孫 靜 劉洪玉 馬曉琳

（遼寧科技大學(xué)工商管理學(xué)院，遼寧 鞍山 114051）

0 引言

黨的二十大報告提出“全面推進鄉(xiāng)村振興”，強調(diào)“堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，堅持城鄉(xiāng)融合發(fā)展，暢通城鄉(xiāng)要素流動”。遼寧省作為重要的糧食基地、歷史悠久的農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)在其經(jīng)濟發(fā)展中始終占據(jù)著基礎(chǔ)性地位。農(nóng)業(yè)碳排放是我國碳排放的重要構(gòu)成，碳減排目標(biāo)的實現(xiàn)是提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的內(nèi)在要求。生態(tài)效率（Eco-efficiency）的概念最早由德國學(xué)者Schaltegger和Sturm于1990年提出［1］。他們首次將生態(tài)效率定義為經(jīng)濟產(chǎn)出與環(huán)境污染總量的比值。農(nóng)業(yè)生態(tài)效率是生態(tài)效率在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的擴展。由于農(nóng)業(yè)生態(tài)效率在測度農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)效率方面具有顯著的優(yōu)勢，因此其日益成為眾多學(xué)者研究和衡量農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展水平的有效工具［2-4］。全面考察遼寧省各地級市農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間差異、演進趨勢，對提高遼寧省的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率、推動遼寧省14地市協(xié)調(diào)發(fā)展、完善遼寧省農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的總體布局具有重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

如何衡量和測度農(nóng)業(yè)生態(tài)效率是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的研究熱點。由于非參數(shù)模型不需要預(yù)先建立函數(shù)形式及對先驗條件進行假設(shè)，可以有效避免參數(shù)加權(quán)的主觀性，逐漸成為測度農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的主要方法。例如，熵權(quán)法、指數(shù)法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（Data Envelopment Analysis，DEA）被廣泛應(yīng)用。其中，DEA是Charnes、Cooper和Rhodes于1978年提出的基于投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)的相對有效性評價方法，包括CCR、BCC、SBM系列模型，如今已成為衡量農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的主要方法［5］。吳梵等［6］運用投入導(dǎo)向型DEA-BCC模型測度了我國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生態(tài)效率存在顯著的空間溢出效應(yīng)，我國東部沿海地區(qū)生態(tài)效率高于其他地區(qū)。張展等［3］利用湖南省2008—2018年縣域行政單元農(nóng)業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用超效率SBM與面板Tobit回歸模型，結(jié)合空間相關(guān)性分析方法，對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率空間異質(zhì)性及影響因素進行了實證研究。陳曉蘭等［7］則運用超效率SBM模型對中國八大綜合經(jīng)濟區(qū)的生態(tài)效率進行測度，并運用Dagum基尼系數(shù)進一步考察了八大綜合經(jīng)濟區(qū)生態(tài)效率的空間差異?；诖?，筆者運用超效率SBM模型 對遼寧省各地市的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進行測算，并運用Dagum基尼系數(shù)考察遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的差異及來源。

2 指標(biāo)選擇與模型建立

2.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)描述

筆者基于遼寧省2011—2019年14個地級市面板數(shù)據(jù)，對遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率展開研究。為全面客觀地反映遼寧省生態(tài)效率水平，筆者結(jié)合已有研究［8-9］，構(gòu)建出遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率評價指標(biāo)體系，如表1所示。

表1中的原始數(shù)據(jù)主要來自《遼寧統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。其中，財政投入、經(jīng)濟效益分別以農(nóng)林水事務(wù)財政支出、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值表示，并以2011年為基期進行平減計算。在非期望產(chǎn)出中，農(nóng)業(yè)碳排放總量的測算主要參考李波等［10］、袁培等［11］人的做法，即農(nóng)業(yè)碳排放總量為化肥使用、農(nóng)業(yè)灌溉兩類碳排放源的數(shù)量乘以相應(yīng)的碳排放系數(shù)加總求得，化肥使用、農(nóng)業(yè)灌溉兩類碳排放源的碳排放系數(shù)分別為0.895 6和20.476 0。

表1 遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率評價指標(biāo)體系

2.2 模型建立

2.2.1 非期望產(chǎn)出超效率SBM模型。為客觀反映遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間差異、動態(tài)演進趨勢，筆者借鑒Tone［12］于2002年提出的超效率SBM模型。該模型能綜合測度多種投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出之間的關(guān)系，規(guī)避因選擇徑向所造成的計算偏差，同時克服傳統(tǒng)DEA方法測度農(nóng)業(yè)生態(tài)效率時未能突破1的限制。假設(shè)存在n個決策單元，每個決策單元都由m類投入指標(biāo)、r1類期望產(chǎn)出指標(biāo)和r2類非期望產(chǎn)出指標(biāo)3部分構(gòu)成，超效率SBM模型為

式（1）中，當(dāng)ρ=1即w-=0、wu=0、wu=0時，DMUk是有效單元。筆者在運用超效率SBM模型時，定義決策單元均已達到有效前沿面，超效率SBM模型構(gòu)建為

式（2）中：ρ為效率值，x、yd、yu分別代表投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的數(shù)值，λ表示所對應(yīng)的投入或產(chǎn)出變量的權(quán)重。

2.2.2 Dagum基尼系數(shù)及其分解方法。為測度遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間差異，筆者將遼寧省14個城市樣本分為東、中、西三大區(qū)域。其中，東部地區(qū)包括撫順市、本溪市、丹東市、鐵嶺市；中部地區(qū)包括沈陽市、大連市、鞍山市、營口市、遼陽市；西部地區(qū)包括錦州市、阜新市、盤錦市、朝陽市、葫蘆島市。筆者采用Dagum基尼系數(shù)及其分解方法考察遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的相對差異，總體差異來源G可分解為區(qū)域內(nèi)差異貢獻Gw、區(qū)域間差異貢獻Gnb和超變密度貢獻Gt，計算公式分別為

式（3）～（6）中：G表示總體基尼系數(shù)；k為劃分的區(qū)域數(shù)；n為所有城市數(shù)；nj（nh）是區(qū)域j（h）內(nèi)的城市數(shù)；yij(yhr)是j(h)區(qū)域內(nèi)第i（r）個城市的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率值；表示遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的平均值；Gjj表示j地區(qū)的基尼系數(shù)，見式（7）；Gjh為區(qū)域j和區(qū)域h之間的基尼系數(shù)，見式（8）；Djh表示區(qū)域j和區(qū)域h之間農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的相互影響，見式（9）；Fj（Fh）為j（h）區(qū)域的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率累積密度分布函數(shù)；djh為區(qū)域間農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的差值，即區(qū)域j和h中所有yjiyhr＞0的樣本值加總的數(shù)學(xué)期望，見式（10）；pjh為超變一階矩，可以理解為區(qū)域j和h中所有yji-yhr＜0的樣本值加總的數(shù)學(xué)期望，見式（11）。此外，pj和sj的計算公式如式（12）和式（13）。

3 實證分析

3.1 遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的測度與評價

筆者采用非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型，運用MATLAB軟件測算出遼寧省14個地市2011—2019年的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，結(jié)果如表2所示。同時，對遼寧省東、中、西三大區(qū)域的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率進行測算，結(jié)果如圖1所示。

表2 2011—2019年遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率測度值

圖1 2011—2019年遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率演進趨勢

從全省層面分析，2011—2019年遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值為0.868 3。這說明在現(xiàn)有社會自然資源投入和環(huán)境約束下，遼寧省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟取得了良好的收益。從演變過程來看，遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率整體處于波動上升的態(tài)勢，大致經(jīng)歷了“逐年下降—反彈上升—小幅下降—逐年上升”的變化過程。其中，2016年遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值為0.666 5，達到樣本觀測期內(nèi)最小值。造成這一現(xiàn)象的原因在于：與2015年相比，2016年盤錦市、鐵嶺市、朝陽市、葫蘆島市4市農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增幅較小，而農(nóng)業(yè)碳排放量有較明顯的增加，導(dǎo)致該類城市農(nóng)業(yè)生態(tài)效率大幅度下降，進而使遼寧省整體農(nóng)業(yè)生態(tài)效率呈現(xiàn)出明顯的下降態(tài)勢。

從城市層面分析，樣本觀測期內(nèi)，遼寧省各市農(nóng)業(yè)生態(tài)效率平均值排序為錦州市＞營口市＞丹東市＞撫順市＞沈陽市＞大連市＞遼陽市＞葫蘆島市＞阜新市＞本溪市＞鐵嶺市＞朝陽市＞鞍山市＞盤錦市。具體而言，錦州市、營口市、丹東市、撫順市、沈陽市、大連市、遼陽市7個城市的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值高于全省平均值，而其余城市農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值低于全省平均值。因此，急需釋放農(nóng)業(yè)生態(tài)效率水平較高地區(qū)的輻射帶動能力，促進遼寧省各地市農(nóng)業(yè)高質(zhì)量協(xié)調(diào)發(fā)展。

從區(qū)域?qū)用鎭砜矗?011—2019年遼寧省東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率處于波動上升的態(tài)勢，總體經(jīng)歷了多次“上升—下降”周期性變化，相較于2011年的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值0.906 4，2019年農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均值上升了約0.010 6，增幅約為1.17%。觀測期內(nèi)，遼寧省中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率大致經(jīng)歷了“小幅下降—微弱上揚—趨直下降—反彈上升—逐年下降—逐年上升”的變化過程，其中2011年和2019年農(nóng)業(yè)生態(tài)效率基本持平。2011—2019年，遼寧省西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率演變趨勢與東部地區(qū)相似，總體也經(jīng)歷了多次“上升—下降”的周期性變化；西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率表現(xiàn)出較為明顯的上升趨勢，相較于2011年的0.888 1，2019年上升了約0.081 3，增幅約為9.15%，年均增長率約為1.14%。

3.2 遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的區(qū)域差異及來源分析

筆者采用Dagum基尼系數(shù)及其分解方法進一步分析遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間差異及其來源，測算結(jié)果如表3所示。

表3 遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的區(qū)域差異及其貢獻率

圖2是遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率空間差異及其來源貢獻演變趨勢。遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率總體基尼系數(shù)均值為0.239 9，這意味著農(nóng)業(yè)生態(tài)效率存在顯著的空間非均衡性，與前文的研究結(jié)果相印證。從演變趨勢來看，2011—2019年遼寧省總體基尼系數(shù)呈“M”形演變，即2011—2014年大致呈現(xiàn)逐年遞增態(tài)勢，2015年下降至最低點0.063 1，隨后2016反彈上升至0.328 0，此后呈逐年遞減的態(tài)勢。相較于2011年，2019年遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的區(qū)域差異呈輕微上升態(tài)勢。

圖2 遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率差異來源貢獻的演變趨勢

從區(qū)域內(nèi)差異看，2011—2019年遼寧省西部地區(qū)內(nèi)部差異最大，其區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)均值為0.230 8；遼寧省中部、東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間非均衡性依次減弱，其區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)均值分別為0.171 0、0.165 9。從區(qū)域間差異來看，2011—2019年遼寧省東部與西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的差異最大，其區(qū)域間基尼系數(shù)均值約為0.254 3；中部與西部、東部與中部區(qū)域間差異程度依次降低，其區(qū)域間基尼系數(shù)均值分別為0.237 9、0.225 6。

從貢獻演變趨勢來看，2011—2019年區(qū)域內(nèi)差異貢獻率處于波動上升態(tài)勢：2011—2015年數(shù)值為27.15%～30.17%，2016年大幅下降至22.27%，2017年反彈上升至29.72%，2018年輕微下降；2019年上升至樣本觀測期內(nèi)最大值30.99%，相較于2011年整體略有上升，增加了約3.31%，增幅約為11.96%；觀測期內(nèi)年均增長率達到1.49%。區(qū)域間差異貢獻率處于波動下降的態(tài)勢，整體呈“W”形演變，具體而言：2011—2015年呈現(xiàn)逐年下降的態(tài)勢，2015—2016年觸底反彈上升至觀測期內(nèi)最大值56.01%，2016—2017年大幅下降，此后呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。樣本觀測期內(nèi)，區(qū)域間貢獻率由2011年的51.74%波動下降至2019年的42.40%，下降了約9.34%，降幅約為18.05%，年均下降率約為2.26%。

超變密度反映的是不同區(qū)域間的交叉重疊對總體空間差異的貢獻率。2011—2019年，超變密度貢獻率演變趨勢與區(qū)域間貢獻率演變趨勢恰好相反，整體呈“M”形演變，具體而言：2011—2015年呈現(xiàn)逐年上升態(tài)勢，2015年達樣本觀測期內(nèi)最大值66.30%，2016年大幅下降，2017年反彈上升，此后呈現(xiàn)逐年下降的趨勢。樣本觀測期內(nèi)，超變密度貢獻率由2011年的20.57%上升至2019年的26.61%，上升了約6.04%，增幅約為29.36%，年均增長率約為3.67%。從貢獻率數(shù)值大小來看，區(qū)域間貢獻率均值最高為36.27%，略高于超變密度的貢獻率均值35.68%，明顯高于區(qū)域內(nèi)的貢獻率均值28.05%。由此可見，遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率空間差異的主要來源是區(qū)域間差異，第二來源是超變密度，第三來源是區(qū)域內(nèi)差異。因此，解決遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率非均衡問題的關(guān)鍵在于降低區(qū)域間生態(tài)效率差異。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

基于2011—2019年遼寧省14個地市農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的相關(guān)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，利用超效率SBM模型測算出各市的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，并采用Dagum基尼系數(shù)及其分解方法對遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的區(qū)域差異進行探究，結(jié)果如下。

①從典型化事實來看，遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率整體呈現(xiàn)波動上升的態(tài)勢，但仍有較大的提升空間，區(qū)域差異特征明顯。從城市層面來看，錦州市、營口市等市的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率取得了良好的發(fā)展，而鞍山市、盤錦市等市農(nóng)業(yè)生態(tài)效率水平急需進一步提高。

②從區(qū)域相對差異來看，遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率存在顯著的空間非均衡性，西部、中部、東部區(qū)域內(nèi)差異依次減弱。區(qū)域間差異是遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率空間差異的主要來源，而東部與西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間分異最為嚴(yán)重。

4.2 政策建議

①要清晰認(rèn)識到促進遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率均衡發(fā)展的重要性和緊迫性，并高度重視經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率提出的迫切要求。在此基礎(chǔ)上，深入挖掘造成農(nóng)業(yè)生態(tài)效率空間差異的深層次原因，如地理位置、資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等關(guān)鍵性因素。

②由于區(qū)域間差異是遼寧省農(nóng)業(yè)生態(tài)效率空間差異的主要來源，且東部與西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的空間分異最為嚴(yán)重，因此，要牢固樹立“一盤棋”思想，建立健全遼寧省東部、中部、西部地區(qū)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展機制，建立“智者求同”的合作機制，積極促進農(nóng)村勞動力的區(qū)域轉(zhuǎn)移，大力發(fā)展農(nóng)民專業(yè)合作社，提高農(nóng)機等資源利用效率，形成三大地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的格局。