為：第一，使用農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用薄膜等產(chǎn)生的碳排放；第二，耕作機(jī)械產(chǎn)生的碳排放；第三，翻耕引發(fā)的土壤碳流失；第四，灌溉農(nóng)田時使用機(jī)械而產(chǎn)生的碳排放。各生產(chǎn)物資具體的農(nóng)業(yè)碳排放系數(shù)及其來源參考中國農(nóng)業(yè)大學(xué)生物與技術(shù)學(xué)院以及李波等[27]的研究②。依據(jù)2006年IPCC提供的碳排放計算公式，將本文的農(nóng)業(yè)碳排放的計算公式定義為：

其中，Ct為農(nóng)業(yè)的碳排放總量；k為碳排放源種類；t為年份；ckt指各種碳排放源的碳排放量；δk為k農(nóng)業(yè)碳排放源的碳排放系數(shù)；ωk為k碳排放源的使用量。而農(nóng)業(yè)面源污染主要考慮農(nóng)藥、化肥以及農(nóng)用薄膜的流失率或殘留量。具體計算方式為：污染源污染量等于污染性投入與其污染系數(shù)的乘積，再加總各類污染源污染量。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)資料，農(nóng)藥的流失系數(shù)、化肥的殘留系數(shù)以及農(nóng)用薄膜的殘留系數(shù)分別為50%、75%以及10%，據(jù)此，可以通過相應(yīng)的數(shù)據(jù)計算出農(nóng)業(yè)面源污染量。

(二)實證模型的構(gòu)建

1.PSM-DID方法

生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立是一項自然實驗，一般可以直接采用雙重差分法對其進(jìn)行評估。但是因為各地區(qū)資源稟賦和發(fā)展水平的不同，導(dǎo)致了控制組和處理組之間存在較大差異，所以在全樣本范圍內(nèi)使用雙重差分法，估計結(jié)果可能會產(chǎn)生一定的誤差。故本文采取傾向得分匹配法為處理組找到盡可能相近的控制組，用匹配后未被設(shè)立為生態(tài)文明先行示范區(qū)的控制組的農(nóng)業(yè)綠色效率變化替代假如沒有被設(shè)立為生態(tài)文明先行示范區(qū)的處理組的農(nóng)業(yè)綠色效率變化。在消除異質(zhì)性問題后再采用雙重差分法來估計生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響。本文構(gòu)建的模型形式如下：

其中，rateit為測算出的農(nóng)業(yè)綠色效率；treatmenti和postt為虛擬變量，如果i縣市被設(shè)為生態(tài)文明先行示范區(qū)，則treatmenti=1，否則為0；當(dāng)t≥2014時，postt=1，否則為0；didit為交互項，即didit=treatmenti×postt；controlit為一系列的控制變量；ηi為縣市的固定效應(yīng)，用來控制影響農(nóng)業(yè)綠色效率但不隨時間變動的個體因素；γt為時期效應(yīng)，用來控制隨時間變化的影響農(nóng)業(yè)綠色效率的時間因素；εit為隨機(jī)誤差項；下標(biāo)i和t分別代表縣市和年。

由式(4)可知，對于處理組(treatment=1)來說，政策實施前后?rate1=α2+α3的變化是受到生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立和其他相關(guān)政策的影響，而對于控制組treatment=0來說，政策實施前后?rate2=α2的變化僅僅只是受到了其他相關(guān)政策的影響。因而，?rate1??rate2=α3為生態(tài)文明先行示范區(qū)政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率的凈影響，故didit為本文的核心解釋變量，若生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立有助于提高農(nóng)業(yè)綠色效率，則α3系數(shù)應(yīng)顯著為正。

2.PSM-DID模型指標(biāo)的選取

(1)被解釋變量。采用測算出來的農(nóng)業(yè)綠色效率(rate)作為模型的被解釋變量。

(2)解釋變量。生態(tài)文明先行示范區(qū)的交互項didit(didit=treatmenti×postt)。第一批生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立是在2014年，treatmenti和postt為政策組別的虛擬變量和時間的虛擬變量。屬于生態(tài)文明先行示范區(qū)的地區(qū)，treatmenti=1，否則為0；當(dāng)t≥2014時，postt=1，否則為0。

(3)控制變量。農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素除了生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立外還有很多。根據(jù)相關(guān)研究[28?29]，本文選取以下控制變量：選取城市化水平(urban，%)衡量城鎮(zhèn)化發(fā)展程度；政府意愿采用地方財政支出(lngov，億元)的對數(shù)來表示；地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平用人均地區(qū)生產(chǎn)總值(lnpgdp，元)的對數(shù)來衡量；用普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎?human，%)衡量地區(qū)人力資本；工業(yè)化水平采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(indus，%)來衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

為了更為精確地衡量2014年生態(tài)文明先行示范區(qū)設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響，本文剔除了2015年湖南省入選第二批生態(tài)文明先行示范區(qū)名單的地區(qū)(寧鄉(xiāng)市、衡陽全部縣市)，最終使用2007—2016年湖南省80個縣市的面板數(shù)據(jù)來估計生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率的政策影響。數(shù)據(jù)來源于《中國縣(市)社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《湖南農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《湖南省統(tǒng)計年鑒》、EPS數(shù)據(jù)平臺以及各地區(qū)的統(tǒng)計公報。對于部分缺失的數(shù)據(jù)采用移動平均法進(jìn)行補(bǔ)齊。表1和表2分別為農(nóng)業(yè)綠色效率的投入產(chǎn)出體系和實證模型指標(biāo)的描述性統(tǒng)計。

四、測算結(jié)果與實證分析

(一)農(nóng)業(yè)綠色效率的測算結(jié)果

本文利用湖南省2007—2016年80個縣市的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，選用考慮非期望產(chǎn)出的Undesirable Output模型，運(yùn)用DEA-SOLVER Pro5軟件對80個地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率進(jìn)行測算③，其中，對于期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的權(quán)重設(shè)定為1:1。2007—2016年，湖南省的農(nóng)業(yè)綠色效率的均值為0.67，說明農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的整體水平并不高，目前還沒有完全實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和綠色生態(tài)的協(xié)調(diào)發(fā)展，還有一定的改善空間。由于篇幅限制，本文僅給出2016年的測算結(jié)果，如表3所示。

在表3中，可以得知望城區(qū)、長沙縣、瀏陽市、茶陵縣、韶山市、邵東縣、新邵縣、隆回縣、洞口縣、武岡市、臨澧縣、桃源縣、桂陽縣、道縣、藍(lán)山縣、會同縣、麻陽苗族自治縣、靖州苗族侗族自治縣、古丈縣、龍山縣這20個地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率值為1，說明相對而言，這些地區(qū)在農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中對于資源的利用和環(huán)境的保護(hù)均要優(yōu)于其他效率水平相對較低的地區(qū)，以至于其投入產(chǎn)出達(dá)到最優(yōu)。此外，在這20個地區(qū)中，有12個地區(qū)屬于生態(tài)文明先行示范區(qū)的試點(diǎn)區(qū)域。那生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于這12個地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率是否存在貢獻(xiàn)力度呢？這是本文下一步要探究的問題。

表1 農(nóng)業(yè)綠色效率的投入產(chǎn)出體系描述性統(tǒng)計

表2 實證模型指標(biāo)的描述性統(tǒng)計

表3 2016年農(nóng)業(yè)綠色效率測算值

(二)實證回歸分析

本文進(jìn)行傾向得分匹配的處理組為湖南省2014年被設(shè)為生態(tài)文明先行示范區(qū)的縣市，控制組為湖南省的非生態(tài)文明先行示范縣市(剔除2015年新設(shè)立為生態(tài)文明先行示范區(qū)的縣市)，并采用有放回的一對一最近鄰匹配對實驗組和對照組進(jìn)行一對一匹配，最終得到560個樣本。

1.Logit回歸估計

在進(jìn)行PSM之前(樣本量為800)，為探討生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立是否隨機(jī)，本文將treatment作為被解釋變量，前文所選取的控制變量作為解釋變量，對其進(jìn)行Logit估計，結(jié)果如表4所示。

表4 Logit傾向得分估計

從表4中可知，地區(qū)的政府財政支出規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與入選生態(tài)文明先行示范區(qū)呈顯著的負(fù)向關(guān)系；人力資本與工業(yè)化水平與入選生態(tài)文明先行示范區(qū)呈顯著的正向關(guān)系。因而本文處理組和對照組的初始劃分并不是隨機(jī)的，存在較大差異。因而采用傾向得分匹配方法解決樣本選擇的系統(tǒng)性差異是有必要的。

2.識別條件檢驗

只有滿足了兩個識別條件，即平衡性假設(shè)檢驗和共同支撐假設(shè)檢驗，才能準(zhǔn)確使用傾向得分匹配方法。下面本文將進(jìn)行這兩種檢驗：

(1)平衡性假設(shè)檢驗。傾向得分匹配方法的有效性體現(xiàn)在平衡性假設(shè)，即處理組和控制組經(jīng)匹配后在特征變量上不存在顯著差異。表5給出了平衡性假設(shè)檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示經(jīng)過匹配后控制組的urban均值由匹配前的0.406降到了0.351，更接近于處理組的urban均值0.341。此外，除lngov變量外，匹配后處理組和控制組中的lnpgdp、human、indus均值差異也都較匹配前有所減少，控制在0.1以內(nèi)，且相對應(yīng)的T值和P值都表示處理組和控制組在匹配后不存在顯著性差異，說明匹配結(jié)果較好，整體樣本符合平衡性檢驗。

表5 傾向得分匹配前后處理組和控制組的差異

(2)共同支撐假設(shè)檢驗。圖1顯示了匹配前后處理組和控制組傾向得分的核密度分布圖，從圖中可知，在匹配前兩組樣本具有較大差異，而經(jīng)過匹配后的處理組和控制組的傾向得分基本保持一致，共同支撐域得到了明顯的提高，說明滿足共同支撐假設(shè)。

3.平均處理效應(yīng)檢驗

在證明匹配結(jié)果滿足以上兩個檢驗后，利用匹配后的樣本進(jìn)行雙重差分估計。在表6中，模型1和模型3為傳統(tǒng)DID回歸估計；模型2和模型4為PSM后的DID回歸估計。其中，模型1和模型2的解釋變量只包括did交互項、treatment和post；模型3和模型4在模型1和模型2的基礎(chǔ)上加入了控制變量。

在表6中，通過對比(1)(3)或(2)(4)列可以知道，加入控制變量后模型的擬合優(yōu)度有所提升，表明本文控制變量的選取是合理的。此外，通過對比模型3和模型4可知傳統(tǒng)DID回歸估計得到的did估計系數(shù)為0.068，大于PSM后的DID估計結(jié)果，說明若直接采用雙重差分法進(jìn)行回歸會高估政策效應(yīng)，結(jié)果存在偏差。但是從表6中不難發(fā)現(xiàn)，不管是否加入控制變量，傳統(tǒng)DID以及PSM后的DID回歸估計結(jié)果中的did交互項估計系數(shù)均通過了5%的顯著性水平，且為正數(shù)，這說明生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率的政策影響是存在的，其能夠顯著推動農(nóng)業(yè)綠色效率的增長，即H1假設(shè)成立。

4.動態(tài)效應(yīng)檢驗

圖1 傾向得分匹配前后處理組和控制組的核密度分布圖

表6 生態(tài)文明先行示范區(qū)對農(nóng)業(yè)綠色效率的平均處理效應(yīng)

表6的回歸結(jié)果為生態(tài)文明示范區(qū)政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率的平均處理效應(yīng)，而基于前文的分析，生態(tài)文明先行示范區(qū)政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率可能存在滯后性和持續(xù)性，為了進(jìn)一步探究生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率是否存在時滯性以及該政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率是否存在持續(xù)的提升作用，本文將對式(4)進(jìn)行擴(kuò)展，構(gòu)建以下模型進(jìn)一步分析動態(tài)效應(yīng)：

其中，t_2014、t_2015、t_2016為年份虛擬變量，t_2014表示將處于2014年的樣本取1，其他年份取0；t_2014×treatmenti、t_2015×treatmenti、t_2016×treatmenti為生態(tài)文明先行示范區(qū)虛擬變量和年份虛擬變量的交互項。

動態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果如表7所示，加入了控制變量的模型6較之未加入控制變量的模型5具有更高的擬合優(yōu)度，并且模型5和模型6的系數(shù)估計值差異較小，說明這兩個模型的設(shè)立是科學(xué)的、可靠的。從交互項的系數(shù)上來看，表示2014年政策效應(yīng)的交互項t_2014×treatment的估計系數(shù)在兩個模型中均不顯著，而2015年的交互項系數(shù)通過了5%的顯著性水平檢驗，說明生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于提升農(nóng)業(yè)綠色效率存在明顯的滯后效應(yīng)，且滯后期為1年，H2假設(shè)成立。圖2直觀地反映了政策實施后的效果，可以看出生態(tài)文明先行示范區(qū)對于農(nóng)業(yè)綠色效率的動態(tài)影響除了存在最初的1年滯后期外，在2015—2016年內(nèi)作用強(qiáng)度呈現(xiàn)增強(qiáng)趨勢，且通過了10%的顯著性水平檢驗，即生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立不僅能顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色效率的增長，而且示范區(qū)設(shè)立時間越長，政策效果越好，促進(jìn)作用越大，H3假設(shè)成立。

表7 生態(tài)文明先行示范區(qū)對農(nóng)業(yè)綠色效率的動態(tài)效應(yīng)

圖2 政策動態(tài)效應(yīng)圖

5.穩(wěn)健性檢驗

(1)安慰劑檢驗：隨機(jī)抽取處理組

為了驗證處理組的農(nóng)業(yè)綠色效率變化確實是由生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立引起的，而不是受到其他非觀測因素的影響，本文參考Li等、張國建等[30?31]的做法，通過在80個樣本中隨機(jī)抽取40個地區(qū)作為處理組來進(jìn)行檢驗，將表6中模型4的回歸結(jié)果作為基準(zhǔn)結(jié)果。根據(jù)式4，didit的系數(shù)估計值的表達(dá)式為：

其中，w包括本文選取的所有控制變量、政策虛擬變量和時間虛擬變量，η表示其他非觀測變量對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響。如果η等于0，那么α3的估計是無偏的，但是這一點(diǎn)很難直接驗證。因此，本文采用計算機(jī)模擬的方式，通過隨機(jī)抽取對照組的方式產(chǎn)生一個錯誤的虛擬變量替代didit，由于隨機(jī)產(chǎn)生，α3等于0，在此前提下，如果還能估計出等于0，那么可以反推出η也為0。為了提高安慰劑檢驗的效果，本文將計算機(jī)隨機(jī)抽取的過程重復(fù)了500次，得到了500個估計系數(shù)，均值為?0.002，與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果(0.067)存在顯著性差異。圖2為估計系數(shù)的概率密度分布圖，垂直的實線為基準(zhǔn)回歸系數(shù)估計值。從圖2中可知安慰劑檢驗得到的系數(shù)估計值集中分布在零附近，因此，可以反推出η為0，即隨機(jī)設(shè)立的生態(tài)文明先行示范區(qū)對于農(nóng)業(yè)綠色效率沒有政策效應(yīng)。反過來說，也就是2014年設(shè)立的生態(tài)文明先行示范區(qū)對于處理組的農(nóng)業(yè)綠色效率的顯著促進(jìn)作用是真實存在的。

圖3 安慰劑檢驗

(2)更換傾向得分匹配方式的穩(wěn)健性檢驗 PSM具有多種匹配方式，本文通過采用不同的匹配方式互相檢驗結(jié)果，如果所得結(jié)果的系數(shù)和顯著性變化不大，說明是穩(wěn)健的。前文使用的是有放回的一對一最近鄰匹配，下面將采用核匹配、半徑匹配、樣條匹配和局部線性回歸等匹配方法進(jìn)行檢驗。從表8中可知，這四種匹配方式的估計結(jié)果與一對一近鄰匹配的結(jié)果在顯著性水平上差異較小，系數(shù)大小的變動在0.016以內(nèi)，與一對一最近鄰匹配的結(jié)果相近，說明本文的估計結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表8 更換匹配方式的穩(wěn)健性檢驗

五、影響機(jī)制檢驗

通過平均處理效應(yīng)檢驗和動態(tài)效應(yīng)檢驗可知，生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率的提升具有顯著的正向影響，并且在經(jīng)過1年的滯后期后，政策效應(yīng)隨時間的推后而不斷增強(qiáng)，那么該政策是通過何種路徑影響農(nóng)業(yè)綠色效率的呢？基于前文的分析，可以知道基準(zhǔn)回歸中的控制變量(城市化水平、政府財政支出、地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本以及工業(yè)化水平)亦能作為生態(tài)文明先行示范區(qū)政策影響農(nóng)業(yè)綠色效率的途徑?；谠撍悸?，本文在式(4)的基礎(chǔ)上引入控制變量與did的交互項，即構(gòu)建式(7)來探究生態(tài)文明先行示范區(qū)政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響機(jī)制，回歸結(jié)果如表9所示。

在表9中，城市化、工業(yè)化以及政府財政支出的交互項系數(shù)均為負(fù)值，并且城鎮(zhèn)化的交互項系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著，說明生態(tài)文明先行示范區(qū)政策不僅不能借助城市化、工業(yè)化以及政府財政支出對農(nóng)業(yè)綠色效率產(chǎn)生正向影響，反而阻礙了其增長?？赡茉蛴校阂皇悄壳俺青l(xiāng)二元關(guān)系轉(zhuǎn)型不徹底，未達(dá)到城鄉(xiāng)一體化發(fā)展[32]，整體上還處于“農(nóng)業(yè)支持工業(yè)，農(nóng)村支持城市”的舊制度路徑依賴中。盡管國家增加了對于農(nóng)業(yè)農(nóng)村的投入，但是由于舊制度路徑依賴的存在，地方政府還是更加重視工業(yè)和城市的發(fā)展。并且由于城市“虹吸”效應(yīng)的存在，先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)等資源很難流向農(nóng)村，這使得城市化和工業(yè)化發(fā)展反而阻礙了農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展[33]。二是目前農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策存在缺陷。農(nóng)業(yè)的補(bǔ)貼政策大多還停留在對于購機(jī)補(bǔ)貼、糧食直補(bǔ)及良種補(bǔ)貼等方面，僅僅以通過提高農(nóng)業(yè)期望產(chǎn)出(如農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值等)的方式提高生產(chǎn)效率，未涉及農(nóng)業(yè)環(huán)境保護(hù)的因素，從而導(dǎo)致政府財政支出對于農(nóng)業(yè)綠色效率的提升作用未得到體現(xiàn)。此外，我國在2007年才開始啟動現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系，對于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的關(guān)注較晚且研發(fā)資金不足。

表9 生態(tài)文明先行示范區(qū)設(shè)立對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響機(jī)制

人力資本交互項與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平交互項的估計系數(shù)為正值，說明生態(tài)文明先行示范區(qū)能夠通過人力資本以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來提高農(nóng)業(yè)綠色效率。但值得注意的是僅人力資本交互項系數(shù)在10%的水平下顯著，說明生態(tài)文明先行示范區(qū)設(shè)立后，主要是依靠地區(qū)人力資本水平來提升農(nóng)業(yè)綠色效率。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于湖南省2007—2016年80個縣市的面板數(shù)據(jù)，采用考慮非期望產(chǎn)出的Undesirable Output模型測算了各地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率，并將測算出來的效率值作為被解釋變量，通過構(gòu)建PSM-DID模型探討了“設(shè)立生態(tài)文明先行示范區(qū)”這一政策對于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響，主要結(jié)論如下：①生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立能夠顯著促進(jìn)縣域農(nóng)業(yè)綠色效率的增長，使處理組比控制組提高約6.7%。在經(jīng)過多種穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論仍然成立。②生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對農(nóng)業(yè)綠色效率的提升具有1年的滯后期，且在短期內(nèi)，政策效應(yīng)隨著時間的推移呈增強(qiáng)趨勢。③生態(tài)文明先行示范區(qū)主要通過人力資本來提升農(nóng)業(yè)綠色效率，地區(qū)人力資本水平每提高1%，可以使農(nóng)業(yè)綠色效率提升2.805%。地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平盡管對農(nóng)業(yè)綠色效率產(chǎn)生了正向影響，但提升作用還不明顯。此外，城市化水平會顯著抑制生態(tài)文明先行示范區(qū)農(nóng)業(yè)綠色效率的增長。

根據(jù)本文的主要結(jié)論，可以得出以下政策啟示：

(1)擴(kuò)大人力資本投資，提高勞動力素質(zhì)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的主體是農(nóng)民，而廣大農(nóng)民的生態(tài)文明意識和生態(tài)文明素養(yǎng)決定著農(nóng)業(yè)農(nóng)村生態(tài)文明建設(shè)的成果。湖南作為一個多民族的省份，少數(shù)民族人口占比達(dá)到了10.1%。在此背景下以教育為主的人力資本投資就必須解決少數(shù)民族地區(qū)以及非少數(shù)民族地區(qū)教育資源配置不公的問題。少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的落后以及地區(qū)人民的封建觀念和保守思想導(dǎo)致了教師流動性大以及入學(xué)率低。因此，地方政府應(yīng)提高少數(shù)民族地區(qū)教師的待遇水平并增加具有激勵性的獎勵措施來加強(qiáng)教師隊伍的穩(wěn)定性；還需加大對教育事業(yè)的投資，并在教育落后地區(qū)開展專題講座，扭轉(zhuǎn)當(dāng)?shù)厝嗣癫恢匾暯逃挠^念。此外，應(yīng)培養(yǎng)學(xué)生的職業(yè)技能，如鼓勵相關(guān)高校、職業(yè)學(xué)校開設(shè)有關(guān)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的課程，建立現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)人才培養(yǎng)體系，讓先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)被普遍認(rèn)識和利用。

(2)推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)的協(xié)同發(fā)展。盡管生態(tài)文明先行示范區(qū)政策可通過地區(qū)經(jīng)濟(jì)推動農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展，但是目前該推動作用還不明顯。因此，地區(qū)經(jīng)濟(jì)在發(fā)展的過程中，一方面，要調(diào)整優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，打造生態(tài)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系，走集經(jīng)濟(jì)效益、社會效益和環(huán)境效益于一體的“兩型”農(nóng)業(yè)發(fā)展道路，如在張家界等自然條件優(yōu)美地區(qū)打造農(nóng)業(yè)生態(tài)園，大力發(fā)展生態(tài)旅游業(yè)；通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的綠色化等。另一方面，應(yīng)該加強(qiáng)對于農(nóng)業(yè)的重視程度，擴(kuò)大對于農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)的資金支持力度，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的綠色化改革。

(3)推動新型城鎮(zhèn)化，注重城鄉(xiāng)融合發(fā)展。宋元梁等[34]指出盡管城鎮(zhèn)化在短期內(nèi)抑制了農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率，但是從長期來看，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化還是可以帶來技術(shù)支持以及高質(zhì)量的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，如先進(jìn)的農(nóng)用機(jī)械、高質(zhì)量的農(nóng)用化學(xué)品，等等。因此，在城鎮(zhèn)化的發(fā)展過程中，要促進(jìn)其與農(nóng)業(yè)農(nóng)村的良性互動。加強(qiáng)城市對農(nóng)村的涉農(nóng)技術(shù)傳播，將農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)化為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模以獲得規(guī)模效益。此外，設(shè)立法律法規(guī)嚴(yán)格控制城鎮(zhèn)污染向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，尤其是控制工業(yè)污染排放嚴(yán)重的產(chǎn)業(yè)向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，保護(hù)農(nóng)業(yè)用地免受污染。

生態(tài)文明先行示范區(qū)是一項全國性的政策。本文由于受各地區(qū)數(shù)據(jù)難以獲取以及指標(biāo)不統(tǒng)一的限制，研究樣本僅包含作為農(nóng)業(yè)大省的湖南省，但所得研究結(jié)論也可以普及到全國層面，能夠?qū)σ院笊鷳B(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立和推進(jìn)提供一定的啟示和借鑒意義。不過，需要注意的是，如果是基于全國層面來分析的話，由于各地區(qū)對于該政策的實施力度以及實施措施的不同，會導(dǎo)致高估或低估該政策的凈效應(yīng)。此外，本文對于政策實施后的研究時間較短，僅有三年，只能得知政策在短期內(nèi)的作用效果。那么在長期該政策的作用效果如何以及該政策在實施多久后會失效呢？在今后數(shù)據(jù)獲取無障礙的情況下，這一問題值得進(jìn)一步研究。

注釋：

① 由于2017年的數(shù)據(jù)中部分指標(biāo)(如農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力等)缺失較為嚴(yán)重，且在進(jìn)行論文創(chuàng)作時，《湖南省農(nóng)村統(tǒng)計年鑒——2019》尚未出版，故本文選取的研究區(qū)間為2007—2016年。

② 農(nóng)藥的碳排放系數(shù)為4.9341 kg/kg(美國橡樹嶺國家實驗室)，化肥的碳排放系數(shù)為0.8956 kg/kg(美國橡樹嶺國家實驗室)；柴油的碳排放系數(shù)為0.5927 kg/kg(IPCC)；農(nóng)用薄膜的碳排放系數(shù)為5.18 kg/kg(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)業(yè)資源中國農(nóng)業(yè)大學(xué)生物與技術(shù)學(xué)院生態(tài)環(huán)境研究所)；機(jī)械翻耕的碳排放系數(shù)為312.6 kg/km2(中國農(nóng)業(yè)大學(xué)生物與技術(shù)學(xué)院)；灌溉的碳排放系數(shù)為20.476 kg/km2(李波等)。

③ 地區(qū)代碼：1.望城區(qū)(2011年撤縣改區(qū))；2.長沙縣；3.瀏陽市；4.株洲縣；5.攸縣；6.茶陵縣；7.炎陵縣；8.醴陵市；9.湘潭縣；10.湘鄉(xiāng)市；11.韶山市；12.邵東縣；13.新邵縣；14.邵陽縣；15.隆回縣；16.洞口縣；17.綏寧縣；18.新寧縣；19.城步苗族自治縣；20.武岡市；21.岳陽縣；22.華容縣；23.湘陰縣；24.平江縣；25.汨羅市；26.臨湘市；27.安鄉(xiāng)縣；28.漢壽縣；29.澧縣；30.臨澧縣；31.桃源縣；32.石門縣；33.津市市；34.慈利縣；35.桑植縣；36.南縣；37.桃江縣；38.安化縣；39.沅江市；40.桂陽縣；41.宜章縣；42.永興縣；43.嘉禾縣；44.臨武縣；45.汝城縣；46.桂東縣；47.安仁縣；48.資興縣；48.祁陽縣；50.東安縣；51.雙牌縣；52.道縣；53.江永縣；54.寧遠(yuǎn)縣；55.藍(lán)山縣；56.新田縣；57.華瑤族自治縣；58.中方縣；59.沅陵縣；60.辰溪縣；61.溆浦縣；62.會同縣；63.麻陽苗族自治縣；64.新晃侗族自治縣；65.芷江侗族自治縣；66.靖州苗族侗族自治縣；67.通道侗族自治縣；68.洪江市；69.雙峰縣；70.新化縣；71.冷水江市；72.漣源市；73.吉首市；74.瀘溪縣；75.鳳凰縣；76.花垣縣；77.保靖縣；78.古丈縣；79.永順縣；80.龍山縣。