環(huán)境規(guī)制、農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率與糧食安全

展進(jìn)濤　徐鈺嬌

摘要 綠色發(fā)展將成為中國未來糧食安全保障的重點(diǎn)內(nèi)容，衡量農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率有利于判斷當(dāng)前的發(fā)展位點(diǎn)，且合理的農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制是促進(jìn)綠色生產(chǎn)效率提升和解決糧食供需矛盾的有效途徑。本文引入碳排放交易和排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)，在將考慮了環(huán)境成本的農(nóng)業(yè)綠色GDP作為產(chǎn)出運(yùn)用隨機(jī)前沿函數(shù)模型（SFA）核算中國2000—2015年省級農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，采用GMM方法檢驗(yàn)了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與糧食安全保障程度之間是否具有因果關(guān)系，并構(gòu)建聯(lián)立方程模型具體分析了兩者之間的影響機(jī)制，以及不同環(huán)境規(guī)制因素對兩者的驅(qū)動機(jī)制。結(jié)果表明：①2000—2015年間全國平均農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率年均增長4.10%，呈現(xiàn)明顯的時序波動性以及地區(qū)之間的梯度性特征;②農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全之間存在雙向因果關(guān)系;③農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的提高會降低糧食安全的保障程度，而過度重視糧食安全保障反過來會抑制農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長;④命令控制型環(huán)境政策規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全均產(chǎn)生正向影響，激勵性碳排放交易規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全分別產(chǎn)生了正向作用和負(fù)向作用，自愿性環(huán)保投資規(guī)制僅對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著正向影響。因此，精心設(shè)計環(huán)境監(jiān)管工具，改善環(huán)境規(guī)制政策的適度性和適用性，建立強(qiáng)化能夠充分調(diào)動農(nóng)民實(shí)施清潔生產(chǎn)的激勵機(jī)制和市場化排污交易機(jī)制，大力整合不同類型環(huán)境法規(guī)從而構(gòu)建均衡的“環(huán)境規(guī)制組合”體系，是提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長和保障糧食安全可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。

關(guān)鍵詞 農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率;糧食安全;環(huán)境規(guī)制;因果關(guān)系;聯(lián)立方程模型

中圖分類號 F326.11文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104（2019）03-0167-10DOI：10.12062/cpre.20181016

21世紀(jì)以來，中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，但也付出了較大的環(huán)境代價。伴隨著保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長和資源環(huán)境趨緊的雙重壓力，“十三五”時期，中國前所未有地將“綠色”定位為“發(fā)展理念”，農(nóng)業(yè)部門成為這時期綠色增長的重點(diǎn)之一;同時，“十九大”報告也提到要推進(jìn)綠色發(fā)展，特別強(qiáng)調(diào)要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染防治整治行動。據(jù)中國國家統(tǒng)計局統(tǒng)計，中國糧食產(chǎn)量由2000年的46 217.5萬t增長到2016年的61 625.0萬t，這與以高產(chǎn)良種為中心配以電力灌溉、機(jī)械化播種收割、溫室養(yǎng)殖以及農(nóng)藥化肥等技術(shù)的生產(chǎn)方式息息相關(guān)，然而促使農(nóng)業(yè)綠色增長面臨著水資源消耗大、環(huán)境污染嚴(yán)重和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率低三重障礙。其中，化肥施用、化學(xué)需氧量和溫室氣體排放是農(nóng)業(yè)污染的重要來源。關(guān)于農(nóng)業(yè)資源環(huán)境承載力測算的問題，過去的規(guī)劃更多注重吃進(jìn)去的，較少考慮排出來的。在中國，大尺度上以耕地面積作為環(huán)境承載力測算的依據(jù)需要重新審視，因?yàn)橥恋夭⒉皇俏ㄒ坏馁Y源環(huán)境約束條件，還有水、氣候等因素。新時代對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的要求是應(yīng)全要素系統(tǒng)推進(jìn)。因此，多維度評估中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率目前處于什么位置，如何在進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的同時不逾越資源環(huán)境承載能力，是中國實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。

目前，關(guān)于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）測算，國內(nèi)外學(xué)者大多采用索洛余值法、前沿面的非參數(shù)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）和參數(shù)隨機(jī)前沿分析（SFA）三種方法[1]，由于數(shù)據(jù)集的不同，產(chǎn)生了不同的研究結(jié)果。關(guān)于納入環(huán)境因素的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率測算，由于“綠色生產(chǎn)率”的概念提出較為滯后，該領(lǐng)域研究尚處于起步階段。最早，Oskam[2]利用索洛余值，將大氣污染、水污染、土壤污染等環(huán)境因素納入農(nóng)業(yè)TFP測算。隨后，Ball等[3]基于DEA-Malmquist生產(chǎn)率指標(biāo)，推導(dǎo)出了非合意產(chǎn)出的虛擬價格，從而得出環(huán)境敏感性Fisher生產(chǎn)率變化指數(shù)。Hoang等[4]基于隨機(jī)前沿距離函數(shù)分析了考慮環(huán)境績效的農(nóng)業(yè)TFP。近年來，Kuosmanen[5]結(jié)合SFA模型和DEA模型形成了隨機(jī)半?yún)?shù)數(shù)據(jù)包絡(luò)模型（StoNED），納入農(nóng)業(yè)CO2排放、氮儲量和磷儲量，測算了1990—2004年經(jīng)合組織國家的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。國內(nèi)關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的測算較少，同時，由于污染物價格信息無法獲取，主要采用支持多投入多產(chǎn)出的非參數(shù)DEA方法，而基于SFA方法的研究十分匱乏，僅個別研究把農(nóng)業(yè)排污作為一種負(fù)的要素投入納入SFA模型中。但SFA構(gòu)建的是隨機(jī)性生產(chǎn)前沿，較為符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征，故目前的研究基于SFA構(gòu)建了環(huán)境效率等新的指標(biāo)作為延伸。大部分研究表明，中國的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在研究期內(nèi)處于增長狀態(tài)，地區(qū)間農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率差異明顯。

從農(nóng)業(yè)部門可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)容來看，除了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長，還包括糧食安全可持續(xù)性的保障。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)的大背景下，面對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本攀升、國內(nèi)外農(nóng)產(chǎn)品價格倒掛，以及資源環(huán)境壓力持續(xù)加大的多重擠壓，確保糧食有效供給和質(zhì)量安全，對于經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展全局至關(guān)重要。長期以來，為解決糧食總量不足的矛盾，中國依托資源環(huán)境，過度開發(fā)水、土壤等自然資源生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)能，農(nóng)業(yè)資源環(huán)境的承載力越來越弱，糧食安全的可持續(xù)保障令人擔(dān)憂?！笆濉睍r期，中國正在全面貫徹鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提出要始終把握好保障國家糧食安全是農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)性改革的基本底線，矯正要素配置扭曲，提高全要素生產(chǎn)率，推動農(nóng)業(yè)發(fā)展綠色化，走產(chǎn)出高效、產(chǎn)品安全、資源節(jié)約、環(huán)境友好的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化道路。因此，探索中國目前的糧食安全和農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率是否相輔相成，如何建立糧食安全戰(zhàn)略和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的對接機(jī)制是十分必要的。

由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依托的資源利用和產(chǎn)生的環(huán)境污染具有外部不經(jīng)濟(jì)性，環(huán)境規(guī)制作為一種干預(yù)手段是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與資源環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展和確保糧食生產(chǎn)可持續(xù)性的重要途徑。隨著國家對綠色發(fā)展和環(huán)境保護(hù)的重視，中國頒布了《農(nóng)藥管理條例》《基本農(nóng)田保護(hù)條例》和《農(nóng)業(yè)部關(guān)于打好農(nóng)業(yè)面源污染防治攻堅戰(zhàn)的實(shí)施意見》等環(huán)境規(guī)制政策，實(shí)施了環(huán)保項目投資等環(huán)境規(guī)制措施。此外，碳排放交易運(yùn)用市場機(jī)制作為一種新興的環(huán)境規(guī)制工具也逐步應(yīng)用到中國的綠色發(fā)展中。傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會增加生產(chǎn)成本，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生擠占生產(chǎn)和營利性投資的效應(yīng)[6]，環(huán)境研發(fā)對非綠色研發(fā)也會產(chǎn)生擠出效應(yīng)，傳統(tǒng)高效高耗能型生產(chǎn)技術(shù)的使用受限，繼而可能降低產(chǎn)業(yè)的增長率和糧食安全保障程度;然而“波特假說”認(rèn)為恰當(dāng)設(shè)計的環(huán)境規(guī)制可以刺激技術(shù)創(chuàng)新，尤其是清潔生產(chǎn)技術(shù)的創(chuàng)新，從而減少費(fèi)用，提高產(chǎn)品質(zhì)量，達(dá)到提高生產(chǎn)效率和糧食安全保障程度的作用[7]。因此，如何依照具體國情制定相應(yīng)的農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制措施，是世界各國，尤其是發(fā)展中國家亟待解決的難題。XIE[8]等研究了不同環(huán)境規(guī)制對中國整個宏觀經(jīng)濟(jì)綠色生產(chǎn)率的影響，但現(xiàn)有文獻(xiàn)僅有少數(shù)尋找代理指標(biāo)籠統(tǒng)地研究了農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制對綠色生產(chǎn)率和糧食安全的影響，如潘丹[9]以污染治理項目投資表征環(huán)境規(guī)制，研究得出其對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響為正但不顯著;梁流濤[10]通過專家打分的特爾菲方法量化了農(nóng)業(yè)污染管理制度，研究得出其對農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率影響顯著為負(fù);祝志勇[11]等用產(chǎn)污強(qiáng)度表征環(huán)境規(guī)制得出其與糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。然而，環(huán)境規(guī)制的渠道多樣，如果不分別分析各類規(guī)制措施對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全的影響程度，也不利于具體規(guī)制的制定和實(shí)施。因此，本文進(jìn)一步細(xì)化環(huán)境規(guī)制因素，根據(jù)環(huán)境規(guī)制的分類探討了中國目前采取的各類規(guī)制措施是否得當(dāng)有力，綠色增長與保供給、保增收是否可以兼顧。

1 實(shí)證分析模型與數(shù)據(jù)

1.1 隨機(jī)前沿分析模型設(shè)定

將環(huán)境污染納入農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測算框架主要有兩種途徑，一種是將環(huán)境污染作為非合意產(chǎn)出，另一種是將環(huán)境污染作為要素投入[12]。由于污染物的價格信息難以準(zhǔn)確獲取，所以目前國內(nèi)主要引入方向性距離函數(shù)，采用支持多投入多產(chǎn)出的數(shù)據(jù)包絡(luò)方法（DEA）。但DEA方法無法解釋噪聲和用來研究傳統(tǒng)假設(shè)檢驗(yàn)。因此，本文結(jié)合傳統(tǒng)生產(chǎn)率理論和資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)，以綠色GDP的視角展開，引入碳排放交易市場和排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)，嘗試把可以獲取價格信息的污染變量納入產(chǎn)出核算體系，把無法獲取價格信息的污染變量納入投入核算體系，運(yùn)用較為符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征的SFA方法測度考慮環(huán)境成本后的中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)[13]。

本文以Battese和Coelli[14-15]時變非效率SFA模型為基礎(chǔ)，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值減去環(huán)境成本作為綠色產(chǎn)出（不考慮林牧漁業(yè)），氮磷流失分別作為負(fù)的要素投入，構(gòu)建相對靈活的超越對數(shù)函數(shù)形式的隨機(jī)前沿模型：

lnYit=β0+βtt+12βttt2+∑m（βm+βmtt）lnXitm+∑n（βn+βntt）lnZitn+12（∑m∑jβmjlnXitmlnXitj+∑m∑nβmnlnXitmlnZitn+∑n∑kβnklnZitnlnZitk）+Vit-Uit（1）

其中，Yit表示第t年第i個省的綠色產(chǎn)出;Xit是一個n×1階的傳統(tǒng)投入向量，Zit是一個m×1階的環(huán)境要素投入向量，表示第i個省在第t年的各要素投入量;β表示要估計的未知參數(shù)向量;Vit表示隨機(jī)誤差，是獨(dú)立于投入和技術(shù)水平且服從正態(tài)分布N（0，σ2v）的隨機(jī)統(tǒng)計噪聲;Uit表示在給定適當(dāng)結(jié)構(gòu)下的技術(shù)無效因素，且Uit≥0，衡量存在技術(shù)非效率時的實(shí)際產(chǎn)出Yit與具有完全效率時的最大經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出F（Xit，Zit，t;β）之間的距離，即滿足：

Uit=zitδ+Wit（2）

其中，zit表示隨著時間推移與技術(shù)非效率有關(guān)的一個1×k階解釋變量;δ是一個k×1階未知參數(shù);隨機(jī)變量Wit服從截尾正態(tài)分布N（0，σ2），截斷點(diǎn)為-zitδ，且Wit≥-zitδ;Uit服從非負(fù)截尾正態(tài)分布N+（ zitδ，σ2）。因而，第i個省在第t年的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)效率GTEit可以表示為該生產(chǎn)單元的產(chǎn)出期望與隨機(jī)前沿期望的比值：

GTEit=exp（-Uit）=exp（-zitδ-Wit）（3）

從t年到t+1年第i個省的綠色技術(shù)效率變動可以按如下公式計算：

GECHt，t+1i=GTEt+1iGTEti（4）

控制其他因素后，第i個省在第t年的前沿技術(shù)進(jìn)步率為前沿生產(chǎn)函數(shù)F（·）對時期t的偏導(dǎo)。由于技術(shù)變化是非中性的，根據(jù)全炯振[1]的研究，技術(shù)變化指數(shù)可以按如下公式計算：

TCHt，t+1i=[（1+lnF（Xit，Zit，t;β）（t））×（1+lnF（Xit+1，Zit+1，t+1;β）（t+1））]12（5）

運(yùn)用Malmquist生產(chǎn)率變化指數(shù)的原理，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率（GTFP）的變動可以表示為：

GTFPCHt，t+1i=GECHt，t+1i×TCHt，t+1i（6）

GTFPCHi指數(shù)大于1表示第i個省的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率相較于上一時期呈增長水平。

1.2 數(shù)據(jù)來源與變量統(tǒng)計性說明

1998年，聯(lián)合國環(huán)境署在《國際清潔生產(chǎn)宣言》中，最早提出了“綠色生產(chǎn)率”的概念。隨后，Tolentino指出綠色生產(chǎn)率是企業(yè)在將污染治理到對社會無害時的生產(chǎn)率水平[16];胡鞍鋼指出綠色生產(chǎn)率是扣除對自然資源的消耗和環(huán)境破壞后的生產(chǎn)率水平[17]。因此，綠色生產(chǎn)率的決定因素包括物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)知識和自然資源與環(huán)境，本文根據(jù)這四大因素確定了以下要素投入變量和產(chǎn)出變量。

（1）環(huán)境污染變量。根據(jù)Kuosmanen的定義，農(nóng)業(yè)特定的環(huán)境問題包括氮流失、磷流失、溫室氣體排放、化石燃料的消耗、有毒農(nóng)藥的使用和土地利用多樣化等[5]。這里將環(huán)境污染變量主要分為氮磷流失、二氧化碳（CO2）排放和化學(xué)需氧量（COD）排放。關(guān)于氮磷流失，目前中國沒有直接統(tǒng)計氮肥和磷肥流失量的數(shù)據(jù)，因此根據(jù)《第一次全國污染源普查公報》得到的2007年農(nóng)業(yè)氮流失量和磷流失量，以其占當(dāng)年全國氮肥和磷肥使用量的比重得出氮流失率和磷流失率，并假定各省各年的氮磷流失率與此相同，基于各省歷年的氮肥和磷肥使用量得到其氮流失量（ne）和磷流失量（pe）;關(guān)于農(nóng)業(yè)CO2排放，沒有直接的數(shù)據(jù)可以使用，這里用李波等[18]的方法來預(yù)測省級CO2排放水平，C=∑Ci=∑Ei×θi，其中Ci表示第i種農(nóng)業(yè)碳排放來源的CO2排放數(shù)量，Ei表示第i種農(nóng)業(yè)碳排放來源的數(shù)量，θi表示第i種農(nóng)業(yè)碳排放來源的系數(shù);關(guān)于農(nóng)業(yè)COD排放，參考賴斯蕓等[19]和陳敏鵬等[20]的單元調(diào)查評估法獲取。

（2）傳統(tǒng)投入變量。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)使用的投入要素主要包括勞動力、土地、資源等變量。其中，勞動力和土地投入分別選擇第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量（x1）和農(nóng)作物總播種面積（x2）;水資源、機(jī)械和生物化學(xué)資源投入選擇農(nóng)業(yè)有效灌溉面積（x3）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力（x4）和有效化肥施用量（x5）表示。關(guān)于有效化肥施用量，常規(guī)統(tǒng)計資料中沒有直接統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此利用環(huán)境污染變量中已經(jīng)得出的氮流失量和磷流失量，由于磷肥折存量是指五氧化二磷（P2O5）的量，需用磷流失量除以系數(shù)43.66%得出磷肥流失折存量，再結(jié)合當(dāng)年農(nóng)業(yè)化肥施用折存量，用化肥施用折存量減去氮肥流失折存量（即氮流失量）和磷肥流失折存量得到各省各年的有效化肥施用量。

（3）考慮環(huán)境成本的綠色產(chǎn)出變量。1973年以后，聯(lián)合國統(tǒng)計委員會和歐洲經(jīng)濟(jì)委員會編制了《生態(tài)環(huán)境手冊》，指出綠色GDP核算的基本精神是把生態(tài)和環(huán)境資源影響折算為貨幣，即綠色GDP=GDP-經(jīng)濟(jì)活動所造成的環(huán)境虛擬成本，環(huán)境虛擬成本是指恢復(fù)生態(tài)環(huán)境資源惡化或破壞所需要花費(fèi)的代價（已經(jīng)考慮了當(dāng)年環(huán)境保護(hù)的實(shí)際支出）。因此，考慮環(huán)境成本的農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)出變量=農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值-碳排放成本-水污染排放成本。其中，碳排放成本= CO2排放量×碳排放交易價格，水污染排放成本=COD污染當(dāng)量數(shù)×0.7元=（COD排放量/COD污染當(dāng)量值）×0.7元，均以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)將當(dāng)年價折算為2000年不變價。

本文使用的數(shù)據(jù)主要來源于2001—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)管理辦法》和中國碳排放交易網(wǎng)（由于數(shù)據(jù)缺失，研究數(shù)據(jù)不包括港澳臺地區(qū)）。產(chǎn)出與投入指標(biāo)的統(tǒng)計描述見表1。

2 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的時空差異分析

由上述模型公式和Stata14.0軟件計算得出全國各省市區(qū)域不同階段的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)及分解指數(shù)如表2和表3所示。從農(nóng)業(yè)GTFP的變化及動因看，2000—2015年間，在考慮環(huán)境成本和氮磷流失的環(huán)境約束條件下，全國平均增長4.10%，這與大多數(shù)研究得出的中國農(nóng)業(yè)GTFP年均增長率在1%～6%之間基本一致。分解分析發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)業(yè)GTFP的增長主要由技術(shù)進(jìn)步水平提高推動，其平均增長率為4.00%;而綠色技術(shù)效率的平均增長率僅為0.12%。農(nóng)業(yè)前沿生產(chǎn)技術(shù)不斷進(jìn)步和綠色技術(shù)效率年際增長緩慢這一現(xiàn)象表明，今后保持農(nóng)業(yè)GTFP持續(xù)增長的關(guān)鍵在于技術(shù)的研發(fā)，尤其是促進(jìn)清潔生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步，但農(nóng)業(yè)前沿技術(shù)的推廣應(yīng)用是目前亟待改進(jìn)的。

2.1 時序特征

從時間趨勢看，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變化呈現(xiàn)明顯的波動性特征，把整個研究時期劃分為3個階段（“十五”“十一五”“十二五”）可以發(fā)現(xiàn)，拉長時間跨度后，不僅弱化了GTFP變化指數(shù)的波動性，不同時期GTFP變動模式也具有不同的特點(diǎn)（見表2）。第一階段，21世紀(jì)伊始，農(nóng)業(yè)GTFP平均增長2.59%，由綠色技術(shù)效率水平上升和技術(shù)進(jìn)步共同推動。其中，由于2003年淮河和渭河流域發(fā)生洪澇災(zāi)害，GTFP較大幅度下降;第二階段，國務(wù)院嚴(yán)控了“十一五”期間全國主要污染物的排放量，同時，2007年5月，農(nóng)業(yè)部發(fā)布了《農(nóng)業(yè)生物質(zhì)能產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2007—2015年）》，隨著中國應(yīng)對氣候變化科技專項行動的開展，雖然2008年發(fā)生的南方低溫雨雪冰凍和汶川地震致使綠色技術(shù)效率下降，但技術(shù)進(jìn)步水平大幅度提升（4.03%）依然帶動了GTFP平均增長4.49%;第三階段，隨著“十二五”期間農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展政策的出臺，《關(guān)于加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的意見》《“十二五”農(nóng)作物秸稈綜合利用的實(shí)施方案》和《測土配方施肥技術(shù)規(guī)范（2011年修訂版）》等政策法規(guī)相繼貫徹落實(shí)，GTFP平均增長5.22%，處于快速增長期，主要由前沿技術(shù)進(jìn)步推動（6.20%），但由于資源無效配置造成的傳統(tǒng)要素投入利用效率低下，促使綠色技術(shù)效率惡化，平均下降0.91%。

2.2 空間分異特征

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長在地區(qū)之間呈現(xiàn)出一定的發(fā)展梯度。全國31個省、市、自治區(qū)中（不包括港澳臺地區(qū)），模型得出的農(nóng)業(yè)GTFP在研究期內(nèi)均處于年均增長狀態(tài)。按照GTFP增長率平均值大小將不同地區(qū)進(jìn)行歸類，可以分為3個層次：高增長率地區(qū)（取值在（6%，9%]），由高到低依次寧夏、山西、黑龍江、重慶;中等增長率地區(qū)（取值在（3%，6%]），由高到低依次為湖北、江西、安徽、福建、青海、貴州、甘肅、山東、江蘇、河北、陜西、廣西、四川、天津、河南、吉林、海南;低增長率地區(qū)（取值小于3%），由高到低依次為北京、浙江、廣東、上海、遼寧、西藏、湖南、新疆、內(nèi)蒙古、云南。為了進(jìn)一步反映農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率變化的區(qū)域差異情況，本文按傳統(tǒng)的區(qū)域劃分方法，計算得出2000—2015年間GTFP年均增長率從大到小依次為中部（4.89%）、西部（4.01%）和東部（3.62%）。樣本期間，中部地區(qū)GTFP的正向增長是由綠色技術(shù)效率（0.21%）和技術(shù)進(jìn)步（4.69%）共同驅(qū)動的;西部地區(qū)綠色技術(shù)效率年均下降0.24%，技術(shù)進(jìn)步（4.28%）對GTFP的較快增長起到了很大誘導(dǎo)作用;東部地區(qū)的綠色技術(shù)效率年均上漲0.44%，但技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（3.19%）在地區(qū)之間相對較弱。究其原因，這主要與中國的農(nóng)業(yè)布局向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移有關(guān)，且東部地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)水平基數(shù)較高，研發(fā)重點(diǎn)也更加傾向于非農(nóng)部門，導(dǎo)致其技術(shù)進(jìn)步相較于中西部提升緩慢。此外，西部地區(qū)綠色技術(shù)效率水平處于下降狀態(tài)，可能的解釋是西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件與清潔生產(chǎn)技術(shù)相對落后，抗自然災(zāi)害的能力相對較弱，以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者和政府較少關(guān)注農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)。由此可見，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率不僅與污染排放量有關(guān)系，還與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、農(nóng)業(yè)規(guī)模、政府政策以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等因素存在著對應(yīng)關(guān)系。

3 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全的因果關(guān)系檢驗(yàn)

隨著農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策的貫徹落實(shí)，確保糧食安全與農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)增長的矛盾日益突出。根據(jù)呂新業(yè)和冀縣卿[21]的論述，生態(tài)環(huán)境優(yōu)化、生產(chǎn)率增長是提升糧食安全保障程度的重要途徑之一。但鐘甫寧認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長會導(dǎo)致勞動力成本和生產(chǎn)成本上升，從而使糧食安全和農(nóng)產(chǎn)品競爭力下降[22]。農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長可能是由農(nóng)村非農(nóng)部門產(chǎn)值上升帶動，同時過度重視綠色增長，也不利于保障中國的糧食安全水平。此外，從糧食安全的角度來看，一方面為確保糧食安全需要投入大量化肥、農(nóng)藥等高耗能型技術(shù)，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率下降;另一方面糧食安全戰(zhàn)略帶動了糧食產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，由而傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長誘導(dǎo)了綠色生產(chǎn)率的增長。因此，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與糧食安全之間是互相影響的。目前，尚沒有針對中國情況為此進(jìn)行實(shí)證分析，本文將嘗試做這方面的檢驗(yàn)。

3.1 研究方法與變量選取

在討論農(nóng)業(yè)綠色增長和糧食安全的關(guān)系時，由于宏觀數(shù)據(jù)和指標(biāo)構(gòu)建等原因，變量內(nèi)生性、共同趨勢、度量誤差等問題會隨之出現(xiàn)，針對這些問題的常規(guī)做法是使用差分方法。在本文的分析中，我們借鑒Arellano和Bond[23]、Blundell和Bond[24]的分析方法，使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全之間的因果關(guān)系。

在這一因果關(guān)系檢驗(yàn)的分析框架下，估計模型的工具變量是與誤差項無關(guān)的被解釋變量的滯后值。用來檢驗(yàn)中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）和糧食安全（GS）因果關(guān)系的系統(tǒng)模型為：

GTFPit=∑mjαiGTFPi（t-j）+∑mjρiGSi（t-j）+ui+εit（7）

GSit=∑mjαiGSi（t-j）+∑mjρiGFTPi（t-j）+ui+εit（8）

其中，GTFPit表示第i省t時期的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，上文核算綠色生產(chǎn)率增長是以上年為1的環(huán)比指數(shù)，因此將其轉(zhuǎn)化為2000年為1的累積值;GSit表示第i省t時期的糧食安全，根據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織對糧食安全的定義，本文選用人均糧食占有量（即糧食總產(chǎn)量與年末人口數(shù)量的比值）來表征。為了充分利用被解釋變量滯后值所包含的所有信息，從而可以較完整地討論農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全之間可能存在的長期和短期關(guān)系，本文使用動態(tài)差分廣義矩估計方法（差分GMM）來估計系統(tǒng)模型。

理論上，我們在檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全兩者之間的因果關(guān)系時，應(yīng)考慮盡可能長的滯后期的影響。但是，為了避免模型估計時的過度識別問題，Holtzeakin和Schwartz[25]研究得出滯后期的選擇應(yīng)小于整個研究期的1/3。借鑒相關(guān)研究的經(jīng)驗(yàn)，并且在估計方程時筆者分別嘗試考慮1期、2期、4期和5期滯后的影響，但參數(shù)估計結(jié)果并不顯著，因此，本文的系統(tǒng)模型設(shè)定了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全滯后3期的影響。此外，本文的檢驗(yàn)使用了面板數(shù)據(jù)，作為一致估計，差分GMM能夠成立的前提條件是擾動項不存在自相關(guān)，因此，文章基于兩步估計量的標(biāo)準(zhǔn)差，對誤差項的序列相關(guān)性進(jìn)行了檢驗(yàn)。

3.2 檢驗(yàn)結(jié)果

本文通過Stata14.0軟件運(yùn)用動態(tài)差分廣義矩估計方法（差分GMM）估計了系統(tǒng)方程（7）和（8），具體檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

由表4可見，對于農(nóng)業(yè)GTFP方程，糧食安全這一解釋變量在10%顯著性水平上通過了檢驗(yàn);而對于糧食安全方程，解釋變量GTFP和各期滯后均在1%水平上顯著。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)上述結(jié)果的可靠性，Wald統(tǒng)計量及其伴隨概率顯示GTFP和GS方程模型在1%的顯著性水平上拒絕了“所有解釋變量的系數(shù)為零”的原假設(shè)，表明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全之間存在雙向因果關(guān)系。此外，對于GTFP方程和GS方程，Arellano-Bond二階自相關(guān)檢驗(yàn)的p值分別為0.605和0.499，故接受原假設(shè)“擾動項無自相關(guān)”;Sargan檢驗(yàn)的p值均為0.999，故無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)。因此，該因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法和結(jié)果均可靠，且系統(tǒng)模型不存在過度識別約束問題。

4 環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全的影響分析

4.1 計量模型與估計方法

為了考察環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全的影響，且由于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全之間存在雙向因果關(guān)系，因此，本文將建立一個考慮兩者內(nèi)生性的聯(lián)立方程模型。同時，由于環(huán)境規(guī)制的渠道多樣，借鑒趙玉明[26]等對環(huán)境規(guī)制的分類，從命令控制型、以碳排放交易市場為基礎(chǔ)的激勵性和自愿性規(guī)制研究環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全的作用程度，構(gòu)建的聯(lián)立方程模型的基本形式如下：

GTFP=f（GS，EP×PI，CT×CI，EI，RD，DR，Dummy）（9）

GS=f（GTFP，EP×PI，CT×CI，EI，HC，DR，Dummy）（10）

其中，環(huán)境規(guī)制因素EP代表農(nóng)業(yè)命令控制型環(huán)境規(guī)制政策因素，PI代表農(nóng)業(yè)污染的相對排放水平，CT代表以碳排放交易市場為基礎(chǔ)的激勵性環(huán)境規(guī)制因素，CI代表CO2的相對排放水平，EI代表自愿性農(nóng)業(yè)環(huán)保投資強(qiáng)度。借鑒Yang和Fan等[27]的研究本文設(shè)立EP與PI的乘積代表環(huán)境政策規(guī)制強(qiáng)度，CT與CI的乘積代表碳排放交易規(guī)制強(qiáng)度。為了確保聯(lián)立方程模型是可以識別的，本文在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率方程中增加了技術(shù)進(jìn)步因素，用農(nóng)業(yè)科研投資強(qiáng)度（RD）表征;在糧食安全方程中增加了農(nóng)村人力資本（HC）因素。同時，為了控制每個地區(qū)自然災(zāi)害和固有的其他社會經(jīng)濟(jì)條件對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全的影響，還在兩個模型中增加了受災(zāi)率（DR）變量和地區(qū)虛擬變量（Dummy）。

在估計聯(lián)立方程模型時，本文使用Zellner和Theil[28]提出的三階段最小二乘法（3SLS）將所有方程作為一個整體進(jìn)行系統(tǒng)估計。對于一個多方程系統(tǒng)，如果方程中包含內(nèi)生解釋變量，則對每個方程進(jìn)行兩階段最小二乘法（2SLS）估計是一致的;但卻不是最有效率的，因?yàn)閱我环匠?SLS忽略了不同方程的擾動項之間可能存在相關(guān)性。同時，Greene[29]分析認(rèn)為，當(dāng)誤差項服從正態(tài)分布時，用3SLS對整個聯(lián)立方程系統(tǒng)同時進(jìn)行估計是漸進(jìn)有效的，且能夠?qū)ぞ咦兞康挠行赃M(jìn)行檢驗(yàn)。

4.2 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)已有研究和數(shù)據(jù)可獲得性，本文確定各環(huán)境規(guī)制變量和控制變量如下：①農(nóng)業(yè)命令控制型環(huán)境規(guī)制政策，用省級當(dāng)年施行的環(huán)境規(guī)制政策數(shù)量表示;②以碳排放交易市場為基礎(chǔ)的激勵性環(huán)境規(guī)制，借鑒Yang和Fan等[30]的研究，省級啟動碳排放交易市場以后該變量取值為1，之前取值為0;③污染和CO2的相對排放水平，借鑒朱平芳和張征宇等[31]的方法計算得出，使污染物計量避免了共線性和難以橫向可比的問題;④自愿性農(nóng)業(yè)環(huán)保投資強(qiáng)度，用當(dāng)年完成環(huán)保驗(yàn)收項目環(huán)保投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的百分比表示;⑤農(nóng)業(yè)科研投資強(qiáng)度，用農(nóng)業(yè)科研投資占農(nóng)業(yè)GDP的百分比表示;⑥農(nóng)村人力資本，參照Hall和Jones[32]的思路，計算出農(nóng)村居民平均受教育年限，再根據(jù)李谷成[33]的研究，將平均受教育年限轉(zhuǎn)化為農(nóng)村人力資本量;⑦受災(zāi)率，用受災(zāi)面積占農(nóng)作物總播種面積比重表示，反應(yīng)不可控氣候因素影響。聯(lián)立方程模型的數(shù)據(jù)主要整理于1989—2016年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計資料匯編》，指標(biāo)的統(tǒng)計描述見表5。

4.3 估計結(jié)果及分析

根據(jù)上文的分析，本文通過Stata14.0軟件運(yùn)用三階段最小二乘法估計上述聯(lián)立方程模型的相關(guān)參數(shù)，具體估計結(jié)果見表6。

根據(jù)方程（9）的估計結(jié)果，糧食安全的系數(shù)在5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，表明中國目前高耗能型的糧食安全保障方式對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長具有顯著的負(fù)向影響;命令控制型環(huán)境政策規(guī)制、激勵性碳排放交易規(guī)制和自愿性環(huán)保投資規(guī)制均在1%顯著性水平上對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響，表明中國現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制在整體上減少了農(nóng)業(yè)污染排放。同時，根據(jù)“波特假說”，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以促使更多創(chuàng)新技術(shù)和生產(chǎn)管理活動的進(jìn)行，而這些創(chuàng)新將提高生產(chǎn)力，從而抵消由環(huán)境保護(hù)帶來的社會成本和生產(chǎn)成本，并且提升盈利能力和產(chǎn)品質(zhì)量，因此，中國現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的“創(chuàng)新補(bǔ)償”正效應(yīng)抵消了“遵循成本”的負(fù)效應(yīng)，從而促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的提高;以農(nóng)業(yè)科研投資強(qiáng)度衡量的技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響為正但不顯著，這說明現(xiàn)階段中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步并不會顯著改善農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，可能的原因是農(nóng)業(yè)科研投資保障的技術(shù)進(jìn)步方向分為高耗能型生產(chǎn)技術(shù)和清潔生產(chǎn)技術(shù)，目前中國清潔生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)正處于起步階段，并不能充分代替高耗能型生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用;受災(zāi)率在1%顯著性水平上對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率表現(xiàn)出負(fù)向影響，這與農(nóng)業(yè)的特殊性有關(guān);地區(qū)因素影響部分顯著。

至關(guān)重要地，對比命令控制型環(huán)境政策規(guī)制與激勵性碳排放交易規(guī)制和自愿性環(huán)保投資規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長的影響，后兩者（系數(shù)為0.279和0.267）引發(fā)的對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長的激勵比前者（系數(shù)為0.106）更大。這是因?yàn)槊羁刂菩铜h(huán)境政策規(guī)制通常要求生產(chǎn)者達(dá)到一定的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，或采取某種污染減排技術(shù)。在這種情況下，大多數(shù)生產(chǎn)者傾向于采取一勞永逸的行為，例如簡單

地實(shí)施末端治理措施，或者購買排污權(quán)和繳納排污費(fèi)。此外，排污權(quán)購買和排污費(fèi)繳納是一項持續(xù)支出，會使被規(guī)制生產(chǎn)者負(fù)擔(dān)較重的運(yùn)營成本。因此，市場化的排污權(quán)購買和排污費(fèi)繳納更有效地將污染引起的社會成本轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)者的私人成本，并推動生產(chǎn)者尋找最根本的解決方案，例如開展研發(fā)活動，優(yōu)化資源配置以及重新協(xié)整產(chǎn)品和生產(chǎn)過程等。

根據(jù)方程（10）的估計結(jié)果，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的系數(shù)在1%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，表明農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長可能是由遏制高耗能型投入帶動的，并且生產(chǎn)率增長導(dǎo)致了勞動力成本和生產(chǎn)成本上升，從而對糧食安全的保障產(chǎn)生了負(fù)向作用。同時，不同的環(huán)境規(guī)制因素對糧食安全的影響不同：①命令控制型環(huán)境政策規(guī)制與糧食安全。從回歸系數(shù)看，農(nóng)業(yè)命令控制型政策規(guī)制在1%顯著性水平上對糧食安全的保障程度產(chǎn)生了正面影響。根據(jù)楊錦英等[28]的觀點(diǎn)，糧食生產(chǎn)主要依靠增加要素投入和提高生產(chǎn)率這兩條途徑，因此，上述結(jié)果表明命令控制型環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的“傳統(tǒng)生產(chǎn)率補(bǔ)償”正效應(yīng)抵消了“要素投入遏制”負(fù)效應(yīng)。②激勵性碳排放交易規(guī)制與糧食安全。模型估計結(jié)果表明，碳排放交易規(guī)制對糧食安全保障程度的影響顯著為負(fù)，究其原因，一方面中國的碳排放交易體系為化肥、農(nóng)藥等高效高耗能型農(nóng)業(yè)技術(shù)提供企業(yè)設(shè)定了排放限額進(jìn)而影響了要素投入，另一方面中國目前的碳排放交易體系還為充分傳導(dǎo)入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，導(dǎo)致“傳統(tǒng)生產(chǎn)率補(bǔ)償”效應(yīng)無法帶來“雙贏”結(jié)果。③自愿性環(huán)保投資規(guī)制與糧食安全。從回歸系數(shù)看，環(huán)保投資規(guī)制對糧食安全的影響為正但不顯著，可能的解釋是環(huán)保投資項目在一定程度上促進(jìn)了綠色生產(chǎn)率的增長，但并未明顯改善傳統(tǒng)生產(chǎn)率。此外，農(nóng)村人力資本對糧食安全的保障程度表現(xiàn)出顯著的正向影響;受災(zāi)率對糧食安全的影響為負(fù)但不顯著，表明中國的自然災(zāi)害并沒有使糧食產(chǎn)量有明顯下降;地區(qū)虛擬變量通過了顯著性檢驗(yàn)，表明地理位置是導(dǎo)致糧食安全保障程度存在地區(qū)差異的因素之一。

5 結(jié)論與政策啟示

隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的貫徹落實(shí)，本文將農(nóng)業(yè)部門可持續(xù)發(fā)展分為農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長和糧食安全可持續(xù)性的保障，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的適用性和有效性是影響這兩大方面增長的重要因素。中國資源要素稟賦的有限性決定了農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的障礙，從長期來看，一方面農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率衡量的經(jīng)濟(jì)增長帶來的勞動力成本和生產(chǎn)成本上升導(dǎo)致了糧食安全和農(nóng)產(chǎn)品競爭力下降，另一方面為確保糧食安全而采取的粗放外延型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式又影響了綠色生產(chǎn)率的改善。然而，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長毋庸置疑是確保糧食安全的根本動力，糧食安全的保障反過來又有助于誘導(dǎo)綠色全要素生產(chǎn)率的提高，增強(qiáng)農(nóng)民自行生產(chǎn)和購買糧食的能力，形成良性互動局面，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

在理論分析和相關(guān)研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，首先，本文使用2000—2015年的中國省級面板數(shù)據(jù)，引入碳排放交易和排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來的二氧化碳排放和化學(xué)需氧量排放轉(zhuǎn)化為環(huán)境成本納入生產(chǎn)率測算體系，同時考慮氮磷流失環(huán)境污染因素，結(jié)合隨機(jī)前沿函數(shù)模型，測算并分析了21世紀(jì)以來中國各省份及三大區(qū)域的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)2000—2015年間全國平均農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率年均增長4.10%，呈現(xiàn)明顯的時序波動性以及地區(qū)之間的梯度性特征。隨后，本文運(yùn)用動態(tài)面板差分GMM方法對中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全之間的因果關(guān)系進(jìn)行了嚴(yán)格檢驗(yàn)，結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全之間存在雙向因果關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，本文通過構(gòu)建聯(lián)立方程模型，從命令控制型、以碳排放交易市場為基礎(chǔ)的激勵性和自愿性規(guī)制這三方面研究了環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全的影響。研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全總體均有顯著影響，但不同類型的環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全的影響不同，命令控制型環(huán)境政策規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全均產(chǎn)生正向影響，激勵性碳排放交易規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和糧食安全分別產(chǎn)生了正向作用和負(fù)向作用，自愿性環(huán)保投資規(guī)制僅對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著正向影響。同時，在控制環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步、人力資本和地區(qū)因素的影響后，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率和糧食安全相互具有顯著的負(fù)相關(guān)效應(yīng)。

根據(jù)上述分析，本研究得出了一些政策含義。首先，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異表明，中國未來必須避免重復(fù)東部地區(qū)“先污染，后治理”的模型。這要求中國政府加大力度，進(jìn)行更加審慎慎重的政策設(shè)計，以防止污染轉(zhuǎn)移的可能性，抓住機(jī)遇走向“綠色農(nóng)業(yè)”。其次，環(huán)境規(guī)制的不合理設(shè)計不能形成農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的激勵，從而成為確保糧食安全階段中國農(nóng)業(yè)發(fā)展方式呈現(xiàn)粗放和外延特征的重要原因。縱觀美國和歐盟的環(huán)境規(guī)制，美國關(guān)注生產(chǎn)外部性，其環(huán)境規(guī)制立足于農(nóng)場法下，強(qiáng)調(diào)環(huán)境政策市場化運(yùn)作，倚重可交易排污許可機(jī)制，依靠競標(biāo)的方式來選擇項目參與者，同時，注重環(huán)境規(guī)制與其他政策協(xié)調(diào)運(yùn)行;歐盟關(guān)注產(chǎn)品外部性，為了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展和農(nóng)產(chǎn)品市場的平衡，歐盟啟動休耕等農(nóng)業(yè)補(bǔ)償措施，逐步形成了歐盟農(nóng)業(yè)生態(tài)補(bǔ)償政策體系，分別對生態(tài)敏感地區(qū)、保護(hù)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境行為和農(nóng)村林業(yè)補(bǔ)償政策的實(shí)施建立了專項基金，并通過農(nóng)產(chǎn)品環(huán)境標(biāo)識制度（如有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品）和稅收手段調(diào)控農(nóng)業(yè)環(huán)境。因此，我們應(yīng)該清醒地認(rèn)識到，盲目加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制并不能自動提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，反而會降低糧食安全保障程度，要在提高環(huán)境政策適用性和推動傳統(tǒng)末端治理模式向清潔生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變的情況下實(shí)現(xiàn)雙贏，關(guān)鍵還在于監(jiān)管工具的精心設(shè)計和環(huán)境規(guī)制的合理制定。選擇精心設(shè)計的監(jiān)管手段包含兩個含義：一方面，要制定適度穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和標(biāo)準(zhǔn)，繼續(xù)實(shí)施并確?！半p減”政策、土壤修復(fù)政策的全面推廣，大力發(fā)展循環(huán)農(nóng)業(yè)和生態(tài)農(nóng)業(yè);另一方面，應(yīng)積極推進(jìn)環(huán)境規(guī)制工具由命令型向激勵型轉(zhuǎn)變，加強(qiáng)對環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的補(bǔ)貼，同時，激勵型環(huán)境政策應(yīng)從知識、信息、資金和市場需求等方面考慮提高對清潔生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)的積極性，克服生產(chǎn)清潔技術(shù)所面臨的各種約束[34]，促進(jìn)綠色科技興農(nóng)。此外，中國應(yīng)更加注重市場化手段在農(nóng)業(yè)節(jié)能減排及環(huán)境保護(hù)方面的基礎(chǔ)性作用，通過開展環(huán)境稅、排污權(quán)交易試點(diǎn)，逐步建立健全統(tǒng)一的全國碳排放交易市場和水匯交易市場，并循序漸進(jìn)構(gòu)建適用于農(nóng)業(yè)的交易機(jī)制。最后，針對中國目前農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制手段相對單一（主要是命令控制型）的不足，應(yīng)該加大對不同類型法規(guī)的整合力度，建立均衡的“環(huán)境規(guī)制組合”體系，以給予農(nóng)民尤其是大農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)企業(yè)選擇更先進(jìn)技術(shù)實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排和提升糧食安全保障程度的靈活性，為其競爭力創(chuàng)造協(xié)同效應(yīng)。

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Environmental regulation， agricultural green TFP and grain security

ZHAN Jin-tao1，2 XU Yu-jiao1，2

（1.College of Economics and Management， Nanjing Agricultural University， Nanjing Jiangsu 210095， China;2.Research Center for China Food Security， Nanjing Agricultural University， Nanjing Jiangsu 210095， China）

Abstract Green development will become the key content of Chinas future grain security protection. Measuring agricultural green TFP （total factor productivity） is conducive to judging the current development site， and reasonable agricultural environmental regulation is an effective way to promote green productivity and solve the contradiction between food supply and demand. This paper introduced carbon emissions trading and sewage charges collection standards， and analyzed Chinas provincial agricultural green TFP from 2000 to 2015 by using stochastic frontier function model （SFA） and considering environmental costs as agricultural green GDP. It used GMM method to test whether there was a causal relationship between agricultural green TFP and grain security， and constructed the simultaneous equations model to analyze the influence mechanism between them and the driving mechanism of different environmental regulation factors to them. The results showed that： ①the national average agricultural green TFP increased by 4.1% annually during the period from 2000 to 2015， showing obvious time-series volatility and gradient characteristics between regions; ②there was a two-way causal relationship between agricultural green TFP and grain security; ③the increase in agricultural green TFP would reduce the level of grain security， while over-emphasizing grain security would in turn inhibit the growth of agricultural green TFP; ④command controlled environmental policy regulation had a positive impact on agricultural green TFP and grain security， incentive carbon emissions trading regulations had a positive on agricultural green TFP and negative effect on grain security， and the regulation of environmental protection investment only had a positive effect on agricultural green TFP. Therefore， designing environmental monitoring tools carefully， improving the appropriateness and applicability of environmental regulation policies， establishing and strengthening incentive mechanisms and market-based emissions trading mechanisms that can fully mobilize farmers to implement cleaner production， and integrating different types of environmental regulations vigorously to create a balanced ‘Environmental Regulation Combination System， are the key to improve the growth of agricultural green TFP and ensure the sustainable development of grain security.

Key words agricultural green TFP; grain security; environmental regulation; causality; simultaneous equation model