環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻研究*

姚延婷，陳萬明

(1．西北政法大學 商學院，陜西　西安　710063；2.南京航空航天大學 經濟與管理學院，江蘇　南京　210016)

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環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻研究*

姚延婷1，2，陳萬明2

(1．西北政法大學 商學院，陜西西安710063；2.南京航空航天大學 經濟與管理學院，江蘇南京210016)

面向環境友好的農業技術創新是農業經濟可持續發展的必然選擇。本文基于環境友好農業技術創新理論，將資源與環境因素引入傳統的農業技術創新分析框架中，運用非徑向、非角度SBM方向性距離函數測度了2000—2013年中國環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻度。研究結果表明，環境友好農業技術創新活動對經濟增長的貢獻是增加的，實現年均增長1.48%，且主要來自于農業前沿技術進步水平的驅動，農業技術效率相對緩慢；區域間環境友好農業技術創新增長發展不平衡，主要表現在東部最快、西部次之、中部最慢；從時間趨勢來看，環境友好農業技術創新的經濟效益并不外顯，呈現平穩波動且較為緩慢的上升狀態。

農業技術創新；經濟增長；環境友好；資源與環境

一、文獻綜述及問題的提出

在現代經濟增長理論中，技術進步根源于技術創新，是各類創新積累的經濟體現，因此，一般地將技術進步作為變量用來衡量技術創新對經濟增長的貢獻[1]。基于此，本文基于環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻，以農業技術進步為變量，通過農業生產率的計算，以期更準確地對農業經濟增長的績效進行判斷。

從理論上來講，農業生產率是指各要素投入之外的農業技術進步對經濟增長貢獻的因素[2]。目前，測算農業生產率的方法很多，各有利弊，較多學者從土地、勞動、機械、化肥和資本等單一要素出發，采用單要素生產率進行評價。現實中，農業生產經營依賴多種生產要素，一般采用全要素生產率及其變動來測算農業生產率的綜合水平和變動情況[3-4]，然而，其存在一定的局限性，主要原因在于度量過程中投入變量的選擇僅僅考慮了勞動、資本、土地和機械等傳統生產投入要素，對應的產出變量的選擇也僅僅為農林牧漁總產值或農業增加值，鮮有學者把與農業經濟可持續發展密切相關的資源和環境因素納入分析。

目前，中國農業經濟已經逐步由粗放式增長向環境友好、資源節約的增長方式轉型，如果在農業生產率的測算中不考慮環境友好農業技術投入要素和農業生產經營過程的非期望產出，有可能會使生產率的測算出現誤差，從而影響中國農業經濟政策的準確制定。因此，在農業生產率分析框架中，有必要將環境友好農業技術投入要素和農業生產經營過程的非期望產出納入其中。

投入端，在資源與環境的雙重約束下，除了諸如土地、勞動、化肥、役畜以及機械等影響農業發展的傳統要素外，環境友好農業技術要素的投入其實是農業可持續增長的重要因素之一。現實中，中國農業生產經營早已進行了環境友好農業技術的實踐，并且這些技術要素逐步在農業經濟增長中發揮了重要作用。因此，把環境友好農業技術要素放入農業生產率分析的框架中已成為必然。

產出端，學者們通常以農業生產總值作為農業生產經營中的期望產出。實際上，在農業生產過程中，除了得到期望之外，也會排放CO2、CH4和N2O非期望產出[5]。因此，除了農業生產總值，本文將農業溫室氣體排放作為非期望產出納入產出變量中，以期更準確地把握環境友好農業技術進步對經濟增長的貢獻。

盡管國內外學者已經認識到，農業經濟持續增長必須依賴環境友好農業技術創新，但就其對經濟增長影響機理的探求以及影響程度的測算卻鮮有人系統地加以論述。正因如此，本文突破了傳統的農業技術創新分析框架，基于環境友好農業技術創新理論，創新性地引入資源與環境因素，運用非徑向、非角度SBM(Slacks-Based Measure)方向性距離函數，測度2000—2013年中國環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻度，以期為中國從傳統農業向現代農業轉型提供政策依據。

二、基本假設與模型選擇

(一)基本假設

目前中國農業技術創新主體已經意識到資源節約與環境友好的重要性，并致力于傳統農業技術逐步向環境友好的農業技術轉型，并在農業生產經營中研發、擴散和應用。鑒于此，本文提出假設如下：

假設1：環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻用農業技術創新對經濟增長的貢獻來表示。

本文的研究是基于宏觀角度的環境友好農業技術進步，不僅包括了傳統農業技術與環境友好農業技術所帶來的農業生產力的提升，更包含了農業管理水平的提升、勞動者知識與技能的增加、農業法律法規的健全、農業生產要素的有效配置等整個農業產業系統的提升。鑒于此，本文提出假設如下：

假設2：環境友好農業技術進步基于宏觀視角。

借鑒國內外學者現有的研究[6]，本文通過計算廣義的農業技術進步對經濟增長的貢獻來代表環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻的變化率，故在經濟增長中將除去了資本、勞動貢獻后的剩余作為面向環境友好的廣義農業技術進步對經濟增長的貢獻，亦是環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻，即農業全要素生產率的增長率(TFP)。鑒于此，本文提出假設如下：

假設3：環境友好農業技術創新對經濟增長的貢獻的變化率，是借助廣義的農業技術進步對經濟增長的貢獻而實現。

采用農業全要素生產率指數(或變動率)來測度環境友好農業創新活動對經濟增長的貢獻，其包含了兩個部分，即前沿技術進步指數(或變動率)與技術效率變化指數(或變動率)，前者測度農業技術創新對經濟增長的貢獻，后者測度軟技術對經濟增長的貢獻。

(二)模型選擇

基于Chung等[7]提出的方向距離函數模型(Directional Distance Function，DDF)的相關研究，很多學者逐漸嘗試在中國農業經濟的生產率測算中考慮環境因素，但同時將農業溫室氣體排放與環境友好農業技術要素同時納入農業生產率測算框架的研究比較少，本文對模型的選擇正是基于這樣的研究背景展開的。

1.非徑向、非角度SBM方向性距離函數模型

(1)

2.基于非徑向、非角度SBM方向性距離函數模型的Malmquist-Luenberger生產率指數

Chung等[7]將包含非期望產出的方向距離函數應用于Malmquist模型，并將得出的Malmquist指數稱為Malmquist-Luenberger生產率指數。本文借鑒Malmquist-Luenberger生產率指數的思路，構造從t時期到t+1時期基于非徑向、非角度SBM方向性距離函數的Malmquist-Luenberger生產率指數，并將其定義為環境友好農業生產率指數。

=TEC(xt+1,yt+1,bt+1;xt,yt,bt)×TP(xt,yt,bt)

(2)

模型(2)可以分解為技術效率變化指數(TEC)和技術進步指數(TP)。Malmquist-Luenberger生產率指數=技術效率變化指數(TEC)×技術進步指數(TP)，其中，TEC衡量生產單位在t時期到t+1時期從實際生產點向生產前沿面的逼近；TP是一個幾何平均值，衡量生產前沿面向外擴張的動態變化。其中，ML、TEC、TP小于1分別表示環境友好農業生產率的下降、前沿技術的退步和技術效率的惡化；相反，ML、TEC、TP大于1則分別表示環境友好農業生產率的增長、前沿技術的進步和技術效率的改善。

三、變量界定與數據處理

(一)傳統投入變量與環境友好農業技術要素投入變量

傳統投入變量。土地投入以農作物的播種面積(千公頃)計算；勞動投入以農林牧漁業從業人員(萬人)計算；機械動力投入以農業機械總動力(萬千瓦)計算；化肥投入以本年度農業化肥使用折純量(萬噸)計算。

環境友好農業技術要素投入變量。以環境友好農業技術資源投入作為農業可持續資源投入變量，結合中國目前環境友好農業技術的推廣程度和數據的可獲性，主要選擇作物秸稈綜合利用技術(以秸稈粉碎還田機擁有量為例)、農用清潔再生能源技術(以沼氣技術為例)、節能高效農業機械技術(以節水灌溉類機械為例)和科學施肥技術(以免耕技術覆蓋面積為例)等四項技術作為環境友好農業創新技術的代表，通過專家咨詢法和主成分分析法的組合賦權方法算來確定以上幾項技術的權重，并在此基礎上計算全國及各地區環境友好農業技術投入的綜合值[9]。

(二)期望產出與非期望產出

期望產出變量。本文采用廣義農林牧漁總產值(億元)作為期望產出變量，并以2000年不變價格表示農林牧漁總產值(億元)。

非期望產出變量。本文以農業溫室氣體排放量(萬噸)為農業生產經營的非期望產出。鑒于省際數據的可獲性，主要分析農業生產過程產生的碳排放，暫沒有考慮因水稻種植、動物腸道發酵等引起的CH4排放源和因農業直接排放、農田間接排放、放牧、糞便燃燒、田間焚燒秸稈等引起的N2O排放源，并采用李波等[10]的碳排放測算方法計算。

(三)數據來源

基于數據的可獲性，本文采用2000—2013年30個省份(剔除中國香港、中國澳門、中國臺灣、西藏)所形成的平衡面板數據。起始年份為2000年，原因是主要的環境友好農業技術在2000年才開始得以推廣實施。各個生產單元的投入產出數據均來自各類統計年鑒。

四、實證結果分析

本文采用非徑向、非角度SBM方向性距離模型計算出2000—2013年30個省份的考慮環境友好農業技術投入與農業非期望產出的Malmquist-Luenberger生產率指數，即農業全要素生產率指數，其代表環境友好農業創新活動對經濟增長貢獻的增長率。在此基礎上，將該指數分解為前沿技術進步指數與技術效率變化指數，其中，分析前沿技術進步指數對農業全要素生產率增長的貢獻大小，代表著環境友好農業技術對經濟增長的貢獻程度；而分析技術效率變化指數對農業全要素生產率增長的貢獻大小，則代表著制度創新、服務創新等軟技術對經濟增長的貢獻程度。

(一)面向環境友好的農業生產率增長及源泉變化

如表1所示，從總體上看，2000—2013年農業生產率增長較為穩定適中，年均增長為1.48%，即環境友好農業技術創新活動對經濟增長的貢獻是增加的。該速度與同時期的宏觀經濟和工業部門增速相比較為緩慢，主要原因在于農業生產經營的特殊性與環境友好農業技術的公共性和時滯性。

表1　中國環境友好農業生產率增長及源泉變化

注：本表中指數為歷年各省份的幾何平均數，所取平均數亦為各年份的幾何平均數。

從表1中可以看出，2000年以后，中國逐漸加強了環境友好農業技術的資金、科研和推廣投入，使得在資源與環境的雙重約束下，農業產出與生產率獲得了雙重增長。農業經濟增長逐步兼顧了經濟、社會和生態效益，在一定程度上反映了農業綜合生產能力的提高，農業逐漸開始由傳統農業向資源節約與環境友好型農業轉型。從增長源泉上看，農業技術創新對經濟增長貢獻的變化是1.91%。相反，技術效率年均下降0.44%，即與前一年相比，后一年的技術效率對經濟增長貢獻的變化起的是負作用，消耗了一些技術創新對經濟增長的貢獻。整個農業前沿技術進步與技術效率損失并存的現象表明，一方面，自2000年以來中國逐步完善的農業科研體系極大地促進了農業科學技術創新；另一方面，技術效率的損失部分表明，在這一時期中國農業發展對各類資源的配置、環境友好農業技術的推廣和應用等還需要進一步優化。

(二)環境友好農業生產率增長的空間分布

如表2所示，從總體上看，按照對30個省份東、中、西部的劃分，東部地區的環境友好農業生產率增長最高，年均增長為5.22%；西部次之，年均增長為0.88%;而中部最低，年均出現負增長為-2.26%。

表2　中國環境友好農業生產率增長空間分布及源泉變化

注：各指數為各省歷年幾何平均數，總平均數為各年幾何平均數。東、中、西部的劃分按照李谷成[11]的劃分方法。

從表2中可以看出，諸如湖南、湖北等中部傳統農業省份，農業可持續發展面臨的阻力與壓力最大。從各個地區的具體情況來看，各地區環境友好農業生產率增長幅度差異十分明顯。基于測算結果，本文將各個地區劃分為高速區域、快速區域、中速區域和慢速區域四個板塊，其中，北京、江蘇的增長速度顯著高于其他地區和總體平均水平，這兩個地區年均環境友好農業生產率增長高達14.50%；上海、浙江、天津、海南、寧夏、河北、福建和廣東等8地區被納入快速區域，環境友好農業生產率增長達到3.78%；河南、甘肅、新疆、重慶、山東、廣西、陜西和遼寧等8個地區被納入中速區域，環境友好農業生產率增長達到1.17%；其他12個地區被納入慢速區域，環境友好農業生產率對經濟增長起負作用，增長率為-1.85%，除了青海和內蒙古外，這些地區大都分布在糧食主產區的中部5省、云貴川地區或東北地區等傳統農業大省，這在一定程度上說明這些地區在農業較快發展時消耗了過多的資源，資源、環境與農業三者之間發展不均衡。從增長源泉看，除了排名最后的5個地區外，絕大多數地區的環境友好農業生產率增長都是由前沿技術進步驅動的。而除了北京、江蘇、海南、上海、福建、江西、黑龍江和吉林外，各個地區的技術效率均存在不同程度的惡化。現有的測算結果表明，面向環境友好的農業生產率在區域間存在一定的差異，生產技術前沿創新被少數幾個地區主導，大部分地區落在了生產前沿面內部，各個地區之間環境友好農業技術創新的差距不斷擴大，也表明中國由傳統農業向環境友好型農業轉型過程中缺乏制度創新、組織創新和文化創新，更意味著依靠技術效率改善來提高農業生產率的潛力比較大。

(三)環境友好農業生產率增長空間分布中的最佳實踐者

基于以上分析，環境友好農業創新對經濟增長貢獻大的區域往往是那些位于生產可能邊界的地區，這些地區通過對各類資源的有效配置成為創新促進經濟發展的最佳實踐者。依據李谷成[11]、Fare等[12]對最佳實踐者的定義，本文基于非徑向、非角度SBM方面性距離函數模型首先算出各個地區的環境友好農業生產率，然后找出2000—2013年環境友好農業生產率等于1的省份次數。其中，北京、江蘇和上海在14年間都為生產的前沿面，這與前文的空間分析結論一致。特別地，中部地區在2000—2013年整個階段都沒能成為環境友好農業技術的最佳實踐者，取得的農業發展成就有可能是以資源消耗與環境犧牲為代價的，因而其環境友好農業生產率沒有落在生產前沿面的內部。北京、江蘇和上海等東部地區借助地理、經濟等區域優勢較早成為最佳實踐者，而海南、寧夏和甘肅等西部地區則因為人口密度低、農業環境被污染程度較低等方面因素，使得環境友好農業技術創新效率較高，因而也成為了最佳實踐者。顯然，只有少數地區是環境友好農業技術實踐的標桿或榜樣，絕大多數地區并不理想，這也說明了中國環境友好農業技術促進經濟增長的空間還很大，發展還需要從政策引導、技術培育和區域協調等多角度平衡才能逐步改變現狀。

(四)環境友好農業生產率增長的時間趨勢

長期以來，農業技術創新一直是我國農業經濟增長的源動力。依靠各類資源、能源及勞動力的大量投入，使傳統農業技術創新的研發、擴散與應用速度顯著高于環境友好農業技術創新，因此對經濟增長的貢獻較為明顯。而環境友好農業技術創新是一種對傳統農業技術創新行為的強制性修正，由于它是一種新鮮事物，在環境友好觀念尚未被廣大農戶、企業和科研創新組織完全接受并納入決策觀念之前，其更多地表現為政府的強制性創新行為。同時，環境友好農業技術創新的推行意味著原本可能富有效率但卻有環境負效應的非可持續技術創新的終結，創新模式的轉變意味著創新初期成本的增加以及農業產品市場、收益的不確定性，顯然這不符合市場趨利的法則，以盈利為目的的創新組織是不愿意介入的。此外，在短期內，環境友好農業技術所帶來的生態環境的改善和社會效益的取得在短期內效果并不明顯，即使已經產生效果，也不能馬上反映在經濟流動中。因此，從時間趨勢來看，面向環境友好的農業生產率增長并不像傳統農業技術創新對經濟貢獻那么穩定，其呈現出較為明顯的階段性波動特征。

結合我國環境友好農業技術創新發展現狀及國民經濟和社會發展五年規劃，面向環境友好的農業生產率增長大致可以分為2000—2005年、2006—2010年、2011年以后三個階段。第一階段：2000—2005年。2000年以來，中國環境友好農業生產率增長呈現波動但整體上升勢態，年均增長1.28%，主要由前沿技術進步貢獻7.78%。第二階段：2005—2010年。環境友好農業生產率的增長效應有限，其增長開始出現放緩跡象，年均增長1.28%，且技術效率起到了主要的貢獻作用。第三階段：2011年以后。基于國家農業科技配套政策和其他制度創新、服務創新的逐步完善，環境友好農業生產率年均增長3.97%，也是技術效率起到主要貢獻作用，貢獻率達到8.40%。這幾個時間階段的特征表明，雖然環境友好農業技術創新強調經濟、社會與生態效益的統一，并最終體現在經濟效益上，例如改良土壤技術，通過土壤肥力的改善增加作物產出并最終反映在經濟收益的提高方面，但環境友好農業技術創新的潛在性、長期性、不確定性的特點，使得環境友好農業技術創新的經濟效益短期內并不外顯，即對經濟增長的貢獻增長不是特別顯著，因而2000年以來中國環境友好農業生產率一直是平穩波動且較為緩慢地上升的。

五、結　論

首先，自2000年以來，中國面向環境友好的農業生產率增長實現年均增長1.48%，表明了環境友好農業技術創新活動對經濟增長的貢獻是增加的，且主要來自于農業前沿技術進步水平的驅動，但農業技術效率相對緩慢。縱觀國外可持續農業的發展過程，農業生產率增長的最優模式是由技術進步與技術效率共同推動的，因而必須在大力推廣環境友好農業技術的同時，通過改善技術效率例如土地資源、服務體系和政策配套等軟技術的優化配置，避免技術成果的閑置與地區農業發展的失衡，進而促進環境友好農業技術對經濟增長更顯著的貢獻。

其次，區域間環境友好農業生產率增長發展不平衡，主要表現在東部最快、西部次之、中部最慢；同時，各地區之間農業生產率增長及來源差異也十分明顯，北京、江蘇和上海等東部發達地區以及西部的海南、寧夏和甘肅等地區構成了中國環境友好農業技術的生產前沿面，成為環境友好農業技術創新的最佳實踐者，大多數地區尤其是中部地區傳統農業大省及東北地區在資源與環境的雙重壓力下成為環境友好農業的追隨者或落后者。顯然，環境友好農業技術的推廣與農業溫室氣體的減排雙重任務對大多數地區來說仍然是一個大問題，因而必須借助政府的推動力，根據區域發展的不均衡特點，實施差異化的農業資源環境管理政策，促進區域間環境友好農業技術合作與交流，才能逐步改善現狀。

最后，從時間趨勢來看，環境友好農業技術創新具有潛在性、長期性和不確定性的特點，因而使得環境友好農業技術創新的經濟效益并不外顯，即對經濟增長的貢獻增長不是特別顯著，因此，2000年以來中國環境友好農業生產率一直是平穩波動且較為緩慢地上升的。然而，環境友好農業是一個長期的過程，從傳統農業走向環境友好的現代農業可以說是世界農業領域的一場革命，需要政府部門、科研機構、農業企業和基層農民持續共同的努力才能實現經濟、社會和生態效益的統一。

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(責任編輯：徐雅雯)

2016-07-05

國家社會科學基金青年項目“互聯網經濟下企業組織無邊界化重構戰略及其效率研究”(13CGL041)；陜西省科技廳科學技術研究發展計劃項目(軟科學)“環境友好農業技術創新績效評價及推進路徑研究——以陜西省為例”(2013KRM25)

姚延婷(1982-)，女，陜西涇陽人，博士研究生，講師，主要從事農業區域經濟與科技政策研究。E-mail：zfyaoyanting@163.com

F323.3

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1000-176X(2016)09-0123-07