馬 進(jìn)

(山東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250358)

我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境的雙向影響機(jī)制研究

馬 進(jìn)

(山東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250358)

本文通過對1992-2013年我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行時間序列分析發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境在長期和短期均存在一定的均衡關(guān)系和雙向動態(tài)影響。盡管我國農(nóng)業(yè)環(huán)境對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響程度和解釋力遜色于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對農(nóng)業(yè)環(huán)境的影響程度，但總體來看，農(nóng)業(yè)環(huán)境對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易存在一個反向調(diào)節(jié)的趨勢，即環(huán)境改善會促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展，而環(huán)境污染會抑制貿(mào)易發(fā)展。目前我國尚缺乏一個包含環(huán)境約束的有效市場機(jī)制和價格調(diào)節(jié)手段，所以在環(huán)境保護(hù)方面常常出現(xiàn)先破壞再補(bǔ)救的惡性循環(huán)，因此也難以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)環(huán)境對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的良性反調(diào)節(jié)作用。對此，應(yīng)利用價格調(diào)節(jié)手段以更好地實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)環(huán)境外部效應(yīng)內(nèi)部化。在政策制定上，堅(jiān)持生產(chǎn)力與環(huán)境承載力相匹配、政府指導(dǎo)與市場機(jī)制相結(jié)合的原則，建立公平公正、獎懲分明的市場環(huán)境。

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易；農(nóng)業(yè)環(huán)境；環(huán)境承載力；時間序列分析

一、引言

環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線理論認(rèn)為，伴隨著經(jīng)濟(jì)增長，環(huán)境質(zhì)量會出現(xiàn)先惡化后改善的趨勢。如果這一論斷成立，自然也可以運(yùn)用到影響人均收入的國際貿(mào)易領(lǐng)域。隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的不斷加快和農(nóng)村居民生活質(zhì)量的日益提高，我國農(nóng)業(yè)環(huán)境的面源污染問題也日益突出。而一味地追求農(nóng)產(chǎn)品高產(chǎn)和擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，忽視生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)性，不僅會造成生態(tài)平衡的破壞和資源的枯竭，農(nóng)業(yè)環(huán)境也會因資源制約、偏好選擇等因素的影響對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生反向作用，從而給農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民利益帶來難以估量的損失。

本文利用1992-2013年的時間序列數(shù)據(jù)，分別考察我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境變量之間的動靜態(tài)雙向影響。這個問題的關(guān)鍵是貿(mào)易的內(nèi)生性，即貿(mào)易本身也可能是由其他因素決定的內(nèi)生變量。為解決內(nèi)生變量帶來的非一致性估計(jì)問題，本文選取基于向量自回歸(VAR)模型的時間序列分析方法。首先，使用單位根檢驗(yàn)方法，對各時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。其次，對滿足一階單整的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，以此檢測農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境之間的長期關(guān)系。再次，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境之間的因果關(guān)系。最后，使用VAR模型常用的兩個政策時滯方法考察農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和農(nóng)業(yè)環(huán)境一方變動對另一方造成的動態(tài)影響以及兩者之間在解釋對方變動時的貢獻(xiàn)程度。

二、變量選取和數(shù)據(jù)來源

農(nóng)業(yè)環(huán)境水平可由農(nóng)業(yè)環(huán)境污染、農(nóng)業(yè)環(huán)境治理和農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量三方面來綜合衡量。其中，農(nóng)業(yè)污染指標(biāo)的定義和測算是研究農(nóng)業(yè)環(huán)境問題的難點(diǎn)之一?，F(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)多采用以下四種方法來估算農(nóng)業(yè)污染：一是直接采用化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品使用量；二是使用《第一次全國污染源普查公報(bào)》中2007年化學(xué)需氧量(COD)、總氮(TN)和總磷(TP)的排放量來推算歷年的排放量；三是運(yùn)用Truog的養(yǎng)分平衡法理論，測算過剩氮總量；四是單元調(diào)查法。

綜合考量各方法的優(yōu)缺點(diǎn)以及實(shí)際數(shù)據(jù)的客觀性和可獲得性，本文采取化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品的單位面積使用量作為主要的環(huán)境污染數(shù)據(jù)，即農(nóng)業(yè)化學(xué)品使用量與種植面積的比值，主要基于以下兩點(diǎn)原因：一是農(nóng)業(yè)化學(xué)品的單位面積使用量可以較好地衡量農(nóng)業(yè)污染強(qiáng)度。高投入、低效率和高殘留是我國現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)化學(xué)品使用存在的主要問題。以化肥施用為例，國際上公認(rèn)的單位面積施用安全上限是225千克/公頃，而我國的這一數(shù)據(jù)在2013年高達(dá)359.1千克/公頃，約為安全上限的1.6倍。盡管我國化肥利用率近年來有所提高，但也僅在30%左右，遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家50%至70%的平均水平，未被利用的化肥成為農(nóng)業(yè)面源污染的主要污染源，對土壤和水質(zhì)造成極大的損害。二是使用單位面積施用量作為變量，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)較為客觀真實(shí)，計(jì)算方法簡單易行，不會出現(xiàn)主觀上的偏差。因此，本文使用農(nóng)用化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)用塑料薄膜單位面積使用量、秸稈單位面積產(chǎn)量和單位畜禽糞便排放量來衡量環(huán)境污染；水土流失治理面積和治澇面積來衡量環(huán)境治理效果；受災(zāi)面積和水庫容量來衡量環(huán)境質(zhì)量。*秸稈單位面積產(chǎn)量=秸稈量/農(nóng)作物總播種面積；單位禽畜糞便排放量=畜禽糞便排放量/剔除價格指數(shù)的牧業(yè)總值。計(jì)算公式和數(shù)據(jù)來源參見馬進(jìn)、范愛軍：《我國農(nóng)業(yè)經(jīng)貿(mào)發(fā)展水平與農(nóng)業(yè)環(huán)境協(xié)調(diào)度分析》，《山東社會科學(xué)》2016年第2期。

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易方面選擇農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度、農(nóng)產(chǎn)品出口外貿(mào)依存度和農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口外貿(mào)依存度來表示農(nóng)產(chǎn)品整體對外貿(mào)易情況、出口情況和進(jìn)口情況。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口數(shù)據(jù)由UN Comtrade數(shù)據(jù)庫上的歷年數(shù)據(jù)加總整理而得。

三、基于VAR模型的時間序列檢驗(yàn)

(一)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境變量的單位根檢驗(yàn)

為避免變量出現(xiàn)偽回歸或偽相關(guān)，首先要對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。Phillips-Perron檢驗(yàn)(PP檢驗(yàn))使用異方差自相關(guān)穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)差對DF統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行修正，在某種意義上相當(dāng)于異方差穩(wěn)健的ADF檢驗(yàn)。對各變量進(jìn)行PP檢驗(yàn)，結(jié)果見表1：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：PP檢驗(yàn)為左邊單側(cè)檢驗(yàn)，原序列5%臨界值為-3.012，10%臨界值為-2.646；一階差分后5%臨界值為-3.021，10%的臨界值為-2.650?！鞅硎疽浑A差分算子，△2表示二階差分算子

由PP檢驗(yàn)結(jié)果并綜合考慮各變量的ADF單位根檢驗(yàn)、DF-GLS單位根檢驗(yàn)和KPSS單位根檢驗(yàn)結(jié)果，可以判定在貿(mào)易變量中，我國農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度、出口依存度和進(jìn)口依存度滿足一階單整的過程；在環(huán)境變量中，化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)膜單位面積使用量、秸稈單位面積產(chǎn)量、水土流失治理面積、造林面積、受災(zāi)面積和水庫容量滿足一階單整過程。以上變量均為I(1)序列，可以通過協(xié)整檢驗(yàn)來進(jìn)行協(xié)整分析。

(二)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

Johansen檢驗(yàn)方法是對有約束的VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)，所以需利用信息準(zhǔn)則確定各變量的VAR滯后階數(shù)p，從而得到協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)p-1。然后，將各農(nóng)業(yè)環(huán)境變量分別與農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度、出口依存度、進(jìn)口依存度、農(nóng)村居民實(shí)際人均純收入增量進(jìn)行Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，通過計(jì)算跡統(tǒng)計(jì)量(λtrace)和最大特征值統(tǒng)計(jì)量(λmax)，判定各協(xié)整關(guān)系，如表2所示：

表2 環(huán)境變量與貿(mào)易變量的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整可以衡量經(jīng)濟(jì)變量之間的長期均衡關(guān)系，通過協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在過程為一階單整的八個農(nóng)業(yè)環(huán)境變量中，除水庫容量外，其余七個變量均與農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此，從對實(shí)際數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果來看，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境確實(shí)存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這一結(jié)論與貿(mào)易環(huán)境理論預(yù)期及其他國家的實(shí)際經(jīng)驗(yàn)相符。

在七個與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易存在協(xié)整關(guān)系的農(nóng)業(yè)環(huán)境變量中，化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)膜單位面積使用量和秸稈單位面積產(chǎn)量與農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度存在正的協(xié)整關(guān)系；水土流失治理面積、治澇面積和受災(zāi)面積與農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度存在負(fù)的協(xié)整關(guān)系。

從各農(nóng)業(yè)環(huán)境變量與農(nóng)產(chǎn)品出口依存度的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，出口依存度與除秸稈單位產(chǎn)量和水庫容量以外的六個環(huán)境變量存在協(xié)整關(guān)系。其中，與化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)膜單位面積使用量和治澇面積存在負(fù)的協(xié)整關(guān)系；與水土流失治理面積和受災(zāi)面積存在正的協(xié)整關(guān)系。從各農(nóng)業(yè)環(huán)境變量與農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口依存度的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，進(jìn)口依存度與除水庫容量以外的七個環(huán)境變量存在協(xié)整關(guān)系。其中，與化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)膜單位面積使用量、秸稈單位面積產(chǎn)量和治澇面積存在正的協(xié)整關(guān)系；與水土流失治理面積和受災(zāi)面積存在負(fù)的協(xié)整關(guān)系。

由以上檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，除受災(zāi)面積以外，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與樣本范圍內(nèi)的農(nóng)業(yè)污染變量增多存在正向關(guān)系，而與環(huán)境質(zhì)量變量的提升存在負(fù)向關(guān)系。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口外貿(mào)依存度與多數(shù)農(nóng)業(yè)污染變量的增多存在正向關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品出口外貿(mào)依存度與多數(shù)農(nóng)業(yè)污染變量的增多存在負(fù)向關(guān)系。主要原因可能有以下幾點(diǎn)：一是從我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)和農(nóng)產(chǎn)品國際市場價格來看，我國在棉花和小麥、玉米、水稻等糧食作物生產(chǎn)上不具備比較優(yōu)勢，而在水果、蔬菜和花卉等農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，果蔬相較于糧食作物屬于“清潔產(chǎn)品”，“清潔產(chǎn)品”出口依存度的提高會使該產(chǎn)品出口國的污染物排放降低，環(huán)境得到改善。二是貿(mào)易開放程度的提高和進(jìn)口的增加，會使我國進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品的國內(nèi)價格下降，加劇污染密集型農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者的競爭，環(huán)境的外部性導(dǎo)致生產(chǎn)者為追逐利潤而以犧牲環(huán)境為代價壓縮成本。三是協(xié)整關(guān)系討論的是兩者之間的長期均衡關(guān)系，農(nóng)業(yè)污染物的增長若不加控制而超過當(dāng)?shù)丨h(huán)境承載力，長期看可能影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)量，使得出口減少而進(jìn)口增多。

(三)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為更好地探究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變量和農(nóng)業(yè)環(huán)境變量間的動態(tài)影響機(jī)制，本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法對兩者關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步分析。根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，本文所選變量均為非平穩(wěn)變量，直接使用格蘭杰檢驗(yàn)容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，從而得出錯誤的因果關(guān)系。Toda等(1991)和Lutkepohl等(1992)提出若兩個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整模型中，Wald統(tǒng)計(jì)量具有χ2分布，仍能用原序列的VAR模型進(jìn)行因果檢驗(yàn)。*賀紅波：《非平穩(wěn)變量的Granger因果檢驗(yàn)》，《長春師范學(xué)院學(xué)報(bào)》2004年第3期。也就是說，若兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則兩變量之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)有效，可以用常規(guī)的Wald檢驗(yàn)來確定是否存在因果關(guān)系?；诖怂枷?，對存在協(xié)整關(guān)系的變量組合進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析，結(jié)果見表3：

表3 環(huán)境變量與貿(mào)易變量的格蘭杰因果分析

根據(jù)所選樣本數(shù)據(jù)得到的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，可以逐一考察我國農(nóng)業(yè)環(huán)境與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易、出口貿(mào)易、出口貿(mào)易之間的因果關(guān)系。通過對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與環(huán)境變量的因果性分析可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平上，農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度為化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、秸稈單位面積產(chǎn)量和受災(zāi)面積的因，為農(nóng)膜單位面積使用量的果；在10%的顯著性水平上，農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度為水土流失治理面積的果，同時與化肥單位面積施用折純量、農(nóng)膜單位面積使用量互為因果。通過對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易與環(huán)境變量的因果性分析可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平上，出口依存度為化肥單位面積施用折純量、農(nóng)膜單位面積使用量和水土流失治理面積的因，同時與農(nóng)藥單位面積使用量互為因果；在10%的顯著性水平上，出口依存度與化肥單位面積施用折純量互為因果。通過對進(jìn)口貿(mào)易與環(huán)境變量的因果性分析可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平上，進(jìn)口依存度為受災(zāi)面積的因，為農(nóng)膜單位面積使用量、秸稈單位面積產(chǎn)量和水土流失治理面積的果，同時與化肥單位面積施用折純量互為因果；在10%的顯著性水平上，進(jìn)口依存度還為農(nóng)藥單位面積使用量的因，為治澇面積的果，同時與秸稈單位面積產(chǎn)量互為因果。

由格蘭杰因果關(guān)系的檢驗(yàn)方法可以看出，格蘭杰因果關(guān)系并非真正意義上的因果關(guān)系，它表達(dá)的是一個變量對一個變量的“預(yù)測能力”。根據(jù)本節(jié)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變量為大多數(shù)農(nóng)業(yè)環(huán)境變量的格蘭杰因。此結(jié)論符合一般的理論預(yù)期，主要有兩個原因：一是我國是世界上最大的發(fā)展中國家，比較優(yōu)勢帶來的國際貿(mào)易是我國經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，對貿(mào)易增長帶來的社會財(cái)富聚集的渴望遠(yuǎn)大于對環(huán)境的重視，因此不可避免地出現(xiàn)貿(mào)易主動而環(huán)境被動的局面。二是農(nóng)業(yè)環(huán)境的外部性效率偏差制約了環(huán)境對貿(mào)易的影響程度。在環(huán)境貿(mào)易的理論模型中，為消除農(nóng)業(yè)面源污染的外部性，往往通過設(shè)計(jì)一個價格機(jī)制，*比如污染稅或排污權(quán)交易的價格。將外部費(fèi)用引入價格中。而在現(xiàn)實(shí)生活中，由于農(nóng)業(yè)自身的特殊性，存在生態(tài)系統(tǒng)定價難、環(huán)境外部性非內(nèi)在化、產(chǎn)權(quán)不明晰等市場失靈的情況。也就是說，我國欠缺一個包含環(huán)境的有效市場機(jī)制和價格調(diào)節(jié)手段，有效市場環(huán)境的欠缺阻礙了環(huán)境對貿(mào)易的反調(diào)節(jié)作用。

除了貿(mào)易為因的結(jié)果以外，有約三分之一的檢驗(yàn)結(jié)果得出農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與環(huán)境互為因果的結(jié)論。農(nóng)業(yè)環(huán)境為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的格蘭杰原因的結(jié)果，主要體現(xiàn)在環(huán)境對進(jìn)口貿(mào)易的影響上。此結(jié)論也與我國實(shí)際情況相符，主要可從以下兩個方面進(jìn)行解釋：一是隨著我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)的快速發(fā)展，自然資源呈現(xiàn)枯竭趨勢，環(huán)境壓力激增；二是隨著人民生活水平的日益提高，居民對環(huán)境質(zhì)量的要求和大眾整體環(huán)保意識不斷提高。因此，農(nóng)業(yè)環(huán)境對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的反作用機(jī)制日益凸顯，開始出現(xiàn)環(huán)境變化對貿(mào)易的反向影響。

四、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境的脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來考察在VAR系統(tǒng)內(nèi)對一個內(nèi)生變量的隨機(jī)誤差項(xiàng)加入一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，某一個內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值對此沖擊的反應(yīng)，即描述一個內(nèi)生變量的單次沖擊對其自身和系統(tǒng)中其它內(nèi)生變量帶來的影響。根據(jù)實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義，本文對上述存在格蘭杰因果關(guān)系的貿(mào)易變量和環(huán)境變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)是基于VAR模型而來，需對VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，*AR特征方程特征根倒數(shù)的絕對值小于1，落于單位圓內(nèi)，則VAR模型穩(wěn)定。若VAR模型不穩(wěn)定，則其脈沖響應(yīng)結(jié)果可能無效。通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，上述存在格蘭杰因果關(guān)系的模型中的 VAR系統(tǒng)均為穩(wěn)定過程，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。因?yàn)?，傳統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果會嚴(yán)重依賴系統(tǒng)中各個變量的排列順序，所以，本文采用結(jié)果不受VAR模型變量排序影響的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)。*限于篇幅，脈沖響應(yīng)圖從略，有感興趣者可向作者索取。

脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示，化肥單位面積施用折純量和農(nóng)藥單位面積使用量對農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度變化的沖擊反應(yīng)為正值，說明貿(mào)易開放程度的提高會增加化肥、農(nóng)藥的單位面積使用量，其軌跡大致呈現(xiàn)出一條先上升再下降的倒U型曲線。農(nóng)膜單位面積使用量和秸稈單位面積產(chǎn)量對外貿(mào)依存度變化的沖擊反應(yīng)在初期為負(fù)值，之后分別在第3期和第2期轉(zhuǎn)變?yōu)檎担?0期的累計(jì)脈沖響應(yīng)值為正。治澇面積和受災(zāi)面積對外貿(mào)依存度變化的沖擊反應(yīng)為負(fù)值，治澇面積的響應(yīng)曲線較為平緩，后幾期數(shù)值變化不大；受災(zāi)面積的脈沖響應(yīng)曲線在第2期達(dá)到最低值，之后迅速向零值靠攏，其軌跡大致呈“V型”。除受災(zāi)面積外，上述環(huán)境變量對于貿(mào)易變化的沖擊反應(yīng)均顯示出外貿(mào)依存度提高對農(nóng)業(yè)環(huán)境的負(fù)面影響。

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對農(nóng)業(yè)環(huán)境變化沖擊的反應(yīng)曲線比農(nóng)業(yè)環(huán)境對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變化沖擊的響應(yīng)曲線更為平緩，說明環(huán)境對貿(mào)易變動的動態(tài)影響小于貿(mào)易對環(huán)境的影響波動。四個農(nóng)業(yè)污染變量中，農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度對化肥單位面積施用量、農(nóng)藥單位面積使用量和農(nóng)膜單位面積使用量變化沖擊的前10期累計(jì)值為正值，說明這些污染變量的增多可使農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放程度上升；而對秸稈單位面積產(chǎn)量的脈沖響應(yīng)累計(jì)值為負(fù)值，說明此污染物的增多會反過來抑制農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的開放。對治澇面積和受災(zāi)面積的累計(jì)脈沖響應(yīng)值分別為正和負(fù)，說明治澇面積的提升和受災(zāi)面積的下降會促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的開放。

農(nóng)用化肥單位面積施用折純量和農(nóng)藥單位面積使用量對農(nóng)產(chǎn)品出口依存度變化的脈沖響應(yīng)曲線近似于倒U型，累計(jì)脈沖響應(yīng)量都為正。農(nóng)膜單位面積使用量對出口依存度變化的沖擊反應(yīng)在初期為負(fù)值，在第3期轉(zhuǎn)為正值，前10期的累計(jì)脈沖響應(yīng)值為正。治澇面積對出口依存度變化的沖擊反應(yīng)為負(fù)值。上述環(huán)境變量對于農(nóng)產(chǎn)品出口依存度變化的沖擊反應(yīng)結(jié)果均表明出口依存度增長對環(huán)境的負(fù)面影響。

農(nóng)產(chǎn)品出口依存度對化肥單位面積施用量的變化，在1期會產(chǎn)生一個正影響，在第三期開始變?yōu)樨?fù)值，雖然前10期的累積量仍不是正值，但是說明農(nóng)業(yè)污染對出口貿(mào)易有滯后的抑制作用，會在未來影響出口貿(mào)易開放程度的提高。出口依存度對農(nóng)藥單位面積使用量和農(nóng)膜單位面積使用量變化沖擊的累計(jì)值都為負(fù)值，說明這些污染的增多會反過來阻礙農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展。農(nóng)膜的反作用在第一期即達(dá)到最大值；而農(nóng)藥的反作用較為滯后，在第4期達(dá)到最大值。出口依存度對治澇面積沖擊響應(yīng)的累計(jì)值為負(fù)值，表明治澇面積的增多會促進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

與環(huán)境和貿(mào)易的脈沖響應(yīng)曲線相似，化肥單位面積施用折純量和農(nóng)藥單位面積使用量對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口依存度的脈沖響應(yīng)曲線大致為一條先上升再下降的倒U型曲線，其沖擊反應(yīng)均為正值。農(nóng)膜單位面積使用量和治澇面積對進(jìn)口依存度變化的沖擊反應(yīng)在初期為負(fù)值，在第2期轉(zhuǎn)變?yōu)檎担?0期的累計(jì)脈沖響應(yīng)值均為正。水土流失治理面積對進(jìn)口依存度變化的沖擊響應(yīng)值均為正值，響應(yīng)曲線則較為平緩，從第4期開始數(shù)值變化不大，說明進(jìn)口貿(mào)易開放程度的提高對水土流失治理有正面影響。在前10期內(nèi)，受災(zāi)面積對進(jìn)口依存度的沖擊響應(yīng)值均為負(fù)值，其脈沖響應(yīng)曲線在第2期達(dá)到最低值，之后迅速向零值靠攏，軌跡大致呈V型，說明進(jìn)口依存度的提高對受災(zāi)面積的減少有積極作用。

農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口依存度對化肥單位面積施用量、農(nóng)藥單位面積使用量和農(nóng)膜單位面積使用量變化沖擊的累計(jì)值為正值，說明這些污染變量的增多可使進(jìn)口依存度上升，與協(xié)整結(jié)論及其推測原因相一致；對水土流失治理面積和治澇面積變化沖擊的累計(jì)脈沖響應(yīng)值為正，說明水土流失和澇區(qū)的治理會促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；對受災(zāi)面積變化沖擊的累計(jì)脈沖響應(yīng)值為負(fù)，說明受災(zāi)面積的減少對進(jìn)口貿(mào)易會產(chǎn)生正面影響。

除脈沖響應(yīng)函數(shù)之外，本文還使用方差分解方法研究變量之間的動態(tài)特征。同脈沖響應(yīng)函數(shù)一樣，方差分解的結(jié)果也依賴于VAR模型中各個變量的排列順序。通過對農(nóng)業(yè)環(huán)境與農(nóng)產(chǎn)品出口依存度、進(jìn)口依存度的方差分解分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品出口依存度和進(jìn)口依存度對大部分農(nóng)業(yè)環(huán)境變量的解釋程度也要高于農(nóng)業(yè)環(huán)境變量對農(nóng)產(chǎn)品出口和進(jìn)口的解釋程度。出口依存度對化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)膜單位面積使用量和治澇面積的預(yù)測方差平均貢獻(xiàn)度分別為60.88%、27.15%、12.05%和36.13%；化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)膜單位面積使用量和治澇面積對出口依存度預(yù)測方差的平均貢獻(xiàn)度分別為12.55%、2.71%、0.73%和0.90%。進(jìn)口依存度對化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)膜單位面積使用量、水土流失治理面積、治澇面積和受災(zāi)面積的預(yù)測方差平均貢獻(xiàn)度分別為61.37%、47.91%、12.26%、0.05%、3.68%和50.63%；化肥單位面積施用折純量、農(nóng)藥單位面積使用量、農(nóng)膜單位面積使用量、水土流失治理面積、治澇面積和受災(zāi)面積對進(jìn)口依存度預(yù)測方差的平均貢獻(xiàn)度分別為31.89%、3.07%、8.82%、18.63%、5.46%和3.95%。

通過我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境的方差分解分析發(fā)現(xiàn)，大部分農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變量對農(nóng)業(yè)環(huán)境變量預(yù)測方差的解釋力要強(qiáng)于農(nóng)業(yè)環(huán)境變量對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變量的解釋力。此結(jié)論基本與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和農(nóng)業(yè)環(huán)境的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果相符。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和總貿(mào)易量的逐年攀升拉動了我國經(jīng)濟(jì)增長，為我國現(xiàn)代化建設(shè)做出了杰出貢獻(xiàn)。但是，對經(jīng)濟(jì)利益的過度追求可能造成自然資源的無序開發(fā)和生態(tài)環(huán)境的惡化，從而農(nóng)業(yè)環(huán)境被破壞給農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易帶來負(fù)面影響。

五、結(jié)論及政策啟示

本文采用時間序列的計(jì)量分析方法，考察了1992-2013年我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境變量之間的長期均衡關(guān)系、格蘭杰因果關(guān)系和短期動態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制，得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，在Johansen協(xié)整分析中，我國農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)依存度與樣本系統(tǒng)中大部分農(nóng)業(yè)污染變量的增多存在正向關(guān)系，與環(huán)境質(zhì)量變量的提升存在負(fù)向關(guān)系。脈沖響應(yīng)分析得到與協(xié)整分析相似的結(jié)果，即農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放程度的提高會對大部分農(nóng)業(yè)環(huán)境變量產(chǎn)生負(fù)面影響。而且，部分農(nóng)業(yè)環(huán)境變量已顯示出對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的反向作用，比如農(nóng)業(yè)污染物的增多會抑制貿(mào)易的發(fā)展，而農(nóng)業(yè)環(huán)境的改善會促進(jìn)貿(mào)易的發(fā)展。

第二，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易與多數(shù)農(nóng)業(yè)污染變量存在負(fù)的協(xié)整關(guān)系，出口依存度提高，農(nóng)業(yè)污染排放下降。農(nóng)產(chǎn)品出口依存度與農(nóng)業(yè)環(huán)境變量的脈沖響應(yīng)分析顯示，出口依存度的提高會對農(nóng)業(yè)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響，加劇農(nóng)業(yè)污染的排放；大部分農(nóng)業(yè)污染變量的增多會阻礙出口貿(mào)易的發(fā)展，環(huán)境的改善會促進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。其中，化肥的增多在初期會使出口依存度增加，而在后期會使出口依存度減少，表現(xiàn)出農(nóng)業(yè)環(huán)境污染對出口抑制作用的滯后性。其脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果與協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果并不矛盾，因?yàn)閰f(xié)整關(guān)系表示的是一種長期穩(wěn)定關(guān)系，而脈沖響應(yīng)是分析一個變量的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對另一個變量的短期動態(tài)影響，這種短期影響可能存在著與長期方向不同的偏離。

第三，農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易與多數(shù)農(nóng)業(yè)污染變量的增多存在長期正向均衡關(guān)系。短期來看，農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口外貿(mào)依存度的提高會導(dǎo)致環(huán)境污染變量的增加，但也會部分的使水土流失等其他環(huán)境質(zhì)量得到改善，也就是說，污染變量的增多會反過來促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展。

第四，通過對滿足協(xié)整條件的變量關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變量為大多數(shù)農(nóng)業(yè)環(huán)境變量的格蘭杰因；另有約三分之一的檢驗(yàn)結(jié)果得出農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境互為因果的結(jié)論；農(nóng)業(yè)環(huán)境為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易格蘭杰因的結(jié)果主要體現(xiàn)在環(huán)境對進(jìn)口貿(mào)易的影響上面。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)環(huán)境的方差分解分析結(jié)果與格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)論基本相符，其結(jié)果顯示，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變量對大部分農(nóng)業(yè)環(huán)境變量預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度要高于環(huán)境變量對貿(mào)易變量的方差貢獻(xiàn)度。盡管我國農(nóng)業(yè)環(huán)境對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響程度遜色于貿(mào)易對環(huán)境的影響程度，但我國農(nóng)業(yè)環(huán)境對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易存在一個反向調(diào)節(jié)的趨勢，即環(huán)境改善會提高農(nóng)民收入水平并促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展，而環(huán)境污染會降低農(nóng)民收入并抑制農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展。需要強(qiáng)調(diào)的是，隨著我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和人民生活水平的日益富足，大眾的環(huán)保意識和環(huán)境需求不斷提高，以及資源過度開發(fā)利用、環(huán)境承載力瀕臨極限等問題的出現(xiàn)，農(nóng)業(yè)環(huán)境變化開始逐步對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易顯現(xiàn)出反向影響。

本文結(jié)論可以給我們帶來如下政策啟示：

第一，發(fā)揮比較優(yōu)勢，合理化農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)國際競爭力。通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)產(chǎn)品出口外貿(mào)依存度與多數(shù)農(nóng)業(yè)污染變量的增多存在負(fù)向關(guān)系。這主要是因?yàn)?，我國在果蔬、花卉、水產(chǎn)品等相對清潔的勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)上有比較優(yōu)勢，出口數(shù)量較多。南北貿(mào)易模型理論認(rèn)為，貿(mào)易開放程度的提高會使“清潔產(chǎn)品”出口國的污染排放量降低。因此，擴(kuò)大勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口，增加資本密集型農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口有助于我國農(nóng)業(yè)環(huán)境的改善和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。借助農(nóng)產(chǎn)品供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的契機(jī)，充分發(fā)揮我國比較優(yōu)勢，以市場為導(dǎo)向，調(diào)整種植業(yè)和漁業(yè)的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展環(huán)境節(jié)約型、友好型現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因地制宜優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，增強(qiáng)我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場的話語權(quán)和競爭力。

第二，建立一個包含環(huán)境約束的有效市場機(jī)制和價格調(diào)節(jié)手段。在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，應(yīng)基于整體改革的視角，從供給側(cè)與需求側(cè)雙向施力。*夏晶、黃曉奎等：《內(nèi)外經(jīng)濟(jì)失衡對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響分析》，《經(jīng)濟(jì)與管理評論》2017年第2期。目前我國尚缺乏一個包含環(huán)境約束的有效市場機(jī)制，在環(huán)境保護(hù)方面常常出現(xiàn)先破壞再補(bǔ)救的惡性循環(huán)，因此也難以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)環(huán)境對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的良性反調(diào)節(jié)作用。另外，我國農(nóng)業(yè)環(huán)境污染監(jiān)測技術(shù)與監(jiān)測覆蓋面還存在許多執(zhí)行層面上的問題，從而使得該調(diào)節(jié)手段的實(shí)現(xiàn)還存在許多困難。對此，應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)業(yè)環(huán)境污染監(jiān)測系統(tǒng)的建設(shè)，利用價格調(diào)節(jié)手段以更好地實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)環(huán)境外部效應(yīng)內(nèi)部化。在政策制定上，應(yīng)堅(jiān)持生產(chǎn)力與環(huán)境承載力相匹配、政府指導(dǎo)與市場機(jī)制相結(jié)合的原則，建立公平公正、獎懲分明的市場環(huán)境。

2017-03-19

馬 進(jìn)，女，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，山東師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，山東師范大學(xué)地理學(xué)在站博士后。

F272

A

1003-4145[2017]08-0156-06

欒曉平)