中国农业环境效率的影响因素分析
来源:用户上传
作者:李燕
[摘 要]本文基于1983-2015年中国28个省份的投入产出数据，在测算中国农业环境效率的基础上，利用全面的FGLS和LSDV方法，深入探讨了不同地区的农业环境效率存在差异的主要原因。分析发现：制度因素中的农地产权结构、财政支农制度对农业环境效率具有显著影响，而经济社会发展因素中的经济发展水平、城镇化、农业生产者价格指数与农业生产资料价格指数之比等因素对农业环境效率具有显著影响，人力资本和农地经营规模也是影响农业环境效率的重要因素。
[关键词]农业环境效率;影响因素;农地产权结构;人力资本
[中图分类号]F3 [文献标识码]A [文章编号]1672-1071（2019）02-0092-08
一、引言
农业环境效率是衡量农业绿色发展的重要指标。它既考虑农业生产活动所创造的经济价值，同时也关注农业生产过程对环境造成的影响，其核心思想就是通过最少的资源消耗，生产出最多的产品，但对环境的负面影响最小。改革开放以来中国农业发展成就瞩目，但同时由于其粗放的经营方式也带来了严重的生态环境污染问题。在中国经济要求实现发展方式转变的关键节点，中国农业如何实现产出增长的同时污染排放最低，环境破坏最小这一目标成为农业绿色转型的一大难题。提高农业环境效率是解决这一难题的重要途径。因此，分析中国农业环境效率的影响因素有利于更好地制定相关政策以促进农业环境效率的改善。
发展绿色农业，主要是依靠制度创新和科技创新，在提高土地产出率和劳动生产率、实现农业增长的同时，还能提高农业环境效率，走出一条产出高效、产品安全、资源节约、环境友好的绿色农业发展之路。哪些因素对中国农业环境效率会产生影响？本文正是以中国为案例，从农地产权结构的视角，实证分析中国农地产权制度对农业环境效率的影响。本文由五个部分组成：第一部分是引言，提出问题;第二部分是从理论上梳理和归纳农业环境效率的影响因素;第三部分是计量模型与变量选取，主要是为计量模型的设定并对变量的选取和数据的来源进行说明;第四部分是实证结果分析，第五部分为研究结论
二、农业环境效率的影响因素分析
（一）影响农业环境效率的制度因素
1. 农地产权制度
影响农业环境效率的因素很多，学者们从经济发展水平、城镇化、技术进步等方面对农业环境效率的影响因素作了较为深入的研究，但是最为根本的因素还是农地产权制度。制度经济学认为经济制度能够约束人们的行为，而产权制度是经济制度中最为核心的制度。农地产权制度作为农业经济发展中的核心制度，不仅影响农户生产行为，进而影响农业的产出绩效，而且决定农户对农业资源环境的行为方式，影响农业生态环境。一般来说，农地使用权、收益权和处置权的排他性越强，农户越注重农业生产的长期效益，更加注重对农地的维护和投资，从而对农业生态环境的污染更少，农业环境效率也就越高。
2. 财政支农制度
财政支农制度是指国家财政对农业生产的投入安排。现代农业的发展离不开国家财政支持（王银梅和刘丹丹，2015）[1]，而绿色农业也是属于现代农业的范畴。绿色农业发展所需的先进生产要素和科技创新均属于高投入高风险，因此绿色农业同样离不开财政支持。一般来说，国家对农业发展的财政支持力度越大，越有利于农业基础设施建设和农业先进生产技术的发明和应用。而完善的基础设施和先进的绿色生产技术的采用有利于农业生产环境的保护，从而提高农业环境效率。国家财政对农业环境效率的提高可以通过财政支农总量和财政支农结构两种途径来实现，财政支农总量能够从整体上提升农业生产的硬件条件，但是如果财政支持的结构出现偏差也会导致农业环境效率下降。只有当财政对农业的支持主要用于农业绿色发展、农业生态环境保护上时，财政支农政策和制度才会对农业环境效率有显著的促进作用。
（二）影响农业环境效率的经济社会因素
1. 经济发展水平
经济发展水平与环境质量的关系一直是环境经济学研究的热点问题，最为著名的就是“环境库兹涅茨曲线”理论。该理论认为环境质量与经济增长之间呈“倒U型”曲线关系，即在经济发展的初期，环境质量是不断下降的，随着经济增长的不断加快，当经济增长超过某一临界点之后，环境質量会不断提高。事实上，经济发展水平对农业生态环境质量也会产生一定影响，有学者研究发现经济发展水平与农业环境全要素生产率也是呈现“倒U型”曲线（杜江等，2016）[2]。
2. 农业贸易条件
农业贸易条件是指农产品对工业品的贸易条件。改革开放以来，随着农产品市场化改革的不断推进，农业贸易条件不断改善，提高了农户进行农业生产的比较效益（李谷成，2014）[3]。农业生产比较效益的提高可以促使农户加大对农业的投资，特别是可持续生产经营的投资，从而加大对农业生态环境的保护，提高农业环境效率。从现有文献来看，农业贸易条件大多是用指农业生产资料价格与农业生产者价格的相对变化来表示。二者的变化对影响农户的生产行为，进而影响农业环境效率。
3. 城镇化水平
城镇化会对农业生产资源产生挤压效应，从而对农业生态环境造成破坏（赵丽平等，2016）[4]。首先，城镇化水平提高意味着农业劳动力减少。城镇化水平越高，农村劳动力从农业向非农产业转移的比重越大。随着城镇化水平的不断提高，农业劳动力会越来越短缺（马林静等，2014）[5]。农业劳动力的减少会影响农户的投入行为和生产方式，例如农户会采用劳动节约型技术，这些技术可能会导致水土资源数量和质量的下降，进而对农业生态环境产生影响。其次，城镇化水平提高可能会挤占农地资源，从而导致农户对农地实行掠夺式经营，加大对农业生态环境的破坏。随着农业劳动力向城镇非农产业转移，城镇的土地需求空间必然会不断扩大，而城镇在向周边的郊区和农村的扩散过程中不可避免会侵占耕地（刘成军，2017）[6]。随着农业耕地面积的减少和粮食需求的增加，农户为了提高产量，会加大对农药化肥的使用，对土地实行掠夺式经营，从而导致农业生态环境破坏严重。 4. 收入不平等程度
政治权力和财富分配不平等对环境质量会产生影响（Boyce，1994）[7]。同样，城镇居民和农民的收入不平等也会对农民的生产决策和行为产生影响，最终影响农业生产的环境效率。收入不平等程度越高，农业环境效率越低，反之，则农业环境效率越高，因此收入不平等程度与农业环境效率具有负向关系。
（三）影響农业环境效率的人力资本因素
人力资本可以通过对技术的发明和技术的采纳两个方面对农业环境效率产生影响。首先，农村人力资本水平有利于农业绿色生产技术和生产方式的发明和创造。在中国农业生产的历史中，许多农业生产技术和生产方式都是在农业生产实践中摸索出来的，并且有利于生态环境的保护。人力资本水平高的劳动力更能探索出有利于保护农业生态环境的技术。其次，人力资本水平高的劳动力更容易采纳绿色先进生产技术，同时在采用绿色先进生产技术的效果方面相对人力资本水平低的劳动力更好。
（四）影响农业环境效率的规模因素
影响农业环境效率的规模因素主要是指农地经营规模。农地经营规模对农业生产绩效的影响一直是学术界争论的热点，争论的焦点集中在究竟是农地经营规模越大越好还是越小越好。这说明农地经营规模对农业生产绩效肯定会产生影响。农地经营规模的大小影响农户耕作方式、耕作技术和生产要素的投入等，而这又会进一步影响农业环境效率。
三、计量模型设定及变量选取
（一）模型设计与估计方法
结合上文的理论框架，本文构建了农地产权对农业环境效率的计量模型，用以分析有哪些因素对农业环境效率具有显著影响，模型的基本表达式如下：
lnee=α+β1useit+β2benit+β3disit+β4scaleit+β5hcit+β6pergdpit+β7financeit+β8priceit+β9urbanit+β10inequlityit+uit+εit （1）
其中ee为模型的被解释变量，即农业环境效率。由于农业环境效率的标准差较大，因此对其取对数形式;use、ben和dis分别表示农户所拥有的农地使用权、收益权和处分权的排他性程度，这三个指标表示农地产权结构变量。scale表示农地经营规模;hc表示农村人力资本;pergdp代表人均GDP，即经济发展水平;finance表示财政支农比重;price表示农业贸易条件;urban表示城镇化水平;inequlity表示城乡不平等情况。ui代表不随时间变化的个体效应标准差;εit为随时间变化的干扰项标准差;i=1，2，…28代表中国28个省（区、市）;t代表年份;j=1，2，…，7代表7个控制变量。
（二）变量选取
1. 被解释变量
农业环境效率。农业环境效率是指在相同要素或产出条件下，农业污染排放离污染最小排放的距离。考虑到农地产权主要是针对种植业，因此本文所指的农业是狭义上的农业即种植业。为了解决相对有效决策单元的效率可比问题，本文采用超效率DEA方法，同时借鉴Pastor和Lovell提出的全局参比的Global-DEA方法[8]，利用样本考察期内的所有投入产出数据来构建生产前沿面，从而满足了循环性，确保不同时期的效率能够跨期比较。
在DEA框架下，本文将每个省份视为一个决策单元，假设有N个DMU（n=1，2，…N），在每个时期t，每个DMU使用M种投入Xj，联合生产S种产出Yj，同时排放K种污染物Bj。其中式（2）为环境技术满足强可处置特征时的生产技术集合PT，式（3）为基于全局基准的生产技术，式（4）为在CRS假设下，第k个生产决策单元的效率可以通过基于产出导向和全局基准技术的超效率DEA模型进行评价。
PTt={（yt，bt）|∑ n j=1 ztjxtj≤xtj，∑ n j=1 ztjytj≥ytj，∑ n j=1 ztjbtj≥btj，ztj≥0} （2）
PTglobal=（PT1∪PT2∪...∪PTT） （3）
minθ θ，z s.t∑ T t=1 ∑ n j=1，j≠k ztjxtjm≤θx - tjm，m=1，2，...，M∑ T t=1 ∑ n j=1，n≠k ztjxtjm≥y - tjs，s=1，2，....，Sztj≥0，n=1，2，...，N，n≠k，t=1，2，...Tx - m≥xmk，m=1，2，...，My - s≥0，y - s≤ysk，s=1，2，...，S （4）
农业投入主要包括劳动力、土地、机械、化肥和灌溉等。劳动力投入根据现有文献（黄少安等，2005）[9]以第一产业从业人数乘以农业产值占农林牧渔总产值的比重表示;土地投入以农作物总播种面积表示;机械投入以农业机械总动力表示;化肥投入以农业生产中化肥的折纯量表示;农业灌溉变量以农业有效灌溉面积表示。
产出包括期望产出和非期望产出。在本文中，期望产出以1980年不变价的农业总产值表示;非期望产出是指农业生产中的各种面源污染物，并根据陈敏鹏等[10]的“单元调查评估法”与第一次全国污染源普查（农业普查）公布的系列手册，确定农田化肥施用、农田固体废弃物2个农业污染产污单元。选取的非期望产出变量包括总化学需氧量（COD）、总磷（TP）、总氮（TN）等污染物。其中化肥的TN、TP污染量根据《肥料流失系数手册》和“单元调查评估法”核算;农田固体废弃物的系数通过查阅相关文献。农业面源污染物排放总量计算公式如下：
E=∑ i SUi×ρi×LCi （5）
上式中E为农业污染物排放量，SUi为i个污染单元的污染物产生基数，文中主要为化肥折纯量、农作物产量，ρi为i个污染单元产污强度系数;LCi表示第i个污染单元污染物排放系数。 2. 解释变量
（1）制度因素变量
①农地产权结构。为了满足本文实证分析的要求，本文参照李宁等（2017）[11]围绕产权排他性所构建的框架对农地产权结构进行度量。把产权主体能在多大程度上不受其他主体干预，自由行使该项权利的程度作为农地产权的度量标准。
首先是农地使用权的测度。农地使用权的界定是指产权主体自由决定农作物生产计划的权利空间，即农户能在多大程度上能够不受其他主体干预的情况下自主决策农地的生产计划。
现有相关研究（Kung，Bai，2011）[12]认为地权稳定性对农户生产决策会产生重要影响，因此本文选取农地承包期作为反映国家和集体干预农户生产决策的指标，采用等差数列的赋值形式进行测度，完全私有赋值为1，将农地承包期存在过的0年、1-5年（1978-1983年期间）、15年（1984-1992年期间）和30年（1993年至今期间）4个期限，分别赋值0、0.25、0.5和0.75。
其次是农地收益权的测度。农地收益权的界定可从国家和集体干预农户独享收益的行为两方面来考虑。国家层面主要是考虑到国家以农业税的形式干预了农户对农地产出收益的独享。因此本文选择国家征收农业税占当年农业产值的比重来表示国家对农户独享收益干预的程度。集体层面对农户独享收益行为的干预主要是体现在集体收取的三提五统。因此本文以集体收取的提留数额占当年农业产值的比重作为衡量集体干预农户行为的程度。比重越大，说明农户独享收益的排他性越低。最终将农户收益权表示为ben=w1×（1-农业税/农业产值）+w2×（1-集体提留/农业产值）。其中，w1和w2分别是两个指标的权重，权重数值采用熵权法进行求解，从而得出农户收益权的排他程度。
最后是农地处分权的测度。根据相关文献，农地的处分权可以分为交易、流转、抵押和继承。考虑到我国国情，我国不可能存在农户买卖农地的权利。因此本文将农地处分权界定为流转权、抵押权和继承权。
在农地流转权方面，本文参考李宁等（2017）[11]的做法，根据国家政策法规对农地流转权的规定来考察，将国家是否允许农户流转和是否受到集体限制作为度量农户拥有流转权的标准，把流转权的赋值分为1978-1994年（法律未明确农户流转权）、1995-2002年（明确农户流转权，但受集体限制）和2003年至今（明确农户流转权，不受集体限制）三个时间段，并以等差形式对相应区段赋值为0、0.5和1。
在农地继承权方面国家也是有诸多的法律法规。本文以国家法律法规对农户继承农地收益的规定来度量农地继承权，将继承权的赋值区分为1978-1984年（法律未明确允许农地继承）和1985年至今（法律明确允许，但继承受到方式限制）两个时间段，同样以等差形式对相应区段赋值为0和0.5。
在农地抵押权方面相关法律也有明确规定。本文以能否抵押和抵押是否有限制权对农地的抵押权进行度量，将抵押权的赋值区间分为1978-2013年和2014年至今，对相应的区间分别赋值为0和1。
考虑到农地的流转权、抵押权和继承权共同构成农地处分权的实质内容，因此本文农地处分权的度量公式定义为：dis= w1×流转权+w2×继承权+w3×抵押权。w1、w2和w3仍然是采用熵权法来进行求解，最后计算得出农户的处分权排他性程度。
②财政支农制度。财政支农的力度对农业环境效率有重要影响。考虑到数据的可得性，参考现有文献，本文用各地财政支出中农业相关支出所占比重来表示财政支农制度。
农户对农地使用权、收益权和处分权的排他性分别用use、ben和dis来表示。财政支农制度用finance来表示该变量。
（2）经济社会因素变量
①经济发展水平。经济发展水平是用人均GDP表示，考虑到经济发展水平与环境污染可能存在非线性关系，本文同时加入了人均GDP的二次项。此外，本文人均GDP是以1980年的不变价来表示。
②农业贸易条件。本文参考李谷成（2014）[3]和杜江等（2016）[2]的做法，用农产品生产价格指数和农业生产资料价格指数之比来表示农业贸易条件，即农业对工业品贸易条件计算，原因在于农民生产决策要受到农业生产资料价格指数和农产品生产价格指数的影响。
③城镇化。大部分文献对城镇化水平的度量是用城市户籍人口与总人口之比，但是随着外出务工的农业劳动力数量的增加，这一比例会大大低估我国的城镇化水平。因此本文采用各地区城镇常住人口与总人口之比，这个比例更能反映改革开放以来我国城镇化水平的状况。
④收入不平等程度。考虑到本文的研究对象主要是农业，因此本文参考杜江等（2016）[2]的做法，用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比来表示收入不平等程度。
经济发展水平、农业贸易条件、城镇化和收入不平等程度分别用pergdp、price、urban和inequlity来表示。
（3）农村人力资本变量
人力资本测度一般有教育年限法、在校学生比例法、教育经费法和教育回报率为基础的扩展型人力资本法等，各类方法都存在一定的优缺点。本文参考陈仲常和马红旗（2011）[13]的做法，采用教育年限法，即人均受教育程度来衡量人力资本。农村人力资本的测算表达式为
hcit=∑ K i=1 αitnit （6）
其中hc表示各地區农村人力资本，ni表示农村劳动力的受教育年限，其中大专及以上以15年计，高中为12年，中专为13年，初中为9年，小学为6年，文盲或半文盲考虑其务农经历为2年。αi为各类教育程度的农村劳动力的比重。通过表达式本文可以计算出样本期各省份农村人力资本总量。
（4）规模因素
规模因素主要是考察农地经营规模。农地经营规模是用劳均耕地面积表示，这一指标能够从总体上反映各地区农业生产经营的平均规模。农地经营规模用scale表示。 其他控制变量还包括个体虚拟变量、时间虚拟变量，分别用μit和εit表示。
（三）数据来源及变量描述
考虑到数据的可得性和一致性，本文选择1983-2015年一共33年的时间为样本考察期，全国28个省（市、区）为研究对象。其中西藏由于缺失值和异常值太多未考虑在内，此外由于1990年之前和1996年之前海南和广东的数据都是缺失的，本文参考李谷成（2014）[3]的做法，将1990年以后海南的数据并入到广东，1996年以后重庆的数据并入四川。因此，本文采用的面板数据由1983-2015年共33年28个生产决策单位所构成，共有924个样本。
各地区农业税来自《新中国农业税历程》，集体提留数据来自历年《中国农业年鉴》，其他数据如不做特别说明均来自历年《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《新中国农业60年统计资料》、《改革开放三十年农业统计资料汇编》、《新中国五十年统计资料》、《新中国六十年统计资料汇编》、《中国农业统计资料》以及《（各地区历年）统计年鉴》。缺失的数据通过插值法予以补齐。本文中价值型变量数据均以1980年为基期进行平减以消除价格因素干扰。
四、实证结果分析
（一）实证估计方法
由于本文采用的是小N大T的长面板数据，它相对于短面板而言，可以放松假设{ζi}独立同分布的价值，考虑{ζi}可能存在的异方差和自相关。由表4-2可知，本文使用的数据的组间异方差、组内自相关及组间自相关的检验结果均表明，檢验结果均在1%水平上拒绝原假设，即认为扰动项中存在组间异方差、组内自相关及组间自相关问题。对于这些问题，可以采用两种估计方法：一是使用面板校正标准误的LSDV法;二是全面FGLS。
（二）长面板数据检验：组间异方差、组内自相关与组间截面相关
由于本文采用的数据是小N大T（N=28，T=33），属于长面板类型。长面板的模型中的扰动项可能存在组间异方差、组内自相关及组间自相关等问题，在对模型进行估计之后需要对这些问题进行检验。本文采用Greene（2000）和Wooldridge（2002）提供的沃尔德检验来检验组间异方差和组内自相关问题，利用Friedman（1937）、Frees（1995，2004）和Pesaran（2004）提供的方法来检验组间同期相关问题。最终检验结果见表4-2。从表4-2中可以看出，组间异方差、组内自相关及组间自相关的检验结果均表明，检验结果均在1%水平上拒绝原假设，即认为扰动项中存在组间异方差、组内自相关及组间自相关问题。因此本文最终选用全面FGLS对模型结果进行估计。
（三）实证结果分析
1. 模型估计
本文运用Stata15.0软件采用FGLS、LSDV对农业环境效率影响因素模型即式（1）进行估计，估计结果见表4-3。其中第二列为FGLS估计结果，第三列为LSDV估计结果。
对比FGLS模型和LSDV模型的估计结果，我们可以发现二者的差别不大。陈强（2013）认为LSDV是最稳健的，而全面的FGLS估计最有效率。当二者差别不大时，我们选择最有效率的全面FGLS的结果。
2. 估计结果分析
（1）制度因素。农地产权结构对农业环境效率具有显著影响。农地产权结构分为农地使用权、农地收益权和农地处置权。其中农地使用权对农业环境效率具有显著的负向影响。改革开放以来中国农地使用权越来越向农户集中，农地使用权期限由过去的2-3年先后延长至15年和30年，使用权期限的延长能够促使农户对农地的长期投资，进而提高农业环境效率。然而农业环境效率的提高对农地使用权期限的要求更高，原因在于环境效率提高需要较长周期的农地投资，而如果使用权期限较短则会使农户的投资无法得到回报，因此农户可能不会进行长周期的土地维护性投资，如保护性耕地投入等。因此这需要农地使用权的进一步延长，从而促使农地长期投资，提高农业环境效率。农地收益权对农业环境效率有显著的正向促进作用。改革开放后中国对农地经营的收益权逐步归还于农户，先后减少和取消农业税和村集体的“三提五统”费用，减轻农户的负担，农户经营土地的收益不断增加。农户收益的增加有利于农户对土地进行长期性投资，提高土地的肥力，从而提高农业环境效率。农地处置权对农业环境效率有显著的正向影响。农地处置权排他性提高1个单位，农业环境效率提高3.76%。农地处置权包括流转权、抵押权和继承权，农户的流转权、抵押权和继承权的排他性越高，农业环境效率也就越高。原因在于：农户可以自由流转土地，将土地作为抵押品到金融机构进行贷款，会使农户更加重视对土地的维护，提高土地质量，从而提高农业环境效率。
财政支农比重对农业环境效率的影响显著为正，财政支农比重提高1个单位，农业环境效率提高18.9%。改革开放以来，不论是国家财政还是地方财政，均加大了对农业的支持力度，在农业先进生产技术和机械的发明方面给予财政支持，此外还加大力度对农业基础设施进行建设和维护，对农业生态环境保护进行大量的投资，这些支持对农业环境效率的提高具有显著的促进作用。
（2）经济社会因素。经济发展水平对农业环境效率具有显著的正向影响，并且经济发展水平提高1个单位，农业环境效率提高0.002%。说明随着经济发展水平的提高，农业环境效率也会不断上升。其原因在于经济发展水平的提高比如会对农业绿色生产技术的进步和应用产生促进作用，从而减轻的生态环境的破坏，提高农业环境效率。
农业贸易条件对农业环境效率有显著的负向影响，农业贸易条件提高1个单位，农业环境效率降低1.59%。其原因在于，相对价格是农业生产者价格与农业生产资料价格之比，这表示农产品的市场价格相对于农业生产资料的价格越高，农户短期经营行为越严重，会加大对污染型投入品如化肥等的使用，这会导致农业生产短期产量提高，但长期而言农业生态环境破坏严重，产出也会下降，从而使得农业环境效率下降。 城镇化水平对农业环境效率具有显著的正向影响，城镇化水平提高1个单位，农业环境效率降低1.42%。改革开放以来，城镇化和工业化进程不断加快，大量的农业劳动力向非农产业转移，导致农业劳动力数量和质量不断下降。此外，城镇化水平的不断提高，必然导致城市用地不断扩张从而使得大量的农地被侵占。因此农业劳动力和农业用地的不断减少使得农户对劳动节约型技术和土地节约型技术的需求不断上升，这些技术在很大程度上会农业生态环境造成一定的破坏，如化肥等化学投入品的大量使用。
城乡不平等程度对农业环境效率具有显著的负向影响。城乡不平等程度提高1个单位，农业环境效率降低2.19%。改革开放以来，我国城乡收入差距不断扩大，城乡收入差距的扩大会使得农村低收入者加大对农业生产资源的利用，对农地实行粗放的掠夺式经营以期望尽快提高收入，缩小与城市居民的差距，而不是采取集约式经营提高农业生产效率和保护资源环境的方式。因此城乡收入不平等会导致农业环境效率的下降。
（3）人力资本因素。农村人力资本对农业环境效率具有显著的正向影响。农村人力资本的提升不仅有利于提高自身的生产效率，而且能够更好地采用和改良农业生产技术，特别是农业绿色生产技术。改革开放以来，特别是农村九年义务制教育实行以后，农村劳动力素质不断提高，农村人力资本水平大幅提升，从而使得农业劳动力在从事农业生产过程中更多地注重农业的长期经营效率，提高农业绿色生产技术的采用率和实施效果，有利于农业环境效率的提高。在发达国家，农业劳动力的受教育程度与环境效率也是呈正向关系的（Reinhard、Lovell和Thijssen，2002）[14]。
（4）规模因素。农地经营规模对农业环境效率具有显著的负向影响。这说明，随着农地经营规模的增大，农业环境效率是降低的。其原因可能在于中国属于人多地少的国家，当前农业经营的规模的提升会使得农业生产经营过程中为追求产量导致农业污染排放量增加，从而导致农业环境效率下降。但是农地经营规模与农业环境效率是否仅仅是单纯的线性关系，需要进一步验证。
五、结论
本文首先从制度、经济社会、人力资本和规模等方面分析了农业环境效率的影响因素，然后利用1983-2015年中国28个省（市、区）的面板数据，运用多种计量方法，包括FGLS和LSDV等，考察了农业环境效率的影响因素。结论如下：
（1）制度因素中，农地产权结构对农业环境效率有显著影响。其中农地产权结构中农地使用权对农业环境效率有显著的负向影响。而农地收益权和处置权对农业环境效率有显著的正向影响，并且农地处置权对农业环境效率的正向影响大于农地收益权对农业环境效率的正向影响。财政支农比重对农业环境效率也具有显著的正向影响。
（2）经济社会因素中经济发展水平即人均GDP对农业环境效率具有显著正向影响，农业生产者价格指数与农业生产资料价格指数之比所表示的农业贸易条件对农业环境效率具有显著负向影响。城镇化水平和城乡收入不平等对农业环境效率有显著负向影响。
（3）人力资本因素中的农村人力资本对农业环境效率具有正向影响。
（4）规模因素中的农地经营规模对农业环境效率具有显著的负向影响。
参考文献：
[1]王银梅，刘丹丹.我国财政农业支出效率评价[J].农业经济问题，2015（8）：53-62.
[2] 杜江，王锐，王新华. 环境全要素生产率与农业增长：基于DEA-GML指数与面板Tobit模型的两阶段分析[J]. 中国农村经济，2016（03）：65-81.
[3]李谷成.中国农业的绿色生产率革命：1978-2008年[J].经济学（季刊），2014（2）：537-558.
[4]赵丽平，王雅鹏，何可. 我国粮食生产的环境技术效率测度[J]. 华南农业大学学报（社会科学版），2016（03）：28-37.
[5]马林静，欧阳金琼，王雅鹏. 农村劳动力资源变迁对粮食生产效率影响研究[J]. 中国人口.资源与环境，2014（09）：103-109.
[6]刘成军.试论城镇化的关键要素：人口、土地和产业所引發的城镇生态环境问题[J]. 理论月刊，2017（01）：116-121.
[7]Boyce J K. Inequality as cause of environmental degradation，Ecological Economics，1994，11（3）：169-178.
[8]PastorJ T，Lovell C A K. A global Malmquist productivity index[J]. Economics Letters，2005，88（2）：266-271.
[9]黄少安，孙圣民，宫明波.中国土地产权制度对中国农业经济增长的影响[J]. 中国社会科学，2005（3）：39-47.
[10]陈敏鹏，陈吉宁，赖斯芸. 中国农业和农村污染的清单分析与空间特征识别[J]. 中国环境科学，2006（06）：751-755.
[11]李宁，何文剑，仇童伟，陈利根. 农地产权结构、生产要素效率与农业绩效. 管理世界，2017（3）：44-62.
[12]Kung JK，Bai Y. Induced Institutional Change or Transaction Costs？ The Economic Logic of Land Reallocations in Chinese Agriculture[J]. 2011，47（10）：1510-1528.
[13]陈仲常，马红旗. 人力资本的离散度、追赶效应与经济增长的关系——基于人力资本分布结构的异质性[J]. 数量经济技术经济研究，2011（06）：21-36.
[14]Reinhard S，Lovell C A K，Thijssen G J. Analysis of environmental efficiency variation[J]. American Journal of Agricultural Economics，2002，84（4）：1054-1065.
（责任编辑：董玥玥）
[基金项目]国家自然科学基金青年项目“基于选择实验法的秸秆多元化利用非市场价值评估及生态补贴机制研究”（71703082）
[收稿日期]2019-02-25
[作者简介]李燕（1984-），女，湖南衡南人，博士，中共广东省委党校咨询决策研究中心，副教授，主要研究方向为资源、环境与经济发展。
转载注明来源:https://www.xzbu.com/1/view-15202017.htm
