中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向及影響因素研究

李靜 張傳慧

摘 要：在中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)持續(xù)增長的同時(shí)，環(huán)境污染問題成為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主要障礙之一。將農(nóng)業(yè)主要水污染物（總氮和總磷）排放量作為非期望產(chǎn)出，采用基于RDM方向性距離函數(shù)的DEA模型測算并分解1999—2018年中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（TFP）增長指數(shù)，并進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出偏向及其影響因素，結(jié)果表明：中國農(nóng)業(yè)綠色TFP增長率持續(xù)提高，產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步是農(nóng)業(yè)綠色TFP增長的重要來源;中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有明顯的產(chǎn)出偏向性并總體上偏向綠色產(chǎn)出（即偏向減少污染物排放），表現(xiàn)為技術(shù)進(jìn)步偏向減少總氮和總磷排放的省份數(shù)波動上升以及各區(qū)域的技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度都有所提升，但也存在時(shí)空差異;農(nóng)村居民收入水平、農(nóng)業(yè)人力資本水平、糧食播種面積占比、城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)業(yè)政策支持力度的提高有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的提升，而城市化水平和農(nóng)業(yè)化肥施用量的增加會阻礙農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的提升。應(yīng)從農(nóng)業(yè)支持政策、環(huán)境規(guī)制、綠色技術(shù)供給、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者發(fā)展等多方面多措并舉，不斷提升農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向程度，以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村的可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步;綠色TFP;偏向型技術(shù)進(jìn)步;綠色產(chǎn)出偏向;方向性距離函數(shù);農(nóng)業(yè)綠色技術(shù);農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展

一、引言

改革開放40余年，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取得了巨大成就，為工業(yè)發(fā)展和社會穩(wěn)定奠定了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。然而，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中一定程度上也存在過度依賴要素投入和污染環(huán)境等問題（葉初升 等，2016）[1]，以水資源短缺和水環(huán)境惡化為代表的“農(nóng)業(yè)水問題”已經(jīng)成為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和高質(zhì)量發(fā)展的主要障礙之一。新時(shí)代對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提出了更高要求，必須在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力發(fā)展中實(shí)現(xiàn)資源節(jié)約和污染減少。技術(shù)進(jìn)步是生產(chǎn)力發(fā)展的核心動力并表現(xiàn)為生產(chǎn)率的提高，因而在可持續(xù)發(fā)展框架下學(xué)界通常利用綠色全要素生產(chǎn)率（TOTAL FACTOR PRODUCTIVITY，TFP）來研究技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的影響。根據(jù)誘致性技術(shù)創(chuàng)新理論，技術(shù)進(jìn)步可能改變各生產(chǎn)要素的邊際替代率，從而對投入和產(chǎn)出的要素結(jié)構(gòu)（相對比例）產(chǎn)生影響，進(jìn)而表現(xiàn)為技術(shù)進(jìn)步的投入偏向（如偏向增加或減少勞動、資本或資源）和產(chǎn)出偏向（如偏向增加或減少期望產(chǎn)出或非期望產(chǎn)出）。在關(guān)于中國農(nóng)業(yè)綠色TFP的實(shí)證研究中，有學(xué)者關(guān)注到投入偏向型技術(shù)進(jìn)步，但對產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步的研究還是空白。

技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)長期增長的源泉，技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重點(diǎn)領(lǐng)域之一，但對技術(shù)進(jìn)步偏向的定量分析直到近年來才趨于成熟。新古典經(jīng)濟(jì)理論強(qiáng)調(diào)技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的作用，并對技術(shù)進(jìn)步做出外生性假設(shè)。生產(chǎn)函數(shù)為Cobb-Douglas形式的新古典增長模型由于具有簡單的形式和經(jīng)濟(jì)學(xué)家所關(guān)心的優(yōu)良性質(zhì)而受到眾多學(xué)者的青睞，但其勞動與資本間替代彈性為1和技術(shù)進(jìn)步中性的假定并不適用于科學(xué)的經(jīng)驗(yàn)研究，進(jìn)而對偏向型技術(shù)進(jìn)步的研究逐漸興起。Hicks（1932）在《工資理論》中提出的“誘致性創(chuàng)新”是偏向型技術(shù)進(jìn)步的雛形[2]。20世紀(jì)60年代，Kennedy（1964）、Samuelson（1965）和Ahmad（1966）等的研究使偏向型技術(shù)進(jìn)步理論得到了一定的發(fā)展[3-5]，但由于缺乏合理的微觀基礎(chǔ)，此后30年間偏向型技術(shù)進(jìn)步理論發(fā)展緩慢。20世紀(jì)末到21世紀(jì)初，Acemoglu等（1998，2002，2003，2007，2012）的一系列研究為偏向型技術(shù)進(jìn)步理論提供了更具說服力的微觀基礎(chǔ)[6-10]，將技術(shù)進(jìn)步方向內(nèi)生化，并且擴(kuò)展至更廣泛的要素，掀起了新一輪的偏向型技術(shù)進(jìn)步研究熱潮。

早期的偏向型技術(shù)進(jìn)步研究主要針對勞動、資本等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資源和環(huán)境約束日益趨緊，考察技術(shù)進(jìn)步是否偏向節(jié)約資源和能源投入、是否偏向減少污染排放成為很多學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)。因而，更廣泛的要素，如能源、水資源、土地等投入要素以及以環(huán)境污染為代表的非期望產(chǎn)出被納入技術(shù)進(jìn)步偏向模型。比如：Popp（2002）研究發(fā)現(xiàn)，能源價(jià)格上漲誘致美國保持研發(fā)支出的高增長率且技術(shù)進(jìn)步偏向節(jié)約能源[11];Acemoglu等（2012）分析認(rèn)為，不同環(huán)境政策的效果受清潔和污染兩種技術(shù)要素間替代彈性的影響[10];楊福霞等（2018）分析表明，中國能源價(jià)格誘導(dǎo)性技術(shù)進(jìn)步有利于SO2的減排，但對CO2的減排以及GDP增長的作用并不明顯[12];李靜等（2018）將水資源納入分析框架，從投入和產(chǎn)出兩個(gè)角度分析中國工業(yè)技術(shù)進(jìn)步是否偏向節(jié)水和污染減排[13]。

在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域中，國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行了較為全面的研究，主要集中在農(nóng)業(yè)TFP、技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率和技術(shù)效率等方面，但對偏向型技術(shù)進(jìn)步的研究較少涉及。早期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率測度主要采用只包含生產(chǎn)要素投入和期望產(chǎn)出的傳統(tǒng)增長核算體系，例如，李谷成和馮中朝（2010）、白林等（2012）分別基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型和DEA模型對農(nóng)業(yè)內(nèi)部各行業(yè)和各省份農(nóng)業(yè)的TFP、技術(shù)進(jìn)步率和技術(shù)效率進(jìn)行測度[14-15]。然而，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)已經(jīng)造成一定程度的環(huán)境污染，將環(huán)境因素納入農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長核算體系成為必然。潘丹和應(yīng)瑞瑤（2013）、葉初升和惠利（2016）將傳統(tǒng)TFP和綠色TFP進(jìn)行對比，指出是否考慮環(huán)境污染等非期望產(chǎn)出對效率核算結(jié)果具有顯著影響，甚至?xí)?dǎo)致政策偏誤[16][1];李谷成（2014）、杜江等（2016）通過估算農(nóng)業(yè)綠色TFP，強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)發(fā)展要處理好環(huán)境問題[17-18]。上述研究為分析農(nóng)業(yè)偏向型技術(shù)進(jìn)步提供了重要基礎(chǔ)，近年來有關(guān)研究也逐漸興起。吳麗麗等（2015）研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)業(yè)發(fā)展存在偏向型技術(shù)進(jìn)步[19];尹朝靜等（2018）分析表明，中國存在要素投入偏向型技術(shù)進(jìn)步且促進(jìn)了農(nóng)業(yè)TFP的提高，但偏向型技術(shù)進(jìn)步的地區(qū)差異明顯[20]。

然而，學(xué)術(shù)界對農(nóng)業(yè)偏向型技術(shù)進(jìn)步的測算方法還未達(dá)成共識。王雅俊和王書斌（2011）通過設(shè)計(jì)一系列指標(biāo)運(yùn)用計(jì)量回歸方法對技術(shù)進(jìn)步偏向進(jìn)行分析[21]，Zhu等（2016）將時(shí)間趨勢作為技術(shù)進(jìn)步偏向的代理指標(biāo)[22]，王林輝和袁禮（2015）利用生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)要素替代彈性進(jìn)而判斷技術(shù)進(jìn)步偏向[23]，尹朝靜等（2018）則利用指數(shù)分解法對技術(shù)進(jìn)步偏向進(jìn)行測算[20]。其中，基于生產(chǎn)函數(shù)法和間接估計(jì)法的偏向型技術(shù)進(jìn)步研究需要對生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行嚴(yán)格假設(shè)，容易出現(xiàn)因參數(shù)設(shè)置不當(dāng)而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏以及存在雙向因果關(guān)系等問題（張俊，2014;王俊，2015）[24-25]。

綜上所述，少量文獻(xiàn)研究了中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的偏向性，但皆是從投入角度探討傳統(tǒng)生產(chǎn)要素（勞動和資本）間的技術(shù)進(jìn)步偏向，還沒有文獻(xiàn)從產(chǎn)出角度對期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的技術(shù)進(jìn)步偏向進(jìn)行研究?；诖?，本文將農(nóng)業(yè)水污染排放物（總氮和總磷）作為非期望產(chǎn)出納入包含資本、勞動力、土地、水資源等要素的分析框架，運(yùn)用RDM-DEA模型測算中國農(nóng)業(yè)的綠色TFP增長指數(shù)，將綠色TFP增長指數(shù)分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和技術(shù)效率變化指數(shù)，并進(jìn)一步將技術(shù)進(jìn)步指數(shù)分解為技術(shù)規(guī)模變化指數(shù)、投入偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù);在此基礎(chǔ)上對中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出偏向進(jìn)行判斷（是否偏向減少非期望產(chǎn)出，或是否偏向綠色產(chǎn)出），進(jìn)而使用多種計(jì)量方法分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的主要影響因素，以期為進(jìn)一步促進(jìn)中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)借鑒和政策啟示。

二、研究思路與模型構(gòu)建

目前，技術(shù)進(jìn)步偏向的測算和判定方法主要有參數(shù)法和非參數(shù)法。前者基于先定的生產(chǎn)函數(shù)估算出要素之間的替代彈性，進(jìn)而將其作為分析技術(shù)進(jìn)步偏向的依據(jù);后者以DEA方法為代表，不需要指定特殊的生產(chǎn)函數(shù)形式，避免了因前定生產(chǎn)函數(shù)帶來的估計(jì)偏差。此外，參數(shù)法測算還需要投入和產(chǎn)出變量的價(jià)格數(shù)據(jù)，而污染物的價(jià)格數(shù)據(jù)采集難度大且定價(jià)不一定合理。因此，參數(shù)法測算的條件嚴(yán)苛，而非參數(shù)法只需要投入產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，測算條件易滿足。基于此，本文采用DEA方法進(jìn)行測算，具體分析思路如下：首先，構(gòu)建基于方向距離函數(shù)的DEA模型測度綠色Malmquist指數(shù)（MI）方向性距離函數(shù)可以通過定義方向向量指定產(chǎn)出指標(biāo)改進(jìn)的方向來解決包含非期望產(chǎn)出的數(shù)據(jù)集求解問題，進(jìn)而捕捉環(huán)境約束下的真實(shí)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，其在很多領(lǐng)域已經(jīng)得到成熟的運(yùn)用。，并以該指數(shù)來反映綠色TFP的增長;接著，參考Fre 等（1997）的方法[26]，將綠色TFP增長指數(shù)分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（Index of Technology Change，TC）和效率變化指數(shù)（Index of Efficiency Change，EC）兩部分，其中前者可以再分解為投入偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（Index of Input Biased Technology Change，IBTC）、產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（Index of Output Biased Technology Change，OBTC）和技術(shù)進(jìn)步規(guī)模效率指數(shù)（Index of the Magnitude of Technology Change，MATC）;然后，借鑒Weber和Domazlicky（1999）的研究[27]，將OBTC與產(chǎn)出組合的跨時(shí)期變化進(jìn)行對比，判斷農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出偏向，即確定農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是否偏向減少污染排放（或者說是否具有綠色產(chǎn)出偏向）;最后，對OBTC的主要影響因素進(jìn)行分析，以探悉中國產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步的演進(jìn)機(jī)制。

1.方向性距離函數(shù)選擇

傳統(tǒng)DEA模型不能處理包含非期望產(chǎn)出的數(shù)據(jù)集，將農(nóng)業(yè)污染物作為非期望產(chǎn)出給度量生產(chǎn)率增長和技術(shù)效率增加了難度，本文采用Portela等（2004）在直接距離函數(shù)基礎(chǔ)上提出的RDM（Range Directional Model）來解決這個(gè)問題[28]。相比于直接距離函數(shù)，基于方向距離函數(shù)的RDM可以對包含非期望產(chǎn)出（如農(nóng)業(yè)污染、銀行不良貸款等）的數(shù)據(jù)集進(jìn)行評價(jià)，并具有單位不變性、平移不變性、比加性模型估計(jì)效率值更高、對無效單元的改進(jìn)更接近于有效前沿面等優(yōu)點(diǎn)。同時(shí)，RDM的方向向量是決策單元可能的改進(jìn)幅度，未對非期望產(chǎn)出數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，估計(jì)結(jié)果的真實(shí)性和可靠性較高。

即衡量TFP增長的MI指數(shù)可以分解為技術(shù)效率變化指數(shù)（EC）和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（TC）兩部分，前者是投入產(chǎn)出組合到生產(chǎn)前沿面之間距離的變化，后者是生產(chǎn)前沿面本身的變化。當(dāng)MI、EC、TC大于（小于）1時(shí)，分別表示全要素生產(chǎn)率增長（下降）、技術(shù)效率提高（降低）、技術(shù)進(jìn)步（倒退）。

3.技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出偏向的判斷方法

圖1展示了技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出偏向的判斷思想。方向向量g1和g2分別表示時(shí)期1和時(shí)期2決策單元產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步的改進(jìn)方向，它符合決策單元增加期望產(chǎn)出yg和減少非期望產(chǎn)出yb的技術(shù)改進(jìn)目標(biāo)。P1x代表時(shí)期1的生產(chǎn)可能性曲線。從時(shí)期1到時(shí)期2，如果各產(chǎn)出間邊際轉(zhuǎn)換率保持不變，那么技術(shù)進(jìn)步為Hicks中性，在圖1中表現(xiàn)為P1x向PHNx平移;如果yg對yb的邊際轉(zhuǎn)換率增加，那么技術(shù)進(jìn)步偏向生產(chǎn)yg，在圖1中表現(xiàn)為P1x向P21x平移;如果yg對yb的邊際轉(zhuǎn)換率減小，那么技術(shù)進(jìn)步偏向生產(chǎn)yb，在圖1中表現(xiàn)為P1x向P12x平移。

4.產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的影響因素分析

為了探究影響中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步的主要因素，參考相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)果[17][29-32]，本文主要從農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展?fàn)顩r（農(nóng)村居民收入水平、農(nóng)業(yè)貢獻(xiàn)、農(nóng)業(yè)人力資本水平、種植業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)化肥投入、自然災(zāi)害情況）、城鄉(xiāng)關(guān)系（城鄉(xiāng)收入差距、城市化水平）、農(nóng)業(yè)政策（財(cái)政支農(nóng)政策、農(nóng)業(yè)價(jià)格政策）以及地區(qū)對外開放水平等方面進(jìn)行分析（具體的指標(biāo)選擇見本文第三部分），并構(gòu)建如下模型：

三、變量選擇與數(shù)據(jù)處理

1.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入與產(chǎn)出變量

本文采用1998—2018年中國除港澳臺地區(qū)外的31個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，起始年份的確定是基于1998年才開始有較為完整的分省份的農(nóng)業(yè)用水?dāng)?shù)據(jù)。技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出偏向分析過程涉及的指標(biāo)分為投入和產(chǎn)出兩大類，投入變量包括農(nóng)業(yè)用水量、農(nóng)作物播種面積

已有研究通常用耕地面積或農(nóng)作物播種面積來衡量土地要素的投入量，考慮到存在復(fù)種、休耕等情況，農(nóng)作物播種面積更能反映土地的實(shí)際利用量，所以本文用農(nóng)作物播種面積來衡量土地要素投入。、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力

由于農(nóng)業(yè)資本數(shù)據(jù)難以獲得，而農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最主要的資本投入，所以本文用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力作為農(nóng)業(yè)資本要素投入的代理變量。、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)用化肥施用折純量;產(chǎn)出變量包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，分別為按1998年不變價(jià)折算的農(nóng)林牧漁業(yè)增加值和農(nóng)業(yè)主要水污染物（總氮和總磷）排放量。以上指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒、年度水資源公報(bào)以及國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。其中，由于農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源污染具有分散性、隱蔽性以及隨機(jī)性等特點(diǎn)，農(nóng)業(yè)主要水污染物指標(biāo)總氮和總磷難以測度。相對來講，已被廣泛采用的以綜合調(diào)查為基礎(chǔ)的清單分析法較為準(zhǔn)確和方便，本文亦采用該方法核算在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中排放至水體的總氮和總磷量，以此衡量農(nóng)業(yè)水污染程度。參考李谷成（2014）的研究[17]，本文確定4類重要的農(nóng)業(yè)污染活動（見表3），進(jìn)而計(jì)算出總氮和總磷兩類農(nóng)業(yè)水污染物的排放量;前三類污染活動排污量的計(jì)算系數(shù)參照《污染源普查農(nóng)業(yè)源系數(shù)手冊》，水產(chǎn)養(yǎng)殖污染排放系數(shù)參考宗虎民等（2017）的研究[33];生產(chǎn)數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國六十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》《中國漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站。

由于中國各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的自然條件和經(jīng)濟(jì)條件差距較大，粗略的地域單元?jiǎng)澐謺?dǎo)致區(qū)域內(nèi)的差異不易被發(fā)現(xiàn)。為了準(zhǔn)確刻畫中國農(nóng)業(yè)綠色TFP增長和技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出偏向的時(shí)空差異，本文借鑒楊騫和劉華軍（2015）的研究[34]，分別從三個(gè)區(qū)域?qū)用孢M(jìn)行分析：全國、八大區(qū)域（見表4）和各省份。此外，考慮到各地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)體量在空間上和時(shí)間上都存在較大差異，采用簡單的幾何和算數(shù)均值處理具有較大偏差，因此本文以GDP為權(quán)重得到加權(quán)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長指數(shù)和產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)。

2.OBTC影響因素變量

基于數(shù)據(jù)可得性，本文選取如下具體指標(biāo)來衡量影響中國農(nóng)業(yè)OBTC的主要因素：（1）“農(nóng)村居民收入水平”用滯后一期的農(nóng)村居民人均可支配收入衡量（ln income，取自然對數(shù)）

由于當(dāng)期技術(shù)進(jìn)步偏向易受上期收入的影響，所以選用滯后一期的數(shù)據(jù);由于該指標(biāo)受通脹影響較大，將環(huán)比農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整為以1998年為基期的定基指數(shù)，對人均可支配收入進(jìn)行平減處理;同時(shí)，取自然對數(shù)以消除數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)趨勢。;（2）“農(nóng)業(yè)人力資本水平”用從業(yè)人員平均受教育年限衡量（ln edu，取自然對數(shù)）

由于農(nóng)業(yè)勞動力受教育程度無法直接獲取，本文用從業(yè)人員的數(shù)據(jù)替代，計(jì)算公式為：E=pro1×1+pro2×6+pro3×9+pro4×12+pro5×12+pro6×15.5。其中，proi表示不同文化程度的農(nóng)村勞動力人口比重，依次為不識字或識字很少、小學(xué)、初中、高中、中專、大專及大專以上文化程度。;（3）“農(nóng)業(yè)（對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的）貢獻(xiàn)”用農(nóng)業(yè)增加值占地區(qū)總產(chǎn)值比重衡量（agri）;（4）“種植業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”用糧食播種面積與作物總播種面積之比衡量（farm）;（5）“農(nóng)業(yè)化肥投入”用農(nóng)用化肥量衡量（ln fer，取自然對數(shù)）;（6）“自然災(zāi)害情況”用農(nóng)作物成災(zāi)面積占總播種面積比重衡量（disaster）;（7）“城鄉(xiāng)收入差距”用城市居民與農(nóng)村居民人均可支配收入之比衡量（gap），考慮到農(nóng)村和城市的價(jià)格體系存在差異，用城市和農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格定基指數(shù)進(jìn)行平減

部分缺失的農(nóng)業(yè)和城市消費(fèi)價(jià)格指數(shù)用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代替，直轄市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)依據(jù)地緣特征測算，北京和天津參考河北，上海參考江蘇，重慶參考四川。;（8）“城市化水平”用城市人口與總?cè)丝谥群饬浚╱rban）;（9）“財(cái)政支農(nóng)政策”用財(cái)政農(nóng)業(yè)支出占財(cái)政總支出的比重衡量（finance）;（10）“農(nóng)業(yè)價(jià)格政策”用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)之比衡量（price）

2003年前的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)缺失，2000年和2002年采用各地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)替代，1999年和2001年利用相鄰年份的均值計(jì)算得到，西藏的指數(shù)參考青海確定;由于兩指數(shù)都是環(huán)比指數(shù)，將其都換算成以1998年為基期的定基指數(shù)進(jìn)行消脹處理。，根據(jù)李谷成（2009）的研究[31]，農(nóng)業(yè)價(jià)格政策反映了農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件，農(nóng)民生產(chǎn)決策易受其影響，該指標(biāo)可以考察農(nóng)產(chǎn)品提價(jià)等價(jià)格改革和政府補(bǔ)貼政策的效果;（11）“對外開放水平”用進(jìn)出口總額與生產(chǎn)總值之比衡量（open，根據(jù)對應(yīng)年份的匯率將前美元為單位轉(zhuǎn)化為人民幣單位）。以上指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來源于相應(yīng)年度的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表5。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.中國農(nóng)業(yè)綠色TFP增長指數(shù)和OBTC的時(shí)空變化

圖2展示了1999—2018年中國農(nóng)業(yè)綠色TFP增長指數(shù)及各分解指數(shù)的變化趨勢。農(nóng)業(yè)綠色TFP增長指數(shù)在各年份均大于1，說明在資源和環(huán)境雙重約束下中國農(nóng)業(yè)綠色TFP整體上仍處于逐年提高狀態(tài);各年度的TC亦均大于1，而EC在大多數(shù)年份小于1，表明中國農(nóng)業(yè)發(fā)展中存在技術(shù)進(jìn)步且對綠色TFP增長具有穩(wěn)定的促進(jìn)作用，但效率變化阻礙了綠色TFP增長?？傮w來看，中國先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的適應(yīng)性改良和應(yīng)用擴(kuò)散仍有較大提升空間。

對TC進(jìn)一步分解：IBTC約為1，說明技術(shù)進(jìn)步并未使得綠色TFP在投入要素等比例減少的情況下增加，農(nóng)業(yè)資源配置還需進(jìn)一步優(yōu)化;MATC大部分年份小于1，可能是由于大量小農(nóng)戶的存在限制了技術(shù)進(jìn)步規(guī)模效率的發(fā)揮;OBTC曲線顯著偏離1且與TC曲線高度契合，說明技術(shù)進(jìn)步非中性（具有產(chǎn)出偏向）。值得注意的是，2004年OBTC小于1，可能是由于2003 年實(shí)行農(nóng)資價(jià)格與農(nóng)資綜合直補(bǔ)聯(lián)動，使得農(nóng)戶生產(chǎn)過程中大量使用化肥、農(nóng)藥，增加了農(nóng)業(yè)水污染物排放，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)綠色TFP增長放緩;2014年OBTC又創(chuàng)新低，該年修訂通過了被稱為“史上最嚴(yán)”的《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》，次年實(shí)施，這可能導(dǎo)致相當(dāng)一部分企業(yè)和農(nóng)戶在環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)前加大污染排放以追求利益最大化?？梢姡a(chǎn)業(yè)政策和環(huán)境規(guī)制均會對農(nóng)業(yè)綠色TFP增長和技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出偏向產(chǎn)生重要影響。從長遠(yuǎn)來看，環(huán)境規(guī)制會激勵(lì)減少污染的綠色技術(shù)創(chuàng)新，從而提高OBTC，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

圖3描繪了八大區(qū)域在3個(gè)時(shí)間段的OBTC及其變化趨勢。劃分為1999—2005年、2006—2012年和2013—2018年3個(gè)時(shí)間段，是基于相關(guān)制度的變革：2006年后農(nóng)業(yè)稅全面取消，水資源環(huán)境規(guī)制加強(qiáng);2013年后《國務(wù)院關(guān)于實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理制度的意見》（國發(fā)〔2012〕3號）、《中華人民共和國水法》和《中華人民共和國水污染防治法》等多部水資源管理法規(guī)相繼實(shí)施。八大區(qū)域大致可分為三類：第一類包括北部沿海地區(qū)、東部沿海地區(qū)和東北地區(qū)，第二類包括黃河中游地區(qū)、西南地區(qū)和西北地區(qū)，第三類包括南部沿海地區(qū)和長江中游地區(qū)。第一類區(qū)域的OBTC對農(nóng)業(yè)綠色TFP增長的促進(jìn)作用明顯高于第二類、第三類，這與該類區(qū)域工業(yè)基礎(chǔ)好、資本雄厚、人力資本水平高等有關(guān);第一類和第二類區(qū)域的OBTC呈現(xiàn)逐步上升的趨勢，其中，北部沿海地區(qū)和西北地區(qū)尤為明顯，原因是多方面的，包括農(nóng)業(yè)用水的剛性約束（如山東）倒逼企業(yè)和農(nóng)戶發(fā)展節(jié)水灌溉、節(jié)水農(nóng)業(yè)（如新疆）和水權(quán)試點(diǎn)（如寧夏）工作取得實(shí)質(zhì)進(jìn)展、農(nóng)業(yè)發(fā)展具有較大潛力（如西北地區(qū)）等;第三類區(qū)域的OBTC上升不明顯甚至出現(xiàn)下降趨勢。同時(shí)，可以發(fā)現(xiàn)，2012—2018年大部分區(qū)域OBTC繼續(xù)上升，表明密集出臺的環(huán)保法律法規(guī)有效抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負(fù)外部性，激勵(lì)企業(yè)和農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)和技術(shù)創(chuàng)新，有利于生態(tài)改善和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

具體到各個(gè)樣本省份（見表6），可以看出：長江中游地區(qū)四省份的OBTC相差不大，并顯著低于第一類區(qū)域。這是因?yàn)椋膫€(gè)省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自然條件相似，都屬于高農(nóng)業(yè)用水量地區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)，且農(nóng)業(yè)綜合實(shí)力低于農(nóng)業(yè)機(jī)械化和基礎(chǔ)設(shè)施水平較高的第一類區(qū)域;2006—2012年，該區(qū)域OBTC明顯降低，產(chǎn)量的相對減少是主要原因

據(jù)本文計(jì)算，從第一階段至第二階段，長江中游地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長率為36.3%，低于全國的38.5%。。除此之外，海南和重慶的OBTC小于1，陜西的OBTC與區(qū)域內(nèi)其他省份相差較大，實(shí)際上，這三省的MI并不低（分別為1.047、1.029和1.028），它們的共同特征是IBT較高和每單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的用水量較低，技術(shù)進(jìn)步帶來的要素投入相對減少（投入偏向型技術(shù)進(jìn)步）有效促進(jìn)了其農(nóng)業(yè)綠色TFP增長。

2.中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向

為了探究中國的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是否偏向污染物減排，本文根據(jù)前文提出的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出偏向判斷方法，將農(nóng)業(yè)期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出進(jìn)行對比，識別出1999—2018年各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出偏向并分析其變化規(guī)律。1999—2018年中國農(nóng)業(yè)技術(shù)偏向減少總磷和總氮排放的省份數(shù)的變化趨勢如圖4。可見，在研究期間，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向減少污染物排放的省份數(shù)呈波動上升趨勢，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在偏向減少非期望產(chǎn)出的過程中不斷受到犧牲環(huán)境換取產(chǎn)量增加的生產(chǎn)模式?jīng)_擊，不過農(nóng)業(yè)發(fā)展政策和環(huán)境保護(hù)制度基本保障了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。值得一提的是，在2008年和2014年中國農(nóng)業(yè)發(fā)展分別受到較大的市場和政策沖擊，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向減少污染物排放的省份數(shù)明顯下降，反映出農(nóng)業(yè)發(fā)展的脆弱性和敏感性。

為了便于表述，下文中“偏向減少污染物排放”以及“偏向減少總磷和總氮排放”也稱為“偏向綠色產(chǎn)出”;同理，技術(shù)進(jìn)步的“減少污染物排放偏向”以及“減少總磷和總氮排放偏向”也稱為“綠色產(chǎn)出偏向”。表7展示了不同時(shí)期八大區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向綠色產(chǎn)出的省份占本區(qū)域省份總數(shù)的比例。在1999—2018年，無論哪個(gè)區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步都顯著偏向于綠色產(chǎn)出，且綠色產(chǎn)出偏向程度趨于提高，但區(qū)域間的偏向程度有所差異。具體來說，東北地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向程度提升顯著，其OBTC也較高，說明東北地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步較好兼顧了產(chǎn)量增長和環(huán)境保護(hù)。與之相比，南部沿海地區(qū)則相反，綠色產(chǎn)出偏向程度和OBTC都較低。相比而言，東部沿海和南部沿海地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向程度不高，而長江中游和黃河中游地區(qū)較高，其原因可能在于：后者多是糧食主產(chǎn)區(qū)，政府對農(nóng)業(yè)發(fā)展的重視程度更高;而前者的經(jīng)濟(jì)更多依賴于工業(yè)發(fā)展，且務(wù)工人員眾多，糧食增產(chǎn)壓力大。值得一提的是，長江中游地區(qū)2006—2012年農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向程度顯著提高，但OBTC有所下降，說明該區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色TFP增長受環(huán)境約束較大。

通過以上分析可以得知，西南和西北地區(qū)、黃河中游地區(qū)以及東北地區(qū)的OBTC和綠色產(chǎn)出偏向程度逐階段上升，兩者具有一致性。但是，南部沿海地區(qū)的OBTC和綠色產(chǎn)出偏向程度都較低;長江中游地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步雖然偏向綠色產(chǎn)出，但對綠色TFP增長的促進(jìn)作用有限。因此，有關(guān)部門應(yīng)該針對各區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的具體情況制定差別化的治理政策，著重提升南部沿海地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合實(shí)力和長江中游地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率。

3.中國農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步的主要影響因素

圖2和表5顯示中國和各地區(qū)的農(nóng)業(yè)OBTC絕大多數(shù)大于1。據(jù)本文計(jì)算，當(dāng)OBTC大于1時(shí)，偏向綠色產(chǎn)出的省份占比分別為88.91%和82.18%

本文一共得到OBTC數(shù)據(jù)620個(gè)（20×31），其中大于1的有505個(gè);技術(shù)進(jìn)步偏向減少總氮排放的有498個(gè)，其中，OBTC大于1的有449個(gè);技術(shù)進(jìn)步偏向減少總磷排放的有477個(gè)，其中，OBTC大于1的有415個(gè)。?？梢?，各地區(qū)大部分年份的農(nóng)業(yè)OBTC大于1且與技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向具有一定一致性，因而通過分析影響累積OBTC的主要因素可以探悉農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步的演進(jìn)機(jī)制，進(jìn)而為促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展提供政策啟示。

本文以混合回歸分析作為模型比較和選擇的基礎(chǔ)?；旌匣貧w分析假設(shè)不存在個(gè)體效應(yīng)，但固定效應(yīng)模型的F檢驗(yàn)p值為0，表明存在顯著的個(gè)體效應(yīng)且固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸模型。個(gè)體效應(yīng)可能以隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng)形態(tài)存在，究竟使用何種模型需要進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，COBTC影響因素模型在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即固定效應(yīng)模型更具適用性，因而本文在固定效應(yīng)模型中同時(shí)控制地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性，再使用非參數(shù)回歸進(jìn)行模型估計(jì)

盡管參數(shù)法是計(jì)量回歸的主流，但是其模型設(shè)定時(shí)對假定依賴較強(qiáng)，可能產(chǎn)生較大的設(shè)定誤差。非參數(shù)估計(jì)法對其進(jìn)行了改進(jìn)，不對模型的數(shù)據(jù)分布做具體假定，適用不同類型的總體，可以得出更為普遍的結(jié)論。，參考陳強(qiáng)（2014）的方法[35]，采用能使積分均方誤差（IMSE）最小化的Epanechnikov核函數(shù)，SE使用Bootstrap抽樣500次實(shí)現(xiàn)。各模型回歸結(jié)果見表8。

從農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展來看：（1）“農(nóng)村居民收入水平”和“農(nóng)業(yè)人力資本水平”與COBTC顯著正相關(guān)。一般來講，農(nóng)民收入水平和受教育程度的提高，可以增強(qiáng)其接受和采用綠色技術(shù)的能力及其綠色生產(chǎn)和環(huán)境保護(hù)觀念，促使其更多地采用先進(jìn)的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的提高。（2）“農(nóng)業(yè)貢獻(xiàn)”與COBTC僅在非參數(shù)回歸中顯著正相關(guān)。農(nóng)業(yè)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)越大，越受地方政府的重視，但其農(nóng)業(yè)規(guī)模化水平和現(xiàn)代化程度通常也較低，使得其對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的影響具有不確定性。（3）“種植業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”與COBTC顯著正相關(guān)。中國糧食作物生產(chǎn)的化肥利用率較高，而經(jīng)濟(jì)作物（尤其是設(shè)施蔬菜）生產(chǎn)中的化肥施用量偏高，因此，糧食作物播種面積占比的提高會帶來技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的增加。（4）“農(nóng)業(yè)化肥投入”與COBTC顯著負(fù)相關(guān)，而“自然災(zāi)害情況”與COBTC沒有顯著相關(guān)性?；适寝r(nóng)業(yè)水污染物的主要來源之一，農(nóng)用化肥量的增加會降低技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向程度，因而化肥減量增效技術(shù)的創(chuàng)新和推廣是提高技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的重要路徑。自然災(zāi)害雖然影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的應(yīng)用影響不大，因而對技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向程度也沒有顯著影響。

從城鄉(xiāng)關(guān)系來看：“城鄉(xiāng)收入差距”與COBTC顯著正相關(guān)，而“城市化水平”與COBTC顯著負(fù)相關(guān)。這是因?yàn)槌鞘谢脚c城鄉(xiāng)差距具有一定的負(fù)相關(guān)性，城市化水平的提高意味著農(nóng)村勞動力相對減少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自然會以資本或技術(shù)替代勞動;而目前中國農(nóng)村流出的大多是素質(zhì)較高的勞動力，導(dǎo)致從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力素質(zhì)較低，其更傾向于采用簡單的技術(shù)（如大量施用化肥和農(nóng)藥）來替代勞動，進(jìn)而不利于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的提高。從農(nóng)業(yè)政策來看：“財(cái)政支農(nóng)政策”和“農(nóng)業(yè)價(jià)格政策”都與COBTC顯著正相關(guān)。農(nóng)業(yè)具有基礎(chǔ)性和弱質(zhì)性，財(cái)政支農(nóng)資金通常用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、公共服務(wù)供給以及技術(shù)創(chuàng)新等方面，有利于農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的應(yīng)用和推廣;農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格支持政策及農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策可以改善農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件，如良種補(bǔ)貼和農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼等有利于農(nóng)業(yè)機(jī)械化的推進(jìn)和綠色技術(shù)的推廣，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向程度，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。此外，對外開放水平與COBTC沒有顯著相關(guān)性。

五、結(jié)論與啟示

本文將農(nóng)業(yè)主要水污染物（總氮和總磷）排放量作為非期望產(chǎn)出，采用基于RDM方向性距離函數(shù)的DEA模型測算1999—2018年中國農(nóng)業(yè)綠色TFP增長指數(shù)，分解出產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，分析其時(shí)間趨勢和區(qū)域差異，并判別農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是否偏向綠色產(chǎn)出（即是否偏向減少水污染排放），進(jìn)而分析影響中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的主要因素，主要結(jié)論如下：（1）技術(shù)進(jìn)步（TC）是農(nóng)業(yè)綠色TFP增長的重要來源，而效率比變化（EC）阻礙了農(nóng)業(yè)綠色TFP增長率的提高;在技術(shù)進(jìn)步中，技術(shù)規(guī)模變化不利于農(nóng)業(yè)綠色TFP增長率的提高，投入偏向型技術(shù)進(jìn)步并未顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長率的提高，產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步則是促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長率提高的重要?jiǎng)恿?。?）中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有明顯的產(chǎn)出偏向性，但存在區(qū)域異質(zhì)性：北部沿海地區(qū)、東部沿海地區(qū)、東北地區(qū)的產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)業(yè)綠色TFP增長的促進(jìn)作用明顯高于其他地區(qū);大部分區(qū)域的產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)呈上升趨勢;長江中游地區(qū)和南部沿海地區(qū)的產(chǎn)出偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)上升不明顯甚至出現(xiàn)下降。（3）總體來看，中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向綠色產(chǎn)出，但也存在時(shí)空差異：技術(shù)進(jìn)步偏向減少總氮和總磷排放的省份數(shù)波動上升，各區(qū)域的技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度都有所提升;西南地區(qū)、西北地區(qū)、黃河中游地區(qū)以及東北地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度較高且上升趨勢明顯，長江中游地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步偏向綠色產(chǎn)出但對綠色TFP增長的促進(jìn)作用有限，南部沿海地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度較低。（4）農(nóng)村居民收入水平、農(nóng)業(yè)人力資本水平、糧食播種面積占比、城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)業(yè)政策支持力度的提高有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的提升，而城市化水平和農(nóng)業(yè)化肥施用量的增加會阻礙農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的提升。

以農(nóng)業(yè)水污染為代表的環(huán)境問題是中國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主要障礙之一，在要素資源和生態(tài)環(huán)境的雙重約束下，粗放型農(nóng)業(yè)增長模式難以為繼，走綠色發(fā)展之路成為必然。分析表明，雖然農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展受到粗放型生產(chǎn)模式的沖擊，但是農(nóng)業(yè)政策和環(huán)境規(guī)制是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的有力保障。自2004年至今，每年的中央一號文件都聚焦三農(nóng)領(lǐng)域，國家不斷出臺強(qiáng)農(nóng)、惠農(nóng)和富農(nóng)政策，并加大政策實(shí)施力度（例如取消農(nóng)業(yè)稅、發(fā)放農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼等），這一系列政策措施降低了農(nóng)民負(fù)擔(dān)，提升了農(nóng)民收入。再加上高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品需求日益增長和綠色生產(chǎn)理念的普及，使得農(nóng)戶有能力、有需求采用綠色生產(chǎn)技術(shù)，降低了污染物排放。另外，“經(jīng)濟(jì)靠市場，環(huán)?？空?，尤其是在2013年以后，中國的環(huán)境規(guī)制日益加強(qiáng)，亦促使農(nóng)戶和企業(yè)選擇環(huán)境友好型的清潔農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)。然而，農(nóng)業(yè)政策制定中還是存在一些問題，尤其是在前期，由于追求農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增長而忽視了政策實(shí)施后可能對環(huán)境造成的負(fù)面影響。如農(nóng)用化學(xué)品使用補(bǔ)貼政策降低了農(nóng)民生產(chǎn)成本，但也激勵(lì)農(nóng)民更多地使用化學(xué)品，導(dǎo)致總氮、總磷等污染物的排放量增加。同時(shí)，政府對農(nóng)業(yè)污染物排放管理存在滯后和缺位等問題，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者排放污染物的成本低于治污成本，如“十一五”時(shí)期的畜牧業(yè)迅猛發(fā)展，畜禽養(yǎng)殖成為造成農(nóng)業(yè)水環(huán)境的第一大污染源，而《畜禽養(yǎng)殖管理?xiàng)l例》直到2013年才發(fā)布。

因此，政府應(yīng)進(jìn)一步加大對農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持力度和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，在不斷提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)能力的同時(shí)，有效約束農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的環(huán)境污染行為。要避免農(nóng)業(yè)資源的“公地悲劇”，建立生態(tài)環(huán)境損害賠償機(jī)制和有效的資源管理體制。此外，農(nóng)民收入水平和農(nóng)業(yè)勞動力素質(zhì)也是影響技術(shù)進(jìn)步綠色產(chǎn)出偏向程度的重要因素，高素質(zhì)勞動力的大量流出不利農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。政府部門應(yīng)加大農(nóng)村教育投入，加強(qiáng)農(nóng)民技能培訓(xùn)，健全農(nóng)民增收機(jī)制，積極引導(dǎo)城市反哺農(nóng)村，創(chuàng)新和推廣低成本的、便于使用的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的推廣和普及。同時(shí)，基于區(qū)域發(fā)展的異質(zhì)性，政策制定和實(shí)施過程中還應(yīng)當(dāng)避免“一刀切”，既要因地制宜，也要加強(qiáng)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)技術(shù)的協(xié)作與交流，提高落后地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展能力和水平，縮小地區(qū)間農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展差異。總之，應(yīng)從農(nóng)業(yè)支持政策、環(huán)境規(guī)制、技術(shù)供給、生產(chǎn)者發(fā)展等多方面多措并舉，不斷提升農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的綠色產(chǎn)出偏向程度，以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村的可持續(xù)發(fā)展。

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