經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染關系的協(xié)整檢驗
——基于三峽庫區(qū)重慶段1992－2009年數(shù)據(jù)的分析

張智奎 肖新成

(1．西南大學經(jīng)濟管理學院，重慶400715;2．宜春學院經(jīng)濟與管理學院，江西宜春336000)

經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染關系的協(xié)整檢驗
——基于三峽庫區(qū)重慶段1992－2009年數(shù)據(jù)的分析

張智奎1肖新成2

(1．西南大學經(jīng)濟管理學院，重慶400715;2．宜春學院經(jīng)濟與管理學院，江西宜春336000)

運用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗方法，考察了三峽庫區(qū)重慶段1992－2009年經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染之間的相互關系。研究結(jié)果表明:①經(jīng)濟增長是影響三峽庫區(qū)重慶段農(nóng)業(yè)面源污染的主要原因，且種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和農(nóng)村生活三大類污染源排放量與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展之間都具有協(xié)整關系;②短期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的變化引起三類農(nóng)業(yè)污染源排放量的同方向變動，長期來看，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)業(yè)面源污染有減緩作用，這與傳統(tǒng)的環(huán)境—經(jīng)濟增長庫茲涅茨倒U型曲線所揭示的一般規(guī)律相同;③農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展和種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)的污染排放量具有雙向的因果關系，但是經(jīng)濟發(fā)展是農(nóng)村生活污染排放量增長的原因，農(nóng)村生活污染排放量不是經(jīng)濟增長的原因，它們之間是單向因果關系。因此，我們要密切關注庫區(qū)經(jīng)濟增長對環(huán)境質(zhì)量帶來的負面效應，必須依賴科學技術進步，提高種植業(yè)中化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜和秸稈等的利用率，根據(jù)當?shù)剞r(nóng)業(yè)發(fā)展的特點以及與河流的遠近，規(guī)劃好農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)的結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展環(huán)保型、生態(tài)型農(nóng)業(yè)，以減輕農(nóng)業(yè)面源污染，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與保持環(huán)境質(zhì)量之間的相互協(xié)調(diào)。

經(jīng)濟發(fā)展;面源污染;協(xié)整檢驗;三峽庫區(qū)

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟發(fā)展離不開農(nóng)業(yè)作為支撐。近年來，隨著經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)業(yè)資源需求日益增加，農(nóng)業(yè)資源的稀缺性表現(xiàn)尤為凸出。我國政府大力推行以增產(chǎn)增收為核心的農(nóng)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，在農(nóng)村經(jīng)濟的快速發(fā)展的同時農(nóng)村環(huán)境不斷惡化，由于大量現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入—化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜等得到了廣泛應用，畜牧養(yǎng)殖業(yè)的規(guī)?；胶蜕a(chǎn)總量不斷提高，農(nóng)田生態(tài)系統(tǒng)遭受嚴重的破壞，農(nóng)村污染源增加、污染物增多、污染范圍變廣。農(nóng)村生態(tài)環(huán)境惡化不僅直接影響農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和農(nóng)民收入，更為重要的是這些污染破壞了農(nóng)村居住環(huán)境，影響了農(nóng)村經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的基礎。農(nóng)村是一個開放的生態(tài)系統(tǒng)，是食品和其他物資的來源，也是整個社會的一個有機組成部分，如果農(nóng)村環(huán)境問題持續(xù)惡化，無疑會對整個社會的穩(wěn)定發(fā)展構(gòu)成極大威脅。

1 研究背景

重慶市直轄16年來，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有了快速的發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集約化和畜牧養(yǎng)殖業(yè)的規(guī)?；?，農(nóng)村居民收入大幅增加，但非持續(xù)發(fā)展、高消耗的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式在該地區(qū)依然廣泛存在，并帶來的農(nóng)業(yè)資源環(huán)境問題尤其是農(nóng)業(yè)面源污染已成為制約區(qū)域農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要因素之一。通過對2008年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)測算，三峽庫區(qū)重慶段的化肥施用、有機肥施用、秸稈排放、畜禽養(yǎng)殖、生活污水、生活垃圾、農(nóng)田侵蝕等7個污染源累積排放的COD、BOD5、TN、TP 量分別為 26．64 ×104、14．71 ×104、8．07 ×104、1．52 ×104t［1］。其COD的排放量超過當年工業(yè)、生活排放的總和16．74×104t/a。據(jù)研究，造成三峽庫區(qū)重慶段農(nóng)業(yè)面源污染的主要污染物是 TP、TN，貢獻率分別為40．08%和36．83%;主要污染源是畜禽養(yǎng)殖和化肥施用，貢獻率分別為58．21%和27．24%;主要影響因子是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，貢獻率達到90%以上［2］。大量的N、P流失可能構(gòu)成庫區(qū)水體富營養(yǎng)化，破壞庫區(qū)生態(tài)環(huán)境，危及庫區(qū)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。

實證檢驗環(huán)境質(zhì)量和國民經(jīng)濟增長關系的演進規(guī)律是當前環(huán)境經(jīng)濟領域非常重要的一個問題。1991年，Grossman和Krueger提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)即經(jīng)濟發(fā)展早期環(huán)境質(zhì)量逐漸惡化，經(jīng)濟發(fā)展到一定水平之后，環(huán)境質(zhì)量會逐步改善，環(huán)境壓力和經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)“倒U”型關系［3］，從宏觀尺度上提供了一種有益的經(jīng)驗性探索。經(jīng)過20年的發(fā)展，國內(nèi)外學者對環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展關系進行了大量的實證研究，有了較多的成果。然而關于面源污染與經(jīng)濟發(fā)展關系的文獻并不多見。李海鵬等運用31個省的面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染的EKC曲線進行實證分析，結(jié)果顯示我國農(nóng)業(yè)面源污染源排放量與經(jīng)濟增長總體上具有顯著的倒“U”型曲線關系［4］。張峰等運用VAR模型分析了江蘇省1990－2007年農(nóng)業(yè)面源污染與經(jīng)濟增長的動態(tài)演進關系，認為經(jīng)濟增長是農(nóng)業(yè)面源污染的重要原因，環(huán)境庫茲涅茨曲線規(guī)律在一定程度上得到了驗證［5］。搜索國內(nèi)的有關文獻，他們對二者關系的研究主要是集中于運用環(huán)境庫茲尼茨曲線進行實證，對兩者之間的動態(tài)關系并沒有進行研究。本文針對三峽庫區(qū)重慶段的經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境現(xiàn)狀，利用三峽庫區(qū)重慶段1992－2009年的面板數(shù)據(jù)，采用計量經(jīng)濟學的分析方法，考察庫區(qū)重慶段經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染在時序維度的特征，采用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型分析和Granger因果檢驗等分析方法，考察三峽庫區(qū)重慶段經(jīng)濟增長與農(nóng)業(yè)面源污染在時序維度的雙向動態(tài)作用特征。

2 變量的選取與指標核算方法

2．1 變量的選取、數(shù)據(jù)來源

根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特征，農(nóng)業(yè)面源污染主要來源于種植業(yè)中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的農(nóng)資消耗、養(yǎng)殖業(yè)中的畜禽糞尿污染、生活污染中的農(nóng)村生活污水排放和農(nóng)村生活垃圾等方面。

種植業(yè)造成的污染包括化肥、有機肥的大量施用、農(nóng)藥的噴灑、農(nóng)用薄膜棄于田間、秸稈的廢棄與焚燒，種植業(yè)造成的污染源排放量用ZZY表示。畜禽養(yǎng)殖污染主要是由于未對畜禽養(yǎng)殖固體廢棄物和廢水進行及時、合理的處理引起的，養(yǎng)殖規(guī)模的擴大導致畜禽糞尿排泄量日益增多，未經(jīng)處理的畜禽糞便被隨意堆放，造成大量養(yǎng)分流失，帶來嚴重的環(huán)境污染隱患。畜禽污染源排放量用單位土地面積的豬、牛、羊和家禽這四類動物的年糞尿排泄量YZY表示。生活污染源排放量用SH表示。經(jīng)濟發(fā)展使用農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，用NYCZ表示。化肥、有機肥施用量、農(nóng)藥、農(nóng)用薄膜的使用量、農(nóng)作物秸稈總產(chǎn)量(按照稻谷、小麥、玉米的平均經(jīng)濟系數(shù)0．5、0．41 和0．042，谷草比分別為 1∶1、1∶1．44 和1∶1．38 計算)、畜禽養(yǎng)殖糞尿總量［6］(參照彭里、王定勇的估算指標計算)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)均來源于1992－2009《重慶統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)村生活污水排放量和生活垃圾污染排放量時序數(shù)據(jù)為1992－2009年來源于重慶市環(huán)保局。經(jīng)濟發(fā)展選用庫區(qū)重慶段的第一產(chǎn)業(yè)總值，數(shù)據(jù)來源于1992－2009《重慶統(tǒng)計年鑒》。

2．2 農(nóng)業(yè)面源污染絕對實物排放量指標的核算

2．2．1 種植業(yè)污染源排放量的指標核算

根據(jù)重慶市環(huán)保局《三峽庫區(qū)化肥農(nóng)藥污染源監(jiān)測報告》，化肥的入河系數(shù)為8．36%，化肥污染源排放量=化肥施用量(折純量)×入河系數(shù);

有機肥污染源排放量=有機肥施用量×(1－有機肥利用率)×有機肥養(yǎng)分含量［7］×入河系數(shù)，有機肥的平均入河系數(shù)取0．01，其利用率為0．6抽樣調(diào)查取得。

農(nóng)藥污染源排放量=農(nóng)藥使用量×入河系數(shù)，入河系數(shù)取 0．04;

農(nóng)用薄膜污染源排放量=農(nóng)用薄膜使用量×入河系數(shù)，入河系數(shù)取 0．04。

根據(jù)各種作物秸稈養(yǎng)分含量［8］和不同作物的秸稈產(chǎn)出系數(shù)［9］，平均入河系數(shù)為0．01，作物秸稈污染源排放量=某作物產(chǎn)量×某作物秸稈產(chǎn)出系數(shù)×(1－秸稈利用率)×秸稈養(yǎng)分含量×入河系數(shù);

2．2．2 養(yǎng)殖業(yè)污染源排放量指標核算

根據(jù)《全國規(guī)?；笄蒺B(yǎng)殖業(yè)情況調(diào)查及防治對策》國家環(huán)保總局(2002)推薦的畜禽糞便排放系數(shù)、畜禽糞便中污染物平均含量及入河系數(shù)，畜禽養(yǎng)殖污染源排放量=養(yǎng)殖總量×畜禽糞便排放系數(shù)×糞便中污染物平均含量×污染物入河系數(shù);

2．2．3 生活污染源排放量指標核算

根據(jù)《重慶市小城鎮(zhèn)污水綜合處理研究》報告，重慶市農(nóng)村生活污水排放指標為0．67升/(人/天);參考重慶市環(huán)境監(jiān)測中心的檢測結(jié)果，入河系數(shù)鄉(xiāng)村取0．30，可以計算生活污水污染物排放量(t/a)，生活污水污染排放量=鄉(xiāng)村人口總數(shù)×農(nóng)村生活污水排放系數(shù)×污水平均含量×入河系數(shù);

根據(jù)國外相關資料和當?shù)貙嶋H情況，重慶市農(nóng)村生活垃圾排放量為 0．67 kg/(天/人)，入河系數(shù)鄉(xiāng)村取 0．20，可以計算生活垃圾污染物排放量(t/a)，生活垃圾污染排放量=鄉(xiāng)村人口總數(shù)×農(nóng)村生活垃圾排放系數(shù)×垃圾滲濾液平均含量×入河系數(shù)。

3 經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染動態(tài)關系的檢驗

3．1 經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染的協(xié)整關系檢驗

對于平穩(wěn)時間序列所決定的經(jīng)濟系統(tǒng)，傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學中的最常用的方法是用普通最小二乘法估計他們之間的相互關系，從而確定其長期均衡趨勢。然而對于非平穩(wěn)的時間序列，如果運用此方法進行估計，其結(jié)果將會產(chǎn)生偽回歸，估計就是無效的。Granger和Enger的協(xié)整理論為尋求非平穩(wěn)隨機變量之間的長期均衡關系開辟了新的途徑。如果一組非平穩(wěn)時間序列存在一個不具有隨機趨勢的線性組合，那么這組序列就是協(xié)整的。Granger定理表明，對于兩個具有協(xié)整關系的一階單整I(1)變量一定有式(1)形式的誤差修正模型存在:

在式(1)中，ecmt－1=yt－1－ β0－ β1x t－1表示第 t－ 1期的非均衡誤差項或短期波動幅度;而 λ(yt－1－β0－β1xt－1)則是經(jīng)濟系統(tǒng)長期均衡機制對短期波動的抹平效果，我們稱其為為誤差修正項。λ表示誤差修正項對Δyt的調(diào)整速度，被稱為修正系數(shù)。式(1)成功地將一個經(jīng)濟系統(tǒng)的長期均衡關系和短期的波動有機地統(tǒng)一在一起，為測度經(jīng)濟系統(tǒng)的長期均衡趨勢與短期波動提供了一種新的分析方法。

為了防止產(chǎn)生虛假回歸現(xiàn)象，就需要對考察的時間序列進行相應的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整關系檢驗，從而得到它們之間的長期均衡關系和短期波動關系。

首先，基于方程:

為了克服數(shù)據(jù)中的異方差現(xiàn)象，對調(diào)整后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，種植業(yè)污染源用LnZZY表示，養(yǎng)殖業(yè)污染源用LnYZY，農(nóng)村生活污染源用 LnSH表示，經(jīng)濟發(fā)展用LnNYCZ表示。使用Eviews6．0，對各時間序列做單位根檢驗，結(jié)果如表1所示。

由表1可知，第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和所選用的各類農(nóng)業(yè)面源污染源排放指標均滿足一階平穩(wěn)條件，因此可以對該時間段中的序列作協(xié)整檢驗。為了驗證農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和農(nóng)村生活污染源排放指標可能存在的協(xié)整關系，可以運用恩格爾—格蘭杰兩步法進行協(xié)整檢驗。求出各污染源排放量的長期趨勢方程LnYt=α+βLnNYCZt+εt。對殘差εt進行單位根檢驗，結(jié)果表明是平穩(wěn)的白噪聲(見表2和表3)。根據(jù)格蘭杰協(xié)整定理，可以接受經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)業(yè)面源污染源排放量之間存在協(xié)整關系。

表1 變量的ADF單位根檢驗結(jié)Tab．1 Result of ADF unit root test

表2 農(nóng)業(yè)污染源排放量與經(jīng)濟發(fā)展的對數(shù)線性回歸結(jié)果Tab．2 Result of co-integration test between agriculture non-point pollution and economic development

表3 殘差項單位根檢驗結(jié)果Tab．3 Result of reside unit root test

從協(xié)整的結(jié)果看，在短期內(nèi)，經(jīng)濟發(fā)展不可避免地會導致農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量的下降和農(nóng)業(yè)面源污染增加，也就是說經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境退化現(xiàn)象往往密切相關;在長期，庫區(qū)重慶段農(nóng)業(yè)面源污染與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期的相關性，且這種相關性的方向為負，這說明，隨著農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展、農(nóng)村居民收入水平的提高，將有助于降低農(nóng)業(yè)面源污染，這與環(huán)境經(jīng)濟學理論提出的倒U定律一致。

3．2 經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)面源污染的因果關系檢驗

上述協(xié)整檢驗結(jié)果表明經(jīng)濟發(fā)展與三大類農(nóng)業(yè)面源污染之間存在一種長期的均衡關系。但是這種均衡關系能否構(gòu)成因果關系，需要進一步的進行檢驗。檢驗結(jié)果見表4。

從表4的結(jié)果可以看出，有96%以上的概率說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展和種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)的污染排放量具有雙向的因果關系，但是經(jīng)濟發(fā)展是農(nóng)村生活污染排放量增長的原因，農(nóng)村生活污染排放量不是經(jīng)濟增長的地原因，它們之間是單向因果關系。

4 結(jié)論與建議

通過實證考察1992－2009年間三峽庫區(qū)重慶段農(nóng)業(yè)面源污染與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的長期均衡關系以及Granger因果關系，結(jié)論如下:

首先，對時間序數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和農(nóng)村生活三大類污染源排放量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值變量都具有一階單整現(xiàn)象，它們與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展之間均具有協(xié)整關系。

其次，從實證結(jié)果的誤差修正模型可以看出，模型的差分項反映了變量短期波動的影響，被解釋變量的波動可以分為兩部分:一部分是短期波動，另一部分是長期均衡。根據(jù)模型的參數(shù)估計量，短期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的變化將引起三類農(nóng)業(yè)污染源排放量的同方向變動，如果農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變動1%，將引起種植業(yè)污染排放量變化0．084 2%，養(yǎng)殖業(yè)污染排放量變動0．130 7%，農(nóng)村生活污染排放量變動0．024 9%。而誤差修正中ECM項的系數(shù)反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，由系數(shù)估計值可以看出，各系數(shù)均在0．4以內(nèi)，調(diào)整力度并不顯著。此外，觀察誤差修正模型自變量ΔLnNYCZ回歸系數(shù)的符號，在具有協(xié)整關系的三大類污染排放量均與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值之間存在正的協(xié)整關系，即經(jīng)濟發(fā)展將會增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的污染物排放量，經(jīng)濟增長要以農(nóng)業(yè)環(huán)境污染為代價，但在長期，農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展、農(nóng)村居民收入水平的提高，將有助于降低農(nóng)業(yè)面源污染，這與傳統(tǒng)的環(huán)境—收入庫茲涅茨倒U型曲線所揭示的一般規(guī)律相同。

表4 三大類面源污染源與經(jīng)濟發(fā)展關系的格蘭杰因果檢驗結(jié)果Tab．4 Result of Granger causality test between non-point pollution and economic development

最后，通過Granger因果檢驗方法分析了三大類污染指標與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值之間的因果關系。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展和種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)的污染排放量具有雙向的因果關系，但是經(jīng)濟發(fā)展是農(nóng)村生活污染排放量增長的原因，農(nóng)村生活污染排放量不是經(jīng)濟增長的地原因，他們之間是單向因果關系。

總體上看，近20年來三峽庫區(qū)經(jīng)濟發(fā)展造成的農(nóng)業(yè)面源污染問題已較為嚴重，庫區(qū)經(jīng)濟發(fā)展成為該地區(qū)環(huán)境公害的重要組成部分。尤其是2004年以來，庫區(qū)經(jīng)濟發(fā)展處于加速時期，一方面經(jīng)濟增長保持很高的增長率;另一方面工業(yè)化、城市化和城鄉(xiāng)一體化進程加快，庫區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染壓力勢必會進一步加大，必須有效措施控制農(nóng)業(yè)面源污染。而控制的關鍵在于強化環(huán)境政策的干預力度，它不僅需要進行經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，依賴科學技術進步，提高化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜和秸稈等的利用率，促進環(huán)保型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術的推廣與使用。同時也需要提高政府環(huán)境管理能力，提高農(nóng)民的環(huán)保意識，通過電視廣播等媒體大力宣傳，并采用科技人員環(huán)保知識下鄉(xiāng)等形式進行現(xiàn)場環(huán)境教育，讓農(nóng)民能夠從自身做起，保護共同的美好家園。

(編輯:溫武軍)

References)

［1］陳玉成，楊志敏，陳慶華，等．基于“壓力—響應”的重慶市農(nóng)業(yè)面源污染的源解析［J］．中國農(nóng)業(yè)科學，2008，41(8):2362－2369．［ChenYucheng，YangZhimin，Chen Qinghua，etal．Source Apportionmentof Agricultural Non-Point Source Pollution in ChongqingBased on Pressure-response System［J］．Scientia Agricultura Sinica，2008，41(8):2362 －2369．］

［2］馮孝杰．三峽庫區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染環(huán)境經(jīng)濟分析［D］.重慶:西南大學，2005．［Feng Xiaojie．Environmental Economics Analysis of Nonpoint Source Pollution of Agriculture in Three Gorges Reservoir Area［D］．Chongqing:Dissertation for Doctoral Degree of Southwest University，2005．］

［3］Grossman G M，Krueger A．Economic Growth and Environment［J］．Quarterly Journal of Economics，1995，110:357 －378．

［4］李海鵬，張俊飚．中國農(nóng)業(yè)面源污染與經(jīng)濟發(fā)展關系的實證研究［J］．長江流域資源與環(huán)境，2009，18(6):587 －590．［Li Haipeng，Zhang Junbiao．An Empirical Test on the“EKC”Relationship Between the Agricultural Non-Point Source Pollution and Economic Development in China［J］．Resources and Environment in the Yangtze Basin，2009，18(6):587 －590．］

［5］張鋒，胡浩，張暉．江蘇省農(nóng)業(yè)面源污染與經(jīng)濟增長關系的實證［J］．中國人口·資源與環(huán)境，2010，20(8)80 －85．［Zhang Feng，Hu Hao，Zhang Hui．The Positive Analysis on the Relationship Between Agriculture Non-point Source Pollution and Economic Growth ofJiangsu Province ［J］．China Population，Resources and Environment，2010，20(8)80 － 85．］

［6］彭里，王定勇．重慶市畜禽糞便年排放量的估算研究［J］．農(nóng)業(yè)工程學報，2004，20(1):288 － 292．［Peng Li，Wang Dingyong．Estimation of Annual Quantity of Total Excretion from Livestock and Poultry in Chongqing Municipality［J］．Transactions of the Chinese society of Agriculture Engineering，2004，20(1):288 － 292．］

［7］全國農(nóng)業(yè)技術推廣服務中心．中國有機肥養(yǎng)分數(shù)據(jù)集［M］．北京:中國科學技術出版社，1999．［Center of Agricultural Technology Extendingand Servicing．DataCollection ofOrganicFertilizer Nutrition in China［M］．Beijing:University of Science and Technology of China Press，1999．］

［8］李茂松，汪亞峰．近20年中國主要農(nóng)作物秸稈資源動態(tài)及現(xiàn)狀［J］．中國農(nóng)學通報，2004，(11)．［Li Maosong，Wang Yafeng．The Trends and Actuality of the Main Crops Straw Resources in China in the New 20 Years［G］，Collection of the Academic Seminar Theses on Agricultural Non-point Source Pollution and Integrated Prevention and Cure，2004，(11)．］

［9］王莉瑋．重慶市農(nóng)業(yè)面源污染的區(qū)域分異與控制［D］．重慶:西南大學，2005．［Wang Liwei．Area Distinguishing and Controlling of Non-PointSource Pollution in Chongqing［D］．Chongqing:Dissertation for Master s Degree of Southwest University，2005．］

Cointegration Test on the Relationship Between Agricultural Non-point Source Pollution and Economic Development—Based on the Data Ananlysis of Chongqing Section of the Three Gorges Reservoir Region in 1992－2009

ZHANG Zhi-kui1XIAO Xin-cheng2
(1．College of Economics and Management，Southwest University，Chongqing 400715，China;2．School of Economics and Management，Yichun University，Yichun Jiangxi 336000，China)

Using cointegration and Granger causality test，this paper analyzes the mutual relationship between economic development and agricultural non-point source pollution based on the data of Chongqing section of Three Gorges Reservoir region from 1992 to 2009．The results can be shown as follows:The economic growth greatly affects the agricultural non-point source pollution in Chongqing section of Three Gorges Reservoir region．In addition，a cointegration relation between the emissions of three major pollutant sources(planting，aquaculture and rural life)and economic development does exist．The changes of the total value of agricultural production caused the same tendency of the emissions of three major pollution sources in the short term and economic development can slow down agricultural non-point source pollution，which is consistent with the general law revealed in the traditional environment-economic growth Kuznets inverted U-shaped curve．There is a bilateral causal relation between rural economic development and planting，aquacultural pollution emissions．However，the economic development is the reason for the growth of rural life pollution emissions while pollution emissions do not help the rural economic growth．Consequently，they are one-way causal relation．Therefore，We must pay close attention to the negative environmental effects that economic growth in the reservoir region has on the environment quality and improve the utilization of fertilizers，pesticides，plastic sheeting and straw in farming with the help of science and technology．According to the characteristics of local agricultural development as well as the proximity of the river，the structure of agriculture，forestry，animal husbandry should be well planned．Environment-friendly，ecological agriculture should be greatly encouraged in order to reduce agricultural non-point source pollution and maintain the coordination between agricultural economic growth and environment quality．

economic development;non-point source pollution;cointegration test;Three Gorges Reservoir region

F323．22

A

1002－2104(2012)01－0057－05

10.3969/j.issn.1002－2104.2012．01．010

2011－08－14

張智奎，博士，高級工程師，主要研究方向為資源環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展。

國家水體污染控制與治理科技重大專項(編號:2012ZX07104－003)。