農業面源污染EKC再檢驗

馬子龍 閔晨晨

摘? 要：污染防治攻堅戰的提出督促著學術界對促進經濟與自然的和諧統一展開進一步的研究。基于2003-2017年中國省級面板數據，采用動態面板門檻模型對農業不同發展水平下的化肥污染EKC進行檢驗后發現：化肥污染與人均農業實際產值間存在以農業發展水平為門檻變量的EKC關系。當農業實際產值低于611.55億元時，兩者呈“N”型關系;當農業實際產值高于611.55億元時，兩者呈倒“U”型關系。

關鍵詞：農業污染;EKC檢驗;動態面板門檻回歸

一、引言

黨的第十九屆全國人民代表大會提出：打贏防范化解重大風險、精準脫貧和污染防治的“三大攻堅戰”，是新時代決勝建成全面小康社會的關鍵。自2020年底中國實現全面脫貧后，污染防治問題的重要性越發凸顯。在此背景下，加強生態文明建設，踐行“綠水青山就是金山銀山”理念成為農業污染治理工作的重要理論指導。

在現有文獻中，環境庫茲涅茨曲線（EKC）是用來描述環境和經濟關系最常見的理論。大量的研究驗證了兩者之間的密切相關性。那么，EKC假說是否適用于農業污染領域？農業污染與農業增長的關系曲線為何種形狀？厘清上述問題不僅有利于探究農業污染性質，科學把握污染與經濟的內在聯系;同時對實現農業面源污染治理和促進農業現代化也有著重要的現實意義。

二、研究設計與實證分析

（一）模型構建

根據EKC假說，經濟增長和環境污染之間一般存在著倒“U”型關系。本文采取雙對數形式來構建基本模型：

其中， 表示農業化肥污染; 表示人均農業GDP， 與 為其高次項;個體固定效應μi代表著個省份不隨時間變化的特征，年份固定效應γt則表示所有省份共有的時間因素。εi，t為隨機擾動項，i表示個體，t表示時間。

進一步的，由于農業污染水平一般存在著顯著的“路徑依賴”，即當前的農業污染水平往往會受到往期農業污染的影響。為了考察農業污染的長期效應，本文在模型（1）中加入農業污染的滯后項：

另一方面，一些學者的結論表明農業污染與農業增長的關系可能會受到其他變量的門檻作用，為了檢驗不同經濟水平下，中國農業污染與農業增長的EKC差異，本文在模型（3）的基礎上加入農業實際GDP作為門檻變量，構建動態面板門檻回歸模型：

模型（3）中Q表示實際農業產值的門檻值，通過觀測實際農業產值在不同區間時農業污染及其高次項系數，便可檢驗不同農業發展水平下污染與增長的EKC形狀。

（二）數據及變量說明

本文以2003-2017年中國30個省市面板數據為樣本，對當前農業面源污染的EKC形狀進行檢驗。數據來源于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》以及國家統計局數據網站。部分缺失數據用插值法進行插補。各變量所表示的具體內容如下所示：

1.本文解釋變量為農業人均GDP，為了剔除價格變動帶來的影響，根據已有研究，采取1990年不變價格計算出實際農業產值后，再結合農業勞動力人數計算得出。被解釋變量為農業污染，選取中國最主要的農業污染源化肥污染作為研究對象，在現有文獻的基礎上，采用化肥施用密度作為衡量。

2.一此外，些學者認為：EKC形狀在不同的收入水平存在著差異，因此，本文選取了農業發展水平作為門檻變量以考察在異質性條件下農業污染與增長的EKC關系。

3.城鎮化率和產業結構被認為是生態環境的重要影響因素，故本文將其作為控制變量納入模型。

（三）結果展示

表1的第一列結果顯示了農業產值處于低閾值區間時的回歸結果。其中：農業人均產值三次項的系數為正，在5%的水平上顯著，表明當農業實際GDP小于611.55億元時，農業增長與化肥污染呈“N”型關系，即農業人均產值的增加最終會加劇農業污染的嚴重程度。第二列結果則給出了農業產值處于高閾值區間時的回歸結果。結果顯示：農業人均產值二次項的系數在1%的水平上顯著為負，三次項系數不顯著，表明當農業實際產值大于611.55億元時，農業增長與化肥污染呈倒“U”型關系。

三、結論與建議

科學把握環境與經濟的關系，對我國推動農業綠色轉型，打造現代化農業，實現科學發展有著重要的理論和現實意義。鑒于當前研究的主要缺陷，本文基于2003-2017年中國省級面板數據，采用動態面板門檻回歸模型對中國農業化肥污染的EKC關系及形成機制進行了檢驗，研究主要結論如下：化肥污染與人均農業實際產值間存在以農業發展水平為門檻變量的EKC關系。當農業實際產值低于611.55億元時，兩者呈“N”型;當農業實際產值高于611.55億元時，兩者呈倒“U”型。

根據研究結論，政策建議如下：

大力發展農業現代化，促進農業生產專業化和高度化。應增大資本投入，增強農業產出能力，加快農業產值由低到高過渡;提高居民環保意識，促進清潔生產技術的改進和創新;積極調整生產結構，引領種植結構和要素投入合理化轉變。

參考文獻

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