陳 芳，楊梅君

(安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230601)

一、 引言

改革開放四十多年，農(nóng)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長4.6%，遠高于同期人口年均 0.93%的增長率[1]，但是高效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率也在損壞著農(nóng)業(yè)的生態(tài)環(huán)境。長期以來，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨著“人多地少”的矛盾，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中較多地依賴農(nóng)藥化肥等農(nóng)用化學(xué)品，加之農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)落后，資源利用效率較低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不僅高投入、高消耗而且低效益。新時代我國社會面臨著新的主要矛盾，在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的突出表現(xiàn)是：消費者對于優(yōu)質(zhì)安全的農(nóng)產(chǎn)品需求日益增長與其供給不充分之間的矛盾，因此，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色、產(chǎn)品供給提質(zhì)是當(dāng)前農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主要任務(wù)。2020年新冠疫情背景下，為了刺激經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展，中央政府提出新發(fā)展格局——構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)，內(nèi)外市場交匯聯(lián)通，資源要素自由流動，提升中國發(fā)展質(zhì)量。中國是全球主要的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易國，中國的農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，在雙循環(huán)新發(fā)展格局下，思考如何充分利用國際市場的力量實現(xiàn)中國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有積極意義，探究我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制有利于推進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的進程。

二、 文獻綜述

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率綜合考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和污染表征農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平更加準確，目前農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率主要采用隨機前沿分析法(SFA)與數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)進行測算，其中數(shù)據(jù)包絡(luò)法應(yīng)用較多?，F(xiàn)有研究在農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率投入和合意產(chǎn)出變量選擇上大同小異，投入變量大多選擇播種面積、灌溉、機械總動力、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、化肥農(nóng)藥等，合意產(chǎn)出變量大多選擇農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值，但是關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的非合意產(chǎn)出變量選擇差異較大，整體來看主要有農(nóng)業(yè)面源污染和農(nóng)業(yè)氣體排放兩類非合意產(chǎn)出，農(nóng)業(yè)面源污染包括總氮總磷排放量、農(nóng)膜殘留量[2]、農(nóng)田固體廢棄物化學(xué)需氧量[3]等，農(nóng)業(yè)氣體排放包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動產(chǎn)生的二氧化碳[4]、一氧化二氮、甲烷[5]等。

1991年，Grossman和Kruger對貿(mào)易和環(huán)境關(guān)系進行了開創(chuàng)性研究，貿(mào)易通過規(guī)模、技術(shù)和結(jié)構(gòu)三種效應(yīng)對環(huán)境產(chǎn)生影響[6]?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展對農(nóng)業(yè)資源消耗和環(huán)境影響具有明顯的時空特征[7]。中國加入WTO后貿(mào)易自由化程度提高誘發(fā)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動對農(nóng)業(yè)環(huán)境的影響，既有有利的方面也有不利的方面[8]，一方面農(nóng)業(yè)貿(mào)易規(guī)模擴大促使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展會倒逼農(nóng)業(yè)技術(shù)革新，另一方面農(nóng)業(yè)貿(mào)易擴大意味著農(nóng)業(yè)面源污染加大[9]。但是已有研究關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對農(nóng)業(yè)環(huán)境的凈效應(yīng)結(jié)論不一：農(nóng)業(yè)貿(mào)易自由化負向影響的規(guī)模效應(yīng)和正向影響的技術(shù)效應(yīng)之和為正，農(nóng)業(yè)貿(mào)易自由化將對環(huán)境產(chǎn)生積極影響[10]；在假設(shè)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式未轉(zhuǎn)變的前提下，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易通過規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)作用于農(nóng)業(yè)環(huán)境的凈效應(yīng)為負，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化將加劇我國農(nóng)業(yè)污染[11]。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境之間也存在均衡關(guān)系和雙向動態(tài)影響，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放程度的提高會對大部分農(nóng)業(yè)環(huán)境變量產(chǎn)生負面影響，但部分農(nóng)業(yè)環(huán)境變量的改善已顯示出對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的促進作用[12]。中國農(nóng)業(yè)發(fā)展與農(nóng)業(yè)環(huán)境保護不是兩個相悖的主題，在正確的政策引導(dǎo)和健康的經(jīng)濟環(huán)境下，農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)業(yè)環(huán)境可以達到一個相互促進的良性發(fā)展狀態(tài)[13]。

綜上所述，在農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測算上，前人多以狹義農(nóng)業(yè)(種植業(yè))為測算對象，而關(guān)于廣義農(nóng)業(yè)(農(nóng)林牧漁)的測算少有學(xué)者研究，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測算存在局限性；探討農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展關(guān)系的相關(guān)文獻，研究對象主要集中在農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易和農(nóng)業(yè)污染排放上，鮮少有學(xué)者探究農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率不僅能夠闡述農(nóng)業(yè)環(huán)境情況，也能衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平，其評價農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展維度更加多樣化，因此實證分析農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易是否對廣義農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響正是本文研究意義所在。

三、 影響機制和研究假設(shè)

國際貿(mào)易可以促進技術(shù)進步，一方面國際貿(mào)易可以通過“技術(shù)外溢”促進一國的技術(shù)進步[14]，另一方面國際貿(mào)易降低市場信息成本加速信息流動，擴大市場競爭范圍，迫使各國開發(fā)新技術(shù)培養(yǎng)競爭優(yōu)勢。羅伯特·M·索洛構(gòu)建新古典增長模型提出索洛殘差即全要素生產(chǎn)率的概念，并將技術(shù)進步歸結(jié)為其產(chǎn)生的原因，因此國際貿(mào)易可以通過促使技術(shù)進步推動全要素生產(chǎn)率在一定程度上增長，對于考慮污染產(chǎn)出的綠色全要素生產(chǎn)率而言，國際貿(mào)易也可以在一定程度上促進綠色全要素生產(chǎn)率增長。那么本文在農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的框架下提出假設(shè)1：農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易通過技術(shù)外溢推動農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長。

從虛擬資源的角度來說，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易實際上是將本該在國外產(chǎn)生的資源消耗和環(huán)境污染轉(zhuǎn)移到了國內(nèi)，生產(chǎn)非本國消費的農(nóng)產(chǎn)品加劇了本國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資源消耗和污染產(chǎn)出。而農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易通過虛擬資源的進口，在一定程度上替代了國內(nèi)的資源消耗和環(huán)境污染。由于資源的有限性和稀缺性以及環(huán)保理念的推廣和接受，生產(chǎn)綠色化農(nóng)產(chǎn)品、發(fā)展可持續(xù)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易是當(dāng)今農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展趨勢，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入高效益低，生產(chǎn)率和綠色化水平低，使得中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易綠色競爭力低，中國農(nóng)產(chǎn)品出口屢次遭受發(fā)達國家綠色壁壘的限制。非綠色農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上價格低利潤低，出于對高利益的追逐，發(fā)達國家的綠色壁壘限制會倒逼中國農(nóng)業(yè)改變當(dāng)前的發(fā)展模式，提高農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平，推進農(nóng)業(yè)科技成果應(yīng)用。資本品進口可以激發(fā)東道國行業(yè)內(nèi)競爭和示范效應(yīng)，刺激本土競爭對手進行技術(shù)模仿[15]，那么在本國農(nóng)產(chǎn)品進口中，進口農(nóng)產(chǎn)品所附帶的先進種植方式以及管理經(jīng)驗對本國產(chǎn)生了示范效應(yīng)，進口引致的國際市場競爭壓力也將成為本國生產(chǎn)者學(xué)習(xí)和提效的動力，有利于本國農(nóng)業(yè)綠色高效發(fā)展?；谏鲜稣f明，本文提出假設(shè)2：農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易和進口貿(mào)易都會促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長，兩者的影響機制存在明顯差異性。

中國疆域遼闊，人力資源豐富，因此中國農(nóng)產(chǎn)品出口主要以土地密集型和勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品為主。中國南方地區(qū)相比于北方地區(qū)，自然條件更適合發(fā)展蔬菜、花卉、水果等農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，因此我國三大農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易基地都分布在南方地區(qū)，南方農(nóng)產(chǎn)品出口額大于北方；北方在農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新推廣方面優(yōu)于南方：2012年，北京農(nóng)業(yè)科學(xué)院開始實施“科技惠農(nóng)行動計劃”，向農(nóng)村地區(qū)開展科技服務(wù)和成果示范推廣，輻射范圍為整個京津冀地區(qū)；2017年，吉林省、遼寧省、黑龍江省和內(nèi)蒙古自治區(qū)的省級農(nóng)業(yè)科學(xué)院通力進行技術(shù)合作組成區(qū)域性農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新聯(lián)盟，通過凝聚不同區(qū)域的優(yōu)勢科技力量，整合地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新資源，促使區(qū)域農(nóng)業(yè)科技進步?；谏鲜稣f明，本文提出假設(shè)3：北方省份的農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素的影響強度大于南方省份。

四、 變量選取和模型設(shè)定

(一) 變量選取

1． 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率

現(xiàn)有文獻的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測算大部分是以狹義農(nóng)業(yè)(1)狹義農(nóng)業(yè)是指種植業(yè)，廣義農(nóng)業(yè)包括農(nóng)、林、牧、漁。為研究對象的，考慮到測算的局限性，本文旨在已有相關(guān)文獻的基礎(chǔ)之上，參考李谷成[16]、梁俊[17]、龔銳[18]等學(xué)者的測算方法，同時參考汪慧玲[19]、馬國霞[20]農(nóng)業(yè)面源污染測算，以廣義農(nóng)業(yè)為研究對象采用超效率SBM模型(Super Slacks-Based Measure)測算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)。

以省份作為一個決策單元，選取土地、水、勞動、中間物質(zhì)消耗做為投入變量，農(nóng)用地表示土地投入，農(nóng)用地包括耕地在內(nèi)的多種土地類型，能夠反映農(nóng)林牧漁生產(chǎn)中實際土地利用情況。農(nóng)業(yè)用水表示農(nóng)業(yè)水資源投入；鄉(xiāng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)表示農(nóng)業(yè)勞動力投入；中間物質(zhì)消耗表示農(nóng)林牧漁生產(chǎn)的物質(zhì)投入，包括飼料、化肥、農(nóng)藥等。產(chǎn)出變量包括合意產(chǎn)出與非合意產(chǎn)出兩部分。合意產(chǎn)出用第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值進行表示；非合意產(chǎn)出用化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、柴油、翻耕、灌溉六大因素引致的農(nóng)業(yè)碳排放量(CO2)和畜禽污染物化學(xué)需氧量(COD)進行表示。

通過DEA-SOLVER軟件測度2003—2018年中國26個省份的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率(2)考慮到北京、天津、上海、重慶四個直轄市農(nóng)業(yè)發(fā)展空間不充分以及北京和上海農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易對全國的窗口作用，于是將四個直轄市剔除，還考慮到DEA模型對異常數(shù)據(jù)的敏感性，本文也將西藏省剔除。，測度結(jié)果見表1。

表1 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率

由表1可知，2003年沒有實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有效的省份，且各個省的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率普遍較低，全國平均水平只有0.37，說明當(dāng)時中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平較低；2008年江蘇、浙江、山東等6個省份的綠色全要素生產(chǎn)率超過了0.6，而2013年有10個省份農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率超過了0.6；2018年江蘇、山東、海南等5個省份實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有效?？傮w來看，2003—2018年達到農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有效的省份由無到有，且農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有效的省份主要分布在東部沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，但是全國各省市農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平差異較大。2018年，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在0.8以上但是沒有達到有效的省份有福建、河南等6個省份，它們的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平較高，但還需進一步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中注重節(jié)能減排才能達到農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有效；農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在0.6以下的有甘肅、江西、寧夏等8個省份，尤其是甘肅和寧夏兩省農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在0.5以下，這些省份在農(nóng)業(yè)資源利用和環(huán)境污染方面都需要大幅度改進，才能實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有效。

2． 農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平

采用各省份農(nóng)產(chǎn)品年度貿(mào)易額與各省份農(nóng)林牧漁增加值的比值來表示農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平，計算公式如下：

ALTit=ATit/AAit

t表示年份，i表示省份，ATL表示農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平，AT表示農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額，AA表示農(nóng)林牧漁增加值。

3． 控制變量

本文為了剔除農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易之外的其他因素對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，從而引入控制變量。財政支農(nóng)水平(AF)：采用各省財政支農(nóng)支出(農(nóng)業(yè)、林業(yè)和水利支出)占總財政支出比重表示財政支農(nóng)水平。考慮財政政策效應(yīng)當(dāng)期效果不顯著，因此處理控制變量財政支農(nóng)水平滯后一期。農(nóng)村教育程度(ED)：鄉(xiāng)村6歲及以上人口中高中及以上學(xué)歷人數(shù)的比重表示農(nóng)村教育程度。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平(IS)：采用各省第二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。受災(zāi)程度(AD)：采用農(nóng)作物總播種面積中當(dāng)年受災(zāi)面積的比重表示受災(zāi)程度。

(二) 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)均來自2004—2019年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，其中鄉(xiāng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)2006年、2007年和2011年之后各個省份數(shù)據(jù)缺失，因此本文依據(jù)已有年份各省份的平均比例，根據(jù)當(dāng)年全國鄉(xiāng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)估算缺失年份的數(shù)據(jù)。農(nóng)產(chǎn)品進出口額數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)年鑒》，財政支農(nóng)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)村教育程度數(shù)據(jù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，受災(zāi)程度數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計

(三) 模型設(shè)定

為探索農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用，本文建立如下回歸模型：

GTFPit=α0+α1ATLit+α2AFit+α3EDit+α4ISit+α5ADit+γi+εit

GTFP表示農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；α0為常數(shù)項；α1、α2、α3、α4、α5為各自變量的參數(shù)；εit是隨機誤差項；γi表示地區(qū)非觀測效應(yīng)；i為省份，t為年份。

五、 實證結(jié)果和分析

(一) 基準回歸結(jié)果

采用固定效應(yīng)模型(FE)進行基準回歸，經(jīng)過異方差檢驗數(shù)據(jù)存在異方差，因此本文也采用了引入固定效用的可行廣義最小二乘法(FGLS)對模型進行估計，同時為考察滯后效應(yīng)，對農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平進行滯后一期處理，基準回歸結(jié)果如表3所示。

模型(1)是各省份農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的FE估計結(jié)果，模型(3)是引入固定效應(yīng)的FGLS的結(jié)果，模型(2)和模型(4)是使用滯后1年的農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平的估計結(jié)果，具體如表3所示。模型(1)和模型(3)結(jié)果顯示，影響系數(shù)顯著為正，可見農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易促進了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高。中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易逆差的常態(tài)格局和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進出口的知識溢出效應(yīng)，促進了中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的進步。模型(2)和模型(4)結(jié)果顯示，滯后1期的農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平系數(shù)比沒有滯后1期的系數(shù)高，回歸系數(shù)也都通過了顯著性檢驗，可見農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在一定滯后效應(yīng)，農(nóng)產(chǎn)品進出口的知識溢出效應(yīng)需要時間進行傳導(dǎo)發(fā)揮作用，滯后效應(yīng)的存在符合實際情況。以上實證結(jié)果證實了假設(shè)1的合理性。

表3 基準回歸結(jié)果

關(guān)于控制變量的回歸結(jié)果：政府支農(nóng)水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著正向作用，政府可以利用“看得見的手”對經(jīng)濟進行管控，政府行為對于綠色經(jīng)濟的發(fā)展具有重要影響，財政支持有利于提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)[21]；受教育程度也是積極正向影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，教育是提高公眾環(huán)保意識、理解綠色發(fā)展理念的重要途徑，隨著經(jīng)濟水平的提升，教育人力資本的綠色效應(yīng)不斷增強，并且這一現(xiàn)象具有區(qū)域普適性[22]；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的估計結(jié)果不穩(wěn)定，F(xiàn)E估計負向影響作用不顯著，F(xiàn)GLS估計正向顯著影響，原因可能在于第二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展會和第一產(chǎn)業(yè)爭奪資源，比如勞動力等生產(chǎn)要素，從而抑制農(nóng)業(yè)發(fā)展，另一方面第二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展也會通過技術(shù)外溢促進農(nóng)業(yè)技術(shù)革新，技術(shù)進步提高了農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率降低了農(nóng)業(yè)污染[23]，因此估計結(jié)果不穩(wěn)定；受災(zāi)程度對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有負向顯著影響，自然條件劣勢的地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受到自然條件的約束同時環(huán)境承載力較弱，加之農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的污染排放，不利于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平的散點圖和擬合線如圖1所示，從圖中散點可以看出，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平呈正相關(guān)關(guān)系，因此進一步證實了假設(shè)1 的合理性。

圖1 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平的散點圖和擬合線

(二) 穩(wěn)健性檢驗

關(guān)于穩(wěn)健性檢驗的設(shè)計，本文采用縮尾處理、壓縮樣本時間和更換主解釋變量的測算方法進行穩(wěn)健性檢驗?？紤]到數(shù)據(jù)異常值的影響，對所述變量進行首端5%和末端5%的縮尾處理，構(gòu)建模型(5)；同時，刪除 2003和 2018年樣本數(shù)據(jù)以縮短時間減少數(shù)據(jù)量，構(gòu)建模型(6)；此外，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)法的CCR模型重新測算各個省份農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，構(gòu)建模型(7)，模型(8)是在模型(7)基礎(chǔ)上滯后一期農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平的估計結(jié)果。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果(見表4)與上述基準回歸結(jié)果比較，農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平回歸系數(shù)方向一致且顯著，控制變量系數(shù)方向基本一致，從而穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明基準回歸結(jié)果穩(wěn)健，具有良好的解釋有效性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(三) 異質(zhì)性討論

1． 貿(mào)易方式視角

將農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平分成農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平和農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易水平，分別用農(nóng)產(chǎn)品出口和進口額與農(nóng)林牧漁增加值的比重表示，從而構(gòu)建了以下四個模型(見表5)。模型(13)和模型(15)是采用FGLS估計農(nóng)產(chǎn)品出口和進口貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，在此基礎(chǔ)之上，模型(14)和模型(16)考察是滯后一期的農(nóng)產(chǎn)品出口和進口貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。從表中結(jié)果可以看出，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平和農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要生產(chǎn)率均呈正向顯著影響，且出口的影響系數(shù)小于進口的影響系數(shù)；農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平和進口貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有滯后效應(yīng)。

表5 貿(mào)易方式異質(zhì)性回歸結(jié)果

農(nóng)產(chǎn)品出口會增加本國農(nóng)業(yè)資源的消耗和農(nóng)業(yè)污染的排放，而農(nóng)產(chǎn)品進口本質(zhì)上通過虛擬資源的進口減少了本國農(nóng)業(yè)資源的消耗和污染排放；另一方面，本國農(nóng)產(chǎn)品出口隨著世界綠色環(huán)保觀念的重視，會遭遇到出口國的農(nóng)產(chǎn)品綠色壁壘，從而倒逼本國改進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，注重生產(chǎn)過程中的綠色環(huán)保，農(nóng)產(chǎn)品進口也會通過行業(yè)競爭效應(yīng)和示范效應(yīng)促進本國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者學(xué)習(xí)進口國先進的農(nóng)業(yè)科技和管理模式，實現(xiàn)本國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。農(nóng)產(chǎn)品出口的綠色壁壘倒逼作用優(yōu)化了生產(chǎn)過程中的資源消耗和污染排放，農(nóng)產(chǎn)品進口不管從虛擬資源角度還是從競爭和示范效角度都有利于農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展，且進口的兩條正向路徑作用強度大于出口的兩條不同向路徑，這合理解釋了模型(13)和模型(15)?？紤]到農(nóng)產(chǎn)品出口綠色壁壘倒逼作用的間接性，農(nóng)產(chǎn)品出口對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有較為明顯的滯后性，而農(nóng)產(chǎn)品進口對虛擬資源的進口具有直接性，因此農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易水平的影響滯后性不及出口貿(mào)易水平的滯后性明顯，這合理解釋了模型(14)和模型(16)。以上結(jié)果證實了假設(shè)2的合理性。

2． 區(qū)域差異視角

為進一步分析區(qū)域差異性，本文將樣本數(shù)據(jù)分為北方省份和南方省份(3)北方省份：河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東、河南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆；南方省份：江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、四川、貴州、云南。，分別對南方省份和北方省份進行農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率回歸估計(見表6)。

表6 區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果

模型(9)和模型(11)分別使用北方省份數(shù)據(jù)和南方省份數(shù)據(jù)，使用FGLS方法對相關(guān)變量進行回歸，模型(10)和模型(12)則是在前述兩個模型基礎(chǔ)上將農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平滯后一期進行回歸?；貧w結(jié)果表明，南北方省份農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均存在正向影響，且北方省份農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平回歸系數(shù)高于南方省份；從滯后效應(yīng)來看，北方省份滯后一期的農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平的系數(shù)高于未滯后前的系數(shù)，北方省份的農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平影響滯后效應(yīng)明顯，南方省份滯后處理前后回歸系數(shù)相差不大，南方省份滯后效應(yīng)不明顯。

進一步分析南北省份農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平影響力的差異性。對比2003—2018年南北方農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額，2003—2006北方農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額略高于南方，2007—2018南方農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額高于北方，且南北方出口貿(mào)易額的差距呈擴大趨勢。中國三大農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易基地(4)分別是太湖平原地區(qū)、閩南三角地區(qū)和珠江三角洲地區(qū)均分布在南方，從虛擬資源的角度來說，南方農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額高于北方，因此南方在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的污染排放和資源消耗大于北方。其次，根據(jù)相關(guān)研究結(jié)果，北方省份在農(nóng)業(yè)資源節(jié)約和環(huán)境友好方面優(yōu)于南方省份：2016年農(nóng)業(yè)資源節(jié)約評價排名前十的省份北方省份有7個，環(huán)境友好評價排名前十的省份北方省份占5席之位[24]。北方省份的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新貢獻能力優(yōu)于南方[25]，北方省份“技術(shù)外溢”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的推動作用大于南方。這合理解釋了北方省份農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易回歸系數(shù)高于南方省份。

(四) 分位數(shù)回歸

為了全面探討農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易不同水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，本文在前述實證基礎(chǔ)上進行了分位數(shù)回歸：在0.1和0.25的分位數(shù)水平上影響系數(shù)顯著，其余則不顯著，因此隨著農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平的增加，農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平的促進作用逐漸不顯著。

從貿(mào)易出口和進口方式視角來看，將農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平分成農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平和進口貿(mào)易水平，分別對其進行分位數(shù)回歸。從農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平影響結(jié)果來看，在0.1和0.9分位數(shù)水平上回歸系數(shù)顯著，這說明在農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平較低和較高時，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用顯著。在農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平較低時，國內(nèi)農(nóng)業(yè)“虛擬資源”輸出較少，從而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源消耗少和污染產(chǎn)出少，有利于農(nóng)業(yè)綠色全要素的增長；在農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平較高時，國際貿(mào)易的“知識溢出效應(yīng)”和綠色壁壘倒逼“出口中學(xué)”使得國內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者改進農(nóng)業(yè)技術(shù)，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步帶動農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長。

表7 分位數(shù)回歸結(jié)果

從農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易水平影響結(jié)果來看，回歸系數(shù)在各個分位數(shù)水平上都顯著為正值，且回歸系數(shù)呈現(xiàn)逐漸增大的趨勢，說明隨著農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易水平的提升，其促進作用顯著增強。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進口規(guī)模的擴大，一方面進口的農(nóng)業(yè)“虛擬資源”變多，替代了原本國內(nèi)應(yīng)該消耗的資源和產(chǎn)生的污染，另一方面進口貿(mào)易帶來的示范效用和競爭效應(yīng)會激勵國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者技術(shù)創(chuàng)新，作用于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響強度逐漸增加。

六、 研究結(jié)論與政策建議

(一) 研究結(jié)論

1． 農(nóng)業(yè)國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著促進作用，并且發(fā)現(xiàn)這種促進作用存在滯后效應(yīng)，估計結(jié)果通過穩(wěn)健性檢驗。

2． 農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平和農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要生產(chǎn)率均呈現(xiàn)正向顯著影響，且出口的影響系數(shù)大于進口影響系數(shù)，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的滯后效應(yīng)大于農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易水平。

3． 南方和北方省份農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均存在正向影響，且北方省份的影響強度大于南方省份，北方省份的農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有滯后效應(yīng)，南方省份則不明顯。

4． 隨著農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平的增加，農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用逐漸不顯著；在農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平較低和較高時，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平的促進作用顯著；而對于農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易水平的逐漸提升，其促進作用顯著加強。

(二) 政策建議

1． 加大農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易量，在滿足國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品需求的基礎(chǔ)上積極調(diào)整農(nóng)產(chǎn)品進口結(jié)構(gòu)，加大資源消耗大和污染密集的農(nóng)產(chǎn)品進口，通過示范效應(yīng)和國際市場競爭壓力，不斷增強技術(shù)引進和吸納能力，自我消化再創(chuàng)新積極促進本國農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。以中國主導(dǎo)的國際進口博覽會為切入點，鼓勵農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易，促使農(nóng)業(yè)資源要素的跨國境自由流動，國際農(nóng)業(yè)資本和技術(shù)等要素可以自由地跨國境雙向流動交換，提高投資的多元性和有效性，滿足新時代人民餐桌上美好生活的需求。

2． 提高農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量，利用國外綠色高品質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品標準來激發(fā)國內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者提高生產(chǎn)技術(shù)的動力，同時利用“出口中學(xué)”，善用國外先進技術(shù)的外部溢出效應(yīng)，繼而形成自主產(chǎn)權(quán)的高效環(huán)保、提高產(chǎn)品質(zhì)量和效益的新技術(shù)，帶動整體出口質(zhì)量的提升。只有出口質(zhì)量隨著出口規(guī)模的不斷提升，中國才能在“貿(mào)易大國”的路上奮起前進實現(xiàn)“貿(mào)易強國”的目標。

3． 南北省份在制定農(nóng)業(yè)開放發(fā)展戰(zhàn)略時，應(yīng)當(dāng)有針對性地調(diào)整農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)。南北方省份在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易水平對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響強度上表現(xiàn)出明顯差異，因此需要因地制宜調(diào)整農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)，尤其是對于農(nóng)產(chǎn)品出口大于進口的南方省份，在優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)的同時更需要注重提升農(nóng)業(yè)技術(shù)引進和創(chuàng)新能力，推進農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)自主研發(fā)創(chuàng)新，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中節(jié)能減排。

4． 加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)高級化，把握好農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易水平較低時對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的顯著促進作用，積極推進產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)進步。農(nóng)業(yè)科研向綠色化和低耗化技術(shù)研發(fā)方向前進，將各省份農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易龍頭企業(yè)培育成為吸收“出口中學(xué)”的重要載體和帶動創(chuàng)新升級的中堅力量，基本別國的示范將國際市場的競爭壓力轉(zhuǎn)化為國內(nèi)生產(chǎn)者學(xué)習(xí)和提效的動力。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式應(yīng)由高能低效粗放生產(chǎn)模式向低能高效綠色生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)型，推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，以期加快實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的目標。