中國“兩型農業”發展評價及其影響因素分析

潘 丹 應瑞瑤

(1.江西財經大學鄱陽湖生態經濟研究院，江西 南昌330013;2.南京農業大學經濟管理學院，江蘇 南京210095)

經過30余年的經濟改革和經濟轉型，中國的農業經濟保持了持續的高速增長，取得了巨大成就，但是資源與環境問題日漸突出，資源消耗和環境污染排放已逼近承載極限。亞洲開發銀行估計:中國農業資源環境破壞所造成的直接經濟損失占全國GDP的0.5% －1%，同時由于過量施肥和施用農藥，中國每年約有包括農產品在內的74億美元出口商品因綠色壁壘而受阻［1］?？梢姡诒３洲r業經濟增長的同時，節約資源、保護環境，實現農業經濟“又好又快”發展，已成為中國所面臨的最重要挑戰。為此，2008年中共十七屆三中全會明確提出:到2020年，我國農村要基本形成“資源節約型、環境友好型”的“兩型農業”生產體系，形成一種可持續的農業經濟發展模式。那么，“兩型農業”的基本內涵和定量評價標準究竟是什么?近些年來中國整體的“兩型農業”發展程度是提高了還是降低了?中國各地區“兩型農業”發展程度有著怎樣的分布特征?決定不同地區“兩型農業”發展程度的因素有哪些?對以上問題的研究，不僅能讓我們觀察和把握到中國“兩型農業”發展的現實狀態，還能夠為制定合理的公共政策促進中國“兩型農業”發展提供實證依據。

目前已經有部分學者開始探討中國的“兩型農業”發展問題，然而我們發現現有研究大多為思辨性成果，并沒有形成一個系統的分析框架，主要存在兩個方面的局限性:其一，現有文獻對“兩型農業”發展程度的測度大多采用指標體系評價法，在指標選取和權重設置上具有很大的隨意性和主觀性，從而無法客觀準確地評價中國“兩型農業”發展程度［2］;其二，現有文獻對“兩型農業”發展對策多為定性探討結果，缺乏翔實的定量實證分析，從而無法對中國“兩型農業”發展路徑提供切實可行的政策建議。

基于上述的研究不足，本文擬開展如下幾項工作:首先，借鑒 Chung et al.提出的方向性距離函數方法［3］，在無需設定權重的基礎上，采用Malmquist-Luenberger生產率指數定量測度中國1999－2009年30個省份的“兩型農業”發展程度;其次，在考慮農業發展空間依賴性的基礎上，采用空間計量模型分析農村經濟發展水平、農業結構調整、農村制度等因素對“兩型農業”發展的影響機制、方式和可能結果，以便選擇合適的公共政策促進中國“兩型農業”的發展。

1 “兩型農業”測算方法、數據與基本結果

1.1 “兩型農業”測算方法:Malmquist-Luenberger生產率指數

農業全要素生產率是測量農業經濟增長績效的重要指標。傳統的農業全要素生產率評估主要考核資本、勞動和土地等生產要素與農業經濟發展的關系。然而，與傳統農業發展模式不同，“兩型農業”發展模式要求地方政府在發展農業時以減少農業資源消耗、保護農村生態環境為核心，最大限度地節約農業投入生產要素和減少農業生產對環境的外部負效應，實現資源節約、環境友好型的農業可持續發展。因此，傳統的農業全要素生產率評價方式無法反映出中國“兩型農業”發展狀況。

借鑒龐瑞芝等的思路，本文將在傳統農業全要素生產率評價框架基礎上，引入與農業可持續發展息息相關的資源消耗、環境污染要素［4］，采用Chung et al.提出的方向性距離函數方法對中國1999－2009年30個省份的“兩型農業”發展狀況進行定量測度。

假設各省份農業部門使用N種投入X=(x1，…，xN)∈RN+，生產 M 種“期望”產出 Y=(y1，…，yM)∈RM+和I種“非期望”產出 U=(u1，…，uI)∈RI+，則在每一個時期t=1，…，T，第 k=1，…，K 個省份的投入產出向量為(xt，k'，yt，k'，ut，k')①這里的非期望產出是指我們不需要的產出，如環境污染等，有些文獻也將其稱為非合意產出、壞產出。。據此，“兩型農業”下的方向性距離函數可以定義為:

式中g=(gy，－gu)為產出擴張的方向向量，反映了人們對“期望”產出和“非期望”產出的不同偏好;β衡量的就是“期望”產出y增加和“非期望”產出u縮減的最大可能數量，可通過線性規劃方法求解得到。

圖1 “兩型農業”模型下的生產可能性邊界Fig.1 Production-possibility frontier under“two-type agriculture”

如圖1所示，方向性距離函數通過設定期望產出增加、非期望產出減少的方向，將生產率分析與環境污染、資源消耗納入一個統一的框架中，測度了在給定方向向量g、投入x和生產可能性集合P(x)的結構下，期望產出擴大和非期望產出縮減的可能性大小，其既考慮了資源投入約束，又考慮了環境污染影響，是測算經濟增長與資源環境協調發展的有效工具。

依據(1)式獲得方向性距離函數值，借鑒Chung et al.提出的Malmquist-Luenberger生產率指數，就可以測算“兩型農業”發展程度，如下式所示:

式中，ML指數即為“兩型農業”發展程度，其值大于(小于)1分別表示“兩型農業”發展程度增長(下降)。

1.2 測算數據指標

本文采用1999－2009年中國大陸30個省份(西藏數據不全，不在分析范圍之內)的面板數據②起始年份為1999年的主要原因是:1999年才開始有分省農村水資源使用量的統計。。由于“兩型農業”的核心指向是資源節約、環境保護的農業經濟增長模式，因此本文在選擇投入產出變量時充分考慮了這些因素，選取的指標主要包括:資源消耗指標:①土地投入，以農作物總播種面積和水產養殖面積之和計算;②化肥投入，指本年內實際用于農業生產的化肥數量(折純量)，包括氮肥、磷肥、鉀肥和復合肥;③勞動投入，以鄉村年底農林牧漁從業人員數計算;④役畜投入，以農村居民家庭平均每百戶年底擁有役畜頭數計算;⑤機械投入，以農業機械總動力計算;⑥水資源投入，以農業用水總量表示;農業產出變量為各地區1999年不變價農林牧漁業總產值。

農業環境污染變量是作者參照梁流濤等采用清單分析方法計算得到［5］，具體計算公式為:E= ∑iEUiρi(1 － ηi)Ci，其中E為農業面源污染排放量，主要包括化學需氧量(COD)、總氮(TN)和總磷(TP)三類;EUi為單元i指標統計數;ρi、ηi和Ci分別為單元i污染物的產污強度系數、利用效率系數和污染物排放系數。進一步，根據GB3838－2002中的Ⅲ類水質標準(S)計算農業面源污染等標排放量EI=E/S，其中COD、TN、TP污染物排放評價標準分別為 20mg/L、1mg/L 和0.2mg/L。

1.3 “兩型農業”測算結果分析

使用 Malmquist-Luenberger生產率指數法，測算了1999－2009年中國30個省份的“兩型農業”發展程度，測算結果表明:1999－2009年間中國“兩型農業”發展程度獲得了一定程度的提高，由1999年的1.006增加到2009年的1.056，然而各省份之間的“兩型農業”發展程度存在很大差異(見表1)。1999－2009年間，中國“兩型農業”發展程度排名前五位的省份依次為北京(1.156 7)、上海(1.117 4)、海南(1.068 5)、浙江(1.051 7)以及江蘇(1.051 6)，后 五 位 依 次 為 陜 西 (1.007 5)、內 蒙 古(1.005 7)、新疆(0.998 4)、青海(0.989 7)以及貴州(0.978 6)。可見，“兩型農業”發展狀況較好的地區大多位于東部地區，中西部地區“兩型農業”發展狀況相對落后①東部地區包括河北、北京、天津、廣東、江蘇、遼寧、山東、上海、浙江、福建、海南8省3市;中部地區包括安徽、河南、黑龍江、吉林、湖北、湖南、江西、內蒙古以及山西9省;西部地區包括廣西、貴州、云南、四川、重慶、寧夏、青海、甘肅、陜西以及新疆9省1市。。這說明，目前中國東部地區在農業發展過程中更加注重資源的節約和環境的保護，農業經濟發展方式較為持續，而中西部地區農業經濟發展方式較為粗放，應注重農業經濟效益和資源環境效益的協調發展。

表1 1999－2009年中國各地區“兩型農業”發展程度均值Tab.1 “Two-type agriculture”development of 30 provinces in China during 1999－2009

2 “兩型農業”空間相關性的檢驗

每個地區并不是獨立存在的個體，與其他地區會存在經濟以及社會上的往來。改革開放以來，隨著中國農業市場體系的日趨完善和區域開放程度的不斷擴大，空間溢出效應在農業經濟發展中不能忽略，因為例如地區間貿易、勞動力流動、技術和知識擴散都會使農業發展存在空間上的依賴性。因此，本文在以往研究的基礎上，試圖采用空間計量經濟模型，在充分考慮地區農業發展空間效應的基礎上，對中國“兩型農業”發展程度的影響因素進行分析。分析的基本思路為:首先采用Moran指數法檢驗中國各地區“兩型農業”發展程度是否存在空間自相關性;如果存在空間自相關性，則建立空間計量模型進行“兩型農業”發展程度影響因素的空間估計。

2.1 全局空間自相關檢驗結果

空間相關性常用的檢驗方法是Moran’s I指數，其具體又可以分為全局空間相關性指標(Global Moran’s I)和局部空間相關性指標(Local Moran’s I)兩種。全局空間自相關可以從整體上測度中國“兩型農業”發展程度的總體關聯與差異程度，其測度模型為［6］:

式中，Yi、Yj表示i省份和j省份的“兩型農業”值為各省份“兩型農業”的平均值，n為地區數量，Wij為空間權重矩陣，可以采用相鄰性指標或距離指標來表示，本文采用相鄰性空間權重矩陣，即如果省份i和省份j相鄰，則Wij為1，否則為 0。Moran’s I指數的取值范圍為［－1，1］，大于0表示空間正相關，小于0表明空間負相關，等于0表示空間不相關。用Z統計量可以檢驗全局Moran’s I指數的顯著性。

根據公式(3)利用GeoDa軟件計算了1999－2009年各地區“兩型農業”發展情況的全局空間自相關系數及其顯著性，結果如表2所示，可以發現，“兩型農業”發展程度的Moran’s I指數均為正值，且除個別年份外(2002年)都通過了5%的顯著性檢驗，這表明中國各地區“兩型農業”發展程度呈現出顯著的空間正相關關系，即“兩型農業”水平較高的地區其周邊省份“兩型農業”水平也高，反之亦然。

2.2 局部空間自相關檢驗結果

全局Moran’s I指數能夠表明中國地區“兩型農業”發展程度總體上具有空間集聚特征，但不能反映各地區的空間集聚情況，還需要進行局部空間相關性分析。局部空間相關性通常使用Moran散點圖和局部Moran’s I統計量(例如LISA)來表示。Moran散點圖以每個地區觀察值的離差為橫坐標，以其空間滯后值為縱坐標，將整個空間劃分為四個象限，定性地區分出每個地區與其周邊地區經濟間的相互關系。其中第I象限(HH)、第III象限(LL)代表正的空間相關性，表明相近觀察值的空間聚集;第II象限(LH)、第IV象限(HL)代表負的空間相關性，表明不同觀測值的空間集聚。局部Moran’s I統計量除了具有Moran散點圖的功能之外，還可以定量地獲知區域關聯的具體程度和顯著性，其計算公式為:

表2 “兩型農業”發展程度的全局Moran’s I指數及其顯著性Tab.2 Global Moran’s I and its significance of“two-type agriculture”development

局部Moran’s I指數為正表明該空間單元與鄰近單元的觀測值相似，為負則說明該空間單元與鄰近單元的觀測值不相似。

Moran散點圖結果表明，“兩型農業”發展程度在中國的省份分布中存在著兩個正向的空間集聚類型:一個是高－高集聚(HH)地區，即本身的“兩型農業”發展程度較高，相鄰省份的“兩型農業”發展程度也較高的地區，主要分布在中國東部地區，如江蘇、上海、北京、浙江、福建等省份。這些地區經濟發展水平較高，農業制度創新和農業技術推廣活動較為活躍，農民文化素質較高，從而導致區域之間的合作交流較為順暢，農業技術知識的擴散和溢出也更為容易，形成一個較為明顯的高“兩型農業”發展程度空間集聚區域;另一類是低－低集聚(LL)地區，即本身的“兩型農業”發展程度較低，相鄰省份的“兩型農業”發展程度也較低的地區，這一類型的省份數量較多，主要分布在中國西部地區，如青海、新疆、甘肅、寧夏、貴州、云南等省份，這表明中國西部地區呈現出低“兩型農業”發展程度的趨同性，在農業發展過程中伴隨著嚴重的生態環境破壞和大量的資源消耗代價，是全國“兩型農業”發展的“低洼中心”。

圖2 中國主要年份各省“兩型農業”發展程度的LISA集聚圖Fig.2 LISA cluster of“two-type-agriculture”development in China

為進一步挖掘中國“兩型農業”發展變化與分布特征，本文將Moran散點圖與LISA顯著性水平相結合，借助ArcGIS軟件繪制出中國“兩型農業”發展程度的LISA集聚圖(圖2)。圖形顯示:1999年，中國有8個地區表現出顯著的LISA集聚，其中遼寧、上海和江蘇三個地區表現為高－高聚集類型，安徽和河北表現為低－高聚集類型，青海和新疆表現為低－低聚集類型，四川則呈現出高－低聚集。2002年，LISA顯著的地區有11個，分別為:高－高聚集類型的江蘇、上海、福建和廣東;低－高聚集類型的安徽、江西和河北;低－低聚集類型的青海、新疆、甘肅和寧夏。2006年，江蘇、上海、山東以及浙江表現為高－高聚集類型，安徽表現為低－高聚集類型，青海、新疆、甘肅和寧夏為低－低聚集類型。2009年，LISA顯著地區有11個，分別為:高－高聚集類型的遼寧、上海、江蘇、浙江和福建;低－高聚集類型的安徽;低－低聚集類型的青海、新疆以及高－低聚集類型的四川?？梢钥闯觯袊皟尚娃r業”發展程度的空間集聚基本呈現出東部地區高－高聚集、西部地區低－低聚集以及中部地區低－高聚集或高－低聚集的現象。

3 “兩型農業”發展影響因素的空間面板計量模型分析

3.1 空間面板計量模型基本設置

本文采用空間面板計量模型對中國“兩型農業”發展程度的影響因素進行分析，該模型改變了傳統計量經濟學數據無關聯和勻質性的假定，將空間結構權重納入分析模型中，刻畫出空間地理因素對“兩型農業”發展程度的影響。根據空間效應體現方法的不同，空間面板模型可分為空間面板自回歸模型(SAR panel)和空間面板誤差模型(SEM panel)兩種［7］。

空間面板自回歸模型通過自回歸項來探討空間“溢出效應”。如果各地區的“兩型農業”發展程度不僅受本地區各種因素的影響，而且還可能受鄰近地區“兩型農業”發展程度的影響，則這種效應可以很好地納入該模型?？臻g面板自回歸模型可以表述為:

式中Yit是地區i在時期t的“兩型農業”發展程度;Xit為n·k的外生解釋變量矩陣;W是n·n階的空間權重矩陣;WYit是因變量的空間自回歸項;μit是隨機誤差項向量;ρ是空間自回歸系數，度量了鄰近區域“兩型農業”發展程度的空間外部溢出效應，若ρ顯著，則表明地區間“兩型農業”發展存在空間依賴。

空間面板誤差模型通過擾動誤差項來體現空間依賴作用，其度量了鄰近地區“兩型農業”發展的誤差沖擊對本地區“兩型農業”發展的影響程度。具體模型為:

式中λ是回歸殘差的空間自回歸系數，度量樣本觀察值的誤差項對區域“兩型農業”發展空間誤差溢出效應。

3.2 變量選擇

對于影響地區“兩型農業”發展程度的因素，本文主要選取:①農村居民收入水平(Income)。用不變價格的農村居民人均純收入對數表示。人均純收入對數的平方也包含在回歸方程中，以考察“兩型農業”發展程度與人均收入之間是否呈現出“U型”關系;②農業產業結構調整。張紅宇的研究指出，農業產業結構可分為農業(含農、林、牧、副、漁)結構(Agristr)和種植業結構(Planstr)兩個層面［8］。因此，本文分別用畜禽水產養殖業產值占農業總產值比重(農業結構調整)、糧食播種面積與經濟作物播種面積比例(種植業結構調整)來表示農業產業結構調整;③農業支持政策。主要包括財政支農政策(Finanp)和農業價格政策(Pricep)。本文用各地政府財政支農支出占該地區財政總支出的比重來衡量財政支農政策，用農產品價格指數與農業生產資料價格指數之比來衡量農業價格政策;④城鄉收入差距(Inequal)。用城鎮人均可支配收入與農村人均純收入之比來度量該變量;⑤工業發展程度(Industry)。用工業總產值占地區生產總值的比重來衡量;⑥對外開放水平(Open)。用各地區進出口總額與各地區生產總值的比值來表示;⑦農村人力資本(Hcapital)。參照李谷成的研究［9］，根據公式將農民平均受教育年限轉化為農村人力資本量;⑧政府資源環境管制政策(Regulate)。用各地區污染治理項目本年完成投資額與當年該地區生產總值的比值來量化該變量。

表3 “兩型農業”發展程度影響因素空間面板計量回歸結果Tab.3 Estimate results of spatial panel model

3.3 實證分析結果

在進行空間面板實證分析之前需要進行Hausman檢驗，Matlab檢驗結果表明:在5%的顯著水平上，“兩型農業”發展程度影響因素的空間面板自回歸模型和空間面板誤差模型均支持固定效應模型。另外，對于空間面板自回歸模型還是空間面板誤差模型的選擇，按照Anselin等的判別準則，根據兩個拉格朗日乘子及其穩健形式檢驗結果，本文選擇空間面板自回歸模型進行分析。表3給出了鄰接權重矩陣下中國1999－2009年地區“兩型農業”發展程度影響因素的估計結果。

從調整后的R2統計量來看，模型I－IV均具有較好的擬合度，空間計量模型能夠較為準確地體現中國“兩型農業”發展程度的影響因素。從模型中解釋變量系數的估計結果來看，四種模型中，模型II，即空間固定效應模型中各解釋變量系數基本都通過了顯著性檢驗，明顯優于模型I、III、IV，同時模型 II的AIC和SC值也明顯低于模型 I、III、IV，這說明模型 II總體上優于模型 I、III、IV。因此，本文后續的研究結果解釋主要基于模型II進行討論。研究的主要結論有:

(1)地理因素對中國“兩型農業”發展程度具有顯著的正向影響。表征地理因素的空間相關系數ρ對“兩型農業”發展程度的影響系數為0.019 1并通過了5%的顯著性概率檢驗。這充分說明鄰近地區間的“兩型農業”發展程度存在著空間依賴性，一個地區的“兩型農業”發展程度不僅受到自身的農業產業結構、經濟發展水平、政府政策等因素的影響，在一定程度上還依賴于與之具有相似空間特征的鄰近地區的“兩型農業”發展程度，地區間“兩型農業”發展程度存在著相互間的正向影響。近年來，隨著中國農業市場體系的日趨完善和區域開放程度的擴大，農業生產要素的空間流動性越來越大，農業生產單元之間的聯系越來越緊密，產生相鄰地區“兩型農業”發展程度相互依賴的現象。

(2)農村居民人均收入水平與“兩型農業”發展程度存在著“U型”的二次關系。經濟理論和實踐經驗表明:農業生產方式的選擇、農業先進技術的推廣與應用、農業生產技術效率的改進以及農業資源利用方式均與農村居民收入水平密切相關。當居民收入水平較低時，在經濟利益的驅使下，人們會更加追求產出與收入的增長而忽視對資源環境的保護，對農業中自然資源(如土地資源、水資源等)消耗和生產投入要素(農藥、化肥等)的需求將會增加，從而導致資源的不合理利用和農業環境的破壞，“兩型農業”發展程度較低;當居民收入水平提高時，消費結構變動和公眾觀念的改變將會促使社會采取可持續的方式利用與分配自然資源，農業增長更加依賴于先進的技術和現代化的管理，在農業產出增加的同時，對資源和環境的破壞反而會降低，“兩型農業”發展程度逐步提高［10］。回歸結果顯示:當農村居民人均收入高于18 724元之后，中國“兩型農業”發展程度可能出現上升趨勢。然而，雖然估計結果支持農村居民收入水平與“兩型農業”發展程度之間存在“U型”關系，但就中國農村居民人均收入實際分布情況來看(2011年中國農村居民人均收入為6 977元)，中國仍然處于“U型”曲線的左半段，“兩型農業”發展程度仍有可能隨著農村居民收入水平的提高而進一步降低。

(3)農業結構中養殖業比重上升、政府實施財政支農政策和農產品價格政策、城鄉收入差距的擴大以及工業化程度的加速會降低“兩型農業”發展程度。2010年第一次中國污染普查公報顯示，畜禽養殖業已經成為農業面源污染的主要來源，農業結構中畜禽水產養殖業比重的上升將加重農業發展的資源環境代價。加強對畜禽養殖污染的處理力度，降低畜禽養殖業的環境污染將是中國“兩型農業”發展中所必須面對的挑戰;農村財政支農政策和農產品價格政策通過政府的直接或間接補貼，在促進農業發展的同時也會扭曲產品和要素的市場價格，從而對農民的生產行為(如自然資源利用方式、農業生產結構選擇、農業化學要素投入結構與數量等)產生影響，導致自然資源的不合理使用和環境破壞［5］;在非農就業機會缺乏的情況下，城鄉收入差距的擴大將會迫使農民通過密集使用各種化學要素(如農藥、化肥等)來提高單位面積農業產量以獲得更高的農業收入，這勢必會加劇對資源和環境的破壞。因此，有效緩解和抑制城鄉收入差距的擴大，不僅有利于社會的安定和團結，對實現農業經濟和資源環境的協調發展也具有重要意義;快速的工業化發展要求農業部門不斷地擴大產出來滿足工業生產和人們生活的需要，在自然資源的約束下，農業部門只有通過增加化學要素的施用量來達到擴大產出的目的，這無疑會加大對環境的破壞。另外，工業化的發展也促使農村勞動力的轉移與農民非農化，大量的青壯年勞動力紛紛離鄉進城務工，導致農村從事農業生產的多為婦女和老人，受教育、健康等人力資本的束縛，這部分人群往往傾向于多使用化肥農藥等化學要素來提高農業產出。因此，政府在推動工業化發展的同時，有必要通過加大農業技術推廣力度、加強農民培訓等措施來保障農業經濟和資源環境的協調發展。

(4)貿易開放程度的提高能夠有效地提升“兩型農業”發展程度，而政府的資源環境管制政策對“兩型農業”發展沒有顯著影響。隨著消費者對環境和健康問題的日益重視，許多國家對農產品質量提出了更高的要求(如化肥、農藥殘留標準等)，這促使各國制定更加嚴格的環境管制政策減少農用化學要素的施用，也促使各國采用更加先進的農業化學投入品生產流程與工藝來降低農業生產對環境的污染和資源的浪費，從而使得對外貿易程度和“兩型農業”發展程度存在著顯著的正相關關系;政府資源環境管制政策對“兩型農業”發展的影響為正但是不顯著?？赡艿脑蛟谟谀壳爸袊r業領域資源環境管制法律體系不健全，管理體制較不完善，從而造成政府的資源環境管制政策對“兩型農業”發展沒有發揮實質的作用。因此，逐步完善農業資源環境政策體制，綜合運用多種政策工具是保證中國農業經濟增長與資源環境相互協調、提高中國“兩型農業”發展程度的有效途徑。

4 主要結論與啟示

由于“兩型農業”包含的內容及范疇存在著價值判斷，現有對“兩型農業”的研究多為定性思辨性成果。本文運用Malmquist-Luenberger生產率指數方法定量測度了中國1999－2009年30個省份的“兩型農業”發展程度，并采用空間面板計量模型對影響“兩型農業”發展程度的因素進行了實證研究。研究的重要結論及啟示有:

(1)1999－2009年間中國總體層面“兩型農業”發展程度在不斷提高，但是各地區之間存在很大差異，東部地區“兩型農業”發展程度高于中西部地區。因此，中國中西部地區應注重農業經濟發展方式的轉變，實現農業經濟效益和資源環境效益的協調發展。

(2)各地區“兩型農業”發展程度呈現出明顯的空間正相關關系，尤其是低水平地區之間的空間相關，東部地區和西部地區分別形成了高“兩型農業”發展程度和低“兩型農業”發展程度區，且顯著性較強。這表明要提高中國的整體“兩型農業”發展程度，關鍵在于大幅提高西部地區“兩型農業”發展水平，縮小東、西部間的“兩型農業”發展差距。

(3)空間地理因素對中國地區“兩型農業”發展程度具有顯著影響。因此，對于農業經濟的長遠發展而言，相鄰地區應加強跨區域的經濟技術合作與交流，加快農業技術知識的擴散與溢出，提高落后地區的“兩型農業”發展程度。

(4)農村居民人均收入水平與“兩型農業”發展程度存在“U型”關系?，F階段中國仍然處于“U型”曲線的左半段，“兩型農業”發展程度仍有可能隨著農村居民收入水平的提高而進一步降低，這要求中國在追求農業經濟發展的同時關注農業生態環境的保護和資源的合理利用，努力實現資源節約型、環境友好型的“兩型農業”發展模式。

(5)農業結構中養殖業比重上升、政府實施財政支農政策和農產品價格政策、城鄉收入差距的擴大以及工業化程度的加速對“兩型農業”發展有顯著的負向影響，而貿易開放程度的提高能夠有效地提升“兩型農業”發展程度。因此，加強對畜禽養殖業污染的處理力度、改革財政支農政策和農產品價格政策、有效緩解和抑制城鄉收入差距的擴大、加強農民培訓、提高貿易開放程度等措施將有利于中國農業實現資源、環境與農業經濟協調有序發展。

References)

［1］饒靜，許翔宇，紀曉婷.我國農業面源污染現狀、發生機制和對策研究［J］.農業經濟問題，2011，(8):81－87.［Rao Jing，Xu Xiangyu，Ji Xiaoting. Status， Forming Mechanism and Control Method of Agricultural Non-Point Source Pollution in China［J］.Issues in Agricultural Economy，2011，(8):81 －87.］

［2］彭藝，賀正楚，翟歡歡.“兩型社會”農業生產體系評價模型及評價指標［J］.經濟地理，2010，30(5):819 － 822.［Peng Yi，He Zhengchu，Zhai Huanhuan.Study on Evaluation Indices System of Resource-Conserving and Environment-Friendly Agricultural Production Setup［J］.Economic Geography，2010，30(5):819 －822.］

［3］Chung Y H，F?re R，Grosskopf S.Productivity and Undesirable Outputs:A Directional Distance Function Approach［J］.Journal of Environmental Management，1997，51(3):229 －240.

［4］龐瑞芝，李鵬，路永剛.轉型期間我國新型工業化增長績效及其影響因素研究——基于“新型工業化”生產力視角［J］.中國工業經 濟，2011，(4):64 － 73.［Pang Ruizhi，Li Peng，Luo Yonggang. Study on “New-type” Industrialization Growth Performance and Its Factors during the Transitional Period:Based on“New-type”Industrialization Total Factor Productivity［J］.China Industrial Economics，2011，(4):64 －73.］

［5］梁流濤，馮淑怡，曲福田.農業面源污染形成機制:理論與實證［J］.中國人口·資源與環境，2010，20(4):74 －80.［Liang Liutao，Feng Shuyi，Qu Futian.Forming Mechanism of Agricultural Non-Point Source Pollution:A Theoretical and Empirical Study［J］.China Population，Resources and Environment，2010，20(4):74 －80.］

［6］鄭長德，劉帥.基于空間計量經濟學的碳排放與經濟增長分析［J］.中國人口·資源與環境，2011，21(5):80－86.［Zheng Changde，Liu Shuai.Empirical Research of Carbon Emission and Economic Growth in China Based on the Spatial Econometric Analysis［J］.China Population，Resources and Environment，2011，21(5):80 －86.］

［7］Anselin L，R Florax，SJ Rey.Advanced in Spatial Econometrics:Methodology，Tools and Applications［M］.Berlin，Springer Verlag，2004.

［8］張紅宇.農業結構調整與國民經濟發展［J］.管理世界，2000，(5):153 －162.［Zhang Hongyu.Agricultural Structure Adjustment and National Economic Development［J］.Management World，2000，(5):153 －162.］

［9］李谷成.人力資本與中國區域農業全要素生產率增長——基于DEA視角的實證分析［J］.財經研究，2009，35(8):115 －128.［Li Gucheng.Human Capital and TFP Growth of Regional Agriculture in China:Empirical Study Based on Data Envelopment Analysis［J］.Journal of Finance and Economics，2009，35(8):115 －128.］

［10］張鋒，胡浩，張暉.江蘇省農業面源污染與經濟增長關系的實證［J］.中國人口·資源與環境，2010，20(8):80 －85.［Zhang Feng， HuHao， ZhangHui. ThePositiveAnalysisonthe Relationship Between Agriculture Non-point Source Pollution and Economic Growth of Jiangsu Province［J］.China Population，Resources and Environment，2010，20(8):80 －85.］