顏 華，魏秀宇，齊 悅，張 梅

（東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，哈爾濱 150030）

一、引言

2004年以來，我國糧食總產(chǎn)量取得“十七連豐”，于2020年達(dá)到13 390億斤，穩(wěn)站1.3萬億斤臺階，糧食穩(wěn)產(chǎn)保供給能力日漸提升。但是，農(nóng)業(yè)資源過度開發(fā)和農(nóng)業(yè)投入品過量使用等一系列環(huán)境問題日益凸顯。據(jù)《第二次全國污染源普查公報(bào)》數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)業(yè)源化學(xué)需氧量、總氮、總磷排放分別占污染物總排放的49.77%、46.52%、67.22%，農(nóng)業(yè)污染已超過工業(yè)污染成為中國第一大污染源。為此，我國先后頒布一系列環(huán)境規(guī)制政策法規(guī)，加大環(huán)境保護(hù)力度，中央一號文件更是連續(xù)6年提出“推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展”。在這一現(xiàn)實(shí)背景下，如何兼顧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和環(huán)境可持續(xù)發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，成為當(dāng)前學(xué)術(shù)界的研究熱點(diǎn)。近年來，隨著黨中央提出“加強(qiáng)糧食生產(chǎn)功能區(qū)和重要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)保護(hù)區(qū)建設(shè)”，發(fā)展國家糧食產(chǎn)業(yè)帶已成為保障糧食安全的戰(zhàn)略選擇。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚得到了政策的有效引導(dǎo)和支持，形成了如東北玉米和大豆集聚區(qū)、東北和長江流域水稻集聚區(qū)、黃淮海小麥集聚區(qū)等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)布局，已成為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要趨勢（杜建軍等，2017），被眾多學(xué)者看作是推動農(nóng)業(yè)提效增產(chǎn)的有效選擇（鄧晴晴等，2020；趙丹丹等，2020）。

目前，學(xué)術(shù)界對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚、環(huán)境效率的相關(guān)研究，主要可分為三類。第一類是對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚的相關(guān)研究，主要包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚的時(shí)空演化格局、影響因素及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。研究認(rèn)為，集聚能改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策、積累專用性人力資本、降低交易成本、創(chuàng)造分工經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、促進(jìn)農(nóng)民增收（鄧晴晴等，2020；趙丹丹等，2019），但對環(huán)境效率的討論相對欠缺。第二類是農(nóng)業(yè)環(huán)境效率相關(guān)的研究，多側(cè)重于效率測算、空間差異和影響因素的分析（李谷成等，2011；馬賢磊等，2019）。這些研究從農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模、土地流轉(zhuǎn)、人力資本等多個(gè)維度分析農(nóng)業(yè)環(huán)境效率空間差異的原因，但較少考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)空間分布的特征及其變化。第三類是對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境關(guān)系的研究，存在三種代表性觀點(diǎn)。一是，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能有效改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。其邏輯在于，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚是在空間上集種植、加工、流通于一體，包含農(nóng)戶、企業(yè)、機(jī)構(gòu)與市場等在內(nèi)的網(wǎng)狀體系（王艷榮等，2011），為企業(yè)在節(jié)能減排上的合作提供了可能，通過形成的迂回經(jīng)濟(jì)提高碳排放效率，改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境（程琳琳等，2018）。二是，產(chǎn)業(yè)集聚會吸引高污染行業(yè)在內(nèi)的各類行業(yè)向相同區(qū)域匯聚，造成各類污染物疊加的現(xiàn)象，對環(huán)境產(chǎn)生較大的負(fù)面影響，引起空氣污染和水污染（杜建軍等，2017）。三是，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)環(huán)境的關(guān)系并不確定，除了存在一定的區(qū)域差異性（薛蕾等，2020），還存在門檻效應(yīng)（杜建軍等，2017）。

由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚更多地表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)企業(yè)生產(chǎn)活動的集聚，已有研究較少關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的污染問題，且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚帶來的生產(chǎn)環(huán)境和生產(chǎn)方式的改變是否有利于改善環(huán)境效率尚不得知。因此，本文重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚分布所產(chǎn)生的污染排放情況，先從理論上闡釋農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚影響環(huán)境效率的作用邏輯以及環(huán)境規(guī)制在其中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并提出研究假說；再基于2001～2018年中國省級層面數(shù)據(jù)測度農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的關(guān)系，并分析環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率影響中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

二、理論機(jī)制與研究假說

（一）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚影響環(huán)境效率的理論分析

根據(jù)集聚經(jīng)濟(jì)理論，集聚能產(chǎn)生外部性和規(guī)模經(jīng)濟(jì)（Marshall，1890），會改變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式與經(jīng)營制度，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。具體而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的影響機(jī)理為：一是規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚吸引土地要素集中并產(chǎn)生規(guī)?；?yīng)（鄧晴晴等，2020）。這不僅可以減少單位面積上農(nóng)資的投入成本，降低化肥施用強(qiáng)度，提高施用效率，還可以促進(jìn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體等形成專業(yè)技能勞動力（季書涵等，2016），新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體通過替代、帶動小農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，有利于增加有機(jī)肥和綠色生產(chǎn)技術(shù)采用的機(jī)會，從而正向影響農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。二是知識溢出效應(yīng)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚帶來生產(chǎn)同類農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)技術(shù)集聚，而這些要素的地理集中有助于發(fā)揮知識溢出效應(yīng)（Verspagen等，2004）。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的地理鄰近不僅創(chuàng)造農(nóng)戶間交流機(jī)會、加快技術(shù)信息傳播速度，還降低農(nóng)戶信息搜尋成本和技術(shù)推廣成本。這有助于通過共享生產(chǎn)資源的方式提高農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)信息獲取能力，強(qiáng)化農(nóng)民之間的技術(shù)交流，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營水平，促進(jìn)綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)推廣與使用，進(jìn)而可能對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率產(chǎn)生積極影響。三是專業(yè)化分工效應(yīng)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚的發(fā)展衍生出農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的需求，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務(wù)發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)縱向分工深化。專業(yè)化分工能有效降低交易成本，提高交易效率，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中減少各生產(chǎn)環(huán)節(jié)單位產(chǎn)出的污染排放，有利于提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。同時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)以及植保專業(yè)化服務(wù)能有效促進(jìn)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)、降低農(nóng)藥施用強(qiáng)度，帶動農(nóng)戶綠色生產(chǎn)。

然而，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚具有一定的生命周期階段（周新德，2009），一定集聚水平范圍內(nèi)有利于改善農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，但過度集聚會導(dǎo)致生產(chǎn)要素成本上升，影響資源配置效率，產(chǎn)生集聚不經(jīng)濟(jì)。隨著農(nóng)業(yè)集聚水平提高，區(qū)域內(nèi)種養(yǎng)規(guī)模也隨之增加，一旦超過規(guī)模臨界水平，生產(chǎn)者受到勞動力或資金的約束會追加化肥的投入，加速農(nóng)業(yè)面源污染排放。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚也可能消耗大量能源與資源，增加二氧化碳排放，并產(chǎn)生大量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物，導(dǎo)致資源錯配，造成碳排放總量上升（杜建軍等，2017）。此外，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的過度集中易爭奪公共基礎(chǔ)設(shè)施和社會化服務(wù)等公共資源，推高土地、勞動力等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素價(jià)格，并在農(nóng)戶間產(chǎn)生惡性競爭降低技術(shù)創(chuàng)新的持續(xù)性，從而降低服務(wù)質(zhì)量、增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、導(dǎo)致資源低效供給，不利于農(nóng)業(yè)減排（張哲晰等，2019）。據(jù)此，提出如下研究假說：

H1：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的影響呈非線性“倒U”型結(jié)構(gòu)，即生產(chǎn)集聚水平上升達(dá)到一定層級后，進(jìn)一步上升對環(huán)境效率的影響效應(yīng)由正向變?yōu)樨?fù)向。

（二）環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用

環(huán)境規(guī)制是指個(gè)體或政府為保護(hù)環(huán)境，通過環(huán)保意識或行政法規(guī)、經(jīng)濟(jì)手段直接或間接干預(yù)企業(yè)對資源利用的約束性力量。在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，環(huán)境規(guī)制則意味著對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式加以干預(yù)，影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚區(qū)布局，以實(shí)現(xiàn)保護(hù)環(huán)境的目的。一方面，環(huán)境規(guī)制有創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制會刺激技術(shù)創(chuàng)新，改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式和布局，提高農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新效率（趙麗娟等，2019），對農(nóng)業(yè)環(huán)境產(chǎn)生正外部性。具體而言，集聚區(qū)內(nèi)各農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體為抵消環(huán)境規(guī)制成本，會尋求更環(huán)保的生產(chǎn)方式，減少農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)資料的過量使用，增加綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)使用，實(shí)現(xiàn)綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素代替污染要素、消極減污向主動減污轉(zhuǎn)變，從而改善農(nóng)業(yè)環(huán)境。此外，小農(nóng)戶進(jìn)行綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會產(chǎn)生較高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本。在環(huán)境規(guī)制的管控下，農(nóng)戶出于成本最小化的考慮往往主動加入集聚區(qū)，通過分工合作分?jǐn)傓r(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)成本，共享農(nóng)村環(huán)境保護(hù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而擴(kuò)大區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)專業(yè)化生產(chǎn)規(guī)模，進(jìn)一步提升農(nóng)作物種植集中程度，激發(fā)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，促進(jìn)環(huán)境改善。另一方面，環(huán)境規(guī)制存在遵循成本效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制可能擠壓區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、污染治理成本，降低全要素生產(chǎn)率（Conrad等，1995），擠占農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，加大集聚區(qū)內(nèi)各農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體生產(chǎn)難度，從而降低對集聚區(qū)外的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的吸引力，使集聚的規(guī)模和數(shù)量停滯不前或下降，無法發(fā)揮集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，從而對農(nóng)業(yè)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)向影響。此外，環(huán)境規(guī)制可能存在“相對性制度失靈”現(xiàn)象，政策限制相對寬松（石華平等，2020），在約束農(nóng)戶生產(chǎn)行為方面效果欠佳，限制了集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)揮。據(jù)此，提出如下研究假說：

H2：環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率的關(guān)系中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，但影響方向不確定。

三、模型設(shè)定與變量選取

（一）農(nóng)業(yè)環(huán)境效率模型構(gòu)建及變量選取

1.SBM-Undesirable模型

本文采用Tone（2003）提出的考慮非期望產(chǎn)出的非徑向、非角度的SBM-Undesirable模型測算農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，該模型彌補(bǔ)了傳統(tǒng)DEA模型徑向和角度造成的測算偏差，是評價(jià)環(huán)境效率的主要方法。

本文以我國31個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）作為決策單元構(gòu)造農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的可能性邊界。假定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)有n個(gè)決策單元，每個(gè)決策單元包含一個(gè)投入變量、一個(gè)期望產(chǎn)出變量和一個(gè)非期望產(chǎn)出變量，它們表示為x∈Rm、yd∈Rs1、yu∈Rs2，定義矩陣X、Yd、Yu為以及同時(shí)假定X＞0、Yd＞0、Yu＞0，由此將生產(chǎn)集合轉(zhuǎn)化為：其中，λ∈Rn為權(quán)重向量，則SBM-Undesirable模型可表示為：

式（1）中，sx、sd、su分別表示投入、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出的松弛變量。ρ*是目標(biāo)函數(shù)，關(guān)于sx、sd、su嚴(yán)格遞減，當(dāng)sx=sd=su=0時(shí)，即ρ*=1，表示決策單元完全有效率；當(dāng)0＜ρ*＜1時(shí)，表示該決策單元存在效率損失。

2.變量選取

（1）投入變量。參考王寶義等（2018）的研究，選取以下變量表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出情況。①農(nóng)業(yè)勞動力投入=農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員×（農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值）。土地投入?？紤]數(shù)據(jù)的動態(tài)性以及不同地區(qū)的復(fù)種指數(shù)的差異，用農(nóng)作物總播種面積表示，單位為千公頃。②碳排放估算的基本公式為E=∑Ei=∑Ti×δi。式中，E為碳排放總量；Ei為各碳排放源排放量；Ti為各種碳排放源的量；δi為各碳排放源排放系數(shù)。其中，各類碳排放源的碳排放系數(shù)參考李波等（2011）的研究。勞動力投入。借鑒大多數(shù)文獻(xiàn)采用權(quán)重系數(shù)法估算農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)①，單位為萬人。③化肥投入。用化肥施用折純量表示，單位為萬噸。④機(jī)械投入。用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力表示，單位為萬千瓦。⑤農(nóng)藥投入。用農(nóng)藥使用量表示，單位為萬噸。⑥農(nóng)膜投入。用農(nóng)膜使用量表示，單位為萬噸。⑦灌溉投入。用有效灌溉面積表示，單位為千公頃。

（2）產(chǎn)出變量。①期望產(chǎn)出。選取以2001年為不變價(jià)格計(jì)算的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為合意產(chǎn)出指標(biāo)，單位為億元。②非期望產(chǎn)出。農(nóng)業(yè)是溫室氣體的第二大來源，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，農(nóng)業(yè)化學(xué)制品的生產(chǎn)和使用、農(nóng)業(yè)灌溉對電能的利用、農(nóng)業(yè)機(jī)械對化石燃料的消耗等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動直接或間接地造成碳排放，對農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提出較大考驗(yàn)。故借鑒田偉等（2014）的研究，以碳排放作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的非期望產(chǎn)出，并選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、柴油、翻耕和灌溉6種碳排放源產(chǎn)生的碳排放總量進(jìn)行估算②。

（二）計(jì)量模型構(gòu)建及變量選取

1.基本模型設(shè)定

為探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率之間的影響關(guān)系，本文以環(huán)境效率為被解釋變量，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚為核心解釋變量，建立如下基準(zhǔn)回歸模型：

式（2）中，Aeeit代表i省t年度的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，Aggit為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚，Xit表示控制變量集，同時(shí)控制個(gè)體效應(yīng)μi、時(shí)間效應(yīng)vt，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。α0、α1、α2為待估系數(shù)。為了檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率的非線性關(guān)系，在式（2）的基礎(chǔ)上加入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚的平方項(xiàng)，如下所示：

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

為了考察環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，在式（2）、（3）的基礎(chǔ)上構(gòu)建以下模型：

上式中，erit是調(diào)節(jié)變量，為避免多重共線性問題，將解釋變量（Aggit）和調(diào)節(jié)變量（erit）分別進(jìn)行中心化處理，再將二者相乘生成交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)、表示環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3.變量選取

（1）被解釋變量（aee）由上文測算的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率值表示。

（2）解釋變量為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚（agg）。測度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度的指標(biāo)主要有空間基尼系數(shù)、區(qū)位熵、產(chǎn)業(yè)集中度、產(chǎn)業(yè)平均集聚率、重心模型等。由于區(qū)位熵可真實(shí)反映經(jīng)濟(jì)活動在地理空間上分布狀況，消除區(qū)域間規(guī)模差異的特點(diǎn)，并考慮數(shù)據(jù)指標(biāo)的可獲得性，本文借鑒趙丹丹等（2020）的做法，采用區(qū)位熵指數(shù)測算各省份糧食作物的集聚及專業(yè)化程度。計(jì)算公式如下：

式中，Qi表示i省糧食作物的區(qū)位熵；Ei為i省糧食作物的播種面積；Et為i省農(nóng)作物播種面積；At為全國糧食作物播種面積；At為全國農(nóng)作物播種面積。Qi的值越高，說明糧食作物的集聚水平越高。當(dāng)Qi＞1時(shí)，i省的糧食作物集聚水平在全國具有優(yōu)勢；當(dāng)Qi＜1時(shí)，i省糧食作物集聚水平低于全國水平，在全國具有劣勢。

（3）控制變量。①農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp）。一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入，與污染排放密切相關(guān)。一般而言，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)，農(nóng)業(yè)要素市場化和農(nóng)業(yè)組織市場化程度高，有利于引導(dǎo)農(nóng)戶合理配置農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素以及有效實(shí)現(xiàn)污染的集中處理，減少污染的排放。以2001年為不變價(jià)的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與鄉(xiāng)村總?cè)丝跀?shù)的比值計(jì)算得到農(nóng)村人均收入表示該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（stru）。合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有助于實(shí)現(xiàn)資源的高效利用，降低對環(huán)境的破壞。全國各時(shí)期各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)顯著差異，對農(nóng)業(yè)環(huán)境產(chǎn)生異質(zhì)性約束。以第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量。③城鎮(zhèn)化（urb）。城鎮(zhèn)化進(jìn)程會影響農(nóng)業(yè)勞動者流動，一方面促進(jìn)農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移來提高非農(nóng)收入，通過施用化肥彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)勞動力短缺；另一方面促進(jìn)資本密集型代替勞動密集型生產(chǎn)，便于實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)碳減排。以城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诒戎当硎尽＂苻r(nóng)村用電量（ele）。能源消耗是碳排放最重要的來源。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中長時(shí)間照明用電是主要的能源消耗方式之一，會對農(nóng)業(yè)環(huán)境產(chǎn)生影響，故本文選取農(nóng)村用電量代表農(nóng)村能源消耗。⑤自然環(huán)境（ne）。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴于自然資源條件，農(nóng)作物受災(zāi)情況一定程度上反映了當(dāng)?shù)刈匀画h(huán)境狀況，農(nóng)作物受災(zāi)程度影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)期望產(chǎn)出，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。以農(nóng)作物受災(zāi)面積與播種面積的比值表示。

（4）調(diào)節(jié)變量。根據(jù)已有研究并基于數(shù)據(jù)可得性，本文參考傅京燕等（2010）綜合指數(shù)法測算污染源排放強(qiáng)度作為環(huán)境規(guī)制的代理變量。通常情況下，污染排放程度與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度呈正相關(guān)，一個(gè)地區(qū)污染排放越高，該地區(qū)的環(huán)境規(guī)制力度越嚴(yán)格。借鑒石華平等（2020）的相關(guān)研究選取農(nóng)膜、農(nóng)藥、氮肥和復(fù)合肥四個(gè)污染排放源構(gòu)建農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制指標(biāo)體系，度量農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制力度。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取2001～2018年31個(gè)省級行政單位的面板數(shù)據(jù)分析。數(shù)據(jù)來源于各年份《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《改革開放三十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國機(jī)械工業(yè)年鑒》及Wind數(shù)據(jù)庫等。變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

面板數(shù)據(jù)通常使用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，對回歸（1）和回歸（2）進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示在1%統(tǒng)計(jì)顯著性水平檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，說明應(yīng)選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。另外，為避免內(nèi)生性問題，采用解決內(nèi)生性的經(jīng)驗(yàn)性做法，選取內(nèi)生性變量的滯后變量作為工具變量（林毅夫等，2006），因此，采用滯后一期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚及其平方項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)，并采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤消除序列相關(guān)和異方差等問題，以確保估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確和有效。估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2中回歸（1）報(bào)告了固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的影響系數(shù)在5%水平上為0.343，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度的提高有利于改善環(huán)境效率。表2中回歸（2）和回歸（3）在回歸（1）的基礎(chǔ)上添加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚的平方項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率呈顯著正相關(guān)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚平方項(xiàng)與環(huán)境效率呈顯著負(fù)相關(guān)，可推斷農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率間存在非線性關(guān)系。在回歸（3）的估計(jì)結(jié)果中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚平方項(xiàng)顯著為-0.796；曲線拐點(diǎn)為1.153，位于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚取值范圍[0.477，1.405]內(nèi)；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚取最小值0.477時(shí)曲線斜率為1.078大于零；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚取最大值1.405時(shí)曲線斜率為-0.401小于零，滿足變量間存在“倒U”型關(guān)系的條件③根據(jù)Haans等（2016）的研究，驗(yàn)證變量間的“倒U”型關(guān)系需要滿足：①變量二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)。②曲線的拐點(diǎn)位于樣本變量的取值范圍內(nèi)。③當(dāng)樣本量取最小值時(shí)曲線斜率為正，取最大值時(shí)則為負(fù)。。此外，回歸模型中Rsquared的變化表明，回歸（3）估計(jì)結(jié)果的解釋力高于回歸（1），說明與線性模型相比，非線性的曲線模型擬合程度更好?；貧w（4）采用滯后一期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚及其平方項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示影響系數(shù)在1%水平上顯著④工具變量識別不足檢驗(yàn)的Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量的P值為0.000；弱工具變量檢驗(yàn)的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于Stock-Yogo弱工具變量檢驗(yàn)10%水平下的臨界值，表明工具變量選取有效。，說明工具變量與環(huán)境效率呈“倒U”型關(guān)系。

上述實(shí)證結(jié)果在很大程度上驗(yàn)證了前文研究假說H1成立，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率間存在顯著“倒U”型關(guān)系。隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚水平不斷提升，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度提高、化學(xué)投入品減少、生產(chǎn)技術(shù)共享產(chǎn)生集聚的正外部性，有利于提高環(huán)境效率。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚為機(jī)械生產(chǎn)創(chuàng)造了條件的同時(shí)也可能增加二氧化碳的排放，當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚水平越過閾值后，可能造成碳排放壓力、引起資源的大量消耗及公共服務(wù)的爭奪等負(fù)外部性，進(jìn)而導(dǎo)致環(huán)境效率有所下降。2018年中國31個(gè)省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度均值為0.927，天津、遼寧、安徽、山西、吉林和黑龍江的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度高于拐點(diǎn)值，其余25個(gè)省份均位于拐點(diǎn)左側(cè)。對大多數(shù)省份而言，現(xiàn)階段加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚水平，有助于改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境，但仍需警惕通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚水平以提升農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境可能存在的規(guī)模臨界水平。

（二）環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果分析

考慮到環(huán)境規(guī)制從提出到實(shí)行一般經(jīng)歷數(shù)月，故本文引入滯后一期的環(huán)境規(guī)制作為工具變量進(jìn)行回歸。此外，采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤消除序列相關(guān)和異方差等問題，以確保估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確和有效。結(jié)果如表3所示。

表3 變量定義與說明

Haans等（2016）研究表明，“倒U”型關(guān)系的調(diào)節(jié)作用會產(chǎn)生曲線斜率的變化和曲線拐點(diǎn)的移動兩個(gè)方面的影響。一是曲線拐點(diǎn)兩側(cè)變得更平緩或是陡峭。若解釋變量二次交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表示調(diào)節(jié)變量削弱了“倒U”型曲線的前半段的正向效應(yīng)和后半段的負(fù)向效應(yīng)，表現(xiàn)為拐點(diǎn)兩側(cè)曲線變得更平緩；若系數(shù)顯著為負(fù)，則表示調(diào)節(jié)作用會增強(qiáng)“倒U”型曲線前半段的正向效應(yīng)和后半段的負(fù)向效應(yīng)，表現(xiàn)為拐點(diǎn)兩側(cè)曲線變得更陡峭。二是曲線拐點(diǎn)向左或向右移動。若回歸系數(shù)β1β4-β2β3＞0，曲線拐點(diǎn)向右移動；若回歸系數(shù)β1β4-β2β3＜0，曲線拐點(diǎn)向左移動。根據(jù)表3的回歸結(jié)果，滯后一期的環(huán)境規(guī)制通過了弱工具變量檢驗(yàn)和識別不足檢驗(yàn)，且平方交互項(xiàng)系數(shù)β4=1.1149，在1%水平上顯著，說明環(huán)境規(guī)制存在時(shí)間滯后效應(yīng)，環(huán)境政策會使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率關(guān)系曲線變得更平緩?？赡艿脑蚴牵谵r(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚前期，在嚴(yán)格的環(huán)境立法政策下，加劇集聚的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，減弱了前半段集聚對環(huán)境產(chǎn)生的正向影響，但隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度提高，超過臨界水平后，環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)有效規(guī)范集聚區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、激勵集聚區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動創(chuàng)新，進(jìn)而減弱后半段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的負(fù)向效應(yīng)。因此，從長期來看，環(huán)境規(guī)制能有效減弱農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的負(fù)向影響。

此外，表3中回歸系數(shù)β1β4-β2β3=0.1558大于零，說明曲線拐點(diǎn)會向右移動。即隨著環(huán)境規(guī)制力度的增加，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率“倒U”型曲線拐點(diǎn)向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度較大的方向移動，說明環(huán)境規(guī)制能有效緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的閾值效應(yīng)，可部分抵消農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的抑制作用，有利于提升環(huán)境效率，研究假說H2得到驗(yàn)證。樣本考察期內(nèi)，環(huán)境規(guī)制與環(huán)境效率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，原因可能在于：一是大多數(shù)地區(qū)重視對工業(yè)的污染排放治理而忽視農(nóng)業(yè)環(huán)境保護(hù)的立法體系建設(shè)；二是環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)環(huán)境間并非簡單的線性關(guān)系（石華平等，2020），現(xiàn)有省份的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策尚為寬松，并未達(dá)到臨界值拐點(diǎn)，故改善農(nóng)業(yè)環(huán)境的效果較差。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）替換核心解釋變量

本文核心解釋變量為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，基準(zhǔn)回歸中運(yùn)用糧食作物的播種面積計(jì)算得到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚水平。為避免可能的測量誤差問題，考慮糧食產(chǎn)量與糧食播種面積間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)參考趙穎文等（2020）的研究，選取糧食作物產(chǎn)量作為播種面積的替代指標(biāo)計(jì)算區(qū)位熵指數(shù)，衡量各區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚水平，采用滯后一期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚及其平方項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表4中回歸（5）所示。從估計(jì)結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，再次驗(yàn)證了研究假說H1，進(jìn)一步說明本文的研究結(jié)論穩(wěn)健。

表4 替換核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果

本文調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)中運(yùn)用排污綜合指數(shù)法，借鑒已有研究選取四個(gè)二級指標(biāo)計(jì)算得到的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，可能存在較強(qiáng)的主觀性，影響估計(jì)結(jié)果。為解決這一問題，本節(jié)關(guān)注政府對環(huán)境的監(jiān)管水平，借鑒張金鑫等（2020）的研究方法，采用環(huán)境污染治理投資額占GDP比重衡量政府環(huán)境污染治理行為作為農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的代理指標(biāo)。繼續(xù)使用滯后一期的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為工具變量進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如表4中回歸（6）所示?；貧w系數(shù)為β1β4-β2β3=0.076大于零，同時(shí)環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚平方項(xiàng)顯著為正，與前文的研究一致，進(jìn)一步說明本文的研究結(jié)論穩(wěn)健。

（二）縮尾處理

在基準(zhǔn)回歸和調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)中，本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率的“倒U”型關(guān)系，以及環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用，但考慮到數(shù)據(jù)可能存在異常值對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本節(jié)對所有變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理以降低極端值和異常值的干擾，并使用滯后一期的核心解釋變量作為工具變量進(jìn)行回歸。表5的回歸結(jié)果表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正、二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)；且環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚平方項(xiàng)的交互項(xiàng)在1%水平下顯著為正，回歸系數(shù)β1β4-β2β3=0.1239大于零。由此可見，無論是基準(zhǔn)回歸結(jié)果還是調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果與前文估計(jì)結(jié)果在方向上完全吻合，再次說明本文基準(zhǔn)回歸模型和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

表5 縮尾處理的估計(jì)結(jié)果

（三）剔除直轄市

直轄市特殊的經(jīng)濟(jì)、政治地位，決定了其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與其他省份有較大差異。直轄市的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所占比重較低，在分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)可能影響估計(jì)結(jié)果的可靠性，故本文剔除直轄市樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。繼續(xù)使用滯后一期的核心解釋變量作為工具變量，表6為剔除北京、天津、重慶、上海四個(gè)直轄市樣本后基準(zhǔn)回歸模型與調(diào)節(jié)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。回歸（9）的回歸結(jié)果表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚一次項(xiàng)系數(shù)對環(huán)境效率的影響顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)對環(huán)境效率的影響顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗(yàn)證了假說1?；貧w（10）的回歸結(jié)果再次驗(yàn)證了環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚一次項(xiàng)、二次項(xiàng)的交互項(xiàng)通過5%顯著性水平的檢驗(yàn)，系數(shù)方向也與預(yù)期保持一致；同時(shí)回歸系數(shù)β1β4-β2β3=0.182大于零，驗(yàn)證了前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 剔除異常樣本的估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文利用2001～2018年中國31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的影響，并考察環(huán)境規(guī)制在其中的調(diào)節(jié)作用，得出以下結(jié)論：一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚水平對環(huán)境效率的影響呈“倒U”型關(guān)系，其極值點(diǎn)為1.153，現(xiàn)階段大部分省域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度仍位于促進(jìn)環(huán)境效率提升的有效區(qū)間內(nèi)，但也應(yīng)該警惕通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚水平以提升環(huán)境效率可能存在的規(guī)模臨界水平。另一方面，環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與環(huán)境效率的“倒U”型關(guān)系起調(diào)節(jié)作用，使得關(guān)系曲線拐點(diǎn)兩側(cè)更為平緩，并且使拐點(diǎn)向右移動，有效緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚對環(huán)境效率的閾值效應(yīng)，有利于農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升。

（二）政策建議

第一，發(fā)揮區(qū)域資源稟賦比較優(yōu)勢，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚區(qū)域布局。各地區(qū)應(yīng)積極推進(jìn)農(nóng)村土地“三權(quán)分置”改革，推進(jìn)土地規(guī)?；?、集約化經(jīng)營，提高土地資源配置效率，同時(shí)發(fā)揮各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)高質(zhì)量集聚，以此借助集聚的內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)、知識溢出以及專業(yè)化分工效應(yīng)發(fā)揮對環(huán)境的正外部性。

第二，結(jié)合區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚程度，科學(xué)制定農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制政策。各地區(qū)應(yīng)因地制宜逐步建立相關(guān)法律法規(guī)，促進(jìn)環(huán)境規(guī)制的約束效應(yīng)和激勵效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)，尤其是對超過集聚臨界水平的地區(qū)，亟需通過環(huán)境規(guī)制的約束弱化集聚對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的破壞。

第三，完善環(huán)境規(guī)制體系，加快農(nóng)業(yè)綠色補(bǔ)貼激勵政策建設(shè)。通過對綠色生產(chǎn)專項(xiàng)補(bǔ)貼，促進(jìn)節(jié)能耕作技術(shù)、測土配方施肥等綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的推廣以及殘膜回收利用、秸稈綜合利用等綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的形成，引導(dǎo)各農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體向農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。