狄燕

摘要：通過建立VAR模型，以江蘇省為例，研究農(nóng)業(yè)源污染物排放總量與其影響因素的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，并通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法進(jìn)一步考察江蘇省1996～2014年間3類污染物影響因素指標(biāo)與農(nóng)業(yè)源污染物排放總量之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響特征。研究結(jié)果表明，農(nóng)膜使用量、農(nóng)藥使用量和化肥施用量與農(nóng)業(yè)源污染物排放總量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)關(guān)系，且是解釋農(nóng)業(yè)源污染物排放總量預(yù)測(cè)方差的重要變量。最后對(duì)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)污染治理提出相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)污染；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解

十三五規(guī)劃提出要堅(jiān)持綠色發(fā)展，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，加快建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)，促進(jìn)形成資源利用高效、生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)定、產(chǎn)地環(huán)境良好、產(chǎn)品質(zhì)量安全的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展格局。英國經(jīng)濟(jì)學(xué)人智庫發(fā)布的《全球糧食安全指數(shù)報(bào)告》顯示，在2015年全球糧食安全指數(shù)排名中，中國綜合排名第42位，新形勢(shì)下繼續(xù)提升我國糧食和食品安全保障能力依然面臨著嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。

一、江蘇省農(nóng)業(yè)發(fā)展及農(nóng)業(yè)環(huán)境污染現(xiàn)狀

作為我國的農(nóng)業(yè)大省，江蘇省農(nóng)業(yè)發(fā)展快速，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程不斷加快。循環(huán)農(nóng)業(yè)和生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展較快，具體來說表現(xiàn)在：2015年全省使用農(nóng)藥總量約為78500 t，比2014年實(shí)際用量減少1031t，下降1.3%；江蘇省是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和化肥使用大省，2014年農(nóng)用化肥施用折純量323.6萬t，占全國使用量5.4%。江蘇省施肥狀況還存在諸多問題，例如江蘇省畝均施肥量高、綠色有機(jī)肥料利用率和覆蓋率低、施肥結(jié)構(gòu)不平衡等。

二、實(shí)證研究方法介紹

采用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解等方法對(duì)江蘇省農(nóng)業(yè)源污染與其影響因素進(jìn)行分析，研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR模型常用于預(yù)測(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他的內(nèi)生變量所帶來的影響。而方差分解（variance decomposition）是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。

三、實(shí)證研究

（一）樣本指標(biāo)選取處理

選取的計(jì)算指標(biāo)為江蘇省農(nóng)膜使用量、農(nóng)藥使用量、化肥使用量和江蘇省農(nóng)業(yè)源氮排放總量、農(nóng)業(yè)源磷排放總量以及農(nóng)業(yè)源化學(xué)需氧量。時(shí)間跨度為1996～2014年。江蘇省農(nóng)膜使用量、農(nóng)藥使用量和化肥使用量數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局，由于江蘇省統(tǒng)計(jì)局2011年才對(duì)農(nóng)業(yè)源污染物排放進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，故利用姜峰、葛繼紅等人的研究方法對(duì)江蘇省農(nóng)業(yè)源污染指標(biāo)數(shù)進(jìn)行估算。為數(shù)據(jù)更平穩(wěn)并且消除可能存在的異方差，對(duì)原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。

（二）單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

主要研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指標(biāo)與污染物排放總量之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。首先對(duì)lnnm、lnny、lnhf和lntotal進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，發(fā)現(xiàn)這些序列ADF對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)值絕對(duì)值在1%，5%，10%的水平下均小于臨界值的絕對(duì)值，可以接受原假設(shè)，即序列存在一階單位根，序列非平穩(wěn)。在對(duì)所有序列的一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)均通過了ADF單位根檢驗(yàn)，因此可以認(rèn)為這些序列是一階單整的，即lnnm、lnny、lnhf、lntotal～I(xiàn)（1）。具體的檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

由于lnnm、lnny、lnhf、lntotal～I(xiàn)（1），可以對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整分析的經(jīng)濟(jì)意義在于，對(duì)于兩個(gè)具有各自長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律的變量，如果他們之間是協(xié)整的，則他們之間存在一個(gè)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。反之，如果這兩個(gè)變量不是協(xié)整的，則他們之間不存在一個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。采用JJ協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。通過協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，至少有兩個(gè)協(xié)整向量，可以認(rèn)為lnnm、lnny、lnhf和lntotal之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

（三）基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

通過以上分析可以知道lnnm、lnny、lnhf和lntotal都是一階單整的，而且通過了協(xié)整檢驗(yàn)，說明變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)關(guān)系，可以建立VAR模型。首先確定VAR模型的階數(shù)，利用AIC和SC（BIC）最小準(zhǔn)則，可以確定當(dāng)滯后期為2時(shí)，AIC和SC最小，因此可以建立滯后期為2的VAR（2）模型。通過軟件運(yùn)行得出VAR（2）模型表達(dá)式：

lntotal=1.32lnhf（-1）-0.56lnhf（-2）+0.2lnnm（-1）-0.14lnnm（-2）-0.24lnny（-1）-0.15lnny（-2）+0.30lntotal（-1）-0.37lntotal（-2）+1.38

模型的可決系數(shù)為0.900375，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.80075，均大于0.8，說明模型的擬合效果較好。

進(jìn)一步采用AR特征多項(xiàng)式對(duì)該模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，見圖1。結(jié)果顯示AR特征多項(xiàng)式的所有逆根均在單位圓內(nèi)，說明該模型是穩(wěn)定的，即lnnm、lnny、lnhf和lntotal所組成的系統(tǒng)是穩(wěn)定的。可以繼續(xù)對(duì)該模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。

根據(jù)以上建立的VAR（2）模型，分別給lnnm、lnny和lnhf一個(gè)正的沖擊，得到lntotal的響應(yīng)函數(shù)圖。在圖2中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，單位為年度，縱軸表示lntotal，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了lnnm、lnny和lnhf對(duì)相應(yīng)能源進(jìn)出口量沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶，圖2可以看出當(dāng)在本期給lnnm一個(gè)正的沖擊后，lntotal從當(dāng)期開始便有一個(gè)正的響應(yīng)，以后各期便慢慢回落，在8期之后開始穩(wěn)定。本期給lnhf一個(gè)正的沖擊后，lntotal在前5期反應(yīng)波動(dòng)較大，但在第6期達(dá)到峰值后開始穩(wěn)定，并持續(xù)保持正的響應(yīng)。本期在給lnny一個(gè)正的沖擊后，lntotal前6期反應(yīng)波動(dòng)較大，并在第6期達(dá)到峰值，然后慢慢回落，但一直保持正的響應(yīng)。本期給lntotal本身一個(gè)正的沖擊后，lntotal當(dāng)期響應(yīng)巨大，在第七期后穩(wěn)定，保持負(fù)的響應(yīng)。

以上內(nèi)容分析了lntotal對(duì)lnnm、lnny和lnhf沖擊變化的響應(yīng)。接下來利用方差分析的基本思想來分析lnnm、lnny和lnhf對(duì)lntotal變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度，對(duì)lntotal進(jìn)行方差分解可以得到，不考慮lntotal自身的貢獻(xiàn)率，lnnm對(duì)lntotal的貢獻(xiàn)率最大達(dá)到10.7%，長(zhǎng)期方差分解趨于10%左右，說明這個(gè)沖擊對(duì)這個(gè)變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)在10%左右。同理可以得到lnhf對(duì)lntotal的貢獻(xiàn)率在30%左右，lnny對(duì)lntotal的貢獻(xiàn)率在35%左右。

四、研究結(jié)論

通過采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析技術(shù)，實(shí)證考察了1996～2014年間江蘇省農(nóng)業(yè)環(huán)境污染指標(biāo)排放總量與其影響因素之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。得到以下結(jié)果：第一、對(duì)各組時(shí)間序列數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)形式的平穩(wěn)性檢驗(yàn)所有變量都是一階單整的；第二、從脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果可以看出，lnnm、lnny和lnhf對(duì)lntotal的影響沖擊是存在的且是較大的，這種影響在7期后逐漸平穩(wěn)，且保持正的影響。這印證了隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素（農(nóng)膜、農(nóng)藥和農(nóng)用化肥）投入的加大，農(nóng)業(yè)污染物排放總量也會(huì)隨之加大之一常理事實(shí)。

農(nóng)業(yè)面源污染治理是一項(xiàng)投資巨大和長(zhǎng)期的且收效時(shí)期長(zhǎng)的復(fù)雜的系統(tǒng)工程，這就要求建立和完善農(nóng)業(yè)生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制，提供更為有力的政策支持和穩(wěn)定的資金來源，實(shí)現(xiàn)生態(tài)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。其次正如李克強(qiáng)總理在政府工作報(bào)告中提到的那樣要深入推進(jìn)農(nóng)村人居環(huán)境整治，建設(shè)既有現(xiàn)代文明、又具田園風(fēng)光的美麗鄉(xiāng)村。加強(qiáng)城鄉(xiāng)環(huán)境綜合整治，普遍推行垃圾分類制度。培育壯大節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)，使環(huán)境改善與經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)現(xiàn)雙贏。

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*基金項(xiàng)目：國家軟科學(xué)研究項(xiàng)目（2014GXS4D105）；國家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“中國知識(shí)產(chǎn)權(quán)綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系設(shè)計(jì)及應(yīng)用”（10ATJ003）；國家統(tǒng)計(jì)局全國統(tǒng)計(jì)科研計(jì)劃項(xiàng)目（2012LZ011）。

（作者單位：江蘇大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院）