doi：10.15889/j.issn.1002-1302.2016.10.149

摘要：基于低碳經(jīng)濟視角，利用中國省際面板數(shù)據(jù)，將碳排放作為“壞產(chǎn)出”指標納入糧食全要素生產(chǎn)率測算中，采用Malmquist-Luenberger指數(shù)分析2001—2012年考慮碳排放因素下中國除了香港、澳門、臺灣、西藏以外的30個?。ㄊ?、區(qū)）的糧食全要素生產(chǎn)率及其分解。結(jié)果表明，是否考慮碳排放因素對糧食全要素生產(chǎn)率的核算結(jié)果具有顯著影響，中國糧食全要素生產(chǎn)率總體上呈增長趨勢，其動力主要來源于技術(shù)進步；無論是否考慮碳排放因素，我國東部地區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率均高于中部和西部地區(qū)；東部省（市、區(qū)）在推動中國糧食全要素生產(chǎn)率的增長方面發(fā)揮了重要作用，中西部?。ㄊ小^(qū)）則面臨糧食增長與資源、環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的艱巨任務(wù)。

關(guān)鍵詞：低碳經(jīng)濟；糧食全要素生產(chǎn)率；Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)；碳排放；政策啟示

中圖分類號： F326.11文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2016）10-0524-04

收稿日期：2015-11-05

基金項目：河南省科技廳軟科學項目（編號：162400410494）；河南省教育廳人文社會科學研究項目（編號：2016-gh-252）；河南省教育廳科學技術(shù)研究重點項目（編號：14A630062）；許昌學院優(yōu)秀青年骨干教師資助項目。

作者簡介：劉其濤（1976—），男，河南西華人，副教授，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和區(qū)域經(jīng)濟研究。E-mail：qitaol@126.com。1問題的提出

糧食安全問題是國家安全的重點。“無農(nóng)不穩(wěn)，無糧則亂”，特別是對人口眾多、人均耕地資源相對匱乏的我國來說，糧食安全問題永遠是工作的重點。近年來，我國糧食生產(chǎn)取得了舉世矚目的成績，2013年全國糧食總產(chǎn)量首次突破 6億t大關(guān)，實現(xiàn)10年連續(xù)增產(chǎn)；但是目前糧食安全面臨多方面的挑戰(zhàn)，增長已無彈性可言，糧食增長面臨著諸多挑戰(zhàn)，出現(xiàn)了增產(chǎn)、資源與環(huán)境相互制約的情況。一方面，隨著我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的推進，耕地面積不斷減少，嚴重危及 1.2億hm2 耕地紅線，導(dǎo)致糧食播種面積出現(xiàn)下降，同時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素發(fā)生轉(zhuǎn)移，土地和勞動力這2個生產(chǎn)要素流向效益更高的生產(chǎn)領(lǐng)域，對糧食發(fā)展形成制約，造成農(nóng)業(yè)用地減少和農(nóng)業(yè)勞動力流出。另一方面，生產(chǎn)環(huán)境問題更加嚴重，在糧食生產(chǎn)過程中傳統(tǒng)生產(chǎn)要素如農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜等投入不斷增加，造成土壤肥力下降、化肥農(nóng)藥依賴、水源污染等問題，如何促進糧食增長與資源、環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展已成為迫切需要解決的難題。

作為糧食發(fā)展的重要動力，全要素生產(chǎn)率的增長引起了許多經(jīng)濟學家的關(guān)注。然而，傳統(tǒng)的糧食全要素生產(chǎn)率的測量僅考慮了“好”產(chǎn)出，而忽略了“壞”產(chǎn)出——環(huán)境污染，如龐英等基于非參數(shù)生產(chǎn)前沿面理論，將資源配置效率分解為規(guī)模效率、純技術(shù)效率和要素可處置度，分析中國糧食流通體制市場化以來，糧食生產(chǎn)資源配置效率及其時空特征、變化態(tài)勢以及主要制約因素[1]。肖紅波等針對21世紀以來我國糧食連續(xù)7年增產(chǎn)的現(xiàn)實，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析結(jié)合Malmquist指數(shù)，測算了10年來我國糧食綜合技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率的變化，揭示了我國糧食生產(chǎn)增長的源泉及存在的問題[2]。周明華以我國29個?。ㄊ?、區(qū)）的糧食投入產(chǎn)出面板數(shù)據(jù)，運用DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法，對糧食生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率進行測算與分解，發(fā)現(xiàn)我國糧食全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)上升趨勢[3]。顯然，在當前我國提出發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)的形勢下，忽略環(huán)境因素是不夠的；因此，必須在科學發(fā)展指導(dǎo)下從低碳經(jīng)濟視角重新審視我國糧食全要素生產(chǎn)率的增長情況?，F(xiàn)有文獻將環(huán)境因素納入到效率分析框架中研究中國糧食增長的很少。閔銳等利用1978—2010年國內(nèi)省域面板數(shù)據(jù)，在使用單元調(diào)查評估法計算各?。ㄊ?、區(qū)）糧食生產(chǎn)污染排放量的基礎(chǔ)上，利用方向性距離函數(shù)和序列DEA技術(shù)，測度了中國糧食生產(chǎn)是否考慮環(huán)境因素2種情形下的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，并進一步分解為技術(shù)效率變化和技術(shù)進步，研究結(jié)果表明，是否考慮環(huán)境污染成本對于測算結(jié)果有較大影響，全要素生產(chǎn)率增長貢獻有限，主要靠技術(shù)進步單獨貢獻，并存在技術(shù)進步與效率損失并存的現(xiàn)象[4]。楊璐嘉運用Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)，測算和分析了考慮碳排放因素下的中國13個糧食主產(chǎn)區(qū)2002—2011年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)中國目前糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式仍然簡單粗放[5]。閔銳等采用1978—2010年湖北省糧食生產(chǎn)及其污染排放面板數(shù)據(jù)，利用環(huán)境污染因素的方向性距離函數(shù)模型和序列DEA方法，將湖北省糧食綠色全要素生產(chǎn)率增長分解為技術(shù)進步與技術(shù)效率變化，結(jié)果顯示湖北省糧食生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率增長率有所提高，糧食生產(chǎn)中“兩型農(nóng)業(yè)”理念運行績效表現(xiàn)良好，但未體現(xiàn)其糧食生產(chǎn)優(yōu)勢地位[6]。

綜上，可以發(fā)現(xiàn)已有一些文獻開始從低碳經(jīng)濟視角測算中國糧食全要素生產(chǎn)率，但還存在一定的不足，主要表現(xiàn)在考慮“壞”產(chǎn)出時選擇“面源污染物”指標者較多，而忽略了糧食生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的二氧化碳排放。眾多研究表明，農(nóng)業(yè)是溫室氣體重要排放源，因此，本研究基于低碳經(jīng)濟視角，將“壞”產(chǎn)出（CO2）納入分析框架，運用Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)法測算2001—2012年中國糧食全要素生產(chǎn)率，分析中國糧食生產(chǎn)踐行“兩型”理念的績效及增長的源泉。從理論和現(xiàn)實意義上來說，這不僅保障了我國糧食安全，也為我國“兩型農(nóng)業(yè)”理念提供了替代性分析框架。

2方法與模型

2.1方向性距離函數(shù)

為了在糧食全要素生產(chǎn)率分析框架中納入“壞”產(chǎn)出，則需要構(gòu)造一個生產(chǎn)可能性集，既包含“好”產(chǎn)出，又包含“壞”產(chǎn)出，即環(huán)境技術(shù)。假設(shè)每個地區(qū)使用N種投入x=（x1，…，xN）∈R+N生產(chǎn)出M種“好”產(chǎn)出y=（y1，…，yM）∈R+M，以及I種“壞”產(chǎn)出b=（b1，…，b1）∈R+1，在每個時期t=1，…，T個時期，k=1，…，K個地區(qū)的投入和產(chǎn)出值為（xk，t，yk，t，bk，t）。運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）表達環(huán)境技術(shù)模型如下：

Pt（xt）={（yt，bt）}：∑Kk=1ztkytkm≥ytkm，m=1，…，M；∑Kk=1ztkbtki=btki，i=1，…，I；∑Kk=1ztkxtkn≤xtkn，n=1，…，N；ztk≥0，k=1，…，K。（1）

式中：ztk表示每個橫截面觀察值的權(quán)重，其值為正表明該技術(shù)結(jié)構(gòu)滿足不變規(guī)模報酬假設(shè)。

減少污染（“壞”產(chǎn)出）、保持經(jīng)濟增長（“好”產(chǎn)出）是環(huán)境技術(shù)的最終目標。為了將這樣的生產(chǎn)過程模型化，需要引入Shephard提出的產(chǎn)出距離函數(shù)，即方向性距離函數(shù)[7]?；诋a(chǎn)出的方向性距離函數(shù)具體形式為：

D→0（x，y，b；g）=sup{β：（y，b）+βg∈P（x）}。（2）

式中：g=（gy，gb）是產(chǎn)出擴張的方向向量。通過“壞”產(chǎn)出在技術(shù)上體現(xiàn)出的強弱可處置性，方向性距離函數(shù)需要選擇不同的方向向量。如果方向向量是g=（y，-b），且“壞”產(chǎn)出在技術(shù)上是弱可處置性，則增加“好”產(chǎn)出的同時同比例減少“壞”產(chǎn)出。使用DEA來解方向性距離函數(shù)，需要解下面的線性規(guī)劃：

D→to（xt，k′，yt，k′，bt，k′；yt，k′，-bt，k′）=maxβs.t.∑Kk=1ztkytkm≥（1+β）ytk′m，m=1，…，M；∑Kk=1ztkbtki=（1-β）btk′i，i=1，…，I；∑Kk=1ztkxtkn≤xtkn，n=1，…，N；ztk≥0，k=1，…，K。（3）

2.2Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)

根據(jù)Chung等的研究[8]，面向產(chǎn)出的Malmquist-Luenberger（ML）t期到t+1期糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)為：

MLt+1t=[1+D→to（xt，yt，bt；gt）][1+D→to（xt+1，yt+1，bt+1；gt+1）]×[1+D→t+1o（xt，yt，bt；gt）][1+D→t+1o（xt+1yt+1，bt+1；gt+1）]1/2。（4）

ML指數(shù)可以分解為技術(shù)效率變化指數(shù)（MLEFFCH）和技術(shù)進步指數(shù)（MLTECH），即

ML=MLEFFCH×MLTECH。（5）

MLEFFCHt+1t=1+D→to（xt，yt，bt；gt）1+D→t+1o（xt+1，yt+1，bt+1；gt+1）。（6）

MLTECHt+1t=[1+D→t+1o（xt，yt，bt；gt）][1+D→to（xt，yt，bt；gt）]×[1+D→t+1o（xt+1，yt+1，bt+1；gt+1）][1+D→to（xt+1，yt+1，bt+1；gt+1）]1/2。（7）

技術(shù)進步指數(shù)說明技術(shù)前沿在t時期到t+1時期之間的變動情況；技術(shù)效率變化指數(shù)反映技術(shù)落后地區(qū)對生產(chǎn)可能性前沿追趕先進者的程度；ML、MLEFFCH和MLTECH大于（小于）1時，分別表示全要素生產(chǎn)率增長（下降）、效率改善（惡化）和技術(shù)進步（退步）。

3變量界定及數(shù)據(jù)處理

本研究選擇2001—2012年中國除了香港、澳門、臺灣、西藏以外的30個?。ㄊ小^(qū)）（考慮數(shù)據(jù)的可獲性和DEA方法對異常數(shù)據(jù)的敏感性，不包括西藏自治區(qū)）的糧食投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)資料主要來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《新中國五十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》。從低碳經(jīng)濟視角研究中國糧食全要素生產(chǎn)率，將“壞”產(chǎn)出（CO2）納入統(tǒng)一框架，考察中國糧食全要素生產(chǎn)率，確定的投入和產(chǎn)出變量如下：

投入指標包括勞動、土地、機械動力、化肥、役畜和灌溉等6類變量。勞動投入以三次產(chǎn)業(yè)中第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)總?cè)藬?shù)計算；土地投入以以糧食總播種面積而不是可耕地面積計算，可以真實反映出用于糧食生產(chǎn)的土地投入；機械動力投入以農(nóng)業(yè)機械總動力來表示；化肥投入以化肥施用量按折純量計算；役畜投入以擁有的農(nóng)用役畜總數(shù)量為準，核算糧食生產(chǎn)耕作、運輸?shù)纫坌笸度?；灌溉投入以各省實際有效灌溉面積計算。

產(chǎn)出指標包括“好”產(chǎn)出和“壞”產(chǎn)出?！昂谩碑a(chǎn)出選取糧食總產(chǎn)量；“壞”產(chǎn)出選取糧食生產(chǎn)過程中的二氧化碳排放量。一般來講，糧食碳排放量主要來自化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、柴油、翻耕和灌溉等6個方面所形成的碳排放，碳排放的計算公式為：

E=∑Ei=∑Tiδi。（8）

式中：E表示糧食碳排放總量；Ei表示各種碳源的碳排放量；Ti表示各碳排放源的量；δi表示各碳排放源的碳排放系數(shù)。各碳排放源的碳排放系數(shù)借鑒李波等的研究[9]，從而計算出各?。ㄊ?、區(qū)）的糧食碳排放總量。

4實證結(jié)果分析

根據(jù)上述研究方法及相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，測算了低碳經(jīng)濟視角下中國糧食Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)及其分解情況；為了檢驗碳排放對糧食全要素生產(chǎn)率的影響，也測算了傳統(tǒng)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)及其分解情況，具體分析結(jié)果如下。

4.1糧食全要素生產(chǎn)率增長與源泉變化

如表1所示，整體來看，考察期內(nèi)不考慮碳排放約束的中國糧食全要素生產(chǎn)率明顯高于考慮碳排放約束的糧食全要素生產(chǎn)率。不考慮碳排放約束的中國糧食全要素生產(chǎn)率（M指數(shù)）年均增長0.6%，考慮碳排放約束的中國糧食全要素生產(chǎn)率（ML指數(shù)）年均增長0.4%，比傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)低0.2百分點。二者之間的差距反映了碳排放因素對糧食全要素生產(chǎn)率及糧食增長的影響程度。造成這種差距的原因是糧食生產(chǎn)所產(chǎn)生的成本，即物質(zhì)生產(chǎn)要素的直接使用成本對環(huán)境產(chǎn)生的污染與治理成本方面的間接機會成本。二者差距越大，說明糧食安全保障成本越高；另外，作為糧食生產(chǎn)的載體，資源、環(huán)境又是經(jīng)濟增長的內(nèi)生變量，二者之間的差距越小，說明生態(tài)與環(huán)境影響糧食生產(chǎn)力越小，資源、環(huán)境與糧食增長越協(xié)調(diào)。

從增長源泉來看，2種類型的糧食全要素增長主要由前沿技術(shù)進步驅(qū)動，而技術(shù)效率改善相對滯后（表1）。說明中國糧食增長是一種典型的技術(shù)推動型增長模式，而糧食全要素生產(chǎn)率增長的理想模式是由技術(shù)進步與技術(shù)效率共同推動，因此今后需要加強對技術(shù)效率的改善，否則將會導(dǎo)致糧食技術(shù)成果閑置和區(qū)域發(fā)展失衡。

從其分解結(jié)果（表1）來看，第一，技術(shù)進步指數(shù)變化情況。無論是否考慮碳排放因素，2種類型的技術(shù)進步指數(shù)增長均為正值，其中傳統(tǒng)的技術(shù)進步指數(shù)年均增長為1.6%，考慮碳排放因素的技術(shù)進步指數(shù)年均增長為1%，低于傳統(tǒng)類型的技術(shù)進步指數(shù)。說明傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率測算高估了技術(shù)進步指數(shù)。技術(shù)進步對糧食經(jīng)濟增長的促進作用，其主要表現(xiàn)為勞動、資本等生產(chǎn)要素投入質(zhì)量的提高，這一效用表現(xiàn)在物化生產(chǎn)要素的質(zhì)量改善上，因希克斯中性特質(zhì)出現(xiàn)在傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的核算中，導(dǎo)致提高生產(chǎn)要素投入質(zhì)量發(fā)揮的作用無法有效地與抽象的純技術(shù)進步效應(yīng)完全剝離出來。第二，技術(shù)效率變化情況。2001—2012年我國糧食2種類型的技術(shù)效率指數(shù)均出現(xiàn)負增長情況，其中傳統(tǒng)的EFFCH年均增長為-0.9%，考慮碳排放因素的MLEFFCH年均增長為 -0.6%，二者之間的差距說明糧食生產(chǎn)者使用環(huán)境保護技術(shù)的意愿程度。由于保護農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境能夠極大促進糧食生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展；因此，糧食生產(chǎn)者采納環(huán)境保護技術(shù)的行為是更多考慮了糧田環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的長期種糧行為，而放棄了追求糧食產(chǎn)量最大化的短期行為。二者差距越小，說明糧食安全指數(shù)越高。

4.2糧食全要素生產(chǎn)率增長的區(qū)域差異分析

圖1、圖2分別顯示不考慮碳排放約束與考慮碳排放約束下我國東、中、西三大地區(qū)（三大地區(qū)按傳統(tǒng)的區(qū)域劃分方法）平均糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)進步指數(shù)和技術(shù)效率變化指數(shù)。

由圖1、圖2可知，無論是否考慮碳排放因素，我國糧食全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)東部、中部和西部地區(qū)依次遞減態(tài)勢。2001—2012年不考慮碳排放約束的東、中、西部地區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率年均增長率分別為1.4%、1.1%、-0.3%，同期考慮碳排放約束的東、中、西部地區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率年均增長率分別為1.3%、0.7%、-0.7%。因此，我國東部地區(qū)主導(dǎo)了中國糧食全要素生產(chǎn)率的增長，而中部和西部地區(qū)在糧食經(jīng)濟發(fā)展中呈現(xiàn)出和資源、環(huán)境的“雙重惡化”現(xiàn)象，主要是因為經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，對糧食生產(chǎn)的先進技術(shù)、管理技術(shù)的消化和吸收能力就越強，同時，經(jīng)濟發(fā)展水平較高也使得糧食生產(chǎn)者對生態(tài)環(huán)境保護意識增強。

4.3糧食全要素生產(chǎn)率增長的省際差異分析

上述對我國三大區(qū)域的分析無法揭示各省（市、區(qū)）糧食全要素生產(chǎn)率之間的差異性，因此需要考察各?。ㄊ?、區(qū)）的具體變動情況，從而分析碳排放對各省糧食全要素生產(chǎn)率的影響。表2列出了2001—2012年我國各省（市、區(qū)）考慮與不考慮碳排放約束的糧食全要素生產(chǎn)率及其分解。

由表2可見：（1）不考慮碳排放約束下，2001—2012年間我國各?。ㄊ?、區(qū)）糧食全要素生產(chǎn)率排名前5的分別為山西、遼寧、河北、陜西、黑龍江，排名后5的分別是上海、青海、四川、重慶、貴州。糧食全要素生產(chǎn)率高于全國平均水平的?。ㄊ小^(qū)）有15個，其中多為東部地區(qū)，其余15個?。ㄊ小^(qū)）的糧食全要素生產(chǎn)率則低于全國平均水平。同時，除重慶市外，其余29個省（市、區(qū)）的技術(shù)進步指數(shù)均大于1，而絕大多數(shù)?。ㄊ?、區(qū)）的技術(shù)效率指數(shù)均出現(xiàn)了不同程度的惡化，說明技術(shù)進步是推動我國各?。ㄊ小^(qū)）糧食全要素生產(chǎn)率增長的主要動力。（2）考慮碳排放約束下，2001—2012年間我國各?。ㄊ?、區(qū)）糧食全要素生產(chǎn)率排名前5的分別為海南、北京、山東、甘肅、河南，排名后5的分別是陜西、云南、四川、重慶、貴州。糧食全要素生產(chǎn)率高于全國平均水平的有13個?。ㄊ?、區(qū)），其余17個?。ㄊ?、區(qū)）的糧食全要素生產(chǎn)率則低于全國平均水平，說明我國絕大數(shù)省（市、區(qū)）沒有實現(xiàn)糧食經(jīng)濟增長與資源、環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。同時，除海南省、重慶市、四川省和貴州省外，其余?。ㄊ小^(qū)）的技術(shù)進步指數(shù)均大于1，而技術(shù)效率指數(shù)絕大多數(shù)?。ㄊ小^(qū)）均小于1，原因可能是地方政府片面追求前沿技術(shù)進步，對環(huán)境污染的關(guān)注相對較少，從而造成了農(nóng)業(yè)資源的浪費和生產(chǎn)的無效。（3）與不考慮碳排放的糧食全要素生產(chǎn)率相比，考慮碳排放約束下我國各?。ㄊ?、區(qū)）糧食全要素生產(chǎn)率排名出現(xiàn)了變化。絕大多數(shù)省 （市、區(qū)）的排名都出現(xiàn)了下滑，如山西、遼寧、河北、陜西、黑龍江、寧夏、安徽、云南等省區(qū)，下降幅度最大的是山西省，下降了23位。北京、上海、山東、海南、河南、福建、廣西、甘肅等?。ㄊ?、區(qū)）排名出現(xiàn)了上升，其中上升最多的是上海市，上升了16位。根據(jù)Fare等的研究結(jié)果，2種全要素生產(chǎn)率排名的變化反映出各?。ㄊ?、區(qū)）“好”產(chǎn)出與“壞”產(chǎn)出相對增長率的大小，排名上升的?。ㄊ小^(qū)）說明糧食增長帶來的“好”產(chǎn)出的增長幅度高于糧食生產(chǎn)產(chǎn)生碳排放的減少幅度，相反排名下降的?。ㄊ?、區(qū)）則糧食生產(chǎn)產(chǎn)生碳排放的減少幅度高于糧食“好”產(chǎn)出的增長幅度[10]。由此可見，目前我國東部省（市、區(qū)）糧食總產(chǎn)量的增長幅度高于碳排放的減少幅度，資源、環(huán)境與糧食增長較為協(xié)調(diào)；而中部?。ㄊ小^(qū)）以及西部偏遠?。ㄊ小^(qū)）則表現(xiàn)出資源、環(huán)境與糧食增長不協(xié)調(diào)。

5結(jié)論與啟示

針對傳統(tǒng)糧食全要素生產(chǎn)率測算的缺陷，本研究基于低碳經(jīng)濟視角，將環(huán)境污染（CO2）納入糧食全要素生產(chǎn)率的分析框架中，運用方向性距離函數(shù)構(gòu)建ML生產(chǎn)率指數(shù)測算2001—2012年間中國30個?。ㄊ小^(qū)）糧食全要素生產(chǎn)率的增長情況，得出以下主要結(jié)論：（1）2001—2012年，考慮碳排放約束的中國糧食全要素生產(chǎn)率明顯低于不考慮碳排放約束的傳統(tǒng)糧食全要素生產(chǎn)率，說明忽視碳排放約束而進行的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率評價是失真的。2種類型的糧食全要素增長主要由前沿技術(shù)進步驅(qū)動，而技術(shù)效率改善相對滯后。同時不考慮碳排放約束將會高估技術(shù)進步對糧食全要素生產(chǎn)率的貢獻，也會高估技術(shù)效率的惡化程度，從而對糧食全要素生產(chǎn)率的增長模式及其政策含義產(chǎn)生影響。（2）分區(qū)域來看，無論是否考慮碳排放因素，東部地區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率均最高，說明東部地區(qū)主導(dǎo)了中國糧食全要素生產(chǎn)率的增長，是典型的集約型增長方式，而中部和西部地區(qū)在糧食經(jīng)濟發(fā)展中呈現(xiàn)出和資源、環(huán)境的“雙重惡化”現(xiàn)象，屬于粗放型的增長方式。（3）從省際差異來看，考慮碳排放因素下，東部地區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)最為突出，在推動中國糧食全要素生產(chǎn)率的增長中發(fā)揮了重要作用，中西部地區(qū)表現(xiàn)不太理想，許多農(nóng)業(yè)大省承擔著較大的資源與環(huán)境壓力，面臨糧食增長與資源、環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的艱巨任務(wù)。

綜上，提出以下政策啟示：（1）進一步加強農(nóng)業(yè)清潔技術(shù)的研發(fā)和推廣力度，降低農(nóng)業(yè)污染，促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展；（2）不同地區(qū)針對地區(qū)的差異性特點，應(yīng)根據(jù)實際情況，在環(huán)境管理中實行差別化管理政策，中、西部地區(qū)應(yīng)加強與東部地區(qū)的交流與合作，通過引進先進技術(shù)和管理制度，提高資源利用效率，縮小地區(qū)間的差距；（3）對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施要加大投入力度，促進農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施體系的不斷完善，尤其在環(huán)境治理基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)方面要加大投入；（4）綜合運用多種手段，改變農(nóng)業(yè)污染沒人管的局面，發(fā)揮環(huán)境保護激勵機制的作用，進一步完善糧食環(huán)境污染管理政策體系；（5）各?。ㄊ?、區(qū)）應(yīng)結(jié)合自身資源稟賦條件，使勞動、化肥、水等生產(chǎn)要素的投入效率得到最大限度的提高，走資源節(jié)約、環(huán)境友好的糧食經(jīng)濟發(fā)展模式，使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟步入可持續(xù)發(fā)展的良性循環(huán)軌道。

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