何 龍，駱映竹，俞雅乖

（寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211）

當下，已進入中國特色社會主義新時代，人民的生態(tài)環(huán)保理念日益增進。特別是農村人民對于農業(yè)水環(huán)境的重視程度越來越高，因為水資源不僅影響生活質量，更影響農村經濟發(fā)展水平。

越來越多的學者也注意到資源和環(huán)境效率的研究價值和重要性，劉渝和王芨（2012）[1]在已有研究基礎上，進一步證實了農業(yè)水資源具有空間集聚效應。張可等（2017）[2]在此基礎上，利用2013 年的截面數(shù)據(jù)測算了我國農業(yè)水環(huán)境效率，研究其空間效應和影響因素，研究結果表明我國農業(yè)水環(huán)境有空間分布特征和空間集聚效應。但使用截面數(shù)據(jù)所得結果的一般性不夠顯著。因此，本文做出改進設計，采用2014—2017 年的面板數(shù)據(jù)進行研究，分析中國農業(yè)水環(huán)境效率的空間效應，并進一步分析其影響因子。這對于提高我國農業(yè)水環(huán)境效率，降低地區(qū)間農業(yè)水環(huán)境效率的不均衡性具有重要意義。

一、中國農業(yè)水環(huán)境效率的空間特征分析

（一）中國農業(yè)水環(huán)境效率的測度

SBM 模型最早由國外學者提出，國內相關學者將其不斷地應用改進。SBM 模型考慮產出的期望和非期望兩個指標[3]，更凸顯決策單元環(huán)境效率評價的本質。評價過程中，先構建正確有效的生產可行性集，其內容包括：（1）期望產出；（2）非期望產出；（3）要素投入。再計算可行性集距離各決策單元的數(shù)值，所得即為效率值。因此本文借鑒SBM 模型[4]，根據(jù)已有研究成果和農業(yè)水環(huán)境自身特點，選取2個期望產出指標、2 個非期望產出指標和5 個投入指標（見表1）。

表1 中國農業(yè)水環(huán)境效率測度指標

通過SBM 模型測算2014—2017 年我國農業(yè)水環(huán)境效率，并生成中國農業(yè)水環(huán)境效率空間分位圖（見圖1）。從圖1 中可以看出，農業(yè)水環(huán)境效率在我國東部大多介于0.91～1.0 范圍，向西逐級遞減，水環(huán)境效率最低值出現(xiàn)在我國西北部。我國農業(yè)水環(huán)境效率空間分布不均衡，東西差異大，在東部沿海和東三省呈現(xiàn)集聚特征。

圖1 中國農業(yè)水環(huán)境效率空間分位圖

（二）空間自相關檢驗

首先，本文采用全局Moran's I 指數(shù)進行空間自相關檢驗[5-6]。Moran's I 指數(shù)解釋了一定空間內全部經濟活動的集群分布狀況，其定義為：

其中：n是觀察值的數(shù)量；xi是在位置i的觀察值；zi是xi的標準化變換，。

用全局Moran's I 檢驗中國2014—2017 年農業(yè)水環(huán)境效率，2014 年和2017 年通過10%置信度以下檢驗，2015 年和2016 年沒有通過10%置信度以下檢驗。說明在2014 年和2017 年，我國的農業(yè)水環(huán)境效率在空間上有一定的相關性，相鄰省份間互相學習效仿，農業(yè)水環(huán)境效率空間分布有集聚性。

考慮到農業(yè)水環(huán)境效率有空間依賴性，本文進一步用局部Moran's I 檢驗2014 年和2017 年各省份農業(yè)水環(huán)境效率，觀測各省空間依賴情況。全局Moran's I 檢驗處在整體視角，其結果只能反映區(qū)域的空間集聚或分散狀態(tài)，不能很好地反映區(qū)域的空間關聯(lián)情況。局部Moran's I 檢驗恰能彌補這個不足[7]。本文將局部Moran's I 指數(shù)定義為：

對2014 年和2017 年我國農業(yè)水環(huán)境效率的測度結果進行局部Moran's I 檢驗，結果顯示，2014 年通過10%置信度檢驗的省區(qū)為天津和寧夏。2014 年通過5%置信度檢驗的省區(qū)為：北京、山西、江蘇、新疆。2017 年通過10%置信度檢驗的省區(qū)為：北京、山西、遼寧、吉林、青海。2017 年通過5%置信度檢驗的省區(qū)為：天津、甘肅、寧夏、新疆。

表2 為2014 和2017 年我國農業(yè)水環(huán)境效率局域空間自相關LISA 集群表[8]，2014 年我國華東沿海省份和東三省呈“高—高”聚集模式，中西部部分地區(qū)呈“低—低”聚集模式。這表明我國農業(yè)水環(huán)境效率高值區(qū)集中在東部沿海省份，省份間互相帶動共同提高本區(qū)域農業(yè)水環(huán)境效率。區(qū)域經濟發(fā)展水平高，自然地理條件得天獨厚，河網(wǎng)密布、水系發(fā)達都決定了我國東部區(qū)域內雙高聚集模式。我國農業(yè)水環(huán)境效率低值區(qū)集中在中西部省份，一是中西部相較于東部經濟發(fā)展水平落后，二是自然地理環(huán)境所決定。西北多荒漠，水資源匱乏。西南多山區(qū)，地區(qū)間經濟不便合作，資源難以共享，最終呈現(xiàn)出雙低聚集模式。在2017 年發(fā)生了動態(tài)演變。即“高—高”聚集模式省份由7 個上升到10 個，由東三省和華東沿海省份向周邊省份擴張，可見位于“高—高”聚集模式周邊的省份有向鄰近省份學習的現(xiàn)象；同時，“低—低”聚集模式的省份從8 個減少為3 個?？梢?，中國農業(yè)水環(huán)境效率總體呈上升趨勢，且低效率省份會向高效率省份學習，逐漸提高本省農業(yè)水環(huán)境效率。

表2 2014 年和2017 年我國農業(yè)水環(huán)境效率局域空間自相關LISA集群表

二、中國農業(yè)水環(huán)境效率的影響因素分析

（一）影響因素分析

已有的文獻充分研究了農業(yè)環(huán)境效率的影響因素，主要有：資源因素、環(huán)境因素和經濟因素[9-10]。本文基于已有研究成果[11-12]，結合農業(yè)水環(huán)境的特征，選取出可能會對農業(yè)水環(huán)境效率產生影響的因素。

Monchuk（2010）[13]研究了農業(yè)生產率的影響因素，發(fā)現(xiàn)農業(yè)結構、工業(yè)化以及農業(yè)經濟發(fā)展水平都會影響到農業(yè)生產率。農業(yè)水環(huán)境效率同樣會受農業(yè)結構變動的影響，生產糧食或者養(yǎng)殖畜禽對水資源的要求不一樣，其帶來的影響也不一樣。因此，借鑒張可等（2017）[2]的研究，本文選取了兩個農業(yè)結構的影響因素，一個是以養(yǎng)殖業(yè)總產值占農業(yè)總產值比重進行衡量，該值越大表明當?shù)貙τ陴B(yǎng)殖業(yè)的投入越大；另一個是以農作物播種面積與耕地面積的比值進行衡量，該值越大，表明當?shù)貙r產品的投入越大。此外，Monchuk（2010）還選取了農村工業(yè)化水平作為農業(yè)生產率的影響因素。地區(qū)工業(yè)化水平提高可以帶動農業(yè)生產率提高，間接提高農業(yè)水環(huán)境效率。譬如，工業(yè)化水平提高帶動化肥使用效率提高，減少氮磷元素對水環(huán)境的負污染，既增加了“期望產出”，也降低了“非期望”產出。因此，本文選取了一個工業(yè)化水平的影響因素，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量的自然對數(shù)進行衡量。該值越高，表明當?shù)氐墓I(yè)化水平也越高。因此本文選取了農業(yè)結構和工業(yè)化水平做影響因素。

梁流濤（2012）[14]、李谷成（2014）[15]都提到了農村經濟發(fā)展水平和環(huán)境規(guī)制對于農業(yè)環(huán)境的影響，因此本文選取農村經濟發(fā)展水平作為一個影響因素，以農村居民人均可支配收入衡量農村經濟發(fā)展水平，該值越大表明當?shù)亟洕l(fā)展水平越高。環(huán)境規(guī)制主要表現(xiàn)為政府出臺的環(huán)境保護政策、對于破壞環(huán)境行為的執(zhí)法力度以及環(huán)境治理的投入。但是這一方面的度量在數(shù)據(jù)獲得方面略受限制，因此本文借鑒已有研究，環(huán)境規(guī)制影響因子用污染物控制效果衡量，污染物控制效果越好，表明當?shù)丨h(huán)境規(guī)制力度越強。因此，本文選取了兩個指標衡量環(huán)境規(guī)制力度，一個是農業(yè)COD 排放程度，另一個是氮磷排放程度。

梁流濤等（2012）[14]提出農業(yè)基礎設施條件是農業(yè)環(huán)境效率的一個影響因素，換言之，農業(yè)基礎設施越好，投入要素的生產效率也就越高。因此，本文選取了農業(yè)環(huán)境基礎設施條件作為一個影響因素，用農業(yè)基礎設施投資額做衡量標準，該變量越大表明農業(yè)基礎設施越好。

此外，各地區(qū)自然保護程度會影響當?shù)剞r村居民的環(huán)保意識，即自然保護程度高的地區(qū)，當?shù)鼐用駥ψ匀槐Ｗo的重視程度也就更高，在農業(yè)生產活動中會有意識地減少非期望產出，從而提高農業(yè)水環(huán)境效率。因此，本文選用自然保護區(qū)面積作為當?shù)氐淖匀槐Ｗo程度。

具體的影響因素以及衡量方法如表3 所示。

表3 農業(yè)水環(huán)境效率的影響因素

（二）數(shù)據(jù)來源

本文采用我國2014—2017 年農業(yè)水環(huán)境效率及其影響因素相關指標的省級面板數(shù)據(jù)，樣本總量124 個。數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》。

（三）模型設定

本文首先采用普通最小二乘法（OLS）模型研究農業(yè)水環(huán)境效率的影響因素，為使結果穩(wěn)健，本文使用空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）進行研究。

（1）普通最小二乘法模型（OLS）

（2）空間滯后模型（SLM）

空間滯后模型是研究空間內各變量間的溢出效應。其中：X為自變量，即表3 中的8 個影響因素；y為因變量，即農業(yè)水環(huán)境效率（AWEE）；β表示X對Y的影響；ρ為空間自回歸系數(shù)；Wy是內生變量[16]。

（3）空間誤差模型（SEM）

空間誤差模型研究空間內，各誤差項間的依賴關系。其中，X為自變量，即表3 中的8 個影響因素；y為因變量，即農業(yè)水環(huán)境效率（AWEE）；β表示X對Y的影響；ε為隨機誤差向量；λ為自回歸系數(shù)，表示本地區(qū)受相鄰地區(qū)誤差沖擊的程度；μ為標準正態(tài)分布的隨機誤差向量；W為空間權重矩陣[17]。

三、結果與討論

各模型計量結果如表4 所示。OLS，SLM 和SEM的擬合度分別是0.445，0.553 和0.539，OLS 的擬合度既低于SLM 又低于SEM，說明OLS 回歸分析中假設各省份農業(yè)水環(huán)境效率相互獨立的說法不成立，即我國農業(yè)水環(huán)境效率在空間上有一定的相關性。SLM 模型的自回歸系數(shù)通過10%顯著性水平檢驗，說明我國相鄰省域間，農業(yè)水環(huán)境效率會互相影響，存在空間依賴性。具體而言有6 點：

表4 實證檢驗結果

（1）農業(yè)結構變動帶來的影響從兩方面分析。一方面，ASCP 估計系數(shù)為負但不顯著。表明養(yǎng)殖業(yè)占農業(yè)產值比重與農業(yè)水環(huán)境效率之間不存在顯著關系，養(yǎng)殖業(yè)在農業(yè)結構中對農業(yè)水環(huán)境效率的影響有限。另一方面，ASCG 估計系數(shù)為正且通過5%顯著性水平檢驗，表明農作物產量占比的提升會帶動農業(yè)水環(huán)境效率提高。原因是我國農作物施肥量總量逐年平穩(wěn)，保證糧食作物平穩(wěn)增長的前提下，提高其他農業(yè)作物比重并不需要增加施肥量，化肥使用效率提高，非期望產出減少，農業(yè)水環(huán)境效率由此提高。因此，在保證糧食作物平穩(wěn)增長的前提下，提高其他農作物比重，可以提高化肥使用效率，提高農業(yè)水環(huán)境效率，減少水環(huán)境問題。

（2）農村工業(yè)化估計系數(shù)為負，且通過10%的顯著性水平檢驗，說明農業(yè)水環(huán)境效率伴隨著工業(yè)化有所下降。這可能源于，水資源在工業(yè)化進程中被過度開發(fā)利用，快速工業(yè)化產生大量污染物得不到妥善處理，排放至就近水域中，日積月累形成了水污染問題。加之其他因素綜合疊加，如農村粗放型增長方式產生負向影響，城市工業(yè)向農村轉移帶來污染等，都導致農業(yè)水環(huán)境效率降低。

（3）農村經濟發(fā)展水平估計系數(shù)為正，且通過1%顯著性水平檢驗，表明經濟發(fā)展水平上升有助于農業(yè)水環(huán)境效率提高。原因在于，經濟發(fā)展水平提升后，人們對生活質量會有更多要求，政府和農村居民自然更重視水環(huán)境質量。此外，農村經濟發(fā)展水平的提高帶動農業(yè)科學技術提高，資源損耗和污染都隨之減少，從而農業(yè)水環(huán)境效率提高。

（4）環(huán)境規(guī)制帶來的影響從兩方面分析。一方面，ERCOD 估計系數(shù)為負但不顯著。從農業(yè)COD 排放角度看，環(huán)境規(guī)制在一定程度上使農業(yè)水環(huán)境效率有所降低。這可能源于養(yǎng)殖業(yè)COD 排放在農業(yè)COD 排放中占比居首位，排放主體發(fā)生污染的過程帶有隨機性、分散性，因此很難制定行之有效的制度。另一方面，ERNH 估計系數(shù)為正但不顯著。從氨氮排放角度看，環(huán)境規(guī)制在一定程度上使農業(yè)水環(huán)境效率有所提高。這可能源于農業(yè)氨氮排放大多來自化肥和農藥，我國政府出臺相關管理制度嚴控農業(yè)氨氮排放。但在某些省份可能因當?shù)卣腿嗣駥Νh(huán)保問題不夠重視，執(zhí)行力較弱，導致環(huán)境規(guī)制對農業(yè)水環(huán)境效率的影響并不顯著。

（5）農業(yè)環(huán)境基礎設施條件估計系數(shù)為正但不顯著，表明農業(yè)水環(huán)境效率會因為環(huán)境基礎設施條件的改善而提升，效果卻不明顯?？赡艿慕忉屖牵r業(yè)環(huán)境基礎設施的建設，如滴灌節(jié)水技術、生態(tài)農業(yè)工程等，提高了資源使用率和生產能力，減輕了生態(tài)破壞，從而提高了農業(yè)水環(huán)境效率。盡管有向好轉變的趨勢，但與此同時也存在諸如投資項目不合理、資金短缺斷裂等問題，從而致使農業(yè)水環(huán)境效率的影響不顯著。

（6）自然保護重視程度的估計系數(shù)為正，且通過5%的顯著性水平檢驗，說明農業(yè)水環(huán)境效率會隨區(qū)域內對自然保護重視程度的提高有所改善。這是由于當?shù)乇旧砭椭匾曌匀画h(huán)境的保護，潛移默化之下，當?shù)厝嗣褡陨硪矊Ω哔|量的環(huán)境有了意識和需求。因此，在日常生活中、農業(yè)生產活動中，自發(fā)的注意環(huán)境保護，例如提高化肥的使用效率，減少非期望產出，在這樣一種重視自然保護的意識形態(tài)下，農業(yè)水環(huán)境效率會有所提高。

四、結論與政策建議

本文運用SBM 模型，基于2014—2017 年數(shù)據(jù)，測算了中國省級農業(yè)水環(huán)境效率，再通過空間滯后模型和空間誤差模型對農業(yè)水環(huán)境效率的空間效應、動態(tài)演進及影響因子做進一步分析。分析表明：

（1）我國農業(yè)水環(huán)境效率在各省份間有相關性。其空間分布有兩個特點：一是非均衡分布，農業(yè)水環(huán)境效率從東到西逐級降低；二是集聚效應，東部沿海省份農業(yè)水環(huán)境效率是雙高聚集模式，中西部部分省份農業(yè)水環(huán)境效率是雙低聚集模式。

（2）我國各省份農業(yè)水環(huán)境效率存在動態(tài)演進的過程。從2014—2017 年，省際農業(yè)水環(huán)境效率存在向鄰近地區(qū)學習的效應。位于“高—高”模式周邊的省份，向高效率省份學習，農業(yè)水環(huán)境效率有顯著提升，“高—高”模式的省份數(shù)量上升；位于“低—低”模式的省份，也會向高效率省份學習，農業(yè)水環(huán)境效率也得到提升，“低—低”模式的省份數(shù)量減少。由此可見，中國農業(yè)水環(huán)境效率是呈現(xiàn)上升趨勢，且低效率省份會向鄰近高效率省份學習，提高農業(yè)水環(huán)境效率。

（3）我國各省份農業(yè)水環(huán)境效率相互間有所影響，地區(qū)間各類空間因素也相互影響。具體表現(xiàn)為農業(yè)水環(huán)境效率的提高與農村經濟發(fā)展水平、農業(yè)結構合理變動、基礎設施條件改善、有效的環(huán)境規(guī)制、生態(tài)環(huán)保意識增強五個方面有關。工業(yè)增長采取粗放型模式則會降低農業(yè)水環(huán)境效率。

基于上述分析，本文給出兩方面建議：（1）在農業(yè)水環(huán)境污染的治理過程中，首先應注重政策的空間聯(lián)動性，區(qū)域間經濟合作與環(huán)保合作協(xié)同推進，統(tǒng)籌區(qū)域間水環(huán)境治理工作高效開展；其次東部沿海地區(qū)在目前的優(yōu)良基礎上應充分發(fā)揮農業(yè)水環(huán)境管理的引領效應，中西部地區(qū)應加強與東部沿海地區(qū)在農業(yè)水環(huán)境治理方面的溝通與合作，采取“科學引領，全面聯(lián)動”的方式，逐漸提升中西部地區(qū)農業(yè)水環(huán)境治理能力。在借鑒過程中也要注意，切忌生搬硬套，學習成功經驗的同時要結合自身特點有的放矢，制定科學合理、適應自身發(fā)展的水環(huán)境綜合治理體系。（2）考慮到農業(yè)水環(huán)境效率受多重環(huán)境因素的影響，各地區(qū)在農業(yè)水環(huán)境管理過程中，還需注意：第一，提高本地經濟發(fā)展水平，暢通地區(qū)間經濟交流合作；第二，優(yōu)化農業(yè)結構，提倡綠色生產，推廣生態(tài)型農業(yè)科技技術；第三，轉變農村工業(yè)化增長方式，摒棄粗放型模式，盡快采用集約型模式；第四，保證充足的資金用于改善農業(yè)基礎設施條件；第五，完善農業(yè)水環(huán)境政策體系，出臺防治措施，財政加大扶持力度等政策工具的綜合運用，發(fā)揮激勵作用，加快水環(huán)境政策體系的完善；第六，加強環(huán)境保護知識的宣傳教育工作，提高全民環(huán)保意識，環(huán)境的改變從每個公民的小轉變開始。