黃佳琦 劉舜佳

摘要根據(jù)1991—2014年我國31?。ㄊ?、自治區(qū)）3項(xiàng)環(huán)境污染指標(biāo)的面板數(shù)據(jù)，就農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)環(huán)境污染之間的關(guān)系，以環(huán)境3效應(yīng)為基礎(chǔ)進(jìn)行EKC檢驗(yàn)。結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)環(huán)境污染之間的關(guān)系正好與傳統(tǒng)環(huán)境庫茲涅茨假說的規(guī)律吻合，而我國目前仍處于EKC曲線的前期階段。在此基礎(chǔ)上對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平與污染的現(xiàn)狀進(jìn)行分析總結(jié)，提出相應(yīng)建議。

關(guān)鍵詞農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；農(nóng)業(yè)面源污染；面板數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)S-9文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)0517-6611（2017）14-0216-02

AbstractBased on the panel data of three environmental pollution indicators in 31 provinces （municipalities and autonomous regions） in China from 1991 to 2014，the EKC test was carried out on the basis of environmental effects on the relationship between agricultural economic growth and agricultural environmental pollution.The results show that the relationship between agricultural economic growth and agricultural environmental pollution coincides with the traditional Kuznets hypothesis，and China is still in the early stage of EKC curve.On the basis of this，the present situation of agricultural economy and pollution in China was analyzed and summarized，and the corresponding suggestions were put forward.

Key wordsAgricultural economic growth；Agricultural nonpoint source pollution；Panel data

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)得到一定發(fā)展，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的矛盾日漸嚴(yán)重。我國部分地區(qū)化肥、農(nóng)藥等不合理使用現(xiàn)象頻繁發(fā)生，導(dǎo)致水體污染、降低土壤肥力，成為水體富營養(yǎng)化的直接主要來源，嚴(yán)重破壞農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。農(nóng)業(yè)環(huán)境問題對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全問題具有關(guān)鍵性的影響，直接影響居民生產(chǎn)、生活水平。2016年中央一號(hào)文件提出加強(qiáng)資源保護(hù)與生態(tài)修復(fù)，推動(dòng)綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對生態(tài)環(huán)境的負(fù)面效應(yīng)引發(fā)了國內(nèi)外學(xué)者的思考。不少學(xué)者基于倒“U”型的環(huán)境庫茨涅茲曲線（EKC）分析驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量是否能夠同向變動(dòng)以及兩者間的協(xié)整關(guān)系[1-3]。胡宗義等[4]研究了低碳經(jīng)濟(jì)背景下碳排放的環(huán)境庫茨涅茲曲線。李海鵬等[5]利用環(huán)境庫茲涅茨模型對我國經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)面源污染進(jìn)行實(shí)證分析。但ECK假定受到Arrow等批評，認(rèn)為由于技術(shù)水平與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)合理性的限制在低水平地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)的環(huán)境惡化狀況并不一致。因此，部分學(xué)者不再基于EKC曲線分析，而將視角轉(zhuǎn)向?yàn)镚rossman等[6]提出的環(huán)境三效應(yīng)分析框架：規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)。葛繼紅等[7]、梁流濤等[8]從三效應(yīng)出發(fā)分解污染演變的影響因素，構(gòu)建其污染演變過程的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)機(jī)理模型以分析經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)面源污染的影響。戴紅軍等[9]建立OLS多元線性模型，從三效應(yīng)角度對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境污染的影響因素進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。張智奎等[10]在結(jié)構(gòu)效應(yīng)視角下對經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重影響農(nóng)村生活污染源的排放。楊珂玲等[11]基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整視角，強(qiáng)調(diào)從結(jié)構(gòu)效應(yīng)上制定農(nóng)業(yè)面源污染在種植業(yè)和畜牧業(yè)兩方面的控制政策。

鑒于我國農(nóng)業(yè)面源污染與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究較少，筆者以1991—2014年我國31?。ㄊ?、自治區(qū)）面板數(shù)據(jù)為樣本，就兩者之間的關(guān)系構(gòu)造EKC曲線，并借鑒Grossman等[6]環(huán)境三效應(yīng)分析框架對所構(gòu)造的曲線進(jìn)行理論釋義。

1指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源筆者主要研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的影響，衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)變量選取31?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）農(nóng)林漁牧業(yè)生產(chǎn)總值。根據(jù)傳統(tǒng)EKC曲線理論，隨著農(nóng)林漁牧業(yè)生產(chǎn)總值不斷上升，初期階段農(nóng)業(yè)環(huán)境污染程度逐漸加深。而當(dāng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長到某一程度后，污染程度開始下降，并隨經(jīng)濟(jì)增長繼續(xù)得到改善。根據(jù)理論假設(shè)，將農(nóng)、林、漁牧業(yè)生產(chǎn)總值作為實(shí)證模型的解釋變量，擬合二次線性函數(shù)驗(yàn)證EKC曲線與我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)環(huán)境污染影響的適應(yīng)情況。

衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)與農(nóng)業(yè)面源污染物指標(biāo)數(shù)據(jù)主要來源于中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來自于中國農(nóng)業(yè)部、中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年報(bào)。為了避免消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI等宏觀經(jīng)濟(jì)因素隨市場價(jià)格波動(dòng)的影響，保證模型設(shè)定的準(zhǔn)確、可靠性，各地區(qū)各年份農(nóng)林漁牧業(yè)生產(chǎn)總值不按照名義產(chǎn)值，而按照價(jià)格定基指數(shù)以1991年為基年折算為GDP實(shí)際數(shù)據(jù)。由于重慶市1996年以前原始數(shù)據(jù)的部分缺失性，統(tǒng)計(jì)研究數(shù)據(jù)為非平衡的面板數(shù)據(jù)。

衡量農(nóng)業(yè)環(huán)境污染程度的污染性指標(biāo)包括3項(xiàng)：農(nóng)業(yè)化肥（Agriferti）、氮肥施用量（N-ferti）、磷肥施用量（P-ferti）（折純量）。農(nóng)業(yè)化肥的大量施用造成土壤水溶性養(yǎng)分等隨雨水溶入地下水、河流、湖泊，水體富營養(yǎng)化；化肥中的氮、磷、等化學(xué)物質(zhì)在土壤中固結(jié)成鹽，土壤養(yǎng)分結(jié)構(gòu)失衡，是農(nóng)業(yè)環(huán)境加劇的關(guān)鍵性因素。鑒于農(nóng)業(yè)施肥品種結(jié)構(gòu)中氮肥、磷肥所占權(quán)重最大， P、N是導(dǎo)致水體污染，惡化土壤理化質(zhì)量的主要元素，氮肥、磷肥選作污染統(tǒng)計(jì)指標(biāo)更具代表性。

1.2實(shí)證模型設(shè)立根據(jù)以上模型變量選取及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)環(huán)境污染間關(guān)系的預(yù)期假設(shè)，建立實(shí)證回歸模型，得出各自變量指標(biāo)對因變量的貢獻(xiàn)度。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對面源污染影響的模型如下：

式中，Pollutionit代表i地區(qū)第t年的污染指標(biāo)；Agrigdpit表示i地區(qū)第t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值；α、β1、β2分別表示模型截距項(xiàng)與解釋變量系數(shù)；ζit為隨機(jī)干擾項(xiàng)，表示無法觀測到的各項(xiàng)其他影響因素。在不考慮其他各項(xiàng)非關(guān)鍵性變量影響的條件下，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境污染的影響進(jìn)行重點(diǎn)分析。若有β1>0且β2<0，則有農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間滿足預(yù)期假設(shè)的倒“U”型二次線性關(guān)系。經(jīng)過計(jì)算可得EKC曲線拐點(diǎn)處的地區(qū)GDP值滿足：

（2）

2結(jié)果與分析

2.1實(shí)證結(jié)果基于1991—2014年省際面板數(shù)據(jù)分別對Agriferti、N-ferti、P-ferti這3項(xiàng)污染指標(biāo)進(jìn)行變截距模型估計(jì)與檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

表1給出了三項(xiàng)污染指標(biāo)為基礎(chǔ)的模型估計(jì)結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)化肥施用量為污染指標(biāo)的固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型一次變量系數(shù)為均正數(shù)，二次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)數(shù)，且在0.01的水平上統(tǒng)計(jì)顯著?？傮w上看，可決系數(shù)R2分別為0.776 6、0.791 2，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均在0.01的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，可判斷以化肥施用總量為污染指標(biāo)實(shí)證得到的模型整體擬合效果較好，證明了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)對農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的影響表現(xiàn)為倒“U”型曲線。除了化肥施用模型之外，其他2個(gè)污染指標(biāo)構(gòu)建的模型變量系數(shù)同樣滿足β1>0且β2<0，各項(xiàng)指標(biāo)很好的通過檢驗(yàn)，進(jìn)一步證實(shí)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境污染之間的關(guān)系。綜上，關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)環(huán)境污染影響估計(jì)得到的模型與預(yù)期假設(shè)完全一致，表明我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)環(huán)境污染表現(xiàn)出的影響與Grossman等[6]提出的環(huán)境庫茲涅茨理論正好吻合。

表1還顯示，在3個(gè)不同指標(biāo)設(shè)定的模型下計(jì)算出的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長“拐點(diǎn)”，各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值大概在到達(dá)9 000～13 000億元區(qū)間之后，農(nóng)業(yè)環(huán)境污染便開始呈明顯下降趨勢。目前來看，僅有山東、上海、江西等少數(shù)?。ㄊ校┺r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平將達(dá)到或剛達(dá)到EKC“拐點(diǎn)”，新疆、海南、四川、云南、寧夏等地區(qū)離經(jīng)濟(jì)“拐點(diǎn)”差距較大，整體上各地區(qū)均在努力提高農(nóng)業(yè)發(fā)展水平以達(dá)到“拐點(diǎn)”處農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平。

2.2EKC曲線機(jī)理分析實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，我國農(nóng)業(yè)面源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)經(jīng)典的倒“U”型曲線，這可以用Grossman等[6]的環(huán)境三效應(yīng)理論進(jìn)行釋義：家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制在制度上解決了對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的束縛，推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大；對外開放為我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長注入了新鮮的生產(chǎn)要素——化肥和農(nóng)藥的施用，生產(chǎn)規(guī)模效應(yīng)開始顯現(xiàn)，加大了對自然資源開采，破壞生態(tài)環(huán)境，尤其是化肥、農(nóng)藥的過量施用使得前期農(nóng)業(yè)環(huán)境污染程度逐漸嚴(yán)重（規(guī)模效應(yīng)）。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長使得人民收入水平提升，以至于居民偏好優(yōu)質(zhì)生態(tài)環(huán)境，開始顯現(xiàn)對污染治理的努力。普及農(nóng)業(yè)環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)，旨在減少面源污染的項(xiàng)目，發(fā)展測土配方施肥技術(shù)（技術(shù)效應(yīng)）。隨著技術(shù)服務(wù)的普及，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開始出現(xiàn)，這些新興行業(yè)主要為農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型提供技術(shù)支持，它們的存在有力地促進(jìn)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化（結(jié)構(gòu)效應(yīng)），從而農(nóng)業(yè)環(huán)境狀況開始隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展得到不斷的改善。

3結(jié)論與建議

該研究以1991—2014年我國31?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)為研究對象，對農(nóng)業(yè)環(huán)境污染演變的內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是影響農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的重要原因，我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系符合環(huán)境EKC曲線的走勢，一定時(shí)期內(nèi)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)環(huán)境污染表現(xiàn)為同方向的變動(dòng)，隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，農(nóng)業(yè)環(huán)境污染在經(jīng)濟(jì)達(dá)到某一程度后得到改善，并將呈現(xiàn)出污染程度逐步下降的趨勢。

針對我國目前農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的總體情況，提出下列建議：改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)低污染、少消耗、高產(chǎn)出。主要從農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)出發(fā)，調(diào)整農(nóng)、林、漁、牧業(yè)之間的比例，把握種植業(yè)與養(yǎng)殖業(yè)的均衡協(xié)調(diào)發(fā)展，對于對環(huán)境質(zhì)量影響較大的產(chǎn)業(yè)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目升級或轉(zhuǎn)移。將科學(xué)技術(shù)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，鼓勵(lì)科技創(chuàng)新。改變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的經(jīng)營管理模式，運(yùn)用生物技術(shù)、信息技術(shù)、新材料技術(shù)改造農(nóng)業(yè)，通過高新技術(shù)研制可降解度較高的農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用薄膜等，在推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)達(dá)到環(huán)境影響最小化。

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