張東玲，倪 妮，焦宇新

青島大學 經(jīng)濟學院，山東 青島 266061

當前中國已進入新發(fā)展階段，在由碳排放造成的環(huán)境問題日益突出的大背景之下，實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量轉(zhuǎn)型顯得尤為重要。為此我國高度重視生態(tài)文明建設(shè)，積極推進各行業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展。我國自2010 年開始，在全國范圍內(nèi)分三批次推行以有效控制碳排放、促進城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展為目標的低碳試點政策[1]，該政策的實施與生態(tài)文明建設(shè)高度相關(guān)[2]，其目標的實現(xiàn)需要工業(yè)、能源、建筑、農(nóng)業(yè)、林業(yè)及廢物處理等各領(lǐng)域的通力配合[3]。近年來，已有研究表明低碳試點政策在節(jié)能減排及促進城市高質(zhì)量發(fā)展方面成效顯著，卻少有研究關(guān)注低碳試點政策在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域所發(fā)揮的積極作用。農(nóng)業(yè)作為低碳試點政策的重要作用領(lǐng)域之一，其生產(chǎn)造成的碳排放量僅次于電熱生產(chǎn)；同時該行業(yè)與自然環(huán)境關(guān)系最為緊密，實現(xiàn)其綠色發(fā)展是促進我國生態(tài)文明建設(shè)乃至實現(xiàn)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵因素。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展問題也持續(xù)受到中央高度重視，“中央一號文件”從2013 年到2022 年連續(xù)10 年提及農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的相關(guān)內(nèi)容。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的核心評價指標是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（Agricultural green total factor productivity，AGTFP）[4]，為達成低碳試點政策目標，應(yīng)重視該政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的實施績效與機制，相關(guān)實證研究對推進我國低碳試點政策、加速農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型具有重要的現(xiàn)實意義。

《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》[5]指出：長三角一體化發(fā)展對引領(lǐng)我國實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展意義重大。然而，該地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展相對滯后，已成為實現(xiàn)其高質(zhì)量發(fā)展的短板[6]。長三角地區(qū)設(shè)有三批次低碳試點，是低碳試點政策的重點實施區(qū)域之一。同時，該地區(qū)農(nóng)業(yè)資源豐富，城市類型多樣，是研究低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響與機制極為重要的樣本。研究所得結(jié)論不僅為長三角地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展相關(guān)政策的制定提供參考，對我國其他省市低碳試點政策的推廣完善及農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展也具有一定的借鑒意義。本研究以長三角地區(qū)地級及以上城市為樣本，將低碳試點政策的施行作為一項準自然實驗，通過雙重差分法評估其對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，并探討其對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用機制，進一步基于區(qū)域和時空兩個視角，考察該政策對提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率效果的異質(zhì)性特征。

隨著低碳試點政策的推進，學界中相關(guān)研究成果豐富。當前有關(guān)低碳試點政策的研究主要分兩類，一是針對該政策的設(shè)計邏輯、實施方式進行定性探討，總結(jié)該政策的實施經(jīng)驗[3]；二是利用指標體系構(gòu)建、雙重差分或合成控制等方法從多個角度評價該政策的實施績效。現(xiàn)有文獻已經(jīng)證實低碳試點政策在節(jié)能減排和促進城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展方面績效突出，具體來看：由于我國主要碳排放源為電熱生產(chǎn)，現(xiàn)有文獻對低碳試點政策在節(jié)能減排績效方面的績效評估，多以工業(yè)排放或能源消耗為評價指標。學者們已實證得出低碳試點政策的實施可以顯著減少電能消費強度、工業(yè)污染物排放及城市碳排放量，對城市空氣質(zhì)量[2]也有顯著正向作用；促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展方面的績效評估則多以全要素生產(chǎn)率為評價指標，相關(guān)研究主要集中于城市范疇，已有研究表明低碳試點政策通過技術(shù)效應(yīng)向綠色技術(shù)進步及結(jié)構(gòu)效應(yīng)的轉(zhuǎn)化，可以有效提升城市綠色全要素生產(chǎn)率[7]，產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新是低碳試點政策提升城市綠色全要素生產(chǎn)率的重要途徑[8]。同時，還有研究對低碳試點政策的空間溢出效應(yīng)進行討論[1]，發(fā)現(xiàn)其通過示范效應(yīng)和技術(shù)擴散效應(yīng)可以有效帶動鄰近城市綠色發(fā)展[9]。

目前，中國處于經(jīng)濟高質(zhì)量轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵階段，考慮了污染排放的綠色全要素生產(chǎn)率日益引起學者關(guān)注。農(nóng)業(yè)與自然環(huán)境緊密相連，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展對我國生態(tài)文明建設(shè)，乃至實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展有舉足輕重的作用。農(nóng)業(yè)作為低碳試點政策的重要作用領(lǐng)域之一，已有學者對該政策的農(nóng)業(yè)碳減排績效進行評估[10]，然而鮮有學者進一步評估該政策對農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的績效。農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測度方法主要有以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）為代表的非參數(shù)法，以及以隨機前沿分析法（SFA）為代表的參數(shù)法。其中，由Oh改進的DEA-GML 指數(shù)法近年來被學者們廣泛使用[8]。已有研究表明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率受多種因素影響，包括如公路設(shè)施[11]、高鐵建設(shè)[6]等基礎(chǔ)建設(shè)因素；如農(nóng)業(yè)稅負、財政支農(nóng)水平等財政因素；另有科技投入、信息化水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化水平及城市化水平等其他因素，同時，不同區(qū)域間的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率會相互影響，存在明顯的空間相關(guān)性[12]。除上述影響因素之外，環(huán)境規(guī)制也是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的重要影響因素。從當前已有的研究成果來看，與碳排放相關(guān)的環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響顯著。有研究提出有效的政策引導可以優(yōu)化農(nóng)業(yè)化肥的使用情況，從而提高了生態(tài)全要素生產(chǎn)率[13]。激勵性碳排放交易規(guī)制、命令型環(huán)境規(guī)制、自愿性環(huán)保投資規(guī)制均可促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升[14]。另有學者研究發(fā)現(xiàn)以農(nóng)業(yè)相關(guān)財政環(huán)保支出及碳排放量作為環(huán)境規(guī)制時，可通過農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新使得農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長[15]。然而，針對低碳試點政策這項與碳排放相關(guān)的重要環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，現(xiàn)階段相關(guān)的實證研究尚不多見。

綜上所述，已有文獻從不同視角評估了低碳試點的政策績效。除節(jié)能減排和推進城市高質(zhì)量發(fā)展外，少部分學者已關(guān)注到低碳試點政策在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的碳減排作用，但就其作用機制的討論仍有研究空間，同時鮮有研究涉及低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的績效評估。相比于現(xiàn)有文獻，本研究的邊際貢獻主要有：一是基于農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的新視角，以長三角地區(qū)為例，客觀評估了低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響績效；二是立足低碳試點政策背景和目標要求，結(jié)合已有研究成果，厘清了低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響路徑和機理；三是結(jié)合長三角地區(qū)的區(qū)域特征及已有研究，從異質(zhì)性視角探究了低碳試點政策的區(qū)域影響差異和時空影響差異。

一、政策背景與研究假設(shè)

截至2021 年，我國已先后建設(shè)6 個低碳省份及81 個低碳城市試點[16]。長三角地區(qū)試點共18 個，其中杭州及鎮(zhèn)江兩個試點城市表現(xiàn)突出，現(xiàn)已成為其他試點城市的效仿對象[3]。實踐表明，低碳試點政策可以充分調(diào)動城市這一重要行動單元的積極性和創(chuàng)造性，通過提出總目標來引導地方政府主動探索適合自身的、可復制的、可推廣的政策目標實現(xiàn)途徑。低碳試點政策的直接目的在于控制碳排放，政策文件中明確要求試點城市設(shè)定碳達峰目標，建立碳排放目標責任制。低碳試點政策最終目的是實現(xiàn)城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[1]。該政策強調(diào)試點工作應(yīng)注重生態(tài)文明建設(shè)，倡導創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的發(fā)展理念，綜合利用市場型、命令型、自愿型等多種環(huán)境規(guī)制工具[9]，推進我國綠色技術(shù)創(chuàng)新和低碳產(chǎn)業(yè)建設(shè)，作用于工業(yè)、能源、交通、建筑、農(nóng)業(yè)等多個領(lǐng)域[3]，促進低碳城市工業(yè)化、信息化，以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、綠色化的協(xié)調(diào)發(fā)展。

農(nóng)業(yè)與自然環(huán)境緊密相連，其造成的碳排放量不容小覷。在低碳試點政策的指導及先行試點的示范帶動下，地級市政府部門制定相關(guān)政策，以提升以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為核心指標的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展質(zhì)量?；诘吞荚圏c政策的工作要求、具體任務(wù)及政策作用途徑，結(jié)合農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素，本研究總結(jié)低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響路徑如下：

首先，低碳試點政策促進各試點城市調(diào)整基礎(chǔ)建設(shè)，為農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長創(chuàng)造條件。低碳試點政策鼓勵各試點城市政府相互學習，并依據(jù)自身自然資源、經(jīng)濟狀況等條件，低碳規(guī)劃建設(shè)交通網(wǎng)絡(luò)、供水排水、廢物處理等基礎(chǔ)設(shè)施。低碳基礎(chǔ)設(shè)施的完善，一方面可以促進勞動力、農(nóng)產(chǎn)品等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的流動，優(yōu)化資源配置；另一方面能夠加快污水、秸稈等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢物轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)廢物的及時有效處理，從而提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。同時，低碳試點政策推動了綠色制造業(yè)與低碳城市建設(shè)之間的良性互動，為農(nóng)業(yè)提供低碳化發(fā)展所需的生產(chǎn)工具和生產(chǎn)資料，優(yōu)化綠色公共資源配置，打造智能、綠色的產(chǎn)業(yè)體系[17]，進一步促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。如鎮(zhèn)江市率先通過信息技術(shù)搭建云平臺，對國土、資源、農(nóng)林、節(jié)能等多部門數(shù)據(jù)進行整合管理，以期實現(xiàn)系統(tǒng)化、信息化建設(shè)低碳城市。

其次，低碳試點政策通過限制農(nóng)業(yè)的高污染投入及非期望產(chǎn)出，從而有效促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高。低碳試點政策將總溫室氣體排放目標下放到各試點城市，要求各試點城市進行低碳規(guī)劃，并進行自上而下的監(jiān)督管理，定期對減排任務(wù)的完成情況進行考核評估。對此，各試點城市積極響應(yīng)，政府部門通過制定相關(guān)行政措施減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)藥、農(nóng)膜等高污染生產(chǎn)要素的濫用，提高秸稈、牧畜排泄物等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢物的利用率，促進光伏電、沼氣等清潔能源的使用，從而減少農(nóng)業(yè)碳排放這一非期望產(chǎn)出。在此期間，農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)、種養(yǎng)方式得以優(yōu)化，又可以進一步激發(fā)農(nóng)業(yè)碳匯潛力，使得農(nóng)業(yè)碳減排效果更加顯著，進而提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

再次，低碳試點政策將促進綠色技術(shù)開發(fā)，進而帶動農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長。企業(yè)是綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要主體，低碳試點政策的實施能夠推動企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。低碳試點城市為實現(xiàn)碳減排目標，政府部門將碳減排目標分解至企業(yè)，并持續(xù)對企業(yè)碳減排目標實現(xiàn)進度進行考核評估。企業(yè)在此命令型環(huán)境規(guī)制作用下，將積極開發(fā)綠色生產(chǎn)技術(shù)，以降低自身“污染成本”[8]。此外，低碳試點城市可以靈活使用市場型環(huán)境規(guī)制工具：如碳排放補貼、綠色項目獎勵等，進一步提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性，提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。同時，試點城市的周邊城市通過對試點城市綠色技術(shù)的學習與引進，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長。

最后，低碳試點政策對各城市農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在異質(zhì)性。其一是區(qū)域異質(zhì)性特征。由于各批次低碳城市試點的政策具體任務(wù)不同，加之各個城市本身的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、資源稟賦及城市建設(shè)水平存在差異，各個城市對環(huán)境的重視程度、技術(shù)創(chuàng)新能力以及改造農(nóng)業(yè)所需投入的時間精力各不相同，因此，低碳試點政策的不同實施批次對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在差異，同時該政策對不同類型城市的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響也具有一定的異質(zhì)性。其二是時空異質(zhì)性特征。低碳試點政策實施后，當?shù)卣贫ㄏ鄳?yīng)的政策工具引導農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展需要一定時間，試點城市相較于非試點城市的政策先行優(yōu)勢也會隨著時間逐漸減弱，從而產(chǎn)生時間異質(zhì)性。試點城市對其他非試點城市存在雙向的空間溢出效應(yīng)又會產(chǎn)生空間異質(zhì)性。從低碳試點政策效果的正向效應(yīng)來看，試點城市存在的示范競爭效應(yīng)和技術(shù)擴散效應(yīng)會帶動周邊城市綠色全要素生產(chǎn)率的增長。從負向效應(yīng)來看，由于試點城市的環(huán)境規(guī)制強度較高，使其可能會向環(huán)境規(guī)制強度相對寬松的城市轉(zhuǎn)移污染產(chǎn)業(yè)；同時，試點城市還會對其周邊城市產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，使得周邊城市的人力資源、經(jīng)濟資源等向其轉(zhuǎn)移，從而不利于其他城市的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長。低碳試點政策效果空間溢出效應(yīng)的輻射范圍與地理距離有關(guān)。在一定的距離范圍內(nèi)，若正向溢出效應(yīng)大于負向，則試點城市可以促進該范圍內(nèi)其他城市的綠色全要素生產(chǎn)率增長，反之則表現(xiàn)為抑制作用。由此提出以下假說：

H1：低碳試點政策將對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響；

H2：低碳試點政策可通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、碳排放設(shè)限和綠色技術(shù)創(chuàng)新促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長；

H3：低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用效果具有一定的區(qū)域異質(zhì)性特征和時空異質(zhì)性特征。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本

參考現(xiàn)有文獻[7-8,10]，并基于相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性、齊整性及準確性原則，本研究截取2008—2019 年長三角地區(qū)（安徽省、浙江省、江蘇省、上海市）地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，評估低碳試點對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的政策效應(yīng)與影響機制。剔除部分數(shù)據(jù)嚴重缺失的城市，最終保留34 個地級市的數(shù)據(jù)，其中包括試點城市16 個，各城市名稱及試點情況見表1。本研究數(shù)據(jù)主要源于各省市統(tǒng)計年鑒，浙江省土地資源及水資源相關(guān)數(shù)據(jù)來自《浙江省自然資源與環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，江蘇省土地資源及水資源相關(guān)數(shù)據(jù)由各市水利局及省自然資源廳提供，綠色專利數(shù)是使用知識產(chǎn)權(quán)局所公布的專利申請信息，以世界知識產(chǎn)權(quán)組織提供的綠色專利清單和國際分類編碼篩選加總所得[18]。本研究所有涉及貨幣計量的變量均以2008 年為基期進行平減，缺失數(shù)據(jù)通過線性插值法進行處理。

表1 長三角地區(qū)樣本城市試點名單?

（二）變量選取

1.被解釋變量

農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（AGTFP）為本研究的被解釋變量，借鑒已有文獻[8,12]，選取應(yīng)用范圍較廣的DEA-GML 方法對其進行測度。參考Oh[19]的做法，GML 指數(shù)設(shè)定為：

式（1）中的GML 指數(shù)可分解為綠色技術(shù)效率(GEC)和綠色技術(shù)進步(GTC)。

為體現(xiàn)出農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的累積變化，本研究中定義的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（AGTFP）由DEA-GML 測算出的本年度及上年度的AGTFP 變動率（TFPCH）累乘所得。

參考以往文獻中的測度體系[4,12]，本研究將農(nóng)業(yè)定義為廣義農(nóng)業(yè)，即包含農(nóng)林牧漁業(yè)及副業(yè)。期望產(chǎn)出采用第一產(chǎn)業(yè)增加值，非期望產(chǎn)出設(shè)為農(nóng)業(yè)碳排放量，其中農(nóng)業(yè)碳排放量的計算借鑒了李波等[20]、吳賢榮等[21]的做法，碳排放估算公式為：

式（3）中C為碳排放總量，Ti為各碳源的排放量，δi為各碳源的碳排放系數(shù)。農(nóng)業(yè)碳排放源主要有三類：一是如農(nóng)藥、農(nóng)膜等農(nóng)業(yè)投入用品的制備和消耗；二是牧畜養(yǎng)殖時產(chǎn)生的糞便與腸道發(fā)酵；三是能源消耗[13]。基于此分析，同時考慮數(shù)據(jù)的可得性，本研究選擇的碳排放源及相關(guān)系數(shù)如表2 所示。

表2 碳排放系數(shù)表?

本研究選取勞動力、農(nóng)用地面積、機械動力、化肥用量、農(nóng)藥用量、農(nóng)膜用量、農(nóng)業(yè)用水共七個指標為主要投入變量，其中勞動力以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)表示，化肥用量以農(nóng)業(yè)化肥投入用量的折純量表示。各投入和產(chǎn)出變量的相關(guān)描述性統(tǒng)計見表3。

表3 投入產(chǎn)出變量描述性統(tǒng)計?

2.解釋變量

本研究核心解釋變量為低碳試點政策是否實施，didkt示第t年k城市是否實施該政策，若實施則取值為1，否則為0。考慮到前兩批試點名單的發(fā)布時間與年底十分接近，基于政策執(zhí)行的滯后性，將第一批試點及第二批試點的政策實施時間分別設(shè)為2011 年及2013 年。第三批試點名單頒布于年初，故其政策時間依舊設(shè)為2017 年。

3.中介變量

基于前文的理論機制分析并參考相關(guān)文獻[11,15]，本研究選取以下指標為中介變量：即以實際公路里程（road）作為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的代理變量；以由前文計算的農(nóng)業(yè)碳排放量（carbon）作為碳排放設(shè)限的代理變量；以綠色發(fā)明專利申請數(shù)總量（lsfm）作為技術(shù)創(chuàng)新的代理變量。

4.控制變量

基于相關(guān)文獻[11,14]和數(shù)據(jù)可得性，本研究選取以下變量為控制變量，各變量測度方法及描述性統(tǒng)計見表4。

表4 各變量描述性統(tǒng)計

（三）模型構(gòu)建

1.基礎(chǔ)模型設(shè)定

本研究采用加入雙向固定效應(yīng)的雙重差分模型，用來評估低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響。參考Beck 等[25]的做法，構(gòu)建的計量模型如下：

其中AGTFPkt表示第t年k城市的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，didkt表示第t年k城市是否實施低碳試點政策。xkt表示控制變量，ωk是城市固定效應(yīng)，εt為年份固定效應(yīng)，μkt為隨機誤差項。α1為本研究核心的系數(shù)，當其系數(shù)大于0 且具有顯著性時，表明低碳試點政策可以有效促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

2.中介模型設(shè)定

本研究構(gòu)建以下中介效應(yīng)模型進行機制檢驗：

式（5）～（6）中M為所選中介變量。在γ1具有顯著性的情形下，若β1及β2均有顯著性，表示存在部分中介效應(yīng)；若β1無顯著性但β2具有顯著性，表示存在完全中介效應(yīng)；否則不存在中介效應(yīng)。

三、實證結(jié)果與分析

（一）農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率總體演進特征

長三角地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（AGTFP）及其分解后的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)效率指數(shù)（GEC）和農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)進步指數(shù)（GTC）的年均值變化情況見圖1。結(jié)果顯示，長三角地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率自2013 年起每年數(shù)值都大于1，表明低碳試點政策實施一段時間后，長三角地區(qū)的整體農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展質(zhì)量逐年提升。長三角地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)進步指數(shù)及技術(shù)效率指數(shù)呈現(xiàn)出波動變化，尤其是2017 年后，二者波動變化幅度陡增。這可能是因為第三批試點范圍較大，政策實施后，更多的地級市政府在短時間內(nèi)積極采取行動調(diào)配農(nóng)業(yè)資源配置，鼓勵農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，從而對長三角地區(qū)整體指數(shù)造成影響。但相比資源的配置優(yōu)化，新技術(shù)從開發(fā)到投入生產(chǎn)的周期較長，其作用存在一定滯后性，因此農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)進步指數(shù)在農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)效率指數(shù)后增長。綜合來看，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)效率交替驅(qū)動農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長。

圖1 長三角地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率及其分解動態(tài)趨勢

（二）基準回歸結(jié)果

低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（AGTFP）影響的基準回歸結(jié)果如表5 所示。第（1）列未加入任何控制變量，政策的虛擬變量（did）系數(shù)在10%的顯著性水平上為正，第（2）到（5）列逐步加入控制變量后，其系數(shù)在5%的顯著性水平上為正，說明低碳試點政策能有效促進長三角地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長，由此驗證了假說H1。

表5 基準回歸結(jié)果?

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗

安慰劑檢驗可以驗證是否有其他不可觀測因素影響基準回歸結(jié)果。本研究通過隨機抽取樣本城市政策實施時間的方式進行安慰劑檢驗。將34個城市進行隨機分組，并為不同的分組隨機抽取低碳試點政策的發(fā)生時間，再重新構(gòu)建政策虛擬變量（did）系數(shù)進行回歸，分別重復進行500 次和1 000 次，其回歸系數(shù)分布如圖2 所示。由圖2 可以看出估計系數(shù)以0 為均值呈現(xiàn)出正態(tài)分布，且絕大部分系數(shù)P值大于0.1。綜上可排除上文的基準回歸結(jié)果由其他不可觀測因素導致。

圖2 政策時間抽樣系數(shù)及P 值分布圖

2.其他穩(wěn)健性檢驗

為加強結(jié)論的可信度，進一步基于樣本特殊性、政策實施時間調(diào)整及排除其他政策影響三方面進行穩(wěn)健性檢驗。其一，上海市作為直轄市與長三角地區(qū)其他城市在行政級別、經(jīng)濟發(fā)展、城鎮(zhèn)建設(shè)等諸多方面相差甚遠，故將其排除后進行回歸，結(jié)果如表6 第（1）列所示；其二，在不考慮政策滯后實施的情況下，將第一批及第二批的政策實施時間調(diào)為2010 年及2012 年進行回歸，結(jié)果如表6 第（2）列所示；其三，在樣本區(qū)間內(nèi)，長三角地區(qū)各城市的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率除受到低碳試點政策的影響外，還可能受到其他政策的影響。參考張兵兵等[1]的做法，并借鑒相關(guān)文獻[1,6]，引入創(chuàng)新型城市建設(shè)及高鐵開通兩個相關(guān)政策，分別構(gòu)建虛擬變量（did1、did2）引入模型（4）中進行回歸，所得結(jié)果如表6 第（3）、（4）、（5）列所示。表6 中各項政策虛擬變量（did）系數(shù)大小及顯著性水平無明顯變化，表明基準回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

（四）低碳試點政策提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的機制檢驗

為驗證假說H2，依照前文設(shè)定的中介效應(yīng)模型進行回歸，結(jié)果如表7 所示。列（1）中低碳試點政策對公路里程無顯著影響；列（2）的中公路里程對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率同樣影響不顯著，政策虛擬變量（did）系數(shù)相對于基準回歸結(jié)果也幾乎無變化，說明促進基礎(chǔ)建設(shè)并不是低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率作用的主要途徑；列（3）中低碳試點政策對農(nóng)業(yè)碳排放量有顯著的負向影響；列（4）驗證了農(nóng)業(yè)碳排放量的部分中介作用，說明低碳試點政策可以通過碳排放設(shè)限促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，相較于基準回歸結(jié)果，碳排放限制所起的中介效應(yīng)僅占9.62%；列（5）中顯示低碳試點政策對綠色發(fā)明專利申請數(shù)正向影響顯著；同時列（6）中，政策虛擬變量（did）系數(shù)不再具有顯著性，即綠色發(fā)明專利申請數(shù)起到了完全中介的作用，說明低碳試點政策可以有效地通過促進綠色技術(shù)創(chuàng)新來促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。由此可得，低碳試點政策可以通過碳排放設(shè)限及綠色技術(shù)創(chuàng)新影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，假說H2部分得證。

表7 機制檢驗結(jié)果

（五）政策效果的異質(zhì)性分析

1.三個批次試點的成效差異

由于低碳試點政策不同批次試點的具體任務(wù)和政策實施時間不同，低碳試點政策的不同實施批次對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響可能存在差異。參考王亞飛等[26]的做法，為避免不同試點批次間的相互影響，將每一批次城市試點作為實驗組，從未實施過試點政策的城市作為對照組，分別對每一批次城市試點進行回歸分析，以觀測不同批次政策實施效果的差異，回歸結(jié)果如表8 所示。由表8 可知，三個批次試點的系數(shù)符號均為正，但顯著性差異較大，假說H3得證。其中，第二批次試點的政策實施效果最佳，對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響相較于基準回歸結(jié)果系數(shù)有顯著提升。第一批次試點的政策實施效果稍低于第二批次試點，這可能是試點政策實施早期，相較于污染更加嚴重的工業(yè)，農(nóng)業(yè)受到的重視程度相對較低，低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用有限。隨著農(nóng)業(yè)碳排放污染和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的相關(guān)政策措施相繼出臺，該政策對提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的正向效果逐漸加強。第三批次試點政策實施效果系數(shù)不顯著，主要是因為樣本觀測區(qū)間僅由2008—2019 年，第三批次試點政策效果的評估期限僅3 年，其成效或許尚未完全顯現(xiàn)，這也側(cè)面說明了低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有一定的時滯性。

表8 不同批次試點實施效果回歸結(jié)果

2.對不同類型城市的成效差異

考慮到長三角各地區(qū)的資源稟賦、地理環(huán)境及經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀的差異，低碳試點政策的實施效果在不同的地區(qū)會呈現(xiàn)出不同的特征。根據(jù)長三角地區(qū)的區(qū)域特點，將長三角地區(qū)劃分為安徽地區(qū)及蘇浙滬地區(qū)進行回歸分析，結(jié)果如表9 第（1）、（2）列所示；再者，依照武云亮等[27]的做法將長三角地區(qū)劃為中心城市和外圍城市進行回歸，結(jié)果如表9 第（3）、（4）列所示?？梢钥闯?，低碳試點政策在蘇浙滬地區(qū)及安徽地區(qū)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均有顯著影響，但蘇浙滬地區(qū)的系數(shù)遠大于安徽地區(qū)。相較于蘇浙滬地區(qū)，安徽地區(qū)全省農(nóng)業(yè)規(guī)模較大，要在政策實施后實現(xiàn)安徽地區(qū)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型，需要當?shù)卣度敫嗟臅r間及精力；且安徽地區(qū)低碳試點政策的實施時間相對滯后，該政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用尚未完全顯現(xiàn)。再者，低碳試點政策對中心城市的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，無論是系數(shù)大小還是顯著性水平均遠大于外圍城市，這一結(jié)果主要是因為中心城市本身的地理位置優(yōu)越、經(jīng)濟實力雄厚，為農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的引進開發(fā)創(chuàng)造了良好的先天條件；同時中心城市本身人民群眾的生活水平較高，該地區(qū)人民對于生態(tài)環(huán)境有更高的追求，這也促使其更加重視農(nóng)業(yè)綠色建設(shè)，從而拉大了與外圍城市的差距。綜上，低碳試點政策對不同類型城市的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率作用效果有顯著異質(zhì)性，驗證了假說H3。

表9 不同類型城市實施效果回歸結(jié)果?

3.時空異質(zhì)性檢驗

1）時間異質(zhì)性檢驗。利用事件研究法不僅可以進行平行趨勢檢驗，以考察基準回歸結(jié)果是否有效，同時可以檢驗低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的時間異質(zhì)性[28]。參照Jacobson 等[29]的做法，構(gòu)建的計量模型如下：

式（7）中，Dkt為低碳城市試點k是否實施政策的虛擬變量，t小于0 為政策實施前的第t年，反之為政策實施后的第t年。以政策實施當年為基期，回歸結(jié)果如圖3 所示。政策實施前，各期系數(shù)βt在90%的置信區(qū)間內(nèi)均含有0，表明平行趨勢檢驗通過，基準回歸結(jié)果有效。此外，低碳試點政策的實施并未立即對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的影響，隨著政策實施年限的增長和試點范圍的擴大，該政策的正向影響逐漸顯著。影響系數(shù)呈現(xiàn)先增大、后減小、再增大的變化形式，說明低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有一定的時間異質(zhì)性特征，表現(xiàn)為一種滯后的長期正向效應(yīng)，可見對農(nóng)業(yè)的綠色化轉(zhuǎn)型需要一定的時間。

圖3 低碳試點政策效應(yīng)的時間異質(zhì)性

2）空間異質(zhì)性檢驗。結(jié)合王雄元等[30]及韋施威等[31]研究，通過各城市經(jīng)緯度計算出各城市間的地理距離，并分別計算出不同年份下不同城市100 km 內(nèi)，100～200 km，……，700～800 km的試點城市數(shù)量，將其與政策虛擬變量（did）的交互項放入模型中進行回歸，以此來檢驗低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響的空間異質(zhì)性，構(gòu)建的計量模型如下：

式（8）中，treatcitykt為第t年距k城市不同距離范圍內(nèi)試點城市的數(shù)量?；貧w結(jié)果圖4 所示，在95%的置信區(qū)間內(nèi)，交互項系數(shù)在100～200 km，顯著為正，此后系數(shù)雖然為正但不再顯著。直至700～800 km 范圍內(nèi)，系數(shù)顯著為負，表明低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有明顯的空間異質(zhì)性。100～200 km 范圍內(nèi)的交互項系數(shù)顯著為正，這說明低碳試點城市的正向溢出效應(yīng)大于負向溢出效應(yīng)。200～700 km 內(nèi)的交互項系數(shù)雖然符號為正但無顯著性，表明試點城市的正向溢出效應(yīng)有限，與負向溢出效應(yīng)幾乎持平，其對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用不如對鄰近城市明顯。700～800 km 內(nèi)時，交互項系數(shù)負向顯著，此時試點城市的負向溢出效應(yīng)大于正向溢出效應(yīng)，造成其他城市的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率難以提升。這說明后續(xù)應(yīng)繼續(xù)拓展低碳試點政策的實施范圍，盡可能降低其負向影響。

圖4 低碳試點政策效應(yīng)的空間異質(zhì)性

四、結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

本研究利用DEA-GML 法，以農(nóng)業(yè)碳排放量為非期望產(chǎn)出，測度了長三角地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，通過雙重差分法客觀評價了低碳試點政策對長三角地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，并進一步就該影響的作用機制及其異質(zhì)性特征進行探討。研究主要得到以下結(jié)論如下：

1）低碳試點政策對長三角地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有顯著促進作用。同時機制分析結(jié)果表明，低碳試點政策主要通過促進綠色技術(shù)創(chuàng)新實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長。碳排放設(shè)限也是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的有效途徑。但是，研究表明加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不明顯。分析其可能的原因主要包括：區(qū)域之間的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平不均衡，新建基礎(chǔ)設(shè)施與現(xiàn)有農(nóng)業(yè)耕作技術(shù)匹配不協(xié)調(diào)，針對農(nóng)民的培訓有效性不足導致新建基礎(chǔ)設(shè)施利用率較低，從而使得基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)并不能有效發(fā)揮提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用。

2）低碳試點政策對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有顯著的區(qū)域異質(zhì)性。一方面，研究表明第二批次試點的政策效果最佳。原因在于，第二批次試點政策實施時，工業(yè)碳減排已取得部分成效。此時，綠色工業(yè)開始反哺農(nóng)業(yè)，為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供了更多的支持。同時隨著相關(guān)政策的出臺，農(nóng)業(yè)碳排放問題逐漸引起各地政府部門的重視，試點城市更加積極地提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。另一方面，結(jié)果顯示對于蘇浙滬地區(qū)和中心城市等經(jīng)濟基礎(chǔ)較好的城市，低碳試點政策對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有更加顯著的促進作用。這是由于本身所具有的經(jīng)濟和地理位置優(yōu)勢，使得此類地區(qū)擁有更強的科技創(chuàng)新能力。而且這些地區(qū)城市中，居民對生態(tài)環(huán)境的要求相對更高。在較高的工業(yè)化水平發(fā)展背景下，使得該類地區(qū)城市的農(nóng)業(yè)綠色化改造目標更易實現(xiàn)。

3）低碳試點政策提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的政策效果，在時間和空間上均具有顯著的異質(zhì)性特征。一方面，在時間上政策效果表現(xiàn)為一種波動變化的正向長期滯后效應(yīng)。由于試點政策的分批執(zhí)行，使得政策實施效果難免呈現(xiàn)波動變化。政策實施中農(nóng)業(yè)的綠色改造也需要投入一定的時間，因此政策實施后的執(zhí)行效果往往具有滯后性。另一方面，在空間上政策效果則表現(xiàn)為鄰近范圍內(nèi)正向效應(yīng)顯著、遠距離范圍負向效應(yīng)顯著的特點。這說明試點城市與其周邊的試點城市可以通過競爭與交流，完善自身的政策工具，進一步提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。周邊非試點城市通過學習和模仿試點城市政府實施的綠色措施，引進試點城市的先進綠色技術(shù)，有效克服試點城市造成的負向空間溢出效應(yīng)，從而提高了自身農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；遠距離范圍內(nèi)試點城市對其他城市的正向溢出效應(yīng)減弱，這可能是由于試點城市為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長，向外轉(zhuǎn)移污染產(chǎn)業(yè)，從而不利于其他城市農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

（二）政策建議

1）從農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型及經(jīng)濟高質(zhì)量轉(zhuǎn)型的需求出發(fā)，應(yīng)當總結(jié)低碳試點政策實施經(jīng)驗，繼續(xù)擴大試點范圍，通過政策總目標的引導、各試點城市政府的積極行動及試點周圍城市對試點城市的經(jīng)驗學習，來有效提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

2）應(yīng)充分考慮不同城市的經(jīng)濟基礎(chǔ)及資源稟賦的差異，以行業(yè)或地區(qū)的特點為基礎(chǔ)，因地制宜，各市政府有針對性地制定相應(yīng)試點工作的具體實施路徑；同時注重低碳試點政策在經(jīng)濟基礎(chǔ)較差的城市的推進，積極推廣政策試點的有效經(jīng)驗、先進技術(shù)等，進一步推動各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展。

3）政府相關(guān)部門應(yīng)進一步優(yōu)化制度設(shè)計，注重對農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的長期引導，同時建立跨區(qū)合作平臺，加強各城市之間的合作交流，以充分發(fā)揮低碳試點城市的正向作用。具體如建立低碳技術(shù)創(chuàng)新補貼、環(huán)保補貼等引導機制；設(shè)立綠色技術(shù)交流中心，云數(shù)據(jù)管理分析中心等交流平臺，創(chuàng)造良好技術(shù)研究環(huán)境，以促進綠色技術(shù)的開發(fā)，實現(xiàn)高污染生產(chǎn)要素的合理使用及先進綠色技術(shù)的應(yīng)用。