環境污染與農業經濟增長互動發展的機理——基于廣東省1985—2010年數據的實證分析

□張樂柱 吳穎懿

一、問題的提出

改革開放30 多年來，廣東省農業經濟發展取得舉世矚目的成就，農林牧漁總產值由1978年的85.94 億元增至2010年的3754.86 億元，年平均增長率為12.96%。但與此同時，隨著農業經濟發展，廣東省的農業資源、環境問題日益突出，可持續發展面臨嚴峻挑戰。2010年廣東省農用化肥折純使用量為237.29 萬噸，平均每公頃耕地用量為824.35kg，遠超國際公認的水體免受污染所允許使用的化肥使用量臨界值225kg/hm2。農藥平均使用量為36.27kg/hm2，比全國平均水平14.44kg/hm2高出2 倍多。據測算，廣東省農用塑料薄膜使用量已達42116 噸，是1991年的1 倍多。農用化肥和農藥的過量使用在帶來巨大經濟效益的同時也造成了嚴重的土壤污染。同時說明廣東農業生產對化學品存在較強的依賴性。而廣東集約化畜禽養殖場的迅速發展，也給農業環境帶來水質、土壤和場區附近空氣污染。導致環境壓力越來越大，可持續性堪憂。

從農村環境保護的理論研究方面看，當前對農村環境污染的治理研究主要集中于技術層面上，從經濟、社會制度與環境關系的角度去分析農村環境污染的成因與政策定位的相對甚少。但筆者認為，當前農村環境污染的種種問題，其蘊含的制度、社會因素多有技術上的因素。因此，本文從農村污染與農業經濟增長的互動發展關系角度進行研究，對于挖掘影響廣東省農村環境污染的制度、社會因素，對制度的制定者——政府的角色定位與職能轉換提出更具針對性的政策建議，具有理論和現實的意義。

二、相關文獻綜述

關于農業經濟增長與環境污染關系的理論研究文獻，根據其各自模型特點可分為四類:(1)包含環境因素的新古典增長模型，這類模型主要是建在Ramsey -Cass -Koopmans 模型的基礎上，其中以Keeler et al(1971)、Dasgupta and Heal(1974，1979)、Tahvonen and Kuuluvainen(1994)、Selden and Song(1995)等的研究為典型。(2)環境作為生產要素的新古典增長模型，其典型研究有Lopez(1994)和Chichilinsky(1994)等。(3)經濟增長與環境惡化的內生增長模型，內生增長理論以Rome(1986，1990)，Barro(1990)、Lucas(1988)為代表，但他們并沒有考慮到資源環境這一因素。因此隨后的Bovenberg and Smulders(1995，1996)對Rome模型進行了修正，把環境作為生產的一個要素。Ligthhard and van der Ploeg(1994)、Gradus and Smulders(1993)、Stokey(1998)通過擴展Barro的簡單AK 模型來研究環境污染與經濟可持續問題。(4)其他關于經濟增長與環境關系的宏觀理論模型，如John and Pecchenino(1994)的跨期交疊模型、Copeland and Taylor(1994)的兩區域多商品一般均衡模型。

在實證研究方面，較早的是Grossman and Krueger(1991，1995)，其利用經驗數據檢驗環境變量與經濟變量間的關系。在分析北美自由貿易協議的環境效應時，首次利用實證方法證實了環境庫茲涅茨倒U 型曲線的存在。此后關于環境與經濟增長關系的實證研究大多都是基于EKC 假設展開，研究主要試圖解決兩個問題:一是收入和環境污染之間是否存在倒U 型關系，即EKC 曲線是否真的存在(Bandyo padhyay and Shafik，1992;Selden，1994);二是即使倒U 型關系存在，在哪個范圍的收入水平下環境污染開始得到改善，即EKC 曲線的拐點也不相同(Dasgupta，2002)。

國內關于農業經濟與環境污染關系的實證研究分為兩個方向:其一，證明了倒U 型EKC曲線的存在，如劉揚(2009)對31個省市1949-2007年間的化肥、人口與農業總產值進行非線性回歸，認為就中國整體而言EKC 曲線存在，但在形狀上分別表現為倒U 型、N 型和上升型。李海鵬(2009)選取各省化肥投入密度、農藥投入密度、畜禽糞尿排泄物密度作為度量農業面源污染排放量的指標，認為我國農業污染與經濟增長關系總體上具有顯著的倒U 型。張鋒等(2010)運用脈沖響應函數和方差分解方法考察了1990 -2007年江蘇省農業面源污染與經濟增長的關系，認為經濟增長是影響江蘇省農業面源污染的重要原因，農業面源污染的環境庫茲涅茨曲線規律在一定程度上得到驗證。賈衛國(2010)基于EKC 假說，認為江蘇省農業經濟增長與化肥施用量、農用塑料薄膜之間呈倒U 型曲線關系，且目前分別處于倒U 型曲線的右邊和左邊。其二，認為部分污染物與農業經濟增長之間不存在顯著的EKC 曲線關系，如賈衛國(2010)認為農林牧漁業總產值與農藥使用量之間的倒U 型關系不明顯。曹大宇(2011)建立一個包括污染和產出的聯立方程，并利用1995 -2005年的省際面板數據分析認為化肥投入與農業經濟增長之間不存在EKC 關系。

綜上，關于農業經濟增長與環境污染關系問題，諸多學者進行了一定研究，主要集中于證明EKC 曲線關系存在與否，但事實上農業經濟增長與環境質量變化之間存在雙向作用，而環境污染與農業經濟增長的這一雙向影響機制往往被忽略。而且，由于EKC 的提出并沒有理論基礎，因此本文嘗試運用廣東省農業經濟增長與環境污染關系的有關數據，建立脈沖響應函數檢驗農業經濟增長與環境質量變化之間的動態關聯，并估算環境政策干預力度加強所帶來的時滯效應長度，以便制定更具針對性的政策建議。

三、農業經濟增長與環境污染的實證分析

(一)指標選擇與數據來源

為了分析農業經濟增長與環境污染的關系，本文選取人均農林牧漁總產值(即農林牧漁產值/農村人口)來度量農業經濟增長量。雖然技術進步、經濟結構調整等經濟因素都可能會對環境質量產生影響，但考慮到此類指標均是經濟增長的內生因素，可以認為在人均農林牧漁產值這一指標中已體現，不再選取此類指標。農業環境污染的研究大都選用農用化肥或農藥的使用量作為環境表征變量，同時農用塑料薄膜的塑料殘留物對環境產生的污染也不容忽視。因此，本文的環境污染指標選取農用化肥使用量的折純量、農藥使用量、農用塑料薄膜使用量、生豬年末存欄數和農村人口共五類指標。數據來源于1986 -2011年《廣東統計年鑒》和1993 -2011年《廣東農村統計年鑒》，農用塑料薄膜使用量的數據范圍為1991 -2010年，其余四個指標的數據范圍為1985 -2010年。考慮到對時間序列數據進行對數化后容易得到平穩序列，且不改變時間序列原有特征，因此，本文均采用各變量的對數值。

農業經濟增長變量和各農業污染變量的單位及表示符號為:LnY 表示人均農林牧漁產值的對數，單位為元/人;LnX1表示農用化肥施用量的對數，單位為萬噸;LnX2表示農藥使用量的對數，單位為萬噸;LnX3表示農用塑料薄膜使用量的對數，單位為噸;LnX4表示生豬年末存欄數的對數，單位為萬頭;LnX5表示農村人口的對數，單位為萬人。

(二)數據平穩性檢驗

根據協整檢驗的要求，在進行數據協整分析之前需要對數據進行平穩性檢驗，以保證時間序列的平穩性。本文采用最常用的ADF 檢驗，對時間序列數據lnY、LnX1、LnX2、LnX3、LnX4和LnX5進行ADF 檢驗，檢驗結果見表1。

表1 ADF 單位根檢驗結果

由表1 結果可以看出，取對數后的人均農林牧漁產值、農用化肥使用量的折純量、農藥使用量、農用塑料薄膜使用量、生豬年末存欄數和農村人口在水平情況下都是非平穩序列，但其一階差分變量的ADF 統計量小于5%的臨界值，也就是說農業經濟增長變量和各農業環境污染變量都是一階差分平穩數據，因此，可以進行協整關系檢驗來分析其長期均衡關系。

(三)數據協整關系檢驗

對那些本身非平穩的時間序列變量，如果他們的某種線性組合是平穩的，則這種線性組合反映了變量之間的長期均衡關系，即協整關系。為了探索五者之間的長期關系，本文采用了多變量的Johansen 協整檢驗，檢驗結果見表2。

由表2 協整檢驗結果我們可以得到以下結論:

首先，在本文所選取的五類農村污染變量中，除了LnX3和LnX5與LnY 之間存在穩定協整關系外，其余三類變量與LnY 不存在協整關系。這一結論與前文的分析結果基本一致，在農村經濟發展過程中不可避免地伴隨著環境污染問題，但環境質量和經濟增長之間的關系是復雜的，其還會受到經濟結構、技術和制度創新、環境政策等多方面因素影響。

進一步分析協整檢驗結果，還可以發現LnX3與LnY 之間存在正的協整關系，而LnX5與LnY 之間存在負的協整關系。這一結果的經濟意義表明，伴隨著廣東省農業經濟和人均收入水平的提高，農用塑料薄膜的使用量將會增加;而農業經濟增長、人均收入水平的提高則會降低農村人口的增長速度。

表2 各類環境污染變量與農業經濟增長的協整檢驗結果

(四)基于VAR 模型的動態分析

本部分主要是基于VAR 模型來考察各環境污染變量與農村經濟增長變化之間的動態影響，其沖擊響應期設定為10 期。運用Choleski方法來分別考察五類環境污染指標與人均農林牧漁產值之間的沖擊響應，得到分析結果表3、表4 和圖1、圖2。

表3 農用化肥、農藥、農用塑料薄膜使用量與人均農林牧漁產值的沖擊響應分析結果

(1)農用化肥使用量與農業經濟增長。首先，分析農用化肥使用量對人均農林牧漁產值變化的沖擊反應。觀察表3 第3 列模擬結果可以發現，在整個沖擊響應期內LnX1對當期LnY一個單位沖擊的反應曲線大致呈現倒U 型:LnX1的1 -10 期的沖擊反應均為正，當期LnY沖擊對LnX1的總體影響為正(累計反映值為0.0170)，表明農業經濟增長增大了農用化肥的使用量。其次，分析LnY 對LnX1的沖擊反應曲線可發現其大致為倒U 型(第2 列):LnY 的1 -10 期的沖擊反應均為正，其累計反映值為0.0379，這說明控制農用化肥的使用量非但不會減緩農業經濟增長速度，反而會促進農業經濟增長。

(2)農藥使用量與農業經濟增長。首先，分析農藥使用量增長率的響應，從表3 的第5列結果可以看出，人均農林牧漁產值增長率的一個正的沖擊，在第1 期農藥使用量增長率有一個正的影響且影響最大，爾后開始下降，到第3 期影響變為負值，第4 期影響變為正值，第五期達到第二大值，爾后開始下降。整體呈現U+倒U 型波動，累計反映值為0.0078，表明農業經濟增長增加了農藥的使用量。其次，分析人均農林牧漁產值增長率的響應(第4 列)，其總體呈現倒U 型，在第3 期影響達到最大值，其累計反映值為0.0343，表明利用政策手段降低農藥使用量的增長速度會對農業經濟增長產生有利影響，但這種影響的持續期很短。

(3)農用塑料薄膜使用量與農業經濟增長。首先分析農用塑料薄膜對人均農林牧漁產值變化的沖擊反應。從表3 的第7 列結果可以看出，就LnX3對LnY 一個單位沖擊的響應是正的線性關系，其累計響應值為0.0310，這表示農業經濟增長增加了農用塑料薄膜的使用量。其次，分析人均農林牧漁產值增長率的響應(表3 第6 列)，其總體呈現倒U 型的沖擊反應曲線，累計沖擊反應為0.0538，表明控制農用塑料薄膜的使用量可以促進農業經濟增長。

(4)年末生豬存欄數與農業經濟增長。首先分析生豬年末存欄數對人均農林牧漁產值變動的沖擊響應。從表4 的第3 列結果可以看出，LnY 的正沖擊在第1 期對LnX4有正的影響，這一影響逐漸減弱，到第3 期變為負值，第4 期達到最大負影響，第5 期滯后影響又變為正值，隨后逐漸趨于零，其累計沖擊反應值為0.0050，這說明農業經濟增長增加了生豬的年末存欄數。其次，分析人均農林牧漁產值增長率的響應(表4 第2 列)，觀察LnY 對LnX4的沖擊反應曲線發現，其軌跡大致是一條倒U 型曲線，其累計反應值為0.0554，這表明控制生豬年末存欄數的增長率可以促進農業經濟增長。

表4 農用塑料薄膜使用量、生豬年末存欄數與人均農林牧漁產值沖擊響應分析結果

(5)農村人口與農業經濟增長。從表4 第4 列的結果可以看出，農村人口對人均農林牧漁產值變化的沖擊反應曲線大致為U 型，計算其累計沖擊響應值為-0.0241，這表明農村經濟增長降低了農村人口的增長速度。其次，由表4第5 列結果可知，農村人口增長率的降低會對人均農林牧漁產值產生負面影響。

綜合上述五類環境污染指標與人均農林牧漁產值之間的沖擊反應模擬結果，可以得到以下主要結論:

首先，從模擬結果可以看到，選取的環境污染指標對人均農林牧漁產值增長率的沖擊多數呈現波動反應，只有農村人口增長率的累計反應值為負。從總體上看，人均農林牧漁產值的正向沖擊會導致農用化肥量、農藥、農用塑料薄膜的使用量和年末存欄生豬的污染排放量增加，進而加劇環境質量的惡化。而人均農林牧漁產值的正向沖擊會降低農村人口的增長率，這一結果與上文結論相符，且符合我國的現實情況(圖1)。

圖1 各類污染指標對人均農林牧漁產值的沖擊反應軌跡

其次，對農用化肥、農藥、農用塑料薄膜的使用量和生豬年末存欄數的控制非但沒有減緩經濟增長速度，反而會加速人均農林牧漁產值的增長，這一效果通常在3 -4年之內就會顯現出來，隨后這一環境利潤會很快減弱，因此，采取環境政策對經濟不利一說得不到理論支持。但農村人口不同，由于農村人口是開展農業生產活動和經濟活動的基礎，對農村人口強制性政策的實施應更為謹慎，要切實考慮其對經濟的影響(圖2)。

圖2 人均農林牧漁產值對各類污染排放指標的沖擊反應軌跡

四、主要結論和政策啟示

隨著廣東農業經濟的高速發展，長期以來“高投入、高消耗、高污染”的粗放型發展方式導致了廣東資源和生態環境付出高昂的代價，農業生產的環境壓力越來越大。本文針對1985 -2010年的環境質量變化及農業經濟增長數據，運用VAR 模型的脈沖響應函數檢驗兩者關系，其結果顯示:廣東省農業仍以勞動密集型為主，農業生產所帶來的環境污染物仍然是生產和消費活動不可避免的副產出。但環境質量變化、污染排放對農業經濟增長也存在反作用，即對環境污染進行控制反而會促進農業經濟增長。此外，農業經濟增長率對不同環境問題會產生不同的響應，根據VAR 模型的脈沖響應結果，農業經濟增長對農用化肥、農藥、農用塑料薄膜的使用量和生豬年末存欄數的沖擊反應時滯為3 -4年。

由此，短期內，政府應加強環境保護的干預力度，嚴格控制農業生產帶來的污染排放，且環境政策應以3 -4年為一個周期及時做出調整，否則，不僅將增加環境壓力，且不利于農業經濟增長。同時應加強農民的培訓力度，培養造就高素質的新型農民，把人力資源轉化成人力資本優勢，形成持續推動農業生態化建設的動力。當然，加強環境政策的干預力度屬于短期政策，從長期來看，樹立科學發展觀，轉變農業發展方式，以環境資源的可持續利用為核心才是農業經濟可持續發展的重要保證。

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