暢倩 蔡瑜 趙敏娟

摘 要：生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包已成為中國(guó)農(nóng)業(yè)無(wú)法逆轉(zhuǎn)的發(fā)展趨勢(shì)，研判生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的關(guān)系對(duì)于保障中國(guó)糧食安全、促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。將農(nóng)業(yè)面源污染與農(nóng)業(yè)碳排放納入非期望產(chǎn)出的核算框架，運(yùn)用SBM-Undesirable模型和中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)1 208戶農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)測(cè)算農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率，并剖析生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的非線性影響及機(jī)理。研究結(jié)果表明：（1）中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率均值略高于“及格線”水平，不同地區(qū)與不同作物的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率存在差異。（2）總體來(lái)看，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間存在穩(wěn)健的“U”型關(guān)系;分區(qū)域、分作物的研究結(jié)果也大多肯定了“U”型關(guān)系的成立，但對(duì)于湖南地區(qū)和小麥生產(chǎn)而言，上述“U”型關(guān)系并不明顯，且聚焦玉米生產(chǎn)，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間僅表現(xiàn)出顯著的負(fù)向線性關(guān)系。目前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包在一定程度上呈現(xiàn)出違背農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的現(xiàn)象，相關(guān)政府部門仍需加強(qiáng)對(duì)提高農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的重視，并助推中國(guó)糧食生產(chǎn)跨越生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包引發(fā)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率低谷。

關(guān)鍵詞：糧食安全;農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率;生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包;SBM-Undesirable模型

中圖分類號(hào)：F323.2?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2023）02-0138-13

收稿日期：2022-07-12DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2023.02.15

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（72173097）;國(guó)家自然科學(xué)基金應(yīng)急管理項(xiàng)目（72141006）

作者簡(jiǎn)介：暢倩，女，四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院副教授，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理。

引 言

隨著可持續(xù)發(fā)展理念的深入貫徹和落實(shí)，中國(guó)農(nóng)業(yè)已不再局限于資源剛性約束下確保農(nóng)產(chǎn)品基本供需平衡，而是充分考慮資源承載能力以及可能導(dǎo)致的環(huán)境問題，致力于資源節(jié)約、環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)。這就要求，從投入到產(chǎn)出的整個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程不僅要遵循經(jīng)濟(jì)效率原則，優(yōu)化資源配置、實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出最大化，也要推崇環(huán)境友好的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式，防控生產(chǎn)過(guò)程中的環(huán)境污染，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的全面提升，即農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的增長(zhǎng)。

近些年，學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的研究進(jìn)展加速，理論內(nèi)涵已基本形成共識(shí)，評(píng)價(jià)方法也愈加科學(xué)合理。就農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的驅(qū)動(dòng)因素而言，有越來(lái)越多的學(xué)者關(guān)注了環(huán)境規(guī)制政策、城鎮(zhèn)化、人力資本等的影響^［1-4］，在一定程度上解釋了農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率不高的原因，但仍未發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)可促進(jìn)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率提升的可行路徑^［5］。另外，基于農(nóng)戶微觀視角考察農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率提升路徑的研究還比較少，忽視了農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率提升的微觀基礎(chǔ)。實(shí)踐發(fā)現(xiàn)面對(duì)日益高漲的勞動(dòng)力成本和日漸萎縮的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，立足中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模小、土地細(xì)碎化程度高、氣候?yàn)?zāi)害影響嚴(yán)重、農(nóng)戶兼業(yè)普遍等農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，中國(guó)農(nóng)民自發(fā)形成了以農(nóng)機(jī)服務(wù)為主、雇工為輔的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)外包購(gòu)買模式。

本文采用克服徑向缺陷和角度缺陷的SBM-Undesirable模型對(duì)中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)1 208戶農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率水平進(jìn)行測(cè)度，在研判中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)真實(shí)發(fā)展情況的基礎(chǔ)上，結(jié)合理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)，系統(tǒng)評(píng)估生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的服務(wù)成效。同時(shí)，剖析并驗(yàn)證生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的非線性影響，拓展外包與農(nóng)業(yè)效率的關(guān)系研究。本研究對(duì)更全面地解釋生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)效率的關(guān)系、研判當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)推廣的適宜性有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)

古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論強(qiáng)調(diào)了分工對(duì)生產(chǎn)效率提升的作用，新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論肯定了技術(shù)進(jìn)步在提高生產(chǎn)效率中的貢獻(xiàn)。可見，分工深化與技術(shù)進(jìn)步是促進(jìn)生產(chǎn)效率提升的關(guān)鍵。生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包作為技術(shù)創(chuàng)新中管理創(chuàng)新的“軟技術(shù)進(jìn)步”，是專業(yè)化分工在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中特有的運(yùn)用方式^［6］，理論上可通過(guò)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)提供先進(jìn)的管理方法和手段、推動(dòng)分工深化與生產(chǎn)專業(yè)化的方式提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)。大量學(xué)者就此展開了分析和檢驗(yàn)，基本證實(shí)了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包能促進(jìn)農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)效率提升的觀點(diǎn)^［7-8］。農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率涵蓋農(nóng)業(yè)要素投入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)出以及生態(tài)環(huán)境影響三方面內(nèi)容，納入了環(huán)境因素的生產(chǎn)效率，反映了考慮資源環(huán)境代價(jià)的真實(shí)生產(chǎn)績(jī)效和農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展水平同樣可能與生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包密切相關(guān)。中國(guó)引入環(huán)境技術(shù)效率并將其應(yīng)用于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的研究歷程相對(duì)較短，關(guān)于生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率關(guān)系的研究還不多。

一方面，部分學(xué)者認(rèn)為生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包可能促進(jìn)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的提升。首先，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包可以彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)中的勞動(dòng)力不足^［9］，促進(jìn)機(jī)械替代勞動(dòng)，從而突破原有的資源稟賦限制，更好地發(fā)揮不同主體的比較優(yōu)勢(shì)^［10］。有助于緩解勞動(dòng)力短缺導(dǎo)致的化肥、農(nóng)藥過(guò)量施用問題^［11］;有利于降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、促進(jìn)糧食增產(chǎn)、提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出^［12］。其次，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包可以通過(guò)服務(wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，獲得分工效益、實(shí)現(xiàn)迂回生產(chǎn)^［13］，進(jìn)而內(nèi)生出服務(wù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)與范圍經(jīng)濟(jì)^［14］，提升農(nóng)業(yè)資源配置和組織管理效率^［15］，促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中投入的資源和要素達(dá)到最優(yōu)組合，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與環(huán)境污染^［16］。再次，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包作為先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)與科學(xué)管理理念的載體，能夠?qū)⑾冗M(jìn)的知識(shí)、技術(shù)、要素與裝備等引入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中^［17］，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)前沿函數(shù)的外擴(kuò)^［10］。不但能促進(jìn)環(huán)境友好技術(shù)與新型生產(chǎn)要素的采納，改變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)高投入、高污染的生產(chǎn)方式^［5］;還能夠提高農(nóng)產(chǎn)品附加值^［8］。生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包引發(fā)的技術(shù)外溢效應(yīng)可起到示范、帶動(dòng)作用^［18］，促進(jìn)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的提升。最后，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包可以充當(dāng)知識(shí)資本的傳送器^［10］，降低農(nóng)戶對(duì)新技術(shù)、新設(shè)備的學(xué)習(xí)成本。通過(guò)“干中學(xué)”效應(yīng)使農(nóng)戶快速學(xué)習(xí)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)與農(nóng)業(yè)知識(shí)，例如測(cè)土配方施肥、綠色病蟲害防控、農(nóng)業(yè)廢棄物資源化處理等，從而利用學(xué)習(xí)的正外部性獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)、提高農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率^［19］。綜上，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包可能通過(guò)其要素替代效應(yīng)、優(yōu)化配置效應(yīng)、技術(shù)引入效應(yīng)與外部學(xué)習(xí)效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的提升。

另一方面，部分學(xué)者提出生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包可能抑制農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的提升。可能的原因是，由于農(nóng)戶與外包供給主體之間的信息不對(duì)稱導(dǎo)致同時(shí)存在外包供給主體降低服務(wù)質(zhì)量和農(nóng)戶“過(guò)度監(jiān)督”的雙邊道德風(fēng)險(xiǎn)^［20］，以及由此產(chǎn)生的生產(chǎn)資料投入過(guò)度問題。具體而言，外包供給主體在作業(yè)過(guò)程中可能存在損人利己的機(jī)會(huì)主義行為^［21］，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的高投入與重污染。例如，與農(nóng)資經(jīng)銷商合謀，通過(guò)過(guò)量施用農(nóng)用化學(xué)品獲得高額回報(bào);為降低服務(wù)成本、實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)，使用廉價(jià)化學(xué)品代替先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、設(shè)備及知識(shí)的投入;為降低生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，過(guò)量投入農(nóng)用化學(xué)品以保證產(chǎn)量穩(wěn)定等。此外，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有周期長(zhǎng)、要素投入產(chǎn)出關(guān)系不明確等特點(diǎn)，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與家庭自用工異質(zhì)，可能導(dǎo)致過(guò)高的勞動(dòng)監(jiān)督問題，降低了勞動(dòng)生產(chǎn)率。例如，病蟲害防治環(huán)節(jié)的標(biāo)準(zhǔn)化程度較低，農(nóng)藥濃度和噴灑均勻度均會(huì)直接影響防治效果，且事后評(píng)判難度大，大大推動(dòng)了農(nóng)戶監(jiān)督成本的上升。即，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包可能由于道德風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)與投入過(guò)度效應(yīng)抑制農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的提升。

由此推斷，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間可能不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是受生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的要素替代效應(yīng)、優(yōu)化配置效應(yīng)、技術(shù)引入效應(yīng)、外部學(xué)習(xí)效應(yīng)、道德風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)與投入過(guò)度效應(yīng)相對(duì)大小的影響，在不同階段呈現(xiàn)出差異性的特征。從農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的實(shí)際購(gòu)買情況來(lái)看，外包是存在費(fèi)用門檻和技術(shù)門檻的。首先，當(dāng)農(nóng)戶的外包水平較低時(shí)，農(nóng)戶通常以購(gòu)買耕地、播種、收割等機(jī)械化作業(yè)環(huán)節(jié)的常規(guī)服務(wù)為主，外包供給主體道德風(fēng)險(xiǎn)較低，農(nóng)戶監(jiān)督成本也不高。但上述環(huán)節(jié)的外包服務(wù)（即農(nóng)機(jī)服務(wù)）更多的是發(fā)揮要素替代效應(yīng)^［22］，對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)和污染減排的貢獻(xiàn)非常有限^［23］，可能無(wú)法提升農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率。更遺憾的是，隨著農(nóng)戶外包水平的提升，不同環(huán)節(jié)、不同外包供給主體的作業(yè)質(zhì)量更加難以區(qū)分和識(shí)別，可能會(huì)助長(zhǎng)外包供給主體的機(jī)會(huì)主義行為，農(nóng)戶的監(jiān)督管控成本也相應(yīng)增加，其低道德風(fēng)險(xiǎn)與低要素投入的優(yōu)勢(shì)可能會(huì)逐漸消失，導(dǎo)致效率損失。因此，在外包水平較低時(shí)，隨著農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包水平的提升，農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率可能呈下降趨勢(shì)。其次，當(dāng)外包水平較高時(shí)，農(nóng)戶通常不僅購(gòu)買耕地、播種、收割環(huán)節(jié)的基礎(chǔ)性外包服務(wù)，還可能涉及施肥、打藥、灌溉等環(huán)節(jié)的操作外包以及生產(chǎn)資料購(gòu)買的外包等。這些外包服務(wù)雖然具有相對(duì)較大的道德風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)督成本，但技術(shù)引入效應(yīng)和外部學(xué)習(xí)效應(yīng)明顯。隨著外包水平的提升，統(tǒng)防統(tǒng)治等單個(gè)農(nóng)戶無(wú)法實(shí)施的綠色生產(chǎn)行為得以普及，不僅減少了要素投入還降低了污染排放;同時(shí)，科學(xué)的生產(chǎn)技術(shù)、知識(shí)等得以廣泛應(yīng)用，可能促使農(nóng)用化學(xué)品利用效率提升，提高知識(shí)創(chuàng)新和技術(shù)溢出的增產(chǎn)效用^［24］。另外，外包的要素配置效應(yīng)逐步增強(qiáng)，外包供給主體可以發(fā)揮多環(huán)節(jié)作業(yè)的配合優(yōu)勢(shì)從而減少農(nóng)用化學(xué)品投入。例如，外包供給主體可通過(guò)秸稈還田、深松深耕等方式提高土壤有機(jī)質(zhì)含量，降低化肥等農(nóng)用化學(xué)品投入。因此，隨著農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包水平的提升，農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率可能呈上升趨勢(shì)。

基于此，本文提出如下研究假說(shuō)：生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的影響是非線性的，隨著生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包水平的提升，農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率可能先下降后上升，即生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間存在“U”型關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、模型設(shè)定與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本基本特征

本文基于中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)情況，驗(yàn)證生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率間的關(guān)系，主要考慮以下兩方面的原因。一方面，糧食主產(chǎn)區(qū)是保障中國(guó)糧食安全的重要載體，糧食生產(chǎn)的環(huán)境技術(shù)效率水平直接影響國(guó)家糧食安全及農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展能力;另一方面，糧食主產(chǎn)區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展迅速，服務(wù)推廣度與農(nóng)戶參與程度均較高。因此，糧食主產(chǎn)區(qū)是研究生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率關(guān)系的典型地區(qū)。調(diào)研團(tuán)隊(duì)于2021年10月，采用多階段抽樣方法，在黑龍江、河南和湖南三大糧食主產(chǎn)省開展了農(nóng)戶微觀調(diào)研。具體而言，在每個(gè)樣本省抽取3個(gè)樣本市，每個(gè)樣本市抽取2個(gè)地理位置不相鄰的國(guó)家級(jí)產(chǎn)糧大縣（區(qū)），每個(gè)樣本縣（區(qū)）抽取2個(gè)樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）抽取2個(gè)樣本村（社區(qū)），每個(gè)樣本村（社區(qū)）抽取16～18戶樣本農(nóng)戶。通過(guò)訪談和結(jié)構(gòu)化問卷調(diào)查，共獲取1 242份農(nóng)戶問卷。在剔除前后不一致和關(guān)鍵信息缺失的樣本后，最終獲得1 208份有效樣本。其中，黑龍江416份、河南393份、湖南399份。

樣本農(nóng)戶的基本特征如表1所示。戶主年齡在50歲及以上的樣本占到總樣本的70％以上;接近80％的戶主受教育程度為初中及以下水平;樣本農(nóng)戶的家庭規(guī)模以3～6人居多，占比超過(guò)70％。按照農(nóng)業(yè)總收入占農(nóng)戶家庭總收入的比例劃分農(nóng)戶類型劃分依據(jù)為：農(nóng)業(yè)總收入占家庭總收入的比例超過(guò)95％為純農(nóng)戶，大于50％且小于等于95％為農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶，大于5％且小于等于50％為非農(nóng)兼業(yè)戶，小于等于5％為非農(nóng)戶。 ，純農(nóng)戶和非農(nóng)兼業(yè)戶相對(duì)較多，占比均超過(guò)30％;其次是農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶和非農(nóng)戶，占比分別為23.593％和6.871％。依據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織（FAO）對(duì)規(guī)模的定義，以2公頃為一個(gè)界限，小于2公頃的農(nóng)戶為小規(guī)模農(nóng)戶，樣本農(nóng)戶以小規(guī)模農(nóng)戶為主，占比為66.308％;僅有23.013％的樣本農(nóng)戶加入了農(nóng)業(yè)組織;接近90％的農(nóng)戶擁有的生產(chǎn)型固定資產(chǎn)數(shù)量不足6個(gè)。樣本農(nóng)戶基本特征符合中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)現(xiàn)階段的基本情況，具有較好的代表性。

（二）模型設(shè)定

1.農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的測(cè)度模型。參考Tone^［25］和Cooper等^［26］的做法，本文構(gòu)建了一個(gè)基于非徑向非角度的SBM-Undesirable農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率評(píng)價(jià)模型。

假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)中，有n個(gè)決策單元，每個(gè)決策單元均有4個(gè)向量，即投入向量、期望產(chǎn)出向量、農(nóng)業(yè)面源污染向量和農(nóng)業(yè)碳排放向量，分別表示為x∈R^m、y^a∈R^S₁、y^b∈R^S₂、y^c∈R^S₃，可定義矩陣X、Y^a、Y^b、Y^c如下：

X=［x₁，x₂，…，x_n］∈R^m×n＞0

Y^a=［y^a₁，y^a₂，…，y^a_n］∈R^S₁^×n＞0

Y^b=［y^b₁，y^b₂，…，y^b_n］∈R^S₂^×n＞0

Y^c=［y^c₁，y^c₂，…，y^c_n］∈R^S₃^×n＞0

有限生產(chǎn)可能性集P為：

上式中P將決策單元（x₀，y₀）排除在外，從而有效規(guī)避了非期望產(chǎn)出的SBM模型可能出現(xiàn)的多個(gè)決策單元同時(shí)有效的情況?？紤]非期望產(chǎn)出的SBM模型（VRS情況）的分式規(guī)劃形式為：

2.生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的影響模型。農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率是介于0和1之間的具有非負(fù)截?cái)嗵卣鞯淖兞?，?duì)于這類受限因變量的估計(jì)，采用OLS法通常會(huì)得到有偏的估計(jì)結(jié)果。本文延續(xù)已有文獻(xiàn)的做法，選用Tobit模型進(jìn)行估計(jì)?？紤]到生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間可能是一種非線性關(guān)系，模型設(shè)定如下：

AEE_n=β₀+β₁W_n+β₂W²_n+α_rA_m+ε_n

其中，AEE_n表示第n個(gè)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率；β₀表示截距項(xiàng)；β₁表示第n個(gè)農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的估計(jì)系數(shù)；β₂表示第n個(gè)農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)；W_n表示生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包變量，A_m是影響第n個(gè)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的其他控制變量向量；ε_n為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）變量選取

1.農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的測(cè)度變量。（1）投入變量。參考林文聲等^［27］的處理方法，投入變量主要包括勞動(dòng)力投入、資本投入和土地投入三類。勞動(dòng)力投入采用2020年農(nóng)戶家庭用于自家糧食生產(chǎn)各環(huán)節(jié)耗費(fèi)的時(shí)間表示，單位為“工日”，即將所有糧食生產(chǎn)環(huán)節(jié)家庭成員投入的工日加總。資本投入采用2020年農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)糧食作物投入的資金總額表示，單位為“萬(wàn)元”，主要包含化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、種子、柴油、電力、雇工、購(gòu)買生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包服務(wù)、自購(gòu)農(nóng)機(jī)折舊自購(gòu)農(nóng)機(jī)折舊成本的計(jì)算：固定資產(chǎn)折舊一般采用平均年限法和工作量法。對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械來(lái)說(shuō)，由于每年的工作量和工作項(xiàng)目都相差不太多，所以農(nóng)機(jī)具通常都采取平均年限法來(lái)計(jì)算折舊成本。本研究中，農(nóng)戶自購(gòu)農(nóng)機(jī)的折舊成本為機(jī)械原值與年折舊率的乘積。不同農(nóng)機(jī)擁有不同的年折舊率，是“1減去預(yù)計(jì)凈殘值率”與機(jī)械折舊年限的比值。其中，預(yù)計(jì)凈殘值率通常按機(jī)械原值的3％～5％確定，本文取4％;折舊年限參照中國(guó)財(cái)政部、農(nóng)牧漁業(yè)部關(guān)于國(guó)營(yíng)農(nóng)場(chǎng)農(nóng)機(jī)專用設(shè)備折舊年限表。 等費(fèi)用的總和。土地投入采用2020年農(nóng)戶家庭糧食總播種面積表示，不考慮后期因自然或人為因素而導(dǎo)致收獲面積增減的情況，單位為“公頃”。（2）期望產(chǎn)出變量?？紤]到農(nóng)戶在糧食種植品種與種植類型上存在差異，參考李谷成等^［28］的測(cè)度方法，采用2020年農(nóng)戶家庭的糧食生產(chǎn)總值表示期望產(chǎn)出，單位為“萬(wàn)元”。（3）非期望產(chǎn)出變量。農(nóng)業(yè)非期望產(chǎn)出參考Zhuang X H等^［29］、馬國(guó)群和譚硯文^［30］的做法，主要是指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的各種環(huán)境污染排放。一方面是以水體中的化學(xué)需氧量（COD）、總氮（TN）和總磷（TP）流失量為主的農(nóng)業(yè)面源污染排放總量（萬(wàn)立方米），另一方面是以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中溫室氣體排放為表征的農(nóng)業(yè)碳排放總量（噸）。糧食生產(chǎn)的主要污染及來(lái)源如圖1所示。

其中，農(nóng)業(yè)面源污染排放參考潘丹和應(yīng)瑞瑤^［31］的做法，采用清華大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程系的單元調(diào)查評(píng)估法進(jìn)行核算。單元調(diào)查評(píng)估法將各類污染源分解為產(chǎn)污單元（elementary unit，EU），通過(guò)建立起單元、污染產(chǎn)生量和污染排放量之間的數(shù)量關(guān)系對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染排放量進(jìn)行測(cè)度^［32］。各污染單元農(nóng)業(yè)面源污染排放的計(jì)算公式為：

其中，E為農(nóng)業(yè)面源污染排放量；EU_i為單元i的指標(biāo)統(tǒng)計(jì)數(shù)，數(shù)據(jù)從實(shí)地調(diào)研中獲得；ρ_i為單元i污染物的產(chǎn)污強(qiáng)度系數(shù)；η_i為單元i污染物的利用效率系數(shù)；EU_i和ρ_i之積是農(nóng)業(yè)污染產(chǎn)生量，即不考慮資源綜合利用和管理因素時(shí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所造成的最大潛在污染量;C_i為單元i污染物的排放系數(shù)，由單元和空間特征決定，表征區(qū)域環(huán)境、降雨、水文和各種管理措施對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村污染的綜合影響。

糧食生產(chǎn)過(guò)程中的產(chǎn)污單元主要包括農(nóng)用化學(xué)品和農(nóng)田固體廢棄物（見表2）?？紤]到農(nóng)田化肥流失是造成農(nóng)田面源污染最直接的原因^［32］，秸稈是重要的農(nóng)業(yè)面源污染源之一^［33］。本文主要關(guān)注化肥與秸稈造成的農(nóng)業(yè)面源污染，計(jì)算化肥流失與秸稈不同處理方式下排放的TN、TP和COD。農(nóng)業(yè)面源污染產(chǎn)污單元的清單列表見表2。

各產(chǎn)污強(qiáng)度系數(shù)、污染物的利用效率和排污系數(shù)等參數(shù)值通過(guò)廣泛的文獻(xiàn)調(diào)研和綜合比較所得。除參照賴斯蕓等^［32］、陳敏鵬^［34］以及石凱含和尚杰^［35］等的參數(shù)取值外，還參照了第一次全國(guó)污染源普查領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室發(fā)布的《污染源普查農(nóng)業(yè)源系數(shù)手冊(cè)》分省各參數(shù)取值，以盡可能地考慮到不同地區(qū)產(chǎn)污強(qiáng)度存在的差異。最后，根據(jù)GB 3838-2002中III類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)，通過(guò)將COD、TN、TP排放量轉(zhuǎn)換為“等標(biāo)污染排放量”等標(biāo)污染排放量的計(jì)算公式為：等標(biāo)污染排放量=污染物排放總量/污染物排放評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。其中，COD、TN和TP污染物排放評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)分別為20 mg/L、1 mg/L和0.2 mg/L。，計(jì)算得到農(nóng)業(yè)面源污染總量，單位為“萬(wàn)立方米”。

農(nóng)業(yè)碳排放參考程琳琳^［36］的做法，從土壤呼吸、生產(chǎn)投入品、秸稈焚燒、水稻生產(chǎn)4個(gè)維度，考慮了6個(gè)方面的碳源受限于調(diào)研數(shù)據(jù)，本研究在測(cè)算農(nóng)業(yè)碳排放時(shí)，并未考慮農(nóng)藥與農(nóng)膜生產(chǎn)和使用過(guò)程中產(chǎn)生的碳排放量，且在計(jì)算農(nóng)業(yè)機(jī)械運(yùn)行產(chǎn)生的碳排放量時(shí)，僅考慮了間接排放量，未能考慮直接排放量。由于種植業(yè)最大的碳排放來(lái)源是化肥施用和水稻種植，本文對(duì)此均已核算，因此不影響文章對(duì)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率關(guān)系的總體評(píng)價(jià)結(jié)果。（見圖2）?；贗PCC和美國(guó)橡樹嶺國(guó)家實(shí)驗(yàn)室公布的碳源排放系數(shù)，結(jié)合區(qū)域環(huán)境、降雨、資源稟賦等特征，核算其碳排放水平，并通過(guò)將不同類型的溫室氣體排放量轉(zhuǎn)化為碳當(dāng)量計(jì)算農(nóng)業(yè)碳排放總量^［37］，單位為“噸”。

土壤呼吸、生產(chǎn)投入品以及水稻生產(chǎn)的碳排放量的測(cè)算公式為：

其中，E_i為土壤呼吸、化肥、灌溉、水稻生產(chǎn)產(chǎn)生的碳排放量;F為農(nóng)業(yè)機(jī)械運(yùn)行產(chǎn)生的碳排放量;T_i為土壤呼吸、化肥、灌溉、水稻生產(chǎn)的統(tǒng)計(jì)指標(biāo);_i為碳排放系數(shù);A代表農(nóng)作物種植面積;C代表農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力;B、D代表農(nóng)業(yè)機(jī)械碳源的碳排放系數(shù)。

參考FAO相關(guān)做法，秸稈焚燒的碳排放量的測(cè)算公式為：

其中，E_ij為第i個(gè)農(nóng)戶j類溫室氣體排放量;P_ik為第i個(gè)農(nóng)戶作物k的產(chǎn)量;C_k為作物k的草谷比，單位為%;R_k為作物k的露天焚燒比例;F_k為作物k的燃燒效率，EF_k為作物k秸稈露天焚燒的排放因子，單位為g/Kg。

綜上，農(nóng)戶糧食生產(chǎn)過(guò)程中的投入變量、期望產(chǎn)出變量與非期望產(chǎn)出變量的說(shuō)明與統(tǒng)計(jì)如表3所示。

2.生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包變量。參考孫頂強(qiáng)等^［7］、張忠軍和易中懿^［19］的測(cè)度方法，使用2020年農(nóng)戶在糧食種植過(guò)程中購(gòu)買生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包服務(wù)的畝均費(fèi)用表示，單位為“千元/畝”。

3.其他控制變量。梳理相關(guān)研究成果，可知，農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率還受區(qū)域自然環(huán)境條件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)狀、農(nóng)業(yè)政策情況和農(nóng)戶特征等多種因素的共同影響。因此，本文還引入了反映戶主個(gè)體特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征以及地區(qū)特征的若干控制變量。變量的含義及描述性統(tǒng)計(jì)見表4。

三、農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的測(cè)算結(jié)果及分析

本文以MaxDEA Ultra為計(jì)算平臺(tái)，基于可變規(guī)模報(bào)酬（VRS）和產(chǎn)出導(dǎo)向（IO），在設(shè)定期望產(chǎn)出總權(quán)重和非期望產(chǎn)出總權(quán)重均為1時(shí)，利用1 208個(gè)中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶微觀調(diào)研樣本（共1 208個(gè)決策單元），測(cè)算各決策單元的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率，測(cè)算結(jié)果見表5。

總體來(lái)看，中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率均值為0.627，僅略高于“及格線”水平，與Aslam等^［38］的測(cè)算結(jié)果基本一致?？梢姡袊?guó)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率不高，且在一定程度上，中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)仍處于粗放經(jīng)營(yíng)的農(nóng)業(yè)發(fā)展階段，資源、環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展仍處于相對(duì)失衡狀態(tài)。但相對(duì)應(yīng)的，中國(guó)糧食生產(chǎn)也存在較大的資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)空間，實(shí)現(xiàn)綠色、低碳的可持續(xù)農(nóng)業(yè)的潛力巨大。

分地區(qū)來(lái)看，黑龍江、河南以及湖南的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率均值分別為0.701、0.648和0.528，黑龍江的效率值明顯高于河南，且河南的效率值明顯高于湖南，即三大糧食主產(chǎn)省的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率差異顯著。這可能與三省的作物種植類型及氣候環(huán)境特征有關(guān)。一方面，湖南省河網(wǎng)稠密，以水稻種植為主，水稻生產(chǎn)過(guò)程中的甲烷排放是重要的農(nóng)業(yè)碳源;另一方面，黑龍江生長(zhǎng)期短，一年僅能種植一季作物，但土壤肥沃，屬于典型的低投入高產(chǎn)出地區(qū)，且環(huán)境污染相對(duì)較低。

分作物品種來(lái)看，三大主糧作物的環(huán)境技術(shù)效率并不一致。玉米、小麥和水稻的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率均值分別為0.675、0.698和0.548，玉米與小麥的效率值較為接近，水稻的效率值明顯低于玉米與小麥?？赡艿脑蚴牵菏紫龋衩着c小麥的生產(chǎn)過(guò)程較為類似，農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出差異不大;其次，由于考慮了糧食生產(chǎn)過(guò)程中的碳排放，玉米和小麥生產(chǎn)的環(huán)境污染明顯低于水稻。

四、生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的影響

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

圖2是基于總體樣本的生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率關(guān)系的散點(diǎn)圖?？梢钥闯?，隨著生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包水平的提升，農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率先下降后上升，可以初步判定生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間可能存在“U”型關(guān)系。

進(jìn)一步地，圖3展示了不同省份生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率關(guān)系的散點(diǎn)圖，從左至右依次是黑龍江、河南和湖南。圖4展示了不同作物生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率關(guān)系的散點(diǎn)圖，從左至右依次是玉米、小麥和水稻?？梢钥闯?，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間同樣可能存在“U”型關(guān)系。

但上述發(fā)現(xiàn)，僅僅是基于生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的初步直觀結(jié)果，兩者之間更為準(zhǔn)確的數(shù)量關(guān)系，還有待后文進(jìn)一步地探究。

（二）模型回歸結(jié)果及分析

1.基準(zhǔn)回歸。本文使用Stata 17.0軟件，實(shí)證檢驗(yàn)了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的“U”型關(guān)系。基于總體樣本的回歸結(jié)果見表6。

回歸1和回歸2是未加入控制變量的回歸結(jié)果，回歸3和回歸4是加入所有控制變量的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，模型估計(jì)結(jié)果在影響方向和顯著性水平上均未發(fā)生顯著變化，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包在1％的顯著性水平上均負(fù)向影響農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的平方項(xiàng)在1％的顯著性水平上均正向影響農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率。一方面，相比于回歸1和回歸3的結(jié)果，回歸2和回歸4的卡方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量有所上升，說(shuō)明生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的影響并非是線形的，而是“U”型的;另一方面，相比于回歸1和回歸2的結(jié)果，回歸3和回歸4的卡方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量更大，模型擬合優(yōu)度更高，說(shuō)明模型估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。綜上所述，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間存在顯著的“U”型關(guān)系。本文假說(shuō)得證。

從控制變量的影響方向和顯著性水平來(lái)看（見回歸4），年齡、家庭收入、糧食種植面積、耕地質(zhì)量、農(nóng)業(yè)組織參與對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率有顯著的促進(jìn)作用，但家庭規(guī)模、耕地細(xì)碎化程度、復(fù)種指數(shù)、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)卻會(huì)顯著抑制農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的提升，此外，相對(duì)于河南，湖南的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率較低，黑龍江與河南不存在顯著差異。上述控制變量的回歸結(jié)果與已有研究結(jié)論基本一致^［39］。年齡的估計(jì)結(jié)果表明老齡農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力對(duì)中國(guó)現(xiàn)階段的糧食安全具有重要影響?？赡艿慕忉屖牵噍^于青壯年農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力：老齡農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的技術(shù)效率更具有優(yōu)勢(shì)^［40］;年齡較高的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力兼業(yè)機(jī)會(huì)較少，更能將時(shí)間與精力用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

2.分樣本回歸。上文從總體上考察了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的影響，驗(yàn)證了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的“U”型關(guān)系。但上述結(jié)論只是三大主糧作物總體層面的平均效應(yīng)，并不能說(shuō)明上述結(jié)論在不同地區(qū)、不同作物中依然成立。為此，本文進(jìn)一步考察黑龍江、河南和湖南三大糧食主產(chǎn)省，以及玉米、小麥和水稻三大主糧作物，驗(yàn)證生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的“U”型關(guān)系是否成立。估計(jì)結(jié)果如表7所示。

回歸5至回歸7分別是基于黑龍江、河南和湖南樣本的生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率影響的分組回歸結(jié)果。生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包均顯著負(fù)向影響農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率，且生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的平方項(xiàng)均顯著正向影響農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率。這說(shuō)明，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的“U”型關(guān)系在黑龍江和河南同樣成立。回歸7中，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的系數(shù)為負(fù)，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包平方項(xiàng)的系數(shù)為正，但均不顯著。這說(shuō)明，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的“U”型關(guān)系在湖南并不明顯。

回歸8是玉米生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)其農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率影響的回歸結(jié)果。生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的系數(shù)仍為負(fù)且顯著，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包平方項(xiàng)的系數(shù)為正但不顯著。這說(shuō)明，聚焦于玉米生產(chǎn)，外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的關(guān)系是線性的，且生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包顯著抑制了玉米環(huán)境技術(shù)效率的提升。回歸9是小麥生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)其農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率影響的回歸結(jié)果，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的系數(shù)為負(fù)，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包平方項(xiàng)的系數(shù)為正，但均不顯著。這說(shuō)明，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的“U”型關(guān)系在小麥生產(chǎn)中并不明顯。

回歸10是水稻生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率影響的回歸結(jié)果，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包在1％的顯著性水平上負(fù)向影響農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的平方項(xiàng)在5％的顯著性水平上正向影響農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率。這說(shuō)明，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的“U”型關(guān)系在水稻生產(chǎn)中依然成立。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文通過(guò)Utest檢驗(yàn)、重新設(shè)定農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的測(cè)算導(dǎo)向、調(diào)整核心解釋變量以及采用子樣本回歸等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，為了不受僅凸向原點(diǎn)且單調(diào)關(guān)系誤判的干擾，本文采用Utest檢驗(yàn)命令，判斷了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間“U”型關(guān)系的準(zhǔn)確性。結(jié)果顯示，t統(tǒng)計(jì)值為3.47，對(duì)應(yīng)概率為0.00，Slope區(qū)間包含正值，表明生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的影響為“U”型（在5％的顯著性水平上拒絕原假設(shè)）。

其次，本文分別基于投入導(dǎo)向和無(wú)導(dǎo)向，重新測(cè)算各決策單元的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率，并檢驗(yàn)了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的“U”型關(guān)系，結(jié)果如回歸11和回歸12所示（見表8）。生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的“U”型關(guān)系依然存在。再次，本文分別使用農(nóng)戶2020年外包環(huán)節(jié)數(shù)量占生產(chǎn)環(huán)節(jié)數(shù)量的比例、農(nóng)戶2020年平均外包環(huán)節(jié)數(shù)量表征農(nóng)戶的生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包水平，采用替代變量法對(duì)模型穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如回歸13和回歸14所示。生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的“U”型關(guān)系同樣存在。最后，本文刪除了45歲以下及65歲以上的樣本，采用子樣本回歸法對(duì)模型穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如回歸15所示，依然支持了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的“U”型關(guān)系。

五、研究結(jié)論與討論

本文采用非徑向、非角度的SBM-Undesirable模型和中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)1 208戶農(nóng)戶實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，測(cè)度并研判了中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率水平，剖析并證實(shí)了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的“U”型關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率均值僅略高于“及格線”水平，不同地區(qū)和不同作物的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率存在差異。分區(qū)域、分作物的研究結(jié)果也基本肯定了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間的“U”型關(guān)系，尤其在黑龍江和河南地區(qū)以及水稻生產(chǎn)中，但對(duì)于湖南地區(qū)和小麥生產(chǎn)而言，上述“U”型關(guān)系并不明顯;而聚焦于玉米生產(chǎn)，外包與農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率之間僅表現(xiàn)為顯著的線性關(guān)系，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包顯著抑制了玉米環(huán)境技術(shù)效率的提升。

在中國(guó)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模小、土地細(xì)碎化程度高、氣候?yàn)?zāi)害影響嚴(yán)重、農(nóng)戶兼業(yè)普遍，生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包已成為不可逆轉(zhuǎn)的農(nóng)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)。從測(cè)算結(jié)果來(lái)看，中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率水平較低，中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)仍處于粗放經(jīng)營(yíng)的農(nóng)業(yè)發(fā)展模式，相關(guān)政府部門和學(xué)術(shù)界仍需加強(qiáng)對(duì)提高農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率問題的重視程度，引導(dǎo)和推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色、低碳的可持續(xù)發(fā)展。另外，2020年中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的均值僅為198元/畝/年，處于低外包水平階段（圖3也顯示，目前樣本農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的購(gòu)買水平多集中于U型曲線的左側(cè)），購(gòu)買生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包顯著降低了部分農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率水平?？梢姡壳爸袊?guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展并不理想，在一定程度上呈現(xiàn)出了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包服務(wù)業(yè)發(fā)展違背農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的現(xiàn)象。一方面，相關(guān)政府部門亟需在政策與資金上引導(dǎo)與規(guī)范農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)組織的發(fā)展，應(yīng)引導(dǎo)外包服務(wù)組織提高服務(wù)質(zhì)量、豐富服務(wù)形式，降低外包作業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn);應(yīng)協(xié)助外包服務(wù)組織降低服務(wù)成本，尤其是綠色生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)要素的引入成本;應(yīng)將外包服務(wù)組織作為技術(shù)推廣的重要載體，拓展并強(qiáng)化其在科學(xué)技術(shù)培訓(xùn)、種植經(jīng)驗(yàn)傳遞等方面的作用。另一方面，當(dāng)?shù)睾献魃?、村委?huì)等可通過(guò)鼓勵(lì)和引導(dǎo)農(nóng)戶購(gòu)買統(tǒng)防統(tǒng)治等植保環(huán)節(jié)的外包服務(wù)，充分發(fā)揮外包服務(wù)組織在優(yōu)化配置、技術(shù)引入等方面的作用。現(xiàn)階段相關(guān)政府部門與農(nóng)業(yè)組織應(yīng)共同努力，推動(dòng)中國(guó)糧食生產(chǎn)跨越外包導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率低谷，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色、低碳的可持續(xù)發(fā)展。

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The U-shaped Relationship Between Outsourcing Agricultural Production and Environmental Technical Efficiency：Evidence From Chinas Major Food Producing Regions

CHANG Qian¹，CAI Yu²，ZHAO Minjuan^2*

（1.College of Management，Sichuan Agricultural University，Chengdu 611130;2.College of Economics & Management，Northwest A&F University，Yangling，Shaanxi 712100，China）

Abstract：Outsourcing is an irreversible trend in agriculture，and it is important to study the relationship between outsourcing and agricultural environmental technical efficiency，which will help to ensure food security and to promote high-quality agricultural development in China.Agricultural nonpoint source pollution and agricultural carbon emissions were simultaneously included in the accounting framework for non-desired outputs，and the SBM-Undesirable model and field research data from 1 208 households in major food producing regions of China were used to measure agricultural environmental technical efficiency and to analyze the nonlinear effects and mechanisms of outsourcing on agricultural environmental technical efficiency.The results show that：（1）The average value of agricultural environmental technical efficiency in the main food producing regions of China was only slightly above the “passing line” level，and there were differences between regions and crops.（2）In general，there was a stable U-shaped relationship between outsourcing and agricultural environmental technical efficiency.The results of sub-regions and sub-crops also basically affirmed the U-shaped relationship，but for the Hunan region and wheat production，the U-shaped relationship was not obvious，and the focus was on corn， only a significant negative linear relationship was shown between outsourcing and agricultural environmental technical efficiency.This showed a phenomenon that the outsourcing goes against the agriculture green development to a certain extent.At present，relevant government departments still need to pay more attention to improving the agricultural environmental technical efficiency and promoting Chinas food production leaps over the agricultural environmental technical efficiency caused by outsourcing.

Key words：food security;agricultural environmental technical efficiency;outsourcing agricultural production;SBM undesirable model

（責(zé)任編輯：楊峰）