“两型社会”试验区的设立促进了农业绿色发展吗？——基于PSM-DID模型的实证

李谷成，李欠男

（1.华中农业大学经济管理学院，湖北 武汉 430070；2.湖北文理学院经济管理学院，湖北 襄阳 441053）

一、引言与文献综述

新世纪以来，中国农业取得了巨大成就，但与此同时，也面临着资源过度消耗、生态环境日益恶化、面源污染日趋严重等一系列问题。如何加快农业绿色发展，促进农业发展与资源节约、环境友好和谐共进，一直是学术界与政策界共同关注的热点话题。党的十九大报告明确指出，坚持绿色发展理念，必须树立和践行“绿水青山就是金山银山”的理念，坚持节约资源和保护环境的基本国策。2021年中央一号文件明确提出要加快推进农业绿色发展转型。从政策层面来看，政府一直在为此进行不懈的努力，坚持走可持续发展道路。环境是一种典型的公共物品，农业污染具有外部不经济性，要实现农业增长与资源环境的协调发展，政府部门必须实施积极的环境政策［1］。

2005 年，党的十六届五中全会首次提出要加快建设资源节约型、环境友好型社会（简称“两型社会”）。2007 年12 月14 日，我国正式批准武汉城市圈和长株潭城市群为“两型社会”建设综合配套改革试验区①为便于叙述，全文统称为“两型社会”试验区。其中，武汉城市圈以武汉为中心，加上周边的黄石、鄂州、黄冈、孝感、咸宁、仙桃、潜江、天门8个市；长株潭城市群包括长沙、株洲和湘潭3个市。，并赋予先行先试的政策创新特权。农业作为国民经济的基础性和战略性产业，是建设“两型社会”不可或缺的基础环节［2］，我国也长期致力于建设“两型”农业生产体系［3］或“两型农业”②2008年，党的十七届三中全会明确提出要建设“两型农业”。。那么，“两型社会”试验区对建设“两型农业”的政策试验效果究竟如何？其设立能否促进当地农业绿色发展呢？如果试验区政策对农业绿色发展存在显著的促进作用，那么其作用机制又是什么呢？这些问题的回答对进一步深入探究“两山”理论、推广“两型社会”试验区的建设经验以及实现农业绿色发展具有重要的理论和现实意义。

现有关于“两型社会”试验区的研究，主要集中在界定“两型社会”概念的基础上构建一套综合评价指标体系，以考察区域“两型社会”的建设水平、发展阶段及其实施绩效等，具体包括主成分分析、层次分析、公因子分析等方法的应用［4-5］。很显然，具体评价指标及其构建方法、权重的选取存在较强的主观色彩［6］，也无法准确识别出试验区政策与经济发展绩效③经济发展绩效包括经济发展过程中，适当的经济增长速度、资源节约程度、环境友好程度等多个方面。之间的因果关系［7］。关于“两型农业”的研究，刘站平等［8］从理论上阐释“两型农业”对建设“两型社会”的重要性。还有学者构建“两型农业”的综合评价指标体系，并开展相关实证［9-10］。与“两型农业”综合评价指标体系相比，绿色全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）将TFP 与环境污染纳入到一个统一框架，同时考察资源节约、环境友好与经济增长的关系［11］。近年来随着“因果推断革命”的兴起，有学者开始将“两型社会”试验区视作一次“准自然实验”评估其经济效应［7，12］，但多聚焦于对宏观经济的影响。

上述文献为本文研究奠定了良好基础，但仍存在以下不足：首先，在研究方法上，已有研究侧重于构建综合评价指标体系对“两型农业”进行评价，但由于不同的指标体系基于不同的量纲，且依赖于设计者的主观偏好，导致其评价可能会存在偏误，也无法识别出“两型”试验区政策与农业绿色发展之间的因果关系。其次，在研究内容上，已有研究主要侧重于“两型”试验区对宏观经济的影响，尚未发现有学者专门评估该政策对农业绿色发展的影响。最后，在数据尺度上，已有研究主要采用省域或地级市层面数据开展实证分析，而忽视分析单元内部的差异，可能会损失部分有价值的信息。基于此，本文以“两型社会”试验区政策作为一次“准自然实验”，采用绿色全要素生产率指标度量农业绿色发展程度，应用倾向得分匹配-双重差分方法（PSM-DID）评估“两型社会”试验区政策对农业绿色发展的影响，为生态文明建设提供理论依据和决策参考。

二、理论分析

“两型社会”试验区被赋予先行先试的政策创新特权，率先开展“两型社会”建设探索。“两型社会”试验区的设立通过试验改革，为经济转型发展探索出可推行的制度性经验与发展模式。“两型社会”试验区在推进农业绿色发展过程中，从基础设施建设、农业结构调整、财政和金融等方面探索出一系列促进农业绿色发展的政策措施，这些措施可能会对农业绿色全要素生产率增长产生重要影响。

基础设施建设方面，基础设施是农业增长的先行资本。基础设施的完善可以加强地区之间的联系，降低农业生产流通成本，实现生产要素的优化配置，从而促进农业绿色全要素生产率的提升。《武汉城市圈资源节约型和环境友好型社会建设综合配套改革试验总体方案》《长株潭城市群资源节约型和环境友好型社会建设综合配套改革试验区》均明确指出：要重点完善农村水、电、路以及信息等基础设施建设，推进基础设施一体化、通信网络现代化。农业结构调整方面，农业结构调整可以反映农业内部种植结构是否向比较优势方向发展，是农业绿色全要素生产率增长的重要源泉［11］。“两型农业”以提高资源转化利用效率和减少废弃物排放为重点，推动地区产业结构转型升级，从而提高绿色技术进步并促进农业绿色全要素生产率的提升。各地区立足自身农业资源和农业发展基础，优化农业生产布局，如武汉市重点发展快生蔬菜产业带，孝昌县、安陆市和应城市等县市积极发展优质稻米产业带等。

财政和金融发展方面，财政和金融发展为农业绿色发展提供资金支持，引导农业增长方式向绿色增长转变，从而促进农业绿色全要素生产率的提升［13］。农业生产过程中的水利设施、绿色农业技术研发应用以及推广等需要大规模的资金，财政和金融资金可以加快农业生产者完成资本积累，进而获取现代农业技术，推动农业技术进步从而促进农业绿色全要素生产率的提升。《武汉城市圈“两型农业”建设实施方案（2008 年）》指出要建立“两型农业”发展的财政专项资金，建立农业生态补偿机制和耕地保护利用补偿机制；创新农业金融机构服务方式，加大“两型农业”企业和建设项目的贷款扶持力度。人力资本方面，人力资本是推动农业绿色全要素生产率增长的关键因素之一［14］。人力资本在科技进步中发挥关键性作用，人力资本的提升有利于提高农业技术的使用效率，从而提升农业绿色全要素生产率。武汉城市圈通过办好武汉市农业学校、城市圈各市农业学校，积极培养现代新型农民和农业科技推广人才。工业化发展方面，工业化能够为农业生产提供必要的生产资料和现代的科学技术，节约农业生产成本，提高农业生产效率，从而带动农业绿色全要素生产率增长［15］。

三、模型构建、数据来源与变量选取

（一）模型构建

1.农业绿色TFP 核算 农业绿色TFP 核算主要可以分为参数法和非参数法，具体方法包括随机前沿分析法（SFA）和数据包络分析法（DEA）等。其中，DEA 法在处理多投入、多产出方面具有独特的优势，且无需设定具体的函数形式。目前，已有研究大多采用径向或非径向距离函数对绿色TFP 进行核算，但径向距离函数假设要素投入和产出同比例增加或者减少，而非径向距离函数会忽略效率前沿投影值的原始比例信息，两者均会产生测度偏误。

本文采用Tone等［16］提出的混合距离函数模型，结合Oh［17］构造的全局生产可能性集合，即基于混合距离函数的全局（Global）Malmquist-Luenberger指数（EBM-GML）来测算农业绿色TFP，这可以同时考虑径向和非径向问题，有效避免生产率测度的偏误。具体以湖北和湖南150个县域为决策单元，采用混合距离函数的全局参比构造最佳生产前沿面，然后构建农业绿色全要素生产率（GTFP）指数。

式（1）中，xt、yt、bt分别表示t时期要素投入、期望产出和非期望产出（如面源污染），gt表示t时期的技术水平。可以分解为绿色技术进步（Green Technological Changes，）与绿色技术效率变化（Green Efficiency Changes）两个构成成分。、与大于（小于）1分别表示从t到（t+1）时期绿色TFP增长（下降）、绿色技术进步（退步）和绿色技术效率改善（恶化）。

2.PSM-DID 方法“两型社会”试验区的设立可以视作一次“准自然实验”，但“两型社会”试验区的设立并非随机的，如果简单使用双重差分方法（DID）则会造成估计偏误，因此本文采用由Heckman等［18］提出的倾向得分匹配-双重差分方法（PSM-DID）进行估计。该方法不仅能有效降低选择性偏误带来的估计偏差，还可以控制不可观测因素不随时间变化的组间差异［7］。首先采用核匹配的倾向得分匹配法为实验组匹配相近的控制组，然后对匹配后的样本进行DID 检验。基于面板DID 方法的基准回归模型具体设定如下：

式（2）中，Yit为衡量县域农业绿色发展水平的被解释变量；i和t分别表示第i年和第t期；D用于区分实验组和控制组；T用于区分政策前后，交互项（D×T）的系数估计值∂1为双重差分估计量；Xit为影响农业绿色TFP 增长的各控制变量；μi表示不随时间变化的县域固定效应；γt表示时间固定效应；εit为随机扰动项。

为分析“两型社会”试验区对农业绿色TFP增长的动态效应，对式（2）进行变形，模型如下：

式（3）中，交互项（D×Tk）表示县域i实施“两型社会”试验区的虚拟变量，在第k年时，（D×Tk）的值为1，其他年份的值为0。以2008年为“两型社会”试验区实施的第一年，以此类推。βk度量的是县域i在第k年“两型”试验区设立对农业绿色TFP增长的动态效应。

为进一步检验“两型社会”试验区影响农业绿色TFP的作用机制，进一步构建如下模型：

式（4）将式（2）中各控制变量分别作为因变量，并分别加入相应控制变量Cit进行PSM-DID估计。

（二）数据来源

基于数据的可得性，本文采用2002—2017 年湖北省和湖南省150 个县域的面板数据。其中，剔除农业生产投入指标及控制变量缺失较多的县域。农林牧渔总产值、农业总产值、农作物播种面积、农林牧渔从业人员、机械总动力、化肥施用折纯量、有效灌溉面积和农村用电量等数据来源于《湖北农村统计年鉴》（2003—2018 年）与《湖南统计年鉴》（2003—2018 年）；本地电话用户数、地方财政支出和第二产业增加值等数据来源于《中国县域统计年鉴》（2003—2018 年）。个别缺失值或异常值采用均值法进行补充。

（三）变量选取

1.被解释变量Yit为被解释变量，本文以农业绿色TFP 衡量县域农业绿色发展水平。具体测算过程中，以狭义农业为研究对象，投入变量包括农作物播种面积、农业从业人员、机械总动力、化肥施用折纯量和有效灌溉面积，产出变量包括期望产出和非期望产出。期望产出为2002年不变价农业（狭义）总产值。非期望产出采用第一次全国污染源普查（农业）系列手册及赖斯芸等［19］、陈敏鹏等［20］的“单元调查评估法”，确定农业非点源产污单元清单。农业源污染主要包括化肥和农业固体废弃物所产生的总化学需氧量（COD）、总氮（TN）和总磷（TP）排放量。另外，限于县域数据中农药和农膜数据缺失，未对农药和农膜污染排放量进行核算。将核算的农业绿色TFP 指数由上一年为1 的环比指数转换为2002 年为1的累积增长指数进行回归估计。

2.核心解释变量 本文以交互项（D×T）为核心解释变量。其中，D为地区虚拟变量，对应实验组的县域，D=1；对应控制组的县域，D=0；实验组和控制组的县域名称如表1所示；T为时间虚拟变量，“两型社会”试验区成立于2007 年12 月14 日，以2008 年作为政策时间节点，即2008 年以前的年份，T=0；2008年以后的年份，T=1。交互项（D×T）的系数估计值∂1为双重差分估计量，表示“两型社会”试验区政策对农业绿色TFP的净影响。

表1 实验组和控制组的县域名称

3.控制变量 借鉴已有研究及县域数据的可得性，控制变量主要包括：①基础设施，以农电基础设施和通讯基础设施表示。借鉴李谷成等［21］的研究，采用各县域农村用电量表示农电基础设施。借鉴吴玉鸣［22］的研究，采用各县域本地电话用户数表示通讯基础设施。②农业结构调整，采用各县域粮食作物播种面积与农作物播种面积的比值表示。③金融发展水平，借鉴李卫兵等［7］的研究，采用年末金融机构贷款余额与地区生产总值的比值表示。④财政支出水平，采用地方财政支出与地区生产总值的比值表示。⑤人力资本，鉴于县域农村劳动力受教育年限数据难以获取，因而借鉴吴玉鸣［22］的研究，采用普通小学在校生数与普通中学在校生数表示。⑥工业化发展水平，以第二产业增加值与地区生产总值的比值表示。具体各变量说明与描述性统计如表2所示。

表2 变量说明与描述性统计

四、结果与分析

（一）倾向得分匹配

本文采用核匹配进行匹配，具体思路是根据可观测的匹配变量，运用Logit 模型估计各地区的倾向得分值，即各地区进入“两型社会”试验区的条件概率，然后对实施“两型社会”试验区的地区进行匹配。为了验证匹配结果的可靠性，表3 给出了倾向得分匹配的平衡性检验结果。由表3 可知，所有匹配变量的标准偏差绝对值均小于10%，这说明匹配后实验组与控制组各方面的特征较为相似。匹配后匹配变量的t值均不显著，这说明匹配后实验组与控制组之间并不存在显著的差异，从而验证匹配后数据的平衡性。

（二）PSM-DID分析结果

首先，估计“两型社会”试验区对农业绿色TFP 增长的影响，结果如表4 所示。模型（3）和模型（4）分别是未加入和加入控制变量的PSM-DID估计结果。可以看出，无论是否加入控制变量，交互项（D×T）的系数均显著为正。加入控制变量后，交互项（D×T）的系数为0.059 0，且通过5%水平的显著性检验，这说明“两型社会”试验区对农业绿色TFP 增长具有显著的促进作用。此外，模型（1）和模型（2）提供了DID 的估计结果。其中，交互项（D×T）的系数显著为正，但大于PSM-DID 的估计结果。这表明DID估计未能考虑试点地区的选择性偏误问题，在一定程度上高估“两型社会”试验区对农业绿色TFP 增长的影响。

表4 “两型社会”试验区设立对农业绿色TFP增长的回归估计

具体而言，绿色TFP 增长可以进一步分解为绿色技术进步和绿色技术效率两个构成成分。为厘清“两型社会”试验区政策对绿色TFP 增长的具体作用路径，进一步分析“两型社会”试验区对绿色TFP 构成成分的影响，结果如表5 所示。模型（7）和模型（8）分别为“两型社会”试验区对绿色技术进步和技术效率变化的PSM-DID 估计结果。结果表明，“两型社会”试验区政策对绿色技术进步的影响显著为正；对技术效率变化的影响虽然为正，但不显著。模型（5）和模型（6）分别为该政策对绿色技术进步和技术效率变化的DID 估计结果，结果与PSM-DID 基本一致。由此可见，“两型社会”试验区政策农业绿色TFP的作用主要依赖于技术进步路径，技术效率改善路径不显著。

表5 “两型社会”试验区设立对农业绿色TFP增长构成成分的估计结果

（三）动态效应估计结果

本文发现“两型社会”试验区政策对农业绿色TFP 增长存在显著的促进作用，但这仅仅捕捉到“两型社会”试验区设立之后（2008—2017 年）相较于设立之前（2002—2007 年）对农业绿色TFP 增长的影响，并不能充分说明“两型社会”试验区对农业绿色TFP 增长存在持续的促进作用。因此，进一步利用式（3）评估“两型社会”试验区对农业绿色TFP增长的动态效应，结果如表6所示。无论是否加入控制变量，“两型社会”试验区设立第一年的回归系数虽然为正但并不显著，从第二年开始政策效应才显现出来。这说明“两型社会”试验区政策存在滞后效应，但这种政策效应一旦发挥出来，就可以源源不断地持续下去。其中可能的原因是“两型社会”试验区设立初期，农业生产者未能及时根据政策调整自己的生产行为，但随着试验区的不断推进及相关政策措施的完善，农业绿色发展逐渐取得成效，绿色TFP 显著提升。

表6 “两型社会”试验区设立对农业绿色TFP增长的动态效应估计结果 n=2 172

（四）稳健性检验

1.更换匹配方法 本文主要采用核匹配方法为实验组匹配相似的控制组。为检验实证结果的稳健性，采用一对一近邻匹配和半径匹配作为稳健性检验，结果如表7所示。模型（11）和模型（12）分别是采用一对一近邻匹配和半径匹配的回归结果，结果发现，无论采用何种匹配方式，交互项（D×T）的系数均为正，且都通过5%水平的显著性检验，从而证实基准回归的稳健性。

表7 稳健性检验的估计结果

2.单差法估计 采用传统的单差法估计“两型社会”试验区对农业绿色TFP 增长的影响，结果如模型（13）和模型（14）所示。结果发现，无论是否加入控制变量，单差法系数值要远远高于PSM-DID 估计的系数值。这说明传统的单差法虽然能够说明部分问题，但其高估了“两型社会”试验区对农业绿色TFP的作用，PSM-DID估计更加可信。

（五）进一步机制检验

本文进一步检验“两型社会”试验区对农业绿色TFP 增长的作用机制，基准回归模型及其结果如式（4）和表8 所示。根据已有文献和数据的可得性，引入基础设施、金融发展水平等变量来度量这种作用路径。“两型社会”试验区对通讯基础设施具有显著的正影响，在试验区的推进过程中，通讯基础设施使得地区之间的联系和要素流动更加便捷，促进资源优化配置及要素配置效率的提高。试验区对金融发展水平的提高存在显著正影响，这表明试验区政策促进金融发展水平不断提高，可以为农业技术推广、病虫害防治等提供必要的金融资金支持。“两型社会”试验区政策对农业结构调整系数的影响显著为负，这表明其他非粮作物的种植比例得到提高，粮食作物种植比例在试验区政策的实施过程中有所下降，农业结构在这一过程有所调整。“两型社会”试验区政策未能显著提高人力资本投资的积极性以及财政资金的支持作用，其对农电基础设施和工业化发展的作用尚未体现出来。总之，“两型社会”试验区政策主要通过改善通讯基础设施和提高金融发展水平来促进绿色TFP增长。

表8 “两型社会”试验区政策影响农业绿色TFP增长的作用机制检验

五、主要结论与政策建议

基于2002—2017 年湖北和湖南的县域面板数据，采用PSM-DID 方法评估“两型社会”试验区政策对农业绿色TFP 增长的影响，并进一步分析其动态效应和作用机制。研究结果发现：第一，“两型社会”试验区政策对农业绿色TFP 增长具有显著的促进作用，能有效促进农业绿色发展，并主要通过前沿技术进步路径来发挥作用。第二，试验区政策对绿色TFP 增长的作用存在滞后效应，该政策效果从试验区设立后的第二年开始显现，但能够长期持续下去。第三，试验区政策可以通过改善通讯基础设施和提高金融发展水平促进农业绿色TFP增长。

基于上述结论，提出如下政策建议：一是要在继续促进农业前沿技术进步的基础上，重点消除技术效率提升的各种障碍，提升绿色技术效率水平。“两型社会”试验区政策应着重推进农业技术推广服务体系建设，加快绿色技术的推广应用，充分发挥农户参与绿色技术推广的主体性作用等。二是要注意激发多种机制对绿色TFP的促进作用，建设“两型农业”。利用“两型社会”试验区政策优势吸引优秀人才投入到“两型农业”建设中，加大对农民的绿色技术培训力度，培养一批有知识、懂技术的实用型农业人才。在试验区进一步深化财税体制改革，加大对“两型农业”的财政和金融支持力度，包括“两型农业”技术推广、项目试点示范和基础设施建设等。利用好试验区可以率先进行政策试点的先行优势，进一步完善工业“反哺”农业、城市带动农村的长效机制，促进城乡融合发展，充分发挥工业化对农业发展的“反哺”作用。