羅海平, 何志文, 胡學(xué)英

(1.南昌大學(xué)中國中部經(jīng)濟社會發(fā)展研究中心 南昌 330031; 2.南昌大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 南昌 330031;3.中共江西省委黨校 南昌 330038)

城鎮(zhèn)化的推進助力中國經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就。截至2018年, 我國常住人口城鎮(zhèn)化率達59.58%, 高于世界平均水平(55.27%)。然而, 由于我國經(jīng)濟增長方式的粗放型以及城鎮(zhèn)化推進的盲目性,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)面源污染現(xiàn)象日益嚴峻[1]。農(nóng)業(yè)面源污染系指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中氮素和磷素等營養(yǎng)物質(zhì)、農(nóng)藥及其他有機或無機污染物質(zhì)通過農(nóng)田的地表徑流和農(nóng)田滲漏形成的環(huán)境污染[2]。化肥面源污染是農(nóng)業(yè)面源污染的重要來源之一, 2018年我國化肥投入量為5653.4萬t, 占世界使用量的30%以上, 化肥投入強度是歐盟和美國的2倍以上, 化肥施用總量大與施用強度高現(xiàn)象并存[3]?；实倪^度施用不僅使農(nóng)產(chǎn)品邊際產(chǎn)出不斷降低, 亦使耕地質(zhì)量持續(xù)下降、地下水污染日益嚴峻, 中國依靠化肥來提高農(nóng)作物產(chǎn)量的空間已變得非常有限[4]。當前, 我國進入增長速度換檔期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期和前期刺激政策消化期“三期疊加”階段, 推動經(jīng)濟持續(xù)和綠色發(fā)展成為重中之重。在城鎮(zhèn)化持續(xù)推進的背景下, 城鎮(zhèn)化作為社會發(fā)展的客觀現(xiàn)象和國家現(xiàn)代化的重要標志, 明晰城鎮(zhèn)化與化肥面源污染間的關(guān)系, 探究城鎮(zhèn)化影響化肥面源污染的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)具有重要現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外學(xué)者針對化肥面源污染做了許多探索性研究, 主要基于庫茲涅茨假說和STIRPAT模型。前者旨在探究經(jīng)濟增長與化肥面源污染之間的關(guān)系[5-6];后者探究化肥面源污染的影響因素, 主要包括城鎮(zhèn)化[7]、農(nóng)民收入[8]、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移[9]、農(nóng)業(yè)政策[10]、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步[11]等。其中城鎮(zhèn)化對化肥面源污染影響的研究觀點分為兩類: 一是認為城鎮(zhèn)化會加劇化肥面源污染。侯孟陽等[12]和夏秋等[13]認為城鎮(zhèn)化使非農(nóng)比較收益不斷提升, 勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和農(nóng)民兼業(yè)化現(xiàn)象日益嚴峻, 農(nóng)戶傾向于使用更加廉價的化肥替代價格不斷上漲的勞動力。史常亮等[14]認為城鎮(zhèn)化的推進吸引了大量的優(yōu)質(zhì)勞動力, 農(nóng)業(yè)勞動力質(zhì)量的下降造成了化肥的過量施用。廖煒等[15]基于輸出系數(shù)模型解析面源污染, 發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化導(dǎo)致農(nóng)村耕地面積減少, 在耕地稀缺的背景下, 農(nóng)戶會加大化肥施用以提高產(chǎn)出。吳義根等[16]基于空間面板STIRPAT模型分析城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)面源污染的直接效應(yīng)與空間效應(yīng), 認為城鎮(zhèn)化的示范效應(yīng)間接加劇了農(nóng)業(yè)面源污染排放。二是認為城鎮(zhèn)化會緩解化肥面源污染。徐承紅等[17]基于空間自回歸模型與空間誤差模型檢驗了城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)面源污染的緩解效應(yīng), 認為城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠促進科技進步和文化知識宣傳, 提升農(nóng)戶環(huán)保能力與環(huán)保意識。

綜上可見, 現(xiàn)有文獻在探究城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的影響方面成果頗豐, 但基于糧食功能區(qū)視角對區(qū)域異質(zhì)性的研究卻鮮有涉足。2018年糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)及糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值分別為2924億元、1065億元和1453億元。由于資源稟賦、功能定位、經(jīng)濟發(fā)展的差異, 不同糧食功能區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值存在較大差距。因此, 相比以地理、經(jīng)濟因素劃分的空間格局, 基于糧食功能區(qū)視角更易發(fā)現(xiàn)化肥面源污染影響機制的空間異質(zhì)性。此外,現(xiàn)有文獻大多使用普通面板模型對化肥面源污染的驅(qū)動因素展開研究, 但對城鎮(zhèn)化作用于化肥面源污染的影響機制缺乏進一步分析。中介效應(yīng)模型可以探究自變量對因變量的影響過程與作用機制, 相比分析城鎮(zhèn)化直接影響化肥面源污染的同類研究, 使用中介分析往往能夠得到更深入的結(jié)果[18]。鑒于此,本文構(gòu)建“城鎮(zhèn)化?中介因子?化肥面源污染”分析框架, 以期發(fā)掘城鎮(zhèn)化持續(xù)推進背景下我國糧食安全保障的化肥面源污染問題, 為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展提供實證依據(jù)。

1 城鎮(zhèn)化對化肥面源污染影響的作用機理

1.1 城鎮(zhèn)化、農(nóng)地稟賦與化肥過量施用引起的面源污染

城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展易導(dǎo)致耕地被占用, 大量的農(nóng)用耕地變?yōu)楣I(yè)用地、住宅用地, 農(nóng)地稟賦不斷下降[19]。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn), 1990?2015年我國城鎮(zhèn)建設(shè)用地占用耕地面積達2.12萬km2, 占我國城鎮(zhèn)建設(shè)用地總面積的72.5%, 我國城鎮(zhèn)建設(shè)用地占用耕地程度形成“東強西弱”的空間分布態(tài)勢[20]。城鎮(zhèn)化雖能夠有效促進經(jīng)濟增長, 為農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營提供金融服務(wù)、管理創(chuàng)新、農(nóng)業(yè)技術(shù)等生產(chǎn)要素支撐。但根據(jù)理性人假設(shè), 資本的逐利性會誘致大量資本流入收益更高的第二、第三產(chǎn)業(yè)。例如建設(shè)產(chǎn)業(yè)工業(yè)園、投資鄉(xiāng)村旅游特色服務(wù)業(yè)等等, 耕地“非農(nóng)化”現(xiàn)象加劇[21]。雖然已經(jīng)存在“占補平衡”等農(nóng)地保護政策, 但政策執(zhí)行效果難以評估, 部分人口密集地區(qū)在完成“占補平衡”要求及“GDP錦標賽”雙重刺激下, 甚至出現(xiàn)“山下鬧田荒, 山上進軍墾造”現(xiàn)象。一方面, 農(nóng)地稀缺地區(qū)通常會更加依賴化肥提高糧食產(chǎn)量, 導(dǎo)致農(nóng)地稀缺地區(qū)的化肥投入強度顯著高于農(nóng)地豐富地區(qū), 農(nóng)地稀缺地區(qū)因化肥的過度施用導(dǎo)致化肥面源污染[22]。另一方面, 農(nóng)地稟賦決定農(nóng)作物播種面積, 是化肥要素投入的基礎(chǔ), 農(nóng)作物播種面積的增加導(dǎo)致化肥投入增加[23]。

1.2 城鎮(zhèn)化、技術(shù)進步與化肥過量施用引起的面源污染

發(fā)展中國家城鄉(xiāng)間存在緊密的經(jīng)濟聯(lián)系, 使得城鄉(xiāng)資源配置效率不斷優(yōu)化, 農(nóng)業(yè)技術(shù)水平不斷提高, 與此同時, 城鎮(zhèn)化帶來的新型農(nóng)業(yè)技術(shù)持續(xù)向農(nóng)村輸出, 從而緩解化肥面源污染[24]。城鎮(zhèn)化通過技術(shù)進步對化肥面源污染影響的作用機制可能表現(xiàn)在如下兩點: 第一, 促進技術(shù)進步。城鎮(zhèn)化發(fā)展導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的稀缺性變化(如勞動力、耕地等), 使得要素相對價格發(fā)生變化, 進而對技術(shù)變革產(chǎn)生誘致性作用[25]。城鎮(zhèn)化發(fā)展促進農(nóng)業(yè)部門收入快速增長, 農(nóng)業(yè)部門為實現(xiàn)社會環(huán)保需求與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的可持續(xù)增長, 會加大農(nóng)業(yè)科技投入, 提高化肥資源利用效率,減少面源污染排放。當前我國高新施肥技術(shù)包括溫室現(xiàn)代化管控、水肥一體化技術(shù)、根際土壤調(diào)控技術(shù)、3S技術(shù)與精準施肥和飛機施肥技術(shù)等, 此類高新技術(shù)若能因地制宜, 合理使用, 將會對緩解化肥面源污染做出重大貢獻[26-27]。第二, 促進技術(shù)應(yīng)用。目前具有規(guī)模大、效率高、成本低等特點的面源污染控制技術(shù)少之又少, 高額的面源治理費用普通農(nóng)戶無力承擔, 導(dǎo)致農(nóng)業(yè)面源污染現(xiàn)象愈發(fā)嚴重[28]。但城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素形成新的要素結(jié)構(gòu)關(guān)系, 土地流轉(zhuǎn)集中、農(nóng)業(yè)規(guī)?；鸩桨l(fā)展成為新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)形態(tài), 具有規(guī)模效應(yīng)的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更有能力應(yīng)用先進農(nóng)業(yè)技術(shù)。

1.3 城鎮(zhèn)化、勞動力轉(zhuǎn)移與化肥過量施用引起的面源污染

城鎮(zhèn)化的本質(zhì)是人口持續(xù)從農(nóng)村向城市集聚,農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移會影響化肥面源污染, 其表現(xiàn)可能包含兩個方面: 一方面, 城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展使得非農(nóng)比較收益持續(xù)提升, 農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移、農(nóng)民兼業(yè)化等現(xiàn)象加劇, 在其他要素相對價格不變情況下, 農(nóng)民更傾向選擇廉價省力的化肥以替代勞動力投入。另一方面, 農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移導(dǎo)致的耕地拋荒、閑置現(xiàn)象在全國各地存在廣泛[29], 而耕地拋荒、閑置會促進農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的恢復(fù)與改善[30]。同時在戶籍制度的限制下, 農(nóng)村勞動力很難真正融入遷入地, 其父母通常會留在戶籍地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動, 導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動力老齡化現(xiàn)象加劇[9]。據(jù)第3次農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)顯示, 2016年末55歲及以上的農(nóng)業(yè)勞動人員占比高達33.6%, 高齡勞動力對化肥過度投入的危害認知不足, 此類勞動力的增加反而會促進化肥的過量施用[31]。因此勞動力轉(zhuǎn)移會通過以上兩條路徑對化肥面源污染產(chǎn)生相反的兩種影響, 影響方向取決于兩類力量的合力, 作用機制見圖1。

圖1 城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的作用機制Fig.1 Mechanism of effects of urbanization on non-point source pollution of fertilizer

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

2.1 中介效應(yīng)模型

面板數(shù)據(jù)具有解決遺漏變量、樣本容量大的優(yōu)點。因此, 本文構(gòu)建以農(nóng)地稟賦、農(nóng)業(yè)技術(shù)和勞動力為中介變量的面板中介效應(yīng)模型。模型計算流程如下: 第一, 運用修正的Wald Test檢驗是否存在組間異方差; 第二, 運用Pesaran Test檢驗是否存在截面相關(guān); 第三, 運用Hausman Test選擇固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型; 第四, 檢驗是否存在時間固定效應(yīng);第五, 使用Driscoll-Kraay的標準誤。Driscoll-Kraay的標準誤綜合考慮了異方差、截面相關(guān)以及序列相關(guān)等問題, 即使存在以上面板異質(zhì)性問題仍能獲得可信的結(jié)果。此外, 本文的面板數(shù)據(jù)屬短面板, 因此單位根等問題不予考慮。

式中: U表示城鎮(zhèn)化; F表示化肥面源污染; M表示中介因子;Fit表示第i個省第t年的化肥面源污染排放的對數(shù);Uit表示第i個省(市)第t年的常住人口城鎮(zhèn)化率;Mit表示第i個省第t年的中介因子, 包括農(nóng)地稟賦、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)勞動力3類變量;Xkit表示第i個省第t年第k個會影響化肥面源污染排放和中介因子的控制變量;ft表示第t年不可觀測的時間固定效應(yīng), 用來描述研究期內(nèi)發(fā)生的可以影響化肥投入的事件;ui表示第i個省不可觀測的個體固定效應(yīng)。εit、δit和zit分別表示對應(yīng)模型的擾動項。

2.1.1 單元調(diào)查評估法測算化肥面源污染排放

由于現(xiàn)有統(tǒng)計資料中并無化肥面源污染排放的直接數(shù)據(jù), 因此本文采用文獻中運用廣泛的單元調(diào)查評估法[32-33]對化肥面源污染排放測算, 測算流程如下:

首先, 對化肥面源污染類型進行產(chǎn)污分析?；蔬^量投入會對農(nóng)田土壤、作物和水體(含地下水、地表水)等方面的環(huán)境造成污染, 本文重點關(guān)注化肥過量對水體的污染, 確定核算的污染指標為總氮(TN)和總磷(TP)。其次, 確定產(chǎn)污單元。產(chǎn)污單元為直接產(chǎn)生污染物且加劇面源污染的獨立單位, 由于惡化環(huán)境污染的主要肥料為氮肥與磷肥, 因此選擇氮肥、磷肥及復(fù)合肥作為產(chǎn)污單元。再次, 確定產(chǎn)污單元排放系數(shù)。排放系數(shù)由排污系數(shù)與化肥流失率確定。其中, 排污系數(shù)采用以往文獻的普遍做法[33], 根據(jù)化肥折純量的化學(xué)成分計算, 氮肥、磷肥和復(fù)合肥的TN產(chǎn)污系數(shù)分別為1.00、0和0.33, TP產(chǎn)污系數(shù)分別為0、0.44和0.15。化肥流失率受化肥施用強度、化肥施用比例、肥效限制因子的影響。因此, 根據(jù)化肥施用強度高, 流失率高, 化肥施用比例合理, 流失率低, 肥效限制因子利用率高, 化肥流失率低的原則, 將化肥流失率分為低、中、高3個層級, 并依據(jù)分析化肥去向試驗的研究結(jié)果進行賦值, 各省區(qū)的統(tǒng)一化肥流失率以相應(yīng)區(qū)域的均值替代。最后, 測算化肥面源污染排放。根據(jù)以上流程分別確定產(chǎn)污類型、產(chǎn)污單元、產(chǎn)污系數(shù)、流失率,通過式(4)測算化肥面源污染物排放量。生量; Ti為單元i 的 指標統(tǒng)計量; λij為 單元i 中 污染物j的產(chǎn)污系數(shù); ηi為i類化肥的流失率; I為污染物排放

式中: E為化肥面源污染物排放總量(萬t); Eij為單元i產(chǎn)生并流失進入水體的j類污染物量, 亦稱為污染物排放量; Cij為單元i產(chǎn)生并對水資源造成潛在化肥面源污染影響的j類污染物量, 亦稱為污染物產(chǎn)強度, L為農(nóng)作物播種面積。

2.1.2 DEA-Malmquist指數(shù)測度農(nóng)業(yè)技術(shù)進步

Solow增長理論認為, 全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟增長過程中剔除勞動、資本、自然資源等投入要素后的殘余部分, 是度量技術(shù)進步的重要指標[34]。因此, 本文參考劉晨躍等[35]和Fare等[36]的方法, 以農(nóng)業(yè)全要素增長率作為技術(shù)進步的替代指標, 計算公式如下:

式中: Mi(xt+1,yt+1,xt,yt)為第t期到t+1期的全要素生產(chǎn)率的變化; ( xt,yt)與(xt+1,yt+1)分別指第t期與t+1期的投入與產(chǎn)出向量。由于Malmquist指數(shù)為動態(tài)增長率, 需將其轉(zhuǎn)化為累積絕對值, 因此借鑒程惠芳等[37]的方法, 以2007年為基期, 則TFP2008=TFP2007×Mal2008,其中TFP2007=1, Mal2008為2008年的Malmquist指數(shù),按此公式類推, 可得到歷年TFP值。

2.2 指標選取及數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)為2008?2018年31省(自治區(qū)、直轄市, 不含港澳臺, 以下統(tǒng)稱省)共11年的面板數(shù)據(jù),均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》 《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和各省的統(tǒng)計年鑒。為降低模型異方差以及量綱差異對模型回歸的影響, 本文對變量進行對數(shù)歸一處理。變量選取方面, 在參照現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上, 選擇技術(shù)進步(累積全要素生產(chǎn)率)、勞動力(第一產(chǎn)業(yè)勞動力)、農(nóng)地稟賦(農(nóng)作物播種面積)作為核心解釋變量[11,23,38], 富裕程度、財政支農(nóng)、農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)作為社會經(jīng)濟控制變量[39-41], 選擇農(nóng)田水利建設(shè)、自然災(zāi)害作為微觀控制變量。

富裕程度: 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動過程中需消耗大量資源, 同時伴隨著各類污染物, 加劇生態(tài)環(huán)境壓力。當前, 我國農(nóng)業(yè)仍處于高消耗、高污染的粗放式發(fā)展,高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟規(guī)模意味著高農(nóng)業(yè)資源消耗以及高農(nóng)業(yè)面源污染程度, 本文選擇農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為富裕程度的替代指標。

財政支農(nóng): 葛繼紅等[40]認為中國的財政支農(nóng)政策導(dǎo)致化肥要素市場扭曲, 對化肥農(nóng)業(yè)面源污染物排放有顯著的激發(fā)作用。本文選擇農(nóng)林水事務(wù)支出作為財政支農(nóng)的替代指標。

農(nóng)民收入結(jié)構(gòu): 隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展, 農(nóng)村勞動力就業(yè)選擇逐漸多樣, 非農(nóng)化、兼業(yè)化現(xiàn)象也越來越普遍, 農(nóng)民由單一收入結(jié)構(gòu)向多元收入結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。若某特定個體非農(nóng)收入占比越高, 表明對農(nóng)業(yè)收入的依賴越小, 因而緩解面源污染, 本文選擇農(nóng)村居民工資性收入占農(nóng)村居民人均純收入(農(nóng)村居民人均可支配收入)的比重作為農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的替代指標。需要說明的是, 由于2013年前后統(tǒng)計口徑不一, 因此在2013年前選擇農(nóng)村居民人均純收入, 在2013年之后選擇農(nóng)村居民人均可支配收入。

農(nóng)田水利建設(shè): 農(nóng)田水利設(shè)施能夠調(diào)節(jié)地區(qū)水情, 改善農(nóng)田水分含量, 促進農(nóng)產(chǎn)品穩(wěn)產(chǎn)高產(chǎn)。但水利設(shè)施建成后, 部分地區(qū)由于農(nóng)技人員不足, 未能充分掌握灌溉技術(shù), 過度灌溉導(dǎo)致化肥大量沖入河流湖泊造成污染, 同時稀釋了需要微生物滋養(yǎng)的農(nóng)田肥力, 反使農(nóng)田逐漸貧瘠, 本文選擇有效灌溉面積作為農(nóng)田水利建設(shè)替代指標。

自然災(zāi)害: 自然災(zāi)害能夠影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出, 帶來潛在產(chǎn)量損失風(fēng)險, 進而對農(nóng)戶化肥施用行為產(chǎn)生影響, 本文選擇受災(zāi)面積作為自然災(zāi)害的替代指標。

3 結(jié)果與分析

3.1 我國化肥面源污染現(xiàn)狀分析

基于式(4)和式(5)測算我國化肥面源污染排放總量及排放強度(由于數(shù)據(jù)缺失, 因此無港澳臺地區(qū)的結(jié)果), 相比全國第二次污染源普查數(shù)據(jù), 本文的測算結(jié)果偏高。其原因可能是單元調(diào)查評估法更側(cè)重大尺度的農(nóng)業(yè)面源污染估算, 與實際微觀污染源的數(shù)據(jù)存在一定差距。但與現(xiàn)有研究相比, 測算結(jié)果并無顯著差別[14], 且本文研究重點是探究城鎮(zhèn)化與化肥面源污染的動態(tài)關(guān)系, 對總量數(shù)據(jù)精確度要求不高。部分測算結(jié)果如表1所示。

表1 各省(市、自治區(qū))化肥面源污染排放總量及排放強度Table 1 Total emissions and emission intensity of fertilizers of non-point source pollution in various province (cities, autonomous regions)

總體來看, 研究期內(nèi)我國化肥面源污染排放呈現(xiàn)先增后減的倒“U”型特征。2008年化肥面源污染物排放量達527萬t, 平均排放強度為38.93 kg·hm?2,隨后逐漸上升, 至2015年達到峰值, 排放總量和排放強度分別為567.92萬t和39.07 kg·hm?2。此后, 受《到2020年化肥使用量零增長行動方案》政策影響, 我國化肥面源污染排放總量及排放強度均有所下降,2018年化肥面源污染排放量及排放強度分別降至516.46萬t和37.65 kg·hm?2。從空間結(jié)構(gòu)來看, 2018年化肥面源污染排放強度較大的地區(qū)(≥45 kg·hm?2)大多位于我國糧食主銷區(qū), 包括北京、廣東、浙江、江蘇、福建、陜西、天津、上海等省市。2018年化肥面源污染排放總量較大的地區(qū)主要分布于糧食主產(chǎn)區(qū), 包括江蘇、山東、河南、廣東、河北、湖北等地, 這6個省的化肥面源污染排放總量占我國總排放量的比例高達46.12%?？梢? 基于糧食功能區(qū)的視角探究城鎮(zhèn)化對化肥面源污染影響機制更具現(xiàn)實性。

3.2 全國層面城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的影響

從模型1看, 城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的直接效應(yīng)不顯著, 根據(jù)中介效應(yīng)判定流程[18], 城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的影響可能存在“遮掩效應(yīng)”, 因此進行逐步法判定, 結(jié)果顯示全國層面城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的中介效應(yīng)顯著。技術(shù)進步、勞動力、農(nóng)地稟賦3類中介因子均存在負向中介效應(yīng), 其中農(nóng)地稟賦中介效應(yīng)最大, 絕對值為0.0092, 勞動力與技術(shù)進步的中介效應(yīng)趨近, 絕對值分別為0.0040、0.0033 (表2)。從模型2看, 城鎮(zhèn)化發(fā)展促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步, 同時農(nóng)業(yè)技術(shù)進步降低了化肥面源污染。其原因可能是城鎮(zhèn)化發(fā)展使得社會財富快速積累, 農(nóng)業(yè)部門收入的上升可以促進環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用。有研究發(fā)現(xiàn), 城鎮(zhèn)化率每上升1個單位, 農(nóng)業(yè)技術(shù)進步增長率提高1.68個單位[42]。農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的減排效應(yīng)可能包括如下幾方面: 第一, 技術(shù)替代或提升資源利用效率。例如, 控釋肥通過外表包膜將水溶性肥料裹在膜內(nèi)使其養(yǎng)分緩慢釋放, 其肥料利用率比常規(guī)化肥高1倍左右。第二, 治污技術(shù)的提升。例如, 太湖治理中采用專門工藝將藍藻轉(zhuǎn)化為有機肥, 在實現(xiàn)資源循環(huán)利用的同時也減少污染[43]。

表2 城鎮(zhèn)化對化肥面源污染影響的回歸結(jié)果Table 2 Regression results of the impact of urbanization on fertilizer non-point source pollution

從模型3看, 城鎮(zhèn)化發(fā)展促進農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移,同時勞動力的轉(zhuǎn)移加劇了化肥面源污染。冷晨昕等[44]研究發(fā)現(xiàn): 第一, 高齡勞動力與農(nóng)業(yè)勞動參與率顯著正相關(guān), 原因是隨著年齡的增加, 其非農(nóng)就業(yè)機會逐漸減少; 第二, 勞動力的教育年限對農(nóng)業(yè)勞動參與率存在負向影響, 原因是隨著教育年限的增加, 勞動力從事農(nóng)業(yè)的機會成本上升。而我國65歲以上農(nóng)業(yè)勞動力從業(yè)者自2010年起大幅上升, 農(nóng)村剩余勞動力老齡化、教育不足等現(xiàn)象日益嚴峻, 此類勞動力的減肥意愿明顯偏弱[45]。

從模型4看, 城鎮(zhèn)化發(fā)展占用了大量農(nóng)地, 同時農(nóng)地稟賦與化肥面源污染正相關(guān)。相關(guān)研究表明,2010?2015年耕地對新增城鎮(zhèn)建設(shè)用地面積的貢獻高達67.5%[46], 且由于“西部大開發(fā)”“振興東北”和“中部崛起”等戰(zhàn)略的實施, 大量的城鎮(zhèn)建設(shè)導(dǎo)致耕地面積流失現(xiàn)象日益嚴峻[20]。值得注意的是, 農(nóng)地對緩解面源污染的中介效應(yīng)最大?？梢? 維持18億畝耕地紅線不動搖, 穩(wěn)定農(nóng)作物播種面積是保障糧食安全的重中之重。

3.3 城鎮(zhèn)化對化肥面源污染影響的異質(zhì)性

為探究城鎮(zhèn)化對化肥面源污染影響的空間異質(zhì)性, 分別對糧食主產(chǎn)區(qū)(黑龍江、吉林、遼寧、河北、山東、內(nèi)蒙古、四川、河南、江西、湖南、湖北、江蘇、安徽)、糧食主銷區(qū)(北京、天津、上海、浙江、福建、廣東、海南)和糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)(山西、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、西藏、云南、貴州、重慶、廣西)三大糧食功能區(qū)進行中介分析[47],結(jié)果見表3。

由表3可知, 農(nóng)業(yè)技術(shù)進步在糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食主銷區(qū)存在顯著負向中介效應(yīng), 其中糧食主銷區(qū)的中介效應(yīng)絕對值最大(0.0160), 糧食主產(chǎn)區(qū)次之(0.0118), 糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)中不存在顯著的技術(shù)進步中介效應(yīng)?？赡艿脑蚴羌Z食主銷區(qū)經(jīng)濟水平發(fā)達,農(nóng)業(yè)科技成果的轉(zhuǎn)化與應(yīng)用環(huán)境更加完善?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn), 我國農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化績效呈現(xiàn)東、中、西依次降低的特征, 東部地區(qū)(糧食主銷區(qū)均屬東部地區(qū))農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化績效得分高達74.29[48]。與之相反, 糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)以西部欠發(fā)達地區(qū)為主(除四川、內(nèi)蒙古外均屬糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)), 農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化與應(yīng)用受制于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的不足(西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化績效得分最低), 導(dǎo)致農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對化肥面源污染的減肥效應(yīng)無法顯現(xiàn)。

表3 三大糧食功能區(qū)城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的中介效應(yīng)測算結(jié)果Table 3 Calculation results of the intermediary effect of urbanization on fertilizer non-point source pollution in the three major food functional areas

勞動力在糧食主銷區(qū)和糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)均無中介效應(yīng), 僅在糧食主產(chǎn)區(qū)存在顯著負向中介效應(yīng)(0.0538), 表明我國勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染的影響主要由糧食主產(chǎn)區(qū)驅(qū)動, 其原因可能是糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)勞動力的老齡化程度高于全國其他地區(qū)[49]。

農(nóng)地稟賦在三大糧食功能區(qū)均存在顯著中介效應(yīng), 糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)的中介效應(yīng)為正, 其他地區(qū)中介效應(yīng)為負。其中糧食主銷區(qū)中介效應(yīng)的絕對值最大(0.0126), 糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)次之(0.0095), 糧食主產(chǎn)區(qū)最低(0.0055)。由于綠洲農(nóng)業(yè)的發(fā)展, 糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)耕地大量開墾, 相關(guān)研究顯示, 2010?2015年西部地區(qū)耕地面積增加5.2×103km2[46], 豐富的農(nóng)地稟賦有效緩解了化肥面源污染。與之相反, 糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食主銷區(qū)的耕地資源更為緊張, 1990?2015年新增城鎮(zhèn)建設(shè)用地占用耕地面積較大的省份(大于1000 km2)主要分布在東部沿海地區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)[20]。

4 討論與結(jié)論

4.1 討論

在城鎮(zhèn)化推進不可逆的背景下, 實行因地制宜的城鎮(zhèn)化發(fā)展政策, 是促進化肥減量增效, 推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要路徑。本文測算了我國2008?2018年的化肥面源污染物排放總量及排放強度, 探究了城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的作用機制及其空間異質(zhì)性,為中央政府制定城鎮(zhèn)差異化發(fā)展政策提供了理論依據(jù)。研究結(jié)果表明城鎮(zhèn)化會減少農(nóng)地稟賦, 加快勞動力轉(zhuǎn)移, 促進技術(shù)進步, 這一結(jié)論與范澤孟等[20]、程名望等[50]和高延雷等[47]的研究結(jié)果一致, 驗證了城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的第一階段影響。農(nóng)地稟賦減少、勞動力轉(zhuǎn)移和技術(shù)進步對化肥面源污染會造成顯著影響, 這一觀點與向濤等[22]、史常亮等[14]和閆桂權(quán)等[11]的結(jié)果相近, 證實了城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的中介效應(yīng)。對比現(xiàn)有研究, 本文研究做出了以下兩點深化與發(fā)展。一是基于中介效應(yīng)視角分析城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的影響機制, 厘清了城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的作用路徑。二是基于糧食功能區(qū)視角探究城鎮(zhèn)化對化肥面源污染影響的空間異質(zhì)性,即各類中介因子在不同糧食功能區(qū)作用機制的差異。

從農(nóng)地稟賦來看, 本文驗證了城鎮(zhèn)化通過占用耕地以提高化肥面源污染排放的路徑及其空間異質(zhì)性, 其中糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)的中介效應(yīng)與糧食主銷區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)相反的原因可能是: 城鎮(zhèn)化占用耕地現(xiàn)象在糧食主銷區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)更加嚴重。有研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)建設(shè)占用耕地面積較大的省份大多位于東部沿海地區(qū)(糧食主銷區(qū)均位于東部沿海地區(qū))與糧食主產(chǎn)區(qū)[20]。從勞動力轉(zhuǎn)移來看, 城鎮(zhèn)化發(fā)展導(dǎo)致從事農(nóng)業(yè)的機會成本上升, 農(nóng)村青壯年勞動力因而向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移, 農(nóng)業(yè)勞動力逐漸呈現(xiàn)老齡化特征[51],高齡勞動力的體力和知識水平相對較低, 對化肥過度施用危害的認知不足, 通常會提高化肥投入以減少勞動生產(chǎn)率下降帶來的影響, 即勞動力對化肥投入影響的“老化效應(yīng)”大于“替代效應(yīng)”[52]。在糧食主產(chǎn)區(qū)此種影響最為顯著, 其原因可能是糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)勞動力的老齡化程度高于其他地區(qū)[49]。從技術(shù)進步來看, 城鎮(zhèn)化通過促進技術(shù)進步以緩解農(nóng)業(yè)面源污染的中介效應(yīng)確實存在, 但這一路徑僅在糧食主銷區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)實現(xiàn)。究其原因, 可能是大多糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)位于經(jīng)濟發(fā)展相對落后的西部, 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度不高, 技術(shù)進步的治污效應(yīng)無法充分發(fā)揮, 而農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度最高的糧食主銷區(qū)則能充分利用環(huán)境友好型技術(shù)[53]。

4.2 結(jié)論

本文基于2008?2018年中國31個省的省際面板數(shù)據(jù), 構(gòu)建城鎮(zhèn)化對化肥面源污染影響的中介效應(yīng)模型, 探究了城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的作用機制,主要結(jié)論如下: 1)我國城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的影響存在顯著的中介效應(yīng), 農(nóng)地稟賦、勞動力轉(zhuǎn)移、技術(shù)進步均發(fā)揮負向中介影響。2)我國城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的影響機制存在顯著空間異質(zhì)性, 即糧食主產(chǎn)區(qū)3類中介因子均顯著, 糧食主銷區(qū)農(nóng)地稟賦和技術(shù)進步兩類中介因子顯著, 糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)僅農(nóng)地稟賦中介因子顯著?；谏鲜鼋Y(jié)論, 本文提出如下建議: 1)在糧食主銷區(qū)應(yīng)實施更加嚴格的耕地保護政策, 同時弱化行政壁壘, 在用地嚴重不足地區(qū)構(gòu)建跨區(qū)協(xié)作的耕地“占補平衡”制度。2)加大農(nóng)業(yè)補貼力度, 引導(dǎo)優(yōu)質(zhì)勞動力回流農(nóng)業(yè)部門, 同時積極開展新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)與科普講座, 培養(yǎng)農(nóng)戶科學(xué)施肥意識。3)加大糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)的支持力度, 重點加強農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè), 強化農(nóng)業(yè)科技成果的應(yīng)用。