沈曉梅，謝雨涵

（1.鹽城工學(xué)院長三角綠色發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新研究院，江蘇鹽城 224051；2.鹽城市綠色低碳循環(huán)發(fā)展研究院，江蘇鹽城 224051；3.河海大學(xué)商學(xué)院，南京 211100）

0 引 言

水資源作為重要的生產(chǎn)生活資料，對國民經(jīng)濟和社會發(fā)展起到至關(guān)重要的保障作用［1］。我國水資源總量豐富但人均占有量較低，且空間分布不平衡［2，3］。北方地區(qū)作為我國主要糧食生產(chǎn)基地，擁有全國大約60%的耕地面積，然而水資源量卻僅占全國總量的19%左右。隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和人們生活水平不斷提高，水資源需求也逐漸增加，由此伴隨的水資源供需矛盾日益突出［4］，而嚴(yán)重水污染導(dǎo)致的水質(zhì)型缺水則使我國水資源形勢進一步惡化［5］。在環(huán)境約束下提高水資源利用效率、尤其是農(nóng)業(yè)水資源利用效率是緩解我國水資源供需矛盾的關(guān)鍵抓手［6］。據(jù)歷年《中國水資源公報》顯示，農(nóng)業(yè)用水長期在我國用水部門中位列第一，2018年農(nóng)業(yè)水資源消耗占我國用水總量的比重高達(dá)61.4%；同時，農(nóng)藥、化肥不合理使用導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)面源污染則增加了區(qū)域環(huán)境壓力，延長了水體自凈周期，在威脅我國農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境安全的同時，也進一步加劇了水質(zhì)型缺水問題。黨的十九屆五中全會明確指出，要“推動綠色發(fā)展，促進人與自然和諧共生”。這對我國水資源、水環(huán)境形勢的改善提出更高要求。近年來發(fā)布的中央一號文件也多次強調(diào)農(nóng)業(yè)節(jié)水和面源污染防控的重要性，這不僅從水量層面要求水資源利用效率的提升，同時也對農(nóng)業(yè)水污染防控和水質(zhì)目標(biāo)改善提出約束性要求。在此背景下，本研究將在環(huán)境約束下豐富農(nóng)業(yè)水資源利用效率的內(nèi)涵，構(gòu)建考慮農(nóng)業(yè)面源污染非期望產(chǎn)出的農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率測度體系，并對我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的時空演變特征和動態(tài)驅(qū)動因素展開系統(tǒng)分析，進而討論影響區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的關(guān)鍵因素，以期為流域農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和水資源供需矛盾的緩解提供政策參考。

學(xué)界早期對水資源利用效率的研究主要從單要素視角出發(fā)，采用比值分析法計算萬元GDP 用水量、人均用水量等消耗系數(shù)評價水資源利用效率［7，8］。雖然該方法數(shù)據(jù)易得且形成的評價指標(biāo)通常具有可比性，但其忽略了其他經(jīng)濟社會要素的投入貢獻(xiàn)［9］。而可以同時考慮多個投入與產(chǎn)出要素的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（Data Envelopment Analysis，以下簡稱DEA）可以較好地應(yīng)對上述問題［10］。Hu等［11］較早將DEA 方法用于水資源利用效率的測度，隨后Ali 等［12］、盧曦等［13］、張峰等［14］學(xué)者先后用該方法對國內(nèi)外不同區(qū)域、不同行業(yè)的水資源利用效率展開研究，測算方法和分析范式也逐步完善。若僅考慮自然資源屬性，上述研究對水資源利用效率的研究已較為成熟；但水資源還具有很強的生態(tài)環(huán)境屬性，水質(zhì)因素不僅直接影響社會經(jīng)濟系統(tǒng)的可持續(xù)發(fā)展，還會對水資源系統(tǒng)本身起到深刻影響，改變清潔水資源的供給形勢。因而，未考慮水質(zhì)控制目標(biāo)的水資源利用效率評價體系不能全面體現(xiàn)水資源利用效率，也不能反映我國水量型缺水和水質(zhì)型缺水并存的問題。對此，一些學(xué)者在傳統(tǒng)水資源利用效率研究基礎(chǔ)上，界定了納入水質(zhì)要素投入的水資源利用效率，并使用投入導(dǎo)向的DEA 方法對效率結(jié)果進行測度；而另一些學(xué)者則將水污染作為非期望產(chǎn)出納入水資源利用效率評估體系中，進而提出綠色水資源利用效率的概念［18］。相比而言，后者與現(xiàn)實經(jīng)濟系統(tǒng)的投入產(chǎn)出關(guān)系更為契合，因而近年來被廣泛采用，具體通過基于松弛變量的數(shù)據(jù)包絡(luò)模型（SBM）或方向距離函數(shù)（DDF）測算［15-19］。

作為主要耗水行業(yè)，農(nóng)業(yè)消耗全國總用水量的六成以上，是節(jié)水目標(biāo)實現(xiàn)和水資源利用效率提升的關(guān)鍵所在［20］。陳洪斌［21］運用三階段DEA 模型對我國31 個省份的農(nóng)業(yè)用水效率進行測評分析，發(fā)現(xiàn)我國大多數(shù)省份農(nóng)業(yè)用水效率較低，農(nóng)業(yè)用水效率提升空間依然較大。馬劍鋒等［22］則基于全局DEA 方法測算了長江經(jīng)濟帶11省市的農(nóng)業(yè)用水效率，發(fā)現(xiàn)長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)用水效率整體穩(wěn)定上升但地區(qū)分布不平衡，且區(qū)域間存在顯著的正向空間自相關(guān)關(guān)系。從影響因素來看，不同學(xué)者從自然生態(tài)和經(jīng)濟社會等不同角度討論了農(nóng)業(yè)水資源利用效率的驅(qū)動因素。劉渝等［23］研究認(rèn)為，水土資源和光熱條件等是影響農(nóng)業(yè)水資源利用效率的重要因素，并且指出了生態(tài)效益對區(qū)域水資源利用的影響越發(fā)突出。而沈家耀等［24］、Liu 等［25］則分析了科技進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、污染投資以及區(qū)域間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易等社會經(jīng)濟因素對農(nóng)業(yè)水資源利用效率的影響。此外，張玲玲等［26］、劉雙雙等［27］還實證發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)農(nóng)業(yè)水資源利用效率的影響因素具有空間異質(zhì)性特征。

總體來看，學(xué)界已經(jīng)對綠色水資源利用效率和農(nóng)業(yè)水資源利用效率展開了較為豐富的討論，但在綠色發(fā)展理念下研究農(nóng)業(yè)水資源利用效率的相關(guān)文獻(xiàn)較少，且具有進一步改善的空間：首先，農(nóng)業(yè)水資源投入產(chǎn)出分析框架中的非期望產(chǎn)出具體表現(xiàn)為面源污染，相比于工業(yè)點源污染更難測度和評價，而相關(guān)文獻(xiàn)或直接以化肥使用量表征面源污染水平、或僅以單一的農(nóng)業(yè)氨氮排放量指標(biāo)衡量非期望產(chǎn)出，缺乏對農(nóng)業(yè)面源污染綜合性、系統(tǒng)性的考慮，不利于客觀反映區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色水資源利用狀況。其次，在分析農(nóng)業(yè)水資源利用效率的影響因素時，相關(guān)文獻(xiàn)或著重討論自然稟賦的影響，或關(guān)注社會經(jīng)濟因素的貢獻(xiàn)，較少文獻(xiàn)同時考慮自然稟賦和社會經(jīng)濟因素對農(nóng)業(yè)水資源利用效率的影響。鑒于此，本研究將聚焦于兼顧水量、水質(zhì)要素的農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率問題，構(gòu)建綜合性農(nóng)業(yè)面源污染指數(shù)表征農(nóng)業(yè)水資源利用中的非期望產(chǎn)出，進而分析2003-2018年我國大陸地區(qū)省際農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的時空演變特征和動態(tài)驅(qū)動貢獻(xiàn)；并在此基礎(chǔ)上，基于固定效應(yīng)模型實證檢驗影響我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的自然稟賦和社會經(jīng)濟驅(qū)動因素。

1 模型方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究模型

1.1.1 考慮非期望產(chǎn)出的方向距離函數(shù)模型

方向距離函數(shù)模型（Directional Distance Function，DDF）是在BCC 模型基礎(chǔ)上開發(fā)出的一種效率衡量工具，也是徑向DEA模型的一般化表達(dá)。該模型相比于基于松弛變量的數(shù)據(jù)包絡(luò)模型（SBM），在研究包括非期望產(chǎn)出的綠色水資源利用效率時，可以兼顧期望產(chǎn)出提高和非期望產(chǎn)出減少的目標(biāo)，因而更具優(yōu)勢［28］。在該模型中，技術(shù)水平的提高可以減少非期望產(chǎn)出的數(shù)量，但非期望產(chǎn)出減少的數(shù)量不能超越生產(chǎn)前沿，因此效率前沿被定義為當(dāng)期望產(chǎn)出無法繼續(xù)擴張、非期望產(chǎn)出無法繼續(xù)減少時的觀測點。本文參考Chung等［29］以產(chǎn)出為導(dǎo)向的方向距離函數(shù)模型測度農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率：

式中：β為農(nóng)業(yè)綠色水資源的無效率程度；X為資本、勞動、水資源等投入；Y為期望產(chǎn)出；E為農(nóng)業(yè)面源污染非期望產(chǎn)出；gy、gb分別為期望產(chǎn)出向量和非期望產(chǎn)出向量；λ為線性系數(shù)；k為評價單元。定義投入向量gx=0，表示在投入既定條件下，農(nóng)業(yè)綠色水資源無效率決策單元的改進方向為增加期望產(chǎn)出或減少非期望產(chǎn)出。

1.1.2 動態(tài)驅(qū)動貢獻(xiàn)

效率的動態(tài)變化來源于技術(shù)效率變遷和技術(shù)進步兩類驅(qū)動貢獻(xiàn)，前者表示各省份農(nóng)業(yè)綠色水資源利用到當(dāng)年效率前沿的距離發(fā)生改變，而后者則指研究期內(nèi)效率前沿面整體的變動。其中，技術(shù)效率貢獻(xiàn)為：

技術(shù)進步貢獻(xiàn)為：

式中：EC為技術(shù)效率貢獻(xiàn)；TC為技術(shù)進步貢獻(xiàn)；X、Y分別為投入和產(chǎn)出；t為時期；D（·）為某決策單元實際產(chǎn)出與效率前沿面的距離函數(shù)。

1.2 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

本文以2003-2018年全國31 個省份作為農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的評價單元。除了農(nóng)業(yè)水資源消耗量以外，分別選用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)業(yè)機械總動力作為勞動力、土地和資本投入指標(biāo)；從經(jīng)濟和社會產(chǎn)出角度出發(fā)，選用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值以及農(nóng)民消費支出中教育文化娛樂所占比重作為期望產(chǎn)出指標(biāo)。上述相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2004-2019《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。

農(nóng)業(yè)面源污染主要指由生產(chǎn)養(yǎng)殖污水以及農(nóng)業(yè)廢棄物無害化處理和資源化利用不足所導(dǎo)致的環(huán)境污染，主要來源于化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜等的過度使用［30，31］。已有文獻(xiàn)多直接使用化肥流失量［32］或農(nóng)藥排放量［33］表征農(nóng)業(yè)面源污染水平，但缺乏對其綜合性、系統(tǒng)性評估。為了客觀、全面地將水質(zhì)因素納入效率評估模型，本文參考賴斯蕓等［34］、陳敏鵬等［35］的研究，構(gòu)建了綜合性農(nóng)業(yè)面源污染指數(shù)作為模型的非期望產(chǎn)出：

式中：E為農(nóng)業(yè)面源污染排放水平；i為污染來源，本文參考相關(guān)文獻(xiàn)［36］，將化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜作為農(nóng)業(yè)面源污染的主要來源；EUi為評價單元i指標(biāo)的規(guī)模；ρi、σi和Ci分別為評價單元i指標(biāo)的產(chǎn)污強度系數(shù)、利用效率系數(shù)和污染物排放系數(shù)。其中，化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜使用數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，各省份各污染來源的產(chǎn)污強度系數(shù)、利用效率系數(shù)和污染物排放系數(shù)來自《全國污染源普查：農(nóng)業(yè)污染源系數(shù)手冊》［37］。

2 農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的時空演變與驅(qū)動貢獻(xiàn)

基于考慮非期望產(chǎn)出的方向距離函數(shù)模型，測算得到2003-2018年全國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的整體變化趨勢，進而對其變化率的動態(tài)驅(qū)動貢獻(xiàn)進行分解。

2.1 時間序列分析

總體來看，2003-2018年我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率呈上升態(tài)勢，研究期內(nèi)共提高了45.5%。從圖1 反映的逐年變化情況看，我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率在研究期內(nèi)大致可劃分為3 個階段，即2003-2008年的波動下降階段、2008-2016年的快速上升階段以及2016-2018年的上升收斂階段。在早期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，人們僅追求期望產(chǎn)出，即社會、經(jīng)濟收益的最大化，而忽視了對水資源以及面源污染等投入要素以及非期望產(chǎn)出的控制；2008年后，隨著國家層面對重點流域水污染防治投入力度的加大以及一大批節(jié)水減排基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與陸續(xù)投產(chǎn)，農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率逐步提高。值得注意的是，2014年我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率相比于其他年份出現(xiàn)了顯著提高，這可能是由于2012 和2013年國務(wù)院先后頒發(fā)了《關(guān)于實行最嚴(yán)格水資源管理制度的意見》和《實行最嚴(yán)格水資源管理制度考核辦法》，其中明確提出的水資源“三條紅線”給地方農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的節(jié)水減排工作提出了相應(yīng)激勵和約束。2016年以后，隨著農(nóng)業(yè)節(jié)水減排設(shè)施的普及和技術(shù)的推廣，農(nóng)業(yè)綠色水資源利用水平的上升空間趨于飽和，因而效率值也逐漸收斂。

圖1 2003-2018年全國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率及其動態(tài)驅(qū)動貢獻(xiàn)Fig.1 Utilization efficiency and dynamic driving contribution of agricultural green water resources in China from 2003 to 2018

2.2 空間演變特征

圖2展現(xiàn)了研究期內(nèi)我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的時空演變情況。在2003-2008年的波動下降階段，各省效率均值由2003年的0.633 降至2008年的0.557；除了廣西、新疆等8 個省份出現(xiàn)小幅上升，多數(shù)省份效率值均呈現(xiàn)小幅下降態(tài)勢，其中寧夏、甘肅、海南及貴州下降幅度較為明顯。在2008-2018年的增長階段，僅有青海和河北兩省效率值有所降低，其余省份農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率均呈現(xiàn)上升態(tài)勢。截止2018年，全國各省效率均值達(dá)到0.921，僅有安徽、山西、江西、吉林、甘肅、遼寧等六省農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率不足0.8?？傮w來看，研究期大部分省份農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率均呈上升態(tài)勢，逐步接近效率前沿且省際差異不斷縮小。

圖2 農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的時空演變情況Fig.2 Spatiotemporal evolution of agricultural green water resources utilization efficiency

2.3 動態(tài)驅(qū)動貢獻(xiàn)

進一步分析研究期內(nèi)全國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的變化率和動態(tài)驅(qū)動因素。在2003-2018年期間，效率水平的平均變化率為1.035，且在0.950 至1.156 的區(qū)間內(nèi)波動；研究期內(nèi)僅有五年效率變化率不足1，即出現(xiàn)了負(fù)增長的情況。從效率驅(qū)動因素看，技術(shù)效率變化對農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率變化的驅(qū)動因素較小，其貢獻(xiàn)程度在絕大多數(shù)年份均在1上下波動；相比之下，技術(shù)進步，即效率前沿面的變化是決定農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率變化的主要貢獻(xiàn)來源，其與總體效率變化率波動趨勢基本保持一致。值得注意的是，研究期內(nèi)分別出現(xiàn)于2010年和2014年的兩次效率變化率峰值，分別來源于技術(shù)進步和技術(shù)效率兩類不同的驅(qū)動因素。這說明基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和節(jié)水減排技術(shù)的自然普及通過驅(qū)動前沿面整體變化提升農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率，而政府約束性政策則通過縮小技術(shù)落后地區(qū)與效率前沿面的距離來促進整體效率的提升。

3 農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的影響因素

3.1 模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

進一步探討農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的影響因素?？紤]到區(qū)域影響因素的異質(zhì)性，采用傳統(tǒng)最小二乘回歸方法估計影響系數(shù)分析可能導(dǎo)致結(jié)果存在偏差。因此本文擬采用固定效應(yīng)模型具體分析不同影響因素對農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的影響。構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型如下：

式中：Y為被解釋變量，即農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率；Xi為解釋變量，即本文所考察影響區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的因素；βi是對應(yīng)解釋變量的回歸系數(shù)，反映了各因素對農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的影響方向和影響程度；β0表示常數(shù)項；μ表示個體固定效應(yīng)；ε表示隨機誤差項。

參考相關(guān)文獻(xiàn)［23-27］，綜合考慮自然稟賦和社會經(jīng)濟因素，并結(jié)合農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的實際情況，本文主要對以下因素進行實證考察：①水資源供給壓力，選取供水總量占水資源總量的比重衡量。已有文獻(xiàn)對該指標(biāo)的描述或采用供水強度、或采用人均水資源占有量，但均不能客觀反映出區(qū)域水資源供給的相對壓力。②水資源需求水平，以人均水資源消耗量衡量。③政府管控力度，該指標(biāo)反映政府對農(nóng)林、水利事業(yè)的重視程度和投入力度，以政府在農(nóng)林水務(wù)方面的財政支出占地方公共一般預(yù)算總支出的比重表征。④農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，選取稻谷播種面積占糧食作物播種面積的比重反映耗水作物在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系中的比重結(jié)構(gòu)。⑤農(nóng)田水利建設(shè)水平。農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)是改變區(qū)域農(nóng)業(yè)水資源供給狀況的重要途徑，以有效灌溉面積占農(nóng)作物種植面積的比重表征［38］。上述指標(biāo)均來自相關(guān)年份《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。需要說明的是，為了消除因單位不一致而造成的對回歸系數(shù)的量綱影響，采用Z-score 方法對各指標(biāo)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

3.2 回歸結(jié)果及分析

通過Stata14.0 軟件對相關(guān)面板數(shù)據(jù)進行固定效應(yīng)回歸分析，結(jié)果如表1所示。

表1 農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率影響因素的固定效應(yīng)回歸結(jié)果Tab.1 Fixed effect regression results of influencing factors on agricultural green water resources utilization efficiency

在各影響因素中：①水資源供給壓力與農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，與丁緒輝等的研究結(jié)果一致［39］。較大的區(qū)域水資源供給壓力在客觀上會提升公眾節(jié)水意識、增強節(jié)水訴求，從而減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的水資源浪費和水污染排放現(xiàn)象，提高農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率。②與供給壓力相反，水資源需求水平的提高會抑制農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率，但結(jié)果不顯著。較高的地區(qū)整體需水量意味著農(nóng)業(yè)發(fā)展更傾向于過多使用水資源，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)水資源投入產(chǎn)生一定程度冗余，與農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率提高的目標(biāo)相悖。③政府管控力度抑制農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的提升，與尹慶民等、張兆方等的研究結(jié)果一致，這說明在我國現(xiàn)行市場經(jīng)濟體制下，在農(nóng)林、水利等涉農(nóng)公共事業(yè)管理方面政府以行政干預(yù)為主的節(jié)水措施對于區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的提升存在負(fù)向作用［40，41］。④農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)對于農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率同樣具有顯著的相關(guān)關(guān)系，耗水作物在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系中的比重越大，則意味著水資源在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的投入產(chǎn)出效率越低，該結(jié)果對于干旱半干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整具有重要參考價值。⑤此外，農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率還隨著農(nóng)田水利建設(shè)水平的上升而提高，該結(jié)果肯定了農(nóng)田水利建設(shè)在農(nóng)業(yè)水資源高效可持續(xù)利用中發(fā)揮的積極作用。

4 結(jié)果與討論

4.1 結(jié) 果

本文采用考慮非期望產(chǎn)出的方向距離函數(shù)方法分析了我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的時空特征和動態(tài)驅(qū)動貢獻(xiàn)，并在此基礎(chǔ)上使用固定效應(yīng)模型實證檢驗了我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的影響因素，得到以下主要結(jié)論。

（1）2003-2018年，我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率總體提升了45.5%。從時間序列看，研究期內(nèi)，我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率經(jīng)歷了2003-2008年的波動下降、2008-2016年的快速上升以及2016-2018年的上升收斂等三個階段。從時空演變看，研究期內(nèi)僅山西省農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率出現(xiàn)下降，大部分省份效率值均有不同程度的上升且省際差異不斷縮小，但安徽、江西等省份農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率仍處于較低水平。

（2）研究期內(nèi)，全國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率年均增長3.5%，變化率在0.950 至1.156 的區(qū)間內(nèi)波動。技術(shù)進步是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率變化的主要貢獻(xiàn)來源，而技術(shù)效率變化對農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率變化的驅(qū)動因素較小。2010年前后的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和節(jié)水減排技術(shù)普及通過技術(shù)進步貢獻(xiàn)提升農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率，而2014年政府約束性政策的收緊則通過技術(shù)效率貢獻(xiàn)促進整體效率的提升。

（3）從影響因素來看，農(nóng)田水利建設(shè)水平對農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率具有顯著的正向促進作用，是提高效率水平的重要推動力；而水資源需求水平、政府管控力度以及農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的變化則是抑制農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率提升的主要因素。資源稟賦條件對效率水平同樣具有顯著影響，水資源供給壓力的提升在客觀上也會提高區(qū)域農(nóng)業(yè)水資源利用效率。

4.2 討論

當(dāng)前，由于既有農(nóng)業(yè)節(jié)水減排設(shè)施的普及和技術(shù)的推廣，我國農(nóng)業(yè)綠色水資源利用水平的上升空間已趨于飽和，效率值也逐漸收斂。因此，推動效率水平的進一步提升愈發(fā)受限。

對此，一是要同步擴大技術(shù)進步貢獻(xiàn)和技術(shù)效率貢獻(xiàn)對提升農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的正向驅(qū)動力度。一方面要加大節(jié)水減排技術(shù)和相應(yīng)基礎(chǔ)設(shè)施研發(fā)方面的投入，同時鼓勵和資助前沿技術(shù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的運用，從而推動整體效率前沿的外拓，提高技術(shù)進步貢獻(xiàn)水平；另一方面，繼續(xù)加大對水資源“三條紅線”的監(jiān)管和考核力度，提高河湖長制在農(nóng)村地區(qū)的推行水平，對于農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率水平較低的安徽、江西、山西等省份實施技術(shù)指導(dǎo)和重點督察，縮小各省份與效率前沿的距離，提高技術(shù)效率變化對效率提升的貢獻(xiàn)。

二是要協(xié)調(diào)使用市場機制和政府調(diào)控手段推進農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的提升。研究結(jié)果表明，水資源供給壓力與農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。面對豐水地區(qū)可能存在的“資源詛咒”問題，應(yīng)建立和健全區(qū)域間水權(quán)交易機制和跨域生態(tài)補償機制，通過市場手段鼓勵水資源豐富、水環(huán)境良好地區(qū)采取節(jié)水減排行為，而非通過資源的消耗性利用換取經(jīng)濟收益。本文的實證結(jié)果還顯示，較高的政府管控力度會抑制農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的提升。因此，在加強對農(nóng)村公共物品供給和公共事物管理政府宏觀調(diào)控的同時，不能忽視資源、環(huán)境要素的市場化，充分發(fā)揮價格機制的調(diào)節(jié)作用，以市場手段緩解資源供需矛盾和生態(tài)環(huán)境壓力，完善對國土空間的優(yōu)化布局。此外，加強農(nóng)村地區(qū)節(jié)水減排宣傳教育、提高農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的節(jié)水意識和生態(tài)意識也是提升農(nóng)業(yè)綠色水資源利用效率的重要途徑。 □