中國農業環境效率的影響因素分析

[摘 要]本文基于1983-2015年中國28個省份的投入產出數據，在測算中國農業環境效率的基礎上，利用全面的FGLS和LSDV方法，深入探討了不同地區的農業環境效率存在差異的主要原因。分析發現：制度因素中的農地產權結構、財政支農制度對農業環境效率具有顯著影響，而經濟社會發展因素中的經濟發展水平、城鎮化、農業生產者價格指數與農業生產資料價格指數之比等因素對農業環境效率具有顯著影響，人力資本和農地經營規模也是影響農業環境效率的重要因素。

[關鍵詞]農業環境效率;影響因素;農地產權結構;人力資本

[中圖分類號]F3? ? [文獻標識碼]A? ? [文章編號]1672-1071（2019）02-0092-08

一、引言

農業環境效率是衡量農業綠色發展的重要指標。它既考慮農業生產活動所創造的經濟價值，同時也關注農業生產過程對環境造成的影響，其核心思想就是通過最少的資源消耗，生產出最多的產品，但對環境的負面影響最小。改革開放以來中國農業發展成就矚目，但同時由于其粗放的經營方式也帶來了嚴重的生態環境污染問題。在中國經濟要求實現發展方式轉變的關鍵節點，中國農業如何實現產出增長的同時污染排放最低，環境破壞最小這一目標成為農業綠色轉型的一大難題。提高農業環境效率是解決這一難題的重要途徑。因此，分析中國農業環境效率的影響因素有利于更好地制定相關政策以促進農業環境效率的改善。

發展綠色農業，主要是依靠制度創新和科技創新，在提高土地產出率和勞動生產率、實現農業增長的同時，還能提高農業環境效率，走出一條產出高效、產品安全、資源節約、環境友好的綠色農業發展之路。哪些因素對中國農業環境效率會產生影響？本文正是以中國為案例，從農地產權結構的視角，實證分析中國農地產權制度對農業環境效率的影響。本文由五個部分組成：第一部分是引言，提出問題;第二部分是從理論上梳理和歸納農業環境效率的影響因素;第三部分是計量模型與變量選取，主要是為計量模型的設定并對變量的選取和數據的來源進行說明;第四部分是實證結果分析，第五部分為研究結論

二、農業環境效率的影響因素分析

（一）影響農業環境效率的制度因素

1. 農地產權制度

影響農業環境效率的因素很多，學者們從經濟發展水平、城鎮化、技術進步等方面對農業環境效率的影響因素作了較為深入的研究，但是最為根本的因素還是農地產權制度。制度經濟學認為經濟制度能夠約束人們的行為，而產權制度是經濟制度中最為核心的制度。農地產權制度作為農業經濟發展中的核心制度，不僅影響農戶生產行為，進而影響農業的產出績效，而且決定農戶對農業資源環境的行為方式，影響農業生態環境。一般來說，農地使用權、收益權和處置權的排他性越強，農戶越注重農業生產的長期效益，更加注重對農地的維護和投資，從而對農業生態環境的污染更少，農業環境效率也就越高。

2. 財政支農制度

財政支農制度是指國家財政對農業生產的投入安排。現代農業的發展離不開國家財政支持（王銀梅和劉丹丹，2015）[1]，而綠色農業也是屬于現代農業的范疇。綠色農業發展所需的先進生產要素和科技創新均屬于高投入高風險，因此綠色農業同樣離不開財政支持。一般來說，國家對農業發展的財政支持力度越大，越有利于農業基礎設施建設和農業先進生產技術的發明和應用。而完善的基礎設施和先進的綠色生產技術的采用有利于農業生產環境的保護，從而提高農業環境效率。國家財政對農業環境效率的提高可以通過財政支農總量和財政支農結構兩種途徑來實現，財政支農總量能夠從整體上提升農業生產的硬件條件，但是如果財政支持的結構出現偏差也會導致農業環境效率下降。只有當財政對農業的支持主要用于農業綠色發展、農業生態環境保護上時，財政支農政策和制度才會對農業環境效率有顯著的促進作用。

（二）影響農業環境效率的經濟社會因素

1. 經濟發展水平

經濟發展水平與環境質量的關系一直是環境經濟學研究的熱點問題，最為著名的就是“環境庫茲涅茨曲線”理論。該理論認為環境質量與經濟增長之間呈“倒U型”曲線關系，即在經濟發展的初期，環境質量是不斷下降的，隨著經濟增長的不斷加快，當經濟增長超過某一臨界點之后，環境質量會不斷提高。事實上，經濟發展水平對農業生態環境質量也會產生一定影響，有學者研究發現經濟發展水平與農業環境全要素生產率也是呈現“倒U型”曲線（杜江等，2016）[2]。

2. 農業貿易條件

農業貿易條件是指農產品對工業品的貿易條件。改革開放以來，隨著農產品市場化改革的不斷推進，農業貿易條件不斷改善，提高了農戶進行農業生產的比較效益（李谷成，2014）[3]。農業生產比較效益的提高可以促使農戶加大對農業的投資，特別是可持續生產經營的投資，從而加大對農業生態環境的保護，提高農業環境效率。從現有文獻來看，農業貿易條件大多是用指農業生產資料價格與農業生產者價格的相對變化來表示。二者的變化對影響農戶的生產行為，進而影響農業環境效率。

3. 城鎮化水平

城鎮化會對農業生產資源產生擠壓效應，從而對農業生態環境造成破壞（趙麗平等，2016）[4]。首先，城鎮化水平提高意味著農業勞動力減少。城鎮化水平越高，農村勞動力從農業向非農產業轉移的比重越大。隨著城鎮化水平的不斷提高，農業勞動力會越來越短缺（馬林靜等，2014）[5]。農業勞動力的減少會影響農戶的投入行為和生產方式，例如農戶會采用勞動節約型技術，這些技術可能會導致水土資源數量和質量的下降，進而對農業生態環境產生影響。其次，城鎮化水平提高可能會擠占農地資源，從而導致農戶對農地實行掠奪式經營，加大對農業生態環境的破壞。隨著農業勞動力向城鎮非農產業轉移，城鎮的土地需求空間必然會不斷擴大，而城鎮在向周邊的郊區和農村的擴散過程中不可避免會侵占耕地（劉成軍，2017）[6]。隨著農業耕地面積的減少和糧食需求的增加，農戶為了提高產量，會加大對農藥化肥的使用，對土地實行掠奪式經營，從而導致農業生態環境破壞嚴重。

4. 收入不平等程度

政治權力和財富分配不平等對環境質量會產生影響（Boyce，1994）[7]。同樣，城鎮居民和農民的收入不平等也會對農民的生產決策和行為產生影響，最終影響農業生產的環境效率。收入不平等程度越高，農業環境效率越低，反之，則農業環境效率越高，因此收入不平等程度與農業環境效率具有負向關系。

（三）影響農業環境效率的人力資本因素

人力資本可以通過對技術的發明和技術的采納兩個方面對農業環境效率產生影響。首先，農村人力資本水平有利于農業綠色生產技術和生產方式的發明和創造。在中國農業生產的歷史中，許多農業生產技術和生產方式都是在農業生產實踐中摸索出來的，并且有利于生態環境的保護。人力資本水平高的勞動力更能探索出有利于保護農業生態環境的技術。其次，人力資本水平高的勞動力更容易采納綠色先進生產技術，同時在采用綠色先進生產技術的效果方面相對人力資本水平低的勞動力更好。

（四）影響農業環境效率的規模因素

影響農業環境效率的規模因素主要是指農地經營規模。農地經營規模對農業生產績效的影響一直是學術界爭論的熱點，爭論的焦點集中在究竟是農地經營規模越大越好還是越小越好。這說明農地經營規模對農業生產績效肯定會產生影響。農地經營規模的大小影響農戶耕作方式、耕作技術和生產要素的投入等，而這又會進一步影響農業環境效率。

三、計量模型設定及變量選取

（一）模型設計與估計方法

結合上文的理論框架，本文構建了農地產權對農業環境效率的計量模型，用以分析有哪些因素對農業環境效率具有顯著影響，模型的基本表達式如下：

lnee=α+β1useit+β2benit+β3disit+β4scaleit+β5hcit+β6pergdpit+β7financeit+β8priceit+β9urbanit+β10inequlityit+uit+εit? ?（1）

其中ee為模型的被解釋變量，即農業環境效率。由于農業環境效率的標準差較大，因此對其取對數形式;use、ben和dis分別表示農戶所擁有的農地使用權、收益權和處分權的排他性程度，這三個指標表示農地產權結構變量。scale表示農地經營規模;hc表示農村人力資本;pergdp代表人均GDP，即經濟發展水平;finance表示財政支農比重;price表示農業貿易條件;urban表示城鎮化水平;inequlity表示城鄉不平等情況。ui代表不隨時間變化的個體效應標準差;εit為隨時間變化的干擾項標準差;i=1，2，…28代表中國28個省（區、市）;t代表年份;j=1，2，…，7代表7個控制變量。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

農業環境效率。農業環境效率是指在相同要素或產出條件下，農業污染排放離污染最小排放的距離?？紤]到農地產權主要是針對種植業，因此本文所指的農業是狹義上的農業即種植業。為了解決相對有效決策單元的效率可比問題，本文采用超效率DEA方法，同時借鑒Pastor和Lovell提出的全局參比的Global-DEA方法[8]，利用樣本考察期內的所有投入產出數據來構建生產前沿面，從而滿足了循環性，確保不同時期的效率能夠跨期比較。

在DEA框架下，本文將每個省份視為一個決策單元，假設有N個DMU（n=1，2，…N），在每個時期t，每個DMU使用M種投入Xj，聯合生產S種產出Yj，同時排放K種污染物Bj。其中式（2）為環境技術滿足強可處置特征時的生產技術集合PT，式（3）為基于全局基準的生產技術，式（4）為在CRS假設下，第k個生產決策單元的效率可以通過基于產出導向和全局基準技術的超效率DEA模型進行評價。

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）

農業投入主要包括勞動力、土地、機械、化肥和灌溉等。勞動力投入根據現有文獻（黃少安等，2005）[9]以第一產業從業人數乘以農業產值占農林牧漁總產值的比重表示;土地投入以農作物總播種面積表示;機械投入以農業機械總動力表示;化肥投入以農業生產中化肥的折純量表示;農業灌溉變量以農業有效灌溉面積表示。

產出包括期望產出和非期望產出。在本文中，期望產出以1980年不變價的農業總產值表示;非期望產出是指農業生產中的各種面源污染物，并根據陳敏鵬等[10]的“單元調查評估法”與第一次全國污染源普查（農業普查）公布的系列手冊，確定農田化肥施用、農田固體廢棄物2個農業污染產污單元。選取的非期望產出變量包括總化學需氧量（COD）、總磷（TP）、總氮（TN）等污染物。其中化肥的TN、TP污染量根據《肥料流失系數手冊》和“單元調查評估法”核算;農田固體廢棄物的系數通過查閱相關文獻。農業面源污染物排放總量計算公式如下：

E=∑ i SUi×ρi×LCi? ?（5）

上式中E為農業污染物排放量，SUi為i個污染單元的污染物產生基數，文中主要為化肥折純量、農作物產量，ρi為i個污染單元產污強度系數;LCi表示第i個污染單元污染物排放系數。

2. 解釋變量

（1）制度因素變量

①農地產權結構。為了滿足本文實證分析的要求，本文參照李寧等（2017）[11]圍繞產權排他性所構建的框架對農地產權結構進行度量。把產權主體能在多大程度上不受其他主體干預，自由行使該項權利的程度作為農地產權的度量標準。

首先是農地使用權的測度。農地使用權的界定是指產權主體自由決定農作物生產計劃的權利空間，即農戶能在多大程度上能夠不受其他主體干預的情況下自主決策農地的生產計劃。

現有相關研究（Kung，Bai，2011）[12]認為地權穩定性對農戶生產決策會產生重要影響，因此本文選取農地承包期作為反映國家和集體干預農戶生產決策的指標，采用等差數列的賦值形式進行測度，完全私有賦值為1，將農地承包期存在過的0年、1-5年（1978-1983年期間）、15年（1984-1992年期間）和30年（1993年至今期間）4個期限，分別賦值0、0.25、0.5和0.75。

其次是農地收益權的測度。農地收益權的界定可從國家和集體干預農戶獨享收益的行為兩方面來考慮。國家層面主要是考慮到國家以農業稅的形式干預了農戶對農地產出收益的獨享。因此本文選擇國家征收農業稅占當年農業產值的比重來表示國家對農戶獨享收益干預的程度。集體層面對農戶獨享收益行為的干預主要是體現在集體收取的三提五統。因此本文以集體收取的提留數額占當年農業產值的比重作為衡量集體干預農戶行為的程度。比重越大，說明農戶獨享收益的排他性越低。最終將農戶收益權表示為ben=w1×（1-農業稅/農業產值）+w2×（1-集體提留/農業產值）。其中，w1和w2分別是兩個指標的權重，權重數值采用熵權法進行求解，從而得出農戶收益權的排他程度。

最后是農地處分權的測度。根據相關文獻，農地的處分權可以分為交易、流轉、抵押和繼承?？紤]到我國國情，我國不可能存在農戶買賣農地的權利。因此本文將農地處分權界定為流轉權、抵押權和繼承權。

在農地流轉權方面，本文參考李寧等（2017）[11]的做法，根據國家政策法規對農地流轉權的規定來考察，將國家是否允許農戶流轉和是否受到集體限制作為度量農戶擁有流轉權的標準，把流轉權的賦值分為1978-1994年（法律未明確農戶流轉權）、1995-2002年（明確農戶流轉權，但受集體限制）和2003年至今（明確農戶流轉權，不受集體限制）三個時間段，并以等差形式對相應區段賦值為0、0.5和1。

在農地繼承權方面國家也是有諸多的法律法規。本文以國家法律法規對農戶繼承農地收益的規定來度量農地繼承權，將繼承權的賦值區分為1978-1984年（法律未明確允許農地繼承）和1985年至今（法律明確允許，但繼承受到方式限制）兩個時間段，同樣以等差形式對相應區段賦值為0和0.5。

在農地抵押權方面相關法律也有明確規定。本文以能否抵押和抵押是否有限制權對農地的抵押權進行度量，將抵押權的賦值區間分為1978-2013年和2014年至今，對相應的區間分別賦值為0和1。

考慮到農地的流轉權、抵押權和繼承權共同構成農地處分權的實質內容，因此本文農地處分權的度量公式定義為：dis= w1×流轉權+w2×繼承權+w3×抵押權。w1、w2和w3仍然是采用熵權法來進行求解，最后計算得出農戶的處分權排他性程度。

②財政支農制度。財政支農的力度對農業環境效率有重要影響?？紤]到數據的可得性，參考現有文獻，本文用各地財政支出中農業相關支出所占比重來表示財政支農制度。

農戶對農地使用權、收益權和處分權的排他性分別用use、ben和dis來表示。財政支農制度用finance來表示該變量。

（2）經濟社會因素變量

①經濟發展水平。經濟發展水平是用人均GDP表示，考慮到經濟發展水平與環境污染可能存在非線性關系，本文同時加入了人均GDP的二次項。此外，本文人均GDP是以1980年的不變價來表示。

②農業貿易條件。本文參考李谷成（2014）[3]和杜江等（2016）[2]的做法，用農產品生產價格指數和農業生產資料價格指數之比來表示農業貿易條件，即農業對工業品貿易條件計算，原因在于農民生產決策要受到農業生產資料價格指數和農產品生產價格指數的影響。

③城鎮化。大部分文獻對城鎮化水平的度量是用城市戶籍人口與總人口之比，但是隨著外出務工的農業勞動力數量的增加，這一比例會大大低估我國的城鎮化水平。因此本文采用各地區城鎮常住人口與總人口之比，這個比例更能反映改革開放以來我國城鎮化水平的狀況。

④收入不平等程度?？紤]到本文的研究對象主要是農業，因此本文參考杜江等（2016）[2]的做法，用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比來表示收入不平等程度。

經濟發展水平、農業貿易條件、城鎮化和收入不平等程度分別用pergdp、price、urban和inequlity來表示。

（3）農村人力資本變量

人力資本測度一般有教育年限法、在校學生比例法、教育經費法和教育回報率為基礎的擴展型人力資本法等，各類方法都存在一定的優缺點。本文參考陳仲常和馬紅旗（2011）[13]的做法，采用教育年限法，即人均受教育程度來衡量人力資本。農村人力資本的測算表達式為

hcit=∑ K i=1 αitnit? ?（6）

其中hc表示各地區農村人力資本，ni表示農村勞動力的受教育年限，其中大專及以上以15年計，高中為12年，中專為13年，初中為9年，小學為6年，文盲或半文盲考慮其務農經歷為2年。αi為各類教育程度的農村勞動力的比重。通過表達式本文可以計算出樣本期各省份農村人力資本總量。

（4）規模因素

規模因素主要是考察農地經營規模。農地經營規模是用勞均耕地面積表示，這一指標能夠從總體上反映各地區農業生產經營的平均規模。農地經營規模用scale表示。

其他控制變量還包括個體虛擬變量、時間虛擬變量，分別用μit和εit表示。

（三）數據來源及變量描述

考慮到數據的可得性和一致性，本文選擇1983-2015年一共33年的時間為樣本考察期，全國28個省（市、區）為研究對象。其中西藏由于缺失值和異常值太多未考慮在內，此外由于1990年之前和1996年之前海南和廣東的數據都是缺失的，本文參考李谷成（2014）[3]的做法，將1990年以后海南的數據并入到廣東，1996年以后重慶的數據并入四川。因此，本文采用的面板數據由1983-2015年共33年28個生產決策單位所構成，共有924個樣本。

各地區農業稅來自《新中國農業稅歷程》，集體提留數據來自歷年《中國農業年鑒》，其他數據如不做特別說明均來自歷年《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《新中國農業60年統計資料》、《改革開放三十年農業統計資料匯編》、《新中國五十年統計資料》、《新中國六十年統計資料匯編》、《中國農業統計資料》以及《（各地區歷年）統計年鑒》。缺失的數據通過插值法予以補齊。本文中價值型變量數據均以1980年為基期進行平減以消除價格因素干擾。

四、實證結果分析

（一）實證估計方法

由于本文采用的是小N大T的長面板數據，它相對于短面板而言，可以放松假設{ζi}獨立同分布的價值，考慮{ζi}可能存在的異方差和自相關。由表4-2可知，本文使用的數據的組間異方差、組內自相關及組間自相關的檢驗結果均表明，檢驗結果均在1%水平上拒絕原假設，即認為擾動項中存在組間異方差、組內自相關及組間自相關問題。對于這些問題，可以采用兩種估計方法：一是使用面板校正標準誤的LSDV法;二是全面FGLS。

（二）長面板數據檢驗：組間異方差、組內自相關與組間截面相關

由于本文采用的數據是小N大T（N=28，T=33），屬于長面板類型。長面板的模型中的擾動項可能存在組間異方差、組內自相關及組間自相關等問題，在對模型進行估計之后需要對這些問題進行檢驗。本文采用Greene（2000）和Wooldridge（2002）提供的沃爾德檢驗來檢驗組間異方差和組內自相關問題，利用Friedman（1937）、Frees（1995，2004）和Pesaran（2004）提供的方法來檢驗組間同期相關問題。最終檢驗結果見表4-2。從表4-2中可以看出，組間異方差、組內自相關及組間自相關的檢驗結果均表明，檢驗結果均在1%水平上拒絕原假設，即認為擾動項中存在組間異方差、組內自相關及組間自相關問題。因此本文最終選用全面FGLS對模型結果進行估計。

（三）實證結果分析

1. 模型估計

本文運用Stata15.0軟件采用FGLS、LSDV對農業環境效率影響因素模型即式（1）進行估計，估計結果見表4-3。其中第二列為FGLS估計結果，第三列為LSDV估計結果。

對比FGLS模型和LSDV模型的估計結果，我們可以發現二者的差別不大。陳強（2013）認為LSDV是最穩健的，而全面的FGLS估計最有效率。當二者差別不大時，我們選擇最有效率的全面FGLS的結果。

2. 估計結果分析

（1）制度因素。農地產權結構對農業環境效率具有顯著影響。農地產權結構分為農地使用權、農地收益權和農地處置權。其中農地使用權對農業環境效率具有顯著的負向影響。改革開放以來中國農地使用權越來越向農戶集中，農地使用權期限由過去的2-3年先后延長至15年和30年，使用權期限的延長能夠促使農戶對農地的長期投資，進而提高農業環境效率。然而農業環境效率的提高對農地使用權期限的要求更高，原因在于環境效率提高需要較長周期的農地投資，而如果使用權期限較短則會使農戶的投資無法得到回報，因此農戶可能不會進行長周期的土地維護性投資，如保護性耕地投入等。因此這需要農地使用權的進一步延長，從而促使農地長期投資，提高農業環境效率。農地收益權對農業環境效率有顯著的正向促進作用。改革開放后中國對農地經營的收益權逐步歸還于農戶，先后減少和取消農業稅和村集體的“三提五統”費用，減輕農戶的負擔，農戶經營土地的收益不斷增加。農戶收益的增加有利于農戶對土地進行長期性投資，提高土地的肥力，從而提高農業環境效率。農地處置權對農業環境效率有顯著的正向影響。農地處置權排他性提高1個單位，農業環境效率提高3.76%。農地處置權包括流轉權、抵押權和繼承權，農戶的流轉權、抵押權和繼承權的排他性越高，農業環境效率也就越高。原因在于：農戶可以自由流轉土地，將土地作為抵押品到金融機構進行貸款，會使農戶更加重視對土地的維護，提高土地質量，從而提高農業環境效率。

財政支農比重對農業環境效率的影響顯著為正，財政支農比重提高1個單位，農業環境效率提高18.9%。改革開放以來，不論是國家財政還是地方財政，均加大了對農業的支持力度，在農業先進生產技術和機械的發明方面給予財政支持，此外還加大力度對農業基礎設施進行建設和維護，對農業生態環境保護進行大量的投資，這些支持對農業環境效率的提高具有顯著的促進作用。

（2）經濟社會因素。經濟發展水平對農業環境效率具有顯著的正向影響，并且經濟發展水平提高1個單位，農業環境效率提高0.002%。說明隨著經濟發展水平的提高，農業環境效率也會不斷上升。其原因在于經濟發展水平的提高比如會對農業綠色生產技術的進步和應用產生促進作用，從而減輕的生態環境的破壞，提高農業環境效率。

農業貿易條件對農業環境效率有顯著的負向影響，農業貿易條件提高1個單位，農業環境效率降低1.59%。其原因在于，相對價格是農業生產者價格與農業生產資料價格之比，這表示農產品的市場價格相對于農業生產資料的價格越高，農戶短期經營行為越嚴重，會加大對污染型投入品如化肥等的使用，這會導致農業生產短期產量提高，但長期而言農業生態環境破壞嚴重，產出也會下降，從而使得農業環境效率下降。

城鎮化水平對農業環境效率具有顯著的正向影響，城鎮化水平提高1個單位，農業環境效率降低1.42%。改革開放以來，城鎮化和工業化進程不斷加快，大量的農業勞動力向非農產業轉移，導致農業勞動力數量和質量不斷下降。此外，城鎮化水平的不斷提高，必然導致城市用地不斷擴張從而使得大量的農地被侵占。因此農業勞動力和農業用地的不斷減少使得農戶對勞動節約型技術和土地節約型技術的需求不斷上升，這些技術在很大程度上會農業生態環境造成一定的破壞，如化肥等化學投入品的大量使用。

城鄉不平等程度對農業環境效率具有顯著的負向影響。城鄉不平等程度提高1個單位，農業環境效率降低2.19%。改革開放以來，我國城鄉收入差距不斷擴大，城鄉收入差距的擴大會使得農村低收入者加大對農業生產資源的利用，對農地實行粗放的掠奪式經營以期望盡快提高收入，縮小與城市居民的差距，而不是采取集約式經營提高農業生產效率和保護資源環境的方式。因此城鄉收入不平等會導致農業環境效率的下降。

（3）人力資本因素。農村人力資本對農業環境效率具有顯著的正向影響。農村人力資本的提升不僅有利于提高自身的生產效率，而且能夠更好地采用和改良農業生產技術，特別是農業綠色生產技術。改革開放以來，特別是農村九年義務制教育實行以后，農村勞動力素質不斷提高，農村人力資本水平大幅提升，從而使得農業勞動力在從事農業生產過程中更多地注重農業的長期經營效率，提高農業綠色生產技術的采用率和實施效果，有利于農業環境效率的提高。在發達國家，農業勞動力的受教育程度與環境效率也是呈正向關系的（Reinhard、Lovell和Thijssen，2002）[14]。

（4）規模因素。農地經營規模對農業環境效率具有顯著的負向影響。這說明，隨著農地經營規模的增大，農業環境效率是降低的。其原因可能在于中國屬于人多地少的國家，當前農業經營的規模的提升會使得農業生產經營過程中為追求產量導致農業污染排放量增加，從而導致農業環境效率下降。但是農地經營規模與農業環境效率是否僅僅是單純的線性關系，需要進一步驗證。

五、結論

本文首先從制度、經濟社會、人力資本和規模等方面分析了農業環境效率的影響因素，然后利用1983-2015年中國28個?。ㄊ小^）的面板數據，運用多種計量方法，包括FGLS和LSDV等，考察了農業環境效率的影響因素。結論如下：

（1）制度因素中，農地產權結構對農業環境效率有顯著影響。其中農地產權結構中農地使用權對農業環境效率有顯著的負向影響。而農地收益權和處置權對農業環境效率有顯著的正向影響，并且農地處置權對農業環境效率的正向影響大于農地收益權對農業環境效率的正向影響。財政支農比重對農業環境效率也具有顯著的正向影響。

（2）經濟社會因素中經濟發展水平即人均GDP對農業環境效率具有顯著正向影響，農業生產者價格指數與農業生產資料價格指數之比所表示的農業貿易條件對農業環境效率具有顯著負向影響。城鎮化水平和城鄉收入不平等對農業環境效率有顯著負向影響。

（3）人力資本因素中的農村人力資本對農業環境效率具有正向影響。

（4）規模因素中的農地經營規模對農業環境效率具有顯著的負向影響。

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（責任編輯：董玥玥）

[基金項目]國家自然科學基金青年項目“基于選擇實驗法的秸稈多元化利用非市場價值評估及生態補貼機制研究”（71703082）

[收稿日期]2019-02-25

[作者簡介]李燕（1984-），女，湖南衡南人，博士，中共廣東省委黨校咨詢決策研究中心，副教授，主要研究方向為資源、環境與經濟發展。