(湖南工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南長(zhǎng)沙，410205)

一、引言

農(nóng)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，是與自然環(huán)境聯(lián)系最為緊密的產(chǎn)業(yè)，是生態(tài)文明建設(shè)的重要領(lǐng)域[1]。21世紀(jì)以來，中央一號(hào)文件已經(jīng)連續(xù)16年聚焦“三農(nóng)”工作，且2019年2月發(fā)布的中央一號(hào)文件再一次強(qiáng)調(diào)要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村的污染防治和生態(tài)環(huán)境保護(hù)。但是近年來，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)過程中對(duì)機(jī)械、化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜等的依賴對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生了較大的壓力。根據(jù)冉光和等[2]的研究，改革開放以來，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)碳排放量以年均5%的速度持續(xù)增長(zhǎng)。此外，根據(jù)國(guó)務(wù)院公布的《第一次全國(guó)污染源普查公報(bào)》，中國(guó)的農(nóng)業(yè)污染已經(jīng)超過了工業(yè)和生活污染，成為面源污染的第一大來源。因此，促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村的綠色發(fā)展已然成為全社會(huì)亟待解決的重要問題。在此背景下，國(guó)家陸續(xù)出臺(tái)了一系列推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和全社會(huì)生態(tài)文明建設(shè)的政策和要求。在2013年12月，國(guó)家發(fā)改委等六個(gè)部門聯(lián)合下發(fā)了《關(guān)于印發(fā)國(guó)家生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)方案(試行)的通知》，陸續(xù)啟動(dòng)了兩批生態(tài)文明先行示范區(qū)。生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)對(duì)農(nóng)業(yè)方面的要求是促進(jìn)綠色低碳循環(huán)發(fā)展和高效利用資源，協(xié)同推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和綠色化。那么，生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立真的能促進(jìn)農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展嗎？其作用強(qiáng)度究竟如何？本文將對(duì)這些問題進(jìn)行回答，這將進(jìn)一步地為生態(tài)文明建設(shè)政策的制定和推廣提供理論依據(jù)和參考價(jià)值。

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的有效性常用農(nóng)業(yè)綠色效率來衡量。農(nóng)業(yè)綠色效率考慮的是集經(jīng)濟(jì)、社會(huì)以及生態(tài)于一體的效益，在效率的測(cè)算中加入了與環(huán)境有關(guān)的變量。目前，針對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率的研究主要集中在效率測(cè)算與評(píng)價(jià)[3?5]、影響因素[6]以及空間差異等方面[7]。其中，農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素更是學(xué)術(shù)界研究的重點(diǎn)。在進(jìn)行農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素研究時(shí)，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)不同的政府行為對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率起著不同的影響。2008年《世界銀行發(fā)展報(bào)告》指出公共部門管理的改革以及尋租行為的控制對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的改善有著巨大的潛力。李兆亮等[8]通過設(shè)置農(nóng)業(yè)政策虛擬變量，把2004年中央一號(hào)文件頒布的年份作為分界點(diǎn)，探究 了農(nóng)業(yè)政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)政策顯著推動(dòng)了農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展。王寶義[9]通過研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)鼓勵(lì)石油農(nóng)業(yè)模式發(fā)展的財(cái)政支農(nóng)方式會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，抑制其增長(zhǎng)。鄭麗楠等[10]在進(jìn)行農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素研究中發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率存在顯著的正向影響關(guān)系。以上文獻(xiàn)均表明政府政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率均存在一定的影響關(guān)系。那么2014年“設(shè)立生態(tài)文明先行示范區(qū)”這一政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響如何呢？目前，學(xué)術(shù)界對(duì)于生態(tài)文明先行示范區(qū)的研究還相對(duì)較少，主要集中在對(duì)生態(tài)文明先行示范區(qū)的建設(shè)評(píng)估[11]、生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)[12]、建設(shè)路徑探索[13]等方面，鮮有學(xué)者評(píng)估生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的政策效應(yīng)。

湖南省一直以來都是著名的魚米之鄉(xiāng)，擁有作為全國(guó)九大商品糧生產(chǎn)基地之一的洞庭湖平原。在2019年，其農(nóng)業(yè)增加值達(dá)到了2124億元，在全國(guó)農(nóng)業(yè)中占據(jù)著重要地位。此外，在首批生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)名單中，湖南省的武陵源片區(qū)和湘江源頭區(qū)域均位列其中。農(nóng)業(yè)大省以及省內(nèi)政策覆蓋范圍較廣，這兩個(gè)特征使得湖南省作為研究生態(tài)文明先行示范區(qū)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率的政策效應(yīng)的樣本時(shí)具有一定的代表性。因此，本文將利用Undesirable Output模型測(cè)算湖南省2007—2016年①80個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率，繼而將測(cè)算結(jié)果作為被解釋變量，運(yùn)用基于傾向得分匹配的雙重差分法(PSM-DID)對(duì)“設(shè)立生態(tài)文明先行示范區(qū)”這一政策進(jìn)行評(píng)估，考察該政策作用在短期內(nèi)是否存在滯后性和持續(xù)性，并通過影響機(jī)制檢驗(yàn)探究生態(tài)文明先行示范區(qū)政策提升農(nóng)業(yè)綠色效率所依靠的具體路徑。相對(duì)于已有的文獻(xiàn)，本文對(duì)以下幾個(gè)方面進(jìn)行了拓展和延伸：一是從一個(gè)較新的視角研究農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素，即分析生態(tài)文明先行示范區(qū)政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響。二是采用PSM-DID方法科學(xué)地評(píng)估了生態(tài)文明先行示范區(qū)對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的政策效應(yīng)，為今后的研究提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。三是根據(jù)研究結(jié)論提出了相應(yīng)的政策建議，為地方推進(jìn)農(nóng)業(yè)的綠色生態(tài)發(fā)展提供了參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為生產(chǎn)者與消費(fèi)者均面臨著預(yù)算約束，為實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)者的成本最小化或消費(fèi)者的效用最大化，所有人都會(huì)根據(jù)收入和價(jià)格的變化來調(diào)整決策。假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者均是理性的“經(jīng)濟(jì)人”，則只要政府提供了適當(dāng)?shù)摹爸С帧焙汀凹?lì)”，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者都會(huì)根據(jù)政策調(diào)整生產(chǎn)行為，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)福利的最大化[14]。作為政府“支持”和“激勵(lì)”農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展措施之一的“生態(tài)文明先行示范區(qū)”政策無疑會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率產(chǎn)生重要影響。

湖南省生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)方案提出要推動(dòng)農(nóng)村“三化”發(fā)展，而農(nóng)村“三化”建設(shè)(城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化)均能在一定程度上影響農(nóng)業(yè)綠色效率。有學(xué)者指出城鎮(zhèn)化及工業(yè)化對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展存在著正向作用[15]。一方面，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化可以通過對(duì)資源進(jìn)行合理配置來改善區(qū)域資源的利用效率。例如，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展會(huì)促使勞動(dòng)力生產(chǎn)要素從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門流動(dòng)到高生產(chǎn)率的非農(nóng)部門。當(dāng)這一現(xiàn)象發(fā)生在農(nóng)村勞動(dòng)力資源冗余的情況下時(shí)，較少的農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)能帶來耕地利用效率的上升[16]以及勞動(dòng)邊際產(chǎn)出的提高，進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色效率的提升。另一方面，工業(yè)化的發(fā)展能為農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供強(qiáng)有力的物質(zhì)保障和技術(shù)支持，有利于建成綠色高效高產(chǎn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系。除城鎮(zhèn)化和工業(yè)化外，農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)所形成的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率也存在著重要影響，其有助于把“小而散”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者引向?qū)I(yè)化產(chǎn)業(yè)區(qū)，實(shí)行集約經(jīng)營(yíng)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[17?18]。而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化正是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的本質(zhì)要求。

此外，生態(tài)文明先行示范區(qū)政策還可通過政府財(cái)政等手段來影響農(nóng)業(yè)綠色效率。首先，政府通過增加R&D投入推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新[19]。農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的顯著外部性特點(diǎn)導(dǎo)致了“研發(fā)資源壟斷”以及“市場(chǎng)失靈”等現(xiàn)象的存在。而政府R&D投入的增加在一定程度上可以糾正農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的外部性，并對(duì)創(chuàng)新效率產(chǎn)生“杠桿效應(yīng)”[20]。其次，政府的財(cái)政政策能在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展中起到補(bǔ)償、導(dǎo)向和調(diào)控作用[21]。綠色農(nóng)業(yè)的正外部性導(dǎo)致私人收益和社會(huì)收益不一致，從而制約了農(nóng)戶開展綠色生產(chǎn)活動(dòng)的意愿。為解決因外部性導(dǎo)致的市場(chǎng)失靈問題，需要借助國(guó)家財(cái)政政策[22]，如補(bǔ)貼政策可降低農(nóng)戶從事綠色生產(chǎn)的私人成本，不僅避免了生產(chǎn)者中部分邊際人群的退出而且提高了部分邊際人群的生產(chǎn)積極性[23]。此外，農(nóng)村公共產(chǎn)品的投入會(huì)影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)綠色效率[24]。一方面，現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的基礎(chǔ)支撐，以改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施為目的的公共產(chǎn)品投入，有利于改善農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)條件、增加產(chǎn)出以及增強(qiáng)農(nóng)業(yè)發(fā)展的動(dòng)力。另一方面，以提高人力資本水平為目的的公共產(chǎn)品投入不僅可以提高農(nóng)戶獲取和理解市場(chǎng)信息的能力，還可以培養(yǎng)生態(tài)文明意識(shí)[25]。同時(shí)，具有正外部性特征的人力資本還可以促進(jìn)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步和傳播，且人力資本水平越高，其外部性越強(qiáng)。

根據(jù)以上分析，本文提出第一個(gè)假設(shè)：

H1：“生態(tài)文明先行示范區(qū)”政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率存在正向影響。

政策的傳導(dǎo)過程存在時(shí)滯是一個(gè)無法避免的問題。政策的時(shí)滯現(xiàn)象是政策實(shí)施過程中的客觀必然以及正常反應(yīng)。從“設(shè)立生態(tài)文明先行示范區(qū)”這一政策的出臺(tái)到有關(guān)部門改變發(fā)展戰(zhàn)略，進(jìn)行調(diào)整，到基層真正實(shí)施且發(fā)揮效應(yīng)需要一段反應(yīng)時(shí)間。并且當(dāng)政策實(shí)施到基層時(shí)，隨著政策的不斷細(xì)化和完善，生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響不會(huì)只存在于當(dāng)期的，而應(yīng)是持續(xù)的。為此，本文提出以下假設(shè)：

H2：“生態(tài)文明先行示范區(qū)”政策對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率的提升作用存在滯后效應(yīng)。

H3：在短期內(nèi)，隨著時(shí)間的推移，“生態(tài)文明先行示范區(qū)”的政策效應(yīng)呈增強(qiáng)趨勢(shì)。

三、研究方法與數(shù)據(jù)說明

(一)農(nóng)業(yè)綠色效率的測(cè)算

1.農(nóng)業(yè)綠色效率的測(cè)算方法

傳統(tǒng)的DEA模型是以最小的投入來衡量盡可能多的產(chǎn)出，其輸出的指標(biāo)屬于期望產(chǎn)出。但是，隨著農(nóng)藥、化肥、塑料薄膜等在農(nóng)業(yè)中的應(yīng)用越來越廣泛，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的過程中不可避免地會(huì)產(chǎn)生壞的或非期望的產(chǎn)出。故本文采用將非期望產(chǎn)出納入模型當(dāng)中的規(guī)模報(bào)酬不變的Undesirable Output模型來測(cè)算農(nóng)業(yè)綠色效率。

假設(shè)存在n個(gè)決策單元，且每個(gè)決策單元包含投入、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出三種要素，分別由三個(gè)向量x,yg,yb表示，其中，x∈Rm，yg∈Rs1，yb∈Rs2；對(duì)矩陣分別定義為：X=[x1,…,xn]∈Rm×n，假設(shè)X＞0，Yg＞0，Yb＞0。生產(chǎn)可能集定義為：

Undesirable Output模型表達(dá)為：

當(dāng)決策單元ρ*=1時(shí)，即s?=0，sg=0，sb=0時(shí)，說明不存在投入及非期望產(chǎn)出的冗余，也不存在期望產(chǎn)出的不足，該決策單元是有效率的；當(dāng)0≤ρ*＜1時(shí)，決策單元就需要改進(jìn)，可通過降低過多的投入和減少過多的非期望產(chǎn)出，或增加期望產(chǎn)出來實(shí)現(xiàn)。

2.農(nóng)業(yè)綠色效率投入產(chǎn)出指標(biāo)

為測(cè)算農(nóng)業(yè)綠色效率，首先需要定義投入產(chǎn)出指標(biāo)。在綜合考慮了數(shù)據(jù)的可獲得性以及侯孟陽等[26]的相關(guān)研究后，本文主要選用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(萬千瓦)、農(nóng)作物播種面積(千公頃)、農(nóng)用塑料薄膜使用量(噸)、農(nóng)藥使用量(噸)、農(nóng)用柴油使用量(噸)、農(nóng)用化肥使用量(噸)和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員(萬人)作為投入指標(biāo)，選用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(億元)作為期望產(chǎn)出指標(biāo)。

與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不同的是，農(nóng)業(yè)綠色效率還需要考慮環(huán)境約束?，F(xiàn)有的研究一般將農(nóng)業(yè)碳排放量(千噸)和面源污染(千噸)作為非期望產(chǎn)出。其中，農(nóng)業(yè)碳排放的主要來源為：第一，使用農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用薄膜等產(chǎn)生的碳排放；第二，耕作機(jī)械產(chǎn)生的碳排放；第三，翻耕引發(fā)的土壤碳流失；第四，灌溉農(nóng)田時(shí)使用機(jī)械而產(chǎn)生的碳排放。各生產(chǎn)物資具體的農(nóng)業(yè)碳排放系數(shù)及其來源參考中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)生物與技術(shù)學(xué)院以及李波等[27]的研究②。依據(jù)2006年IPCC提供的碳排放計(jì)算公式，將本文的農(nóng)業(yè)碳排放的計(jì)算公式定義為：

其中，Ct為農(nóng)業(yè)的碳排放總量；k為碳排放源種類；t為年份；ckt指各種碳排放源的碳排放量；δk為k農(nóng)業(yè)碳排放源的碳排放系數(shù)；ωk為k碳排放源的使用量。而農(nóng)業(yè)面源污染主要考慮農(nóng)藥、化肥以及農(nóng)用薄膜的流失率或殘留量。具體計(jì)算方式為：污染源污染量等于污染性投入與其污染系數(shù)的乘積，再加總各類污染源污染量。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)資料，農(nóng)藥的流失系數(shù)、化肥的殘留系數(shù)以及農(nóng)用薄膜的殘留系數(shù)分別為50%、75%以及10%，據(jù)此，可以通過相應(yīng)的數(shù)據(jù)計(jì)算出農(nóng)業(yè)面源污染量。

(二)實(shí)證模型的構(gòu)建

1.PSM-DID方法

生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立是一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)，一般可以直接采用雙重差分法對(duì)其進(jìn)行評(píng)估。但是因?yàn)楦鞯貐^(qū)資源稟賦和發(fā)展水平的不同，導(dǎo)致了控制組和處理組之間存在較大差異，所以在全樣本范圍內(nèi)使用雙重差分法，估計(jì)結(jié)果可能會(huì)產(chǎn)生一定的誤差。故本文采取傾向得分匹配法為處理組找到盡可能相近的控制組，用匹配后未被設(shè)立為生態(tài)文明先行示范區(qū)的控制組的農(nóng)業(yè)綠色效率變化替代假如沒有被設(shè)立為生態(tài)文明先行示范區(qū)的處理組的農(nóng)業(yè)綠色效率變化。在消除異質(zhì)性問題后再采用雙重差分法來估計(jì)生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響。本文構(gòu)建的模型形式如下：

其中，rateit為測(cè)算出的農(nóng)業(yè)綠色效率；treatmenti和postt為虛擬變量，如果i縣市被設(shè)為生態(tài)文明先行示范區(qū)，則treatmenti=1，否則為0；當(dāng)t≥2014時(shí)，postt=1，否則為0；didit為交互項(xiàng)，即didit=treatmenti×postt；controlit為一系列的控制變量；ηi為縣市的固定效應(yīng)，用來控制影響農(nóng)業(yè)綠色效率但不隨時(shí)間變動(dòng)的個(gè)體因素；γt為時(shí)期效應(yīng)，用來控制隨時(shí)間變化的影響農(nóng)業(yè)綠色效率的時(shí)間因素；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；下標(biāo)i和t分別代表縣市和年。

由式(4)可知，對(duì)于處理組(treatment=1)來說，政策實(shí)施前后?rate1=α2+α3的變化是受到生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立和其他相關(guān)政策的影響，而對(duì)于控制組treatment=0來說，政策實(shí)施前后?rate2=α2的變化僅僅只是受到了其他相關(guān)政策的影響。因而，?rate1??rate2=α3為生態(tài)文明先行示范區(qū)政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的凈影響，故didit為本文的核心解釋變量，若生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立有助于提高農(nóng)業(yè)綠色效率，則α3系數(shù)應(yīng)顯著為正。

2.PSM-DID模型指標(biāo)的選取

(1)被解釋變量。采用測(cè)算出來的農(nóng)業(yè)綠色效率(rate)作為模型的被解釋變量。

(2)解釋變量。生態(tài)文明先行示范區(qū)的交互項(xiàng)didit(didit=treatmenti×postt)。第一批生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立是在2014年，treatmenti和postt為政策組別的虛擬變量和時(shí)間的虛擬變量。屬于生態(tài)文明先行示范區(qū)的地區(qū)，treatmenti=1，否則為0；當(dāng)t≥2014時(shí)，postt=1，否則為0。

(3)控制變量。農(nóng)業(yè)綠色效率的影響因素除了生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立外還有很多。根據(jù)相關(guān)研究[28?29]，本文選取以下控制變量：選取城市化水平(urban，%)衡量城鎮(zhèn)化發(fā)展程度；政府意愿采用地方財(cái)政支出(lngov，億元)的對(duì)數(shù)來表示；地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平用人均地區(qū)生產(chǎn)總值(lnpgdp，元)的對(duì)數(shù)來衡量；用普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎?human，%)衡量地區(qū)人力資本；工業(yè)化水平采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(indus，%)來衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

為了更為精確地衡量2014年生態(tài)文明先行示范區(qū)設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響，本文剔除了2015年湖南省入選第二批生態(tài)文明先行示范區(qū)名單的地區(qū)(寧鄉(xiāng)市、衡陽全部縣市)，最終使用2007—2016年湖南省80個(gè)縣市的面板數(shù)據(jù)來估計(jì)生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的政策影響。數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)縣(市)社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《湖南農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》、EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)以及各地區(qū)的統(tǒng)計(jì)公報(bào)。對(duì)于部分缺失的數(shù)據(jù)采用移動(dòng)平均法進(jìn)行補(bǔ)齊。表1和表2分別為農(nóng)業(yè)綠色效率的投入產(chǎn)出體系和實(shí)證模型指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)。

四、測(cè)算結(jié)果與實(shí)證分析

(一)農(nóng)業(yè)綠色效率的測(cè)算結(jié)果

本文利用湖南省2007—2016年80個(gè)縣市的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，選用考慮非期望產(chǎn)出的Undesirable Output模型，運(yùn)用DEA-SOLVER Pro5軟件對(duì)80個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率進(jìn)行測(cè)算③，其中，對(duì)于期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的權(quán)重設(shè)定為1:1。2007—2016年，湖南省的農(nóng)業(yè)綠色效率的均值為0.67，說明農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的整體水平并不高，目前還沒有完全實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和綠色生態(tài)的協(xié)調(diào)發(fā)展，還有一定的改善空間。由于篇幅限制，本文僅給出2016年的測(cè)算結(jié)果，如表3所示。

在表3中，可以得知望城區(qū)、長(zhǎng)沙縣、瀏陽市、茶陵縣、韶山市、邵東縣、新邵縣、隆回縣、洞口縣、武岡市、臨澧縣、桃源縣、桂陽縣、道縣、藍(lán)山縣、會(huì)同縣、麻陽苗族自治縣、靖州苗族侗族自治縣、古丈縣、龍山縣這20個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率值為1，說明相對(duì)而言，這些地區(qū)在農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中對(duì)于資源的利用和環(huán)境的保護(hù)均要優(yōu)于其他效率水平相對(duì)較低的地區(qū)，以至于其投入產(chǎn)出達(dá)到最優(yōu)。此外，在這20個(gè)地區(qū)中，有12個(gè)地區(qū)屬于生態(tài)文明先行示范區(qū)的試點(diǎn)區(qū)域。那生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于這12個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率是否存在貢獻(xiàn)力度呢？這是本文下一步要探究的問題。

表1 農(nóng)業(yè)綠色效率的投入產(chǎn)出體系描述性統(tǒng)計(jì)

表2 實(shí)證模型指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 2016年農(nóng)業(yè)綠色效率測(cè)算值

(二)實(shí)證回歸分析

本文進(jìn)行傾向得分匹配的處理組為湖南省2014年被設(shè)為生態(tài)文明先行示范區(qū)的縣市，控制組為湖南省的非生態(tài)文明先行示范縣市(剔除2015年新設(shè)立為生態(tài)文明先行示范區(qū)的縣市)，并采用有放回的一對(duì)一最近鄰匹配對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行一對(duì)一匹配，最終得到560個(gè)樣本。

1.Logit回歸估計(jì)

在進(jìn)行PSM之前(樣本量為800)，為探討生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立是否隨機(jī)，本文將treatment作為被解釋變量，前文所選取的控制變量作為解釋變量，對(duì)其進(jìn)行Logit估計(jì)，結(jié)果如表4所示。

表4 Logit傾向得分估計(jì)

從表4中可知，地區(qū)的政府財(cái)政支出規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與入選生態(tài)文明先行示范區(qū)呈顯著的負(fù)向關(guān)系；人力資本與工業(yè)化水平與入選生態(tài)文明先行示范區(qū)呈顯著的正向關(guān)系。因而本文處理組和對(duì)照組的初始劃分并不是隨機(jī)的，存在較大差異。因而采用傾向得分匹配方法解決樣本選擇的系統(tǒng)性差異是有必要的。

2.識(shí)別條件檢驗(yàn)

只有滿足了兩個(gè)識(shí)別條件，即平衡性假設(shè)檢驗(yàn)和共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)，才能準(zhǔn)確使用傾向得分匹配方法。下面本文將進(jìn)行這兩種檢驗(yàn)：

(1)平衡性假設(shè)檢驗(yàn)。傾向得分匹配方法的有效性體現(xiàn)在平衡性假設(shè)，即處理組和控制組經(jīng)匹配后在特征變量上不存在顯著差異。表5給出了平衡性假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示經(jīng)過匹配后控制組的urban均值由匹配前的0.406降到了0.351，更接近于處理組的urban均值0.341。此外，除lngov變量外，匹配后處理組和控制組中的lnpgdp、human、indus均值差異也都較匹配前有所減少，控制在0.1以內(nèi)，且相對(duì)應(yīng)的T值和P值都表示處理組和控制組在匹配后不存在顯著性差異，說明匹配結(jié)果較好，整體樣本符合平衡性檢驗(yàn)。

表5 傾向得分匹配前后處理組和控制組的差異

(2)共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。圖1顯示了匹配前后處理組和控制組傾向得分的核密度分布圖，從圖中可知，在匹配前兩組樣本具有較大差異，而經(jīng)過匹配后的處理組和控制組的傾向得分基本保持一致，共同支撐域得到了明顯的提高，說明滿足共同支撐假設(shè)。

3.平均處理效應(yīng)檢驗(yàn)

在證明匹配結(jié)果滿足以上兩個(gè)檢驗(yàn)后，利用匹配后的樣本進(jìn)行雙重差分估計(jì)。在表6中，模型1和模型3為傳統(tǒng)DID回歸估計(jì)；模型2和模型4為PSM后的DID回歸估計(jì)。其中，模型1和模型2的解釋變量只包括did交互項(xiàng)、treatment和post；模型3和模型4在模型1和模型2的基礎(chǔ)上加入了控制變量。

在表6中，通過對(duì)比(1)(3)或(2)(4)列可以知道，加入控制變量后模型的擬合優(yōu)度有所提升，表明本文控制變量的選取是合理的。此外，通過對(duì)比模型3和模型4可知傳統(tǒng)DID回歸估計(jì)得到的did估計(jì)系數(shù)為0.068，大于PSM后的DID估計(jì)結(jié)果，說明若直接采用雙重差分法進(jìn)行回歸會(huì)高估政策效應(yīng)，結(jié)果存在偏差。但是從表6中不難發(fā)現(xiàn)，不管是否加入控制變量，傳統(tǒng)DID以及PSM后的DID回歸估計(jì)結(jié)果中的did交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均通過了5%的顯著性水平，且為正數(shù)，這說明生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的政策影響是存在的，其能夠顯著推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色效率的增長(zhǎng)，即H1假設(shè)成立。

4.動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

圖1 傾向得分匹配前后處理組和控制組的核密度分布圖

表6 生態(tài)文明先行示范區(qū)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率的平均處理效應(yīng)

表6的回歸結(jié)果為生態(tài)文明示范區(qū)政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的平均處理效應(yīng)，而基于前文的分析，生態(tài)文明先行示范區(qū)政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率可能存在滯后性和持續(xù)性，為了進(jìn)一步探究生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率是否存在時(shí)滯性以及該政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率是否存在持續(xù)的提升作用，本文將對(duì)式(4)進(jìn)行擴(kuò)展，構(gòu)建以下模型進(jìn)一步分析動(dòng)態(tài)效應(yīng)：

其中，t_2014、t_2015、t_2016為年份虛擬變量，t_2014表示將處于2014年的樣本取1，其他年份取0；t_2014×treatmenti、t_2015×treatmenti、t_2016×treatmenti為生態(tài)文明先行示范區(qū)虛擬變量和年份虛擬變量的交互項(xiàng)。

動(dòng)態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果如表7所示，加入了控制變量的模型6較之未加入控制變量的模型5具有更高的擬合優(yōu)度，并且模型5和模型6的系數(shù)估計(jì)值差異較小，說明這兩個(gè)模型的設(shè)立是科學(xué)的、可靠的。從交互項(xiàng)的系數(shù)上來看，表示2014年政策效應(yīng)的交互項(xiàng)t_2014×treatment的估計(jì)系數(shù)在兩個(gè)模型中均不顯著，而2015年的交互項(xiàng)系數(shù)通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于提升農(nóng)業(yè)綠色效率存在明顯的滯后效應(yīng)，且滯后期為1年，H2假設(shè)成立。圖2直觀地反映了政策實(shí)施后的效果，可以看出生態(tài)文明先行示范區(qū)對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的動(dòng)態(tài)影響除了存在最初的1年滯后期外，在2015—2016年內(nèi)作用強(qiáng)度呈現(xiàn)增強(qiáng)趨勢(shì)，且通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，即生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立不僅能顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色效率的增長(zhǎng)，而且示范區(qū)設(shè)立時(shí)間越長(zhǎng)，政策效果越好，促進(jìn)作用越大，H3假設(shè)成立。

表7 生態(tài)文明先行示范區(qū)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

圖2 政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)圖

5.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)安慰劑檢驗(yàn)：隨機(jī)抽取處理組

為了驗(yàn)證處理組的農(nóng)業(yè)綠色效率變化確實(shí)是由生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立引起的，而不是受到其他非觀測(cè)因素的影響，本文參考Li等、張國(guó)建等[30?31]的做法，通過在80個(gè)樣本中隨機(jī)抽取40個(gè)地區(qū)作為處理組來進(jìn)行檢驗(yàn)，將表6中模型4的回歸結(jié)果作為基準(zhǔn)結(jié)果。根據(jù)式4，didit的系數(shù)估計(jì)值的表達(dá)式為：

其中，w包括本文選取的所有控制變量、政策虛擬變量和時(shí)間虛擬變量，η表示其他非觀測(cè)變量對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響。如果η等于0，那么α3的估計(jì)是無偏的，但是這一點(diǎn)很難直接驗(yàn)證。因此，本文采用計(jì)算機(jī)模擬的方式，通過隨機(jī)抽取對(duì)照組的方式產(chǎn)生一個(gè)錯(cuò)誤的虛擬變量替代didit，由于隨機(jī)產(chǎn)生，α3等于0，在此前提下，如果還能估計(jì)出等于0，那么可以反推出η也為0。為了提高安慰劑檢驗(yàn)的效果，本文將計(jì)算機(jī)隨機(jī)抽取的過程重復(fù)了500次，得到了500個(gè)估計(jì)系數(shù)，均值為?0.002，與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果(0.067)存在顯著性差異。圖2為估計(jì)系數(shù)的概率密度分布圖，垂直的實(shí)線為基準(zhǔn)回歸系數(shù)估計(jì)值。從圖2中可知安慰劑檢驗(yàn)得到的系數(shù)估計(jì)值集中分布在零附近，因此，可以反推出η為0，即隨機(jī)設(shè)立的生態(tài)文明先行示范區(qū)對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率沒有政策效應(yīng)。反過來說，也就是2014年設(shè)立的生態(tài)文明先行示范區(qū)對(duì)于處理組的農(nóng)業(yè)綠色效率的顯著促進(jìn)作用是真實(shí)存在的。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)

(2)更換傾向得分匹配方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn) PSM具有多種匹配方式，本文通過采用不同的匹配方式互相檢驗(yàn)結(jié)果，如果所得結(jié)果的系數(shù)和顯著性變化不大，說明是穩(wěn)健的。前文使用的是有放回的一對(duì)一最近鄰匹配，下面將采用核匹配、半徑匹配、樣條匹配和局部線性回歸等匹配方法進(jìn)行檢驗(yàn)。從表8中可知，這四種匹配方式的估計(jì)結(jié)果與一對(duì)一近鄰匹配的結(jié)果在顯著性水平上差異較小，系數(shù)大小的變動(dòng)在0.016以內(nèi)，與一對(duì)一最近鄰匹配的結(jié)果相近，說明本文的估計(jì)結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表8 更換匹配方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、影響機(jī)制檢驗(yàn)

通過平均處理效應(yīng)檢驗(yàn)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)可知，生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的提升具有顯著的正向影響，并且在經(jīng)過1年的滯后期后，政策效應(yīng)隨時(shí)間的推后而不斷增強(qiáng)，那么該政策是通過何種路徑影響農(nóng)業(yè)綠色效率的呢？基于前文的分析，可以知道基準(zhǔn)回歸中的控制變量(城市化水平、政府財(cái)政支出、地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本以及工業(yè)化水平)亦能作為生態(tài)文明先行示范區(qū)政策影響農(nóng)業(yè)綠色效率的途徑?；谠撍悸罚疚脑谑?4)的基礎(chǔ)上引入控制變量與did的交互項(xiàng)，即構(gòu)建式(7)來探究生態(tài)文明先行示范區(qū)政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響機(jī)制，回歸結(jié)果如表9所示。

在表9中，城市化、工業(yè)化以及政府財(cái)政支出的交互項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)值，并且城鎮(zhèn)化的交互項(xiàng)系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著，說明生態(tài)文明先行示范區(qū)政策不僅不能借助城市化、工業(yè)化以及政府財(cái)政支出對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率產(chǎn)生正向影響，反而阻礙了其增長(zhǎng)。可能原因有：一是目前城鄉(xiāng)二元關(guān)系轉(zhuǎn)型不徹底，未達(dá)到城鄉(xiāng)一體化發(fā)展[32]，整體上還處于“農(nóng)業(yè)支持工業(yè)，農(nóng)村支持城市”的舊制度路徑依賴中。盡管國(guó)家增加了對(duì)于農(nóng)業(yè)農(nóng)村的投入，但是由于舊制度路徑依賴的存在，地方政府還是更加重視工業(yè)和城市的發(fā)展。并且由于城市“虹吸”效應(yīng)的存在，先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)等資源很難流向農(nóng)村，這使得城市化和工業(yè)化發(fā)展反而阻礙了農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展[33]。二是目前農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策存在缺陷。農(nóng)業(yè)的補(bǔ)貼政策大多還停留在對(duì)于購機(jī)補(bǔ)貼、糧食直補(bǔ)及良種補(bǔ)貼等方面，僅僅以通過提高農(nóng)業(yè)期望產(chǎn)出(如農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值等)的方式提高生產(chǎn)效率，未涉及農(nóng)業(yè)環(huán)境保護(hù)的因素，從而導(dǎo)致政府財(cái)政支出對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的提升作用未得到體現(xiàn)。此外，我國(guó)在2007年才開始啟動(dòng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系，對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的關(guān)注較晚且研發(fā)資金不足。

表9 生態(tài)文明先行示范區(qū)設(shè)立對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響機(jī)制

人力資本交互項(xiàng)與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為正值，說明生態(tài)文明先行示范區(qū)能夠通過人力資本以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來提高農(nóng)業(yè)綠色效率。但值得注意的是僅人力資本交互項(xiàng)系數(shù)在10%的水平下顯著，說明生態(tài)文明先行示范區(qū)設(shè)立后，主要是依靠地區(qū)人力資本水平來提升農(nóng)業(yè)綠色效率。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于湖南省2007—2016年80個(gè)縣市的面板數(shù)據(jù)，采用考慮非期望產(chǎn)出的Undesirable Output模型測(cè)算了各地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色效率，并將測(cè)算出來的效率值作為被解釋變量，通過構(gòu)建PSM-DID模型探討了“設(shè)立生態(tài)文明先行示范區(qū)”這一政策對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色效率的影響，主要結(jié)論如下：①生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立能夠顯著促進(jìn)縣域農(nóng)業(yè)綠色效率的增長(zhǎng)，使處理組比控制組提高約6.7%。在經(jīng)過多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論仍然成立。②生態(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率的提升具有1年的滯后期，且在短期內(nèi)，政策效應(yīng)隨著時(shí)間的推移呈增強(qiáng)趨勢(shì)。③生態(tài)文明先行示范區(qū)主要通過人力資本來提升農(nóng)業(yè)綠色效率，地區(qū)人力資本水平每提高1%，可以使農(nóng)業(yè)綠色效率提升2.805%。地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平盡管對(duì)農(nóng)業(yè)綠色效率產(chǎn)生了正向影響，但提升作用還不明顯。此外，城市化水平會(huì)顯著抑制生態(tài)文明先行示范區(qū)農(nóng)業(yè)綠色效率的增長(zhǎng)。

根據(jù)本文的主要結(jié)論，可以得出以下政策啟示：

(1)擴(kuò)大人力資本投資，提高勞動(dòng)力素質(zhì)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的主體是農(nóng)民，而廣大農(nóng)民的生態(tài)文明意識(shí)和生態(tài)文明素養(yǎng)決定著農(nóng)業(yè)農(nóng)村生態(tài)文明建設(shè)的成果。湖南作為一個(gè)多民族的省份，少數(shù)民族人口占比達(dá)到了10.1%。在此背景下以教育為主的人力資本投資就必須解決少數(shù)民族地區(qū)以及非少數(shù)民族地區(qū)教育資源配置不公的問題。少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的落后以及地區(qū)人民的封建觀念和保守思想導(dǎo)致了教師流動(dòng)性大以及入學(xué)率低。因此，地方政府應(yīng)提高少數(shù)民族地區(qū)教師的待遇水平并增加具有激勵(lì)性的獎(jiǎng)勵(lì)措施來加強(qiáng)教師隊(duì)伍的穩(wěn)定性；還需加大對(duì)教育事業(yè)的投資，并在教育落后地區(qū)開展專題講座，扭轉(zhuǎn)當(dāng)?shù)厝嗣癫恢匾暯逃挠^念。此外，應(yīng)培養(yǎng)學(xué)生的職業(yè)技能，如鼓勵(lì)相關(guān)高校、職業(yè)學(xué)校開設(shè)有關(guān)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的課程，建立現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)人才培養(yǎng)體系，讓先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)被普遍認(rèn)識(shí)和利用。

(2)推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)的協(xié)同發(fā)展。盡管生態(tài)文明先行示范區(qū)政策可通過地區(qū)經(jīng)濟(jì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展，但是目前該推動(dòng)作用還不明顯。因此，地區(qū)經(jīng)濟(jì)在發(fā)展的過程中，一方面，要調(diào)整優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，打造生態(tài)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系，走集經(jīng)濟(jì)效益、社會(huì)效益和環(huán)境效益于一體的“兩型”農(nóng)業(yè)發(fā)展道路，如在張家界等自然條件優(yōu)美地區(qū)打造農(nóng)業(yè)生態(tài)園，大力發(fā)展生態(tài)旅游業(yè)；通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)帶動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的綠色化等。另一方面，應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)于農(nóng)業(yè)的重視程度，擴(kuò)大對(duì)于農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)的資金支持力度，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的綠色化改革。

(3)推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化，注重城鄉(xiāng)融合發(fā)展。宋元梁等[34]指出盡管城鎮(zhèn)化在短期內(nèi)抑制了農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率，但是從長(zhǎng)期來看，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化還是可以帶來技術(shù)支持以及高質(zhì)量的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，如先進(jìn)的農(nóng)用機(jī)械、高質(zhì)量的農(nóng)用化學(xué)品，等等。因此，在城鎮(zhèn)化的發(fā)展過程中，要促進(jìn)其與農(nóng)業(yè)農(nóng)村的良性互動(dòng)。加強(qiáng)城市對(duì)農(nóng)村的涉農(nóng)技術(shù)傳播，將農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)化為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模以獲得規(guī)模效益。此外，設(shè)立法律法規(guī)嚴(yán)格控制城鎮(zhèn)污染向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，尤其是控制工業(yè)污染排放嚴(yán)重的產(chǎn)業(yè)向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，保護(hù)農(nóng)業(yè)用地免受污染。

生態(tài)文明先行示范區(qū)是一項(xiàng)全國(guó)性的政策。本文由于受各地區(qū)數(shù)據(jù)難以獲取以及指標(biāo)不統(tǒng)一的限制，研究樣本僅包含作為農(nóng)業(yè)大省的湖南省，但所得研究結(jié)論也可以普及到全國(guó)層面，能夠?qū)σ院笊鷳B(tài)文明先行示范區(qū)的設(shè)立和推進(jìn)提供一定的啟示和借鑒意義。不過，需要注意的是，如果是基于全國(guó)層面來分析的話，由于各地區(qū)對(duì)于該政策的實(shí)施力度以及實(shí)施措施的不同，會(huì)導(dǎo)致高估或低估該政策的凈效應(yīng)。此外，本文對(duì)于政策實(shí)施后的研究時(shí)間較短，僅有三年，只能得知政策在短期內(nèi)的作用效果。那么在長(zhǎng)期該政策的作用效果如何以及該政策在實(shí)施多久后會(huì)失效呢？在今后數(shù)據(jù)獲取無障礙的情況下，這一問題值得進(jìn)一步研究。

注釋：

① 由于2017年的數(shù)據(jù)中部分指標(biāo)(如農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力等)缺失較為嚴(yán)重，且在進(jìn)行論文創(chuàng)作時(shí)，《湖南省農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒——2019》尚未出版，故本文選取的研究區(qū)間為2007—2016年。

② 農(nóng)藥的碳排放系數(shù)為4.9341 kg/kg(美國(guó)橡樹嶺國(guó)家實(shí)驗(yàn)室)，化肥的碳排放系數(shù)為0.8956 kg/kg(美國(guó)橡樹嶺國(guó)家實(shí)驗(yàn)室)；柴油的碳排放系數(shù)為0.5927 kg/kg(IPCC)；農(nóng)用薄膜的碳排放系數(shù)為5.18 kg/kg(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)業(yè)資源中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)生物與技術(shù)學(xué)院生態(tài)環(huán)境研究所)；機(jī)械翻耕的碳排放系數(shù)為312.6 kg/km2(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)生物與技術(shù)學(xué)院)；灌溉的碳排放系數(shù)為20.476 kg/km2(李波等)。

③ 地區(qū)代碼：1.望城區(qū)(2011年撤縣改區(qū))；2.長(zhǎng)沙縣；3.瀏陽市；4.株洲縣；5.攸縣；6.茶陵縣；7.炎陵縣；8.醴陵市；9.湘潭縣；10.湘鄉(xiāng)市；11.韶山市；12.邵東縣；13.新邵縣；14.邵陽縣；15.隆回縣；16.洞口縣；17.綏寧縣；18.新寧縣；19.城步苗族自治縣；20.武岡市；21.岳陽縣；22.華容縣；23.湘陰縣；24.平江縣；25.汨羅市；26.臨湘市；27.安鄉(xiāng)縣；28.漢壽縣；29.澧縣；30.臨澧縣；31.桃源縣；32.石門縣；33.津市市；34.慈利縣；35.桑植縣；36.南縣；37.桃江縣；38.安化縣；39.沅江市；40.桂陽縣；41.宜章縣；42.永興縣；43.嘉禾縣；44.臨武縣；45.汝城縣；46.桂東縣；47.安仁縣；48.資興縣；48.祁陽縣；50.東安縣；51.雙牌縣；52.道縣；53.江永縣；54.寧遠(yuǎn)縣；55.藍(lán)山縣；56.新田縣；57.華瑤族自治縣；58.中方縣；59.沅陵縣；60.辰溪縣；61.溆浦縣；62.會(huì)同縣；63.麻陽苗族自治縣；64.新晃侗族自治縣；65.芷江侗族自治縣；66.靖州苗族侗族自治縣；67.通道侗族自治縣；68.洪江市；69.雙峰縣；70.新化縣；71.冷水江市；72.漣源市；73.吉首市；74.瀘溪縣；75.鳳凰縣；76.花垣縣；77.保靖縣；78.古丈縣；79.永順縣；80.龍山縣。