[摘 要]本文基于1983-2015年中國28個省份的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，在測算中國農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的基礎(chǔ)上，利用全面的FGLS和LSDV方法，深入探討了不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率存在差異的主要原因。分析發(fā)現(xiàn)：制度因素中的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、財政支農(nóng)制度對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著影響，而經(jīng)濟社會發(fā)展因素中的經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者價格指數(shù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)之比等因素對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著影響，人力資本和農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模也是影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的重要因素。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)業(yè)環(huán)境效率;影響因素;農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu);人力資本

[中圖分類號]F3? ? [文獻標識碼]A? ? [文章編號]1672-1071（2019）02-0092-08

一、引言

農(nóng)業(yè)環(huán)境效率是衡量農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要指標。它既考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動所創(chuàng)造的經(jīng)濟價值，同時也關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程對環(huán)境造成的影響，其核心思想就是通過最少的資源消耗，生產(chǎn)出最多的產(chǎn)品，但對環(huán)境的負面影響最小。改革開放以來中國農(nóng)業(yè)發(fā)展成就矚目，但同時由于其粗放的經(jīng)營方式也帶來了嚴重的生態(tài)環(huán)境污染問題。在中國經(jīng)濟要求實現(xiàn)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵節(jié)點，中國農(nóng)業(yè)如何實現(xiàn)產(chǎn)出增長的同時污染排放最低，環(huán)境破壞最小這一目標成為農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的一大難題。提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率是解決這一難題的重要途徑。因此，分析中國農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響因素有利于更好地制定相關(guān)政策以促進農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的改善。

發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)，主要是依靠制度創(chuàng)新和科技創(chuàng)新，在提高土地產(chǎn)出率和勞動生產(chǎn)率、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長的同時，還能提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，走出一條產(chǎn)出高效、產(chǎn)品安全、資源節(jié)約、環(huán)境友好的綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展之路。哪些因素對中國農(nóng)業(yè)環(huán)境效率會產(chǎn)生影響？本文正是以中國為案例，從農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的視角，實證分析中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響。本文由五個部分組成：第一部分是引言，提出問題;第二部分是從理論上梳理和歸納農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響因素;第三部分是計量模型與變量選取，主要是為計量模型的設(shè)定并對變量的選取和數(shù)據(jù)的來源進行說明;第四部分是實證結(jié)果分析，第五部分為研究結(jié)論

二、農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響因素分析

（一）影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的制度因素

1. 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度

影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的因素很多，學者們從經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化、技術(shù)進步等方面對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響因素作了較為深入的研究，但是最為根本的因素還是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度。制度經(jīng)濟學認為經(jīng)濟制度能夠約束人們的行為，而產(chǎn)權(quán)制度是經(jīng)濟制度中最為核心的制度。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展中的核心制度，不僅影響農(nóng)戶生產(chǎn)行為，進而影響農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出績效，而且決定農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)資源環(huán)境的行為方式，影響農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。一般來說，農(nóng)地使用權(quán)、收益權(quán)和處置權(quán)的排他性越強，農(nóng)戶越注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的長期效益，更加注重對農(nóng)地的維護和投資，從而對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的污染更少，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率也就越高。

2. 財政支農(nóng)制度

財政支農(nóng)制度是指國家財政對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入安排。現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展離不開國家財政支持（王銀梅和劉丹丹，2015）[1]，而綠色農(nóng)業(yè)也是屬于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的范疇。綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展所需的先進生產(chǎn)要素和科技創(chuàng)新均屬于高投入高風險，因此綠色農(nóng)業(yè)同樣離不開財政支持。一般來說，國家對農(nóng)業(yè)發(fā)展的財政支持力度越大，越有利于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和農(nóng)業(yè)先進生產(chǎn)技術(shù)的發(fā)明和應(yīng)用。而完善的基礎(chǔ)設(shè)施和先進的綠色生產(chǎn)技術(shù)的采用有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境的保護，從而提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。國家財政對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提高可以通過財政支農(nóng)總量和財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)兩種途徑來實現(xiàn)，財政支農(nóng)總量能夠從整體上提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的硬件條件，但是如果財政支持的結(jié)構(gòu)出現(xiàn)偏差也會導致農(nóng)業(yè)環(huán)境效率下降。只有當財政對農(nóng)業(yè)的支持主要用于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境保護上時，財政支農(nóng)政策和制度才會對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有顯著的促進作用。

（二）影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的經(jīng)濟社會因素

1. 經(jīng)濟發(fā)展水平

經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系一直是環(huán)境經(jīng)濟學研究的熱點問題，最為著名的就是“環(huán)境庫茲涅茨曲線”理論。該理論認為環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟增長之間呈“倒U型”曲線關(guān)系，即在經(jīng)濟發(fā)展的初期，環(huán)境質(zhì)量是不斷下降的，隨著經(jīng)濟增長的不斷加快，當經(jīng)濟增長超過某一臨界點之后，環(huán)境質(zhì)量會不斷提高。事實上，經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量也會產(chǎn)生一定影響，有學者研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平與農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率也是呈現(xiàn)“倒U型”曲線（杜江等，2016）[2]。

2. 農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件

農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件是指農(nóng)產(chǎn)品對工業(yè)品的貿(mào)易條件。改革開放以來，隨著農(nóng)產(chǎn)品市場化改革的不斷推進，農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件不斷改善，提高了農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比較效益（李谷成，2014）[3]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較效益的提高可以促使農(nóng)戶加大對農(nóng)業(yè)的投資，特別是可持續(xù)生產(chǎn)經(jīng)營的投資，從而加大對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的保護，提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。從現(xiàn)有文獻來看，農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件大多是用指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者價格的相對變化來表示。二者的變化對影響農(nóng)戶的生產(chǎn)行為，進而影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。

3. 城鎮(zhèn)化水平

城鎮(zhèn)化會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源產(chǎn)生擠壓效應(yīng)，從而對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境造成破壞（趙麗平等，2016）[4]。首先，城鎮(zhèn)化水平提高意味著農(nóng)業(yè)勞動力減少。城鎮(zhèn)化水平越高，農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的比重越大。隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，農(nóng)業(yè)勞動力會越來越短缺（馬林靜等，2014）[5]。農(nóng)業(yè)勞動力的減少會影響農(nóng)戶的投入行為和生產(chǎn)方式，例如農(nóng)戶會采用勞動節(jié)約型技術(shù)，這些技術(shù)可能會導致水土資源數(shù)量和質(zhì)量的下降，進而對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生影響。其次，城鎮(zhèn)化水平提高可能會擠占農(nóng)地資源，從而導致農(nóng)戶對農(nóng)地實行掠奪式經(jīng)營，加大對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的破壞。隨著農(nóng)業(yè)勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，城鎮(zhèn)的土地需求空間必然會不斷擴大，而城鎮(zhèn)在向周邊的郊區(qū)和農(nóng)村的擴散過程中不可避免會侵占耕地（劉成軍，2017）[6]。隨著農(nóng)業(yè)耕地面積的減少和糧食需求的增加，農(nóng)戶為了提高產(chǎn)量，會加大對農(nóng)藥化肥的使用，對土地實行掠奪式經(jīng)營，從而導致農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境破壞嚴重。

4. 收入不平等程度

政治權(quán)力和財富分配不平等對環(huán)境質(zhì)量會產(chǎn)生影響（Boyce，1994）[7]。同樣，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)民的收入不平等也會對農(nóng)民的生產(chǎn)決策和行為產(chǎn)生影響，最終影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境效率。收入不平等程度越高，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率越低，反之，則農(nóng)業(yè)環(huán)境效率越高，因此收入不平等程度與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有負向關(guān)系。

（三）影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的人力資本因素

人力資本可以通過對技術(shù)的發(fā)明和技術(shù)的采納兩個方面對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率產(chǎn)生影響。首先，農(nóng)村人力資本水平有利于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)方式的發(fā)明和創(chuàng)造。在中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的歷史中，許多農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)方式都是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐中摸索出來的，并且有利于生態(tài)環(huán)境的保護。人力資本水平高的勞動力更能探索出有利于保護農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的技術(shù)。其次，人力資本水平高的勞動力更容易采納綠色先進生產(chǎn)技術(shù)，同時在采用綠色先進生產(chǎn)技術(shù)的效果方面相對人力資本水平低的勞動力更好。

（四）影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的規(guī)模因素

影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的規(guī)模因素主要是指農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績效的影響一直是學術(shù)界爭論的熱點，爭論的焦點集中在究竟是農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模越大越好還是越小越好。這說明農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績效肯定會產(chǎn)生影響。農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的大小影響農(nóng)戶耕作方式、耕作技術(shù)和生產(chǎn)要素的投入等，而這又會進一步影響農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。

三、計量模型設(shè)定及變量選取

（一）模型設(shè)計與估計方法

結(jié)合上文的理論框架，本文構(gòu)建了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的計量模型，用以分析有哪些因素對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著影響，模型的基本表達式如下：

lnee=α+β1useit+β2benit+β3disit+β4scaleit+β5hcit+β6pergdpit+β7financeit+β8priceit+β9urbanit+β10inequlityit+uit+εit? ?（1）

其中ee為模型的被解釋變量，即農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。由于農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的標準差較大，因此對其取對數(shù)形式;use、ben和dis分別表示農(nóng)戶所擁有的農(nóng)地使用權(quán)、收益權(quán)和處分權(quán)的排他性程度，這三個指標表示農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)變量。scale表示農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模;hc表示農(nóng)村人力資本;pergdp代表人均GDP，即經(jīng)濟發(fā)展水平;finance表示財政支農(nóng)比重;price表示農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件;urban表示城鎮(zhèn)化水平;inequlity表示城鄉(xiāng)不平等情況。ui代表不隨時間變化的個體效應(yīng)標準差;εit為隨時間變化的干擾項標準差;i=1，2，…28代表中國28個省（區(qū)、市）;t代表年份;j=1，2，…，7代表7個控制變量。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。農(nóng)業(yè)環(huán)境效率是指在相同要素或產(chǎn)出條件下，農(nóng)業(yè)污染排放離污染最小排放的距離?？紤]到農(nóng)地產(chǎn)權(quán)主要是針對種植業(yè)，因此本文所指的農(nóng)業(yè)是狹義上的農(nóng)業(yè)即種植業(yè)。為了解決相對有效決策單元的效率可比問題，本文采用超效率DEA方法，同時借鑒Pastor和Lovell提出的全局參比的Global-DEA方法[8]，利用樣本考察期內(nèi)的所有投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來構(gòu)建生產(chǎn)前沿面，從而滿足了循環(huán)性，確保不同時期的效率能夠跨期比較。

在DEA框架下，本文將每個省份視為一個決策單元，假設(shè)有N個DMU（n=1，2，…N），在每個時期t，每個DMU使用M種投入Xj，聯(lián)合生產(chǎn)S種產(chǎn)出Yj，同時排放K種污染物Bj。其中式（2）為環(huán)境技術(shù)滿足強可處置特征時的生產(chǎn)技術(shù)集合PT，式（3）為基于全局基準的生產(chǎn)技術(shù)，式（4）為在CRS假設(shè)下，第k個生產(chǎn)決策單元的效率可以通過基于產(chǎn)出導向和全局基準技術(shù)的超效率DEA模型進行評價。

PTt={（yt，bt）|∑ n j=1 ztjxtj≤xtj，∑ n j=1 ztjytj≥ytj，∑ n j=1 ztjbtj≥btj，ztj≥0}? （2）

PTglobal=（PT1∪PT2∪...∪PTT）? （3）

minθ θ，z s.t∑ T t=1 ∑ n j=1，j≠k ztjxtjm≤θx - tjm，m=1，2，...，M∑ T t=1 ∑ n j=1，n≠k ztjxtjm≥y - tjs，s=1，2，....，Sztj≥0，n=1，2，...，N，n≠k，t=1，2，...Tx - m≥xmk，m=1，2，...，My - s≥0，y - s≤ysk，s=1，2，...，S? ?（4）

農(nóng)業(yè)投入主要包括勞動力、土地、機械、化肥和灌溉等。勞動力投入根據(jù)現(xiàn)有文獻（黃少安等，2005）[9]以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)乘以農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比重表示;土地投入以農(nóng)作物總播種面積表示;機械投入以農(nóng)業(yè)機械總動力表示;化肥投入以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥的折純量表示;農(nóng)業(yè)灌溉變量以農(nóng)業(yè)有效灌溉面積表示。

產(chǎn)出包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。在本文中，期望產(chǎn)出以1980年不變價的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值表示;非期望產(chǎn)出是指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的各種面源污染物，并根據(jù)陳敏鵬等[10]的“單元調(diào)查評估法”與第一次全國污染源普查（農(nóng)業(yè)普查）公布的系列手冊，確定農(nóng)田化肥施用、農(nóng)田固體廢棄物2個農(nóng)業(yè)污染產(chǎn)污單元。選取的非期望產(chǎn)出變量包括總化學需氧量（COD）、總磷（TP）、總氮（TN）等污染物。其中化肥的TN、TP污染量根據(jù)《肥料流失系數(shù)手冊》和“單元調(diào)查評估法”核算;農(nóng)田固體廢棄物的系數(shù)通過查閱相關(guān)文獻。農(nóng)業(yè)面源污染物排放總量計算公式如下：

E=∑ i SUi×ρi×LCi? ?（5）

上式中E為農(nóng)業(yè)污染物排放量，SUi為i個污染單元的污染物產(chǎn)生基數(shù)，文中主要為化肥折純量、農(nóng)作物產(chǎn)量，ρi為i個污染單元產(chǎn)污強度系數(shù);LCi表示第i個污染單元污染物排放系數(shù)。

2. 解釋變量

（1）制度因素變量

①農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)。為了滿足本文實證分析的要求，本文參照李寧等（2017）[11]圍繞產(chǎn)權(quán)排他性所構(gòu)建的框架對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)進行度量。把產(chǎn)權(quán)主體能在多大程度上不受其他主體干預，自由行使該項權(quán)利的程度作為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的度量標準。

首先是農(nóng)地使用權(quán)的測度。農(nóng)地使用權(quán)的界定是指產(chǎn)權(quán)主體自由決定農(nóng)作物生產(chǎn)計劃的權(quán)利空間，即農(nóng)戶能在多大程度上能夠不受其他主體干預的情況下自主決策農(nóng)地的生產(chǎn)計劃。

現(xiàn)有相關(guān)研究（Kung，Bai，2011）[12]認為地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)戶生產(chǎn)決策會產(chǎn)生重要影響，因此本文選取農(nóng)地承包期作為反映國家和集體干預農(nóng)戶生產(chǎn)決策的指標，采用等差數(shù)列的賦值形式進行測度，完全私有賦值為1，將農(nóng)地承包期存在過的0年、1-5年（1978-1983年期間）、15年（1984-1992年期間）和30年（1993年至今期間）4個期限，分別賦值0、0.25、0.5和0.75。

其次是農(nóng)地收益權(quán)的測度。農(nóng)地收益權(quán)的界定可從國家和集體干預農(nóng)戶獨享收益的行為兩方面來考慮。國家層面主要是考慮到國家以農(nóng)業(yè)稅的形式干預了農(nóng)戶對農(nóng)地產(chǎn)出收益的獨享。因此本文選擇國家征收農(nóng)業(yè)稅占當年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比重來表示國家對農(nóng)戶獨享收益干預的程度。集體層面對農(nóng)戶獨享收益行為的干預主要是體現(xiàn)在集體收取的三提五統(tǒng)。因此本文以集體收取的提留數(shù)額占當年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比重作為衡量集體干預農(nóng)戶行為的程度。比重越大，說明農(nóng)戶獨享收益的排他性越低。最終將農(nóng)戶收益權(quán)表示為ben=w1×（1-農(nóng)業(yè)稅/農(nóng)業(yè)產(chǎn)值）+w2×（1-集體提留/農(nóng)業(yè)產(chǎn)值）。其中，w1和w2分別是兩個指標的權(quán)重，權(quán)重數(shù)值采用熵權(quán)法進行求解，從而得出農(nóng)戶收益權(quán)的排他程度。

最后是農(nóng)地處分權(quán)的測度。根據(jù)相關(guān)文獻，農(nóng)地的處分權(quán)可以分為交易、流轉(zhuǎn)、抵押和繼承。考慮到我國國情，我國不可能存在農(nóng)戶買賣農(nóng)地的權(quán)利。因此本文將農(nóng)地處分權(quán)界定為流轉(zhuǎn)權(quán)、抵押權(quán)和繼承權(quán)。

在農(nóng)地流轉(zhuǎn)權(quán)方面，本文參考李寧等（2017）[11]的做法，根據(jù)國家政策法規(guī)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)權(quán)的規(guī)定來考察，將國家是否允許農(nóng)戶流轉(zhuǎn)和是否受到集體限制作為度量農(nóng)戶擁有流轉(zhuǎn)權(quán)的標準，把流轉(zhuǎn)權(quán)的賦值分為1978-1994年（法律未明確農(nóng)戶流轉(zhuǎn)權(quán)）、1995-2002年（明確農(nóng)戶流轉(zhuǎn)權(quán)，但受集體限制）和2003年至今（明確農(nóng)戶流轉(zhuǎn)權(quán)，不受集體限制）三個時間段，并以等差形式對相應(yīng)區(qū)段賦值為0、0.5和1。

在農(nóng)地繼承權(quán)方面國家也是有諸多的法律法規(guī)。本文以國家法律法規(guī)對農(nóng)戶繼承農(nóng)地收益的規(guī)定來度量農(nóng)地繼承權(quán)，將繼承權(quán)的賦值區(qū)分為1978-1984年（法律未明確允許農(nóng)地繼承）和1985年至今（法律明確允許，但繼承受到方式限制）兩個時間段，同樣以等差形式對相應(yīng)區(qū)段賦值為0和0.5。

在農(nóng)地抵押權(quán)方面相關(guān)法律也有明確規(guī)定。本文以能否抵押和抵押是否有限制權(quán)對農(nóng)地的抵押權(quán)進行度量，將抵押權(quán)的賦值區(qū)間分為1978-2013年和2014年至今，對相應(yīng)的區(qū)間分別賦值為0和1。

考慮到農(nóng)地的流轉(zhuǎn)權(quán)、抵押權(quán)和繼承權(quán)共同構(gòu)成農(nóng)地處分權(quán)的實質(zhì)內(nèi)容，因此本文農(nóng)地處分權(quán)的度量公式定義為：dis= w1×流轉(zhuǎn)權(quán)+w2×繼承權(quán)+w3×抵押權(quán)。w1、w2和w3仍然是采用熵權(quán)法來進行求解，最后計算得出農(nóng)戶的處分權(quán)排他性程度。

②財政支農(nóng)制度。財政支農(nóng)的力度對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有重要影響?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，參考現(xiàn)有文獻，本文用各地財政支出中農(nóng)業(yè)相關(guān)支出所占比重來表示財政支農(nóng)制度。

農(nóng)戶對農(nóng)地使用權(quán)、收益權(quán)和處分權(quán)的排他性分別用use、ben和dis來表示。財政支農(nóng)制度用finance來表示該變量。

（2）經(jīng)濟社會因素變量

①經(jīng)濟發(fā)展水平。經(jīng)濟發(fā)展水平是用人均GDP表示，考慮到經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境污染可能存在非線性關(guān)系，本文同時加入了人均GDP的二次項。此外，本文人均GDP是以1980年的不變價來表示。

②農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件。本文參考李谷成（2014）[3]和杜江等（2016）[2]的做法，用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)之比來表示農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件，即農(nóng)業(yè)對工業(yè)品貿(mào)易條件計算，原因在于農(nóng)民生產(chǎn)決策要受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)和農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)的影響。

③城鎮(zhèn)化。大部分文獻對城鎮(zhèn)化水平的度量是用城市戶籍人口與總?cè)丝谥?，但是隨著外出務(wù)工的農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量的增加，這一比例會大大低估我國的城鎮(zhèn)化水平。因此本文采用各地區(qū)城鎮(zhèn)常住人口與總?cè)丝谥?，這個比例更能反映改革開放以來我國城鎮(zhèn)化水平的狀況。

④收入不平等程度?？紤]到本文的研究對象主要是農(nóng)業(yè)，因此本文參考杜江等（2016）[2]的做法，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比來表示收入不平等程度。

經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件、城鎮(zhèn)化和收入不平等程度分別用pergdp、price、urban和inequlity來表示。

（3）農(nóng)村人力資本變量

人力資本測度一般有教育年限法、在校學生比例法、教育經(jīng)費法和教育回報率為基礎(chǔ)的擴展型人力資本法等，各類方法都存在一定的優(yōu)缺點。本文參考陳仲常和馬紅旗（2011）[13]的做法，采用教育年限法，即人均受教育程度來衡量人力資本。農(nóng)村人力資本的測算表達式為

hcit=∑ K i=1 αitnit? ?（6）

其中hc表示各地區(qū)農(nóng)村人力資本，ni表示農(nóng)村勞動力的受教育年限，其中大專及以上以15年計，高中為12年，中專為13年，初中為9年，小學為6年，文盲或半文盲考慮其務(wù)農(nóng)經(jīng)歷為2年。αi為各類教育程度的農(nóng)村勞動力的比重。通過表達式本文可以計算出樣本期各省份農(nóng)村人力資本總量。

（4）規(guī)模因素

規(guī)模因素主要是考察農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模是用勞均耕地面積表示，這一指標能夠從總體上反映各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的平均規(guī)模。農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模用scale表示。

其他控制變量還包括個體虛擬變量、時間虛擬變量，分別用μit和εit表示。

（三）數(shù)據(jù)來源及變量描述

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和一致性，本文選擇1983-2015年一共33年的時間為樣本考察期，全國28個?。ㄊ小^(qū)）為研究對象。其中西藏由于缺失值和異常值太多未考慮在內(nèi)，此外由于1990年之前和1996年之前海南和廣東的數(shù)據(jù)都是缺失的，本文參考李谷成（2014）[3]的做法，將1990年以后海南的數(shù)據(jù)并入到廣東，1996年以后重慶的數(shù)據(jù)并入四川。因此，本文采用的面板數(shù)據(jù)由1983-2015年共33年28個生產(chǎn)決策單位所構(gòu)成，共有924個樣本。

各地區(qū)農(nóng)業(yè)稅來自《新中國農(nóng)業(yè)稅歷程》，集體提留數(shù)據(jù)來自歷年《中國農(nóng)業(yè)年鑒》，其他數(shù)據(jù)如不做特別說明均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》、《改革開放三十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料匯編》、《新中國五十年統(tǒng)計資料》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》以及《（各地區(qū)歷年）統(tǒng)計年鑒》。缺失的數(shù)據(jù)通過插值法予以補齊。本文中價值型變量數(shù)據(jù)均以1980年為基期進行平減以消除價格因素干擾。

四、實證結(jié)果分析

（一）實證估計方法

由于本文采用的是小N大T的長面板數(shù)據(jù)，它相對于短面板而言，可以放松假設(shè){ζi}獨立同分布的價值，考慮{ζi}可能存在的異方差和自相關(guān)。由表4-2可知，本文使用的數(shù)據(jù)的組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)及組間自相關(guān)的檢驗結(jié)果均表明，檢驗結(jié)果均在1%水平上拒絕原假設(shè)，即認為擾動項中存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)及組間自相關(guān)問題。對于這些問題，可以采用兩種估計方法：一是使用面板校正標準誤的LSDV法;二是全面FGLS。

（二）長面板數(shù)據(jù)檢驗：組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)與組間截面相關(guān)

由于本文采用的數(shù)據(jù)是小N大T（N=28，T=33），屬于長面板類型。長面板的模型中的擾動項可能存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)及組間自相關(guān)等問題，在對模型進行估計之后需要對這些問題進行檢驗。本文采用Greene（2000）和Wooldridge（2002）提供的沃爾德檢驗來檢驗組間異方差和組內(nèi)自相關(guān)問題，利用Friedman（1937）、Frees（1995，2004）和Pesaran（2004）提供的方法來檢驗組間同期相關(guān)問題。最終檢驗結(jié)果見表4-2。從表4-2中可以看出，組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)及組間自相關(guān)的檢驗結(jié)果均表明，檢驗結(jié)果均在1%水平上拒絕原假設(shè)，即認為擾動項中存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)及組間自相關(guān)問題。因此本文最終選用全面FGLS對模型結(jié)果進行估計。

（三）實證結(jié)果分析

1. 模型估計

本文運用Stata15.0軟件采用FGLS、LSDV對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率影響因素模型即式（1）進行估計，估計結(jié)果見表4-3。其中第二列為FGLS估計結(jié)果，第三列為LSDV估計結(jié)果。

對比FGLS模型和LSDV模型的估計結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)二者的差別不大。陳強（2013）認為LSDV是最穩(wěn)健的，而全面的FGLS估計最有效率。當二者差別不大時，我們選擇最有效率的全面FGLS的結(jié)果。

2. 估計結(jié)果分析

（1）制度因素。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著影響。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)分為農(nóng)地使用權(quán)、農(nóng)地收益權(quán)和農(nóng)地處置權(quán)。其中農(nóng)地使用權(quán)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著的負向影響。改革開放以來中國農(nóng)地使用權(quán)越來越向農(nóng)戶集中，農(nóng)地使用權(quán)期限由過去的2-3年先后延長至15年和30年，使用權(quán)期限的延長能夠促使農(nóng)戶對農(nóng)地的長期投資，進而提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。然而農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提高對農(nóng)地使用權(quán)期限的要求更高，原因在于環(huán)境效率提高需要較長周期的農(nóng)地投資，而如果使用權(quán)期限較短則會使農(nóng)戶的投資無法得到回報，因此農(nóng)戶可能不會進行長周期的土地維護性投資，如保護性耕地投入等。因此這需要農(nóng)地使用權(quán)的進一步延長，從而促使農(nóng)地長期投資，提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。農(nóng)地收益權(quán)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有顯著的正向促進作用。改革開放后中國對農(nóng)地經(jīng)營的收益權(quán)逐步歸還于農(nóng)戶，先后減少和取消農(nóng)業(yè)稅和村集體的“三提五統(tǒng)”費用，減輕農(nóng)戶的負擔，農(nóng)戶經(jīng)營土地的收益不斷增加。農(nóng)戶收益的增加有利于農(nóng)戶對土地進行長期性投資，提高土地的肥力，從而提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。農(nóng)地處置權(quán)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有顯著的正向影響。農(nóng)地處置權(quán)排他性提高1個單位，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提高3.76%。農(nóng)地處置權(quán)包括流轉(zhuǎn)權(quán)、抵押權(quán)和繼承權(quán)，農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)權(quán)、抵押權(quán)和繼承權(quán)的排他性越高，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率也就越高。原因在于：農(nóng)戶可以自由流轉(zhuǎn)土地，將土地作為抵押品到金融機構(gòu)進行貸款，會使農(nóng)戶更加重視對土地的維護，提高土地質(zhì)量，從而提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。

財政支農(nóng)比重對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響顯著為正，財政支農(nóng)比重提高1個單位，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提高18.9%。改革開放以來，不論是國家財政還是地方財政，均加大了對農(nóng)業(yè)的支持力度，在農(nóng)業(yè)先進生產(chǎn)技術(shù)和機械的發(fā)明方面給予財政支持，此外還加大力度對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施進行建設(shè)和維護，對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境保護進行大量的投資，這些支持對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提高具有顯著的促進作用。

（2）經(jīng)濟社會因素。經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著的正向影響，并且經(jīng)濟發(fā)展水平提高1個單位，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提高0.002%。說明隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率也會不斷上升。其原因在于經(jīng)濟發(fā)展水平的提高比如會對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的進步和應(yīng)用產(chǎn)生促進作用，從而減輕的生態(tài)環(huán)境的破壞，提高農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。

農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有顯著的負向影響，農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件提高1個單位，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率降低1.59%。其原因在于，相對價格是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者價格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格之比，這表示農(nóng)產(chǎn)品的市場價格相對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的價格越高，農(nóng)戶短期經(jīng)營行為越嚴重，會加大對污染型投入品如化肥等的使用，這會導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)短期產(chǎn)量提高，但長期而言農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境破壞嚴重，產(chǎn)出也會下降，從而使得農(nóng)業(yè)環(huán)境效率下降。

城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化水平提高1個單位，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率降低1.42%。改革開放以來，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進程不斷加快，大量的農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，導致農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量和質(zhì)量不斷下降。此外，城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，必然導致城市用地不斷擴張從而使得大量的農(nóng)地被侵占。因此農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)業(yè)用地的不斷減少使得農(nóng)戶對勞動節(jié)約型技術(shù)和土地節(jié)約型技術(shù)的需求不斷上升，這些技術(shù)在很大程度上會農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境造成一定的破壞，如化肥等化學投入品的大量使用。

城鄉(xiāng)不平等程度對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著的負向影響。城鄉(xiāng)不平等程度提高1個單位，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率降低2.19%。改革開放以來，我國城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大，城鄉(xiāng)收入差距的擴大會使得農(nóng)村低收入者加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的利用，對農(nóng)地實行粗放的掠奪式經(jīng)營以期望盡快提高收入，縮小與城市居民的差距，而不是采取集約式經(jīng)營提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和保護資源環(huán)境的方式。因此城鄉(xiāng)收入不平等會導致農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的下降。

（3）人力資本因素。農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著的正向影響。農(nóng)村人力資本的提升不僅有利于提高自身的生產(chǎn)效率，而且能夠更好地采用和改良農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，特別是農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)。改革開放以來，特別是農(nóng)村九年義務(wù)制教育實行以后，農(nóng)村勞動力素質(zhì)不斷提高，農(nóng)村人力資本水平大幅提升，從而使得農(nóng)業(yè)勞動力在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中更多地注重農(nóng)業(yè)的長期經(jīng)營效率，提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的采用率和實施效果，有利于農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提高。在發(fā)達國家，農(nóng)業(yè)勞動力的受教育程度與環(huán)境效率也是呈正向關(guān)系的（Reinhard、Lovell和Thijssen，2002）[14]。

（4）規(guī)模因素。農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著的負向影響。這說明，隨著農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的增大，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率是降低的。其原因可能在于中國屬于人多地少的國家，當前農(nóng)業(yè)經(jīng)營的規(guī)模的提升會使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中為追求產(chǎn)量導致農(nóng)業(yè)污染排放量增加，從而導致農(nóng)業(yè)環(huán)境效率下降。但是農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率是否僅僅是單純的線性關(guān)系，需要進一步驗證。

五、結(jié)論

本文首先從制度、經(jīng)濟社會、人力資本和規(guī)模等方面分析了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響因素，然后利用1983-2015年中國28個?。ㄊ?、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，運用多種計量方法，包括FGLS和LSDV等，考察了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響因素。結(jié)論如下：

（1）制度因素中，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有顯著影響。其中農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)中農(nóng)地使用權(quán)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有顯著的負向影響。而農(nóng)地收益權(quán)和處置權(quán)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有顯著的正向影響，并且農(nóng)地處置權(quán)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的正向影響大于農(nóng)地收益權(quán)對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的正向影響。財政支農(nóng)比重對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率也具有顯著的正向影響。

（2）經(jīng)濟社會因素中經(jīng)濟發(fā)展水平即人均GDP對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著正向影響，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者價格指數(shù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)之比所表示的農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著負向影響。城鎮(zhèn)化水平和城鄉(xiāng)收入不平等對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率有顯著負向影響。

（3）人力資本因素中的農(nóng)村人力資本對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有正向影響。

（4）規(guī)模因素中的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率具有顯著的負向影響。

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（責任編輯：董玥玥）

[基金項目]國家自然科學基金青年項目“基于選擇實驗法的秸稈多元化利用非市場價值評估及生態(tài)補貼機制研究”（71703082）

[收稿日期]2019-02-25

[作者簡介]李燕（1984-），女，湖南衡南人，博士，中共廣東省委黨校咨詢決策研究中心，副教授，主要研究方向為資源、環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展。