要素稟賦結(jié)構(gòu)升級、異質(zhì)性人力資本與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率

姚增?！⑿?/p>

摘要：基于我國2000-2014年30個省級行政單位的面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法和動態(tài)面板門限模型，實證檢驗了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的動態(tài)依賴路徑及其演化特征和多重均衡現(xiàn)象產(chǎn)生的原因，結(jié)果表明：①農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的動態(tài)演化路徑部分取決于外部資源稟賦條件，更內(nèi)生決定于要素稟賦結(jié)構(gòu)升級和人力資本積累水平，且表現(xiàn)出顯著的非線性特征；②要素稟賦結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升間存在顯著的人力資本門限外部性，人力資本在非技能區(qū)、中等區(qū)和技能區(qū)分別存在正外部性、負外部性和正外部性；③農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升存在非對稱的多重均衡現(xiàn)象，“低水平均衡增長”效應(yīng)明顯比“高水平均衡增長”效應(yīng)顯著，并存在“中等教育陷阱”和“低水平陷阱”的風險。

關(guān)鍵詞：要素稟賦結(jié)構(gòu)升級；異質(zhì)性人力資本；農(nóng)業(yè)環(huán)境效率；動態(tài)面板模型

中圖分類號：F304.6；X21 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2018）02-0037-11

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.02.004

一、引言

2016年中央1號文件強調(diào)：“新型城鎮(zhèn)化加快推進，為以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)帶來持續(xù)牽引力，在資源環(huán)境約束趨緊背景下，如何加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，實現(xiàn)綠色發(fā)展和資源永續(xù)利用，是必須破解的現(xiàn)實難題?！爆F(xiàn)階段，隨著農(nóng)村勞動力的有序轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)資本投入越來越多，中國農(nóng)業(yè)資本密集度不斷提高，我國農(nóng)業(yè)要素稟賦結(jié)構(gòu)迅速升級，其中資本深化尤為明顯。資本深化需發(fā)揮其與人力資本、全要素生產(chǎn)率間的協(xié)同效應(yīng)…，如此才能成為推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟增長的內(nèi)在驅(qū)動力。但要素稟賦結(jié)構(gòu)升級、人力資本積累與經(jīng)濟增長間的作用效應(yīng)尚缺少一致的研究結(jié)論。

已有關(guān)于要素稟賦結(jié)構(gòu)、人力資本與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間關(guān)系的文獻，在研究視角和方法上多集中在靜態(tài)線性關(guān)系的描述上。而將要素稟賦結(jié)構(gòu)升級和人力資本納入一個框架，實證檢驗農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升動態(tài)依賴路徑及其非線性演化原因的研究很少。因此，本文在農(nóng)業(yè)內(nèi)生增長的框架下，從要素稟賦結(jié)構(gòu)升級和異質(zhì)性人力資本對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的動態(tài)影響分析中，進一步探究農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的動態(tài)依賴路徑以及嘗試分析導致農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升出現(xiàn)多重均衡現(xiàn)象的根本原因。

二、理論分析及研究假設(shè)

經(jīng)濟增長“極限”的思考和日益惡化的生態(tài)環(huán)境，使學者們將審視的重點放在資源環(huán)境與經(jīng)濟增長的關(guān)系上。受限于增長理論的發(fā)展，最初學者們只是將環(huán)境質(zhì)量作為一種約束條件納入新古典增長模型，探究經(jīng)濟增長的來源。索羅（Solow）認為，在有限可耗竭資源的約束下消費水平維持不變是可能的；柯普蘭（Copeland）和泰勒（Taylor）也指出，早期經(jīng)濟發(fā)展過度依賴資本積累會導致環(huán)境惡化，而后期依賴人力資本的經(jīng)濟增長會改善環(huán)境質(zhì)量。但新古典增長模型技術(shù)進步外生決定的假設(shè)缺陷受到質(zhì)疑。新增長理論引入人力資本概念改變了技術(shù)進步的外生性，將環(huán)境質(zhì)量作為一種生產(chǎn)要素納入內(nèi)生增長模型，動態(tài)刻畫經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的均衡路徑。其中，羅默（Romer）提出的內(nèi)生技術(shù)進步模型，在技術(shù)內(nèi)生化基礎(chǔ)上系統(tǒng)地分析了知識與技術(shù)對經(jīng)濟增長和發(fā)展的影響機制；斯托基（Stokey）提出的“AK”模型，分析了環(huán)境污染外部性與經(jīng)濟持續(xù)增長的關(guān)系；盧卡斯（Lueas）提出的人力資本外部性模型表明，人力資本積累具有外部性，而且與人力資本存量成正比，人力資本積累是經(jīng)濟長期持續(xù)增長的內(nèi)生性因素和真正源泉。20世紀90年代經(jīng)典庫茲涅茨（EKC）理論的出現(xiàn)，再次表明了資源消耗、污染排放與經(jīng)濟增長之間非線性的動態(tài)關(guān)系。

假設(shè)1：農(nóng)業(yè)環(huán)境效率動態(tài)演化路徑部分取決于外部資源稟賦條件，更內(nèi)生決定于要素稟賦結(jié)構(gòu)升級和人力資本積累；要素稟賦結(jié)構(gòu)動態(tài)變化決定了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升路徑依賴的非線性化。

新古典增長理論的收斂假說認為，初期經(jīng)濟發(fā)展水平高的國家（地區(qū)）和經(jīng)濟發(fā)展水平低的國家（地區(qū)）沒有收斂的現(xiàn)象，而具有相似結(jié)構(gòu)特征的國家（地區(qū)）經(jīng)濟增長以其各自的穩(wěn)態(tài)位置為條件收斂。這就暗示了不同經(jīng)濟體經(jīng)濟增長可能存在不同的均衡狀態(tài)。多重均衡理論認為，在一個非線性經(jīng)濟系統(tǒng)中，經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的動態(tài)路徑依賴于某些狀態(tài)變量前期所處的水平，如果狀態(tài)變量前期所處的水平很高，則經(jīng)濟增長就處在很高的均衡水平上，即“高水平陷阱”，反之，那么經(jīng)濟增長就會處在較低的均衡水平，即“低水平陷阱”；狀態(tài)變量跨過某一門檻值以后，經(jīng)濟增長就會從一種均衡水平轉(zhuǎn)變?yōu)榱硪环N均衡水平。導致多重均衡現(xiàn)象出現(xiàn)的原因，有學者認為是儲蓄率的非線性變化，造成了資本存量的積累出現(xiàn)了高階非線性運動軌跡，進而造成了多重均衡現(xiàn)象的存在；還有學者認為是技術(shù)進步動態(tài)增長路徑出現(xiàn)了高階非線性，造成經(jīng)濟增長的多重均衡。鑒于儲蓄率外生不變假設(shè)的不足，阿札利艾迪（Azariadis）和德拉贊（Drazen）的人力資本多重均衡模型認為，人力資本積累水平低下，經(jīng)濟增長會收斂于一個低穩(wěn)態(tài)均衡點，使經(jīng)濟處于低水平增長，而只有當人力資本積累水平跨過某一門檻值時才能驅(qū)動經(jīng)濟收斂于高的穩(wěn)態(tài)均衡點，從而使經(jīng)濟高水平增長。郭劍雄和魯永剛認為，人力資本水平低于某一臨界值時，偏低的技術(shù)水平導致農(nóng)業(yè)的穩(wěn)態(tài)增長率偏低，而當人力資本水平突破某一臨界值時，農(nóng)業(yè)增長則進入高水平均衡增長路徑。

假設(shè)2：要素稟賦結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率動態(tài)關(guān)聯(lián)存在明顯的人力資本門限外部性。

假設(shè)3：在異質(zhì)性人力資本和要素稟賦結(jié)構(gòu)升級的作用下，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升存在非對稱多重均衡現(xiàn)象，且表現(xiàn)出“低水平均衡”增長效應(yīng)比“高水平均衡”增長效應(yīng)顯著。

三、實證研究設(shè)計

1.樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

改革開放以來，我國區(qū)域農(nóng)業(yè)要素數(shù)量、結(jié)構(gòu)和質(zhì)量變化差異較大，農(nóng)業(yè)剩余勞動力供給和要素稟賦結(jié)構(gòu)升級在2003年出現(xiàn)了拐點。拐點前后農(nóng)業(yè)要素稟賦發(fā)生了較大的變化，選擇包含拐點在內(nèi)的面板數(shù)據(jù)能夠增加模型統(tǒng)計檢驗的顯著性，能更好地反映要素稟賦結(jié)構(gòu)升級、人力資本與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率之間的復(fù)雜關(guān)系，因此，本文選擇2000--2014年30個省級行政單位的數(shù)據(jù)來進行分析。本文的指標數(shù)據(jù)均來自于各年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及各省的統(tǒng)計年鑒。

2.動態(tài)面板系統(tǒng)GMM和面板門限模型設(shè)定

（1）系統(tǒng)GMM方法的動態(tài)面板模型。為了檢驗假設(shè)1，本文將農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的滯后一期作為解釋變量，構(gòu)建動態(tài)面板模型來描述變量之間的復(fù)雜關(guān)系，見公式（1）。

（1）

其中，i代表省份，t代表年份，δ₀為因變量一階滯后項的估計系數(shù)，β₁-β₃為解釋變量的估計系數(shù)，γ₁-γ₄為控制變量的估計系數(shù)；因變量agr_it表示農(nóng)業(yè)環(huán)境效率；解釋變量中，agr_i，t-1表示農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的一階滯后項，fes_it表示要素稟賦結(jié)構(gòu)升級，（fes_it）²表示要素稟賦結(jié)構(gòu)升級的二次項，進一步考察要素稟賦結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的非線性變化，edui。表示農(nóng)村人力資本；控制變量中，mar_it表示市場化程度，nat_it表示地理環(huán)境，str_it表示農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，gdp_it表示經(jīng)濟發(fā)展水平；μ_it表示個體效應(yīng)，用來控制地區(qū)異質(zhì)性特征；τ_it表示隨機誤差項。

（2）非線性面板門限模型。為了檢驗假設(shè)2和假設(shè)3，本文借鑒彭方平等、郭劍雄和魯永剛的研究思路，在內(nèi)生增長模型框架下采用漢森（Hansen）的面板門限模型設(shè)定形式及檢驗方法，并對該模型進行動態(tài)系統(tǒng)GMM估計。設(shè)定的雙重面板門限模型的具體形式如下：

其中，x_it為一組控制變量，包括要素稟賦結(jié)構(gòu)升級二次項、市場化程度、地理環(huán)境、種植結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平；q_it為門限變量人力資本，δ為待檢驗的門限值。I（·）表示指標函數(shù)；μ_it表示個體效應(yīng)，ε_it～N（0，σ²）表示隨機干擾項。

為檢驗區(qū)間內(nèi)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升是否收斂及具體的收斂點，證實多重均衡的存在性。本文借鑒王錚和葛昭攀的方法，分別用不同區(qū)間內(nèi)的樣本對公式（2）進行估計，利用估計得到的常數(shù)項和農(nóng)業(yè)環(huán)境效率滯后一期的參數(shù)值，計算各區(qū)間內(nèi)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的穩(wěn)態(tài)值=μ_i/（1-γ₀）。

3.估計方法

為了克服變量內(nèi)生性和樣本信息損失對模型參數(shù)估計產(chǎn)生的偏誤，本文采用二階段系統(tǒng)廣義矩估計方法對模型（1）進行一致無偏估計。同時，利用漢森提出的極大似然法來檢驗門限效應(yīng)的顯著性，進一步利用二階段系統(tǒng)GMM估計方法估計動態(tài)面板門限模型參數(shù)。

4.變量設(shè)定及測算

（1）農(nóng)業(yè)環(huán)境效率（agr）。本文采用托恩（Tone）提出的非徑向、非角度SBM模型準確測算農(nóng)業(yè)環(huán)境效率。SBM模型可表示為：

本文選擇1990年不變價格計算的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為合意產(chǎn)出。鑒于農(nóng)業(yè)碳排放的壓力以及早期單元調(diào)查評估方法在農(nóng)業(yè)排污測算中的局限性，本文在低碳視角下用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中碳排放量作為非合意產(chǎn)出。測算中借鑒李波等的農(nóng)業(yè)碳排放的計算方法，公式為E=∑E_i=∑T_i×δ_i。其中，E為農(nóng)業(yè)碳排放總量，E_i為各種碳排放源的碳排放量，T_i為各碳排放源的量（包括化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、柴油的消耗量或翻耕、灌溉面積），δ_i為各碳排放源的碳排放系數(shù)（化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、柴油、翻耕、灌溉的碳排放系數(shù)分別為0.8956 kg·kg^-1、4.9341 kg·kg^-1、5.18 kg·kg^-1、0.5927 kg·kg^-1、312.6kg·km^-2和20.476 kg·hm^-2）。測算農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的投入變量主要包括土地、農(nóng)業(yè)勞動力、農(nóng)業(yè)機械、化肥、灌溉等要素投入。土地投入用實際的播種面積來表示；勞動力投入用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)來表示；農(nóng)業(yè)機械用農(nóng)業(yè)機械總動力來表示；化肥投入按當年實際投入的化肥施用折算量計算，包括氮、磷、鉀和復(fù)合肥的施用量；灌溉投入選擇當年有效灌溉面積來計算。

四、實證結(jié)果及分析

1.農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的依賴路徑

表2分別列出了對公式（1）的靜態(tài)模型和動態(tài)模型估計結(jié)果。其中，模型Ⅰ是考慮了個體效應(yīng)的靜態(tài)固定效應(yīng)模型估計；模型Ⅱ至模型V是對公式（1）的動態(tài)模型估計，模型Ⅳ、Ⅴ分別為異方差OLS和穩(wěn)健性固定效應(yīng)設(shè)定下的估計結(jié)果，模型Ⅱ、Ⅲ均為二階段系統(tǒng)GMM估計得到的結(jié)果，在此做“內(nèi)生GMM”和“外生GMM”兩種設(shè)定。從動態(tài)模型Ⅱ、Ⅲ的檢驗情況來看，都不存在二階序列相關(guān)（AR（1）P值<5%，AR（2）P值>10%），而Sargan檢驗沒有拒絕原假設(shè)（Sargan P值>10%），說明本文在GMM估計中選擇工具變量是合理的，且不存在過度識別的問題。表2動態(tài)面板模型不同估計方法對比及檢驗結(jié)果

從靜態(tài)模型Ⅰ和動態(tài)模型Ⅱ、Ⅲ的對比來看，兩類模型設(shè)定下種植結(jié)構(gòu)均對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率產(chǎn)生了顯著負作用，而市場化程度、經(jīng)濟發(fā)展水平均與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率顯著正相關(guān)，這些結(jié)果基本都與靜態(tài)模型設(shè)定的結(jié)論一致。而要素稟賦結(jié)構(gòu)升級及其二次項、人力資本變量只在動態(tài)設(shè)定下與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率顯著相關(guān)?？紤]到前期人力資本和物質(zhì)資本的積累會對當期農(nóng)業(yè)環(huán)境效率產(chǎn)生顯著影響，靜態(tài)模型Ⅰ的設(shè)定沒能捕捉到指標的動態(tài)信息，最終導致內(nèi)生性問題，可見，本文模型的動態(tài)設(shè)定是合理的。

動態(tài)內(nèi)生GMM（模型Ⅱ）和外生GMM（模型Ⅲ）的估計結(jié)果顯示，內(nèi)生設(shè)定的參數(shù)估計值及顯著性大都優(yōu)于外生設(shè)定下的參數(shù)估計。特別是agr_i，t-1的系數(shù)在內(nèi)生和外生設(shè)定下估計值存在很大差異，內(nèi)生設(shè)定下的agr_i，t-1估計系數(shù)（0.450）明顯大于外生設(shè)定下的估計值（0.397），且0.450介于OLS估計值（0.737）和固定效應(yīng)估計值（0.436）之間，這進一步檢驗了該模型的穩(wěn)健性，綜合判定動態(tài)內(nèi)生GMM的設(shè)定是最佳的。因此，本文基于模型Ⅱ的參數(shù)估計進行分析。

為了更加清晰地分析解釋變量的作用效應(yīng)，本文根據(jù)模型“內(nèi)生”和“外生”設(shè)定將解釋變量分為內(nèi)生和外生兩部分對表2第3列的實證結(jié)果進行分析。

（1）內(nèi)生解釋變量。①農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的一階滯后項具有顯著的正向作用，充分表明農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升具有很強的路徑依賴性，即前期農(nóng)業(yè)環(huán)境效率對當期具有很強的促進作用，農(nóng)業(yè)環(huán)境“積累效應(yīng)”的釋放能夠?qū)r(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升產(chǎn)生持續(xù)不斷的推動力。②要素稟賦結(jié)構(gòu)升級系數(shù)為正而其二次項系數(shù)為負，且都通過了5%顯著性水平的檢驗。表明隨著要素稟賦結(jié)構(gòu)升級，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率出現(xiàn)了兩階段非線性的特點。第一個是要素稟賦結(jié)構(gòu)升級水平較低的階段。此階段，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型過渡和資本一勞動比相對較低，相對于土地和勞動力來說資本要素比較稀缺，勞動成本相對低廉。隨著勞動使用型技術(shù)（如農(nóng)業(yè)機械、農(nóng)藥和化肥等）等資本的投入吸收了剩余勞動力，提高了資本和勞動力間的匹配度，用勞動替代資本，可以節(jié)約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，顯著提高了要素組合配置效率，進而帶來了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升。然而，隨著要素稟賦結(jié)構(gòu)升級到達較高水平，資本一勞動比迅速提高，當資本積累的速度遠遠超越勞動積累的速度時，就會造成附加在農(nóng)業(yè)機械、農(nóng)藥和化肥等要素上的資本投入不能完全吸收現(xiàn)有勞動力，產(chǎn)生資本的剩余和浪費，資本的使用成本在不斷降低，而勞動的成本在逐漸提高，資本替代勞動的成本提高，最終導致了資本和勞動之間結(jié)構(gòu)失衡，降低了農(nóng)業(yè)環(huán)境的效率，隨即進入資本一勞動比相對較高的第二個階段。③人力資本對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升產(chǎn)生了顯著的正向影響，這與多數(shù)研究基本一致。發(fā)揮要素稟賦優(yōu)勢提升農(nóng)業(yè)環(huán)境效率，如果不提升技術(shù)創(chuàng)新能力和專業(yè)化水平，那么通過發(fā)揮要素稟賦優(yōu)勢所得到的收益就會在短期內(nèi)消失。人力資本的積累能夠提高專業(yè)化水平，由人力資本內(nèi)生決定的比較優(yōu)勢能夠抵消農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的邊際遞減效應(yīng)，在實現(xiàn)要素稟賦結(jié)構(gòu)升級的基礎(chǔ)上避免農(nóng)業(yè)環(huán)境效率趨于收斂，成為農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的長期內(nèi)在動力。④地理環(huán)境對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的正向影響不顯著，而種植結(jié)構(gòu)的負向影響顯著。一般來說，地理環(huán)境和種植結(jié)構(gòu)決定了要素投入數(shù)量和結(jié)構(gòu)，隨著地理環(huán)境的改善和種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化會進一步促進要素稟賦結(jié)構(gòu)的動態(tài)變化，進而對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率產(chǎn)生影響。從結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)災(zāi)害不是農(nóng)業(yè)環(huán)境效率下降的必然因素，如果發(fā)生了農(nóng)業(yè)災(zāi)害，在恢復(fù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中農(nóng)戶會比較謹慎地合理配置生產(chǎn)要素，會對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升產(chǎn)生正向影響；而種植結(jié)構(gòu)中的傳統(tǒng)糧食作物種植面積的擴大會帶來傳統(tǒng)要素投入的增加，如果有相匹配的新技術(shù)和人力資本的投入，很可能會導致農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的下降。

（2）外生解釋變量。市場化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平兩個變量均對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升產(chǎn)生了顯著正向作用。市場化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平的差異引致要素流動和要素邊際報酬的差異性。市場化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)對內(nèi)生比較優(yōu)勢的改善和釋放有著重要的積極作用，該地區(qū)往往農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施較完備、要素市場較成熟、制度質(zhì)量較高并且要素配置效率也較高，這些為要素稟賦結(jié)構(gòu)升級和人力資本積累奠定了良好的基礎(chǔ)，促使農(nóng)業(yè)環(huán)境效率不斷提升。

綜上分析，我們的檢驗結(jié)果證實了假設(shè)1的成立，并且表現(xiàn)出在要素稟賦結(jié)構(gòu)升級作用下農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升沿著“先快后慢”的非線性依賴路徑發(fā)展。

2.農(nóng)業(yè)環(huán)境效率門限效應(yīng)及多重均衡

通過綜合OLS、FE和系統(tǒng)GMM方法估計公式（2），檢驗假設(shè)2、假設(shè)3以及模型設(shè)定的穩(wěn)健性。根據(jù)F統(tǒng)計量和自抽樣法（Bootstrap）構(gòu)造的P值（見表3），人力資本變量存在雙重門限，第一個門限值為6.83（F=19.053，P=0.003），第二個門限值為7.37（F=9.578，P=0.053）。我們根據(jù)異質(zhì)性人力資本的雙重門限值，將全樣本劃分為非技能區(qū)（edu≤6.83）、中等區(qū)（6.837.37）三類。此部分的檢驗結(jié)果部分支持了假設(shè)2。

為了檢驗在不同人力資本分區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的穩(wěn)態(tài)點，對公式（2）分別進行二階段動態(tài)系統(tǒng)GMM估計。結(jié)果顯示：非技能區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升得到的穩(wěn)態(tài)值為0.191（0.113/（1-0.408）），中等區(qū)的穩(wěn)態(tài)值為0.320（0.176/（1-0.450）），技能區(qū)的穩(wěn)態(tài)值為0.334（0.179/（1-0.464）），表明各區(qū)問內(nèi)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升收斂于各自的穩(wěn)態(tài)值，同時技能區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的穩(wěn)態(tài)值大于中等區(qū)且遠遠大于非技能區(qū)。進一步表明技能區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的條件收斂水平明顯高于非技能區(qū)和中等區(qū)，中等區(qū)又高于非技能區(qū)收斂水平，充分說明人力資本在農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升方面具有極強的積累效應(yīng)。政府在重視初等教育基礎(chǔ)地位時，應(yīng)該增加中等教育和高等教育的投入，只有提高人力資本積累水平，才能更好地提高要素稟賦結(jié)構(gòu)升級帶來的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的收益。檢驗結(jié)果證明了我國農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升存在多重均衡現(xiàn)象，部分證明了假設(shè)3。

從表4可以看出，系統(tǒng)GMM估計參數(shù)值0.470介于混合OLS估計參數(shù)0.734和固定效應(yīng)估計參數(shù)0.424之間，其參數(shù)值及顯著性明顯優(yōu)于二者，說明采用的動態(tài)系統(tǒng)GMM模型是穩(wěn)健的。接下來的分析主要針對C列的參數(shù)估計進行。

檢驗結(jié)果顯示，控制變量對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響與前面分析的基本一致，我們重點關(guān)注異質(zhì)性人力資本和要素稟賦結(jié)構(gòu)升級作用下農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的多重均衡問題。在非技能區(qū)、中等區(qū)和技能區(qū)要素稟賦結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的作用系數(shù)分別為0.457、-0.238和0.222，分別通過了1%、5%和5%顯著性水平檢驗，作用效應(yīng)展現(xiàn)出明顯的正“U”型趨勢。非技能區(qū)要素稟賦結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的作用系數(shù)（0.457）是技能區(qū)系數(shù)（0.222）的1倍多，說明非技能區(qū)要素稟賦結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的作用效應(yīng)強于技能區(qū)的作用效應(yīng)，而且非技能區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的條件收斂狀態(tài)水平要遠遠低于技能區(qū)的條件收斂水平，表明我國農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升存在“低水平陷阱”的風險，本文結(jié)論得到了郭劍雄和魯永剛研究的證實。同時，也說明農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升并不具有明顯的“低水平均衡增長”向“高水平均衡增長”收斂和趨同的特征，而人力資本積累水平和要素稟賦結(jié)構(gòu)升級還有很大提升空間，因此，我們認為在技能區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升還沒有達到極限，并沒有出現(xiàn)“高水平陷阱”現(xiàn)象，這種判斷與彭方平等的結(jié)論基本一致。在中等區(qū)要素稟賦結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升產(chǎn)生了負向作用效應(yīng)，一定程度上說明存在“中等教育陷阱”的風險。

（1）人力資本低于第一個門限值6.830（即edu≤6.83）時處在非技能區(qū)。隨著要素稟賦結(jié)構(gòu)升級，資本要素變得相對豐富，此時投入的技術(shù)資本與低技能的勞動力匹配效率較高。另外，教育是提升人力資本水平的主要途徑，第一個門限值以下的人力資本積累還屬于我國義務(wù)教育階段，接受此階段教育的農(nóng)村人口非常普遍，勞動使用型技術(shù)資本的投入能夠較好地吸收非技能勞動力。表1的統(tǒng)計描述中半數(shù)以上樣本的要素稟賦結(jié)構(gòu)升級和農(nóng)業(yè)環(huán)境效率都在均值以下，非技能人力資本對低技術(shù)進步的資本產(chǎn)生了人力資本的“吸入效應(yīng)”，因此對農(nóng)業(yè)環(huán)境效率產(chǎn)生了正向影響，也體現(xiàn)了非技能人力資本的正外部性。但非技能人力資本和低技術(shù)進步的資本匹配帶來的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的水平較低，處在“低水平均衡增長”階段，但非技能區(qū)的這種低水平均衡增長的穩(wěn)態(tài)值遠遠小于技能區(qū)，隨著要素稟賦結(jié)構(gòu)升級對高水平人力資本需求的增加以及人力資本投入的增加，會促使農(nóng)業(yè)環(huán)境效率由“低水平均衡”向“高水平均衡”收斂。

（2）人力資本介于第一個門限值6.830和第二個門限值7.370之間時（即6.83

（3）人力資本高于第二個門限值7.37（即edu>7.37）處于技能區(qū)。從表1的描述性統(tǒng)計分析看，集中了半數(shù)以上的研究樣本的人力資本水平分布在技能區(qū)。高水平的人力資本提升了運用資本的能力，彌補了要素結(jié)構(gòu)失衡帶來的效率損失，從提高要素配置效率中獲得了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升。技能人力資本產(chǎn)生了明顯的正外部性，此時的農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升處在一個高水平均衡增長狀態(tài)，本文技能區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升穩(wěn)態(tài)點的檢驗也說明了這一點。農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升既是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的路徑也是目標，只有高水平均衡發(fā)展才是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的長期動力。以上分析證實本文假設(shè)2和假設(shè)3是成立的。

五、結(jié)論

基于我國30個省級行政單位2000-2014年面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型的二階段系統(tǒng)GMM估計方法，從要素稟賦結(jié)構(gòu)升級和人力資本角度，檢驗了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的動態(tài)依賴路徑及其演化特征。同時，采用動態(tài)面板門限模型驗證了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升中人力資本門限外部性的存在，并檢驗了在異質(zhì)性人力資本和要素稟賦結(jié)構(gòu)升級作用下農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的多重均衡現(xiàn)象，得出以下結(jié)論。

首先，我國各地區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升具有很強的路徑依賴性，而且展現(xiàn)了兩階段非線性動態(tài)演化的特征。農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升內(nèi)生決定于要素稟賦結(jié)構(gòu)升級和人力資本積累水平提升，而外部資源稟賦條件（如市場化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平等）也是農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升動態(tài)演化的重要驅(qū)動力。

其次，人力資本變量存在雙重門限外部效應(yīng)，在內(nèi)生劃分的非技能區(qū)、中等區(qū)和技能區(qū)中，要素稟賦結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的動態(tài)關(guān)聯(lián)呈現(xiàn)出了明顯的正“U”型趨勢特征，進一步證實了內(nèi)生增長框架下我國農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的提升存在顯著的人力資本門限外部性。

再次，在人力資本不同分區(qū)中農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升分別收斂于各自的穩(wěn)態(tài)點，技能區(qū)的條件收斂水平明顯高于中等區(qū)和非技能區(qū)，而中等區(qū)又高于非技能區(qū)，存在“中等教育陷阱”風險。在異質(zhì)性人力資本和要素稟賦結(jié)構(gòu)升級作用下農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升存在多重均衡現(xiàn)象且具有非對稱性。在要素稟賦結(jié)構(gòu)升級的推動下，非技能區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升處在“低水平均衡增長”狀態(tài)，存在“低水平陷阱”風險，中等區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升呈現(xiàn)出“負水平均衡增長”狀態(tài)，而技能區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升展現(xiàn)出“高水平均衡增長”狀態(tài)，且“低水平均衡增長”效應(yīng)明顯強于“高水平均衡增長”效應(yīng)。

本文在內(nèi)生增長框架下采用動態(tài)面板模型，嘗試闡明農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的動態(tài)依賴路徑及其動態(tài)演化非對稱特征，為農(nóng)業(yè)環(huán)境理論提供了一個較新的實證分析框架。但在動態(tài)面板門限模型中引入較多變量來分析多種均衡問題還存在技術(shù)上的困難。彭方平等也指出，由于非線性模型要求較大的數(shù)據(jù)規(guī)模，其獲取難度較大，且將較多變量作為門檻變量帶入模型時變量間的相互依存關(guān)系很難控制，會產(chǎn)生模型識別問題，導致估計結(jié)果不可靠。因此，本文在討論農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的多重均衡現(xiàn)象時，只將人力資本作為門限變量分析了在要素稟賦結(jié)構(gòu)升級作用下農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升的多重均衡問題。但問題并非如此簡單，農(nóng)業(yè)環(huán)境效率提升多重均衡現(xiàn)象的產(chǎn)生是復(fù)雜因素綜合作用的結(jié)果，如要素配置行為、技術(shù)溢出效應(yīng)以及環(huán)境治理政策等，后續(xù)研究還可作進一步的分析。

[責任編輯 武玉]