張可+豐景春

摘要隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)面源污染不斷加劇、農(nóng)業(yè)環(huán)境面臨的形勢(shì)日益嚴(yán)峻。從生態(tài)農(nóng)業(yè)視角科學(xué)度量和提高環(huán)境效率對(duì)于改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)業(yè)與資源、環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。為此，首先從農(nóng)業(yè)面源污染特征、治理成本和環(huán)境規(guī)制方面研究聯(lián)合弱可處置性視角下農(nóng)業(yè)環(huán)境效率測(cè)度模型可能存在的局限性；然后，構(gòu)建了基于強(qiáng)可處置視角的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率測(cè)度模型和環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)（TFP）；最后，采用兩種視角下的模型對(duì)比研究了2012年我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，以及1991-2011年中國(guó)30個(gè)省份農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。結(jié)果表明：①考慮農(nóng)業(yè)污染的強(qiáng)可處置特征，2012年農(nóng)業(yè)環(huán)境效率均值從0.98下降為0.86，東、中、西部地區(qū)依次遞減的空間差異性更加顯著；②1991-2011年我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP平均增長(zhǎng)率為0.8%，技術(shù)效率年均負(fù)增長(zhǎng)1.4%，技術(shù)進(jìn)步年均增長(zhǎng)2%，均低于傳統(tǒng)度量方法。③技術(shù)效率呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，TFP總體上呈現(xiàn)了先下降后增長(zhǎng)的變化趨勢(shì)，技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率的協(xié)調(diào)性逐步得到改善；④各地區(qū)TFP均值均大于1，東部地區(qū)ML指數(shù)最高，其次是中部地區(qū)，但各地區(qū)技術(shù)效率均出現(xiàn)一定程度的退步現(xiàn)象。兩種模型實(shí)證結(jié)果及其差異性表明，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率評(píng)價(jià)、污染治理措施應(yīng)當(dāng)遵循農(nóng)業(yè)污染物的特征和產(chǎn)生機(jī)理；采取源頭減排策略能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)、污染減少和環(huán)境效率提升的多贏局面；當(dāng)前，我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率仍具有較大的提升空間，在制定面源污染治理政策時(shí)，應(yīng)考慮農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的空間差異性，針對(duì)不同發(fā)展水平和污染特征制定更具有針對(duì)性的治理策略。

關(guān)鍵詞農(nóng)業(yè)環(huán)境；環(huán)境效率；強(qiáng)可處置性；全要素生產(chǎn)率

中圖分類號(hào)F205文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2016）01-0140-10doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.01.019

近年來，制度創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步共同推動(dòng)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的全面發(fā)展。但由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)尚未從根本上轉(zhuǎn)變“高耗能、高投入、高廢物”的“三高”生產(chǎn)模式，農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的矛盾日益突出。為確保我國(guó)糧食安全與農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，必須協(xié)調(diào)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)、資源利用與生態(tài)環(huán)境保護(hù)三者之間的關(guān)系。國(guó)內(nèi)外學(xué)者將污染物納入農(nóng)業(yè)環(huán)境效率和全要素生產(chǎn)率分析框架，探討了農(nóng)業(yè)與環(huán)境保護(hù)相互協(xié)調(diào)的發(fā)展路徑。然而，我國(guó)現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)污染特征、治理成本與制度環(huán)境等決定其環(huán)境技術(shù)難以滿足傳統(tǒng)的“聯(lián)合弱可處置性”假設(shè)。因此，根據(jù)農(nóng)業(yè)污染的產(chǎn)生機(jī)理和特征構(gòu)建更為科學(xué)、合理的環(huán)境效率評(píng)價(jià)模型，研究農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)演進(jìn)對(duì)于降低農(nóng)業(yè)發(fā)展的環(huán)境成本，改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境具有重要的意義。

1文獻(xiàn)綜述

如何在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中，進(jìn)一步提高生態(tài)效率逐漸引起了國(guó)際社會(huì)的關(guān)注。為此，可持續(xù)發(fā)展世界經(jīng)濟(jì)理事會(huì)（WBCSD）提出生態(tài)效率概念[1]，主要包括環(huán)境效率（EE）和資源效率（RE）兩部分[2]。其中環(huán)境效率是衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展所付出的環(huán)境代價(jià)，判斷經(jīng)濟(jì)是否實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)之一，環(huán)境效率的常用測(cè)度方法是假設(shè)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體在等量要素或產(chǎn)出條件下，其污染排放離污染最小排放的距離[3]。根據(jù)污染物特征環(huán)境效率可分為強(qiáng)、弱可處置性視角的度量，強(qiáng)可處置性的內(nèi)涵是污染產(chǎn)生和處理過程難以分離，污染治理需要從投入端采取減量化策略，因此不會(huì)增加生產(chǎn)成本；而聯(lián)合弱可處置性是指污染產(chǎn)生與處理過程相分離，采用末端治理方式將產(chǎn)生額外的費(fèi)用。

近年來，不少學(xué)者將環(huán)境因素納入到效率和生產(chǎn)率的分析框架中對(duì)中國(guó)工業(yè)環(huán)境效率[4-7]和區(qū)域環(huán)境效率[8-11]進(jìn)行了深入研究，取得了豐富的研究成果。隨著城市和工業(yè)環(huán)境污染管制的不斷加強(qiáng)，農(nóng)業(yè)環(huán)境問題逐步顯現(xiàn)[12-13]。農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的同時(shí)，過量的農(nóng)藥、化肥使用，畜禽排泄物的不合理處置等加劇了農(nóng)業(yè)面源污染[14]。2010年公布的第一次全國(guó)污染源普查公告顯示，農(nóng)業(yè)排放的COD、總氮（TN）、總磷（TP），分別占到全部排放量的43.71%、57.19%、67.27%。近年來，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率展開了研究。例如：Ruttan[15]研究了環(huán)境約束下世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)。Marthin[16]考慮環(huán)境成本的投入，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行修正，實(shí)證結(jié)果表明環(huán)境破壞的高低顯著影響效率測(cè)度模型。Greta[17]分別采用強(qiáng)、弱可處置性條件下的方向性距離函數(shù)研究了意大利農(nóng)業(yè)環(huán)境效率和全要素生產(chǎn)率，研究表明強(qiáng)可處置方向距離函數(shù)適用于環(huán)境政策薄弱條件下的效率度量。李谷成[18-21]對(duì)各省農(nóng)業(yè)環(huán)境效率進(jìn)行實(shí)證評(píng)價(jià)，綜合考察了轉(zhuǎn)型期各省農(nóng)業(yè)發(fā)展與資源、環(huán)境的協(xié)調(diào)性程度。薛建良[22]度量了基于環(huán)境修正的我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，結(jié)果表明環(huán)境污染因素削弱了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的增長(zhǎng)趨勢(shì)。王奇[23]的研究表明納入環(huán)境要素后農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的下降趨勢(shì)和技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)趨勢(shì)都有所放緩。楊俊[24]運(yùn)用方向性距離函數(shù)和MalmquistLuenberger生產(chǎn)率指數(shù)測(cè)算了1999-2008年各省份的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率和農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）增長(zhǎng)。韓海彬[25]檢驗(yàn)了我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的收斂性。潘丹[26-27]進(jìn)一步考察了環(huán)境污染約束下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率地區(qū)差距的動(dòng)態(tài)分布演進(jìn)。梁流濤[28-29]研究了我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率時(shí)空分異特征及其演變的影響因素。杜江[30]采用GML指數(shù)研究了我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的環(huán)境績(jī)效。

張可等：強(qiáng)可處置性視角下中國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率測(cè)度及其動(dòng)態(tài)演進(jìn)中國(guó)人口·資源與環(huán)境2016年第1期現(xiàn)有研究在農(nóng)業(yè)環(huán)境效率測(cè)算、動(dòng)態(tài)演進(jìn)、影響因素分析等方面取得了較多的研究成果，對(duì)于我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境管理和政策制定提供了參考。但是，現(xiàn)有研究主要借鑒了國(guó)外農(nóng)業(yè)環(huán)境效率和國(guó)內(nèi)工業(yè)環(huán)境效率的研究思路，通常從污染物的聯(lián)合弱可處置視角采用方向距離函數(shù)、基于松弛測(cè)度的SBM模型等方法度量農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。然而，我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境污染及其治理特征尚難以滿足聯(lián)合弱可處置性要求，因此，存在過高估計(jì)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的可能。

為此，本文首先從農(nóng)業(yè)污染特征、治理成本、環(huán)境規(guī)制等角度研究農(nóng)業(yè)污染的可處置性特征；然后，建立基于強(qiáng)可處置性的生產(chǎn)可能性集和方向距離函數(shù)，并構(gòu)建農(nóng)業(yè)環(huán)境效率測(cè)度模型和環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)；最后，采用兩種模型對(duì)比研究我國(guó)不同區(qū)域農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的靜態(tài)特征和動(dòng)態(tài)演進(jìn)關(guān)系，及其差異性的根源。

2農(nóng)業(yè)面源污染的可處置性特征

將各個(gè)省份農(nóng)業(yè)系統(tǒng)看做獨(dú)立的決策單元DMUj（j=1，2，…N），每個(gè)決策單元投入M個(gè)資源Xj=（x1j， x2j ， …xMj）T，生產(chǎn)S種產(chǎn)品Yj=（y1j， y2j ， …ySj）T，同時(shí)排放K種污染物Bj=（b1j， b2j ， …bKj）T，通?？捎茫▁，y，b）描述一個(gè)DMU的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。集合T={（x，y，b）|x能生產(chǎn)出y，b}為所有可能的生產(chǎn)活動(dòng)構(gòu)成的生產(chǎn)可能集，P（x）代表輸入為x的產(chǎn)出可能集。

如果（y，b）∈P（x），且0≤σ≤1，可推出（σy，σb）∈P（x），則稱期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出間滿足聯(lián)合弱可處置性[31]。聯(lián)合弱可處置性的經(jīng)濟(jì)含義是指一定投入情況下，非期望產(chǎn)出的減少必然帶來期望產(chǎn)出的減少，即污染物的減排以期望產(chǎn)出的減少為代價(jià)。如果農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的污染物是弱可處置的，則說明要降低污染物的排放量，必然導(dǎo)致糧食作物、畜禽數(shù)量等期望產(chǎn)出的減少。

如果（y，b）∈P（x），且b=0，則y=0，則稱期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出間具有零結(jié)合性。零結(jié)合性的含義是期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出之間緊密相連，不可分割。Fre曾形象得將零結(jié)合性比喻為“要想沒有煙霧，就必須不抽煙”。如果農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程滿足零結(jié)合性特征即表明農(nóng)業(yè)環(huán)境污染不可避免，只有不進(jìn)行生產(chǎn)時(shí)才不產(chǎn)生污染。

若P（x′）∈P（x），（y，b）∈P（x），且y′≤y，則（y′，b）∈P（x），稱投入和期望產(chǎn)出具有強(qiáng)可處置性。即在一定投入條件下，期望產(chǎn)出的減少在技術(shù)上是可實(shí)現(xiàn)的。

滿足以上條件的生產(chǎn)可能性集合表示為[32]：

pw（x）={（y，b）|∑nj=1zjxj≤x，∑nj=1zjyj≥y，∑nj=1zjbj=b，zj≥0}（1）

目前，關(guān)于農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的測(cè)度通常采用（1）式所示的污染物弱可處置產(chǎn)出集，求解方向距離函數(shù)，測(cè)度農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。然而，理論界關(guān)于非期望產(chǎn)出的可處置性一直存在著爭(zhēng)論[33]，以Fre[34]為代表的學(xué)者主張污染具有聯(lián)合弱可處置性，其主要觀點(diǎn)是污染物的處置需要成本，因此一個(gè)決策單元要想減少污染物產(chǎn)出，必須同比例減少期望產(chǎn)出，若想不產(chǎn)生污染，唯一的辦法就是不生產(chǎn)[35]。Zofío，Seiford[36]則認(rèn)為污染物也可能存在強(qiáng)可處置性，關(guān)于污染物的處置性需要根據(jù)具體情況分析。因此，本文借鑒第二種觀點(diǎn)從污染特征、治理成本、環(huán)境規(guī)制角度分析農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的可處置性。

首先，從農(nóng)業(yè)污染特征上看，我國(guó)現(xiàn)階段的農(nóng)業(yè)環(huán)境污染并非不可避免，農(nóng)業(yè)環(huán)境治理具有一定的增產(chǎn)效果，因此不滿足聯(lián)合弱可處置性和零結(jié)合性要求。通常，工業(yè)污染物滿足聯(lián)合弱可處置性特征，這是由于工業(yè)生產(chǎn)過程必然伴隨著大量副產(chǎn)品如二氧化硫、重金屬物質(zhì)等的產(chǎn)出；而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不僅污染物種類較為單一（主要是COD、TN、TP），而且其產(chǎn)生原因主要是投入的結(jié)構(gòu)性失衡，主要表現(xiàn)在農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)投入不足，而農(nóng)藥、化肥等物質(zhì)的投入過量，以及畜禽養(yǎng)殖糞便資源化利用不足等問題[37]。相關(guān)文獻(xiàn)指出減少農(nóng)業(yè)面源污染的排放不僅不會(huì)降低作物產(chǎn)量，在一定程度上具有增產(chǎn)效應(yīng)[38]；而畜牧業(yè)養(yǎng)殖的糞便返田、資源化利用在降低污染的同時(shí)，也不會(huì)減少畜禽產(chǎn)品的產(chǎn)量；生態(tài)農(nóng)業(yè)示范區(qū)的探索表明，即使完全不用農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜等，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的變化也不會(huì)是“顆粒無收”[39]。

其次，從污染治理成本角度，農(nóng)業(yè)環(huán)境污染治理具有一定的經(jīng)濟(jì)性，不滿足聯(lián)合弱可處置性的經(jīng)濟(jì)意義。工業(yè)排放的是生產(chǎn)末端所產(chǎn)生的廢物，處理起來需要增加費(fèi)用，工業(yè)企業(yè)具有偷排、超排的動(dòng)力。但是，農(nóng)業(yè)排放的過量化學(xué)投入隱含著排放主體（農(nóng)戶）生產(chǎn)成本的增加，而畜禽糞便以及農(nóng)林廢棄物等則具有資源化再利用的價(jià)值[40]。相關(guān)研究表明，農(nóng)業(yè)面源污染的治理具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)可行性，其中，測(cè)土配方施肥技術(shù)的凈現(xiàn)值率（NPVR）為55.00，畜禽養(yǎng)殖場(chǎng)沼氣工程的NPVR為2.54[41]。因此，從廣義成本角度農(nóng)業(yè)環(huán)境治理并不必然增加生產(chǎn)資本的投入，這與弱可處置性的經(jīng)濟(jì)意義不一致。

另外，從環(huán)境規(guī)制的角度，現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制不足以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)環(huán)境污染由強(qiáng)可處置到聯(lián)合弱可處置的轉(zhuǎn)換。通常決策單元在遇到較為嚴(yán)厲的外部環(huán)境規(guī)制時(shí)，需要放棄部分期望產(chǎn)出，同時(shí)清潔生產(chǎn)過程產(chǎn)生的污染，以達(dá)到環(huán)境監(jiān)管的要求。不少學(xué)者將這種由強(qiáng)可處置到弱可處置的轉(zhuǎn)換過程視為環(huán)境規(guī)制的作用，同時(shí)將轉(zhuǎn)換造成的效率損失視為規(guī)制成本[34， 42]。然而，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)制定和實(shí)施農(nóng)業(yè)面源污染控制政策和制度起步較晚，而且難以適應(yīng)農(nóng)業(yè)污染的隨機(jī)性、隱蔽性和分散性特征，限制了環(huán)境規(guī)制正向作用的發(fā)揮[43]。此外，農(nóng)業(yè)面源污染缺乏明確、權(quán)威的機(jī)構(gòu)，這些因素共同造成了農(nóng)業(yè)污染治理中的制度失靈[44]。因此，目前我國(guó)環(huán)境規(guī)制難以迫使農(nóng)業(yè)環(huán)境污染由強(qiáng)可處置性轉(zhuǎn)換為弱可處置性。

根據(jù)以上分析，目前我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境污染特征與工業(yè)環(huán)境污染、發(fā)達(dá)國(guó)家農(nóng)業(yè)污染不同，尚不滿足零結(jié)合性和聯(lián)合弱可處置性，因此（1）式所示的生產(chǎn)可能性集難以有效描述現(xiàn)階段我國(guó)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)。

相反地，如果（y，b）∈P（x）且b′≤b，可推出（y，b′）∈P（x），則稱P（x）滿足非期望產(chǎn)出的強(qiáng)可處置性。顯然，如果污染物滿足強(qiáng)可處置性，則污染物的減少不必然影響其他期望產(chǎn)出量。對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而言，在總投入一定的前提下，通過增加測(cè)土施肥、秸稈返田等綠色生產(chǎn)技術(shù)投入，減少過量外部品投入，能夠在降低污染的同時(shí)，保持農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量。當(dāng)環(huán)境技術(shù)滿足強(qiáng)可處置性特征時(shí)，其對(duì)應(yīng)的可能產(chǎn)出集為[31]：

ps（x）={（y，b）|∑nj=1zjxj≤x，∑nj=1zjyj≥y，∑nj=1zjbj≥b，zj≥0}（2）

3農(nóng)業(yè)環(huán)境效率測(cè)度模型

面對(duì)日益嚴(yán)重的環(huán)境問題，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要在減少面源污染（“非期望”產(chǎn)出）的同時(shí)，保持農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的增長(zhǎng)（“期望”產(chǎn)出）。根據(jù)農(nóng)業(yè)污染的強(qiáng)可處置性特征，分析和測(cè)算農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率，需要采用（2）式所示的Ps（x）對(duì)已有的方向性距離函數(shù)和MalmquistLuenberger指數(shù)進(jìn)行改進(jìn)，從而建立農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的測(cè)度模型。

方向性距離函數(shù)是Shephard產(chǎn)出距離函數(shù)的一般化，為使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能夠?qū)崿F(xiàn)最大的“期望”產(chǎn)出和最小的“非期望”產(chǎn)出，本文使用基于產(chǎn)出的方向性距離函數(shù)基本形式：

D（x，y，b；y）=sup{β：（y，b）+βg∈ps（x）}（3）

式中，β是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)和污染物減少的最大可能數(shù)量，g= （gy， gb）是產(chǎn)出擴(kuò)張的方向向量。根據(jù)文獻(xiàn)[18， 25， 27， 28]的研究，農(nóng)業(yè)面源污染排放量的減少具有節(jié)本和增產(chǎn)的效果，因此，將方向向量設(shè)定為g=（y，-b），即同比例的增加“期望”產(chǎn)出、減少“非期望”產(chǎn)出。

根據(jù)（3）式構(gòu)建方向性距離函數(shù)的求解模型，如（4）式所示：

Dt0（x）（xt，k′，yt，k′，bt，k′；yt，k′，-bt，k′）=maxβ

s.t.∑Nk=1ztkytkm≥（1+β）ytk′i，m=1，2，…，S

∑Nk=1ztkbtki≥（1-β）btk′i，i=1，2，…，K

∑Nk=1ztkxtkn≤xtk′n，n=1，2，…，M

ztk≥0，k=1，2，…，N（4）

式中（xt，k′，yt，k′，bt，k′）代表待評(píng)價(jià)決策單元在t時(shí)刻的投入、“期望”與“非期望”產(chǎn)出情況；（xt，k，yt，k，bt，k）為同時(shí)期其他決策單元構(gòu)成的生產(chǎn)可能集。因此，求解（4）式所示的規(guī)劃問題，能夠計(jì)算單個(gè)決策單元（DMUk′）在某一時(shí)期相對(duì)于環(huán)境前沿生產(chǎn)者的距離，即決策單元相對(duì)于環(huán)境生產(chǎn)前沿，產(chǎn)出擴(kuò)張與污染縮減的最大可能倍數(shù)。如果一個(gè)決策單元與環(huán)境產(chǎn)出前沿的距離越大，其環(huán)境技術(shù)效率越低；特別地，當(dāng)其環(huán)境技術(shù)效率等于1時(shí)，表示相對(duì)于其他決策單元，其投入產(chǎn)出和污染排放處于相對(duì)最優(yōu)水平，即表明該決策單元的農(nóng)業(yè)資源性投入最少、產(chǎn)出最多、污染排放最少。

根據(jù)構(gòu)建的強(qiáng)可處置性方向距離函數(shù)，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率（ETE） 可以表示為：

ETE=11+D（x，y，b；g）（5）

為進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的動(dòng)態(tài)演化過程，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)Malmquist指數(shù)的構(gòu)造思想，采用強(qiáng)可處置性的方向性距離函數(shù)構(gòu)建MalmquistLuenberger指數(shù)（簡(jiǎn)稱，ML Index），測(cè)度農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)。

MLt，t+10=1+Dto（xt，yt，bt；yt，-bt）1+Dto（xt+1，yt+1，bt+1；yt+1，-bt+1）×

1+Dt+1o（xt，yt，bt；yt，-bt）1+Dt+1o（xt+1，yt+1，bt+1；yt+1，-bt+1）1/2（6）

上式可以進(jìn)一步分解為技術(shù)進(jìn)步（MLTECH） 和技術(shù)效率變化（MLEFFCH）。

MLt，t+1o=MLTECHt，t+1o·MLEFFCHt，t+1o（7）

其中，

MLTECHt，t+1o=1+Dt+1o（xt，yt，bt；yt，-bt）1+Dto（xt，yt，bt；yt，-bt）×

1+Dt+1o（xt+1，yt+1，bt+1；yt+1，-bt+1）1+Dto（xt+1，yt+1，bt+1；yt+1，-bt+1）1/2（8）

MLEFFCHt，t+1o=1+Dto（xt，yt，bt；yt，-bt）1+Dt+1o（xt+1，yt+1，bt+1；yt+1，-bt+1）（9）

MLTECH衡量農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的可能性邊界向外擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)變化，MLEFFCH衡量決策單元實(shí)際效率向可能性邊界的逼近程度。ML、MLTECH與MLEFFCH取值大于或小于1分別表示環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)（下降）、前沿技術(shù)進(jìn)步（退步）和技術(shù)效率改善（惡化）。

4變量界定與數(shù)據(jù)處理

本文將各省份農(nóng)業(yè)系統(tǒng)視為一個(gè)決策單元，采用構(gòu)建的強(qiáng)可處置性方向距離函數(shù)對(duì)我國(guó)省際農(nóng)業(yè)環(huán)境效率進(jìn)行實(shí)證研究，將農(nóng)業(yè)環(huán)境、資源納入技術(shù)效率分析框架內(nèi)。按照一般農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的分析框架，本文確定的主要指標(biāo)包括投入、“期望”產(chǎn)出和“非期望”產(chǎn)出3個(gè)方面。表1總結(jié)了代表性研究成果的指標(biāo)選取。綜合現(xiàn)有研究成果，本文選擇的指標(biāo)包括：

（1）投入指標(biāo)。投入變量主要包括勞動(dòng)力、土地、農(nóng)業(yè)機(jī)械、化肥和灌溉五個(gè)方面。勞動(dòng)投入，以農(nóng)林牧漁總勞動(dòng)力計(jì)算；土地投入以耕地面積計(jì)算；機(jī)械動(dòng)力投入以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力計(jì)算；化肥投入以實(shí)際用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的化肥施用折純量計(jì)算，包括氮、磷、鉀和復(fù)合肥；灌溉投入以各（2014）勞動(dòng)投入、土地投入、機(jī)械動(dòng)力投入、化肥投入、役畜投入、灌溉投入農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值COD、TN、TP杜江

（2014）勞動(dòng)力、土地、機(jī)械、化肥和灌溉種植業(yè)總產(chǎn)值COD、TNTP 韓海彬

（2013）土地投入、勞動(dòng)力投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入、化肥施用量、灌溉投入農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值TN、TP潘丹

（2013）土地、勞動(dòng)力、化肥、機(jī)械、役畜、水資源農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值COD、TN、TP梁流濤

（2012）土地、勞動(dòng)力、化肥、機(jī)械農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、糧食產(chǎn)量COD、TN、TP王奇

（2012）土地、勞動(dòng)力、機(jī)械、化肥、灌溉種植業(yè)增加值氮磷流失量楊俊

（2011）勞動(dòng)力、機(jī)械總動(dòng)力農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值COD、TN、TP

省實(shí)際有效灌溉面積計(jì)算。

（2）“期望”產(chǎn)出指標(biāo)。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中不僅具有經(jīng)濟(jì)效益，同時(shí)還擔(dān)負(fù)國(guó)家糧食安全和社會(huì)穩(wěn)定等方面的社會(huì)效益。因此，借鑒文獻(xiàn)[29]的思想，分別用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值和糧食產(chǎn)量衡量農(nóng)業(yè)“期望”產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益。

（3）“非期望”產(chǎn)出。國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究通常采用具體污染指標(biāo)表達(dá)一個(gè)地區(qū)的環(huán)境破壞和資源損耗整體水平，本研究也沿襲這一研究思路。《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》中關(guān)于的農(nóng)業(yè)污染的統(tǒng)計(jì)量主要包括：生化需氧量（COD）和總氮磷（TN&P）排量?jī)深愔笜?biāo)，因此，選擇COD和總氮磷指標(biāo)作為“非期望”產(chǎn)出的測(cè)量值。

由于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》僅從2011年開始統(tǒng)計(jì)農(nóng)業(yè)污染排放指標(biāo)。因此，在靜態(tài)效率度量時(shí)采用統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，對(duì)比和揭示兩種是視角下環(huán)境效率的差異性。在效率動(dòng)態(tài)演進(jìn)分析時(shí)，為保證數(shù)據(jù)口徑的一致性，采用文獻(xiàn)[45-46]所示的單元調(diào)查評(píng)估方法估算1990-2012年COD和總氮磷數(shù)據(jù)。根據(jù)單元調(diào)查評(píng)估方法的要求，首先明確我國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染的主要來源。將農(nóng)業(yè)面源污染確定為農(nóng)田化肥施用、畜禽養(yǎng)殖、農(nóng)田固體廢棄物和農(nóng)村生活4個(gè)污染單元。農(nóng)業(yè)面源污染物排放總量計(jì)算公式如下：

E=∑iSUi×ρi×LCi（10）

（10）式中，E為農(nóng)業(yè)污染物排放量，本文主要測(cè)算COD和總氮磷兩個(gè)指標(biāo)；SUi為i個(gè)污染單元的污染物產(chǎn)生基數(shù)，文中主要指化肥折純量、畜禽養(yǎng)殖量、農(nóng)作物產(chǎn)量和鄉(xiāng)村人口數(shù)ρi是i個(gè)污染單元產(chǎn)污強(qiáng)度系數(shù)；LCi表示考慮資源綜合利用和管理因素時(shí)第i個(gè)污染單元污染物排放系數(shù)。

SUi所需數(shù)據(jù)可從1991-2013年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》等中獲得；農(nóng)田化肥施用、畜禽養(yǎng)殖三個(gè)單元的所需系數(shù)分別從第一次全國(guó)污染源普查公布的《農(nóng)業(yè)污染肥料流失系數(shù)手冊(cè)》、《養(yǎng)殖業(yè)排污系數(shù)手冊(cè)》中分省份查閱，農(nóng)田固體廢棄物和農(nóng)村生活兩個(gè)單元的系數(shù)通過相關(guān)文獻(xiàn)中查閱[46]。同時(shí)，將重慶市數(shù)據(jù)納入四川省，最終獲得1990-2012年30個(gè)區(qū)域的相關(guān)數(shù)據(jù)，為保證數(shù)據(jù)的可比性，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指標(biāo)以1990年不變價(jià)表示。

5實(shí)證研究

首先，根據(jù)2012年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的農(nóng)業(yè)污染指標(biāo)和相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒的農(nóng)業(yè)投入、產(chǎn)出指標(biāo)，分別采用強(qiáng)、弱可處置視角下的方向性距離函數(shù)測(cè)度各省（市、自治區(qū)）2012年農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，并進(jìn)行對(duì)比分析，揭示兩種視角下度量結(jié)果差異性的原因。然后，采用強(qiáng)可處置視角下的ML指數(shù)測(cè)度農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的空間分布特征與演化趨勢(shì)。

5.1農(nóng)業(yè)環(huán)境效率靜態(tài)評(píng)價(jià)

根據(jù)2012年省際農(nóng)業(yè)投入、期望與非期望產(chǎn)出指標(biāo)（由于數(shù)據(jù)獲取較為困難，研究區(qū)域不包含臺(tái)灣、香港和澳門），采用（5）式所示強(qiáng)可處置視角下的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率模型進(jìn)行效率測(cè)算，結(jié)果如圖1所示。

北京、上海、江蘇、福建、廣東、海南和西藏處于環(huán)境生產(chǎn)前沿，是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的最佳實(shí)踐者；黑龍江、吉林、遼寧、浙江、江西、湖南、四川、青海效率相對(duì)較高，均超過0.9，效率值低于0.7的省份為：寧夏、甘肅、貴州、山西等。這意味著相同資源投入情況下，處于環(huán)境前沿的省份要比它們多生產(chǎn)30%以上的“期望”產(chǎn)出，同時(shí)減少30%以上的“非期望”產(chǎn)出。

由圖1可看出，2012年農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著的空間分異性，生產(chǎn)前沿面主要集中在東部沿海地區(qū)，效率平均值為0.93，中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率分別為0.86和0.75。這一分布特征與農(nóng)業(yè)面源污染的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線較為一致[47-48]。

同時(shí)，采用（1）式所示的聯(lián)合弱可處置性條件下的生產(chǎn)可能性集，測(cè)算2012年省際農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，如圖2所示。

圖1強(qiáng)可處置性視角下的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率空間分布

Fig.1AEE distribution based on strong disposability

圖2弱可處置視角下的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率空間分布

Fig.2AEE distribution based on weak disposability

在聯(lián)合弱可處置性條件下，2012年北京、內(nèi)蒙、吉林、黑龍江等23個(gè)省份均處于前沿面，且僅有山西、湖北、河北三省農(nóng)業(yè)環(huán)境效率低于0.95。測(cè)算結(jié)果說明大部分地區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率較高，且差異性較小，這一結(jié)論與我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的現(xiàn)狀差異性較大。這主要是由于假設(shè)農(nóng)業(yè)污染與產(chǎn)出間具有聯(lián)合弱可處置性，使得農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)前沿向內(nèi)收縮，如圖3所示。

圖中OAB所示曲線表示聯(lián)合弱可處置下的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)前沿，OCAB所示的曲線則表示強(qiáng)可處置下的前沿，D點(diǎn)代表決策單元，OF、OE分別是強(qiáng)、弱可處置性下決策單元D與環(huán)境技術(shù)前沿的方向性距離，其中EF通常被視為環(huán)境污染治理成本。由于農(nóng)業(yè)環(huán)境治理，尤其是面源污染治理具有節(jié)本、增產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)性，因此，采用弱可處置的環(huán)境技術(shù)，將縮短決策單元與技術(shù)前沿面的方向性距離，導(dǎo)致了環(huán)境效率的過高估計(jì)。

強(qiáng)、弱可處置性條件下農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的差異性反映出了度量視角的不同，傳統(tǒng)的聯(lián)合弱可處置視角的實(shí)質(zhì)是按照工業(yè)環(huán)境效率的度量方式看待農(nóng)業(yè)環(huán)境問題，強(qiáng)調(diào)化學(xué)化、工業(yè)化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程不可避免的產(chǎn)生污染，而其治理思路也采用工業(yè)污染的工程化、末端式治理措施，因此圖3強(qiáng)、弱可處置性條件下方向性距離

Fig.3Directional distance functions based on

strong and weak disposability

必然帶來治理成本的大幅增加。從這一角度來看，我國(guó)各地區(qū)環(huán)境效率相對(duì)較高具有一定的合理性。而強(qiáng)可處置視角則是從生態(tài)農(nóng)業(yè)的角度度量環(huán)境效率，強(qiáng)調(diào)綠色化、循環(huán)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程與環(huán)境之間相互協(xié)調(diào)，而其治理思想不同于工業(yè)治污手段，主要采取非工程的源頭治理措施，治理成本較低。因此，從生態(tài)農(nóng)業(yè)角度看，我國(guó)各區(qū)域農(nóng)業(yè)環(huán)境效率相對(duì)較低，且存在一定的差異性。

5.2農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的時(shí)序特征

農(nóng)業(yè)環(huán)境效率能夠度量既定時(shí)期各省份與前沿的相對(duì)關(guān)系，但是其結(jié)果具有靜態(tài)性。環(huán)境全要素生產(chǎn)率是一種動(dòng)態(tài)分析，可以度量每個(gè)省份與生產(chǎn)邊界的相對(duì)位置變化（效率變化），以及生產(chǎn)邊界的移動(dòng)（技術(shù)進(jìn)步）。

表2中兩列ML指數(shù)分別反映了兩種視角下農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率（TFP）波動(dòng)的階段性特征。采用聯(lián)合弱可處置性生產(chǎn)集，即按照工業(yè)治理思路測(cè)度TFP時(shí)，TFP年均增長(zhǎng)為3.1%，MLEFFCH年均負(fù)增長(zhǎng)2.4%，MLTECH年均增長(zhǎng)6.1%?？紤]農(nóng)業(yè)污染的強(qiáng)可處置特征，即按照生態(tài)農(nóng)業(yè)治污的思路測(cè)度時(shí)，TFP下降為0.8%，MLEFFCH年均負(fù)增長(zhǎng)1.4%，MLTECH年均增長(zhǎng)2%?？梢娍紤]農(nóng)業(yè)污染特征對(duì)于全要素生產(chǎn)率測(cè)度具有顯著影響。

分階段來看，考慮農(nóng)業(yè)污染的治理特征，“八五”至“十一五”農(nóng)業(yè)TFP分別增長(zhǎng)為0.8%、0.7%、0.2%、1.5%。從發(fā)展趨勢(shì)上看，呈現(xiàn)先下降后增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，“十一五”期間的增長(zhǎng)率最高。“八五”期間受到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格體制改革和一系列支農(nóng)惠農(nóng)措施的激勵(lì)，農(nóng)業(yè)TFP呈現(xiàn)了較高的增長(zhǎng)，但是這一時(shí)期技術(shù)進(jìn)步最弱，主要以效率提升為主?！熬盼濉逼陂g是農(nóng)業(yè)發(fā)展最為困難的時(shí)期，受到金融危機(jī)、通貨緊縮、重大自然災(zāi)害等的影響糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)受到影響?！熬盼濉?、“十五”期間雖然國(guó)家在《水污染防治法》、《農(nóng)業(yè)法》中增加了農(nóng)業(yè)污染防治的相關(guān)要求，但是這一時(shí)期農(nóng)業(yè)政策的主要目標(biāo)是穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和保障農(nóng)民增收。因此，農(nóng)業(yè)TFP出現(xiàn)了一定程度的下降?！笆晃濉逼陂g農(nóng)業(yè)TFP出現(xiàn)較高程度的回升，這是由于這一時(shí)期國(guó)家逐步重視農(nóng)村生態(tài)文明建設(shè)，連續(xù)多年的一號(hào)文件提出多項(xiàng)具體措施，例如2006年增加了測(cè)土配方施肥補(bǔ)貼、土壤有機(jī)質(zhì)提升補(bǔ)貼；2007年支持農(nóng)民秸稈還田、種植綠肥、增施有機(jī)肥；2008年提出鼓勵(lì)發(fā)展循環(huán)農(nóng)業(yè)、加大農(nóng)業(yè)面源污染防治力度；2009年設(shè)立專門資金支持農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染治理。2010年擴(kuò)大測(cè)土配方施肥、土壤有機(jī)質(zhì)提升補(bǔ)貼規(guī)模和范圍，強(qiáng)調(diào)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染治理，發(fā)展循環(huán)農(nóng)業(yè)和生態(tài)農(nóng)業(yè)。這一系列源頭治理措施的實(shí)施有效促進(jìn)了農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)的進(jìn)步。

此外，MLTECH代表生產(chǎn)前沿面擴(kuò)張，MLEFFCH代表決策單元與前沿面的距離。結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)主要由MLTECH推動(dòng)，屬于技術(shù)性推動(dòng)的增長(zhǎng)，而落后省區(qū)的追趕效應(yīng)不足，省區(qū)差距擴(kuò)大。這一結(jié)論與已有研究較為一致。

與已有研究的不同之處在于，采用本文測(cè)度方法獲得的各階段MLEFFCH數(shù)值均大于傳統(tǒng)測(cè)度方法，MLTECH數(shù)據(jù)均小于傳統(tǒng)測(cè)度方法，而且呈現(xiàn)逐漸增長(zhǎng)趨勢(shì)。技術(shù)進(jìn)步低于已有研究的主要原因是，雖然國(guó)家每年投入大量的農(nóng)業(yè)科研經(jīng)費(fèi)，但投入占農(nóng)業(yè)GDP的比例僅為0.6%左右，不僅與聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織對(duì)于發(fā)展中國(guó)家科研占比應(yīng)達(dá)到1%的水平也有一定差距，而且離農(nóng)業(yè)科技原始創(chuàng)新所需的2%投入水平相去甚遠(yuǎn)。有限經(jīng)費(fèi)約束下，我國(guó)農(nóng)業(yè)科技主要以農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量為目標(biāo)，采取對(duì)西方機(jī)械化、化學(xué)化、生物化農(nóng)業(yè)科技的模仿與追趕策略，而較少?gòu)奈覈?guó)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)優(yōu)勢(shì)和環(huán)境保護(hù)角度出發(fā)，另辟蹊徑構(gòu)建可持續(xù)發(fā)展的生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)體系。技術(shù)效率退步的可能原因是農(nóng)業(yè)研發(fā)的成果，尤其是綠色、生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)不能及時(shí)、有效地推廣和使用。長(zhǎng)期以后，基層農(nóng)技推廣體系由于經(jīng)費(fèi)來源缺乏、農(nóng)技推廣人員流失、素質(zhì)偏低等問題，運(yùn)行效率相對(duì)較低，造成了科研供給與市場(chǎng)需求脫節(jié)、科研成果限制轉(zhuǎn)化率低的問題。同時(shí)，這一現(xiàn)象也在一定程度上抑制了高污染農(nóng)業(yè)技術(shù)的擴(kuò)散。

5.3農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的空間特征

表3分別測(cè)算了兩種視角下東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP及其成分變動(dòng)。從弱可處置視角，東部地區(qū)TFP指數(shù)最高，其次是西部地區(qū)，三大地區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)以及農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均大于1，但技術(shù)效率呈現(xiàn)不同程度的惡化。

強(qiáng)可處置性視角下區(qū)域排序發(fā)生了變化，東部最高，其次是中部地區(qū)。雖然，三大地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率均大于1，但其內(nèi)在動(dòng)力卻各不相同，東部多數(shù)地區(qū)長(zhǎng)期處于生產(chǎn)前沿面，因此，不僅技術(shù)進(jìn)步較快，而且技術(shù)效率也接近于1。中部地區(qū)雖然技術(shù)進(jìn)步率相對(duì)較高，但是其技術(shù)的提高主要依賴于粗獷式的發(fā)展，而非綠色生產(chǎn)技術(shù)的提高，因此，伴隨著技術(shù)進(jìn)步的是技術(shù)效率值的大幅下降。西部地區(qū)雖然技術(shù)進(jìn)步較為緩慢，但其農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性較好，因此技術(shù)效率退化水平較低。

6結(jié)論與建議

從污染特征、治理成本與環(huán)境管制角度，我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境污染明顯區(qū)別于發(fā)達(dá)國(guó)家的農(nóng)業(yè)和工業(yè)污染，采用聯(lián)合弱可處置性的方向距離函數(shù)測(cè)度我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率和全要素生產(chǎn)率，容易造成環(huán)境技術(shù)前沿的收縮和方向距離的縮短，從而過高估計(jì)環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。而本文構(gòu)建的基于強(qiáng)可處置性方向距離函數(shù)避免了以上問題，更適用于我國(guó)現(xiàn)階段的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率評(píng)價(jià)。

實(shí)證研究結(jié)果表明：①若將農(nóng)業(yè)環(huán)境污染視為強(qiáng)可處置的，即從生態(tài)農(nóng)業(yè)視角度量環(huán)境效率，則2012年全國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率平均值為0.86；從空間分布角度，東部沿海地區(qū)環(huán)境效率高于中部地區(qū)，西部地區(qū)效率值最低。若將農(nóng)業(yè)環(huán)境效率視為弱可處置的，即從工業(yè)環(huán)境效率角度，則2012年我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率平均值為0.98，23個(gè)省份同時(shí)處于環(huán)境生產(chǎn)前沿。這一結(jié)果的差異性進(jìn)一步驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率與工業(yè)環(huán)境效率的區(qū)別。②考慮農(nóng)業(yè)污染的強(qiáng)可處置特征，1991-2011年我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP平均增長(zhǎng)率為0.8%，EC年均負(fù)增長(zhǎng)1.4%，MLTECH年均增長(zhǎng)2%，均低于傳統(tǒng)度量方法。從時(shí)序特征上看，MLTECH呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，TFP總體上呈現(xiàn)了先下降后增長(zhǎng)的變化趨勢(shì)，并且技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率的協(xié)調(diào)性逐步得到改善。農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的空間分布表明，1991-2011年各地區(qū)ML指數(shù)均大于1，東部地區(qū)ML指數(shù)最高，其次是中部地區(qū)；但是，各地區(qū)技術(shù)效率均出現(xiàn)一定程度的退步現(xiàn)象。

上述結(jié)論所蘊(yùn)含的政策意義在于：①農(nóng)業(yè)環(huán)境效率評(píng)價(jià)、污染治理措施應(yīng)當(dāng)遵循農(nóng)業(yè)污染物的特征和產(chǎn)生機(jī)理，采取源頭減排策略能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)、污染減少和環(huán)境效率提升的多贏局面。②兩種測(cè)算結(jié)果的差異性表明，我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的減排潛力較大，且治理成本較工業(yè)污染較低，治理的經(jīng)濟(jì)性較強(qiáng)，在工業(yè)污染得到有效抑制的同時(shí)應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)污染的治理。③在制定面源污染減排政策時(shí)，應(yīng)考慮農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的空間差異性，針對(duì)不同發(fā)展水平地區(qū)和污染特征制定具有針對(duì)性的減排策略，尤其應(yīng)當(dāng)把環(huán)境效率改進(jìn)余地較大的中西部地區(qū)作為減排的重點(diǎn)對(duì)象。

（編輯：劉呈慶）

參考文獻(xiàn)（References）

[1]Schmidheiny S. Changing Course： A Global Business Perspective on Development and the Environment [M]. Cambridge： MIT PRESS， 1992：32-36.

[2]Bjorn S. A Road to Sustainable Industry： How to Promote Resource Efficiency in Companies [M]. Düsseldorf： WBCSD， 2001：55-62.

[3]Zhang T. Frame Work of Data Envelopment Analysis： A Model to Evaluate the Environmental Efficiency of Chinas Industrial Sector [J]. Biomedical and Environmental Sciences， 2009， 21（1）：8-13.

[4]Managi S， Kaneko S. Economic Growth and the Environment in China： An Empirical Analysis of Productivity [J]. International Journal of Global Environmental， 2006， 61（2）：89-133.

[5]Kaneko S， Managi S. Environmental Productivity in China [J]. Economics Bulletin， 2004， 17（1）：1-10.

[6]韓晶. 中國(guó)制造業(yè)環(huán)境效率、行業(yè)異質(zhì)性與最優(yōu)規(guī)制強(qiáng)度[J]. 統(tǒng)計(jì)研究， 2014，31（3）：61-67.[Han Jing. Environment Efficiency of Chinese Manufacturing， Industry Heterogeneity and Optimal Regulation Intensity [J].Statistical Research， 2014， 31（3）：61-67.]

[7]沈能. 環(huán)境效率、行業(yè)異質(zhì)性與最優(yōu)規(guī)制強(qiáng)度： 中國(guó)工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的非線性檢驗(yàn)[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2012，22（3）：56-68.[Shen Neng. Environmental Efficiency， Industrial Heterogeneity and Intensity of Optimal Regulation： Nonlinear Test Based on Industrial PanelData [J]. China Industrial Economics， 2012， 22（3）：56-68.]

[8]陳黎明， 王文平， 王斌. “兩橫三縱”城市化地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效率、環(huán)境效率和生態(tài)效率： 基于混合方向性距離函數(shù)和合圖法的實(shí)證分析[J]. 中國(guó)軟科學(xué)， 2015，30（2）：96-109. [Chen Liming， Wang Wenping， Wang Bin. Economic Efficiency， Environmental Efficiency and Ecoefficiency of the Socalled Two Vertical and Three Horizontal Urbanization Areas： Empirical Analysis Based on HDDF and Coplot Method [J]. China Soft Science， 2015， 30（2）：96-109.]

[9]李海東， 汪斌， 熊貝貝， 等. 基于改進(jìn)的ISBMDEA模型的區(qū)域環(huán)境效率實(shí)證研究[J]. 系統(tǒng)工程， 2012，30（7）：86-93. [Li Haidong， Wang Bin， Xiong Beibei， et al. Empirical Research on the Regional Environmental Efficiency Based on Improved ISBMDEA Model [J]. Systems Engineering， 2012， 30（7）： 86-93.]

[10]楊青山， 張郁， 李雅軍. 基于DEA的東北地區(qū)城市群環(huán)境效率評(píng)價(jià)[J]. 經(jīng)濟(jì)地理， 2012，32（9）：51-55. [Yang Qingshan， Zhang Yu， Li Yajun. Research on Environmental Efficiency Evaluation of Urban Agglomerations in Northeast China Based on DEA Model [J]. Economic Geography， 2012， 32（9）：51-55.]

[11]楊俊， 邵漢華， 胡軍. 中國(guó)環(huán)境效率評(píng)價(jià)及其影響因素實(shí)證研究[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2010，20（2）：49-56. [Yang Jun， Shao Hanhua， Hu Jun. Empirical Study on Evaluation and Determinants of Environmental Efficiency of China [J]. China Population， Resources and Environment， 2010， 20（2）：49-56.]

[12]Wu M， Tang X， Li Q， et al. Review of Ecological Engineering Solutions for Rural Nonpoint Source Water Pollution Control in Hubei Province，China[J]. Water Air Soil Pollution， 2013， 22（4）：1560-1577.

[13]楊林章， 施衛(wèi)明， 薛利紅， 等. 農(nóng)村面源污染治理的“4R”理論與工程實(shí)踐：總體思路與“4R”治理技術(shù)[J]. 農(nóng)業(yè)環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào)， 2013，32（1）：1-8. [Yang Linzhang， Shi Weiming， Xue Lihong， et al. Reduceretainreuserestore Technology for the Controlling the Agricultural Nonpoint Source Pollution in Countryside in China： General Countermeasures and Technologies [J]. Journal of AgroEnvironment Science， 2013， 32（1）：1-8.]

[14]Bouraoui F， Grizzetti B. Modelling Mitigation Options to Reduce Diffuse Nitrogen Water Pollution from Agriculture [J]. Science of the Total Environment， 2014， （15）468–469： 1267-1277.

[15]Ruttan V W. Productivity Growth in Word Agriculture： Sources and Constraints [J]. American Economic Association， 2002， 16（4）：161-184.

[16]Marthin N， Iain F， Ali Q， et al. Environmentally Adjusted Productivity Measurement： An Australian Case Study [J]. Journal of Environmental Management， 2007， 85（4）：352-359.

[17]Greta F， Alessandro M， Sara P. Environmental Efficiency， Productivity and Public Funds： The Case of the Italian Agriculture Industry [J]. Agricultural systems， 2013， 121（1）：73-80.

[18]李谷成. 中國(guó)農(nóng)業(yè)的綠色生產(chǎn)率革命：1978-2008年[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）， 2014，13（2）： 537-558. [Li Gucheng. The Green Productivity Revolution of Agriculture in China from 1978 to 2008[J]. China Economic Quarterly， 2014， 13（2）：537-558.]

[19]閔銳， 李谷成. 環(huán)境約束條件下的中國(guó)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)與分解： 基于省域面板數(shù)據(jù)與序列MalmquistLuenberger指數(shù)的觀察[J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論， 2012，33（5）： 34-42. [Min Rui， Li Gucheng. A Study on Growth and Decomposition of Chinas Grain TFP Growth Under Environmental Constrains： Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data and Sequential MalmquistLuenberger Index [J]. Economic Review， 2012， 33（5）：34-42.]

[20]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： 基于環(huán)境規(guī)制的省級(jí)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率排名[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究， 2011，28（10）：21-36. [Li Gucheng， Fan Lixia， Min Rui. The Coordination of Agricultural Development with Environment and Resource [J]. The Journal of Quantitative & Technical Economics， 2011， 28（10）：21-36.]

[21]李谷成， 陳寧陸，閔銳. 環(huán)境規(guī)制條件下中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)與分解[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2011，21（11）：153-160. [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）：153-160.]

[22]薛建良， 李秉龍. 基于環(huán)境修正的中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率度量[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2011，21（5）：113-118. [Xue Jianliang， Li Binglong. Environmentallyadjusted Measurement of Chinas Agricultural Total Factor Productivity [J]. China Population， Resources and Environment， 2011， 21（5）：113-118.]

[23]王奇， 王會(huì)， 陳海丹. 中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變化研究：1992-2010年[J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論， 2012，33（5）：24-33. [Wang Qi， Wang Hui， Chen Haidan. A Study on Agricultural Green TFP in China： 1992 -2010 [J]. Economic Review， 2012， 33（5）：24-33.]

[24]楊俊， 陳怡. 基于環(huán)境因素的中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)研究[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2011，21（6）：153-157. [Yang Jun， Chen Yi. Empirical Study on Chinas Agricultural Production Growth under the Binding of Environment [J]. China Population， Resources and Environment， 2011， 21（6）：153-157.]

[25]韓海彬， 趙麗芬. 環(huán)境約束下中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)及收斂分析[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2013，23（3）：70-76. [Han Haibin， Zhao Lifen. Growth and Convergence of Agricultural Total Factor Productivity in China under Environmental Regulations [J]. China Population， Resources and Environment， 2013， 23（3）：70-76.]

[26]潘丹， 應(yīng)瑞瑤. 環(huán)境污染約束下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)地區(qū)差異及其動(dòng)態(tài)分布演進(jìn)[J]. 中國(guó)科技論壇， 2013，29（5）：60-67.[Pan Dan， Ying Ruiyao. Regional Disparity and Dynamic Distribution Evolution of Agricultural Productivity Growth in China Under Environmental Pollution Constraint [J]. Forum on Science and Technology in China， 2013， 29（5）：60-67.]

[27]潘丹， 應(yīng)瑞瑤. 資源環(huán)境約束下的中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)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.]

[28]梁流濤， 曲福田， 馮淑怡. 基于環(huán)境污染約束視角的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率測(cè)度[J]. 自然資源學(xué)報(bào)， 2012，27（9）：1580-1589. [Liang Liutao， Qu Futian， Feng Shuyi. Agricultural Technical Efficiency Measurement Under the Environmental Constraints [J]. Journal of Natural Resources， 2012， 27（9）： 1580-1589.]

[29]梁流濤， 耿鵬旭. 中國(guó)省域農(nóng)業(yè)共同邊界技術(shù)效率差異分析[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2012，22（12）：94-100. [Liang Liutao， Geng Pengxu. Comparison of Metafrontier Technology Efficiency in China： Multiple Output of Desired Agricultural Development and Undesired Pollution Emission [J]. China Population， Resources and Environment， 2012， 22（12）：94-100.]

[30]杜江. 中國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的環(huán)境績(jī)效研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究， 2014，31（11）：53-69. [Du Jiang. Study on the Environmental Performance of Chinas Agricultural Growth [J]. The Journal of Quantitative & Technical Economics， 2014， 31（11）：53-69.]

[31]Fre R， Grosskopf S， Lovell C A K， etl. Multilateral Productivity Comparisons When Some Outputs Are Undesirable： A Nonparametric Approach [J]. The Review of Economics and Statistics， 1989， 71（1）：91-98.

[32]Fre R， Grosskopf S. Nonparametric Productivity Analysis with Undesirable Output： Comment [J]. American Journal of Agricultural Economics， 2003， 85（4）：1070-1074.

[33]卞亦文. 基于DEA理論的環(huán)境效率評(píng)價(jià)方法研究[D]. 合肥：中國(guó)科學(xué)技術(shù)大學(xué)， 2006： 32-40. [Bian Yiwen. Research on Ecoefficiency Evaluation Based on DEA [D]. Hefei： University of Science and Technology of China， 2006：32-40.]

[34]Rolf F， Shawna G， Carla P. Environmental Production Functions and Environmental Directional Distance Functions [J]. Energy， 2007， 32（7）：1055-1066.

[35]Fre R， Grosskopf S. Modeling Undesirable Factors in Efficiency Evaluation： Comment [J]. European Journal of Operational Research， 2004， 157（1）：242-245.

[36]Lawrence M， Seiford J Z. Modeling Undesirable Factors in Efficiency Evaluation [J]. European Journal of Operational Research， 2002， 142（1）：16-20.

[37]金書秦， 沈貴銀. 中國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染的困境擺脫與綠色轉(zhuǎn)型[J]. 改革， 2013， （5）：79-87. [Jin Shuqin， Shen Guiyin. To Get Rid of the Predicament and Green Transformation of Agricultural Nonpoint Source （NPS） Pollution [J]. Reform， 2013， （5）：79-87.]

[38]蔣高明. 生態(tài)農(nóng)業(yè)是對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的“撥亂反正”[J]. 中國(guó)農(nóng)村科技， 2013，20（7）：14. [Jiang Gaoming. Ecoagriculture Makes Modern Agriculture Back to Normal [J]. China Rural Science & Technology， 2013， 20（7）：14.]

[39]蔣高明. 生態(tài)農(nóng)業(yè)，未來的重要方向[J]. 理論參考， 2013，32（8）：59. [Jiang Gaoming. Ecoagriculture is an Important Direction in the Future [J]. Theoretical Reference， 2013，32（8）：59.]

[40]金書秦， 沈貴銀， 魏珣， 等. 論農(nóng)業(yè)面源污染的產(chǎn)生和應(yīng)對(duì)[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題， 2013，34（11）：97-102. [Jin Shuqin， Shen Guiyin， Wei Xun， et al. The Generation and Response of Agricultural Nonpoint Source Pollution[J]. Issues in Agricultural Economy， 2013， 34（11）：97-102.]

[41]姜海， 楊杉杉， 馮淑怡， 等. 基于廣義收益—成本分析的農(nóng)村面源污染治理策略[J]. 中國(guó)環(huán)境科學(xué)， 2013，33（4）：762-767. [Jiang Hai， Yang Shanshan， Feng Shuyi，et al. Control Strategies of Rural Nonpoint Source Pollution Based on General Benefitcost Analysis[J]. China Environmental Science， 2013， 33（4）： 762-767.]

[42]袁鵬， 程施. 中國(guó)工業(yè)環(huán)境效率的庫(kù)茲涅茨曲線檢驗(yàn)[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2011，21（2）：79-88. [Yuan Peng， Cheng Shi. Examining Kuznets Curve in Environmental Efficiency of Chinas Industrial Sector [J]. China Industrial Economics， 2011， 21（2）：79-88.]

[43]饒靜， 許翔宇， 紀(jì)曉婷. 我國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染現(xiàn)狀、發(fā)生機(jī)制和對(duì)策研究[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題， 2011，22（8）：81-87. [Rao Jing， Xu Xiangyu， Ji Xiaoting. The Status， Mechanism and Countermeasures of Agricultural Nonpoint Source Pollution in China [J]. Issues in Agricultural Economy， 2011， 22（8）：81-87.]

[44]梁流濤， 馮淑怡， 曲福田. 農(nóng)業(yè)面源污染形成機(jī)制：理論與實(shí)證[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2010，20（4）：74-80. [Liang Liutao， Feng Shuyi， Qu Futian. Forming Mechanism of Agricultural Nonpoint Source Pollution： A Theoretical and Empirical Study [J]. China Population， Resources and Environment， 2010， 20（4）： 74-80.]

[45]陳敏鵬， 陳吉寧， 賴斯蕓. 中國(guó)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村污染的清單分析與空間特征識(shí)別[J]. 中國(guó)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.]

[46]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(píng)估方法[J]. 清華大學(xué)學(xué)報(bào)： 自然科學(xué)版， 2004，44（9）：1184-1187. [Lai Siyun， Du Pengfei， Chen Jining. Evaluation of Nonpoint Source Pollution Based on Unit Analysis [J]. Journal of Tsinghua University： Science and Technology Edition， 2004， 44（9）： 1184-1187.]

[47]李太平， 張鋒， 胡浩. 中國(guó)化肥面源污染EKC驗(yàn)證及其驅(qū)動(dòng)因素[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2011，21（11）：118-123. [Li Taiping， Zhang Feng， Hu Hao. A Verification of the Kuznets Curve in Agriculture Nonpoint Source Pollution and Its Drivers Analysis [J]. China Population， Resources and Environment， 2011， 21（11）：118-123.]

[48]曹大宇， 李谷成. 我國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的實(shí)證研究：基于聯(lián)立方程模型的估計(jì)[J]. 軟科學(xué)， 2011，25（7）：76-80. [Cao Dayu， Li Gucheng. An Empirical Research on the Agricultural Environmental Kuznets Curve in China： Estimation Based on Simultaneous Equation Model [J]. Soft Science， 2011， 25（7）：76-80.]

Agricultural Environment Efficiency and Its Dynamic Evolution of China from

the Perspective of Pollutions Strong Disposability

ZHANG Ke1，2，3FENG Jingchun1，2，4

（1.Business School， Hohai University， Nanjing Jiangsu 211100， China； 2.Institute of Project Management of

Hohai University， Nanjing Jiangsu 211100， China； 3.International River Research Centre of Hohai University，

Nanjing Jiangsu 211100， China； 4.Jiangsu Provincial Collaborative Innovation Center of World Water Valley and

Water Ecological Civilization， Nanjing Jiangsu 211100， China）

AbstractWith the rapid development of rural economy and society， agricultural nonpoint source pollution is surging， and the agricultural environment is facing increasingly serious situation. It is significant to measure and improve environmental efficiency scientifically in terms of ecological agriculture for agricultural ecological environment improvement and coordinated development of agriculture and resources environment. Therefore， firstly， the shortcoming of agricultural environmental efficiency （AEE） measurement model from the perspective of joint weak disposability is studied according to characteristics of agricultural nonpoint source pollution， pollution abatement costs and environmental regulation. Then， a new AEE measurement model and the environmental total factor productivity （TFP） are proposed from the perspective of strong disposability. Finally， the Chinese AEE in 2012 and the TFP of 30 provinces from 1991 to 2011 are studied respectively by proposed model. The results are as follows. First， considering the strong disposable characteristics of agricultural pollution， the average AEE in 2012 decreased from 0.98 to 0.86， and the spatial difference that AEE declined from eastern region to western region was more significant. Second， Chinese annual growth rate of TFP was 0.8%， annual growth rate technical efficiency was -1.4%， and technical advance was 2% from 1991-2011. Besides， the results measured by proposed model were lower than original method. Third， the technical efficiency presented sustainable growth trend， the TFP showed a trend from decreasing to increasing， and the coordination between technological advance and the technical efficiency was improved gradually. At last， the average TFP of all regions was more than 1， while the eastern region was the highest followed by the middle. But the regressive phenomenon of technical efficiency existed in each region. The differences between empirical results by two models showed that evaluation on the efficiency of agricultural environment and pollution control measures should follow the characteristics and the mechanism of agricultural pollutants. A winwin situation of agricultural growth， pollution reduction and environmental efficiency promotion can be achieved by taking source reduction strategies. Nowadays， there is still a large space to improve Chinas agricultural environmental efficiency. During making policy， the space difference should be considered， and more targeted emission reduction strategies should be developed according to regional development and pollution characteristics.

Key wordsagricultural environment； environmental efficiency； strong disposability； total factor productivity