畜牧污染：城鎮化之殤？
——來自宏觀層面的證據

姚文捷

一、引言

2007年以來，隨著政策支持力度的明顯加大，畜牧業作為中國農業經濟的支柱產業，再次進入了迅猛發展時期。截至2016年，全國（除臺灣、香港和澳門，下同）畜牧業產值從16124.9億元增加到31703.2億元，年均增長10.73%。可是，由于一直以來資金、技術和管理等要素的缺位，加上環境保護意識長期淡薄，畜牧污染日益嚴重。《中國統計年鑒（2017）》顯示，2016年全國牛、羊年末存欄量分別為10667.9萬頭和31112萬頭，生豬年末存欄量與年內出欄量分別為43503.7萬頭和68502萬頭。據此測算，2016年全國糞尿豬糞當量產生總量為180641.7萬噸，是同年工業固體廢物產生總量（309210萬噸）的58.42%。畜牧業已成為國內僅次于鋼鐵、煤炭的第三大污染行業，而以糞尿為主的牲畜廢棄物則是最大的污染源。與工業點源污染不同，對農業面源污染特別是畜牧污染而言，污染源的高度分散性和隱蔽性、污染排放的隨機性和異質性使環境責任主體與分擔難以得到界定，加之過程監控的困難和末端治理的滯后，一般認為源頭控制是最佳的解決途徑。正因為如此，許多研究從微觀主體行為的角度探討了畜牧污染控制的影響因素，主要從針對農戶采納牲畜廢棄物無害化處理技術（Kim J. et al.，2010；張暉，2012；張躍華、鄔小撐，2012；喬娟、劉增金，2015；潘丹、孔凡斌，2015；張玉梅，2015；喬娟、舒暢，2017）和資源化利用技術（彭新宇，2007；張暉，2012；仇煥廣等，2012；虞祎等，2012；朱寧，2014；姚文捷，2017）兩方面展開闡述。這無異于說明了一個事實，即畜牧污染程度受到農戶行為的直接作用。由于較高的環境保護投入難以經由市場機制獲得應有的回報，作為牲畜廢棄物最直接的處置者（姚文捷，2016），理性的農戶在畜牧生產過程中通常只會關注個體收益，從而忽視對污染的控制（楊惠芳，2013）。

畜牧污染控制滯后于生產的集約化演進是導致環境危機的根源。雖然近年來隨著中國強農惠農政策的實施，畜牧業的規模化、標準化、產業化和區域化步伐逐漸加快，但引起這一轉型優化的重要因素無疑是城鎮化的快速推進。因而從宏觀層面看，畜牧污染不可避免地系緣城鎮化。許多研究已表明，城鎮化是存在環境效應的。多數學者清楚地認識到，城鎮化會造成一定程度的環境污染（李姝，2011；鄧曉蘭等，2017），這主要是經由工業經濟拉動（Low B.S. et al.，1993）、能源需求增加（Cole M. A. et al.，2004；何曉萍等，2009）、消費習慣改變（王會等，2011；杜雯翠等，2013）、耕地數量減少（姚文捷，2015）等方面引致的。少數學者也發現，城鎮化對環境污染有某種弱化作用，可以經由公交需求增加（Liddle B.，2004）、清潔技術擴散（張騰飛等，2016）、人口就業導向（梁偉等，2017）等方面引致。特別是一些學者通過環境庫茲涅茨假說式的驗證提出，城鎮化與環境污染之間存在非線性關系（杜雯翠、馮科，2013；李水平、張丹，2014；吳玥弢、仲偉周，2015；張樂勤，2016；Shahbaz M.et al.，2016），但由于選取的變量、使用的數據與擬合的方法有一定程度的差異，他們得到的結論并不一致。實際上，與經濟產值或收入的直接影響不同，城鎮化本身不能作為一種內生變量納入環境庫茲涅茨假說式的檢驗，它對環境污染的作用是經由空間集聚效應引起一系列的經濟結構發生變化而間接實現的。因此，本文利用2007—2016年的中國省際面板數據，通過環境庫茲涅茨假說式的檢驗方法確認畜牧業產值與畜牧污染排放量二者之間的關系，在此基礎上深入考察城鎮化率對畜牧污染排放量的影響，旨在驗證這一特定的環境效應，以期在微觀主體行為的解釋之外，彌補宏觀環境變化解釋的缺憾。

二、模型構建與數據處理

（一）模型構建

在基于環境庫茲涅茨假說的實證研究中，以經濟指標為自變量的環境指標函數通常為二次多項式，而且單個經濟指標并不是引起相應環境指標變化的唯一決定因素。許多學者如韓玉軍、陸旸（2009）、許廣月、宋德勇（2010）在以某個經濟指標作為主要變量的基礎上添加其他一些重要的附加變量，來考察對環境庫茲涅茨曲線產生影響的若干外生因素。正是鑒于此，設立計量模型為：

（1）式中，P與H分別為畜牧污染排放量（萬噸）和畜牧業產值（億元），PU與LU分別為人口城鎮化率（%）和土地城鎮化率（%），γ為常數項，α1、α2、β1、β2為相應的系數，ε為隨機擾動項。

（二）數據處理

考慮到中國畜牧業產值在2006—2011年增長較快，2012年后增長趨緩，可能對畜牧污染排放量產生較大的影響，本文從《中國統計年鑒》中選取2007-2016年中國31個省域10年的面板數據進行分析。數據處理涉及對被解釋變量、解釋變量和控制變量的衡量。

1.被解釋變量：畜牧污染排放量（P）

即包括牛、羊、生豬3大畜種在內的糞尿豬糞當量年產生總量。牛、羊因飼養周期較長，采用年末存欄量（萬頭）來計算糞尿豬糞當量年產生量，方法為：年末存欄量×糞尿年排泄系數×豬糞當量換算系數；生豬的飼養周期約為180天，采用年末存欄量（萬頭）與年內出欄量（萬頭）之和來計算糞尿豬糞當量年產生量，方法為：(年末存欄量+年內出欄量)×糞尿年排泄系數×(180/365)×豬糞當量換算系數。3大畜種的糞尿年排泄系數取自國家環保總局推薦的畜禽養殖糞尿及其各類污染物年排泄系數（楊朝飛，2002），豬糞當量換算系數取自以含氮量為標準的各類畜禽糞尿豬糞當量換算系數（沈根祥等，1994）。

2.解釋變量：城鎮化率

包括人口城鎮化率（PU）和土地城鎮化率（LU）。人口城鎮化率由城鎮人口（萬人）占總人口（萬人）的比重表示，人口城鎮化泡沫的測度公式（昝國江，2013）為：

（2）式中，BPU為人口城鎮化泡沫指數，t為報告期，t-1為基期。BPU增長越快，過度人口城鎮化現象就越嚴重。

土地城鎮化率由建成區面積（平方公里）占總面積（平方公里）的比重表示，借鑒王家庭、張俊韜（2010）提出的城鎮蔓延指數，土地城鎮化泡沫的測度公式為

（3）式中，BLU為土地城鎮化泡沫指數，ABD與UP分別為建成區面積和城鎮人口，t為報告期，t-1為基期。當SI＞1時，建成區面積增長速度大于城鎮人口增長速度，存在過度土地城鎮化現象；當SI≤1時，建成區面積增長速度小于城鎮人口增長速度，不存在過度土地城鎮化現象。

3.控制變量：畜牧業產值（H）

對解釋變量“城鎮化率”的考察是建立在畜牧業產值與畜牧污染排放量之間可能存在的一次或二次函數關系之上的，因而控制變量的選擇可以是畜牧業產值的一次項或二次項。

三、實證分析

（一）主要變量的耦合特征

本文借鑒關偉、許淑婷（2015）的做法構建耦合協調指數對城鎮化率與畜牧污染排放量二者之間的耦合關系進行甄別。其中，各省域的人口城鎮化率、土地城鎮化率和畜牧污染排放量均取2007—2016年10年的平均值，并采用min-max標準化方法對其進行無量綱化處理。耦合協調指數的計算公式為：

其中，

（4）（5）式中，v為城鎮化率與畜牧污染排放量二者之間的耦合協調指數，c為相應的以變異系數為基礎計算的耦合度；ui（i=1,2）與p分別為城鎮化率和畜牧污染排放量的無量綱化值，且u1與u2分別為人口城鎮化率和土地城鎮化率的無量綱化值；k為區別系數，取值范圍為[2, 5]。為加強區分度，設定k=4。使用中值分段法對耦合協調指數設立歸類標準，并對中國31個省域的耦合協調指數計算結果進行歸類。

表1:中國31個省域城鎮化率與畜牧污染排放量耦合協調指數歸類標準及結果

表1的歸類結果顯示：人口城鎮化率與畜牧污染排放量之間，處于高度和中度耦合協調的省域共有21個（67.74%），處于低度耦合協調的省域有10個（32.26%）；土地城鎮化率與畜牧污染排放量之間，處于中度和低度耦合協調的省域分別有2個（6.45%）與29個（93.55%）。這說明人口城鎮化率與畜牧污染排放量之間關聯較強，而土地城鎮化率與畜牧污染排放量之間關聯極弱。至于人口城鎮化率、土地城鎮化率二者是否均對畜牧污染排放量有顯著作用，則要通過面板數據計量模型的回歸分析來進一步證實。

（二）總體樣本的回歸分析

本文使用混合OLS、固定效應和隨機效應3種方法分別進行回歸，估計結果（表2）顯示：畜牧業產值在3個回歸中都對畜牧污染排放量有正向的顯著影響，與混合OLS回歸不同的是，其二次項的符號在固定效應回歸和隨機效應回歸中都為負；人口城鎮化率在混合OLS回歸和固定效應回歸中對畜牧污染排放量分別存在著負向與正向的顯著影響，在隨機效應回歸中的作用卻不顯著；土地城鎮化率在3個回歸中都對畜牧污染排放量無顯著影響。先經LSDV檢驗，其中絕大多數個體虛擬變量在5%的水平上都很顯著，即存在個體效應，不應使用混合OLS回歸；后經豪斯曼檢驗在5%的水平上顯著，即拒絕隨機效應回歸，采用固定效應回歸的估計結果。

表2的固定效應回歸估計結果表明，在人口城鎮化率既定的條件下，畜牧業產值與畜牧污染排放量之間存在著顯著的二次函數關系，且形成了環境庫茲涅茨假說式的倒U型曲線，拐點處的畜牧業產值為1819.33億元，常數項為畜牧污染排放量的歷年積累存量；在畜牧業產值既定的條件下，人口城鎮化率與畜牧污染排放量之間存在著顯著的正相關線性關系，即人口城鎮化率每上升1個百分點，就會使畜牧污染排放量增加21.55萬噸，但土地城鎮化率對畜牧污染排放量卻無顯著作用。可見，畜牧業產值與畜牧污染排放量之間存在的倒U型曲線關系，本質上是生產的環境負外部性效應，以及對其實施糾正措施的演化軌跡。這一結論支持了姚文捷（2015）在市域層面利用時序數據得出的研究結果。10年間，由于在中國畜牧業產值中生豬養殖業產值占比均在50%左右，因此畜牧污染排放量隨畜牧業產值的增加而下降，很可能是2012年后全國各地在生豬養殖業陸續興起的“禁限養”“調結構”所引致的。生豬減產在導致畜牧業產值增長趨緩的同時，也使畜牧污染排放量得到了有效的控制。然而，人口城鎮化率的上升對畜牧污染排放量的增加具有外生性的作用，引發整個倒U型曲線向上平移，造成污染控制在一定程度上失效。事實上，10年間絕大多數省域的人口城鎮化泡沫指數在絕大多數年份都小于0.05，增長也很穩定，過度人口城鎮化現象總體上幾乎不存在，但畜牧污染排放量增加卻因人口城鎮化率上升而受到很大影響。原因在于，隨著農村人口向城鎮不斷集聚，畜產品供給結構發生了變化，來自城鎮的需求持續擴大，使得原本分散化的畜牧生產逐漸朝著集約化方向演進。自給式的分散生產容易對牲畜廢棄物進行消納處理并實現自足式的資源化利用；而在商品化的集約生產下，牲畜廢棄物處理方式并沒有得到跟進式的改觀，污染集聚加劇環境惡化，難以逆轉。此外，土地城鎮化主要是通過蠶食牲畜廢棄物的消納環境來對畜牧污染排放量發生作用的，但本文中畜牧污染排放量是用糞尿豬糞當量年產生總量表示的，出于消納環境的復雜性，沒有以糞尿豬糞當量年環境負荷量來衡量。因此，盡管10年間絕大多數省域的土地城鎮化泡沫指數在多數年份都大于1，但由于存在建成區“攤大餅”式擴張、土地低密度無序蔓延的現象，土地城鎮化率作用不顯著仍然是合理的。

表2:全國層面的回歸估計結果

（三）穩健性檢驗

為檢驗城鎮化率對畜牧污染排放量影響的穩健性，本文使用包括牛、羊、生豬3大畜種在內的5類污染物各自的年產生總量分別對因變量“糞尿豬糞當量年產生總量”進行替換并逐一回歸。其中，牛、羊的各類污染物年產生量計算方法為：年末存欄量×污染物年排泄系數；生豬的各類污染物年產生量計算方法為：(年末存欄量+年內出欄量)×污染物年排泄系數×(180/365)。5類污染物為5日生化需氧量（BOD5）、化學需氧量（CODcr）、氨氮（NH3-N）、總磷（TP）、總氮（TN）。經檢驗，采用固定效應回歸的估計結果。表3顯示，每項結果中各個自變量系數的符號和顯著性與之前的實證結果均保持一致，這說明城鎮化率對畜牧污染排放量影響的結論是穩健的。

表3:穩健性檢驗的固定效應回歸估計結果

（四）分區樣本的回歸分析

本文從經濟區域和主導產區兩個層面進一步考察城鎮化率對畜牧污染排放量影響的地區差異。在經濟區域層面按照通常的規劃方法把31個省域劃分為東、中、西3個樣本組。其中，東部地區包含11個省域（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南），中部地區包含9個省域（山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南），西部地區包含11個省域（廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）。在主導產區層面先根據每一畜種的十大主產省域劃分為牛、羊、生豬3個樣本組。由于牛、羊均屬草食系牧養畜種，只有生豬是雜食性圈養畜種，再將牛、羊合并為一個樣本組，與生豬共計2個樣本組。其中，主要養牛和養羊地區包含14個省域（內蒙古、甘肅、青海、河南、四川、云南、黑龍江、西藏、貴州、湖南、山東、寧夏、新疆、河北），主要養豬地區包含10個省域（山東、廣東、江西、河南、湖北、湖南、廣西、四川、云南、河北）。經檢驗，兩個層面的樣本組均選擇固定效應回歸進行分析。

表4的估計結果顯示，東部地區回歸方程的F檢驗不顯著，因變量與自變量之間應不存在線性關系。但使用5類污染物各自的年產生總量為因變量并逐一回歸后發現，除總氮外，每個回歸方程的F檢驗均在5%的水平上顯著，且其中各個自變量系數的符號和顯著性也與原來的回歸方程保持基本一致（在以總磷年產生總量為因變量的回歸方程中，畜牧業產值的二次項系數不顯著）。故仍可判斷，在既定的環境庫茲涅茨假說式倒U型曲線之上，土地城鎮化率對畜牧污染排放量依舊沒有顯著影響；人口城鎮化率對畜牧污染排放量在東部地區和中部地區分別具有負向與正向的顯著影響，而在西部地區卻無顯著影響。鑒于東、中、西3大地區的人口城鎮化率存在高、中、低的梯度特征，可以發現：較低的城鎮人口集聚水平不足以改變畜產品供給結構并拉動需求，生產沒有出現集約化，因而不會對畜牧污染程度產生明顯的作用；隨著城鎮人口集聚水平的上升，畜產品供給結構發生變化并引起需求擴大，生產的集約強化使畜牧污染程度不斷提高；但是較高的城鎮人口集聚水平導致畜牧生產過度擴張，即在高價格預期的慣性作用下畜產品供給遠大于需求，而產能過剩引起價格暴跌，造成多數養殖戶減產、停產甚或轉產，生產的集約弱化使畜牧污染程度得以降低。

表4:經濟區域層面的固定效應回歸估計結果

表5的估計結果顯示，在既定的環境庫茲涅茨假說式倒U型曲線之上，土地城鎮化率對畜牧污染排放量依舊沒有顯著影響；人口城鎮化率對畜牧污染排放量在主要養豬地區具有正向的顯著影響，而在主要養牛和養羊地區卻無顯著影響。這是因為，在畜產品需求結構中，豬肉占比很大，牛、羊肉占比很小。隨著城鎮人口集聚水平的上升，豬肉需求對相應供給結構的變化很敏感，生產的集約強化使以生豬為主導的畜牧污染程度不斷提高；而牛、羊肉需求對相應供給結構的變化并不敏感，生產沒有出現集約化，使以牛、羊為主導的畜牧污染程度較為穩定。

表5:主導產區層面的固定效應回歸估計結果

四、結論與啟示

本文利用2007—2016年的中國省際面板數據，基于畜牧業產值與畜牧污染排放量二者之間的關系，考察城鎮化率對畜牧污染排放量的影響。研究發現，在畜牧業產值與畜牧污染排放量之間既定的環境庫茲涅茨假說式的倒U型曲線關系之上，人口城鎮化率而非土地城鎮化率的上升對畜牧污染排放量的增加具有外生性的作用。這是經由生產的集約強化來實現的，即隨著農村人口向城鎮不斷集聚，畜產品供給結構發生了變化，來自城鎮的需求持續擴大，使得原本分散化的畜牧生產逐漸朝著集約化方向演進，但牲畜廢棄物處理方式并沒有得到跟進式的改觀，污染集聚加劇環境惡化。盡管如此，過低的城鎮人口集聚水平并不會使生產出現集約化，過高的城鎮人口集聚水平反而會導致生產的集約弱化。而且，畜產品需求對相應供給結構變化的敏感性也會牽涉到生產的集約化。

事實上，生產的集約化是畜產品價格機制發生作用的結果。當畜產品的需求大于供給時，市場價格上升，引導生產走向集約強化；而當市場價格持續走高并形成一定的預期，會使畜產品的供給大于需求，進而導致產能過剩，引起價格暴跌，使生產走向集約弱化。從這個角度上說，人口城鎮化顯然是畜產品價格暴漲暴跌的成因之一。但人口城鎮化進程不可逆轉，為有效控制畜牧污染，唯有跟進牲畜廢棄物處理方式，在使傳統的直接還田得到改觀的同時，大力推廣沼氣發酵，并積極探索脫水加工出售的市場化途徑。當然，畜牧污染控制不能滯礙畜牧業本身的發展，尤其不能借畜產品價格暴跌之勢進行長期的粗放型減產從而威脅糧食安全。以市場機制為基礎建立畜產品穩定價格帶制度是一種可行的方案，政府可以通過隨行就市收購或銷售畜產品來調節流通，使市場價格保持在合理區間內，以避免發生劇烈波動。