劳动力转移、农业规模化经营与农业生态效率——基于中介效应和门槛效应的实证研究

朱洋洋,孙 超,黄大勇,3

(1.重庆工商大学长江上游经济研究中心,重庆 400067; 2.南京农业大学经济管理学院,江苏 南京 210095; 3.长江师范学院管理学院,重庆 408100)

随着城镇化进程的不断推进，城市“拉力”和农村“推力”的双重作用促使农村富余劳动力大规模转向非农部门，改变了农业生产的要素配置结构，进而对农业生产产生影响；同时，劳动力转移推动土地流转和集中，为农业规模化经营创造了条件。而农业规模化经营所产生的知识技术溢出、要素优化配置和管理水平提升等规模经济效应，有助于农业综合生产能力的提升；但过度的农业规模化经营不仅会超出农户自身的生产经营能力，影响农业综合效益的提升，还会使得农业面源污染和碳排放在一定区域范围内集聚并不断累积，不利于区域农业的绿色高质量发展。要实现农业绿色高质量发展，就要推进农业由增产导向转向提质导向，以实现农业生产要素的合理化、轻量化利用，减少因农业生产方式不合理所造成的农业面源污染和碳排放，从而提高农业生态效率。鉴于此，实证分析劳动力转移和农业规模化经营对农业生态效率的影响，对于提升农业生态效率和推进农业绿色高质量发展具有重要意义。

一、文献综述与问题的提出

生态效率最初由Schaltegger和Sturm于1990年提出，是指生产过程中所带来的价值增加与所产生的环境影响的比值[1]。由于农业生产经营活动也会产生一系列生态环境问题，因此生态效率的研究逐渐拓展到农业生产领域。农业生态效率是指在农业生产过程中，以最小的资源消耗和环境代价来换取更多的农产品。而随着我国农村劳动力不断向城镇转移，农业生产的要素配置结构发生变化，农业规模化经营随之受到影响，最终作用于农业生态效率。国内外学界关于农业生态效率的研究成果日益丰富，本研究主要从以下3个方面进行文献归纳和评述。

1.农业生态效率相关研究。Solow最早在1957年将技术进步界定为除劳动、资本等可计量投入要素外的不可计量要素对国民经济增长的贡献，即全要素生产率[2]。学界早期对全要素生产率的测量主要采用索罗余值法、超越对数法、随机前沿法和数据包络分析法等方法，未充分考虑到生产过程中产生的环境污染和碳排放等负外部性，导致测度结果不准确。而绿色全要素生产率(即生态效率)的评价除了基于实际的投入和产出之外，还将生产过程中所造成的污染和碳排放纳入评价指标体系，使得测量的生态效率值能更真实地反映生产主体的绿色发展水平。学界对污染和碳排放的处理主要有两种方式。部分学者将污染和碳排放作为未支付的投入与其他投入和产出一起纳入评价指标体系来测量生态效率。如Mohtadi将环境污染纳入效用函数和生产函数来探讨最优政策设计下的长期经济增长，分析指出最优税收与其他数量控制方案相结合能带来更高的社会福利[3]。部分学者则将污染和碳排放作为非期望产出与其他投入和产出一起纳入评价指标体系来测量生态效率。如Chung等通过引入方向距离函数研究合意产出和非合意产出对生产率的影响，分析指出这种测度生产率的方法更能反映真实的效率水平[4]。具体到农业生产领域，多数学者采用第二种方式，即将非合意产出作为非期望产出纳入生态效率的评价指标体系中。如陈燕翎等研究农产品贸易对农业经济高质量发展的影响，分析指出农产品进出口有助于东西部地区农业绿色全要素生产率的提升[5]；马国群等研究环境规制对我国农业绿色全要素生产率的影响，分析指出环境规制对农业绿色全要素生产率的影响具有显著的双门槛效应[6]。同时，学界对投入指标、期望产出指标、非期望产出指标的选取涉及农业生产过程中的要素投入、产出、环境污染和碳排放。如郭海红等通过构建投入、期望产出、非期望产出指标体系对中国农业绿色全要素生产率进行测度，研究中国农业绿色全要素生产率的时空分异及收敛性，分析指出区域农业绿色全要素生产率呈现出非均衡的发展态势[7]。

2.劳动力转移与农业生态效率的关系。学界既有研究较少探讨劳动力转移对农业生态效率的影响，多聚焦于农业生产效益、效率或生态环境，普遍认同劳动力转移会改变农业生产的要素配置结构，而要素配置结构的调整会通过影响生产主体的技术选择、规模调整和机械应用等作用于农业生产，但学界对这一影响效应的方向存在较大争议。部分学者认为劳动力转移有助于农业生产。如李士梅等研究中国农村劳动力转移对农业全要素生产率的影响，分析指出大量农村剩余劳动力进入城市降低了城市的用工成本，推动了城市工业经济的发展，使得城镇可以在基础设施建设、技术进步和医疗教育等方面反哺农业，推动农业全要素生产率提升[8]。部分学者则认为劳动力转移不利于农业生产。如李江等研究农村劳动人口转移对农业生产效率和经营效率的影响，分析指出转移的劳动力多为高素质青壮年劳动力，从事农业生产的剩余劳动力多为老人和妇女，这不利于先进农业知识和技术的推广和应用，从而抑制了农业生产效率和经营效率的提升[9]。此外，部分学者探讨劳动力转移对农业生态环境和农业生态效率的影响。如张舰等研究农村劳动力转移对化肥使用量的影响，分析指出在当前农业科技水平发展有限的前提下，为降低劳动力缺失对农业生产的负面影响，多数农户可能会增加化肥、农药等化学类农资的投入，虽然短期内会带来产量的增加和效率的提升，但也会产生农业面源污染和碳排放，进而对农业生态环境产生负面影响[10]；侯孟阳等研究农村劳动力转移、化肥施用强度与农业生态效率之间的交互关系，分析指出农村劳动力转移推动家庭农场、合作社、农业龙头企业和专业大户等新型农业经营主体的产生，不仅有助于农业机械和先进技术设备的应用，还会对高污染化学试剂形成替代，进而降低农业面源污染和碳排放[11]。可见，劳动力转移对农业生产的影响是多种正负效应叠加的结果，最终会影响农业生态效率。

3.劳动力转移、农业规模化经营与农业生态效率的关系。学界关于劳动力转移与农业规模化经营的研究多停留在理论层面。如范德成等研究农村劳动力转移视角下农业规模化经营对城镇化的作用，分析指出农业规模化经营是走以绿色化、机械化、集约化和规模化为特征的现代农业道路的前提条件，而有效推进农村富余劳动力有序转移是实现农业规模化经营的关键[12]；李克乐等研究劳动力转移和土地流转的溢出效应对农户种植结构的影响，分析指出劳动力转移促进农村土地的流转和集中，虽然为农业规模化经营提供了土地要素，但也使得农业种植结构趋向非粮化[13]；彭林园研究农村劳动力转移与土地流转制度的协同机制，分析指出通过构建科学合理的协同机制可以推动农村富余劳动力的有效转移和农村土地的顺利流转，为农村土地的规模化、集约化经营提供可以连片的土地资源[14]。此外，部分学者探讨农业规模化经营对农业生产的影响。如Ren等研究农场规模对农业可持续发展的影响，分析指出农业规模化经营能够提高农业机械的作业效率，对化肥等化学农资以及劳动力形成替代，进而推动农业绿色发展[15]；马贤磊等研究耕地流转与农业规模化经营对农业生态环境的影响，分析指出耕地流转使得分散的土地向新型农业经营主体流转，而这些新型农业经营主体经验丰富、环保意识强、机械装备先进，有助于推动农业高质量发展[16]。可见，劳动力转移会推动农业规模化经营，而农业规模化经营程度的提高有助于农业绿色高质量发展。鉴于此，本研究提出假设H1：劳动力转移通过农业规模化经营对农业生态效率产生影响。

学界关于农业规模化经营对农业生产的作用持有不同观点。部分学者认为农业规模化经营必须适度，并非越大越好，否则会带来农业生产效率的损失。如马永喜等研究农业规模化经营对农业环境效率的影响，分析指出土地耕种面积与农业环境效率之间呈倒U型特征[17]；宋震宇等研究规模经营和分工深化对农业生产率的影响，分析指出规模经营与农业生产率之间呈倒U型特征，分工深化能显著促进农业生产率的提升[18]。部分学者则认为，从长期来看农业规模化经营有助于农业生产。如张冲等研究农业规模化经营对粮食生产的影响，分析指出土地耕种面积与粮食单产之间存在显著的U型关系[19]；莫亚琳等实证研究农地流转对农业全要素生产率的影响，分析指出由农地流转所带来的农业耕种面积的提高对农业全要素生产率、技术效率和技术进步效率均具有正向影响[20]；李文华等研究农地规模经营对农业绿色发展的影响，分析指出农地规模经营对我国农业生态效率的影响存在区域异质性，其中对东部地区具有促进作用，对中部地区具有抑制作用，对全国和西部地区则影响不显著[21]。鉴于此，本研究提出假设H2：农业规模化经营与农业生态效率之间存在非线性关系，即农业规模化经营对农业生态效率的影响存在门槛效应。

综上所述，学界对劳动力转移、农业规模化经营、农业生态效率以及三者之间的关系展开了诸多研究，取得了较为丰富的研究成果。但既有研究多聚焦于劳动力转移对农业生态效率或农业规模化经营的影响，以及农业规模化经营对农业生态效率的影响，较少将三者统一起来进行实证分析；且既有研究多聚焦于全国或省域层面，较少基于特定区域展开实证研究。而长江经济带9省2市作为我国重要的农业生产区和重大国家战略发展区域，该区域不断贯彻落实“生态优先、绿色发展”的理念，基于省际面板数据探讨长江经济带劳动力转移、农业规模化经营与农业生态效率三者之间的关系具有一定的区域代表性。鉴于此，本研究基于2001—2020年长江经济带9省2市的面板数据，通过DEA-EBM模型测算农业生态效率，采用固定效应模型和中介效应模型分别实证检验劳动力转移对农业生态效率的影响，以及农业规模化经营在劳动力转移对农业生态效率影响中的中介效应，并进一步采用门槛模型实证分析农业规模化经营对农业生态效率的非线性影响，以期为长江经济带农业绿色高质量发展提供参考。

二、模型构建、变量选取与数据来源

(一)模型构建

1.DEA-EBM模型。由于传统DEA模型假设条件过于严格，使得其测度结果无法真实地反映经济运行效率，故本研究采用Tone等提出的DEA-EBM模型[22]，对长江经济带农业生态效率进行估计。DEA-EBM模型的线性规划形式如下：

(1)

(2)

2.中介效应模型。本研究选取农业规模化经营作为中介变量，通过构建中介效应模型来进一步分析劳动力转移对农业生态效率的影响。模型具体如下：

(3)

(4)

(5)

其中,Git表示第i个地区第t年的农业生态效率;Lit表示第i个地区第t年的劳动力转移;Sit表示第i个地区第t年的农业规模化经营;Vxit、Vyit、Vzit分别表示第i个地区第t年的第x、y、z个控制变量;α0、α1、α2表示常数项系数;βx、βy、βz表示控制变量的回归系数;ε1it、ε2it、ε3it表示随机干扰项;i表示控制变量的个数;c表示劳动力转移对农业生态效率影响的总效应;c′表示劳动力转移对农业生态效率影响的直接效应;a表示劳动力转移对农业规模化经营的影响效应;b表示农业规模化经营对农业生态效率的影响效应。

(二)变量选取

本研究结合研究目的将变量分为被解释变量、核心解释变量、中介变量、门槛变量和控制变量。各变量的赋值和描述性统计详见表1。

1.被解释变量。被解释变量为农业生态效率。农业生态效率的测度需要构建投入和产出指标体系。本研究参考王宝义等的做法[23]，选择农业生产过程中所需要的要素投入(劳动力投入、土地投入、化肥投入、农药投入、农膜投入、农业机械投入和农业灌溉投入)，期望产出(地区农业总产值)，以及非期望产出(农业面源污染和碳排放)来构建长江经济带农业生态效率的评价指标体系。由于本研究选取狭义的农业(即种植业)为研究对象，而现有统计数据尚未公布种植业的劳动力投入、土地投入、化肥投入、农药投入、农膜投入、农业机械投入和农业灌溉投入，故本研究参考郭海红等的做法[24]，选取种植业总产值与农林牧渔业总产值的比值作为折算系数对种植业的投入指标进行折算。农业生态效率的均值为1.069，标准差为0.092，表明长江经济带各省(市)的农业生态效率差异较小。

表1 各变量的赋值和描述性统计

2.核心解释变量。核心解释变量为劳动力转移。既有研究主要采用农村人口向城镇的净流入量或第二、第三产业从业人员数在总人口中的占比等指标来表征劳动力转移，这些指标大多基于截面数据，难以对农村劳动力转移进行精确测度。鉴于此，本研究参考刘晓光等的做法[25]，用乡村从业人员数减去农林牧渔业从业人员数来测算农村劳动力转移规模，并将这一测算结果乘以种植业总产值与农林牧渔业总产值的比值来测算种植业劳动力转移量。同时，为了保证衡量劳动力转移的变量与农业生态效率在数值上尽量处于同一量级，本研究选取种植业劳动力转移率(即种植业劳动力转移量与乡村从业人员数的比值)来表征劳动力转移。劳动力转移的均值为19.207%，最大值为44.781%，最小值为1.103%，表明长江经济带各省(市)的农村劳动力转移存在较大差异。

3.中介变量和门槛变量。中介变量和门槛变量为农业规模化经营。农业规模化经营是指农户通过扩大农业经营规模来提高农业生产效率的过程。本研究基于前文理论分析认为劳动力转移推动了土地流转，使得土地的规模化经营成为可能，而土地规模化经营所产生的经济效应有助于农业生态效率的提升。鉴于此，本研究参考周娟的做法[26]，选取土地流转率(即耕地流转面积与承包经营耕地面积的比值)来表征农业规模化经营。同时，考虑到农业规模化经营必须适度，过大或过小的经营规模所带来的规模不经济均会抑制农业生态效率的提升，本研究进一步以农业规模化经营作为门槛变量，检验农业规模化经营与农业生态效率之间是否存在非线性关系。农业规模化经营的均值为25.059%，最大值为86.614%，最小值为2.025%，表明长江经济带各省(市)的农业规模化经营程度不高，且农业规模化经营差异较大。

4.控制变量。控制变量包括产业结构、财政支农水平、农业受灾率、劳动力质量和农业机械化程度。其中，产业结构的均值为89.216%，最大值为98.026%，最小值为75.824%，表明长江经济带各省(市)第二、第三产业的发展水平相对较高；财政支农水平的均值为342.265亿元，最大值为1 310.890亿元，最小值为9亿元，表明长江经济带各省(市)的财政支农水平存在较大差异；农业受灾率的均值为19.125%，最大值为64.315%，最小值为1.242%，表明长江经济带各省(市)的农业受灾率存在较大差异；劳动力质量的均值为8.375年，表明长江经济带各省(市)农村居民的受教育程度整体不高，以初中为主；农业机械化程度的均值为4.691 kw·hm-2，标准差为2.284，表明长江经济带各省(市)的农业机械化程度的离散程度较高。

(三)数据来源

本研究选取重大国家战略发展区域——长江经济带作为研究区域，样本涉及上海、江苏、浙江、安徽、江西、湖南、湖北、重庆、四川、贵州和云南等9省2市，研究期为2001—2020年。所涉及变量的数据来源于2002—2021年的《中国农村经营管理统计年报》《中国劳动统计年鉴》《中国农村统计年鉴》，以及长江经济带各省(市)的统计年鉴与EPS数据库和中经网统计数据库，部分年份和地区的缺失数据采用插值法补齐。

三、实证分析

(一)劳动力转移对农业生态效率的直接影响效应

本研究在进行回归分析之前，对相关变量进行方差膨胀因子检验，检验结果显示：各变量的VIF值均远小于10，且平均VIF值为4.94，表明相关变量之间未存在严重的多重共线性，可进行回归分析。本研究进一步采用固定效应模型、随机效应模型和混合效应模型对劳动力转移对农业生态效率的影响进行回归分析，具体回归分析结果详见表2。

表2 劳动力转移对农业生态效率影响的回归分析结果

由表2可知，在固定效应模型和混合效应模型的选取上，基于F检验可知，F检验值为306.290 0，且在1%的水平上通过显著性检验，因此拒绝“不存在个体固定效应”的原假设；在随机效应模型和混合效应模型的选取上，基于BP检验可知，BP检验值为155.180 0，且在1%的水平上通过显著性检验，因此拒绝“不存在个体随机效应”的原假设；在固定效应模型和随机效应模型的选取上，基于Hausman检验可知，Hausman检验值为41.370 0，且在0.1%的水平上通过显著性检验，因此拒绝“存在随机效应”的原假设。综合上述检验结果，本研究选择固定效应模型进行实证分析。在固定效应模型中，劳动力转移在5%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.030 5，表明劳动力转移对农业生态效率具有促进作用，即种植业劳动力每转移1%，农业生态效率就会提高0.030 5。这主要是缘于城镇化进程的不断推进推动了土地流转，有助于农业规模化经营，而农业规模化经营在实现规模经济效应的同时提高了各种投入要素的利用率，进而减少了农业面源污染和碳排放，有助于农业生态效率的提升；且城镇化进程的不断推进使得农业劳动力成本不断提高，推动农村富余劳动力不断向城镇转移从事非农工作，使农村转移劳动力可以获取更多的非农收入，有效提高其家庭收入，促使其有更多的资金可以采用绿色农业生产方式，进而提高了农业生态效率。

从各控制变量的回归分析结果来看，产业结构在1%的水平上通过显著性检验，回归系数为-2.625 0，表明产业结构对农业生态效率具有抑制作用。这主要是缘于第二、第三产业增加值不断上升意味着城镇化进程的不断推进，使得大量农村优质耕地被占用，而当前长江经济带高标准农田建设相对滞后，为了保持粮食产量的稳定就需要增加单位面积农资的投入，农资的粗放投入不仅会影响耕地质量，还会带来环境污染，进而不利于长江经济带农业生态效率的提升。财政支农水平在1%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.000 1，表明财政支农水平对农业生态效率具有促进作用。这主要是缘于农业是基础性产业且处于相对弱势的地位，政府的财政支持有助于调动生产主体的积极性，刺激各类资本和技术投向农业，以及推动绿色节能技术的形成与应用，以此有效缓解农业生产比较收益相对较低的困境，进而有助于推进长江经济带农业生态效率的提升。农业受灾率在5%的水平上通过显著性检验，回归系数为-0.320 5，表明农业受灾率对农业生态效率具有抑制作用。这主要是缘于农业生产依赖于适宜的自然环境和气候条件，农业受灾率的上升会提高农业生产风险的概率，导致农业生产产量降低，而农户为了防止生产产量下降，可能会加大对化肥、农药的投入，使得农业面源污染和碳排放增加，不利于长江经济带农业生态效率的提升。劳动力质量在5%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.240 7，表明劳动力质量对农业生态效率具有促进作用。这主要是缘于受教育年限一定程度上可以反映农村人力资本水平，高素质的农民更易于接受和采用现代农业生产技术，以推进精准施肥、精准喷药、精准播种和精准收割等的落实，实现资源要素的充分利用，进而有助于长江经济带农业生态效率的提升。农业机械化程度在1%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.376 5，表明农业机械化程度对农业生态效率具有促进作用。这主要是缘于农业机械作为现代农业科技的重要组成部分，其在农业各个生产环节的应用有助于缩短农时、减少化学农资过量使用、提高良种率和实现秸秆循环利用等，推进劳动生产效率提高，进而有助于长江经济带农业生态效率的提升。

为了验证回归分析结果的稳健性，本研究进一步采用最小二乘虚拟变量模型对固定效应模型的回归分析结果进行稳健性检验。由表2的第5列可知，采用最小二乘虚拟变量模型进行回归分析与采用固定效应模型进行回归分析相比，各变量的回归系数基本一致，表明采用固定效应模型进行回归分析的结果是稳健的。同时，为了避免因遗漏变量和双向因果所带来的内生性问题可能导致估计结果有偏，本研究进一步构建动态面板模型来解决内生性问题。本研究先对扰动项的差分进行自相关检验，结果显示：AR(1)的P值为0.001，AR(2)的P值为0.125，表明扰动项的差分存在一阶自相关，不存在二阶自相关。可见，动态面板模型的设定是有效的。本研究进一步对工具变量进行过度识别检验，结果显示：Sargan检验和Hansen检验的P值分别为0.523和0.412，表明Sargan检验和Hansen检验均接受了工具变量有效的原假设。且由动态面板模型估计结果可知，劳动力转移在5%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.008 5，与固定效应模型回归系数的方向一致，表明基准回归模型的内生性问题并不明显，对最终结论的影响在可控范围之内。

(二)劳动力转移对农业生态效率的间接影响效应

本研究基于前文的理论分析进一步检验农业规模化经营在劳动力转移对农业生态效率影响中发挥的中介作用，具体回归分析结果详见表3。具体检验步骤如下：(1)以农业生态效率作为被解释变量，劳动力转移作为核心解释变量，保持原有控制变量不变进行回归分析。结果显示：劳动力转移在5%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.030 5，表明劳动力转移对农业生态效率具有促进作用，该实证结果与前文劳动力转移对农业生态效率的直接影响分析结果一致。(2)以农业规模化经营作为被解释变量，劳动力转移作为核心解释变量，保持原有控制变量不变进行回归分析。结果显示：劳动力转移在0.1%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.205 4，表明劳动力转移对农业规模化经营具有促进作用。(3)以农业生态效率作为被解释变量，将劳动力转移率、农业规模化经营和原有控制变量纳入模型进行回归分析。结果显示：农业规模化经营在5%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.047 0；劳动力转移在1%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.029 5。这表明存在相对中介效应和相对直接效应。结合上述分析可知，劳动力转移每提高1%，可通过提高农业规模化经营20.54个百分点，使得农业生态效率提高0.047 0。这表明劳动力转移对长江经济带农业生态效率的影响可通过农业规模化经营这个中介变量来实现，验证了假设H1。

表3 中介效应的回归分析结果

(三)农业规模化经营对农业生态效率影响的门槛效应

本研究基于前文的中介效应分析，进一步实证分析农业规模化经营与农业生态效率之间是否存在非线性关系，即当农业规模化经营处于不同阶段时，其对农业生态效率的影响是否存在差异。本研究参考Hansen的做法[27]，以农业规模化经营作为核心解释变量和门槛变量，构建面板门槛模型。模型具体如下：

Git=α0+α1SitA(Sit≤β1)+α2SitA(β1

(6)

其中,Git表示第i个地区第t年的农业生态效率。Sit表示门槛变量，即第i个地区第t年的农业规模化经营。Vit表示控制变量。α表示在农业规模化经营的门槛值区间内，农业规模化经营对农业生态效率的影响系数。若α中至少有一个值显著且不同的值存在差异，即表明农业规模化经营可以作为门槛变量。β表示农业规模化经营的具体门槛值。A(·)表示指示函数。若满足条件，则A=1；反之，则A=0。μ表示控制变量的回归系数。εit表示随机干扰项。 本研究以农业生态效率作为被解释变量，以农业规模化经营作为核心解释变量和门槛变量，进行门槛效应检验。由表4可知，农业规模化经营在5%的显著性水平上通过单门槛检验，而双门槛检验和三门槛检验的统计结果均未通过显著性检验，表明农业规模化经营对农业生态效率的影响存在单门槛效应，验证了假设H2。

表4 门槛效应检验结果

本研究进一步研究农业规模化经营对农业生态效率的门槛效应。由表5可知，当农业规模化经营小于等于39.735 9%时，农业规模化经营在1%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.052 1，表明农业规模化经营每提高1%，农业生态效率会提高0.052 1；当农业规模化经营大于39.735 9%时，农业规模化经营在1%的水平上通过显著性检验，回归系数为0.025 6，表明农业规模化经营每提高1%，农业生态效率会提高0.025 6。可见，农业规模化经营对农业生态效率的影响具有单门槛效应，且影响效应均为正向，即研究期内，农业规模化经营能有效地促进长江经济带农业生态效率提升，但跨越门槛值之后的促进作用要低于跨越门槛值之前的促进作用。这表明农业规模化经营并非越大越好，当农业规模化经营处于门槛值之前时，农业生产规模的扩大会使得劳动、土地、资本等生产要素的配置更为合理，且农业规模化经营所带来的知识技术的外溢，以及农业机械和科技的规模化应用等会带动成本的节约和产量的提升，进而有助于长江经济带农业生态效率的提升；当农业规模化经营达到一定程度以后，农业生产过程中所需要的要素投入会相应地增加，会导致农业生产过程中所产生的农业面源污染和碳排放相应地增加，并在一定区域内集聚和累积，导致农业规模化经营对环境所产生的负外部性逐渐增强，从而削弱农业规模化经营对长江经济带农业生态效率的促进作用。

表5 门槛回归分析结果

四、结论与对策

(一)结论

基于2001—2020年长江经济带9省2市的面板数据，通过DEA-EBM模型测算农业生态效率，采用固定效应模型和中介效应模型分别实证检验劳动力转移对农业生态效率的影响，以及农业规模化经营在劳动力转移对农业生态效率影响中的中介效应，并进一步采用门槛模型实证分析农业规模化经营对农业生态效率的非线性影响，得出以下结论：(1)劳动力转移对农业生态效率具有显著的正向影响；(2)控制变量对农业生态效率的影响存在差异，其中财政支农水平、劳动力质量和农业机械化程度对农业生态效率均具有显著的正向影响，产业结构和农业受灾率对农业生态效率则具有显著的负向影响；(3)农业规模化经营在劳动力转移对农业生态效率的影响中发挥中介作用；(4)农业规模化经营对农业生态效率的影响存在单门槛正向促进效应，门槛值为39.735 9%，这一促进效应在跨越门槛值之后有所削弱。

(二)对策

农业生态效率受劳动力转移和农业规模化经营等影响，应进一步推进农业技术研发和创新、建立健全土地流转制度、推进农业适度规模经营等，以促进农业生态效率提升，从而推动农业绿色高质量发展。

1.推进农业技术研发和创新。劳动节约型、绿色环保型农业技术的研发和应用以及作物良种的培育和应用，能有效解决劳动力转移所带来的农业生产过程中劳动力要素短缺的问题，有助于农业生态效率的提升。具体来说：地方政府应提高种植业耕种收各个环节的农业机械覆盖率，除了依托区域地势条件推进农机产品的研发和应用外，还应对现有农机产品进行智能化改造，以提高农业机械在各个地区、各个生产环节的覆盖率；应推广先进的农业生产技术，以滴灌、喷灌、降解农膜等集约型生产方式逐渐替代以往依靠化肥、农药、农膜等高污染化学品的粗放型生产方式，并给先进技术的研发主体和购买主体以资金支持，降低研发成本和购买成本，从而提高农民采用先进农业生产技术的积极性；应加大对高产低病害率种子的研发和培育力度，构建良种研发的资源共享和利益协调机制，以充分调动企业、大学、科研院所等研发主体的积极性，从而推动优质种质资源的快速推广和应用。

2.建立健全土地流转制度。健全的土地流转制度有助于协调承包户和经营户之间的土地收益分配，推动土地顺利流转，以实现农业规模化经营，进而推动农业生态效率提升。具体而言：地方政府应提高农民的土地流转意识和认知水平，在尊重农民意愿和土地流转规律的基础上，加大对土地流转相关政策和法律法规的宣传，提高农民对土地流转的认知，帮助农民更好地维护自身在土地流转过程中的利益；应完善土地流转的管理机制，基于各地土地流转市场的实际情况建立专门的土地流转管理机构，为农民提供土地流转的相关咨询服务，以及制定监管措施有效规范土地流转市场秩序和土地流转程序等；应建立健全土地流转信息平台，充分利用互联网平台和数字信息技术等进一步建立健全土地流转信息平台，通过该平台对土地类别、所属区域、面积、承包期限、用途等土地信息进行分类梳理，更好地满足农户土地流转的信息需求，从而推动土地流转快速高效进行。

3.推进农业适度规模经营。农业适度规模化经营所带来的规模经济效应能有效提升农业生态效率，但规模过大则会削弱这种规模经济效应，农户在生产经营过程中应基于自身情况推进农业适度规模经营。具体而言：地方政府应因人因地分类施策，发展多元化的适度规模经营模式，引导农户基于自身的劳动、资本、土地等要素资源禀赋，选择适合自身的适度规模经营模式，避免过度规模经营带来经济效益和生态效益的损失；应提高农地的宜机化程度，加大对丘陵和山区的宜机化改造，将分散的小田块与邻近的大田块整合，理顺灌溉沟渠和农田的布局以适应农业机械化作业，推进农业的适度规模经营；应加快高标准农田建设，将田块长度、土地平整度，以及生产便道和机耕道的建设等，纳入高标准农田建设的重点实施内容和验收事项中，为更广范围的农业规模化经营创造条件；应积极培育家庭农场、农业企业和专业合作社等新型农业经营主体，推动传统单个分散的小农生产向以规模化、集约化、专业化为主要特征的现代农业生产发展，以提高农业规模化经营水平。