王淑紅，楊志海

（1.華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，湖北 武漢 430070；2.中國人民大學環(huán)境學院，北京 100872）

保障糧食安全事關(guān)國計民生，是中國國家層面的重要戰(zhàn)略之一。然而，以高投入方式換來的糧食生產(chǎn)連續(xù)增產(chǎn)并非沒有代價。化肥、農(nóng)藥等的過量施用不僅引起土壤結(jié)構(gòu)惡化、肥力下降以及土壤板結(jié)等耕地質(zhì)量下降問題，也帶來嚴重的環(huán)境污染問題。首次全國土壤污染狀況調(diào)查公報顯示，污染物含量超標的耕地占比高達20%，其中83%來自鉻、鎳和砷等無機物質(zhì)的污染，而這些無機物質(zhì)的污染很大程度上是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)藥、化肥等化學產(chǎn)品過量施用導致的。這意味著，轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式，推動我國糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型，加快提升糧食綠色全要素生產(chǎn)率已到了刻不容緩的地步。與此同時，伴隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的不斷推進，作為糧食生產(chǎn)主體的農(nóng)業(yè)勞動力，大量轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)非農(nóng)部門[1]，農(nóng)業(yè)勞動力的年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著的變化，糧食生產(chǎn)的重擔由青年勞動力轉(zhuǎn)向老齡勞動力[2]。據(jù)《中國人口統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》顯示，2000年我國農(nóng)村65歲以上人口占鄉(xiāng)村人口比重僅為7.35%，到2016年該比重則上升至12.53%，而且預計未來我國農(nóng)業(yè)勞動力老齡化趨勢會不斷加劇[3-4]。不少學者提出了“未來誰來種地”、“明天誰來種糧”的問題，引起了社會各界的廣泛關(guān)注。但是，關(guān)于農(nóng)業(yè)勞動力老齡化是否對糧食綠色生產(chǎn)造成不利影響的問題仍然缺乏足夠的證據(jù)。

隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中資源環(huán)境問題日益突出，學者們開始將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的環(huán)境有害型投入或負產(chǎn)出納入到傳統(tǒng)的糧食全要素生產(chǎn)率核算框架，以測算分析農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。譬如，吳麗麗等[5]、潘丹[6]、李谷成[7]以及黃安勝等[8]通過測算我國農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)仍存在較大的提升空間，主要原因在于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的污染排放較為嚴重。在糧食生產(chǎn)領(lǐng)域，閔銳和李谷成[9]分析了湖北省糧食生產(chǎn)環(huán)境技術(shù)效率的變動趨勢，趙麗平等[10]則更進一步對我國各糧食生產(chǎn)功能區(qū)的糧食生產(chǎn)環(huán)境技術(shù)效率進行了研究。有學者則指出，由于忽略糧食生產(chǎn)帶來的環(huán)境代價，傳統(tǒng)測算方法得到的效率均值顯著地高估了我國糧食生產(chǎn)的真實效率水平[11]。與此同時，已有文獻不乏對糧食生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)勞動力老齡化關(guān)系的探討，但大多是基于微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)而展開的研究，而且未拓展至糧食綠色全要素生產(chǎn)率的研究。在這些研究中，一種觀點認為農(nóng)業(yè)老齡勞動力由于體力較差、受教育程度較低，且受傳統(tǒng)觀念的束縛，直接影響到其對先進技術(shù)的掌握[12]以及要素配置的優(yōu)化[13]，降低主要生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)值，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和勞動供給出現(xiàn)“非糧化”傾向，帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的單一化、粗放化經(jīng)營，從而降低糧食生產(chǎn)率。另一種觀點則認為隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的改善，農(nóng)業(yè)老齡勞動力更傾向于用物質(zhì)要素投入（比如農(nóng)業(yè)機械、農(nóng)藥、化肥等）替代勞動[2]，新型種植方式也減輕了對勞動力的依賴；此外，由于老齡勞動力外出進行非農(nóng)務工的機會較小，反而更專注于對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)進行精細化耕作，從而有助于提升糧食生產(chǎn)率[14-15]。

整體而言，已有文獻為本研究的開展奠定了良好基礎(chǔ)，但由于研究方法與角度不同等原因，尚未得到一致的結(jié)論，并存在一些有待完善之處：其一，大部分文獻主要研究了農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食生產(chǎn)率的影響，而對糧食綠色全要素生產(chǎn)率影響的研究較為少見；其二，現(xiàn)有分析農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食生產(chǎn)率影響的文獻大多聚焦于微觀層面，鮮有宏觀層面的研究，這不利于把握我國農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食生產(chǎn)影響的總體態(tài)勢。鑒于此，本文基于1991—2016年27個省（區(qū)）的糧食生產(chǎn)面板數(shù)據(jù)，嘗試在測算糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的基礎(chǔ)上，分析農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動影響的綜合效應，以期為政府制定應對農(nóng)業(yè)勞動力老齡化，推進糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型政策提供參考。

1 理論與機理分析

結(jié)合已有文獻研究結(jié)論，比如人力資本存量生命周期理論、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步理論以及農(nóng)戶經(jīng)濟行為理論等，本文認為農(nóng)業(yè)勞動力老齡化主要通過兩種路徑影響糧食綠色全要素生產(chǎn)率：人力資本弱化作用和要素替代深化作用。

1.1 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化與人力資本弱化作用

一般認為，我國農(nóng)業(yè)老齡勞動力受教育水平普遍較低，其認知能力、學習能力以及應變能力較之年輕勞動力有較大的差距[16-18]。此外，根據(jù)人力資本存量生命周期理論，農(nóng)業(yè)勞動力人力資本存量存在一種“倒U型”變化趨勢，即隨著年齡的增長，人力資本存量會由少到多，直至在某一年齡達到峰值后，再逐步下降[17]。這意味著，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化將不可避免的帶來人力資本存量的下降。具體而言，隨著年齡的增加，老齡勞動力的生理功能退化，反應速度變慢，且易受到各種慢性病的困擾，這些將會加速其體力和精力的下降，從而降低參與農(nóng)業(yè)勞動的可能性，減少勞動時間[19]，伴隨而來的是農(nóng)業(yè)勞動力供給數(shù)量的減少與質(zhì)量的下降。這意味著，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化將不可避免的造成以綠色生產(chǎn)技術(shù)應用為載體的糧食綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型受阻，進而不利于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的提高。因此，本文將此種負面效應定義為“人力資本弱化作用”。

1.2 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化與要素替代深化作用

農(nóng)業(yè)勞動力老齡化將導致農(nóng)戶要素稟賦產(chǎn)生變化，迫使農(nóng)戶重新對糧食生產(chǎn)要素進行配置，這便為要素替代提供了機會與空間。本文所指的要素替代主要體現(xiàn)在三個方面：1）糧食生產(chǎn)田間作業(yè)對農(nóng)戶的體力精力要求較高，且在連續(xù)作業(yè)的情況下老齡勞動力難以勝任，為了能夠繼續(xù)從事糧食生產(chǎn)，農(nóng)戶會選擇將部分或者全部生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包，進而誘導糧食生產(chǎn)的專業(yè)化和縱向分工，從而有利于促進糧食綠色生產(chǎn)[20-21]；2）農(nóng)業(yè)勞動力老齡化能夠倒逼農(nóng)業(yè)技術(shù)升級，逐步替代傳統(tǒng)的粗放式生產(chǎn)要素投入方式，提高農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)效率，并使其擺脫依賴于勞動力投入的舊模式[22]；3）農(nóng)業(yè)勞動力老齡化在一定程度上會促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，老齡勞動力可將耕地交與種田能手等進行更為科學高效的管理[23]。因此農(nóng)業(yè)勞動力老齡化程度的加劇，使得傳統(tǒng)生產(chǎn)要素逐漸被現(xiàn)代化生產(chǎn)要素所替代，而這種替代為糧食綠色全要素生產(chǎn)率增長提供了機遇。本文將這種正向作用定義為“要素替代深化作用”。

農(nóng)業(yè)勞動力老齡化會同時通過上述兩種路徑（如圖1）影響糧食綠色全要素生產(chǎn)率。若人力資本弱化作用強于要素替代深化作用，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化則整體上不利于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的提高；反之，則會有助于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的增長。

圖1 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動影響的機理分析Fig. 1 Mechanism analysis of the aging of agricultural labor force on the change of the GTFPI

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型選擇

由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)符合規(guī)模報酬不變的特征，考慮到在稀缺資源約束下獲得糧食產(chǎn)量最大化、對環(huán)境造成的污染最小化更符合我國糧食生產(chǎn)的實際情況，所以本文主要從產(chǎn)出導向入手，基于規(guī)模報酬不變角度來構(gòu)建GML（Global-Malmquist-Luenberger）指數(shù)。

2.1.1 生產(chǎn)可能性集合 由于傳統(tǒng)的ML（Malmquist-Luenberger）指數(shù)僅適用于分析短期內(nèi)相鄰時期的生產(chǎn)率變動，不具備指數(shù)循環(huán)性，并且利用線性規(guī)劃求解時可能會出現(xiàn)無解的情況[24]，基于此，本文借鑒Oh[25]的GML指數(shù)模型，將各決策單元（DMU）所有考察期為基準，并與方向性距離函數(shù)結(jié)合構(gòu)建生產(chǎn)前沿面測算糧食綠色全要素生產(chǎn)率，模型如下：

本文將我國各省作為決策單元，生產(chǎn)可能性集合為[26]：

式中：x= (x1,x2,…,xM)∈R+M為M種投入要素x構(gòu)成的向量集；yg=(y1g,y2g,…,yNg)∈R+N為N種合意產(chǎn)出yg構(gòu)成的向量集，yb=(y1b,y2b, …,ySb)∈R+S為S種非合意產(chǎn)出yb構(gòu)成的向量集；P為生產(chǎn)可能性集合，表示對于投入要素向量集x可以同時生產(chǎn)出合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出的組合(yg,yb)。此外，根據(jù)F?re等[27]的定義，上式中，生產(chǎn)可能性集合P是一個有界閉集，具備以下性質(zhì)：

1）不投入要素也不會得到產(chǎn)出，即對于x∈R+M，存在(0,0)∈R+M；

2）有限要素投入的情況下將會得到有限的產(chǎn)出；

3）投入要素和合意產(chǎn)出的強可處置性，即若x'≥x則P(x')?P(x)；若(yg,yb)∈P(x)且(yg)'≤yg，則((yg)',yb)∈P(x)；

4）非合意產(chǎn)出的減少必然伴隨合意產(chǎn)出成比例的減少，二者具有聯(lián)合弱可處置性，即若(yg,yb)∈P(x)，且0≤θ≤1，則(θyg,θyb)∈P(x)；

5）必須同時生產(chǎn)合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出，即若(yg,yb)∈P(x)，且yb=0，則yg=0。

2.1.2 方向性距離函數(shù) F?re等[27]在距離函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)建了方向性距離函數(shù)D，能夠同時實現(xiàn)合意產(chǎn)出yg的增加和非合意產(chǎn)出yb的減少。其定義如下：

式中：g=(gy,gb)為方向向量，gy∈R+n，gb∈R+s，方向性距離函數(shù)的目的是在gy方向上增加合意產(chǎn)出yg，并且在gb方向縮減非合意產(chǎn)出yb，β是合意產(chǎn)出沿著方向向量gy最大可能擴張程度以及非合意產(chǎn)出沿著方向向量gb最大可能的縮減程度，該方向性距離函數(shù)可通過下列線性規(guī)劃求解[27]。

式中：k=1, 2, …,K，表示決策單元，zk為強度變量，表示各個決策單元在構(gòu)造生產(chǎn)可能性集合時各自權(quán)重。x和yg的兩個不等式約束表示投入要素和合意產(chǎn)出的強可處置性，即性質(zhì)③；yb的等式約束表示其弱可處置性，三者一起表示合意產(chǎn)出與非合意產(chǎn)出的聯(lián)合弱可處置性，即性質(zhì)④。

2.1.3 GML指數(shù) 參考Oh[25]的思路，本文構(gòu)建了GML指數(shù)用來衡量糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變化。首先根據(jù)當期基準構(gòu)建時期t的生產(chǎn)可能性集合參照集，如下：

全局基準定義如下：

式中：下標C、G分別表示當期基準和全局基準（即將所有當期基準包絡后得到的全局生產(chǎn)可能性集合參照集，其余各個時期都可與之比較）。GML指數(shù)就是將所有的當期基準包絡而形成的單一的、各期均可與之比較的全局生產(chǎn)可能性集合參照集。參照Pastor和Lovell[28]，本文將GML指數(shù)具體定義為：

式中：D=(x,yg,yb)是簡化了的方向性距離函數(shù)D=(x,yg,yb;gy,gb)，DGt=(xt, (yg)t,(yb)t)=max{βt|((yg)t+β(gy)t, (yb)t-β(gb)t)∈PG}，根據(jù)全局基準PG得到。若GMLt,t+1＞1表示從t到t+1期糧食綠色全要素生產(chǎn)率提高，即給定投入要素產(chǎn)出更多的合意產(chǎn)出和更少的非合意產(chǎn)出；GMLt,t+1=1表示從t到t+1期糧食綠色全要素生產(chǎn)率沒有發(fā)生變化；若GMLt,t+1＜1則表示從t到t+1期糧食綠色全要素生產(chǎn)率降低。

2.1.4 面板模型 為了考察農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動的影響，本文構(gòu)建以下模型：

式中：y代表糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)，即前文計算得到的GML指數(shù)，i表示省份，t表示時期，α0為常數(shù)項，β1是農(nóng)業(yè)勞動力老齡化程度（Old）的估計參數(shù)，φk代表其他控制變量的系數(shù)估計值，μit0為隨機擾動項。

2.2 變量設(shè)置與說明

2.2.1 投入指標 本研究所考慮的投入要素包括糧食生產(chǎn)過程中的勞動力投入、土地投入、化肥投入、機械投入、農(nóng)藥投入和水資源投入，各指標的具體說明見表1。為了確保要素投入與糧食產(chǎn)出口徑一致，本文借鑒閔銳和李谷成[9]的做法，采用權(quán)重系數(shù)法將各生產(chǎn)要素進行剝離。權(quán)重系數(shù)分為兩類：A=（農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值）×（糧食播種面積/農(nóng)作物播種總面積），B=糧食播種面積/農(nóng)作物播種總面積。其中糧食生產(chǎn)土地投入仍使用糧食播種面積，糧食生產(chǎn)勞動力投入=系數(shù)A×第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員，其余四種投入要素均乘以系數(shù)B。

表1 糧食綠色全要素生產(chǎn)率投入產(chǎn)出指標Table 1 Input-output indicators of the GTFPI

2.2.2 產(chǎn)出指標 本文將糧食生產(chǎn)過程中的產(chǎn)出指標分為兩類：合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出。其中合意產(chǎn)出用各年度各省決策單元的糧食總產(chǎn)量表示；非合意產(chǎn)出參考賴斯蕓等[29]和陳敏鵬等[30]采用的單元調(diào)查評估法來對各省糧食生產(chǎn)活動過程中所排放總氮（TN）和總磷（TP）進行核算。需要注意的是，全國第一次污染源普查結(jié)果表明，種植業(yè)中化學耗氧量（CODCr）的排放量不足農(nóng)業(yè)源總排放量的5%，因此，本文所選取的糧食生產(chǎn)非合意產(chǎn)出指標不包括CODCr。具體測算公式為：

式中：Eij為單元i污染物j的排放量，在本研究中為糧食生產(chǎn)過程中總氮（TN）和總磷（TP）的排放量；Gij為單元i污染物j的產(chǎn)生量；μij為單元i污染物j的流失率；EUi表示單元i的統(tǒng)計總數(shù)，即各個產(chǎn)污單元的統(tǒng)計總數(shù)，在本文中具體為化肥施用折純量和各類糧食作物總產(chǎn)量，來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》；ρij是單元i污染物j的產(chǎn)污系數(shù)。ρij和μij的相關(guān)數(shù)據(jù)參考賴斯蕓等[29]以及《全國第一次污染源普查農(nóng)業(yè)源系數(shù)手冊》等資料所得。具體糧食生產(chǎn)產(chǎn)污單元清單列表及產(chǎn)污強度影響參數(shù)見表2、表3。

表2 糧食生產(chǎn)產(chǎn)污單元清單列表Table 2 List of the pollution units in the grain production process

表3 糧食生產(chǎn)產(chǎn)污單元產(chǎn)污強度影響參數(shù)Table 3 Parameters of the pollutant intensity of different pollution units

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文中所用數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、各省市的《水資源公報》，部分缺失數(shù)據(jù)根據(jù)各省統(tǒng)計年鑒進行補充。考慮到臺灣、香港和澳門地區(qū)數(shù)據(jù)的可得性以及西藏、青海特殊的資源稟賦條件，故實證分析階段將其排除在外（僅限于一種學術(shù)處理）；此外由于部分行政區(qū)域劃分在考察期內(nèi)發(fā)生變化，為保持統(tǒng)計口徑一致，本文將1988年及以后的海南省數(shù)據(jù)納入到廣東省，將重慶1997年及以后年份的數(shù)據(jù)納入到四川省。由此，本文最終構(gòu)建了1991—2016年27個省（區(qū)）的糧食生產(chǎn)面板數(shù)據(jù)。

3 糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)測算結(jié)果

本研究運用MATLAB2016b軟件對1991—2016年我國27個?。ㄊ小^(qū)）的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)進行測算。表4顯示了各個省區(qū)不同時間段內(nèi)的平均糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)。

從表中可以發(fā)現(xiàn)，全國大部分省份的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)上升趨勢，表明糧食綠色全要素生產(chǎn)率在逐步提高，整體上我國糧食生產(chǎn)正在向著可持續(xù)化方向發(fā)展。然而，由于不同省份的經(jīng)濟發(fā)展水平、自然資源稟賦以及對環(huán)境的重視程度不同等原因，各個省份間的糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動情況差異較大，比如遼寧省的糧食綠色全要素生產(chǎn)率在2011—2016年期間平均增長1.24%，而同期湖南省的糧食綠色全要素生產(chǎn)率則下降了0.44%。值得注意的是，盡管不同省份間的糧食綠色全要素生產(chǎn)率有著較大的差異，但在1991—2000年期間，絕大多數(shù)地區(qū)的糧食綠色全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)出相似的惡化狀態(tài)，這與趙麗平等[10]、田紅宇和祝志勇[11]研究結(jié)果較為一致，表明這段時期我國糧食生產(chǎn)主要依靠生產(chǎn)要素的大量投入以及技術(shù)進步來推動生產(chǎn)前沿面外移。

為了更加清晰的考察樣本期內(nèi)我國糧食綠色生產(chǎn)狀況的變化趨勢，本文以1991年為基期（即假定1991年的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)值為1），對各省的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)進行了調(diào)整。

圖2顯示了我國總體及各糧食生產(chǎn)功能區(qū)糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的變化趨勢?？梢园l(fā)現(xiàn)，我國糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動狀況表現(xiàn)出階段性以及區(qū)域差異。具體而言，1991—2003年我國糧食綠色全要素生產(chǎn)率整體上呈波動下降趨勢，糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)于2003年降低至最低點0.931 1，糧食綠色全要素生產(chǎn)率降低了6.89%；此后，糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈現(xiàn)出較為穩(wěn)定的波動上升趨勢，在2016年糧食綠色全要素生產(chǎn)率轉(zhuǎn)降為升，增長率為0.31%?？赡茉蚴亲?004年起，國務院開始實行減征或免征農(nóng)業(yè)稅的惠農(nóng)政策，并開始實行種糧直補、良種補貼、農(nóng)資綜合補貼。這“一減一補”相關(guān)政策極大地減輕了農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)壓力，糧食生產(chǎn)觀念也逐步開始轉(zhuǎn)變，糧食綠色生產(chǎn)狀況不斷改善。

表4 1991—2016年全國各省區(qū)不同時間段平均糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)Table 4 Average GTFPI in different time periods of various provinces in China from 1991 to 2016

圖2 全國及各糧食生產(chǎn)功能區(qū)糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)變化趨勢Fig. 2 Trends of the GTFPI in China and different grain production functional areas

分區(qū)域來看，糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)在考察期內(nèi)均高于糧食主銷區(qū)、產(chǎn)銷平衡區(qū)以及全國平均水平?？赡艿脑蚴俏覈Z食主產(chǎn)區(qū)大多處于平原地區(qū)，土壤相對肥沃，資源稟賦較好，有利于糧食作物的生長，因此在糧食生產(chǎn)過程中化肥、農(nóng)藥的利用效率高于主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)；此外，糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)糧食作物占地區(qū)總產(chǎn)值的比重較高，為了獲得糧食生產(chǎn)帶來的長久利益，在生產(chǎn)過程中也更加重視保護生態(tài)環(huán)境。同時，這一結(jié)果也表明考察期內(nèi)我國糧食生產(chǎn)環(huán)境惡化主要來源于非糧食主產(chǎn)區(qū)。其中，產(chǎn)銷平衡區(qū)內(nèi)大多數(shù)省份位于高原山區(qū)，自然環(huán)境較為惡劣，不利于糧食產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而主銷區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平雖然較高，但往往犧牲了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及其生態(tài)環(huán)境[11]。

4 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動的影響分析

4.1 指標選取與描述性統(tǒng)計分析

在考察農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動的影響時，除了關(guān)鍵變量農(nóng)業(yè)勞動力老齡化程度外，本文還從收入特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與支持特征以及外部環(huán)境三個方面選取控制變量。

1）糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)?；谕度胍亍⒑弦猱a(chǎn)出和非合意產(chǎn)出得到糧食綠色全要素生產(chǎn)率，進一步將計算得到的GML指數(shù)定義為糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)，用來反映各省不同年份間的糧食綠色生產(chǎn)的變化狀況。

2）農(nóng)業(yè)勞動力老齡化。參照彭代彥和文樂[31]的做法，本文采用農(nóng)村65歲及以上人口占鄉(xiāng)村人口總數(shù)的比重來反映農(nóng)業(yè)勞動力老齡化程度。

3）收入特征。用以控制由于經(jīng)濟狀況差異對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動產(chǎn)生的影響，包括人均收入、收入分配和農(nóng)民收入。人均收入變量以1991年不變價格的農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值除以鄉(xiāng)村人口表示。收入分配變量用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入除以農(nóng)村居民人均可支配收入表示。收入構(gòu)成用農(nóng)村居民人均可支配收入中工資性收入占比來表示。農(nóng)戶總收入中工資性收入比重的增加將意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在家庭經(jīng)營中的地位下降，這在一定程度上會削弱農(nóng)業(yè)勞動力的糧食生產(chǎn)積極性[32]。

4）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與支持特征。包括相對價格、受災率和財政支農(nóng)力度。農(nóng)民的生產(chǎn)決策會受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)和農(nóng)產(chǎn)品銷售價格指數(shù)的影響[26]，故本文使用兩者的比值來表示相對價格。受災率用農(nóng)作物總播種面積中受災面積的比重來表示。財政支農(nóng)力度由各地區(qū)財政農(nóng)林水事務支出在地方財政一般預算支出中所占比例表示，間接反映了各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況。有學者指出，中國農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品投入的不足極大地制約了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)增長[33]。

5）外部環(huán)境。包括農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率和對外開放度。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)采用糧食播種面積與農(nóng)作物總播種面積的比值來表示。農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變量。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)反映了當?shù)貙Z食生產(chǎn)的重視程度，重視程度越高，生產(chǎn)投入更加精細。城鎮(zhèn)化率用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎尽Ｒ环矫?，城?zhèn)化會與糧食生產(chǎn)在土地等資源方面產(chǎn)生競爭[34]，另一方面，水、土地等資源也會由于城鎮(zhèn)化帶來的廢水和廢棄物排放增高而受到污染。由于1997年以前農(nóng)產(chǎn)品進出口總值的相關(guān)數(shù)據(jù)難以獲得，本文采用經(jīng)過匯率折算后的各省進出口總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示對外開放程度。對外開放程度與工業(yè)化進程和科技水平相關(guān)[35]，能夠為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化以及可持續(xù)發(fā)展提供動力。

相關(guān)指標的描述性統(tǒng)計見表5。

表5 變量描述性統(tǒng)計Table 5 Descriptive statistics

4.2 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動影響的回歸分析

4.2.1 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動的影響 為了克服可能存在的自相關(guān)和異方差問題，本文在所有回歸中均使用聚類穩(wěn)健標準誤。此外，需要說明的是，在進行回歸分析之前，首先需要確定使用何種模型對面板數(shù)據(jù)進行分析。具體分析步驟如下：1）面板數(shù)據(jù)回歸可分為混合回歸和固定效應回歸（固定效應回歸又包括固定效應模型和隨機效應模型），根據(jù)LM檢驗進行選擇；2）若LM檢驗結(jié)果顯示需使用固定效應回歸，則進一步使用Hausman檢驗以確定固定效應模型還是隨機效應模型分析更恰當。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文對方程（8）采用逐步添加控制變量進行回歸。運用Stata15.0軟件得到模型估計結(jié)果，具體見表6。

從表6中可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變動有顯著的正向影響。在單獨引入農(nóng)業(yè)勞動力老齡化指標時，老齡化程度每提高1%，糧食綠色全要素生產(chǎn)率會提高0.017%；當逐步引入收入特征等控制變量后，這種正向影響逐步趨于穩(wěn)定。不過，考慮到可能存在的非線性關(guān)系，本文進一步在模型Ⅳ的基礎(chǔ)上加入了老齡化變量的二次項。模型Ⅴ估計結(jié)果顯示，二次項變量在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。與郭曉鳴和左喆瑜[16]的結(jié)論一致，這意味著農(nóng)業(yè)勞動力老齡化與糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變動之間呈現(xiàn)出一種“U型”關(guān)系，即隨著農(nóng)業(yè)勞動力老齡化程度的提高，糧食綠色全要素生產(chǎn)率首先會下降，但到達一定階段后，又會隨之提高。

對于農(nóng)業(yè)勞動力老齡化與糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動之間存在的負向關(guān)系（即“U型”的前半段），可以從人力資本視角進行解釋。正如上文所述，學者們普遍強調(diào)人力資本在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型過程中的重要性[36]。其原因在于，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化的人力資本弱化效應，使得老齡勞動力與青壯年勞動力相比，雖然經(jīng)驗豐富，但知識體系往往較陳舊，對新技術(shù)新方法的吸收能力較差。不僅如此，老齡勞動力學習新技術(shù)新方法的動機也更弱，因為在相同的學習成本下，老齡勞動力的受益時間遠短于年輕人[37]，他們可能因此對轉(zhuǎn)變糧食生產(chǎn)方式缺乏足夠的積極性。因此，在一定程度下，糧食綠色全要素生產(chǎn)率會隨著農(nóng)業(yè)勞動力老齡化程度的加深而降低。對于農(nóng)業(yè)勞動力老齡化與糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動之間存在的正向關(guān)系（即“U型”的后半段），可能的解釋是，伴隨著農(nóng)業(yè)勞動力的老齡化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素稟賦發(fā)生了重要變化，尤其是農(nóng)業(yè)勞動力資源狀況發(fā)生了變化，為要素替代提供了機會與空間。隨著老齡化程度的加深，這種要素替代效應超過了人力資本弱化效應，從而使得農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動影響的凈效應為正。

表6 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對全國糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動影響的回歸結(jié)果Table 6 Regression results of the aging on the change of the national GTFPI

此外，為了檢驗農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動影響的穩(wěn)健性，本文使用“鄉(xiāng)村65歲及以上人口”對數(shù)及其二次項作為農(nóng)業(yè)勞動力老齡化的二級指標進行回歸分析。結(jié)果顯示“鄉(xiāng)村65歲及以上人口”對數(shù)對糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)有顯著的正向影響，但其二次項變量的影響不顯著。表明整體上農(nóng)業(yè)勞動力老齡化帶來了糧食綠色全要素生產(chǎn)率的提高，證明了上述實證分析結(jié)果的穩(wěn)定性。

4.2.2 其他因素對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動的影響 1）收入特征的影響。收入構(gòu)成對糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變動存在顯著的負向影響。這意味著農(nóng)村居民人均可支配收入中工資性收入占比的提高，在一定程度上不利于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的提高。收入主要來源的變化，無疑會對農(nóng)戶家庭的資源配置產(chǎn)生沖擊，特別是使得農(nóng)業(yè)勞動力的糧食生產(chǎn)積極性下降[13]，甚至可能出現(xiàn)“懶人農(nóng)業(yè)”式的粗放經(jīng)營，從而降低了糧食綠色全要素生產(chǎn)率。

2）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與支持特征的影響。受災率對我國糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動具有顯著的負向影響。糧食生產(chǎn)受到自然環(huán)境特征的影響較高，各種自然災害頻發(fā)會增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的風險，造成糧食減產(chǎn)，進而直接導致糧食綠色全要素生產(chǎn)率的降低。此外，生產(chǎn)風險的存在不僅會影響糧食產(chǎn)量，也會影響農(nóng)戶的要素投入行為[38]。面對糧食生產(chǎn)中的不確定性，風險規(guī)避型的農(nóng)戶將試圖通過改變要素投入以減輕風險[39]，譬如增加農(nóng)藥、化肥的投入以期提高糧食的產(chǎn)出，而這又進一步加大了糧食生產(chǎn)中的污染排放，對糧食綠色全要素生產(chǎn)率造成不利影響。

財政支農(nóng)力度對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動有顯著的正向影響。農(nóng)業(yè)財政支出的增加能夠很好地解決糧食生產(chǎn)過程中的公共物品供給問題，促進農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、水利氣象等事業(yè)的發(fā)展，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外部環(huán)境[40]，進而對糧食綠色全要素生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生正向影響。

4.3 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化影響的空間差異

根據(jù)圖2可知，不同糧食生產(chǎn)功能區(qū)的糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其波動趨勢均存在較大差異。考慮到這種差異，本文進一步分區(qū)域進行回歸分析。值得注意的是，由于時間跨度較大而省份較少，屬于典型的長面板數(shù)據(jù)，上述回歸方法不再適用。對于可能存在的固定效應，只要加入個體虛擬變量即可，即LSDV法。此外，對于擾動項間可能存在的組間異方差和組間同期相關(guān)，LSDV法也依然是一致的，只要適用“組間異方差、組間同期相關(guān)”穩(wěn)健的標準誤差即可，回歸結(jié)果見表7。

表7 農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的分區(qū)域回歸結(jié)果Table 7 Regression results of the aging on different grain production functional areas

總體來看，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化變量及其二次項對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動的影響在糧食主產(chǎn)區(qū)、主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)均為正，除了農(nóng)業(yè)勞動力老齡化二次項在糧食主銷區(qū)未通過顯著性檢驗，其余均通過了顯著性檢驗。這意味著上文所發(fā)現(xiàn)的農(nóng)業(yè)勞動力老齡化與糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)之間的“U型”關(guān)系均存在于糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)。換言之，在糧食三大功能區(qū)，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化帶來的人力資本弱化與要素替代深化效應隨著老齡化程度的加深而此消彼長，從而使得農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率影響的凈效應呈現(xiàn)出先負后正的結(jié)果。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

本文在利用方向性距離函數(shù)測算并分析了1991—2016年我國27個省份的糧食綠色全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，進一步核算了糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)，實證分析了農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動的影響，得出以下結(jié)論。

1）在1991—2016年期間，我國糧食綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈波動上升趨勢，但不同省份間的糧食綠色全要素生產(chǎn)率的變動狀況差異較大，糧食主產(chǎn)區(qū)顯著高于主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)。

2）整體而言，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率變動具有顯著的正向影響，但進一步分析發(fā)現(xiàn)二者之間呈現(xiàn)出一種“U型”關(guān)系，即隨著農(nóng)業(yè)勞動力老齡化程度的提高，糧食綠色全要素生產(chǎn)率首先會下降，但到達一定階段后，又會隨之提高，并且在糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)這種“U型”關(guān)系均存在。

3）工資性收入比重的增長和受災率的增高均不利于糧食綠色全要素生產(chǎn)率的增長，而財政支農(nóng)力度的增加則能夠顯著地提高糧食綠色全要素生產(chǎn)率。

5.2 啟示

1）從整體來看，目前農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對糧食綠色全要素生產(chǎn)率的影響雖然不必過于擔憂，但在推進糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型過程中，需要充分考慮勞動力老齡化的現(xiàn)實，加強對人力資本的投資，建設(shè)必要的農(nóng)業(yè)教育服務中心，盡可能地降低老齡勞動力由于人力資本弱化作用對糧食綠色全要素生產(chǎn)率提升帶來的負面影響。

2）要進一步擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務范圍，加強農(nóng)業(yè)機械的推廣，不斷創(chuàng)新糧食產(chǎn)業(yè)的組織形式，發(fā)展專業(yè)化、集約化、社會化、組織化的新型經(jīng)營方式，通過要素替代來彌補老齡勞動力由于人力資本弱化帶來的不利影響。

3）在積極推動農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的同時，應更加關(guān)注糧食可持續(xù)性生產(chǎn)問題，適當增加農(nóng)業(yè)財政支出，不斷提高農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等公共物品的供給水平，進一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外部環(huán)境。

致謝：感謝中國人民大學環(huán)境學院陳琛博士在農(nóng)業(yè)用水量數(shù)據(jù)方面給予的支持。