王善高，李佳睿

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京 210095)

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)取得了飛速發(fā)展，但快速發(fā)展的農(nóng)業(yè)也帶來(lái)了諸如資源浪費(fèi)、水土污染、生態(tài)破壞等問(wèn)題，從而造成農(nóng)業(yè)發(fā)展與資源、環(huán)境的不協(xié)調(diào)，限制了農(nóng)業(yè)發(fā)展的可持續(xù)性。聯(lián)合國(guó)政府間氣候變化專門委員會(huì)(Intergovernmental Panel on Climate Change，簡(jiǎn)稱IPCC)的評(píng)估報(bào)告指出，農(nóng)業(yè)已成為全球溫室氣體的第二大來(lái)源，農(nóng)業(yè)源溫室氣體占全球人為溫室氣體排放量的13.5%，而CO2在溫室氣體的構(gòu)成中占76%[1]。溫室氣體的排放加劇了氣候的變化，極端天氣、自然災(zāi)害的發(fā)生將更加頻繁，不僅會(huì)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而且會(huì)對(duì)人類居住環(huán)境造成不利影響[2]。有研究表明，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生的溫室氣體排放量已經(jīng)達(dá)到了全國(guó)溫室氣體排放總量的17%[3]。農(nóng)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，對(duì)其碳排放問(wèn)題采取放任、無(wú)視的態(tài)度，將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的不可持續(xù)，最終引發(fā)環(huán)境災(zāi)難[4]。在此背景下，低碳農(nóng)業(yè)成為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與生態(tài)環(huán)境和諧共進(jìn)、推進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必然選擇[5]，采用低碳視角下的環(huán)境效率模型來(lái)考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系顯得尤為重要。環(huán)境效率能夠反映在現(xiàn)有產(chǎn)出和投入不變的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中非合意產(chǎn)出能夠降低的程度。因此，測(cè)算低碳視角下的環(huán)境效率能夠使人們直觀地感受到我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所付出的環(huán)境代價(jià)，這對(duì)正確認(rèn)識(shí)我國(guó)農(nóng)業(yè)碳排放的發(fā)展現(xiàn)狀，制定有差別的區(qū)域農(nóng)業(yè)碳減排措施有著重要的指導(dǎo)意義。

關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與效率的研究，早期學(xué)者大多忽略了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)環(huán)境的不良影響，即未將非合意產(chǎn)出納入到分析框架中[6-7]。Shephard等指出在評(píng)價(jià)生產(chǎn)者生產(chǎn)行為時(shí)，應(yīng)該綜合考慮各種產(chǎn)出，而不應(yīng)該忽視非合意產(chǎn)出，否則會(huì)扭曲經(jīng)濟(jì)發(fā)展的績(jī)效，最終影響決策者制定有效的政策建議[8]。近年來(lái)，在我國(guó)政府大力提倡發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)和低碳農(nóng)業(yè)的背景下，資源、環(huán)境約束下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與效率問(wèn)題成為學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)，并產(chǎn)生了相當(dāng)多的成果。如李谷成等利用我國(guó)1993—2010年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，在測(cè)算農(nóng)業(yè)面源污染排放量的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步測(cè)算了我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)是否考慮環(huán)境污染因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的核算有顯著影響[9]。楊俊等利用方向距離函數(shù)測(cè)算了我國(guó)1999—2008年30個(gè)省(市)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率，發(fā)現(xiàn)忽略環(huán)境因素會(huì)明顯高估我國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[10]。田偉等基于碳排放的視角，運(yùn)用非期望產(chǎn)出的SBM模型測(cè)算了我國(guó)2002—2012年的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的環(huán)境效率普遍高于中西部地區(qū)[11]。此外，薛建良等也分別采用不同的方法從基于環(huán)境因素的視角考察了我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率[12-14]。

通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，發(fā)現(xiàn)當(dāng)前的研究主要存在以下不足。第一，專門針對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率展開(kāi)研究的文獻(xiàn)相對(duì)較少，尤其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的定量測(cè)算和收斂性分析方面。第二，大多數(shù)學(xué)者是將傳統(tǒng)意義上的農(nóng)業(yè)面源污染物作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的非合意產(chǎn)出，缺乏以碳排放作為非合意產(chǎn)出的研究。事實(shí)上碳排放也是一種重要的非合意產(chǎn)出，在日益嚴(yán)峻的全球氣候變暖的大背景下，研究低碳視角下的環(huán)境效率更有助于推動(dòng)低碳農(nóng)業(yè)的發(fā)展。第三，在考慮環(huán)境因素的條件下，許多學(xué)者測(cè)算的全要素生產(chǎn)率以及技術(shù)效率都是將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的非合意產(chǎn)出作為一種特殊產(chǎn)出，與合意產(chǎn)出一起引入模型，利用方向性距離函數(shù)進(jìn)行分析[12，15]。Lansink等指出該方法只能得到各種物質(zhì)對(duì)環(huán)境影響的綜合評(píng)價(jià)，而不能計(jì)算出對(duì)環(huán)境有害的某一種物質(zhì)的效率。特別地，當(dāng)生產(chǎn)者面臨一系列環(huán)境約束甚至須要限定產(chǎn)量時(shí)，該方法并不利于實(shí)際應(yīng)用[15]。此外，由于非合意產(chǎn)出與合意產(chǎn)出之間的度量單位并不統(tǒng)一，因而須要使用影子價(jià)格來(lái)估算非合意產(chǎn)出的市場(chǎng)價(jià)格，而影子價(jià)格的設(shè)定又存在較強(qiáng)的主觀性[16]。因此，本研究將在前人的研究基礎(chǔ)上，在以下幾個(gè)方面作出改進(jìn)：第一，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的碳排放作為非合意產(chǎn)出，從定量的角度測(cè)算低碳視角下我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境效率，并分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的地區(qū)差異及變動(dòng)趨勢(shì)；第二，對(duì)測(cè)算出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)，探索農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的未來(lái)發(fā)展走勢(shì)；第三，采用較為靈活的實(shí)證模型，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的非合意產(chǎn)出作為一種特殊的投入要素引入模型中。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究方法

環(huán)境效率又被稱為生態(tài)效率，是衡量可持續(xù)發(fā)展能力的重要指標(biāo)，其核心思想是通過(guò)最少的能源和資源，生產(chǎn)出最多的產(chǎn)品，并對(duì)環(huán)境產(chǎn)生最小的影響[11]。本研究參照Reinhard等的思想來(lái)測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境效率，首先，采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)測(cè)算個(gè)體的技術(shù)效率；其次，在此基礎(chǔ)上，假設(shè)不存在技術(shù)效率損失，維持當(dāng)前產(chǎn)出水平和傳統(tǒng)投入要素不變，有害物質(zhì)能夠達(dá)到的最少投入量與當(dāng)前投入量的比值就定義為該物質(zhì)的環(huán)境效率[17]。環(huán)境效率的測(cè)算思路如圖1所示，假設(shè)當(dāng)前在A點(diǎn)進(jìn)行生產(chǎn)，其中傳統(tǒng)要素投入為XR，有害物質(zhì)投入為ZR。根據(jù)定義，當(dāng)不存在技術(shù)效率損失時(shí)，當(dāng)前產(chǎn)出量和傳統(tǒng)要素投入量所需要的最少有害物質(zhì)投入量為ZF，即在B點(diǎn)生產(chǎn)。因此，此時(shí)的環(huán)境效率EE=OZF/OZR。

由于氣候條件、自然災(zāi)害以及其他外生因素的影響，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出通常被視為一個(gè)隨機(jī)變量。因此，本研究將采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)來(lái)測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率和環(huán)境效率，表達(dá)式如下：

Yit=F(Xit,Zit,β)×exp(Vit-Uit)。

(1)

根據(jù)定義，可以將各個(gè)生產(chǎn)單元的技術(shù)效率表示為

(2)

在實(shí)證分析過(guò)程中，為了盡可能地降低模型設(shè)定誤差，本研究選擇相對(duì)靈活的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)。則公式(1)可以表示為

(3)

(4)

(5)

(6)

須要說(shuō)明的是，對(duì)于一元二次方程，通常有2個(gè)解，考慮到環(huán)境效率的取值應(yīng)該在0～1之間，因此舍棄其中大于1或者為負(fù)的解。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源及變量選取

1.2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源 基于本研究的研究思路以及數(shù)據(jù)的可得性，本研究使用2000—2012年我國(guó)31個(gè)省(市)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)資料主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)畜牧業(yè)年鑒》。須要說(shuō)明的是，本研究之所以選擇2000年作為研究的起點(diǎn)，是因?yàn)椤吨袊?guó)畜牧業(yè)年鑒》從1998年才開(kāi)始對(duì)我國(guó)畜禽存欄量和出欄量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，且1998年和1999年的數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，而以2012年作為研究終點(diǎn)則是由于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》對(duì)第一產(chǎn)業(yè)年末從業(yè)人員數(shù)只統(tǒng)計(jì)到2012年。此外，為了探討地區(qū)之間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的差異，本研究在估算前沿函數(shù)以及農(nóng)業(yè)環(huán)境效率時(shí)將我國(guó)各省劃分為東部、中部、西部三大區(qū)域?qū)Ρ妊芯?。東部、中部、西部的劃分參照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的標(biāo)準(zhǔn)，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等地區(qū)；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等地區(qū)；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等地區(qū)。

1.2.2 變量選取與說(shuō)明 由于本研究采用的是超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，如果解釋變量選取太多，會(huì)使得待估參數(shù)過(guò)多，最終影響回歸結(jié)果的收斂趨勢(shì)。因此，綜合隨機(jī)前沿分析對(duì)投入產(chǎn)出指標(biāo)的基本要求，本研究選取以下變量。(1)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出(Y，億元)：本研究以農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出變量，并用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)進(jìn)行平減，以剔除價(jià)格因素的影響。(2)土地投入(X1，×103hm2)：考慮到數(shù)據(jù)來(lái)源的一致性，同時(shí)也為了消除復(fù)種指數(shù)的影響，本研究選取農(nóng)作物播種面積作為土地投入的替代變量。(3)勞動(dòng)力投入(X2，萬(wàn)人)：本研究將第一產(chǎn)業(yè)年末從業(yè)人員數(shù)作為歷年勞動(dòng)投入指標(biāo)。(4)化肥投入(X3，萬(wàn)t)：以各省(市)每年的化肥折純用量(包括氮肥、磷肥、鉀肥和復(fù)合肥)作為化肥投入指標(biāo)。(5)農(nóng)業(yè)機(jī)械投入(X4，萬(wàn)kW)：用各省(市)每年的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來(lái)反映。(6)非合意投入(X5，萬(wàn)t)：選擇農(nóng)業(yè)碳排放作為非合意投入的替代變量。須要說(shuō)明的是，與工業(yè)碳排放不同，農(nóng)業(yè)既是碳源也是碳匯，因此碳源因子的確定更為繁雜，考慮到當(dāng)前農(nóng)業(yè)碳匯的測(cè)算尚存在諸多爭(zhēng)議[18]，因此本研究只考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的碳排而暫不考慮碳匯問(wèn)題。參照大多數(shù)學(xué)者的分析思路，本研究主要從3個(gè)方面核算農(nóng)業(yè)碳排放：一是農(nóng)用物資投入碳排放，包括化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)用柴油直接使用以及農(nóng)業(yè)灌溉耗費(fèi)電能所導(dǎo)致的碳排放，其排放系數(shù)出自吳賢榮等的相關(guān)研究[5，19-20]中；二是水稻種植所導(dǎo)致的甲烷(CH4)排放，其排放系數(shù)主要出自王明星等的研究成果[21]，該系數(shù)充分考慮了水稻種植的地域分布及其生長(zhǎng)周期差異，具有較強(qiáng)的科學(xué)性；三是畜禽養(yǎng)殖所引發(fā)的碳排放，包括畜禽腸道發(fā)酵所引起的CH4排放以及糞便管理所導(dǎo)致的CH4和N2O排放，畜禽品種主要包括牛(水牛、奶牛、黃牛)、馬、驢、騾、駱駝、豬、羊(山羊、綿羊)、兔子、家禽等，其排放系數(shù)均來(lái)自于IPCC[22]?？紤]到不同牲畜品種飼養(yǎng)周期通常存在一定差異，因此本研究將參照胡向東等的研究方法[23-24]對(duì)各類牲畜的年均飼養(yǎng)量進(jìn)行調(diào)整。

結(jié)合上文分析，本研究采用被國(guó)內(nèi)學(xué)者廣泛引用的李波等的碳排放測(cè)算方法[25]，具體公式為

F=∑Fi=Ti×σi。

(7)

式中：F為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的碳排放總量；Fi為各類碳源碳排放量；Ti表示各碳排放源的原始量；σi表示各碳排放源的碳排放系數(shù)。在對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放量進(jìn)行加總時(shí)，為方便分析，本研究參照吳賢榮等的思路[5]依據(jù)溫室效應(yīng)強(qiáng)度將CO2、CH4、N2O統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成標(biāo)準(zhǔn)碳當(dāng)量[2007年IPCC第4次評(píng)估報(bào)告指出：1 t CO2含0.272 7 t碳；1 t CH4所引發(fā)的溫室效應(yīng)相當(dāng)于25 t CO2(約合6.818 2 t碳)所產(chǎn)生的溫室效應(yīng)；1 t N2O所引發(fā)的溫室效應(yīng)相當(dāng)于298 t CO2(約合81.272 7 t碳)所產(chǎn)生的溫室效應(yīng)][1]。

2 結(jié)果與分析

2.1 模型估計(jì)

在隨機(jī)前沿分析方法中，關(guān)于面板數(shù)據(jù)的技術(shù)效率計(jì)算方法有2種不同的假設(shè)，第1種假設(shè)為技術(shù)效率不隨時(shí)間改變，第2種假設(shè)為技術(shù)效率隨時(shí)間的變化而變化。本研究的考察期為2000—2012年，共13年時(shí)間，時(shí)間跨度較長(zhǎng)，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)、管理水平等都可能會(huì)發(fā)生變化，技術(shù)效率也可能會(huì)隨之發(fā)生變化。因此，選擇第2種方法估算技術(shù)效率更為合理。此外，為了檢驗(yàn)生產(chǎn)函數(shù)是否可以簡(jiǎn)化為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式，本研究對(duì)公式(3)中所有的βik進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)(χ2=499.33，P=0.000 0)，結(jié)果拒絕了超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的二次項(xiàng)以及交叉項(xiàng)系數(shù)同時(shí)為0的原假設(shè)，因此隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)選取超越對(duì)數(shù)函數(shù)的形式是合理的。在實(shí)證分析過(guò)程中，采用Stata 12軟件對(duì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

由表1可知，播種面積(X1)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力(X2)以及農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(X4)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明這3種投入要素對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率具有顯著的正效應(yīng)。而農(nóng)業(yè)化肥(X3)的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明農(nóng)業(yè)化肥的施用對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率具有負(fù)向影響，一種可能的解釋是，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中普遍存在農(nóng)業(yè)化肥過(guò)度施用問(wèn)題，而化肥的過(guò)量施用會(huì)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)損失，從而降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率。農(nóng)業(yè)碳排放(X5)的估計(jì)系數(shù)也在1%水平上顯著為負(fù)，表明隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的碳排放增加，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率在降低。此外，t的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，而t2的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明隨著時(shí)間的推移我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率經(jīng)歷了先遞減后遞增的“U”形趨勢(shì)，總體來(lái)說(shuō)，隨著時(shí)間的推移，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率在提升。

表1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：“*”“**”“***”分別表示在10%、5%、1%水平上顯著相關(guān)，表4、表5同。X1、X2、X3、X4、X5分別代表播種面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)化肥、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)碳排放。

2.2 環(huán)境效率的時(shí)空差異分析

依據(jù)表1的估計(jì)結(jié)果，利用公式(6)計(jì)算2000—2012年我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境效率值。由表2可知，從全國(guó)范圍來(lái)看，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境效率平均值為0.609，表明在維持當(dāng)前投入與產(chǎn)出水平不變的情況下，如果能夠消除效率損失，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的非合意產(chǎn)出(碳排放)可以降低39.1%。分地區(qū)來(lái)看，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的平均值呈現(xiàn)出中部、西部、東部依次遞減的趨勢(shì)。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的平均值達(dá)0.734，高出全國(guó)平均水平12.5百分點(diǎn)；西部和東部地區(qū)次之，分別為0.679、0.443。從時(shí)間上來(lái)看，除中部地區(qū)外，全國(guó)以及東部、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率值均隨時(shí)間推移呈現(xiàn)出遞減趨勢(shì)。其中，全國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率平均值在此期間下降0.057，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的背后普遍存在著農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境不斷惡化的現(xiàn)象，因此有必要重新審視我國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式。

表2 各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境效率值

2.3 環(huán)境效率與技術(shù)效率的關(guān)系

如前文所述，環(huán)境效率反映的是在現(xiàn)有產(chǎn)出和投入不變的情況下，生產(chǎn)中非合意產(chǎn)出能夠降低的程度，而技術(shù)效率反映的是在現(xiàn)有投入不變的情況下，生產(chǎn)中產(chǎn)出可以增加的程度。由表3可知，隨著環(huán)境效率的提高，高技術(shù)效率(技術(shù)效率>0.8)農(nóng)戶的占比呈逐步增大趨勢(shì)。具體而言，在0～0.4的分組中，技術(shù)效率高于0.8的農(nóng)戶占比為79.1%；而在 0.8～1.0的分組中，技術(shù)效率高于0.8的農(nóng)戶占比達(dá)100%，說(shuō)明環(huán)境效率與技術(shù)效率呈現(xiàn)明顯的正向相關(guān)關(guān)系，這與大部分學(xué)者得出的結(jié)論[17，26]一致。

3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的收斂性分析

通過(guò)上文分析，發(fā)現(xiàn)全國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率在時(shí)間上和空間上存在明顯的非均衡性。在時(shí)間上，全國(guó)以及三大地區(qū)的環(huán)境效率均呈現(xiàn)出遞減趨勢(shì)；在空間上，三大地區(qū)的環(huán)境效率也表現(xiàn)出中部、西部、東部遞減趨勢(shì)。由于對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有巨大的政策意義，長(zhǎng)期以來(lái)，收斂一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的熱門話題。當(dāng)前，在有關(guān)收斂的研究文獻(xiàn)中，比較常見(jiàn)的是σ收斂和β收斂。σ收斂描述的是地區(qū)間差距隨著時(shí)間的推移而逐漸縮小[27]，通常采用標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)等指標(biāo)進(jìn)行分析。而β收斂則反映的是初期水平較低個(gè)體的增長(zhǎng)率高于初期水平較高個(gè)體的增長(zhǎng)率，體現(xiàn)了落后個(gè)體向發(fā)達(dá)個(gè)體的追趕過(guò)程[28]，包括絕對(duì)β收斂和條件β收斂，其中，絕對(duì)β收斂是指無(wú)論各個(gè)個(gè)體的初始狀況如何，它們的效率都會(huì)達(dá)到完全相同的穩(wěn)態(tài)水平，而條件β收斂則充分考慮了不同個(gè)體各自的特征和條件，分別朝著不同的穩(wěn)態(tài)水平收斂。除此之外，還有隨機(jī)收斂和俱樂(lè)部收斂等。關(guān)于收斂性的分類和概念，唐文健等作了較詳細(xì)的分析[29]。本研究主要對(duì)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率進(jìn)行σ收斂和β收斂分析。

表3 環(huán)境效率與技術(shù)效率分布

3.1 農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的σ收斂

對(duì)于σ收斂，本研究采用變異系數(shù)作為測(cè)度指標(biāo)。由圖2可知，總體來(lái)看，全國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的變異系數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率存在一定的發(fā)散性，即各省之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的差距在逐步擴(kuò)大。分地區(qū)來(lái)看，東部地區(qū)變異系數(shù)曲線最高且上升趨勢(shì)最為明顯，說(shuō)明東部區(qū)域內(nèi)各省之間的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率差距較大，意味著東部區(qū)域內(nèi)各省的環(huán)境效率兩極化嚴(yán)重；中部地區(qū)變異系數(shù)曲線沒(méi)有出現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì)，呈現(xiàn)出“W”形波動(dòng)但波動(dòng)幅度不大，因此中部地區(qū)各省之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的σ收斂性尚不明確，須在今后做進(jìn)一步觀察；而西部地區(qū)變異系數(shù)曲線的變動(dòng)趨勢(shì)與全國(guó)水平大體一致，說(shuō)明西部地區(qū)各省之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率差距在逐步擴(kuò)大。通過(guò)以上分析，發(fā)現(xiàn)除中部地區(qū)以外，全國(guó)以及東部、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率均存在不同程度的σ發(fā)散。

3.2 農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的β收斂

3.2.1 絕對(duì)β收斂 對(duì)于絕對(duì)β收斂，本研究將采用Barro等[28]提出的檢驗(yàn)方程，其表達(dá)式為

[ln(EEi,j+T)-ln(EEi,t)]/T=α+βln(EEi,t)+εit。

(8)

式中：EEi,t、EEi,t+T分別代表初期、末期的環(huán)境效率值；T表示時(shí)間跨度；α為截距項(xiàng)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。如果估計(jì)系數(shù)β為負(fù)且顯著，則表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率存在絕對(duì)β收斂，否則表示不存在收斂。須要說(shuō)明的是，為了消除極端值(初期值和末期值)對(duì)增長(zhǎng)率的影響，本研究將2000—2003年的環(huán)境效率平均值作為初期值，將2010—2012年的環(huán)境效率平均值作為末期值，時(shí)間跨度T為12年。

由表4可知，從全國(guó)范圍來(lái)看，全國(guó)的β估計(jì)值顯著為正，說(shuō)明各省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率趨于分散，即各省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率不會(huì)趨向于一個(gè)穩(wěn)定的水平。分地區(qū)來(lái)看，東部和西部的β估計(jì)值也為正，且西部的系數(shù)不顯著，說(shuō)明東部和西部地區(qū)各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率都不存在絕對(duì)β收斂；而中部地區(qū)的β估計(jì)值顯著為負(fù)，說(shuō)明中部各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率存在收斂趨勢(shì)，即中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率落后的省份在各種條件的作用下正在縮小與高環(huán)境效率省份的差距，各省的環(huán)境效率逐步向穩(wěn)態(tài)水平靠攏。

表4 我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率絕對(duì)β收斂的估計(jì)結(jié)果

3.2.2 條件β收斂 在條件β收斂的估計(jì)方法上，本研究將采用公式(9)來(lái)檢驗(yàn)我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率是否收斂。

ln(EEi,t+1)-ln(EEi,t)=α+βln(EEi,t)+εit。

(9)

式中：EEi,t、EEi,t+1分別代表當(dāng)期、后一期的環(huán)境效率值；α為截距項(xiàng)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為剔除偶然不確定因素和平復(fù)周期性波動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的影響，本研究將2000—2012年的數(shù)據(jù)以2年為1個(gè)周期進(jìn)行劃分(本研究的研究時(shí)間為2000—2012年，時(shí)間跨度為13年，以2年為1個(gè)周期，共劃分為6期，其中最后一期為3年)，即周期t=1，2，3，…，6，并將每個(gè)時(shí)期的環(huán)境效率平均值作為該時(shí)期的環(huán)境效率值。此外，本研究同時(shí)采用固定效應(yīng)模型(fixed effects，簡(jiǎn)稱FE)和隨機(jī)效應(yīng)模型(randon effects，簡(jiǎn)稱RE)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的條件β收斂性進(jìn)行檢驗(yàn)，并依據(jù)Hausman檢驗(yàn)進(jìn)一步選擇模型。

由表5可知，全國(guó)及三大區(qū)域的收斂方程均通過(guò)了Hausman檢驗(yàn)，拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型以及固定效應(yīng)模型無(wú)系統(tǒng)性差別的原假設(shè)，因此均采用固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果?？傮w來(lái)看，無(wú)論是全國(guó)還是東部、中部、西部地區(qū)，固定效應(yīng)模型的β估計(jì)值均顯著為負(fù)，說(shuō)明這4個(gè)區(qū)域?qū)用姘氖》菥嬖跅l件β收斂的特征，即4個(gè)區(qū)域?qū)用媸》莸霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率一直在朝著各自的均衡水平收斂。

通過(guò)上文收斂性檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，除中部地區(qū)以外，全國(guó)以及東、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率均不存在σ收斂和絕對(duì)β收斂，但存在條件β收斂，表明全國(guó)以及東部、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率在增長(zhǎng)速度和增長(zhǎng)水平上沒(méi)有出現(xiàn)向同一個(gè)方向發(fā)展的趨勢(shì)，但其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率分別朝著各自的均衡水平收斂，而且這3個(gè)區(qū)域?qū)用鎯?nèi)各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率差距沒(méi)有縮小的趨勢(shì)。而中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的σ收斂性尚不明確，但卻同時(shí)存在絕對(duì)β收斂和條件β收斂，表明中部地區(qū)各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率最終將穩(wěn)定在同一水平上。

表5 我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率條件β收斂的估計(jì)結(jié)果

4 結(jié)論

本研究采用2000—2012年全國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出的省級(jí)宏觀數(shù)據(jù)，首先核算了我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的碳排放量，然后通過(guò)隨機(jī)前沿分析方法定量測(cè)算了低碳視角下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率，并在此基礎(chǔ)上，借助經(jīng)典收斂回歸模型對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的收斂性進(jìn)行了檢驗(yàn)。我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率與技術(shù)效率的平均值分別為0.609、0.905，且這2種效率之間具有較高的相關(guān)性。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率存在明顯的地區(qū)差異，呈現(xiàn)出中部、西部、東部依次遞減的趨勢(shì)。須要引起重視的是，全國(guó)以及東部、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率均呈現(xiàn)出遞減趨勢(shì)，這說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的背后普遍存在著農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境不斷惡化的現(xiàn)象。在現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平下，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率的σ收斂性尚不明確，但同時(shí)存在絕對(duì)β收斂和條件β收斂，說(shuō)明中部地區(qū)各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率最終將穩(wěn)定在同一水平上。而全國(guó)以及東部、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率只存在條件β收斂而不存在σ收斂和絕對(duì)β收斂，說(shuō)明3個(gè)區(qū)域?qū)用鎯?nèi)各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率差距沒(méi)有縮小的趨勢(shì)，且分別朝著各自的均衡水平收斂。因此，全國(guó)以及東部、西部地區(qū)應(yīng)當(dāng)在保持適合當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的原則下，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率水平較高的省份為典型，通過(guò)借鑒其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，不斷提高各自的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率水平，降低碳排放。