環(huán)境規(guī)制、空間效應(yīng)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展

郭海紅，李樹(shù)超

（青島農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，青島 266109）

近年來(lái)，中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，取得了不俗的成績(jī)，糧食總產(chǎn)量從2000年的4.6億噸增長(zhǎng)到2020年6.7億噸，年均增長(zhǎng)近1.9%，但同時(shí)也付出了沉重的資源環(huán)境代價(jià)，據(jù)農(nóng)業(yè)部數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)業(yè)面源污染已超過(guò)工業(yè)點(diǎn)源污染，成為污染的關(guān)鍵來(lái)源。為此，十九大報(bào)告、十九屆五中全會(huì)及十四五愿景及目標(biāo)規(guī)劃中多次提出要推行“綠色發(fā)展”，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是其中的重頭戲。然而，農(nóng)業(yè)發(fā)展面臨傳統(tǒng)要素約束、現(xiàn)代要素乏力、環(huán)境約束等多重桎梏，農(nóng)業(yè)可持續(xù)的綠色發(fā)展應(yīng)該是全要素的系統(tǒng)推進(jìn)。在追求農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)、推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的雙重使命下，政府對(duì)制定環(huán)境規(guī)制政策的決策面臨兩難境地，實(shí)現(xiàn)二者的均衡、協(xié)調(diào)發(fā)展是政策追求的根本目標(biāo)。不同的環(huán)境規(guī)制政策工具對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的導(dǎo)引作用不一，因此，研究異質(zhì)性的環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制，可為政策制定提供決策依據(jù)。同時(shí)，不同區(qū)域的資源稟賦、政策條件存在差異，環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制會(huì)因空間不同而呈現(xiàn)不同的空間效應(yīng)，因此，研究異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制、空間效應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的理論和實(shí)踐意義。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)與環(huán)境之間的關(guān)系瀕臨失衡狀態(tài)已引起廣泛關(guān)注，中國(guó)農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展很大程度上依賴(lài)于環(huán)境規(guī)制的制度和有力執(zhí)行，關(guān)于環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用關(guān)系尚未達(dá)成一致的結(jié)論，已有相關(guān)研究集中于三種觀點(diǎn)。

其一，基于“強(qiáng)波特假說(shuō)”的觀點(diǎn)認(rèn)為，適度的環(huán)境規(guī)制可以刺激創(chuàng)新［1］，并通過(guò)“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)能夠彌補(bǔ)“遵循成本”效應(yīng)，提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。農(nóng)業(yè)污染的有效防控需要有效的制度環(huán)境和妥善的制度設(shè)計(jì)和執(zhí)行［2］。環(huán)境規(guī)制還可以引致誘發(fā)性技術(shù)變革而促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步［3］，動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)了波特假說(shuō)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的適應(yīng)性，且從長(zhǎng)期來(lái)看，環(huán)境規(guī)制可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而帶動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展［4］。進(jìn)一步，學(xué)者們對(duì)環(huán)境規(guī)制類(lèi)型進(jìn)行了細(xì)分，并檢驗(yàn)了不同環(huán)境規(guī)制類(lèi)型對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)不同的環(huán)境規(guī)制類(lèi)型均具有正向促進(jìn)作用［5］。

其二，基于“遵循成本”說(shuō)的觀點(diǎn)認(rèn)為，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制相關(guān)政策產(chǎn)生的成本效應(yīng)要高于其激勵(lì)創(chuàng)新而產(chǎn)生的正向促進(jìn)效應(yīng)［6］。梁流濤等［7］通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)效率的影響顯著為負(fù)向，進(jìn)一步說(shuō)明農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制的不健全，“倚重末端治理，輕視源頭防治”的點(diǎn)式環(huán)境污染治理體系與農(nóng)業(yè)面源污染的特點(diǎn)不匹配，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制的激勵(lì)效應(yīng)遠(yuǎn)未發(fā)揮出來(lái)。

其三，環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響具有不確定性。潘丹［8］以環(huán)境治理投資額衡量環(huán)境規(guī)制，發(fā)現(xiàn)其對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響不具有顯著性。祝志勇和幸漢龍［9］則以農(nóng)業(yè)產(chǎn)污強(qiáng)度度量環(huán)境規(guī)制，并檢驗(yàn)其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，發(fā)現(xiàn)呈非線性的U形關(guān)系。另有學(xué)者發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在時(shí)間差異［6］和空間差異［10］。

總之，環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制已有不少成果，但仍存在一定的不足。①在研究領(lǐng)域上，關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色發(fā)展的影響更多關(guān)注區(qū)域或工業(yè)，對(duì)環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域綠色發(fā)展的影響相對(duì)較少，且對(duì)時(shí)空差異性的研究相對(duì)較為匱乏，忽視其影響可能存在的空間效應(yīng)。②除了時(shí)間和空間的不確定性外，不同的環(huán)境規(guī)制類(lèi)型具有差異，但現(xiàn)有研究大多采用替代性的指標(biāo)籠統(tǒng)研究農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響，不利于政策的落地執(zhí)行。③關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響沒(méi)有達(dá)成共識(shí)，且忽視其空間相關(guān)性。因此，有必要進(jìn)一步明細(xì)化環(huán)境規(guī)制，并充分考慮環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的空間效應(yīng)。

本研究的邊際貢獻(xiàn)為：①細(xì)分環(huán)境規(guī)制類(lèi)型，研究不同環(huán)境規(guī)制類(lèi)型對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制；②充分考慮空間效應(yīng)，避免內(nèi)生性問(wèn)題，深化環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制；③檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的非線性關(guān)系，為政策制定提供切實(shí)參考。

1 理論分析

基于可持續(xù)發(fā)展理念，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展代表農(nóng)業(yè)發(fā)展的一種趨勢(shì)，而其效率增長(zhǎng)情況更能反映趨勢(shì)變化，為此，本文以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)情況衡量農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。環(huán)境問(wèn)題具有公共物品屬性，環(huán)境污染具有負(fù)外部性，需要政府通過(guò)制定環(huán)境規(guī)制政策對(duì)環(huán)境問(wèn)題施加約束，在一定程度上規(guī)避環(huán)境問(wèn)題產(chǎn)生。從靜態(tài)角度，基于新古典主義的觀點(diǎn)，在外部條件不變的假設(shè)條件下，環(huán)境規(guī)制政策施壓只能增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的“成本損失”，擠占綠色科技創(chuàng)新的資金，因而會(huì)削弱農(nóng)業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力，從而降低綠色全要素生產(chǎn)率，環(huán)境規(guī)制和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間具有不可調(diào)解的矛盾，環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向影響。從動(dòng)態(tài)角度，基于波特假說(shuō)，適度的環(huán)境規(guī)制政策會(huì)刺激農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者主動(dòng)提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)、降低成本，并尋求主動(dòng)創(chuàng)新，從而產(chǎn)生“收益補(bǔ)償”，因此，環(huán)境規(guī)制會(huì)正向促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。由此可見(jiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響呈非線性關(guān)系，其作用呈正向還是負(fù)向取決于“收益補(bǔ)償”效應(yīng)和“成本損失”效應(yīng)之間的權(quán)衡。

環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)本地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生影響，環(huán)境治理與環(huán)境污染還都具有空間外部性和空間外溢性。因?yàn)榭臻g上的關(guān)聯(lián)性和整體性，當(dāng)鄰近區(qū)域的環(huán)境規(guī)制政策促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展時(shí)，鄰近區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的流動(dòng)（如勞動(dòng)力流動(dòng)、跨區(qū)機(jī)械化運(yùn)作等）也會(huì)帶動(dòng)本地區(qū)綠色技術(shù)采用或調(diào)整，從而對(duì)本地區(qū)的綠色技術(shù)采用及綠色技術(shù)研發(fā)產(chǎn)生促進(jìn)和帶動(dòng)作用，因而環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響會(huì)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。因此，環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有直接和間接的空間效應(yīng)。

環(huán)境規(guī)制的政策工具多樣，不同的環(huán)境規(guī)制工具的作用機(jī)制具有差異性，因此，不同的環(huán)境規(guī)制工具對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制也具有差異性。對(duì)于環(huán)境規(guī)制政策工具的類(lèi)型的劃分，參照趙玉民等［11］、展進(jìn)濤和徐鈺嬌［5］的研究，把環(huán)境規(guī)制工具細(xì)分為命令控制型、市場(chǎng)激勵(lì)型和自愿型，進(jìn)而分析不同的環(huán)境規(guī)制工具對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制。

命令控制型環(huán)境規(guī)制依賴(lài)于政府的環(huán)保法律、法規(guī)、條例對(duì)實(shí)施環(huán)境污染的經(jīng)營(yíng)主體采取強(qiáng)制性的約束，經(jīng)營(yíng)主體只能遵循相關(guān)的約束，遵照一定的排污標(biāo)準(zhǔn)和技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)開(kāi)展經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，否則會(huì)受到相應(yīng)的懲罰，短期可能提高經(jīng)營(yíng)主體的環(huán)境成本，對(duì)開(kāi)展農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生負(fù)面影響。但長(zhǎng)期來(lái)看，命令控制型環(huán)境規(guī)制的環(huán)境改善效果通常比較明顯，缺點(diǎn)是執(zhí)行成本較高，難以提供常態(tài)化的、長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)約束，外加信息不對(duì)稱(chēng)等影響，各地政府執(zhí)行命令控制型環(huán)境規(guī)制的力度不一，因而環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用效果會(huì)打折扣。

市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制是政府通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制、市場(chǎng)手段的設(shè)計(jì)激勵(lì)經(jīng)營(yíng)主體主動(dòng)減少環(huán)境破壞。在市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制工具運(yùn)用中，政府并不直接干預(yù)經(jīng)營(yíng)主體的經(jīng)營(yíng)決策，而是基于“污染者付費(fèi)”機(jī)制調(diào)控市場(chǎng)環(huán)境［12］，而經(jīng)營(yíng)決策由經(jīng)營(yíng)主體自主進(jìn)行，既給予經(jīng)營(yíng)主體一定的行政約束，又給予經(jīng)營(yíng)主體適當(dāng)?shù)刈杂蛇x擇權(quán)，對(duì)綠色發(fā)展和經(jīng)濟(jì)效益兼而顧之，從運(yùn)行成本和時(shí)效性方面都可以較好地保障環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的激勵(lì)作用。

自愿型環(huán)境規(guī)制依賴(lài)于公眾環(huán)保意識(shí)的提高，只要公眾意識(shí)到環(huán)境保護(hù)對(duì)可持續(xù)發(fā)展的意義，他們會(huì)充分利用公民的環(huán)境監(jiān)督和訴訟權(quán)利，通過(guò)自媒體、投訴等多種手段對(duì)經(jīng)營(yíng)主體的聲譽(yù)及可能產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)損失等方面施加影響，倒逼經(jīng)營(yíng)主體采取環(huán)境保護(hù)相關(guān)措施，降低環(huán)境污染的程度。自愿型環(huán)境規(guī)制與政府無(wú)關(guān)，取決于公眾的環(huán)保意識(shí)的強(qiáng)弱，環(huán)保意識(shí)越強(qiáng)，自愿型環(huán)境規(guī)制的效果越明顯。我國(guó)公眾的環(huán)保意識(shí)相對(duì)較弱，自愿型環(huán)保組織較為匱乏，對(duì)經(jīng)營(yíng)主體施加的影響較小，尚達(dá)不到給經(jīng)營(yíng)主體帶來(lái)成本損失的程度。相比而言，國(guó)外的一些環(huán)保組織已經(jīng)較為成熟，由自愿型環(huán)保組織進(jìn)行的環(huán)境信息收集、污染監(jiān)督、環(huán)保宣傳等自愿型環(huán)境規(guī)制較為普遍，可能對(duì)經(jīng)營(yíng)主體造成聲譽(yù)、經(jīng)濟(jì)上的成本損失，已成為運(yùn)行成本較低、常態(tài)化的環(huán)境規(guī)制工具。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

樣本選取中國(guó)31個(gè)省份2010—2019年面板數(shù)據(jù)。命令型環(huán)境規(guī)制衡量指標(biāo)所需數(shù)據(jù)取自北大法寶網(wǎng)，搜集31個(gè)省份與“環(huán)境”“污染”“防治”等相關(guān)的環(huán)境保護(hù)政策法規(guī)文件，提取與研究主題高度相關(guān)的政策文本數(shù)作為度量指標(biāo)［13］。市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制衡量指標(biāo)所需數(shù)據(jù)取自中國(guó)碳交易市場(chǎng)。其余變量所需原始數(shù)據(jù)均取自2011—2020 年《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒等官方權(quán)威數(shù)據(jù)，其中2010—2019年農(nóng)業(yè)用水量的原始數(shù)據(jù)取自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，其余由各省市的水資源公報(bào)整理獲得，并采用線性插值法對(duì)缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

2.2 變量測(cè)量

2.2.1 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展 按照新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，要素積累和技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，技術(shù)進(jìn)步本質(zhì)上是提高全要素生產(chǎn)率［14］，因此，提高綠色全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的關(guān)鍵［15］。在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（AGTFP）是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的本質(zhì)要求，而其增長(zhǎng)情況更能反映發(fā)展趨勢(shì)。本文從AGTFP增長(zhǎng)視角解析農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)既需要考慮資源、能源的約束，也需要考慮環(huán)境污染的危害及影響，在此基礎(chǔ)上選取衡量農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變量。

農(nóng)業(yè)要素投入歷經(jīng)生產(chǎn)要素三元論、四元論等。本文在生產(chǎn)四要素四元論的基礎(chǔ)上拓展，構(gòu)建包含“勞動(dòng)、土地、資本、水資源、能源”的生產(chǎn)要素五元理論模型，這些要素是農(nóng)業(yè)發(fā)展不可或缺的條件，而且本文旨在研究農(nóng)業(yè)“綠色”全要素生產(chǎn)率，資源和能源的約束條件需要充分考慮。其中：以農(nóng)林牧漁從業(yè)人員年底數(shù)衡量勞動(dòng)投入［16］；以農(nóng)作物播種及水產(chǎn)養(yǎng)殖面積的總量度量土地投入；資本投入主要納入化肥、機(jī)械等，分別以農(nóng)用化肥折純使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力衡量，此外，由于農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出之間同時(shí)存在徑向和非徑向的關(guān)系，故把農(nóng)藥、農(nóng)膜也作為資本投入要素；以農(nóng)業(yè)用水總量來(lái)表征水資源；農(nóng)業(yè)所耗能源中電力和柴油的能耗遠(yuǎn)高于煤炭等其他能源的影響［17］，因此，以電能源和柴油用量衡量農(nóng)業(yè)能源投入情況，分別用農(nóng)業(yè)用電量和農(nóng)用柴油量衡量。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)出既包括期望產(chǎn)出也包括非期望產(chǎn)出。①期望產(chǎn)出用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值來(lái)衡量，為了指標(biāo)的可比性，以農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)其平減處理為以2010年不變價(jià)的總產(chǎn)值。②學(xué)者們對(duì)于非期望產(chǎn)出的衡量莫衷一是，有學(xué)者認(rèn)為應(yīng)以農(nóng)業(yè)面源污染來(lái)衡量［8，18-21］，也有不少學(xué)者考慮了碳排放［22］，而且農(nóng)業(yè)碳排放占排放總量已達(dá)17%，是中國(guó)碳排放的主要來(lái)源之一［23］。為更好地體現(xiàn)農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的綜合影響，本文把農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放均作為非期望產(chǎn)出，農(nóng)業(yè)面源污染量的核算參見(jiàn)清華大學(xué)清單分析法［24-25］，農(nóng)業(yè)碳排放的核算參照DUBEY和LAL［26］、李波等［27］的方法。

2.2.2 環(huán)境規(guī)制變量 現(xiàn)有文獻(xiàn)大都采用替代性指標(biāo)表征環(huán)境規(guī)制，如農(nóng)業(yè)污染管理制度［7］、污染治理項(xiàng)目投資額［8］、產(chǎn)污強(qiáng)度［9］、環(huán)境規(guī)制成本［28］等，也有學(xué)者采用綜合指數(shù)法測(cè)算得到環(huán)境規(guī)制變量［29-30］。環(huán)境規(guī)制的來(lái)源多樣，如果只用一種替代性指標(biāo)度量，容易以偏概全，難以全面反映環(huán)境規(guī)制的真實(shí)情況。因此，借鑒展進(jìn)濤和徐鈺嬌［5］的方法，將環(huán)境規(guī)制的度量指標(biāo)分成三種類(lèi)型，其中：命令型環(huán)境規(guī)制以當(dāng)?shù)卣?dāng)年頒布的環(huán)境規(guī)制政策數(shù)量表征；市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制以當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)是否啟用碳交易市場(chǎng)來(lái)表征，若啟用則取值為1，否則，取值為0；自愿型環(huán)境規(guī)制用自愿性農(nóng)業(yè)農(nóng)村環(huán)境保護(hù)投資力度表征，具體以當(dāng)年完成環(huán)境保護(hù)項(xiàng)目投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來(lái)表征。

2.2.3 控制變量 借鑒相關(guān)研究成果［2，31-32］，選用經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp）、農(nóng)村居民人均收入（inc）、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（str）、受災(zāi)率（sz）、城鎮(zhèn)化水平（urb）作為控制變量，為避免變量間的多重共線性，考察了環(huán)境規(guī)制衡量變量及控制變量間的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均低于0.85，進(jìn)一步進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有解釋變量的VIF值均低于10，因此，解釋變量間不存在多重共線性。

2.3 模型構(gòu)建

2.3.1 GML指數(shù) 因農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展度量時(shí)存在非期望產(chǎn)出，因此，投入和產(chǎn)出之間既存在“徑向關(guān)系”，也存在“非徑向關(guān)系”，而傳統(tǒng)的DEA和SBM函數(shù)都無(wú)法處理，因此，本文根據(jù)OH［33］、王兵等［34］、張珩等［35］的觀點(diǎn)，構(gòu)建以包含非期望產(chǎn)出的全局方向性SBM 距離函數(shù)為基礎(chǔ)的全局Malmquist-Luenberger（GML）指數(shù)測(cè)算農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，GML 指數(shù)既可以有效規(guī)避可能無(wú)解的情況，也能夠滿(mǎn)足循環(huán)性的要求，還可以允許技術(shù)退步［36］，其表達(dá)式如下。

其中，DTG(x，y，t) = max{β|(y+βy，b-βb) ∈PG(x)}，由全局基準(zhǔn)生產(chǎn)可能性集獲得。根據(jù)ZOFIO［37］的研究，可進(jìn)一步把GML指數(shù)分解，具體如式（2）所示。

2.3.2 空間計(jì)量模型 空間計(jì)量模型充分考慮了空間依賴(lài)性，而空間依賴(lài)性納入空間計(jì)量模型通常通過(guò)自變量、因變量和誤差項(xiàng)的滯后項(xiàng)體現(xiàn)。只將因變量的滯后項(xiàng)納入模型中，構(gòu)建空間自回歸模型（SAR）［38］，具體如式（3）所示。

其中：yit表示t年i省份的AGTFP累積增長(zhǎng)率(1)對(duì)于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率取原值還是累積性取值，目前并無(wú)統(tǒng)一處理標(biāo)準(zhǔn)，原值可體現(xiàn)階段特征，而累積性取值更能體現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)隨時(shí)間推進(jìn)的連續(xù)性和可比性變動(dòng)情況［39］，進(jìn)一步地，根據(jù)王兵和朱寧［40］、李斌等［41］的做法，以2010年為固定基期進(jìn)行各期累乘得到農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的累積增長(zhǎng)率衡量農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，可以更好地解釋現(xiàn)實(shí)狀況。，i=(1，2，…，N)，t=(1，2，…，T)；wij表示經(jīng)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的空間權(quán)重矩陣W中的元素，∑wijyjt代表AGTFP累積增長(zhǎng)率的空間滯后變量；ρ表示空間自回歸系數(shù)；xit表示解釋變量表示環(huán)境規(guī)制二次項(xiàng)；β1、β2表示解釋變量的影響系數(shù)；ui表示個(gè)體效應(yīng)，λt表示時(shí)間效應(yīng)，∑wijεjt表示空間滯后誤差變量，εit表示殘差擾動(dòng)項(xiàng)，服從獨(dú)立同分布。

為保持經(jīng)濟(jì)意義及數(shù)據(jù)均衡性，對(duì)部分變量取對(duì)數(shù)，記為lngdp、lninc、lnstr、lnsz、lnurb。同時(shí)把因變量和自變量的空間滯后項(xiàng)納入模型，構(gòu)建空間杜賓模型（SDM），把空間依賴(lài)性誤差項(xiàng)的滯后項(xiàng)納入模型中，構(gòu)建空間誤差模型（SEM）。進(jìn)一步，LESAGE 和PACE［42］在采用偏微分法把空間效應(yīng)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

3 空間相關(guān)性檢驗(yàn)與模型選擇

3.1 GML指數(shù)及其分解

采用maxdea6.0對(duì)AGTFP的GML指數(shù)測(cè)算并分解并與不納入環(huán)境要素的ATFP的增長(zhǎng)指數(shù)比較，結(jié)果如表1所示。其中，PEC、SEC、TEC、TC和TFPC代表不納入環(huán)境要素的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的分解，分別指代技術(shù)效率、規(guī)模效率、純技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步、全要素生產(chǎn)率；GPEC、GSEC、GTEC、GTC、GTFPC 分別代表農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的分解，字母“G”表示加入了環(huán)境要素。

表1 AGTFP增長(zhǎng)與ATFP增長(zhǎng)及分解情況比較Tab.1 Comparison of growth and decomposition of AGTFP and ATFP

從整體情況來(lái)看，納入資源環(huán)境要素后2010—2019 年AGTFP 年均增速為2.6%，遠(yuǎn)低于不含資源環(huán)境要素的ATFP年均增速（3.5%）。根據(jù)BALL等［43］的觀點(diǎn)，說(shuō)明中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一定程度上是以環(huán)境消耗為代價(jià)的。從AGTFP 和ATFP 的分解情況來(lái)看，納入資源環(huán)境要素后的GTC 對(duì)AGTFP 的貢獻(xiàn)度為100.9%，相較TC對(duì)ATFP的貢獻(xiàn)度101.08%，有明顯下降，說(shuō)明資源環(huán)境要素在技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的推動(dòng)作用中起了一定的制約作用；綠色規(guī)模效率和農(nóng)業(yè)綠色純技術(shù)效率都不同程度的下降，說(shuō)明中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)尚未實(shí)現(xiàn)資源的有效配置和規(guī)模效應(yīng)，中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展依賴(lài)于綠色技術(shù)進(jìn)步“單輪”驅(qū)動(dòng)。

3.2 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

為了結(jié)果的穩(wěn)健性，分別采用鄰接權(quán)重矩陣和反距離權(quán)重矩陣進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。需要指出的是，海南在地理上并無(wú)鄰接省份，根據(jù)鄧明和錢(qián)爭(zhēng)鳴［44］的做法設(shè)定海南省的鄰接省份為廣東省和廣西省。3.2.1 全局相關(guān)性 基于鄰接空間權(quán)重矩陣得到的Moran’I指數(shù)如表2所示。

表2 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展（AGTFP）全局相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Results of global correlation test of agricultural green development（AGTFP）

可以看出，在2010—2019年的Moran’I指數(shù)均為正值，且全部通過(guò)5%的顯著性水平檢驗(yàn)，總體上認(rèn)為AGTFP累積增長(zhǎng)率存在顯著的空間正相關(guān)性，省域間并不具有相互獨(dú)立性。而且，Moran’I指數(shù)在波動(dòng)中呈明顯上升的增長(zhǎng)趨勢(shì)，反映了鄰接區(qū)域間的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)擴(kuò)散和技術(shù)交流不斷增多，存在空間依賴(lài)性。如圖1所示，基于反距離空間權(quán)重矩陣與基于鄰接空間權(quán)重矩陣的分析結(jié)果趨同。由此可見(jiàn)，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)活動(dòng)與資源稟賦和自然區(qū)位條件密切相關(guān)，鄰近區(qū)域或距離較近的區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品品種或農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)條件趨同性更高，隨著知識(shí)、綠色技術(shù)擴(kuò)散和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)推廣服務(wù)體系的完善，鄰接區(qū)域的AGTFP增長(zhǎng)率具有空間關(guān)聯(lián)性。

ERP沙盤(pán)模擬中采用形成性評(píng)價(jià)主要希望從教師與學(xué)生兩個(gè)維度形成對(duì)教學(xué)效果的促進(jìn)作用。從教師角度而言，希望通過(guò)不同指標(biāo)的形成性評(píng)價(jià)了解學(xué)生在學(xué)習(xí)過(guò)程中存在的問(wèn)題，對(duì)學(xué)習(xí)薄弱環(huán)節(jié)有針對(duì)性的進(jìn)行教學(xué)調(diào)整，達(dá)到糾偏補(bǔ)漏的效果；從學(xué)生角度而言，希望通過(guò)形成性評(píng)價(jià)讓學(xué)生了解重點(diǎn)難點(diǎn)，識(shí)別學(xué)生在學(xué)習(xí)過(guò)程中的優(yōu)勢(shì)與不足，指導(dǎo)學(xué)生將有限的精力用到重要目標(biāo)的達(dá)成過(guò)程中。

圖1 鄰接矩陣和反距離矩陣下AGTFP累積增長(zhǎng)率的Moran’I指數(shù)變化情況Fig.1 The change of Moran’I index of AGTFP cumulative growth rate under adjacency matrix and inverse distance matrix

3.2.2 局域相關(guān)性 借助Moran散點(diǎn)圖揭示AGTFP累積增長(zhǎng)率的局域空間相關(guān)特征（見(jiàn)圖2）。圖2中代表性年份AGTFP 累積增長(zhǎng)率的Moran 散點(diǎn)圖呈現(xiàn)正相關(guān)的典型集聚特征，分別為第一象限的“高—高（H-H）”和第三象限“低—低（L-L）”集聚區(qū)。2011年處于第一象限“H-H”集聚區(qū)的省份有山東、河南、廣西等共10個(gè)，處于第三象限“L-L”集聚區(qū)的省份有江蘇、安徽、湖北等共9個(gè)，如果“H-H”和“L-L”集聚區(qū)稱(chēng)之為典型區(qū)域，則2011年典型省份占總省份之比達(dá)61.3%，2015年上升到64.5%，到2019年典型區(qū)占比達(dá)到67.7%，AGTFP累積增長(zhǎng)率正向空間相關(guān)程度有所加強(qiáng)。

圖2 代表性年份AGTFP累積增長(zhǎng)率的Moran散點(diǎn)圖Fig.2 The scatter plot of the cumulative growth rate of AGTFP in representative years

3.3 模型選擇標(biāo)準(zhǔn)

首先，檢驗(yàn)變量是否具有空間相關(guān)性，并對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若所有變量平穩(wěn)，則進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，若因變量和自變量間存在協(xié)整關(guān)系，方可繼續(xù)進(jìn)行回歸分析。其次，對(duì)SAR和SEM模型的拉格朗日算子（LM）及穩(wěn)健形式（Robust LM）檢驗(yàn)選擇。如果只有LM-lag通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則選用SAR模型。如果只有LM-err通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則選用SEM模型。如果LM-lag和LM-err都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則繼續(xù)進(jìn)行Robust LM 檢驗(yàn)，如果Robust LM-lag 顯著性程度高于Robust LM-err，則選用SAR 模型，反之，選用SEM 模型。如果Robust LM-lag 和Robust LM-err 都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則選擇SDM 模型。再次，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果選擇固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)，若Hausman檢驗(yàn)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)則采用隨機(jī)效應(yīng)模型，反之，則采用固定效應(yīng)模型［45］。最后，根據(jù)擬合優(yōu)度（R2）、施瓦茨準(zhǔn)則（Schwarz Criterion，SC）、赤池信息準(zhǔn)則（Akaike Information Criterion，AIC）、對(duì)數(shù)似然比率（lnL）等確定最優(yōu)模型。

3.4 平穩(wěn)性分析

由于所選變量相關(guān)數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)且存在量綱差異，為盡量避免異方差，增強(qiáng)變量間的可比性，對(duì)部分變量取對(duì)數(shù)，面板數(shù)據(jù)非平穩(wěn)會(huì)導(dǎo)致“偽回歸”或計(jì)量結(jié)果的失效，所以在模型運(yùn)行前先行進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3。所有變量的一階差分在五種檢驗(yàn)方法中均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，拒絕存在“單位根”的假設(shè)，因而AGTFP影響因素的變量是一階單整的，數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。進(jìn)一步利用KAO檢驗(yàn)變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4（主要看前3項(xiàng)），p值均小于0.01，在99%置信水平下認(rèn)為被解釋變量和解釋變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的面板協(xié)整關(guān)系。

表3 AGTFP影響因素相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Unit root test results for AGTFP

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Cointegration test results

3.5 模型比較與選擇

根據(jù)拉格朗日乘數(shù)（LM）和穩(wěn)健性LM（Robust LM）檢驗(yàn)和Wald、LR檢驗(yàn)結(jié)果確定所選模型，結(jié)果如表5所示。可以看出，只有SAR模型通過(guò)LM、Robust-LM、Wald、LR的5%顯著性水平檢驗(yàn)，所以選擇SAR模型。

表5 模型比較Tab.5 Comparison of spatial econometric models

再者，對(duì)空間計(jì)量模型SDM、SAR、SEM 根據(jù)LR 檢驗(yàn)有無(wú)固定效應(yīng)，并對(duì)固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)通過(guò)Hausman 檢驗(yàn)判別。表6中Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)卡方值為負(fù)值的情況，不同的學(xué)者對(duì)此所持觀點(diǎn)不同，GREENE 和PEARSON［46］認(rèn) 為 應(yīng) 采取隨機(jī)效應(yīng)模型，連玉君等［47］認(rèn)為應(yīng)采取固定效應(yīng)模型，本文認(rèn)為隨機(jī)效應(yīng)適用條件過(guò)于苛刻，故用SAR 固定效應(yīng)模型。

表6 模型選擇Tab.6 Model selection test

4 實(shí)證分析

表7匯報(bào)了三種不同類(lèi)型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響以及相應(yīng)的空間效應(yīng)結(jié)果。

表7 不同環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響及空間效應(yīng)Tab.7 Effects of different environmental regulations on agricultural green development and their spatial effects

4.1 異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響分析

4.1.1 模型基準(zhǔn)分析 命令控制型環(huán)境規(guī)制（gz1）對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有顯著影響，如表7的M1系數(shù)結(jié)果所示，其中一次項(xiàng)為負(fù)值，二次項(xiàng)為正值，說(shuō)明命令型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響呈U形，表明通過(guò)環(huán)境規(guī)制政策、法規(guī)的約束短期會(huì)提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體經(jīng)營(yíng)成本，從而降低其開(kāi)展綠色生產(chǎn)的積極性，但長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)明顯促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)有明顯上升，這與“波特假說(shuō)”相吻合，充分說(shuō)明一定程度的環(huán)境規(guī)制政策、法規(guī)及完善的法規(guī)體系的構(gòu)建可以很大程度上促進(jìn)綠色創(chuàng)新技術(shù)和綠色生產(chǎn)活動(dòng)的開(kāi)展，并因“創(chuàng)新補(bǔ)償”抵消因環(huán)境約束而帶來(lái)的“遵循成本”負(fù)效應(yīng)。

如表7的M5系數(shù)結(jié)果所示，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制（gz2）的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的影響系數(shù)均為正向，但影響并不顯著，究其原因，到2020年，開(kāi)啟碳交易市場(chǎng)的省市只有北京、天津、上海、廣東、湖北、重慶，且從2013年才陸續(xù)開(kāi)啟，僅占全國(guó)的16.1%，盡管2021年全國(guó)碳交易市場(chǎng)機(jī)制已建立，但中國(guó)的農(nóng)業(yè)碳交易市場(chǎng)化機(jī)制尚處于探索階段，所以市場(chǎng)化的激勵(lì)作用還沒(méi)有發(fā)揮出來(lái)，因此，短期內(nèi)尚沒(méi)有對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到正向促進(jìn)作用，但長(zhǎng)期來(lái)看，市場(chǎng)激勵(lì)型的環(huán)境規(guī)制的作用值得進(jìn)一步研究。特別是碳達(dá)峰和碳中和的目標(biāo)確立后，中國(guó)各行各業(yè)都致力于低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展，對(duì)碳交易市場(chǎng)的完善是重要的推動(dòng)器，因此，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用預(yù)期會(huì)起到越來(lái)越顯著的影響。

如表7的M9系數(shù)結(jié)果所示，公眾自愿型環(huán)境規(guī)制（gz3）對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的一次項(xiàng)系數(shù)為正，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，二次項(xiàng)系數(shù)雖然為正數(shù)，但并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，反映了公眾自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用已經(jīng)起到了正向促進(jìn)作用，這與公眾綠色環(huán)保意識(shí)的提高、自覺(jué)參與環(huán)境監(jiān)督的主動(dòng)性提升有直接關(guān)系。隨著綠色發(fā)展理念的不斷推進(jìn)和形成，公眾自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的正向促進(jìn)作用會(huì)更加突出，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體迫于公眾壓力和潛在利益損失，主動(dòng)開(kāi)展綠色技術(shù)推廣和應(yīng)用，進(jìn)而不斷促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

4.1.2 內(nèi)生性討論 鑒于基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能受內(nèi)生性影響，造成結(jié)果的偏差。理論上，內(nèi)生性可能來(lái)源于測(cè)量誤差、遺漏變量及反向因果關(guān)系。

第一，測(cè)量誤差。環(huán)境規(guī)制變量具有多維性，精準(zhǔn)度量較為困難。雖然農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的環(huán)境規(guī)制尚沒(méi)有明確的標(biāo)準(zhǔn)，但本文對(duì)環(huán)境規(guī)制類(lèi)型進(jìn)行了細(xì)分，并盡可能從不同維度衡量環(huán)境規(guī)制。在測(cè)度農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展時(shí)采用了GML指數(shù)法，并以累積值衡量農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，一定程度上弱化了測(cè)量誤差的影響，而且選取的數(shù)據(jù)均采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局等發(fā)布的權(quán)威數(shù)據(jù)，保證了數(shù)據(jù)質(zhì)量。

第二，遺漏變量。本文在選取解釋變量時(shí)盡可能多樣化且涵蓋多領(lǐng)域，加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)村居民人均收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、受災(zāi)率、城鎮(zhèn)化水平等控制變量，并采用了極大似然法估計(jì)SAR固定效應(yīng)模型的參數(shù)，空間滯后項(xiàng)系數(shù)不僅受雅克比項(xiàng)的約束［43］，而且空間滯后項(xiàng)的加入與空間相關(guān)的遺漏變量具有一定相關(guān)性，還可以解析直接和間接效應(yīng)，可在一定程度上減少遺漏變量偏誤［42］。

第三，關(guān)于命令控制型、市場(chǎng)激勵(lì)型、自愿型環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間存在互為因果關(guān)系可能性的討論?；谑聦?shí)經(jīng)驗(yàn)，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的目標(biāo)很難自發(fā)實(shí)現(xiàn)，需要依賴(lài)環(huán)境規(guī)制手段。從環(huán)境規(guī)制的主體、成本、效率角度，目前命令型環(huán)境規(guī)制的對(duì)象以工業(yè)和交通運(yùn)輸業(yè)為主，針對(duì)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的較少，命令型環(huán)境規(guī)制以政府宏觀調(diào)控和監(jiān)管為主，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展也遠(yuǎn)未達(dá)到影響命令型環(huán)境規(guī)制的程度。市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制則通過(guò)經(jīng)濟(jì)手段對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)進(jìn)行調(diào)節(jié)，從而達(dá)到降低綠色生產(chǎn)成本的目的，但在稅費(fèi)、補(bǔ)貼、排污權(quán)交易機(jī)制的設(shè)計(jì)方法等方面缺乏統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，也缺乏明細(xì)的政策保障，而農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度更難以對(duì)市場(chǎng)激勵(lì)型的規(guī)制手段產(chǎn)生作用。自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響取決于公眾的自我環(huán)保意識(shí)，強(qiáng)制約束力較弱，雖然從檢驗(yàn)結(jié)果看，公眾自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展已經(jīng)起到了一定正向促進(jìn)作用，但是目前的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展程度也遠(yuǎn)達(dá)不到刺激公眾意識(shí)的程度。因此，環(huán)境規(guī)制與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間應(yīng)該不存在互為因果關(guān)系。

4.2 環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的空間效應(yīng)

進(jìn)一步基于SAR 固定效應(yīng)模型分析異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的空間效應(yīng)，并將空間效應(yīng)解析為直接和間接溢出效應(yīng)，結(jié)果見(jiàn)表7。從表7的M2～M4可以看出，命令控制型環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，影響系數(shù)為-0.218；間接效應(yīng)也顯著為負(fù)，影響系數(shù)為-0.113，但其二次項(xiàng)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正值，影響系數(shù)分別為0.179和0.088，這說(shuō)明命令控制型環(huán)境規(guī)制不僅對(duì)本地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響呈U 形關(guān)系，而且對(duì)鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響也呈U 形關(guān)系，命令控制型環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)也呈U形，說(shuō)明命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)以及鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響均符合“波特假說(shuō)”，長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)需要不斷完善相關(guān)的法律法規(guī)及政策體系，才能對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的可持續(xù)性具有積極的推動(dòng)作用。

從表7的M6～M8可以看出，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的一次項(xiàng)及二次項(xiàng)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正值，但并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用相對(duì)有限，再次說(shuō)明我國(guó)環(huán)境規(guī)制的市場(chǎng)機(jī)制尚不完善，特別是農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的碳交易市場(chǎng)等較為匱乏。根據(jù)《中國(guó)碳平衡交易框架研究報(bào)告》，農(nóng)業(yè)碳匯總量占總碳匯量近1/5，且呈持續(xù)上升趨勢(shì)，其中很大一部分都是粗放式排放［48］，碳排放量與碳排放方式之間的藩籬帶來(lái)了巨大的碳資源量，減排具有較大空間，然而中國(guó)農(nóng)業(yè)碳交易市場(chǎng)仍處于探索發(fā)展階段，全球范圍內(nèi)的農(nóng)業(yè)清潔發(fā)展機(jī)制（clean development mechanism，CDM）占總CDM的比例大約在4.5%，中國(guó)參與國(guó)際碳市場(chǎng)的CDM項(xiàng)目數(shù)較高，2019年10月底達(dá)5 074個(gè)［49］，但中國(guó)農(nóng)業(yè)CDM項(xiàng)目數(shù)特別是林業(yè)碳交易項(xiàng)目?jī)H有6個(gè)，因此，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用尚未可見(jiàn)。另一方面，也說(shuō)明中國(guó)的碳交易市場(chǎng)發(fā)展前景較為廣闊，市場(chǎng)潛力較大，伴隨著農(nóng)業(yè)碳交易市場(chǎng)的日漸完善，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制的正向促進(jìn)作用值得期待。

從表7的M10～M12可以看出，公眾自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的直接影響效應(yīng)的一次項(xiàng)系數(shù)為0.177且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，間接效應(yīng)的一次項(xiàng)系數(shù)為0.114，也通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，由此可見(jiàn)，公眾自愿型環(huán)境規(guī)制不僅對(duì)本地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，也對(duì)鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。從系數(shù)大小看，直接效應(yīng)略大于間接效應(yīng)，這一定程度上反映了公眾環(huán)保意識(shí)的提高促進(jìn)了本地區(qū)和鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，但其“溢出及學(xué)習(xí)模仿”等空間溢出機(jī)制的力量仍較為薄弱。究其原因，根據(jù)已有相關(guān)研究［50-51］發(fā)現(xiàn)，公眾對(duì)環(huán)境知識(shí)、環(huán)境污染、環(huán)境影響等綠色認(rèn)知程度越高，其在采納意愿和采納行為上都越能促進(jìn)綠色生產(chǎn)行為的產(chǎn)生。隨著本地區(qū)公眾對(duì)綠色發(fā)展認(rèn)知程度的提高，知識(shí)溢出效應(yīng)伴隨著要素流動(dòng)及知識(shí)擴(kuò)散，會(huì)促進(jìn)鄰近地區(qū)公眾對(duì)綠色發(fā)展認(rèn)知程度的提升，逐漸形成“滾雪球”效應(yīng)，促進(jìn)鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

受災(zāi)率（sz）在三種環(huán)境規(guī)制情景下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響均為負(fù)，且通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，直接效應(yīng)顯著為負(fù)，間接效應(yīng)為負(fù)，但并不顯著，說(shuō)明本地受災(zāi)率提高會(huì)直接降低本地AGTFP增長(zhǎng)水平，但對(duì)鄰近地區(qū)不會(huì)產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)。究其原因，在投入不變的情況下，受災(zāi)率提高會(huì)降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，故損耗農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp）在三種環(huán)境規(guī)制情景下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響均顯著為正，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要推動(dòng)力量，而且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正，只是在不同環(huán)境規(guī)制政策下的影響程度略有差異，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有穩(wěn)定的推動(dòng)作用，是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展需要關(guān)注的重要因素。

農(nóng)村居民生活水平（inc）在三種環(huán)境規(guī)制情景下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響均為正，但都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)村居民生活水平不能顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。隨著農(nóng)村居民生活水平的提高，農(nóng)村居民對(duì)生活質(zhì)量和生產(chǎn)環(huán)境的要求會(huì)越來(lái)越高，資源與環(huán)境保護(hù)意識(shí)也隨之不斷提高，因而有利于提升AGTFP，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展［52］。檢驗(yàn)結(jié)果的不顯著在一定程度上說(shuō)明樣本期間農(nóng)村居民的資源與環(huán)保意識(shí)尚沒(méi)有達(dá)到提高AGTFP增長(zhǎng)水平的程度。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（str）在三種環(huán)境規(guī)制情景下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且顯著為正，對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展均具有顯著正向作用，只是在不同環(huán)境規(guī)制政策中的影響程度略有差異，反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響具有較高的穩(wěn)定性，種植業(yè)所占比例提高，會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平。

城鎮(zhèn)化水平（urb）在三種環(huán)境規(guī)制情景下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響呈現(xiàn)差異性。在命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制下，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響顯著為正向，直接效應(yīng)顯著為負(fù)向，而間接效應(yīng)不顯著。根據(jù)增長(zhǎng)極理論，城鎮(zhèn)會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展起到增長(zhǎng)極的帶動(dòng)作用，但結(jié)果與之相反，可能是因?yàn)橹袊?guó)長(zhǎng)期以來(lái)的“城鄉(xiāng)二元”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，城鎮(zhèn)化規(guī)模擴(kuò)張掣肘了其增長(zhǎng)極的帶動(dòng)作用，比如，2019 年城鎮(zhèn)化率為60.6%，而城鎮(zhèn)就業(yè)率僅為57.98%，與城鎮(zhèn)化率提升相伴隨的是農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力大規(guī)模入城，弱化了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有效生產(chǎn)要素的投入，因而，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間的要素競(jìng)爭(zhēng)加劇，弱化了城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)極帶動(dòng)作用。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，仍然采用SAR固定效應(yīng)模型通過(guò)變換空間權(quán)重矩陣的方法，發(fā)現(xiàn)基于反距離權(quán)重矩陣的三種環(huán)境規(guī)制情景下，不管是環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響系數(shù)，還是三種環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的作用方向沒(méi)有變化，顯著性程度也沒(méi)有變化，只是影響系數(shù)的大小有不同程度的變化。第二，以滯后一期的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展為解釋變量構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型通過(guò)Han-Phlilips 廣義矩估計(jì)（GMM）進(jìn)行檢驗(yàn)［53］，因?yàn)镠an-Phlilips GMM估計(jì)既可以規(guī)避傳統(tǒng)工具變量法和差分GMM可能導(dǎo)致的弱工具變量問(wèn)題，又可以克服系統(tǒng)GMM估計(jì)在時(shí)間跨度較大且自回歸系數(shù)接近1時(shí)導(dǎo)致估計(jì)偏差問(wèn)題，一定程度上可以減少SAR模型中存在的內(nèi)生偏誤［54］。基于估計(jì)結(jié)果，三種不同的環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)略有下降，顯著性水平?jīng)]有明顯變化。因此，實(shí)證結(jié)果可靠(2)因篇幅所限，穩(wěn)健性結(jié)果未列出。。

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論

在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展雙重使命驅(qū)使下，研究不同的環(huán)境規(guī)制政策工具對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制及空間效應(yīng)，對(duì)區(qū)域間農(nóng)業(yè)綠色協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的參考價(jià)值。采用2010—2019年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，經(jīng)模型選擇后使用空間自回歸模型（SAR）進(jìn)行理論和實(shí)證分析，得到如下主要結(jié)論。

首先，中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展處于依賴(lài)于綠色技術(shù)進(jìn)步的“單驅(qū)”狀態(tài)。中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值增長(zhǎng)率低于農(nóng)業(yè)面源污染和碳排放的降低率，再次說(shuō)明中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是建立在環(huán)境損耗的基礎(chǔ)之上。納入資源環(huán)境要素后，技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提拉作用受到資源和環(huán)境的制約。

其次，AGTFP 累積增長(zhǎng)率存在顯著的空間正相關(guān)性。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展并不是空間隨機(jī)分布的，存在“高—高”和“低—低”集聚的正相關(guān)現(xiàn)象，省域間并不具有相互獨(dú)立性。

最后，異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用機(jī)制存在明顯差異。命令控制型環(huán)境規(guī)制工具對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展均具有顯著的U形影響。市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)都不具有顯著的影響。公眾自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展也均產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。

5.2 理論貢獻(xiàn)

本文基于可持續(xù)發(fā)展理論和綠色發(fā)展理論，闡釋了環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制，充實(shí)了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理論；分析了異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的空間效應(yīng)，把環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制拓展到空間維度；構(gòu)建空間計(jì)量模型檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的非線性影響，突破了環(huán)境規(guī)制的線性約束，完善了環(huán)境規(guī)制理論，對(duì)波特假說(shuō)是有益的補(bǔ)充。

5.3 政策建議

首先，大力提高農(nóng)業(yè)綠色科技創(chuàng)新效率。①明確農(nóng)業(yè)綠色科技創(chuàng)新重點(diǎn)。著力在農(nóng)作物抗逆機(jī)理、資源高效利用、生態(tài)修復(fù)、有害生物控制、生物安全和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全等方面獲得突破。在糧食等重要農(nóng)產(chǎn)品供給、質(zhì)量安全、防災(zāi)消災(zāi)、節(jié)本增效及農(nóng)業(yè)資源環(huán)境保護(hù)等方面布局核心技術(shù)攻關(guān)，突破資源約束，持續(xù)提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)能力。②合理布局農(nóng)業(yè)綠色科技力量。對(duì)中央、省級(jí)、地方各級(jí)高校及農(nóng)業(yè)院所分層分類(lèi)布局。中央級(jí)農(nóng)業(yè)高校和科研院所著力提升農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)性研究和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展重大技術(shù)研究水平。省級(jí)農(nóng)業(yè)高校和科研院所應(yīng)緊依具有區(qū)域優(yōu)勢(shì)的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展，重點(diǎn)在區(qū)域性產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展關(guān)鍵技術(shù)上實(shí)現(xiàn)突破。地市級(jí)農(nóng)業(yè)高校和科研院所應(yīng)著力在科技成果的集成創(chuàng)新、示范推廣、技術(shù)傳播等方面重點(diǎn)布局。鼓勵(lì)有條件的省份推動(dòng)農(nóng)業(yè)科技體制改革，推行合作共建、機(jī)構(gòu)整合、人員共享等多種方式創(chuàng)新，構(gòu)建圍繞產(chǎn)業(yè)鏈布局的農(nóng)業(yè)科研體系，鼓勵(lì)涉農(nóng)企業(yè)以自主或產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合方式開(kāi)展農(nóng)業(yè)商業(yè)種、藥、肥、機(jī)、加工等領(lǐng)域的綠色技術(shù)創(chuàng)新。③推動(dòng)各級(jí)各類(lèi)農(nóng)業(yè)綠色科技創(chuàng)新聯(lián)盟構(gòu)建。國(guó)家層面應(yīng)該圍繞農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展重大需求，搭建聯(lián)合攻關(guān)團(tuán)隊(duì)，聚集全國(guó)農(nóng)業(yè)科技優(yōu)勢(shì)力量，構(gòu)建項(xiàng)目驅(qū)動(dòng)、資源共享、機(jī)制創(chuàng)新的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新機(jī)制。地方層面應(yīng)該根據(jù)本地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資源稟賦條件、生態(tài)水平，確立農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)主業(yè)，圍繞主業(yè)鼓勵(lì)聯(lián)合攻關(guān)，搭建地方農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新聯(lián)盟。

其次，建立跨區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色合作機(jī)制。①弱化行政邊界，搭建空間關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)，增設(shè)綠色知識(shí)、綠色技術(shù)溢出通道，優(yōu)化區(qū)域間科研投入、高質(zhì)農(nóng)村人力資本等資源協(xié)調(diào)配置，突出區(qū)域差異的同時(shí)保持資源適度跨區(qū)域流動(dòng)性。②搭建配套的制度保障體系?？鐓^(qū)域有效合作、共享綠色增長(zhǎng)需要協(xié)調(diào)跨區(qū)域的利益機(jī)制，這需要綜合運(yùn)用法律、政策、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)等多種手段打“組合拳”，平衡各區(qū)域多方利益，在制度層面為區(qū)域間農(nóng)業(yè)合作、協(xié)調(diào)、綠色增長(zhǎng)提供有效的保障和約束。③構(gòu)建完善激勵(lì)機(jī)制，搭建互通合作平臺(tái)。具體方式可考慮：設(shè)立農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展基金，助力農(nóng)業(yè)綠色研發(fā)機(jī)構(gòu)；建立健全農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度，激勵(lì)和保護(hù)農(nóng)業(yè)綠色創(chuàng)新成果；鼓勵(lì)對(duì)外技術(shù)往來(lái)，帶動(dòng)本地綠色技術(shù)創(chuàng)新；搭建區(qū)域間合作對(duì)話平臺(tái)，如技術(shù)交流中心等；構(gòu)建多樣化的政產(chǎn)學(xué)研共享平臺(tái)，縮小“農(nóng)業(yè)—科技”間的差距，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)與農(nóng)業(yè)綠色增長(zhǎng)對(duì)接。

最后，多頭并進(jìn)靈活使用環(huán)境規(guī)制政策工具。①完善配套法律體系、標(biāo)準(zhǔn)體系，有效協(xié)同政策的頂層設(shè)計(jì)，規(guī)范命令控制型環(huán)境規(guī)制政策。農(nóng)業(yè)相關(guān)資源環(huán)境法律體系相較工業(yè)更為落后、薄弱。現(xiàn)行的宏觀環(huán)境和微觀環(huán)境管理的法律制度多達(dá)十幾種，但大部分是針對(duì)工業(yè)點(diǎn)源污染設(shè)計(jì)的，農(nóng)業(yè)污染是面源污染，具有來(lái)源綜合、影響廣泛、處理復(fù)雜等特點(diǎn)，因此，現(xiàn)行的宏觀環(huán)境保護(hù)相關(guān)法律可能并不完全適合農(nóng)業(yè)。因此，盡快完善農(nóng)業(yè)環(huán)境保護(hù)相關(guān)法律法規(guī)體系，明確污染標(biāo)準(zhǔn)，科學(xué)運(yùn)用多樣化的政策工具，從源頭上把控污染源，是促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的基礎(chǔ)。②激發(fā)市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制的活力。制訂農(nóng)業(yè)碳排放交易等相關(guān)規(guī)制的明細(xì)辦法，在已啟動(dòng)的全國(guó)碳交易市場(chǎng)基礎(chǔ)上總結(jié)經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，逐步完善農(nóng)業(yè)碳交易市場(chǎng)。③構(gòu)建公眾參與環(huán)境規(guī)制的保障機(jī)制。完善政府信息公開(kāi)制度，構(gòu)建媒體監(jiān)督機(jī)制，搭建公眾參與渠道，擴(kuò)大教育宣傳覆蓋面，提高公眾的綠色環(huán)保意識(shí)，倡導(dǎo)綠色生產(chǎn)生活方式，挖掘公眾自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展促進(jìn)作用的潛力。

5.4 局限與展望

本文從動(dòng)態(tài)角度以GML指數(shù)法衡量農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，一定程度上弱化了測(cè)量誤差的影響，但農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是多維度動(dòng)態(tài)的，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的度量仍需完善。同時(shí)，文中僅選用了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等外部控制變量，未來(lái)進(jìn)一步可以增加約束條件。此外，本文未對(duì)環(huán)境規(guī)制作用的滯后性進(jìn)行分析，后續(xù)可以動(dòng)態(tài)和靜態(tài)結(jié)合，深入研究環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用機(jī)制。