李自強,葉偉嬌,梅 冬,鄭茨文

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 武漢 430070;2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)工商管理學(xué)院 北京 100070;3.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所 北京 100081)

糧食安全是關(guān)乎國家穩(wěn)定和民生福祉的永恒主題。當(dāng)前,我國糧食產(chǎn)出能力不斷提升的同時,對生產(chǎn)環(huán)境的負(fù)外部性也在不斷增加[1]。農(nóng)藥、化肥和地膜過度投入造成的土壤結(jié)構(gòu)惡化及板結(jié)程度已經(jīng)超出耕地自身的生態(tài)循環(huán)修復(fù)能力,在此背景下,為維持糧食的可持續(xù)生產(chǎn)確保糧食安全,政府對糧食生態(tài)綠色生產(chǎn)愈加重視[2-3]。糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率是指將糧食種植生態(tài)價值納入綠色全要素生產(chǎn)率測算體系中,以糧食種植生態(tài)價值和糧食產(chǎn)值為期望產(chǎn)出,以碳排放和農(nóng)業(yè)面源污染為非期望產(chǎn)出的全要素生產(chǎn)率,反映糧食生產(chǎn)的效率變化及生態(tài)環(huán)境負(fù)荷情況[4-5]。提高糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率不僅是現(xiàn)階段糧食穩(wěn)定可持續(xù)生產(chǎn)的重要保障,也是踐行生態(tài)文明理念的關(guān)鍵路徑。保障糧食有效產(chǎn)出的同時盡可能減少生產(chǎn)要素投入,尤其是農(nóng)藥、化肥和地膜等農(nóng)業(yè)面源污染要素的投入,是實現(xiàn)生態(tài)效益和經(jīng)濟效益最大化[6],提升糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵所在。而農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)作為財政支農(nóng)投資的重要手段,對糧食生產(chǎn)具有規(guī)模擴張、投資替代和結(jié)構(gòu)優(yōu)化三重效應(yīng)[7],既有益于糧食種植環(huán)境的改善,也能兼顧糧食生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,減少污染性生產(chǎn)要素的投入[8]。此外,環(huán)境規(guī)制作為“一控兩減三基本”的有效手段,逐漸成為糧食生產(chǎn)生態(tài)環(huán)境治理的重要補充[9]。鑒于此,我國政府增強環(huán)境規(guī)制程度的同時,不斷加大農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)投入,以期構(gòu)建資源節(jié)約及環(huán)境友好的糧食生產(chǎn)現(xiàn)代化體系,促進(jìn)資源環(huán)境與糧食生產(chǎn)的協(xié)調(diào)發(fā)展。那么,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)投入能否有效促進(jìn)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的提升? 以及地區(qū)差異是否具有異質(zhì)性影響? 對于上述問題的回答,不僅關(guān)乎我國糧食的生態(tài)可持續(xù)生產(chǎn),也有益于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施規(guī)劃建設(shè)政策的完善。

糧食全要素生產(chǎn)率的研究多采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法。隨著農(nóng)業(yè)面源污染問題日益凸顯,學(xué)者們逐漸將污染要素納入糧食全要素生產(chǎn)率考量范圍。而由于傳統(tǒng)的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法,無法測算非期望產(chǎn)出,Tone[10]建立兼容徑向與非徑向的松弛變量測度模型,用于測度綠色全要素生產(chǎn)率。Ramanathan 等[11]結(jié)合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特性,改進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率測度方法,逐步將土壤氮、磷含量等面源污染和碳排放作為非期望產(chǎn)出納入農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率估算模型中。此后,眾多研究將其運用到糧食生產(chǎn)領(lǐng)域,測算并分析糧食綠色全要素生產(chǎn)率。微觀層面主要從農(nóng)業(yè)機械投入、水資源投入、土地投入、勞動力投入和化肥投入等因素角度對糧食綠色全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行探究[12-13];宏觀層面主要聚焦于地區(qū)環(huán)境污染治理、經(jīng)濟發(fā)展水平、氣候變化和生產(chǎn)技術(shù)變遷等因素對糧食綠色全要素生產(chǎn)率的影響[14]。然而,已有研究的期望產(chǎn)出大多僅考慮糧食產(chǎn)品的經(jīng)濟價值,低估了糧食種植過程中所產(chǎn)生的生態(tài)價值。近年來,隨著經(jīng)濟與生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展理念深入人心,部分學(xué)者逐漸將生態(tài)因素納入綠色全要素生產(chǎn)率測算體系中,構(gòu)建基于生態(tài)價值最大化的生態(tài)全要素生產(chǎn)率測算模型[4,15]。雖然已有研究開始關(guān)注生態(tài)全要素生產(chǎn)率,但缺乏其在糧食生產(chǎn)領(lǐng)域應(yīng)用的研究。

此外,環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系研究也是學(xué)術(shù)界的關(guān)注焦點[16-19]。環(huán)境規(guī)制對于綠色全要素生產(chǎn)率調(diào)節(jié)作用的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制不僅在外商直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響中具有正向調(diào)節(jié)作用[20],而且環(huán)境規(guī)制類型的差異,也能在財政分權(quán)對綠色全要素生產(chǎn)率的影響中發(fā)揮不同的調(diào)節(jié)效應(yīng)[21]。然而,黃慶華等[22]提醒學(xué)者們在研究綠色全要素生產(chǎn)率與環(huán)境規(guī)制時,需關(guān)注二者存在的雙向動態(tài)因果關(guān)系。與此同時,關(guān)于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對糧食生產(chǎn)效率作用機理的研究也在不斷增加。一方面,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施有利于糧食規(guī)模經(jīng)營和生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步,實現(xiàn)成本節(jié)約,從而提升糧食生產(chǎn)效率[23]。另一方面,不同類型的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對糧食增產(chǎn)效應(yīng)差異顯著,其中農(nóng)田水利設(shè)施強于農(nóng)業(yè)電力設(shè)施和農(nóng)村交通設(shè)施[24]。沿此思路,學(xué)者們開始探究農(nóng)村醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施[25]、農(nóng)村公路設(shè)施[26]對我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及溢出效應(yīng)。與其他研究不同的是,卓樂等[27]認(rèn)為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施中的農(nóng)業(yè)電力設(shè)施維度并不能有效提升糧食全要素生產(chǎn)率。可見,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施影響糧食全要素生產(chǎn)率的關(guān)系機制仍存在一定爭議。

綜上,多數(shù)研究聚焦于探討農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算及其影響因素,加入非期望產(chǎn)出的糧食綠色全要素生產(chǎn)率測算的研究才初露頭角,進(jìn)一步考慮糧食種植生態(tài)價值的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率研究相對較少。而基于環(huán)境規(guī)制視角,以農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)為切入點探究糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)則更是寥寥無幾。因此,本研究一方面在糧食綠色全要素生產(chǎn)率測算中,加入糧食產(chǎn)量和糧食種植生態(tài)價值指標(biāo)作為期望產(chǎn)出,構(gòu)建糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率測算體系,以同時體現(xiàn)其生態(tài)和經(jīng)濟價值。并借鑒前人廣泛使用的GML 指數(shù)法對1993—2019年中國30 個省級行政區(qū)的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算分析。另一方面,以農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)為切入點深入探究糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的提升路徑,并討論環(huán)境規(guī)制在其中的調(diào)節(jié)作用,以期為我國糧食生態(tài)生產(chǎn)全要素生產(chǎn)率的提升和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)規(guī)劃提供參考依據(jù)。這既是對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率提升的進(jìn)一步探索,也是對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)規(guī)劃研究領(lǐng)域的延展。

1 材料與方法

1.1 糧食種植生態(tài)價值測算方法

糧食種植生態(tài)價值主要參照Costanza 等[28]的當(dāng)量因子法和謝高地等[29]耕地生態(tài)價值系數(shù),采用生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值評價法(ESV)進(jìn)行測算。具體公式如下:

式中:E n表示單位面積糧食種植所產(chǎn)生的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值,￥·hm—2;p表示以1993年為基期的糧食不變價格,￥·kg—1;q表示糧食作物單產(chǎn),kg·hm—2;m表示糧食播種面積,hm2;系數(shù)1/7 是指未考慮農(nóng)業(yè)勞動力投入的糧食種植生態(tài)價值與食物生產(chǎn)價值之比。

式中:E r表示r種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能的單價,￥·hm—2;e r表示糧食種植的r種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能相對應(yīng)的當(dāng)量因子,r=1,2,···,7,分別表示糧食種植所帶來的氣體調(diào)節(jié)、水文調(diào)節(jié)、氣候調(diào)節(jié)、廢物處理、生物多樣性、保持土壤、美學(xué)景觀7 種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能[30]。

式中:E表示地區(qū)糧食種植生態(tài)服務(wù)價值總額,S則表示糧食種植面積。

1.2 糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率測算方法

由于GML 指數(shù)能夠有效兼顧期望產(chǎn)出最大化、非期望產(chǎn)出和投入要素最小化的綠色發(fā)展訴求,本研究參照Oh[31]構(gòu)建GML 指數(shù)模型對1993—2019年中國30 個省級行政區(qū)的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率變化情況進(jìn)行測算。具體測算公式如下:

式中:x t、y t和b t分別表示t年的投入要素、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出,x t+1、y t+1和b t+1分別表示t+1年的投入要素、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出;D t(x t,yt,b t)和D t+1(x t+1,y t+1,b t+1)分別表示投入產(chǎn)出向量(x,y,b)在第t和t+1 時期的產(chǎn)出距離函數(shù);D g(x t,yt,b t)是參照集合的方向向量。TEt和TEt+1分別表示t年和t+1年的綜合技術(shù)效率;BPGt和BPGt+1分別表示t年和t+1年的技術(shù)參照集和生產(chǎn)前沿面之間的距離。GECt,t+1和GTCt,t+1則分別表示由GMLt,t+1指數(shù)分解得到的相對于t期的t+1 期的糧食生態(tài)技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)。當(dāng)GML、GEC 或GTC 值大于1 時,說明糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率、糧食生態(tài)技術(shù)效率或糧食生態(tài)技術(shù)進(jìn)步從t至t+1 時段是增長的,反之則為下降,等于1 時則保持不變。此外,本研究還以1993年為基期,設(shè)定基期糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率為1,后續(xù)年份參照基期進(jìn)行累乘計算出累計糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。

本研究糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率測算中的投入要素,包含糧食生產(chǎn)過程的土地投入、勞動力投入、化肥投入、農(nóng)藥投入、機械投入、塑料薄膜投入和水資源投入,期望產(chǎn)出包括糧食產(chǎn)量和糧食種植生態(tài)價值,非期望產(chǎn)出則包含農(nóng)業(yè)面源污染(參照賴斯蕓等[32]測算)和碳排放量(參照李波等[33]測算)。各具體指標(biāo)及測算方法如表1所示。

表1 糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率測量指標(biāo)Table 1 Measurement indicators of ecological total factor productivity of grain

1.3 糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率相關(guān)變量選取

被解釋變量:糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。本研究參照周應(yīng)恒等[5],再結(jié)合辛寶貴等[4]研究在期望產(chǎn)出指標(biāo)中加入糧食種植生態(tài)價值,以期追求糧食生產(chǎn)的經(jīng)濟價值和生態(tài)價值最大化的同時,兼顧農(nóng)業(yè)面源污染、碳排放和其他投入要素最小化,從而更為科學(xué)、準(zhǔn)確、合理地反映糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。

解釋變量:農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施。關(guān)于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的測算維度,本研究參照朱晶等[23]和蔡保忠等[24]進(jìn)行修改,選取農(nóng)業(yè)水利設(shè)施(Irri)、農(nóng)業(yè)電力設(shè)施(Elec)和農(nóng)業(yè)交通設(shè)施(Road)3 個子維度進(jìn)行測度。

調(diào)節(jié)變量:環(huán)境規(guī)制。本研究考慮到糧食生產(chǎn)環(huán)境規(guī)制的強弱,在一定程度上反映出地方政府對糧食生產(chǎn)環(huán)境所采取措施的強度[18],能夠增強單位農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響。故參照鐘茂初等[34]選取環(huán)境污染治理投資總額乘以相應(yīng)的權(quán)重系數(shù),以此度量糧食生產(chǎn)領(lǐng)域的環(huán)境規(guī)制變量。

控制變量:根據(jù)糧食綠色全要素生產(chǎn)率和生態(tài)全要素生產(chǎn)率影響因素的相關(guān)研究成果[13-15,35],選取戶均耕地規(guī)模、除澇面積、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、受災(zāi)率、糧價變動水平和技術(shù)密度作為本研究模型的控制變量。具體變量指標(biāo)及測算方法如表2所示。

表2 糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率相關(guān)變量及計算方法Table 2 Variables and calculation methods of ecological total factor productivity of grain

1.4 實證模型設(shè)計

由于糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率(Y)數(shù)據(jù)類型屬于截斷數(shù)據(jù),因此采用Tobit 回歸模型進(jìn)行檢驗,公式如下:

此外,本研究根據(jù)區(qū)域特征進(jìn)行分樣本回歸,考慮到本研究涉及樣本數(shù)據(jù)為省級面板數(shù)據(jù),因而所提及各區(qū)劃代表省級行政區(qū)解釋如下。北方地區(qū)特指:北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、安徽、山東、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆15 個省級行政區(qū)。南方地區(qū)特指:上海、江蘇、浙江、福建、江西、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南15 個省級行政區(qū)。

同時,為在有限的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入下,探究糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的提升方法,本研究嘗試從環(huán)境規(guī)制視角,分析其在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施影響糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率中的調(diào)節(jié)作用,為此設(shè)計層次回歸分析模型如下:

式中:M it為調(diào)節(jié)變量,表示t年i區(qū)域的環(huán)境規(guī)制;λ和ξ表示各方程對應(yīng)的系數(shù)。

1.5 數(shù)據(jù)來源

原始數(shù)據(jù)無特別說明均來源于1993—2019年我國30 個省級行政區(qū)(除港、澳、臺、西藏之外)統(tǒng)計資料共27年810 個樣本數(shù)據(jù)。具體如下:GDP 總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、除澇面積、公路里程、省域國土面積、鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)、糧食商品零售價格指數(shù)和電力消費量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》;耕地面積、糧食播種面積、農(nóng)作物播種面積、鄉(xiāng)村人口數(shù)、有效灌溉面積、農(nóng)作物受災(zāi)面積、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》;農(nóng)業(yè)用水量、水資源總量、河流面積、濕地面積和地表水資源數(shù)據(jù)來自《中國水利統(tǒng)計年鑒》;鄉(xiāng)村戶數(shù)、糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機械總動力、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資和有效灌溉面積數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》。環(huán)境污染治理投資總額數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境年鑒》。其中,主要經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)以1993年為基準(zhǔn)期,按照物價指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。

2 結(jié)果與分析

2.1 糧食生態(tài)價值與全要素生產(chǎn)率的變化

2.1.1 糧食生態(tài)價值

由于本研究將糧食種植生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值納入糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率測算的期望產(chǎn)出中,因而借鑒生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值評價方法測算出各地區(qū)的糧食種植生態(tài)價值。由圖1 可見,1993—2019年我國各地區(qū)每公頃的糧食種植生態(tài)價值基本呈現(xiàn)上升趨勢;糧食種植生態(tài)價值由小到大的區(qū)域排序為西北區(qū)、東北區(qū)、西南區(qū)、華南區(qū)、黃淮海區(qū)和長江中下游區(qū),測算結(jié)果與周應(yīng)恒等[5]類似。其中,西北區(qū)糧食種植生態(tài)價值雖然最低,但由1993年的943.72 ￥·hm—2逐漸上漲至2019年的1529.23 ￥·hm—2,漲幅為62.04%,增長速度較快;長江中下游區(qū)糧食種植生態(tài)價值最高,由1993年的4765.45 ￥·hm—2逐漸上漲至2019年的6108.06 ￥·hm—2,漲幅為28.17%,增長速度較為緩慢;黃淮海區(qū)和華南區(qū)每公頃糧食種植生態(tài)價值量及增長軌跡較為相似,1993—2019年期間分別從3105.28 ￥·hm—2增長至4158.25 ￥·hm—2(增幅33.91%)和2949.03 ￥·hm—2增長至3861.08 ￥·hm—2(增幅30.92%)。

圖1 1993—2019年不同區(qū)域糧食種植生態(tài)價值變化特征Fig.1 Characteristics of changes in ecological values of grain production in different regions from 1993 to 2019

2.1.2 糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率

從糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率累計增長指數(shù)來看(圖2),1993—2019年間全國指數(shù)均值總體上呈現(xiàn)出波動上升趨勢,區(qū)域增長指數(shù)呈現(xiàn)出明顯的特征差異。具體而言,長江中下游區(qū)和東北區(qū)的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率累計增長指數(shù)多數(shù)年份高于全國平均水平,且相對其他4 個區(qū)域水平較高,增長速度較快。華南區(qū)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率累計增長指數(shù)波動較大,從1993—1998年呈快速上升趨勢,而1999—2014年則有所下降,2015年后開始緩慢增長;西南區(qū)和黃淮海區(qū)的增長趨勢較為相似,圍繞全國平均水平上下波動;而西北區(qū)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率累計增長指數(shù)則長期處于較低水平,且未見上升趨勢。

圖2 1993—2019年不同區(qū)域糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率(ETFP)累計增長情況Fig.2 Cumulative growth of grain ecological total factor productivity(ETFP)in different regions from 1993 to 2019

2.2 農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響及環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用分析

2.2.1 農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響

表3 中的模型1 表示控制變量對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果,作為其他回歸模型的參照。由模型2、模型4 和模型6,可知農(nóng)業(yè)水利設(shè)施、農(nóng)業(yè)電力設(shè)施和農(nóng)業(yè)交通設(shè)施分別對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率具有正向影響。以全變量模型8 進(jìn)行解釋(基于公式5),農(nóng)業(yè)水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響在P＜0.01 水平上顯著,系數(shù)為1.855,說明每增加1 單位的農(nóng)業(yè)水利設(shè)施將會提升1.855 單位的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)電力設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響在P＜0.05 水平上顯著,系數(shù)為1.116,說明增加1 單位的農(nóng)業(yè)電力設(shè)施將會提升1.116 單位的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)交通設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響在P＜0.01 水平上顯著,系數(shù)為0.064,說明單位農(nóng)業(yè)水利設(shè)施增加會提升0.064 單位糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。可見,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施能夠有效提升糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。

表3 農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施與糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果Table 3 Regression results between grain ecological total factor productivity and agricultural infrastructure

模型3、模型5 和模型7 表示,農(nóng)業(yè)水利設(shè)施、農(nóng)業(yè)電力設(shè)施和農(nóng)業(yè)交通設(shè)施分別加入二次項后對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。以全要素模型9 進(jìn)行解釋(基于公式6),加入農(nóng)業(yè)水利設(shè)施、農(nóng)業(yè)電力設(shè)施和農(nóng)業(yè)交通設(shè)施的二次平方項后,農(nóng)業(yè)水利設(shè)施的二次項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響在P＜0.05 水平上通過顯著性檢驗,系數(shù)為—1.746,說明農(nóng)業(yè)水利設(shè)施和糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系呈現(xiàn)“倒U 型”。此外,考慮到農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)決策受上一年農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入的影響,即農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對地區(qū)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率影響的傳導(dǎo)可能需要一定時間,因此,加入農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的一階滯后項進(jìn)行回歸。模型10 回歸結(jié)果(基于公式7),可知農(nóng)業(yè)水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響在P＜0.01 水平上顯著,系數(shù)為1.952,說明每增加1 單位的農(nóng)業(yè)水利設(shè)施將會使得下一年的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率提升1.952 單位;農(nóng)業(yè)電力設(shè)施一階滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)不顯著,表明農(nóng)業(yè)電力設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響不存在時間上的滯后性;農(nóng)業(yè)交通設(shè)施一階滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響在P＜0.01 水平上顯著,系數(shù)為0.077,說明每增加1 單位的農(nóng)業(yè)交通設(shè)施將會使得下一年的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率提升0.077 單位。由此可見,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施中的農(nóng)業(yè)水利設(shè)施和農(nóng)業(yè)交通設(shè)施對地區(qū)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響確實存在一定的時間滯后性。

2.2.2 農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施影響糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)健性檢驗

為進(jìn)一步檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本研究根據(jù)地區(qū)特征將樣本分為北方地區(qū)和南方地區(qū)進(jìn)行檢驗(表4)。北方地區(qū)樣本回歸結(jié)果見模型11 至模型13,其中,模型11 為控制變量對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果。從模型12 和模型13 可以看出與全樣本回歸結(jié)果相同,不過多贅述。南方地區(qū)樣本回歸結(jié)果見模型14 至模型16,其中,模型14 為控制變量對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果。從模型15 和模型16 可知,南方地區(qū)農(nóng)業(yè)水利設(shè)施及其滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果都不顯著,這與全樣本回歸結(jié)果不同。但整體來看北方地區(qū)和南方地區(qū)分樣本回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果較為相似,表明回歸結(jié)果總體較為穩(wěn)健。

表4 南方和北方地區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施與糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果Table 4 Regression results of grain ecological total factor productivity and agricultural infrastructure in north and south regions

此外,糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)的糧食生產(chǎn)特征可能也存在較大差異,本研究根據(jù)產(chǎn)區(qū)特征將樣本分為糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)進(jìn)行檢驗(如表5所示)。糧食主產(chǎn)區(qū)樣本回歸結(jié)果見模型17～19,模型17 為控制變量對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果。從模型18 和模型19 可以看出與全樣本回歸基本相同,但農(nóng)業(yè)交通設(shè)施及其滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果都不顯著,與全樣本回歸結(jié)果有所差異。非糧食主產(chǎn)區(qū)樣本回歸結(jié)果見模型20～22,其中,模型20 為控制變量對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果。從模型21 和模型22 與全樣本回歸結(jié)果多數(shù)相同,但農(nóng)業(yè)電力設(shè)施及其滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果不顯著,與全樣本回歸結(jié)果有部分差異。但整體來看糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)分樣本回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果均較為相似,再次表明整體回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表5 糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施與糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果Table 5 Regression results of grain ecological total factor productivity and agricultural infrastructure in different grain production areas

2.2.3 環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施影響糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率中的調(diào)節(jié)作用

為能在有限的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入現(xiàn)狀下,發(fā)揮其提高糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率發(fā)展的作用,本研究實證檢驗環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)作用(表6)。模型23 [基于式(8)]的結(jié)果顯示,農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。模型24 [基于式(9)]加入環(huán)境規(guī)制與農(nóng)田水利設(shè)施的交互項之后,交互項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為0.0193,且在P＜0.1 水平通過顯著性檢驗,表明環(huán)境規(guī)制在農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響中起正向調(diào)節(jié)作用。模型25 [基于式(8)]的結(jié)果顯示,農(nóng)業(yè)電力設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率具有顯著的負(fù)向影響。模型26 [基于式(9)]加入環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)電力設(shè)施的交互項之后,交互項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)不顯著,表明環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)電力設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率不具有調(diào)節(jié)作用。模型27 [基于式(8)]的結(jié)果顯示,農(nóng)業(yè)交通設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。模型28 [基于式(9)]加入環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)交通設(shè)施的交互項之后,交互項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)不顯著,表明環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)交通設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響中也不具有調(diào)節(jié)作用。

表6 環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施影響糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率中的調(diào)節(jié)作用Table 6 Test results of the moderating effect of environmental regulation on the impact of agricultural infrastructure on grain ecological total factor productivity

此外,為進(jìn)一步探究不同糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率區(qū)域中,環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性,本研究根據(jù)地區(qū)平均糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的中位數(shù),將30 個省級行政區(qū)分為生態(tài)全要素生產(chǎn)率低組和高組兩個樣本。分別對環(huán)境規(guī)制在兩個樣本中的調(diào)節(jié)作用強度進(jìn)行檢驗,驗證結(jié)果穩(wěn)健性的同時分析區(qū)域間的異質(zhì)性(表7)。在糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率低組中(模型29-31),環(huán)境規(guī)制與農(nóng)田水利設(shè)施的交互項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為0.0240 且在P＜5%水平通過顯著性檢驗。在糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率高組中(模型32-34),環(huán)境規(guī)制與農(nóng)田水利設(shè)施的交互項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)不顯著。表明相對于糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率較高的區(qū)域,在糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率較低的區(qū)域內(nèi),環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響中能夠發(fā)揮更強的正向調(diào)節(jié)作用。

表7 環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施影響糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率中的調(diào)節(jié)作用的分組檢驗結(jié)果Table 7 Group test results of the moderating effect of environmental regulation on the impact of agricultural infrastructure on grain ecological total factor productivity

3 討論與結(jié)論

3.1 農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響

農(nóng)業(yè)水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響,這與卓樂等[27]研究結(jié)論類似。這是因為農(nóng)業(yè)水利設(shè)施的建設(shè)投入,可以通過蓄水和運水等方式打破糧食生產(chǎn)用水的時空束縛,突破糧食生產(chǎn)的水資源瓶頸,降低自然災(zāi)害損失的同時增加糧食生產(chǎn)經(jīng)濟效益;此外,農(nóng)業(yè)水利設(shè)施的完善,還能有效提升水肥一體化技術(shù)的采納行為,有利于水溶肥等高肥效化肥的使用,有效降低總化肥施用量,加之節(jié)水灌溉技術(shù)的采納,能夠減少農(nóng)業(yè)面源污染從而提高其生態(tài)效益。更值得關(guān)注的是,農(nóng)業(yè)水利設(shè)施和糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系呈現(xiàn)“倒U 型”。表明糧食生態(tài)生產(chǎn)的過程中,農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)投入存在一個最適值。在農(nóng)田水利設(shè)施投入初期,對糧食生產(chǎn)的經(jīng)濟效用和生態(tài)效用在不斷提升。但隨著投入的繼續(xù)增加,單位農(nóng)田水利設(shè)施投入的邊際效用將會不斷減少。直至超過農(nóng)業(yè)水利設(shè)施投入最適值之后,農(nóng)業(yè)水利設(shè)施建設(shè)過剩不僅造成建設(shè)成本浪費,而且擠占了其他農(nóng)業(yè)公共基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)投入。一方面過于便利的水利基礎(chǔ)設(shè)施,容易使糧食生產(chǎn)者過度開發(fā)利用水資源,致使生產(chǎn)要素浪費,增加糧食生產(chǎn)經(jīng)濟成本。另一方面,水溶肥等肥料過度沖施,容易引起水體富營養(yǎng)化,加劇了生態(tài)成本,從而降低糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。

農(nóng)業(yè)電力設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響,這與鄧曉蘭等[25]研究結(jié)論相似。農(nóng)業(yè)電力設(shè)施的完善,有助于保障農(nóng)業(yè)機械及排灌設(shè)備的正常運作,促進(jìn)農(nóng)機具對農(nóng)業(yè)勞動力的替代作用,降低糧食生產(chǎn)成本,提高糧食生產(chǎn)效率。同時農(nóng)業(yè)電力設(shè)施的建設(shè)投入,能夠部分替代燃油的使用,減少糧食生產(chǎn)過程中農(nóng)機具的尾氣排放,提高糧食種植生態(tài)效益,從而促進(jìn)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的提升。

農(nóng)業(yè)交通設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響,這與徐海成等[36]結(jié)論類似。農(nóng)業(yè)交通設(shè)施建設(shè),能夠降低種子、化肥、農(nóng)膜等糧食生產(chǎn)資料的運輸成本,有效加速糧食生產(chǎn)資料和農(nóng)村勞動力的跨區(qū)流動,提高農(nóng)機具的運作效率和糧食生產(chǎn)的要素配置效率。此外,便利的交通環(huán)境還有助于新的糧食生態(tài)種植技術(shù)和種植知識的引進(jìn)及擴散,促進(jìn)糧食生態(tài)技術(shù)進(jìn)步,降低糧食生產(chǎn)過程中農(nóng)機具尾氣排放量,提高糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。

綜上可得農(nóng)業(yè)水利設(shè)施、農(nóng)業(yè)電力設(shè)施和農(nóng)業(yè)交通設(shè)施均能夠有效促進(jìn)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的提升,但具有一定的時間滯后性;其中,農(nóng)業(yè)水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)“倒U 型”關(guān)系。

3.2 農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域差異

3.2.1 南北地區(qū)的差異

南方地區(qū)農(nóng)業(yè)水利設(shè)施及其滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果都不顯著,與全樣本回歸結(jié)果不同。這是因為相較于北方地區(qū),我國南方地區(qū)糧食生產(chǎn)規(guī)模較小,糧食生產(chǎn)用水需求較低,且南方地區(qū)水資源充裕分布較為均勻,增加農(nóng)業(yè)水利設(shè)施投入對糧食生產(chǎn)決策的影響較小,從而對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率不具有顯著影響。而北方地區(qū)糧食生產(chǎn)規(guī)模大,用水需求高,加之水資源稀缺與分布不均,因此增加單位農(nóng)業(yè)水利設(shè)施投入對北方地區(qū)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用較強。

南方地區(qū)農(nóng)業(yè)電力設(shè)施負(fù)向影響糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率,與全樣本回歸結(jié)果不同。這一方面是由于我國南方地區(qū)山地丘陵地區(qū)居多,村莊之間復(fù)雜的地形地勢使得供電通電成本高昂,農(nóng)機作業(yè)和機械排灌的用電成本也較高,制約了糧食的生產(chǎn)效率,加大了經(jīng)濟成本。另一方面,南方的農(nóng)村地區(qū)村莊分布零散,生產(chǎn)性供電設(shè)施落后,電力輸送能耗較高,糧食生產(chǎn)規(guī)?；潭容^北方低,增加了單位糧食生產(chǎn)的用電量,從而提高生態(tài)成本[27]。致使南方地區(qū)的農(nóng)業(yè)電力設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響。

因此,得出結(jié)論北方地區(qū)回歸結(jié)果與全樣本一致,但南方地區(qū)農(nóng)業(yè)水利設(shè)施及其滯后項不能有效促進(jìn)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的提升,且農(nóng)業(yè)電力設(shè)施及其滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率具有抑制作用。其余變量回歸系數(shù)及顯著性均與全樣本回歸結(jié)果類似,說明檢驗結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.2.2 糧食主產(chǎn)區(qū)與非產(chǎn)區(qū)的差異

糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)交通設(shè)施及其滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果都不顯著,與全樣本回歸結(jié)果有所差異。首先,是歸功于糧食主產(chǎn)區(qū)的政策傾斜,早期已經(jīng)獲得了較多財政支農(nóng)資金,加之糧食主產(chǎn)區(qū)的多數(shù)地區(qū)地形地勢較為平坦,交通設(shè)施建設(shè)成本較低,因而農(nóng)業(yè)交通設(shè)施建設(shè)也處于較高水平;其次,糧食主產(chǎn)區(qū)相對于非糧食主產(chǎn)區(qū),其糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率已達(dá)到一個較高水平。另外,糧食主產(chǎn)區(qū)大多已實現(xiàn)較為成熟的規(guī)?；?、專業(yè)化和集約化糧食生產(chǎn)模式,存在一定的路徑依賴。因此,農(nóng)業(yè)交通設(shè)施建設(shè)投入對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的邊際增長貢獻(xiàn)較小。

非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)電力設(shè)施及其滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果不顯著,與全樣本回歸結(jié)果有部分差異。這是因為,糧食主產(chǎn)區(qū)大多為平原和盆地,而非糧食主產(chǎn)區(qū)的地形地勢多為丘陵、高原和山地,使得發(fā)電、供電和通電成本較高,供電設(shè)備相對落后,電力傳輸損耗較大;加之,非糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食生產(chǎn)規(guī)?；I(yè)化和集約化程度低,單位糧食生產(chǎn)所使用的機械動力耗電量較大,降低糧食生產(chǎn)的生態(tài)和經(jīng)濟效益,從而無法有效提升糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。

鑒于此,得出結(jié)論:糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)交通設(shè)施及其滯后項不能顯著提升糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率,而非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)電力設(shè)施及其滯后項對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率也不具顯著影響。其余模型回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果類似,表明檢驗結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.3 環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施影響糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率中的調(diào)節(jié)作用

環(huán)境規(guī)制在農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響中起正向調(diào)節(jié)作用。環(huán)境規(guī)制通過增加糧食生產(chǎn)的環(huán)境成本,迫使部分糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率較低的生產(chǎn)者,逐漸喪失可持續(xù)經(jīng)營的能力,被市場所淘汰,另一部分生產(chǎn)者則得益于較高的糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率而存續(xù)。而在較高的環(huán)境規(guī)制情境下,農(nóng)田水利設(shè)施投入對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強。這是因為,環(huán)境規(guī)制較強的地區(qū),能夠倒逼生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納[7],例如水肥一體化等技術(shù)的采納,有利于水溶肥等高肥效化肥的使用,有效減少總化肥施用量,加之節(jié)水灌溉技術(shù)的采納,可以減少農(nóng)業(yè)面源污染、碳排放和水資源的浪費,從而提高其生態(tài)效益。農(nóng)業(yè)水利設(shè)施建設(shè)作為重要的公共投入,對私人水利建設(shè)投入具有替代作用,能夠有效降低糧食生產(chǎn)者在自身的邊際環(huán)境成本,提高糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。因此,在環(huán)境規(guī)制較高的地區(qū)更能夠發(fā)揮農(nóng)業(yè)水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。

相對于糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率較高的區(qū)域,在糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率較低的區(qū)域內(nèi),環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的影響中能夠發(fā)揮更強的正向調(diào)節(jié)作用。這是因為,環(huán)境規(guī)制所衍生的環(huán)境成本,給糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率低組區(qū)域的生產(chǎn)者帶來了更大的壓力,單位農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)投入所發(fā)揮的削減環(huán)境成本的邊際效用更強。而在糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率較高的區(qū)域則相反,農(nóng)田水利設(shè)施所能發(fā)揮的削減環(huán)境成本的邊際效應(yīng)較弱。

據(jù)此,得出結(jié)論:環(huán)境規(guī)制在農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生態(tài)全要素生率的影響中具有正向調(diào)節(jié)作用。且分組調(diào)節(jié)回歸結(jié)果顯示相對于糧食生態(tài)全要素生率較高的區(qū)域,在糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率較低的區(qū)域內(nèi),環(huán)境規(guī)制能夠發(fā)揮更強的正向調(diào)節(jié)作用。

3.4 對策建議

上述結(jié)論為糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率發(fā)展提供了一些新思路。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)投入資金需求量大,建設(shè)周期長,對糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用具有一定的滯后性。因此,政府在規(guī)劃布局農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)時,應(yīng)具備前瞻性和先行性,穩(wěn)定構(gòu)建農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資體系。此外,根據(jù)地區(qū)特征差異因地制宜制定并宣傳環(huán)境法律法規(guī),也是實現(xiàn)糧食生態(tài)經(jīng)濟協(xié)調(diào)生產(chǎn)的重要手段。具體措施可著重從以下4 方面入手:

一是,適度穩(wěn)定農(nóng)業(yè)水利設(shè)施的建設(shè)投入,尤其是對北方地區(qū)重大水利工程的建設(shè)、修繕和管護(hù)應(yīng)重點關(guān)注,此外還應(yīng)加快水肥一體化和農(nóng)田節(jié)水工程等的建設(shè)步伐,構(gòu)建完善農(nóng)業(yè)水利基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò),為農(nóng)用化肥的減量增效提供水利基礎(chǔ)設(shè)施,以此促進(jìn)糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率的提升。

二是,加大農(nóng)業(yè)電力設(shè)施建設(shè)投入,尤其針對南方地區(qū)應(yīng)加快推進(jìn)農(nóng)村電力體制改革,構(gòu)建田間電力網(wǎng)絡(luò)和支持水電增效擴容,降低農(nóng)村電力傳輸損耗,促進(jìn)電能對燃油的替代作用,為糧食的高效綠色生產(chǎn)奠定能源基礎(chǔ)。

三是,超前規(guī)劃布局農(nóng)村交通設(shè)施網(wǎng)絡(luò)建設(shè),重點對三、四級公路進(jìn)行科學(xué)規(guī)劃,拓寬農(nóng)村交通網(wǎng)絡(luò)覆蓋面,完善農(nóng)村公路的建養(yǎng)一體化模式,降低糧食生產(chǎn)資料的運輸成本及生產(chǎn)過程中的農(nóng)機具尾氣排放量,以此提升糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率。

四是,制定科學(xué)、合理、彈性的環(huán)境法律法規(guī),宣傳環(huán)保型糧食生產(chǎn)政策,倡導(dǎo)生物有機肥和可降解農(nóng)膜的使用,補貼激勵糧食生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)和應(yīng)用。此外,還需根據(jù)不同區(qū)域?qū)嵤┎町惢h(huán)境規(guī)制強度。尤其應(yīng)加大糧食生態(tài)全要素生產(chǎn)率較低地區(qū)(青海、江蘇、四川、江西、山東等省)的環(huán)境規(guī)制強度,從而實現(xiàn)糧食生態(tài)價值和經(jīng)濟價值的協(xié)調(diào)發(fā)展。