李兆亮+羅小鋒+張俊飚+丘雯文

摘要 構(gòu)造合理的評價指標(biāo)，對農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長現(xiàn)狀及其演變進行客觀評估與分析，是實現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向綠色農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的迫切要求。本文基于能值理論，對2003—2014年中國及各省域單元農(nóng)業(yè)綠色GDP進行了測算，在此基礎(chǔ)上，利用空間分析方法研究我國農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長的空間格局與收斂特征。結(jié)果表明：①相較于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)GDP，中國人均農(nóng)業(yè)綠色GDP增長相對緩慢，農(nóng)業(yè)綠色GDP占農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)GDP的比重在80%—85%之間，并呈下降趨勢。②我國農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長存在顯著的空間集聚，且集聚效應(yīng)逐漸增強。③人均農(nóng)業(yè)綠色GDP并未打破傳統(tǒng)經(jīng)濟增長東部高、西部低的整體格局。東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和西部相對粗放的生產(chǎn)方式是形成這種空間格局的主要原因。④農(nóng)業(yè)人均綠色GDP的收斂分析適用于空間誤差自回歸模型，考慮了空間自相關(guān)因素后得出的收斂速度快于普通收斂分析的收斂速度。因此，準(zhǔn)確評價農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平需要充分考慮農(nóng)業(yè)增長中的資源環(huán)境代價。在今后的發(fā)展過程中，我國應(yīng)實施差別化的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)需要進一步減少農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長中的資源環(huán)境成本，在繼續(xù)擴大高增長優(yōu)勢下，促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的綠色轉(zhuǎn)型。而欠發(fā)達地區(qū)則應(yīng)在穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的同時更加注重生態(tài)環(huán)境保護，努力實現(xiàn)整體跨越式發(fā)展。各地區(qū)還應(yīng)加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的轉(zhuǎn)移與擴散，通過增強技術(shù)知識的空間溢出效應(yīng)來提高農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長的收斂速度，尤其是農(nóng)業(yè)發(fā)展落后地區(qū)應(yīng)加強與先進地區(qū)的交流合作，大力引進先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與管理經(jīng)驗，提升人力資本水平，以逐步縮小差距，促進農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞 能值分析；農(nóng)業(yè)綠色GDP；空間計量；絕對β收斂

中圖分類號 F307.2

文獻標(biāo)識碼 A

文章編號 1002-2104（2016）11-0150-10

doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.11.019

綠色農(nóng)業(yè)是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的新模式，積極發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)對保障國家糧食安全、促進社會經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展具有重要的意義[1]。中國是世界上農(nóng)藥、化肥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品使用量最多的發(fā)展中國家[2]，長期以來形成的粗放型增長方式和相對薄弱的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟基礎(chǔ)，造成了農(nóng)業(yè)資源利用效率低下、生態(tài)環(huán)境破壞嚴重的基本格局[3]。改革開放以來，隨著農(nóng)村體制改革的持續(xù)推進，以及財政支農(nóng)、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展等一系列戰(zhàn)略措施的實施，中國的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長不斷邁上新的臺階[4]。但長期影響農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展的資源環(huán)境約束依然普遍存在，在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展中暴露出的地區(qū)差異、環(huán)境污染、資源浪費等問題仍未得到根本解決[5]。在此背景下，充分考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的資源與環(huán)境代價，構(gòu)建合理的評價指標(biāo)，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟綠色增長現(xiàn)狀及其演變進行客觀的評估與分析，逐步實現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向綠色農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，成為區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展與資源合理利用的迫切要求。

鑒于此，本文利用能值分析法，對2003—2014年中國及各省域單元的農(nóng)業(yè)綠色GDP進行核算，并將其與農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)GDP對比，在此基礎(chǔ)上，考察我國農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長的空間格局與收斂特征。旨在準(zhǔn)確評價中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟綠色增長水平及其演變規(guī)律，為優(yōu)化農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟的空間結(jié)構(gòu)，協(xié)調(diào)不同地區(qū)綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展提供依據(jù)。

1 文獻綜述

一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長及發(fā)展水平通常以GDP來衡量，但傳統(tǒng)GDP核算中沒有扣除自然資產(chǎn)損失，并且將其中過度消耗的自然資源，尤其是不可再生資源以附加值形式計算在GDP總量中，從而造成對經(jīng)濟增長的不真實表達[6]。聯(lián)合國經(jīng)濟和社會事務(wù)部于1993年將可持續(xù)發(fā)展的國內(nèi)生產(chǎn)總值定義為綠色GDP，指的是在經(jīng)濟活動中扣除了資源耗減和環(huán)境損失成本后的國內(nèi)生產(chǎn)總值，這為準(zhǔn)確評價一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長水平提供了新的思路[7]。圍繞綠色GDP核算問題，不少學(xué)者已進行了大量創(chuàng)造性的研究，其差別主要體現(xiàn)在核算的方法和變量的選擇上。王永瑜和郭立平將經(jīng)濟體系與資源環(huán)境納入同一分析框架，對綠色GDP核算的理論、模擬方法等問題進行了深入研究[8]；陳源泉和高旺盛則基于農(nóng)業(yè)生態(tài)服務(wù)價值，采用市場價值法、機會成本法等方法對陜西安塞的農(nóng)業(yè)綠色GDP進行了核算[9]；雷敏、張興榆等采用環(huán)境-經(jīng)濟一體化核算體系（SEEA）分析了資源型城市綠色GDP水平[10]；王麗霞和任志遠通過構(gòu)建資源與環(huán)境賬戶的虛數(shù)指標(biāo)對山西大同的綠色GDP進行了實證分析[11]。這些研究都為綠色GDP的核算提供了有效的借鑒，但不難發(fā)現(xiàn)，由于缺乏統(tǒng)一計量單位和可計量貨幣價格，核算過程中對并不具備市場價值的環(huán)境資源資產(chǎn)（如：空氣、水等）的真實價值往往難以準(zhǔn)確衡量，造成綠色GDP的測算結(jié)果存在一定偏差[12]。能值分析能通過能值轉(zhuǎn)化率這一度量標(biāo)準(zhǔn)將生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)部流動和儲存的各種不同類別的能量物質(zhì)轉(zhuǎn)化成統(tǒng)一的能值量綱進行研究，并能夠依靠能值-貨幣比率算出其所相當(dāng)?shù)哪苤?貨幣價值（也稱為宏觀經(jīng)濟價值）。因此，與其他方法相比，能值分析可以更好的解決綠色GDP測算中環(huán)境資源計量單位統(tǒng)一與資產(chǎn)價值衡量問題[13]。

已有學(xué)者開始嘗試將能值方法應(yīng)用于綠色GDP的研究，其范圍涉及到湖南、河南、福建、陜西等多個地區(qū)[12-15]；而在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟領(lǐng)域的研究中， 能值方法也得到了較為廣泛的應(yīng)用，內(nèi)容包括農(nóng)業(yè)、生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)的動態(tài)分析[16-17]、資源可持續(xù)利用與農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展水平的綜合評價[18-19]以及區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色GDP測算[20]等。綜合分析現(xiàn)有研究成果，認為尚存在兩個有待深入的方向，一是當(dāng)前研究多集中于省（市）等地方層面的分析，對于能值方法在全國層面，尤其是在農(nóng)業(yè)部門綠色經(jīng)濟增長研究中的應(yīng)用還相對缺乏；二是進一步對其收斂特征的研究也不多見，而收斂分析卻是反映經(jīng)濟增長兩極化、不平等和地區(qū)分布等問題的重要議題[21]。利用能值分析方法將資源與環(huán)境成本納入分析框架核算我國農(nóng)業(yè)綠色GDP水平，一定程度上彌補了傳統(tǒng)市場價值評價方法資源環(huán)境要素定價困難的缺陷，有利于準(zhǔn)確把握區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟綠色發(fā)展的現(xiàn)狀水平。同時，在充分考慮空間相關(guān)因素下分析農(nóng)業(yè)綠色GDP的收斂特征也能使對農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長規(guī)律的認識更加全面、客觀。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

2.1.1 能值分析法

能值分析法是以能值為基準(zhǔn)，把生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)不同種類、不可比較的能量物質(zhì)轉(zhuǎn)換成同一標(biāo)準(zhǔn)的太陽能值來衡量系統(tǒng)內(nèi)各種生態(tài)流，定量分析生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)、功能與效益[22]。在進行能值分析時，能值和轉(zhuǎn)換率是兩個重要的概念，能值是指資源或產(chǎn)品形成所需要直接和間接投入的一種有效能量[23]。由于任何形式的能量均來源于太陽能，因而一般用太陽能來衡量各種資源、產(chǎn)品形成過程中直接或間接消耗的太陽能量，就是其所具有的太陽能值，單位為“太陽能焦耳（sej）[24]”。太陽能轉(zhuǎn)換率是單位能量（資源或產(chǎn)品）所含有的太陽能值之量。各種生態(tài)流太陽能值的計算公式為：

Mi=EiTi（1）

其中，i表示第i類生態(tài)流；M表示太陽能值，E為可用能，T為太陽能值轉(zhuǎn)換率。

利用太陽能值轉(zhuǎn)換率將自然、經(jīng)濟、社會子系統(tǒng)中各種生態(tài)流轉(zhuǎn)化成統(tǒng)一的能值量綱，再通過轉(zhuǎn)換后的能值-貨幣價值（即能值對應(yīng)的市場貨幣價值）來度量其宏觀經(jīng)濟價值。按照能值分析步驟，以中國各省級行政單位為研究區(qū)域：①將基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進行分類。根據(jù)農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)特點，可分為可更新環(huán)境資源、不可更新環(huán)境資源、可更新資源產(chǎn)品、外部輸入不可更新資源、外部輸入可更新有機能和廢物流6類。②繪制能值系統(tǒng)圖。根據(jù)研究內(nèi)容確定該系統(tǒng)的主要能源，系統(tǒng)能量的主要輸出與輸入項目，并顯示出各主要能源間的流動過程與相互關(guān)系。③編制系統(tǒng)能值分析表。包括原始數(shù)據(jù)、能值轉(zhuǎn)換率、各要素能值消耗量等。④選擇能值指標(biāo)對區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色GDP進行計算分析。根據(jù)農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)特征繪制出農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)能值系統(tǒng)圖（圖1）。

結(jié)合已有研究成果對涉及到的能值指標(biāo)進行篩選，構(gòu)建區(qū)域農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)能值分析表，再進行歸并、簡化后可得農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)能值分析簡表（表1）。

2.1.2 農(nóng)業(yè)綠色GDP核算

采用能值分析方法在目前常用的綠色GDP表達式基礎(chǔ)上進行改進，用改進的表達式進行農(nóng)業(yè)綠色GDP的核算。新的表達式如下：

農(nóng)業(yè)綠色GDP=傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)GDP-∑A-∑B-∑C（2）

式（2）中，∑A 為農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)自有的各種不可更新環(huán)境資源的能值-貨幣價值之和，∑B為外部輸入的各種不可更新資源的能值-貨幣價值之和，∑C為系統(tǒng)中環(huán)境損耗（系統(tǒng)所排放的各種廢棄物）的能值-貨幣價值之和。各項指標(biāo)的能值-貨幣價值為其能值與能值/貨幣比率（由地區(qū)農(nóng)業(yè)系統(tǒng)年太陽能值利用總量除以該地區(qū)當(dāng)年農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)GDP得到）之比。

2.1.3 全局空間自相關(guān)

對中國農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長的空間分布格局進行檢驗

是收斂分析的前提。本文以常用的Morans I方法來分析農(nóng)業(yè)綠色GDP在全國范圍內(nèi)的空間集聚的總體特征。計算公式如下：

式中，xi和xj分別是觀測值x在相鄰配對空間點的取值，x是觀測值的全國平均值，Wij是空間權(quán)重矩陣，這里取標(biāo)準(zhǔn)化處理后的鄰接矩陣，n是空間點總數(shù)。Morans I取值在-1到1之間，[-1，0），0，（0，1]分別為空間負相關(guān)，空間不相關(guān)和空間正相關(guān)。

用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量Z來檢驗Morans I的顯著性水平，計算公式為：

Z=I-E（I）VAR（I）（4）

式中，E（I）與VAR （I）分別為Morans I的期望值與方差。通常，當(dāng)|Z|>1.96（即為顯著性α=0.05的水平），計算結(jié)果拒絕零假設(shè)，研究變量在空間分布上存在顯著的空間相關(guān)性。

2.1.4 局部空間自相關(guān)

局部空間自相關(guān)可以進一步觀測空間點與其周邊區(qū)域間的空間差異程度及其顯著性，結(jié)合Moran散點圖和局部Morans I指數(shù)所得的LISA集聚地圖可直觀地表示各區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色GDP的集聚類型和顯著水平。局域空間關(guān)聯(lián)性指標(biāo)LISA的計算公式如下：

LISAi=（xi-x）S0∑njWij（xi-x）（5）

式中， S0=∑i（xi-x）2/n；對j求和僅限于空間點i的所有鄰近區(qū)域。LISA為正表示同類型效率值相鄰近，負值表示不同類型效率值相鄰近，LISA的絕對值越大鄰近程度越大。

2.1.5 收斂性分析

收斂問題一般被概括為4種假說，即：σ收斂、絕對β收斂、條件β收斂和俱樂部收斂[25]。σ收斂是數(shù)值上的收斂，指的是各地區(qū)人均農(nóng)業(yè)綠色GDP的變異系數(shù)減小。絕對β收斂指的是落后地區(qū)往往比先進地區(qū)具有更高的增長率，即假設(shè)不同經(jīng)濟體將趨于相同的均衡狀態(tài)。條件β收斂則是考慮了各經(jīng)濟體不同經(jīng)濟特征，將各自收斂于不同的經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)。俱樂部收斂是指水平相似地區(qū)將收斂于相同的局部穩(wěn)態(tài)。σ收斂是與橫截面數(shù)據(jù)相關(guān)的假說，表示的是水平量上的收斂，而β收斂則是與時間序列相關(guān)的假說，指的是增長速率的收斂，β收斂是σ收斂存在的前提條件，只有存在增長速率的收斂，落后地區(qū)才可能趕上先進地區(qū)，而這一現(xiàn)象正是經(jīng)濟增長理論所稱之為的經(jīng)濟增長收斂。因此，β收斂是研究經(jīng)濟增長收斂性的核心內(nèi)容，本文將主要圍繞農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長的β收斂問題進行探討。

收斂計量方法分為古典計量經(jīng)濟學(xué)和空間計量分析，本文將以古典計量經(jīng)濟學(xué)模型為基礎(chǔ)的收斂分析稱為普通收斂分析。普通收斂分析是基于新古典增長理論中邊際報酬遞減規(guī)律與規(guī)模收益不變的假定，并沒有被后來的內(nèi)生增長理論所接受[21]。事實上，地區(qū)經(jīng)濟增長并非獨立存在，而總是與其他經(jīng)濟體產(chǎn)生密切的聯(lián)系，如外生沖擊對一個地區(qū)經(jīng)濟增長造成影響的同時也常常會波及到其他地區(qū)[25]。排除這種空間因素在經(jīng)濟收斂過程中的潛在作用會使估計結(jié)果產(chǎn)生偏差。因此，本文采用空間計量分析方法對我國人均綠色農(nóng)業(yè)GDP進行收斂分析。

空間計量模型中的空間相關(guān)類型可分為2類，一是由外生的空間滯后變量反映的空間相關(guān)關(guān)系；二是由隨機誤差沖擊產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)[26]。具體空間相關(guān)類型可由拉格朗日檢驗（LM）判定（該檢驗在實證部分進行）。通常將空間自相關(guān)變量引入普通絕對β收斂分析模型，得到人均綠色農(nóng)業(yè)GDP絕對β收斂的空間計量分析模型：

其中，x2003與x2014分別為各地區(qū)2003年和2014年的人均綠色農(nóng)業(yè)GDP向量，（1/T）ln（x2014/x2003）表示各地區(qū)人均綠色農(nóng)業(yè)GDP對數(shù)化之后的年均增長率向量，即普通β收斂檢驗中的因變量，T表示時間跨度，W為空間權(quán)重矩陣，u為空間誤差項，ε為隨機擾動項。β為收斂系數(shù)，ρ和λ為表征空間依賴關(guān)系的系數(shù)值，是本文重點關(guān)注的變量。當(dāng)ρ=0，λ=0時，為普通線性回歸模型；當(dāng)ρ≠0，λ=0時，為空間滯后模型（Spatial Lag Model， SLM）；當(dāng)ρ=0，λ≠0時，為空間誤差模型（Spatial Errors Model， SEM）；ρ、λ同時不為0的情況較少，出現(xiàn)這種情況表明仍有未被發(fā)現(xiàn)的較為重要的空間因素影響農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長水平變化，同時，根據(jù)收斂系數(shù)β的估計值可以進一步計算收斂所達到的穩(wěn)態(tài)值γ、收斂速度η以及表示農(nóng)業(yè)GDP低值地區(qū)追上效益高值地區(qū)所需時間的收斂半生命周期τ：γ0=α/（1-β），η=-ln（1+β）/T，τ=ln2/η。

2.2 指標(biāo)說明與數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)和資料的樣本數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和各省份的統(tǒng)計年鑒。研究時段為2003年至2014年，數(shù)據(jù)覆蓋我國31個省份（直轄市、自治區(qū)）（不包括香港、澳門和臺灣）。部分指標(biāo)說明如下：①為消除年際物價變動的影響，均以2003年為基準(zhǔn)年利用可比價格指數(shù)對涉及價格的數(shù)據(jù)進行轉(zhuǎn)換。②在能量計算中，太陽能輻射量、年降雨量為各地區(qū)氣象觀測站點的觀測平均值，相關(guān)數(shù)據(jù)均來自于中國氣象科學(xué)數(shù)據(jù)共享服務(wù)網(wǎng)（http：//data.cma.cn/）；農(nóng)業(yè)污染（廢棄物）排放量數(shù)據(jù)選擇農(nóng)業(yè)面源污染等標(biāo)排放量，參照梁流濤等[27]采用清單分析方法計算得到。③采用9.44×1024sej/a的能值基準(zhǔn)值，所涉及能值轉(zhuǎn)化率主要來自O(shè)dum與藍盛芳等的研究成果[23-24]，能量折算系數(shù)參考《農(nóng)業(yè)生態(tài)學(xué)》[28]和《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟手冊》[29]。

3 結(jié)果與分析

3.1 總體特征分析

逐年計算出中國及各省份（市、自治區(qū)）農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)中不可更新自然資源消耗、外部輸入不可更新資源（工業(yè)輔助能）消耗以及環(huán)境資源損耗（廢物流）等資源環(huán)境成本的價值量，進而按照式（2）計算出全國及各地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色GDP。同時，為消除人口規(guī)模差異的影響，將轉(zhuǎn)換成可比價后農(nóng)業(yè)綠色GDP與農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)GDP總量除以對應(yīng)年份的第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)，得到各地區(qū)不變價的農(nóng)業(yè)人均綠色GDP與農(nóng)業(yè)人均傳統(tǒng)GDP（見表2）。從表2中可以看出，我國人均農(nóng)業(yè)綠色GDP與人均農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)GDP存在較大差距，在衡量區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長時如不考慮資源環(huán)境成本將無法反映其真實水平。此外，無論是人均傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟GDP還是人均綠色農(nóng)業(yè)GDP的最高值省份與最低值省份之間的差距都在5倍以上，表明中國區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長存在較大的地域差異。

2003—2014年，中國人均農(nóng)業(yè)綠色GDP由2003年的0.54萬元（可比價）增加到2014年的1.16萬元（可比價），年均增長率為7.17%，低于農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)GDP增速的7.74%。扣除了資源環(huán)境成本后出現(xiàn)的農(nóng)業(yè)GDP增速下降表明我國在農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中存在一定的資源環(huán)境損耗現(xiàn)象，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長中仍有相當(dāng)一部分是不可持續(xù)增長。

同時，研究期間全國農(nóng)業(yè)綠色GDP占傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)GDP的比重均保持在80%—85%之間，且表現(xiàn)為下降趨勢，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展中的資源環(huán)境損耗有所增加。近年來，國家已經(jīng)十分重視對農(nóng)業(yè)污染的控制和生態(tài)環(huán)境的保護，在2008年后農(nóng)業(yè)綠色GDP占傳統(tǒng)GDP比重下降速度已有所減慢（年均降幅0.29%，低于整個考察期內(nèi)降幅0.41%的平均水平），但是受化肥、農(nóng)藥等工業(yè)化學(xué)品投入持續(xù)加大的影響，這種下降趨勢仍未能完全扭轉(zhuǎn)。

3.2 全局空間自相關(guān)分析

進一步分析農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長的空間特征，從圖2可知，2003—2014年，我國人均農(nóng)業(yè)綠色GDP在全局上均呈顯著空間正相關(guān)（圖2）。表明我國各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長在空間分布上并非表現(xiàn)為獨立隨機狀態(tài)，而是呈現(xiàn)出相似值之間的空間集聚，即較高值的地區(qū)相對趨于與較高值相鄰，或較低值省域相對趨于與較低值省域相鄰近的空間關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)。從時間變化上看農(nóng)業(yè)人均綠色GDP的Morans I值呈總體上升趨勢，說明這種空間集聚效應(yīng)逐步增強。

3.3 局部空間集聚特征

為明晰農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長的空間分布及局部集聚特征。分別計算2003年和2014年人均農(nóng)業(yè)綠色GDP的LISA值及其顯著性，并參照世界銀行對區(qū)域經(jīng)濟的分類標(biāo)準(zhǔn)，把農(nóng)業(yè)人均綠色GDP水平量劃分為高水平（GDP值高于全國平均水平的150%）、中高水平（GDP值介于全國平均的100%—150%之間）、中低水平（GDP值介于全國平均的50%—100%之間）和低水平（GDP值低于全國平均的50%）4種類型，并結(jié)合LISA計算結(jié)果作出2003年和2014年中國省域農(nóng)業(yè)人均綠色GDP的空間分布及LISA聚類圖（見圖3）。

由圖3可知，中國農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長水平空間差異明顯，并具有局部空間集聚特征，即存在人均農(nóng)業(yè)綠色GDP“同質(zhì)集聚、異質(zhì)分離”的現(xiàn)象。2003年和2014年，我國農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長水平較高的省份多數(shù)均位于東部地區(qū)，而西部地區(qū)省份的農(nóng)業(yè)綠色增長水平則整體上低于東、中部地區(qū)。從圖3（a）可以看出，2003年東南部沿海地區(qū)、京津地區(qū)、東北地區(qū)以及西部的新疆、西藏農(nóng)業(yè)綠色增長水平較高，其中海南、北京、天津、上海和新疆是農(nóng)業(yè)綠色增長水平最高的地區(qū)；中、西部絕大多數(shù)地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色增長水平較低，位于西部的貴州、甘肅、青海、云南、陜西、山西、等省份的農(nóng)業(yè)綠色增長水平最低。從圖3（b）可以看出，2014年農(nóng)業(yè)綠色增長的整體水平有所提升，但高水平的農(nóng)業(yè)綠色增長仍集中分布于東部部分省份和西北的新疆；西藏、貴州、云南、甘肅和寧夏屬于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展低水平地區(qū)。

通過LISA聚類分析對我國人均農(nóng)業(yè)綠色GDP的空間格局進行檢驗可以佐證農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展高水平和低水平地區(qū)的空間分布規(guī)律，但同時也發(fā)現(xiàn)并不是所有的GDP高值省份和低值省份都能通過P=0.05水平下的LISA聚類顯著性檢驗，2003年，中西部地區(qū)省份陜西、重慶、四川、貴州、湖北、河南屬于農(nóng)業(yè)綠色GDP低水平聚類區(qū)（LL型地區(qū)），沒有顯著的高值聚類區(qū)（HH型地區(qū)）。到2014年，陜西、四川、云南分別屬于LL型地區(qū)，而江蘇、浙江和上海成為HH型地區(qū)，新疆屬于HL型地區(qū)，其他地區(qū)則不顯著。整體上看，2014年我國農(nóng)業(yè)綠色增長水平仍然保持2003年所形成的空間分異格局，這種穩(wěn)定的分異性反映出我國各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平具有較強的規(guī)律性特征，這是由各地區(qū)自然環(huán)境條件、農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率等多方面的差異共同作用而形成的。

總體而言，無論是2003年還是2014年，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟綠色增長均未打破傳統(tǒng)經(jīng)濟增長東部高、西部低的整體格局，這可能是因為東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)通過加大農(nóng)業(yè)技術(shù)投入極大的提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，不僅有效促進了資源的高效利用也在一定程度上減少了對環(huán)境的破壞；而西部等經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)則因為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式相對粗放，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高更加依賴于資源環(huán)境的消耗[30]，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平仍然整體落后于東部。

3.4 收斂性分析

空間自相關(guān)分析可以探索各地區(qū)的空間聯(lián)系，但沒有反映出地區(qū)間增長速度的差異[21]。本文采用空間計量模型對2003—2014年各省份人均農(nóng)業(yè)綠色GDP數(shù)據(jù)進行收斂分析，為便于比較，也同時列上普通絕對β收斂模型分析結(jié)果（見表3）。根據(jù)Anselin等[31]的研究，首先需要對普通收斂回歸分析殘差進行檢驗，Morans I顯著表明殘差存在空間效應(yīng)，再利用拉格朗日檢驗判定采用模型的類型，即將公式（6）進行相應(yīng)的化簡。空間相關(guān)性檢驗結(jié)果詳見表3。

從表3可知，農(nóng)業(yè)人均綠色GDP普通收斂回歸殘差的Morans I檢驗表現(xiàn)顯著，因此，在分析農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長收斂時應(yīng)考慮空間效應(yīng)。人均農(nóng)業(yè)綠色GDP的空間滯后模型的系數(shù)ρ均不顯著，而殘差的Morans I通過了空間相關(guān)性檢驗，這與空間自回歸模型的基本假設(shè)相違背。人均農(nóng)業(yè)綠色GDP的空間誤差自回歸模型各估計系數(shù)均表現(xiàn)為顯著；λ值顯著不為0也表明誤差項u具有空間相關(guān)性，符合模型假設(shè)。同時，空間誤差回歸模型殘差的Morans I不顯著，說明空間自回歸誤差過程殘差項空間不相關(guān)，體現(xiàn)了空間誤差模型能夠真實反映人均農(nóng)業(yè)綠色GDP的空間相關(guān)模式；空間誤差模型的最大似然值均高于空間滯后模型，模型擬合較好，因而空間誤差模型是研究人均農(nóng)業(yè)綠色GDP收斂性的合適模型。從LM檢驗結(jié)果也可以看出，各模型的Robust LM值均高度顯著，LM值則并不顯著。Robust LMerror值大于Robust LMlag值，表明殘差的自相關(guān)可能來源于誤差自相關(guān)，空間誤差自回歸模型是最佳模型設(shè)定。

從絕對收斂的估計結(jié)果（表3）可知，我國人均農(nóng)業(yè)綠色GDP在空間上存在誤差相關(guān)，即區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長率除與該區(qū)域起始時間GDP水平有關(guān)外，還與其他相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長率的隨機誤差沖擊的空間溢出有關(guān)。β值為負且顯著，表明人均農(nóng)業(yè)綠色GDP在空間誤差沖擊作用下存在絕對收斂特征。同時，由空間分析得出的收斂速度為0.272 2，與普通收斂分析得出的0.228 3相比，提高了近19%；收斂半生命周期縮小49年，說明空間因素在農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長中起到了較大的作用。

21世紀以來，中國政府正式拉開統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展和新農(nóng)村建設(shè)的帷幕[3]，尤其是2003年提出“科學(xué)發(fā)展觀”理念后，中國進一步加快了農(nóng)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，隨之施行的一系列強農(nóng)惠農(nóng)和可持續(xù)發(fā)展政策，都極大的提高了農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長水平，而這一效果在發(fā)展相對落后的地區(qū)尤其顯著；先進地區(qū)則由于受到規(guī)模報酬遞減規(guī)律的影響，其增長速度慢于落后地區(qū)，這是農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長出現(xiàn)收斂特征的一個可能的解釋；同時，技術(shù)知識的溢出在收斂過程中也起到了重要作用，先進地區(qū)通過不斷“試錯”找尋適合其發(fā)展的技術(shù)、管理模式等，屬于“干中學(xué)”；而其他地區(qū)則可以直接將先進地區(qū)成功的發(fā)展經(jīng)驗運用于本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展實踐中，采取“看中學(xué)”模式發(fā)展，對先進地區(qū)的“追趕效應(yīng)”會得到加強。因此，生產(chǎn)要素空間流動和技術(shù)輻射效應(yīng)加快了收斂的速度[32]。但是，由于生產(chǎn)要素和技術(shù)知識從先進地區(qū)向落后地區(qū)的流動過程需要較長時間才能完成，因而收斂的半生命周期依然較長。

4 結(jié)論與啟示

4.1 主要結(jié)論

（1）2003—2014年，中國人均農(nóng)業(yè)綠色GDP與人均農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)GDP的差距明顯，農(nóng)業(yè)綠色GDP增速慢于農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)GDP。同時，各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色GDP占傳統(tǒng)GDP比重均在80%-85%之間，且呈下降態(tài)勢，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展中的資源環(huán)境損耗有所增加。

（2）空間自相關(guān)分析表明，2003—2014年，我國人均農(nóng)業(yè)綠色GDP在全局上存在顯著的空間集聚，且集聚效應(yīng)逐步增強；農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長并未打破傳統(tǒng)經(jīng)濟增長東部高、西部低的整體格局，東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和西部相對粗放的生產(chǎn)方式是形成這種空間格局的主要原因。

（3）農(nóng)業(yè)人均綠色GDP的收斂性分析適用于空間誤差自回歸模型，與普通收斂分析相比，考慮了空間自相關(guān)因素后得出的收斂速度出現(xiàn)一定程度的加快。

4.2 啟示

（1）準(zhǔn)確評價農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平應(yīng)充分考慮農(nóng)業(yè)增長中的資源環(huán)境代價，在未來農(nóng)業(yè)發(fā)展中必須將資源環(huán)境保護與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長目標(biāo)相統(tǒng)一，盡可能降低資源環(huán)境成本，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟快速增長。

（2）各地區(qū)應(yīng)根據(jù)自身農(nóng)業(yè)發(fā)展特點，實施差別化的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部地區(qū)應(yīng)通過農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級、淘汰落后產(chǎn)能等手段來進一步減少農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長中的資源環(huán)境成本；同時要加強高效清潔型現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣與應(yīng)用，在繼續(xù)擴大高增長優(yōu)勢下，促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的綠色轉(zhuǎn)型。而中、西部發(fā)展相對緩慢的地區(qū)則需要加大對農(nóng)業(yè)的扶持力度，加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向技術(shù)密集型現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展，在穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的同時更加注重生態(tài)環(huán)境保護，努力實現(xiàn)整體跨越式發(fā)展。

（3）應(yīng)加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的轉(zhuǎn)移與擴散，通過增強技術(shù)知識的空間溢出效應(yīng)來提高農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟增長的收斂速度，尤其是農(nóng)業(yè)發(fā)展落后地區(qū)應(yīng)加強與先進地區(qū)的交流合作，大力引進先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與管理經(jīng)驗，提升人力資本水平，以逐步縮小差距，促進農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

（編輯：李 琪）

參考文獻（References）

[1]嚴立冬. 綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展與財政支持[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2003， 24（10）：36-39.[YAN Lidong.Green agriculture development and financial support[J].Issues in agricultural economy，2003（10）：36-39.]

[2]黃安勝，許佳賢，劉振濱，等.中國綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)效率及其省際差異分析——基于1998—2012年面板數(shù)據(jù)[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2014，15（4）：68-75.[HUANG Anshen，XU Jiaxian，LIU Zhengbin，et al. China green agriculture technology and provincial difference analysis efficiency： based on panel data from 1998 to 2012 [J]. Journal of Hunan agricultural university：social sciences，2014，15（4）：68-75.]

[3]李谷成. 中國農(nóng)業(yè)的綠色生產(chǎn)率革命：1978-2008年[J]. 經(jīng)濟學(xué)（季刊）， 2015， 13（1）：537-557.[LI Gucheng. The green productivity revolution of agriculture in China from 1978 to 2008[J].China economic quarterly，2015，13（1）：537-557.]

[4]黃季焜. 中國農(nóng)業(yè)的過去和未來[J].管理世界， 2004（3）：95-104.[HUANG Jikun. The past and the future of Chinese agriculture[J].Management world， 2004（3）：95-104.]

[5]盛來運， 付凌暉. 轉(zhuǎn)型期農(nóng)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2014（1）：4-12.[SHENG Laiyun，F(xiàn)U Linghui. Agricultural development during the transitional period of its influence on economic growth[J].Chinese rural economy，2014（1）：4-12.]

[6]楊多貴， 周志田. “綠色GDP”核算的國際背景及中國實踐進展[J].軟科學(xué)，2005，19（5）：23-26.[YANG Duogui， ZHOU Zhitian. ‘Green GDP accounting international background and practical progress of China[J]. Soft science， 2005，19（5）：23-26.]

[7]胡鞍鋼.中國：綠色發(fā)展與綠色GDP（1970—2001年度）[J].中國科學(xué)基金，2005（2）：84-89.[HU Angang.China：green development and green GDP（1970-2001）[J]. Science foundation in China，2005（2）：84-89.]

[8]王永瑜，郭立平.綠色GDP核算理論與方法研究[J].統(tǒng)計研究，2010，27（11）：77-84.[WANG Yongyu，GUO Liping. Green GDP accounting theory and method research[J]. Statistical research，2010，27（11）：77-84.]

[9]陳源泉，高旺盛.基于農(nóng)業(yè)生態(tài)服務(wù)價值的農(nóng)業(yè)綠色GDP核算——以安塞縣為例[J].生態(tài)學(xué)報，2007， 27（1）：250-259.[CHEN Yuanquan，GAO Wangsheng.Green accounting for agriculture production based on the value of agroecosystem services a case study of Ansai County[J]. Acta ecologica sinica，2007， 27（1）：250-259.]

[10]雷敏，張興榆，曹明明.資源型城市綠色GDP核算研究——以陜西省榆林市為例[J]. 自然資源學(xué)報， 2009（12）：2046-2055.[LEI Min，ZHANG Xingyu，CAO Mingming.Accounting research of green GDP of resource dependent cities： a case study of Yulin City in Shanxi Province[J]. Journal of natural resources， 2009（12）：2046-2055.]

[11]王麗霞， 任志遠. 初探綠色GDP核算方法及實證分析——以山西省大同市為例[J]. 地理科學(xué)進展， 2005， 24（2）： 100-105.[WANG Lixia，REN Zhiyuan. Asain green GDP accounting method and empirical analysis， in Datong City， Shanxi Province， for example[J]. Progress in geography， 2005， 24（2）： 100-105.]

[12]康文星，王東，鄒金伶，等.基于能值分析法核算的懷化市綠色GDP[J].生態(tài)學(xué)報，2010， 30（8）：2151-2158.[KANG Wenxing，WANG Dong，ZOU Jinling，et al.Accounting green GDP in Huaihua based on energy analytic approach[J]. Acta ecologica sinica，2010， 30（8）：2151-2158.]

[13]張麗君，秦耀辰，張金萍，等.基于EMA—MFA核算的縣域綠色GDP及空間分異——以河南省為例[J].自然資源學(xué)報， 2013， 28（3）：504-516.[ZHANG Lijun，QIN Yaochen，ZHANG Jinping， et al.County green GDP accounting based on EMAMFA method and its spatial differentiation：a case of Henan Province[J]. Journal of natural resources， 2013， 28（3）：504-516.]

[14]張虹，黃民生，胡曉輝. 基于能值分析的福建省綠色GDP核算[J].地理學(xué)報，2010， 65（11）：1421-1428.[ZHANG Hong，HUANG Minsheng，HU Xiaohui.Green GDP calculation of Fujian Province based on energy analysis[J]. Acta geographica sinica， 2010， 65（11）：1421-1428.]

[15]郭麗英，雷敏，劉曉瓊.基于能值分析法的綠色GDP核算研究——以陜西省商洛市為例[J].自然資源學(xué)報，2015（9）：1523-1533.[GUO Liying，LEI Min，LIU Xiaoqiong.Green GDP accounting research based on emergy analysis method：a case study of Shangluo City in Shanxi Province[J]. Journal of natural resources， 2015（9）：1523-1533]

[16]陸宏芳，陳烈，林永標(biāo)，等.基于能值的順德市農(nóng)業(yè)系統(tǒng)生態(tài)經(jīng)濟動態(tài)[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報， 2005， 21（12）：20-24.[LU Hongfang，CHEN Lie，LIN Yongbiao， et al.Emergy based ecological economic dynamics of Shunde agriculture system[J].Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering， 2005， 21（12）：20-24.]

[17]姚成勝，朱鶴健.基于能值理論的福建省農(nóng)業(yè)系統(tǒng)動態(tài)研究[J].長江流域資源與環(huán)境，2008， 17（2）：247-251.[YAO Chengsheng，ZHU Hejian.Dynamic study on agricultural system in Fujian Province based on emergy theory[J].Resources and environment in the Yangtze Basin， 2008， 17（2）：247-251.]

[18]孫玥， 程全國， 李曄，等. 基于能值分析的遼寧省生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)可持續(xù)發(fā)展評價[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報， 2014， 25（1）：188-194. [SUN Yue，CHENG Quanguo，LI Ye， et al. Assessment of ecoeconomic system sustainable development of Liaoning Province based on emergy analysis[J]. Chinese journal of applied ecology，2014， 25（1）：188-194.]

[19]李名升， 佟連軍. 基于能值和物質(zhì)流的吉林省生態(tài)效率研究[J]. 生態(tài)學(xué)報， 2009， 29（11）：6239-6247.[LI Mingsheng，TONG Lianjun. Ecoefficiency of Jilin Province based on emergy and material flow[J].Acta ecologica sinica，2009， 29（11）：6239-6247.]

[20]鄒金伶， 康文星. 基于農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)能值分析的農(nóng)業(yè)綠色GDP核算——以懷化市為實例[J].中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報， 2009， 29（2）：55-60.[ZOU Jinlin， KANG Wenxing. Green GDP accounting for agriculture production based on an emergy analysis of agroeco system： a case study of Huaihua City[J]. Journal of Central South University of Forestry & Technology， 2009， 29（2）：55-60.]

[21]張曉旭，馮宗憲.中國人均GDP的空間相關(guān)與地區(qū)收斂：1978—2003[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2008， 7（2）：399-414.[ZHANG Xiaoxu，F(xiàn)ENG Zongxian.Spatial correlation and regional convergence in percapita GDP in China：1978-2003[J].China economic quarterly，2008， 7（2）：399-414.]

[22]王千，金曉斌， 周寅康. 糧食主產(chǎn)區(qū)種植業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)投入產(chǎn)出能值空間差異與態(tài)勢研究——以河北省為例[J]. 自然資源學(xué)報， 2012， 27（1）：62-73.[WANG Qian，JIN Xiaobin，ZHOU Yinkang.Spatial differences and trend of emergy input and output indices of planting ecoeconomic system in major grain producing a rea：a case of Hebei Province[J]. Journal of natural resources， 2012， 27（1）：62-73.]

[23]藍盛芳， 欽佩. 生態(tài)系統(tǒng)的能值分析[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報， 2001， 12（1）： 129-131. [LAN Shengfang，QIN Pei. Emergy analysis of ecosystems[J]. Chinese journal of applied ecology， 2001， 12（1）： 129-131.]

[24]ODUM H T. Environment accounting： emergy and environmental dicision making[M]. New York：John Wiley & Soon，1996：163-168.

[25]林光平， 龍志和， 吳梅. 我國地區(qū)經(jīng)濟收斂的空間計量實證分析： 1978-2002 年[J]. 經(jīng)濟學(xué)（季刊），2005， 4（Suppl.）： 67-82.[LIN Guangping， LONG Zhihe， WU Mei. A spatial analysis of regional economic convergence in China： 1978-2002 [J]. China economic quarterly， 2005， 4（Suppl.）： 67-82.]

[26]洪國志，胡華穎，李郇.中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展收斂的空間計量分析[J].地理學(xué)報，2010， 65（12）：1548-1558.[HONG Guozhi，HU Huaying，LI Xun.Analysis of regional growth convergence with spatial econometrics in China[J].Acta geographica sinica， 2010， 65（12）：1548-1558.]

[27]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.]

[28]陳阜. 農(nóng)業(yè)生態(tài)學(xué)[M]. 北京： 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)出版社，2004.[CHEN Fu.Agricultural ecology[M]. Beijing： China Agricultural University Press，2004.]

[29]《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟手冊》編委會. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟手冊[M].北京： 農(nóng)業(yè)出版社，1983.[‘Handbook of Agricultural Technology Economic Editorial Board. Hand book of agricultural technology economic[M]. Beijing： Agriculture Press，1983.]

[30]潘丹， 應(yīng)瑞瑤. 資源環(huán)境約束下的中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長研究[J]. 資源科學(xué)， 2013， 35（7）：1329-1338.[PAN Dan， YING Ruiyao. Agricultural total factor productivity growth in China under the binding of resource and environment [J]. Resources science，2013，35（7）：1329-1338.]

[31]ANSELIN L. Spatial econometrics： methods and models[M]. Dordrecht： Kluwer， 1988.

[32]吳玉鳴. 中國省域經(jīng)濟增長趨同的空間計量經(jīng)濟分析[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究， 2006， （12）： 101-106. [WU Yuming. A spatial econometric analysis of Chinas provincial economic growth convergence.[J]. The journal of quantitative & technical economics， 2006， （12）： 101-106.]