韓海彬 趙麗芬

(1.中央財經(jīng)大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動站，北京100081;2.天津廣播電視大學(xué)經(jīng)管學(xué)院，天津300191;3.中央財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100081)

改革開放30多年來，中國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大變化。農(nóng)產(chǎn)量穩(wěn)步增加，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件大幅改善，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施明顯加強(qiáng)。但是，從總體來看，中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長還屬于物質(zhì)投入推動型的增長，即粗放型的增長［1］，對于農(nóng)業(yè)資源相對匱乏、人力資本稟賦稀缺以及生態(tài)環(huán)境壓力等多重約束下的中國而言，粗放型的增長方式不但不能推動農(nóng)業(yè)的長期發(fā)展而且還日益加劇了我國農(nóng)業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境之間的矛盾。由于我國人多地少、地塊分散、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模小、組織化程度低，尤其是農(nóng)用化學(xué)品的過量使用以及農(nóng)業(yè)副產(chǎn)品的不當(dāng)利用等原因，導(dǎo)致我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來的環(huán)境風(fēng)險不斷加?。?］。黨的十七屆三中全會適時確立了推進(jìn)農(nóng)村改革發(fā)展的目標(biāo)，明確提出了要建立資源節(jié)約型、環(huán)境友好型的“兩型農(nóng)業(yè)”生產(chǎn)體系。因此，必須按照科學(xué)發(fā)展觀的要求，緊密圍繞轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，以提高資源利用效率和生態(tài)環(huán)境保護(hù)為核心，促進(jìn)農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展［3］。根據(jù)經(jīng)典增長理論，持續(xù)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)長期增長的關(guān)鍵，而農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，TFP)的增長正是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的重要體現(xiàn)，因此“兩型農(nóng)業(yè)”建設(shè)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)首先需要提高農(nóng)業(yè)TFP對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻(xiàn);其次，要有效控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中所產(chǎn)生的面源污染。

由于農(nóng)業(yè)面源污染的核算比較困難，因此傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)TFP的測量通常僅考慮生產(chǎn)要素的投入約束，而忽略資源環(huán)境的約束。在大力提倡發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)和低碳農(nóng)業(yè)的當(dāng)下，如果忽視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境代價，將會扭曲農(nóng)業(yè)發(fā)展績效，最終誤導(dǎo)政策建議［4］。據(jù)此，國內(nèi)少數(shù)學(xué)者開始嘗試把環(huán)境因素納入農(nóng)業(yè)TFP的研究框架。李谷成、陳寧陸和閔銳［5］在測算了農(nóng)業(yè)面源污染排放量的基礎(chǔ)上，利用Malmquist-Luenberger指數(shù)對中國改革開放以來考慮環(huán)境因素的農(nóng)業(yè)TFP進(jìn)行了測量。李谷成、范麗霞和閔銳［6］利用SBM方向性距離函數(shù)對環(huán)境規(guī)制下的中國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率進(jìn)行了實(shí)證評價。另外，薛建良和李秉龍［7］以及楊俊和陳怡［8］也分別采用不同的方法對考慮環(huán)境因素的中國農(nóng)業(yè)TFP進(jìn)行了考察。但是這些研究均未涉及農(nóng)業(yè)TFP的收斂問題?，F(xiàn)有研究中，基于省份數(shù)據(jù)對中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率收斂性研究的文獻(xiàn)并不多見［9］。趙蕾、楊向陽和王懷明［10］采用面板單位根檢驗(yàn)方法對中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的收斂性進(jìn)行了檢驗(yàn)。曾先峰和李國平［9］首先對中國農(nóng)業(yè)TFP進(jìn)行了估算，然后對農(nóng)業(yè)TFP進(jìn)行了σ收斂檢驗(yàn)。郭軍華和李幫義［11］則對中國農(nóng)業(yè)TFP進(jìn)行了β收斂檢驗(yàn)。但是，上述研究只檢驗(yàn)了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)TFP的收斂情況，并沒有考慮環(huán)境因素。

鑒于此，本文首先利用單元調(diào)查評估方法對農(nóng)業(yè)面源污染進(jìn)行了核算，然后通過Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)將環(huán)境因素納入農(nóng)業(yè)TFP分析框架，考察了1993－2010年環(huán)境約束下中國各省份農(nóng)業(yè)TFP增長，并且對其進(jìn)行了收斂性檢驗(yàn)。

1 方法和模型

1.1 環(huán)境技術(shù)

生產(chǎn)可能性集P(x)需要滿足以下假設(shè):(1)P(x)是一個有界的閉集;(2)“好”產(chǎn)出與“壞”產(chǎn)出的聯(lián)合弱可處置性(Jointly Weak Disposability);(3)投入和“好”產(chǎn)出的強(qiáng)可處置性(Strong or Free Disposability);(4)“好”產(chǎn)出與“壞”產(chǎn)出的零結(jié)合性(Null-Jointness)［5，12］。

1.2 方向性距離函數(shù)

在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，為了達(dá)到擴(kuò)大“好”產(chǎn)出，同時又縮小“壞”產(chǎn)出的目的，本文引入了方向性距離函數(shù)?；诋a(chǎn)出的方向性距離函數(shù)可表示為:

1.3 Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)

在方向性距離函數(shù)的基礎(chǔ)上可以構(gòu)造Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù)。根據(jù) Chung［13］，基于產(chǎn)出的從t時期到t+1時期的ML生產(chǎn)率指數(shù)可以通過計算四個方向性距離函數(shù)獲得:

ML生產(chǎn)率指數(shù)可以進(jìn)一步分解為效率變化指數(shù)(MLEFFCH)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(MLTECH):

MLEFFCH度量了技術(shù)落后者追趕技術(shù)先進(jìn)者的速度，反映了生產(chǎn)決策單元向生產(chǎn)前沿面的追趕效應(yīng);MLTECH則度量了技術(shù)前沿的進(jìn)步速度。ML、MLEFFCH和MLTECH大于(小于)1分別表示TFP增長(下降)、技術(shù)效率改善(惡化)和技術(shù)進(jìn)步(退步)。

2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)處理

本文使用1993－2010年中國內(nèi)地29個省級行政單位的農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)①西藏具有特殊的資源稟賦條件，不適宜采用對異常數(shù)據(jù)非常敏感的DEA方法進(jìn)行分析，因此本文的實(shí)證研究中未考慮西藏;由于重慶在1997年以后才有獨(dú)立的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，為了保持統(tǒng)計口徑的統(tǒng)一，本文將重慶的數(shù)據(jù)納入四川。。原始數(shù)據(jù)均來自于官方統(tǒng)計，主要包括歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、以及《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》，文中所用部分?jǐn)?shù)據(jù)是在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)之上經(jīng)過整理計算得到。關(guān)于區(qū)域的劃分，本文采用國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計口徑，將全國分為東、中、西三大地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南;西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

2.1 農(nóng)業(yè)投入指標(biāo)

在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，農(nóng)業(yè)投入指標(biāo)通常包括土地、勞動力、農(nóng)業(yè)機(jī)械、化肥和灌溉等。為了與現(xiàn)有研究結(jié)果具有可比性，本文沿用這些投入指標(biāo)。①土地投入，以農(nóng)作物總播種面積指標(biāo)計算;②勞動力投入，以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員指標(biāo)計算，其中2006年的數(shù)據(jù)缺失，本文用2004、2005、2007和2008年四年數(shù)據(jù)的平均值替代;③農(nóng)業(yè)機(jī)械投入，以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力計算;④化肥施用量，以按照折純量衡量的年度內(nèi)實(shí)際用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的化肥數(shù)量計算，包括氮肥、磷肥、鉀肥和復(fù)合肥;⑤灌溉投入，以實(shí)際有效灌溉面積計算。

2.2 農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)

在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中既會產(chǎn)生糧食、蔬菜等“好”產(chǎn)出又會帶來農(nóng)業(yè)污染排放物等“壞”產(chǎn)出。

農(nóng)業(yè)“好”產(chǎn)出以1990年不變價格的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行計算。農(nóng)業(yè)“壞”產(chǎn)出是指形成于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村生活活動中的各種農(nóng)業(yè)面源污染排放物，本文主要核算進(jìn)入水體的TN和TP兩大類農(nóng)業(yè)面源污染排放物。

農(nóng)業(yè)面源污染具有形成過程隨機(jī)性大、影響因子多、分布范圍廣、潛伏周期長、危害大等特點(diǎn)，這就給農(nóng)業(yè)面源污染的核算帶來較大的困難［14］。單元調(diào)查評估方法［15－16］適用于大尺度區(qū)域的農(nóng)業(yè)面源污染的測度，本文采用該方法對中國各省份進(jìn)入水體的TN和TP兩大類農(nóng)業(yè)面源污染排放物進(jìn)行核算。根據(jù)單元調(diào)查評估方法的要求，首先需要識別主要的農(nóng)業(yè)面源污染來源，明確農(nóng)業(yè)面源污染的調(diào)查范圍和評估內(nèi)容?？紤]到中國的實(shí)際情況，本文認(rèn)為農(nóng)業(yè)面源污染主要來自于農(nóng)田化肥、畜禽養(yǎng)殖、農(nóng)田固體廢棄物和農(nóng)村生活等幾個方面①作為單元調(diào)查評估方法的提出者，清華大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程系在其相關(guān)研究成果中把農(nóng)業(yè)面源污染的來源歸納為化肥施用、畜禽養(yǎng)殖、農(nóng)田固體廢棄物和農(nóng)村生活四大類。。在確定農(nóng)業(yè)面源污染來源的基礎(chǔ)上，綜合考慮統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性，構(gòu)建農(nóng)業(yè)面源污染的產(chǎn)污單元(見表1)。

最后，建立產(chǎn)污單元、污染物產(chǎn)生量和排放量之間的數(shù)量關(guān)系，具體公式為［15］:

上式中，E為進(jìn)入水體的農(nóng)業(yè)面源污染物排放量，這里具體指TN和TP的排放量;EUi為單元i指標(biāo)統(tǒng)計數(shù);ρi為單元i污染物的產(chǎn)污強(qiáng)度系數(shù);ηi為表征相關(guān)資源利用效率的系數(shù);PEi(EUi與ρi之乘積)為單元i污染物的產(chǎn)生量(產(chǎn)污量)，即不考慮資源綜合利用和管理因素時由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村生活產(chǎn)生的最大潛在污染量;Ci為單元i污染物的排放系數(shù)，它取決于單元特性(EUi)和環(huán)境特征(S)。

表1 農(nóng)業(yè)面源污染產(chǎn)污單元表Tab.1 List of unit for agricultural non-point pollution

式(8)中，各單元統(tǒng)計數(shù)據(jù)均來自于官方統(tǒng)計年鑒，產(chǎn)污強(qiáng)度系數(shù)和排放系數(shù)等參數(shù)值則通過文獻(xiàn)調(diào)研方式獲得［16－20］，并且在參數(shù)的確定過程中，考慮了不同區(qū)域土地利用類型和化肥施用強(qiáng)度對農(nóng)業(yè)面源污染的影響差異性。

3 測算結(jié)果及分析

3.1 各省份農(nóng)業(yè)TFP增長及其分解

為了考察環(huán)境因素對農(nóng)業(yè)TFP的影響，本文同時計算了考慮環(huán)境因素的Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)以及不考慮環(huán)境因素的傳統(tǒng)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，結(jié)果如表2所示②由于篇幅限制，各個省份的TFP指數(shù)及其分解的數(shù)據(jù)未列出，如果讀者對此感興趣可以向作者索要。。

由表2可知，若考慮環(huán)境因素，全國農(nóng)業(yè)TFP平均增長率為1.89%，其中技術(shù)進(jìn)步率為2.33%，技術(shù)效率則出現(xiàn)了輕微退步，年均遞減0.43%，這一結(jié)果與考慮了環(huán)境因素的楊俊和陳怡［8］的研究結(jié)果基本一致。從地區(qū)差異來看，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP平均增長率大于中、西部地區(qū)，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP平均增長率大于中部地區(qū)，并且三大地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)以及農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均大于1，但是三大地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率均出現(xiàn)了惡化，東、中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率分別年均遞減 0.27%、0.42%和0.60%。由此可見，不論是全國范圍還是東、中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP的增長主要是由農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步推動。這一結(jié)論具有普遍性，無論是不考慮環(huán)境因素的曾先峰和李國平［9］、郭軍華和李幫義［11］等的研究，還是考慮環(huán)境因素的楊俊和陳怡［8］的研究均支持我們這一結(jié)論。

表2 1993－2010年中國各地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)及其分解Tab.2 Agricultural TFP index and its components from 1993 to 2010 in each region

當(dāng)不考慮環(huán)境因素時，從農(nóng)業(yè)TFP增長來看，全國地區(qū)平均增長2.79%，東部地區(qū)平均增長2.27%，中部地區(qū)平均增長3.10%，西部地區(qū)平均增長3.13%，全國地區(qū)以及中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP增長率分別比考慮環(huán)境因素時提高0.88%、1.71%和2.35%，但是東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP增長率卻比考慮環(huán)境因素時降低1.01%?？梢?，中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程中出現(xiàn)了較為嚴(yán)重的以破壞生態(tài)環(huán)境為代價的粗放型增長。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步往往體現(xiàn)為產(chǎn)出水平提高和資源消費(fèi)增加，這種技術(shù)進(jìn)步通常會增加污染物排放，造成環(huán)境污染。另外，對于東部地區(qū)來說，考慮環(huán)境因素會提高農(nóng)業(yè)TFP的增長。由此可見，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境關(guān)系較為和諧，李谷成、范麗霞和閔銳［6］的研究結(jié)果支持了該結(jié)論。

3.2 歷年農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)及其分解

為了進(jìn)一步考察環(huán)境約束下中國農(nóng)業(yè)TFP的波動，本文給出了1993－2010年環(huán)境約束下的歷年中國農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)及其分解，具體見表3。

如表3所示，在考察期內(nèi)，環(huán)境約束下的中國歷年農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)均大于1，說明從1993年至2010年環(huán)境約束下的中國農(nóng)業(yè)TFP均有不同程度的增長，但是在不同時期增長的幅度是有區(qū)別的。從農(nóng)業(yè)TFP變動趨勢來看，可以大致把農(nóng)業(yè)TFP增長劃分為1993－1996年、1996－1999年、1999－2003年和2003－2010年四個子階段。1993－1996年，環(huán)境約束下的中國農(nóng)業(yè)TFP增長率為2.84%，比整個考察期內(nèi)的增長率高0.95%。在這一階段，市場經(jīng)濟(jì)體制改革逐步展開，農(nóng)產(chǎn)品價格體制改革不斷深化，從而有力推動了中國農(nóng)業(yè)TFP的增長。1996－1999年的TFP增長較為緩慢，該階段國家宏觀經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了通貨膨脹、增長乏力和失業(yè)增加等現(xiàn)象，而且“三農(nóng)”問題也日益突顯。為了扭轉(zhuǎn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的不利局面，從2000年開始，中央政府陸續(xù)出臺了許多“支農(nóng)、惠農(nóng)、強(qiáng)農(nóng)”政策，極大的調(diào)動了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，農(nóng)業(yè)TFP得到了進(jìn)一步提升，1999－2003年間的環(huán)境約束下的農(nóng)業(yè)TFP增長率達(dá)到了2.63%，高于整個考察期內(nèi)的平均水平。2003－2010年間的環(huán)境約束下的中國農(nóng)業(yè)TFP增長率較之第三階段出現(xiàn)了1.27%的降幅，而且第四階段的TFP增長率略低于整個考察期內(nèi)的平均水平，一個可能的原因就是該階段農(nóng)業(yè)的增長是以犧牲生態(tài)環(huán)境為代價的粗放型增長。

表3 1993－2010年環(huán)境約束下的歷年中國農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)及其分解Tab.3 Agricultural TFP index and its components under environmental regulations from 1993 to 2010

4 收斂性檢驗(yàn)

在實(shí)證研究中，根據(jù)考察收斂性的角度不同，收斂通常可以分為σ收斂、絕對β收斂和條件β收斂①目前關(guān)于經(jīng)濟(jì)體收斂的研究成果已經(jīng)非常豐富，很多文獻(xiàn)均對收斂的定義做了界定，為了節(jié)約篇幅，本文未對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的σ收斂、絕對β收斂和條件β收斂的含義進(jìn)行闡釋。，其中σ收斂和絕對β收斂都屬于絕對收斂，本文主要對環(huán)境約束下各地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP增長的絕對收斂進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

4.1 σ收斂檢驗(yàn)

本文借鑒曾先峰和李國平［9］的做法，將σ收斂定義為:

上式中，MLm(t)表示環(huán)境約束下第m個地區(qū)在t時的農(nóng)業(yè)TFP，如果存在σt+T＜σt，則環(huán)境約束下農(nóng)業(yè)TFP存在σ收斂。

圖1給出了環(huán)境約束下全國及三大地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的σ收斂情況。可以看出，如果考慮環(huán)境因素，無論是全國還是東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的σ值總體上呈現(xiàn)出下降的趨勢，這表明存在σ收斂。但在考察期內(nèi)，σ值又呈現(xiàn)出顯著的波動特征，說明全國以及三大地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的σ收斂趨勢并不穩(wěn)定，并且少數(shù)年份還出現(xiàn)了發(fā)散的趨勢。為了更準(zhǔn)確的考察環(huán)境約束下農(nóng)業(yè)TFP的收斂情況，本文還做了量化程度較高的絕對β收斂檢驗(yàn)。

圖1 環(huán)境約束下的全國及東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的σ值Fig.1 The σ value of agricultural TFP under environmental regulations

4.2 絕對β收斂檢驗(yàn)

Barro和Sala-i-Martin［21］提出了用于檢驗(yàn)β收斂的經(jīng)典回歸方程，按照其方法，可以定義環(huán)境約束下農(nóng)業(yè)TFP絕對β收斂檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦?

上式中，ln 表示取自然對數(shù)，MLi，0和 MLi，t分別表示 i地區(qū)基期和末期環(huán)境約束下的農(nóng)業(yè)TFP，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，α和β為待估參數(shù)。如果β＜0，則表明存在絕對β收斂。

為了消除農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期波動帶來的影響，本文把整個樣本期劃分為1994－1997年、1998－2001年、2002－2005年、2006－2010年四個時間段，取1994－1997年環(huán)境約束下各省份農(nóng)業(yè)TFP的幾何平均值作為基期值，而以2006－2010年環(huán)境約束下各省份農(nóng)業(yè)TFP的幾何平均值作為末期值，由于兩個時間段相差12年，因此T為12。利用普通最小二乘法(OLS)對式(10)進(jìn)行估計，估計結(jié)果如表4所示。

表4 環(huán)境約束下農(nóng)業(yè)TFP絕對β收斂檢驗(yàn)Tab.4 Test of absolute β convergence of agricultural TFP under environmental regulations

由表4可知，全國以及東、中、西部地區(qū)的β值均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，這表明無論對于全國而言，還是對于東、中、西部三大地區(qū)來說，環(huán)境約束下農(nóng)業(yè)TFP都存在絕對 β收斂，與郭軍華和李幫義［11］對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)TFP的判斷基本一致。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論與不足

研究結(jié)果表明:①若考慮環(huán)境因素，無論全國范圍還是東、中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均大于1，但是農(nóng)業(yè)技術(shù)效率均出現(xiàn)了不同程度的惡化。說明各個地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP都取得了一定程度的增長，并且該增長主要是由農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步推動。②當(dāng)考慮環(huán)境因素時，從地區(qū)差異來看，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP平均增長率大于中、西部地區(qū)，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP平均增長率大于中部地區(qū);從時間變化來看，可以大致把考察期內(nèi)農(nóng)業(yè)TFP增長劃分為四個子階段，每個子階段農(nóng)業(yè)TFP都表現(xiàn)出不同的增長特征。③當(dāng)不考慮環(huán)境因素時，全國范圍以及中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP平均增長率分別比考慮環(huán)境因素時提高0.88%、1.71%和2.35%，但是東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP平均增長率卻比考慮環(huán)境因素時降低1.01%?？梢?，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境關(guān)系較為和諧，但是中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程中卻出現(xiàn)了較為嚴(yán)重的以破壞生態(tài)環(huán)境為代價的粗放型增長。④絕對收斂檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論對于全國而言，還是對于東、中、西部地區(qū)來說，環(huán)境約束下農(nóng)業(yè)TFP都存在σ收斂和絕對β收斂，但是σ值呈現(xiàn)出顯著的波動特征，說明σ收斂趨勢并不穩(wěn)定。

主要不足為:本文主要對造成水體污染的主要因子(TN和TP)進(jìn)行了核算，而沒有考慮其它污染物，這將會低估農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程所造成的資源浪費(fèi)和環(huán)境污染，從而最終可能會影響到環(huán)境約束下農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)的穩(wěn)健性。需要說明的是，農(nóng)業(yè)面源污染具有潛在性、復(fù)雜性和隱蔽性等特征，并且目前我們國家建立的農(nóng)業(yè)面源污染物的排放系數(shù)和入河系數(shù)數(shù)據(jù)庫還不夠完善，因此對農(nóng)業(yè)面源污染排放量的準(zhǔn)確核算難度非常大。

5.2 啟示

基于以上結(jié)論，本文的政策啟示主要有:進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)以及清潔生產(chǎn)技術(shù)等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技的研發(fā)力度，如低毒、低殘留農(nóng)藥的生產(chǎn)與噴施技術(shù)，測土配方施肥技術(shù)以及水土保持技術(shù)等;根據(jù)各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的特點(diǎn)，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)進(jìn)行科學(xué)規(guī)劃和管理，整合零散農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源，調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，消除土地、資本等要素合理配置的障礙，從而阻止農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率不斷下滑的態(tài)勢;促進(jìn)環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)在全國范圍內(nèi)的推廣和應(yīng)用，尤其對于農(nóng)業(yè)TFP較低的中、西部地區(qū)來說，應(yīng)該加強(qiáng)與東部地區(qū)的交流和合作，通過引進(jìn)先進(jìn)的環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)以及農(nóng)業(yè)管理經(jīng)驗(yàn)，逐步縮小與東部地區(qū)的差距。

(編輯:劉呈慶)

References)

［1］全炯振.中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的實(shí)證分析:1978－2007年:基于隨機(jī)前沿分析(SFA)方法［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2009，(9):39 －45.［Quan Jiongzhen.The Analysis of Agricultural TFP Growth in China form 1978 to 2007 Based on SFA［J］.Chinese Rural Economy，2009，(9):39 －45.］

［2］程磊磊.農(nóng)業(yè)面源污染控制的經(jīng)濟(jì)激勵政策［D］.北京:中國人民大學(xué)，2011.［Cheng Leilei.Economic Incentive Policies for Controlling Agricultural Non-Point Source Pollution［D］.Renmin University of China，2011.］

［3］彭藝，賀正楚.資源節(jié)約型、環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的混合聚類評價［J］.經(jīng)濟(jì)與管理，2010，24(7):19 － 20.［Peng Yi，He Zhengchu.Evaluation of Regional Agriculture Development Status on Resource-conserving and Environment-friendly［J］.Economy and Management，2010，24(7):19 －20.］

［4］Hailu，A.and T.S.Veeman.Environmentally Sensitive Productivity Analysis of the Canadian Pulp and Paper Industry，1959 － 1994:An Input Distance Function Approach［J］.Journal of Environmental Economics and Management，2000，(40):251 －274.

［5］李谷成，陳寧陸，閔銳.環(huán)境規(guī)制條件下中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長與分解［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2011，21(11):153－159.［Li Gucheng，Chen Ninglu，Min Rui.Growth and Sources of Agricultural Total Factor Productivity in China under Environmental Regulations［J］.China Population，Resources and Environment，2011，21(11):153 －159.］

［6］李谷成，范麗霞，閔銳.資源、環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)性［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011，(10):23 －35.［Li Gucheng，F(xiàn)an Lixia，Min Rui.The Coordination ofAgriculturalDevelopmentwith Environment and Resource［J］.The Journal of Quantitative ＆Technical Economics，2011，(10):23 －35.］

［7］薛建良，李秉龍.基于環(huán)境修正的中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率度量［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2011，21(5):113 － 117.［Xue Jianliang，Li Binglong.Environmentally-adjusted Measurement of China’sAgricultural Total Factor Productivity ［J］.China Population，Resources and Environment，2011，21(5):113 －117.］

［8］楊俊，陳怡.基于環(huán)境因素的中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長研究［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2011，21(6):153 －156.［Yang Jun，Chen Yi.Empirical Study on China’s Agricultural Production Growth Under the Binding of Environment［J］.China Population，Resources and Environment，2011，21(6):153 －156.］

［9］曾先峰，李國平.我國各地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與收斂:1980－2005［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，(5):82 －91.［Zeng Xianfeng， LiGuoping. Estimate the AgriculturalProduction Efficiencies and Analysis It’s Convergence:1980 － 2005［J］.The Journal of Quantitative ＆ Technical Economics，2008，(5):82 －91.］

［10］趙蕾，楊向陽，王懷明.改革以來中國省際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的收斂性分析［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究，2007，(1):107 －114.［Zhao Lei，Yang Xiangyang，Wang Huaiming.Analysis on Convergence of Provincial Productivity in China’s Agriculture after Reform［J］.Nankai Economic Studies，2007，(1):107 －114.］

［11］郭軍華，李幫義.區(qū)域農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測算及其收斂分析［J］.系統(tǒng)工程，2009，27(12):31 － 32.［Guo Junhua，Li Bangyi.The Calculation and Convergence Analysis of Regional Agricultural Total Factor Productivity［J］.Systems Engineering，2009，27(12):31 －32.］

［12］吳軍.環(huán)境約束下中國地區(qū)工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長及收斂分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，(11):18 －26.［Wu Jun.TFP Growth and Convergence across China’s Industrial Economy Considering Environmental Protection［J］.The Journal of Quantitative ＆ Technical Economics，2009，(11):18 －26.］

［13］Chung Y H，F(xiàn)are R，Grosskopf S.Productivity and Undesirable Outputs:A Directional Distance Function Approach［J］.Journal of Environmental Management，1997，51:229 －240.

［14］李杰霞，等.重慶市農(nóng)業(yè)面源污染負(fù)荷的空間分布特征研究［J］.西南大學(xué)學(xué)報，2008，(7):145 － 146.［Li Jiexia，et al.Spatial Distribution of Agricultural Non-Point Source Pollution in Chongqing［J］.Journal of Southwest University(Natural Science Edition)，2008，(7):145 －146.］

［15］陳敏鵬，陳吉寧，賴斯蕓.中國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村污染的清單分析與空間特征識別［J］.中國環(huán)境科學(xué)，2006，26(6):751－755.［Chen Minpeng，Chen Jining，Lai Siyun.Inventory Analysis and Spatial Distribution of Chinese Agricultural and Rural Pollution［J］.China Environmental Science，2006，26(6):751 －755.］

［16］賴斯蕓，杜鵬飛，陳吉寧.基于單元分析的非點(diǎn)源污染調(diào)查評估方法［J］.清華大學(xué)學(xué)報:自然科學(xué)版，2004，44(9):1184－1187.［Lai Siyun，Du Pengfei，Chen Jining.Evaluation on Nonpoint Source Pollution Based on Unit Analysis［J］.Journal of Tsinghua Unversity:Science and Technology Edition，2004，44(9):1184 －1187.］

［17］賴斯蕓.非點(diǎn)源污染調(diào)查評估方法及其應(yīng)用研究［D］.北京:清華大學(xué)，2004.［Lai Siyun.Study on Non-point Sources Pollution Investigation and Evaluation Method and its Application［D］.Beijing:Tsinghua Unversity，2004.］

［18］梁流濤.農(nóng)村生態(tài)環(huán)境時空特征及其演變規(guī)律研究［D］.南京:南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，2009.［Liang Liutao.Study on the Temporal and Spatial Evolution of Rural Ecological Environment［D］.Nanjing:Nanjing Agricultural University，2009.］

［19］朱梅.海河流域農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源污染負(fù)荷估算與評價研究［D］.北京:中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院，2011.［Zhu Mei.Study on Agricultural NPS Loads of Haihe Basin and Assessment on Its Environmental Impact［D］.Beijing:Chinese Academy of Agricultural Sciences.］

［20］葛繼紅.江蘇省農(nóng)業(yè)面源污染及治理的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究［D］.南京:南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，2011.［Ge Jihong.The Economic Analysis on the Control of Agricultural Non-point Source Pollution in Jiangsu Province［D］.Nanjing:Nanjing Agricultural University，2011.］

［21］Barro R，Sala-i-Martin X.Convergence［J］.The Journal of Political Economy，1992，100:223 － 251.