農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性評價及其影響因素分析

梁流濤 (河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院,河南 開封 475004)

農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性評價及其影響因素分析

梁流濤*(河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院,河南 開封 475004)

利用中國1997～2009年間省際面板數(shù)據(jù),在方向性距離函數(shù)模型的框架下測度農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率,評價農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)程度,并考察其演變的時空特征和驅(qū)動機制.結(jié)果表明:農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性整體偏低,并且研究期內(nèi)呈現(xiàn)波動狀態(tài);不同省(市)環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展協(xié)調(diào)性差異較大,其空間分布與經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件存在著對應(yīng)關(guān)系;經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資、農(nóng)業(yè)資源稟賦和農(nóng)業(yè)環(huán)境管理政策等因素對農(nóng)業(yè)發(fā)展-環(huán)境協(xié)調(diào)性產(chǎn)生重要影響,這應(yīng)是農(nóng)業(yè)環(huán)境管理政策創(chuàng)新的重點.

協(xié)調(diào)性；農(nóng)業(yè)發(fā)展；環(huán)境技術(shù)效率

改革開放30年以來,我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟全面發(fā)展.然而,農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境保護的矛盾日益突出.在農(nóng)業(yè)集約化程度較高的重要流域由于過度使用化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品,而引起的農(nóng)業(yè)面源污染危害已經(jīng)遠遠超過工業(yè)點源污染,成為水體富營養(yǎng)化的主要來源[1].據(jù)報道,每年近20億t的畜禽糞便和100多億t的養(yǎng)殖污水有90%以上的未經(jīng)過任何處理或簡單處理后直接排入河流、湖泊[2],造成了嚴重的環(huán)境污染.此外,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)殘留物如秸稈等不合理利用造成的污染也不容忽視.因此,客觀上迫切需要協(xié)調(diào)農(nóng)業(yè)發(fā)展、資源利用與生態(tài)環(huán)境保護之間的矛盾.

經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性的衡量主要是將環(huán)境污染納入到經(jīng)濟效率的分析框架,分析環(huán)境污染對經(jīng)濟效率的影響.一些學(xué)者試圖將污染作為一種“壞”產(chǎn)出引入到經(jīng)濟效率測度模型中.但由于受傳統(tǒng)的生產(chǎn)率測度模型(如 Tornvist指數(shù)和Fischer指數(shù))的限制, “壞”產(chǎn)出的價格信息又很難獲取,因而無法將“壞”產(chǎn)出納入到生產(chǎn)率的模型.隨著生產(chǎn)率測量方法的不斷深入 Fare 等[3]引入距離函數(shù),提出 Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的計算方法.雖然解決了價格信息的問題,但對于存在“壞”產(chǎn)出的狀況,傳統(tǒng)距離函數(shù)顯得無能為力.針對這個問題,Chung等[4]引入方向性距離函數(shù).由于方向性距離函數(shù)模型同時考慮了“好”產(chǎn)出的提高和“壞”產(chǎn)出的減少,也不需要考慮價格信息,并繼承了傳統(tǒng)效率分析技術(shù)的系統(tǒng)性和結(jié)構(gòu)性框架,因此具有較高的可信性[5].國外關(guān)于方向性距離函數(shù)模型的研究成果已經(jīng)很多,國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注這個問題[6-8],但國內(nèi)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的研究還不多見.基于此,本研究擬以省際面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),運用方向性距離函數(shù)模型測度農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率,衡量環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)性,并探討農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性變化的驅(qū)動機制,為農(nóng)業(yè)環(huán)境政策的制定提供依據(jù).

1 研究方法與數(shù)據(jù)

1.1 環(huán)境技術(shù)效率與農(nóng)業(yè)發(fā)展-環(huán)境的協(xié)調(diào)性評價方法

衡量農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)性,最關(guān)鍵的是全面科學(xué)地反映資源投入、經(jīng)濟增長和環(huán)境污染之間的關(guān)系,將環(huán)境因素引入到經(jīng)濟系統(tǒng)的分析框架.為此,本研究將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中產(chǎn)生的不受歡迎的副產(chǎn)品(各種污染物)定義為“壞”產(chǎn)出,正常的產(chǎn)品稱為“好”產(chǎn)出.Fare等[5]將包括“壞”產(chǎn)品在內(nèi)的產(chǎn)出與要素資源投入之間的技術(shù)結(jié)構(gòu)關(guān)系稱為環(huán)境技術(shù).假設(shè)某個地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中使用 N種投入 x =(x1, x2,xN) ∈得到M種好產(chǎn)出y =(y1, y2,ym)∈和T種壞產(chǎn)出 b = (b1, b2, bT)∈,生產(chǎn)可行性集可以表示為:

生產(chǎn)可行性集P( x)具有以下特點:①一個地區(qū)如果沒有“壞”產(chǎn)出,就沒有“好”產(chǎn)出,也就是說二者是同時存在的,從而將環(huán)境因素納入到分析框架中.用公示表達為:(y, b)∈ P( x),且b=0,那么y= 0.②產(chǎn)出弱可處置性(weak disposability of outputs),即“好”產(chǎn)出和“壞”產(chǎn)出同比例減少,仍然在生產(chǎn)可行性集中.這個特性表明污染的減少是要付出代價的.

運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法可以將滿足上述特點的環(huán)境技術(shù)模型化,假設(shè)每一個時期 t=1, 2,…,T ,第 K個(k=1,2…)決策單元(地區(qū))的投入和產(chǎn)出值為 (xk,t,yk,t,bk,t).

雖然環(huán)境技術(shù)的構(gòu)造對環(huán)境技術(shù)概念的解釋很有好處,但是對于計算卻是很困難的.為了計算環(huán)境技術(shù)效率,需要通過方向性距離函數(shù)將這樣的生產(chǎn)過程模型化.方向性距離函數(shù)有投入和產(chǎn)出兩種視角.由于本研究所要實現(xiàn)的是在既定的產(chǎn)出下,達到最大的“好”產(chǎn)出和最小的“壞”產(chǎn)出,因此使用基于產(chǎn)出視角的方向性距離函數(shù):

g=(gy,gb)是產(chǎn)出擴張的方向向量.方向性距離函數(shù)需要選擇不同的方向向量.當(dāng)方向向量是 g=(y,?b),并且壞產(chǎn)出在技術(shù)上具有弱可處置性.可以利用DEA來求解方向性距離函數(shù):

可見,方向性環(huán)境距離函數(shù)是采用非參數(shù)線性規(guī)劃技術(shù),計算某個地區(qū)在某一時期相對于環(huán)境前沿生產(chǎn)者的距離,即生產(chǎn)者相對于環(huán)境生產(chǎn)前沿,產(chǎn)出擴張與污染縮減的最大可能倍數(shù).環(huán)境技術(shù)效率值介于0～1之間.落在環(huán)境生產(chǎn)前沿面上的地區(qū)的效率值為 1,表示該地區(qū)與其他地區(qū)相比,投入產(chǎn)出和污染排放處于最佳的水平,資源投入最少產(chǎn)出最多、污染排放最少,該地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境處于高度協(xié)調(diào)狀態(tài).環(huán)境技術(shù)效率能夠較全面地描繪現(xiàn)實農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與理想狀態(tài)(給定技術(shù)結(jié)構(gòu)和要素資源投入水平,產(chǎn)出最大、污染排放最少的地區(qū))的差距,因此可以根據(jù)環(huán)境技術(shù)效率取值的大小定義環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展的相對協(xié)調(diào)程度.如果環(huán)境技術(shù)效率取值范圍是(0.9,1],則將該地區(qū)定義為“優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)地區(qū)”,即資源投入少、產(chǎn)出多、污染排放少地區(qū);定義環(huán)境技術(shù)效率在(0.8, 0.9]之間為“良好協(xié)調(diào)地區(qū)”;環(huán)境技術(shù)效率取值范圍(0.7, 0.8]之間為“中等協(xié)調(diào)發(fā)展地區(qū);環(huán)境技術(shù)效率在(0.6, 0.7]之間為“不協(xié)調(diào)地區(qū)”;如果環(huán)境技術(shù)效率小于 0.6則為“嚴重不協(xié)調(diào)地區(qū)”.

1.2 指標選擇

按照上述理論方法探討農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)性,最重要的是選擇合適的投入和產(chǎn)出指標,指標的選擇主要包括“好”產(chǎn)出、“壞”產(chǎn)出和投入3個方面.

(1) “好”產(chǎn)出.“好”產(chǎn)出主要選擇農(nóng)林牧漁產(chǎn)值和糧食產(chǎn)量,并對原始數(shù)據(jù)進行了精致,主要是以不變價對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值進行統(tǒng)一折算.

(2) “壞”產(chǎn)出.對于如何全面、科學(xué)地表達一個地區(qū)的環(huán)境破壞和資源損耗整體水平,國內(nèi)外現(xiàn)有研究尚未給出統(tǒng)一答案,相關(guān)研究普遍采用具體污染指標.本研究也采用這種思路,用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的COD, TN和TP排量作為“壞”產(chǎn)出環(huán)境指標.

(3) 投入指標.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入指標可以用土地、資本和勞動力投入的數(shù)量來表征[9].鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性,用農(nóng)用地面積來表示對土地的投入,資本的投入用農(nóng)田化肥施用量和農(nóng)業(yè)機械總動力來表示,勞動力投入用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的實際勞動人員來表示.

1.3 農(nóng)業(yè)面源污染核算

農(nóng)業(yè)面源污染定量核算方法主要包括3類:一是利用基于小流域的大量模擬和試驗,通過數(shù)學(xué)模型進行測度.但由于監(jiān)測成本較高[10],在大尺度區(qū)域采用加總各小流域模擬結(jié)果的方法是不現(xiàn)實的.二是尋求相應(yīng)的指標替代,如,利用化肥、農(nóng)藥使用量、畜禽糞便排放量、水土流失等指標代替農(nóng)業(yè)面源污染排放,此類指標無法在同一尺度上比較區(qū)域農(nóng)業(yè)面源污染的差異.三是以綜合調(diào)查為基礎(chǔ)的分析方法.國內(nèi)學(xué)者進行了一系列的面源污染調(diào)查,并建立了基于單元的綜合調(diào)查評價方法[11]以及清單分析方法[12],能夠適用于大尺度區(qū)域的測度.綜合以上方法,本研究擬利用清單分析的思路,假設(shè)一定的農(nóng)業(yè)活動對應(yīng)一定的農(nóng)業(yè)污染排放量,綜合多種分析方法建立農(nóng)業(yè)活動和污染排放量之間的響應(yīng)關(guān)系.農(nóng)業(yè)面源污染核算的技術(shù)路線具體見圖1.

圖1 農(nóng)業(yè)面源污染核算技術(shù)路線Fig.1 Technical Route of agriculture non-point source pollution accounting

(1) 污染類型識別與產(chǎn)污分析.主要是對面源污染源進行分析,首先要識別主要的面源污染類型,明確面源污染調(diào)查的范圍和評估內(nèi)容.大量研究表明,種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)是農(nóng)業(yè)污染的主要來源[13-14].現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的專業(yè)化、集約化打破了傳統(tǒng)的種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)之間物質(zhì)和能量循環(huán),形成農(nóng)業(yè)系統(tǒng)“高投入、高產(chǎn)出、高廢物”的生產(chǎn)模式,導(dǎo)致大量廢物不能有效利用,它們和過量投入一起成為水環(huán)境污染的主要來源[15].此外農(nóng)村生活污染源對生態(tài)環(huán)境的影響也不容忽視[1].因此,主要分析農(nóng)田化肥、畜禽養(yǎng)殖、農(nóng)田固體廢棄物以及農(nóng)村生活四種污染類型.核算的污染物主要COD、TN、TP 3類.

(2) 單元確定與統(tǒng)計調(diào)查.這兩個過程相互影響,調(diào)查單元是指產(chǎn)生污染物并對面源污染具有一定貢獻率的獨立單位.本研究以農(nóng)業(yè)活動為出發(fā)點,以農(nóng)業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)為依托,以單元為核心,以省市為核算單位,對農(nóng)業(yè)面源污染源分析、分解,并建立調(diào)查的基本單元(見表 1).并將已確定的單元作為調(diào)查統(tǒng)計的對象.各省(市)的調(diào)查指標數(shù)據(jù)主要來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及各省市農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料.

(3) 產(chǎn)污過程調(diào)查與分析.主要對面源污染物流失情況進行定量分析的過程,是確定單元排放系數(shù)取值的基礎(chǔ).通過文獻調(diào)研,綜合樣本地區(qū)的研究結(jié)論[12,16-18],并重點參閱了文獻[19]和[20]中的分省或不同區(qū)域各參數(shù)取值,最終建立不同產(chǎn)污單元省際層次上各農(nóng)業(yè)污染產(chǎn)污強度系數(shù)、資源綜合利用系數(shù)和流失系數(shù)的數(shù)據(jù)庫.

表1 農(nóng)業(yè)面源產(chǎn)污核算單元Table 1 Unit of agriculture non-point source pollution accounting

(4) 農(nóng)業(yè)污染評估.主要是對各種污染物的排放量進行估算的過程,其計算公式如下[12]:

式中:E為農(nóng)業(yè)和農(nóng)村污染的排放量;EUi為單元i指標統(tǒng)計數(shù);iρ為單元i污染物的產(chǎn)污強度系數(shù);iη為表征相關(guān)資源利用效率的系數(shù);PEi為農(nóng)業(yè)和農(nóng)村污染的產(chǎn)生量,即不考慮資源綜合利用和管理因素時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村生活造成的最大潛在污染量;Ci為單元i污染物j的排放系數(shù),它由單元和空間特征(S)決定,表征區(qū)域環(huán)境、降雨、水文和各種管理措施對農(nóng)業(yè)污染的綜合影響.

2 農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性時空特分析

根據(jù)方向性距離函數(shù)的理論,采用非參數(shù)線性規(guī)劃技術(shù),測度出1997～2009年31個省(市)環(huán)境技術(shù)效率,并根據(jù)環(huán)境技術(shù)效率取值的大小衡量環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展的相對協(xié)調(diào)程度.

2.1 靜態(tài)評價

從2009年環(huán)境技術(shù)效率得分看,北京、黑龍江、上海和西藏的環(huán)境技術(shù)效率較高,環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展處于高度協(xié)調(diào)狀態(tài).山西、云南、陜西、甘肅、寧夏、貴州、廣西、安徽、河北、重慶等地區(qū)的協(xié)調(diào)度小于 0.7,處于不協(xié)調(diào)甚至極不協(xié)調(diào)狀態(tài).為了更進一步反映環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)狀況,通過匯總的方式計算出1997～2009年間各地區(qū)環(huán)境技術(shù)效率的平均得分,將不同地區(qū)按照協(xié)調(diào)性大小進行歸類.①優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)地區(qū):西藏和吉林;②良好協(xié)調(diào)地區(qū):黑龍江、上海、北京、遼寧;③一般協(xié)調(diào)地區(qū):四川、福建、江蘇、廣東、海南、內(nèi)蒙古、江西、浙江、重慶;④不協(xié)調(diào)地區(qū):天津、新疆、山東、貴州、湖南、湖北、青海等省市;⑤嚴重不協(xié)調(diào)地區(qū):河南、河北、安徽、云南、廣西、寧夏、甘肅、山西、陜西.

從靜態(tài)分析情況看,中國大陸31個省市中大部分地區(qū)環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展處于不同程度的失衡狀態(tài).值得注意的是,農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率與農(nóng)業(yè)污染排放絕對量之間不存在對應(yīng)關(guān)系,并不是污染排放量大,環(huán)境技術(shù)效率就低,農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)性就差.可能的解釋是:在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),人們對農(nóng)產(chǎn)品的消費己由數(shù)量的滿足轉(zhuǎn)向質(zhì)量的提高階段,對環(huán)境質(zhì)量較為重視,政府通過發(fā)展蓄積起來的經(jīng)濟實力開始轉(zhuǎn)向農(nóng)業(yè)環(huán)境整治,同時農(nóng)業(yè)的清潔生產(chǎn)技術(shù)已經(jīng)開始應(yīng)用,能夠有效減少農(nóng)業(yè)污染.

2.2 動態(tài)評價

1997～2009年間平均環(huán)境技術(shù)效率為0.692,并且呈現(xiàn)波動狀態(tài).為了考察協(xié)調(diào)性的動態(tài)變化,將研究期分三個階段(1997～2000年、2001～2004年與 2005～2009年),其協(xié)調(diào)度的平均值分別為0.677、0.645、0.742.近年來農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性增加的主要原因:國家大規(guī)模的推行以稅費減免為主要內(nèi)容的“惠農(nóng)新政”,加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)投資,重視農(nóng)業(yè)環(huán)境治理,力求改變農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施薄弱和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境污染嚴重的狀況,有利于提升農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性.

表2列出了不同階段各省(市)的平均環(huán)境技術(shù)效率.按照不同階段協(xié)調(diào)性的變化可以進行如下歸類:①保持協(xié)調(diào)發(fā)展的地區(qū):吉林和西藏;②一直處于不協(xié)調(diào)發(fā)展的地區(qū):天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、安徽、浙江、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣西、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等省市自治區(qū);③從不協(xié)調(diào)向協(xié)調(diào)轉(zhuǎn)化的地區(qū):北京、遼寧、黑龍江、上海、福建、江蘇、廣東、海南;④協(xié)調(diào)性惡化的地區(qū):重慶、四川、貴州和云南4地區(qū).從動態(tài)分析來看,經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部地區(qū)大都保持著協(xié)調(diào)發(fā)展的態(tài)勢或者已經(jīng)向協(xié)調(diào)狀態(tài)轉(zhuǎn)化,而經(jīng)濟發(fā)展水平較低的中部和西部地區(qū)大都保持著不協(xié)調(diào)的態(tài)勢或者協(xié)調(diào)性不斷惡化.

表2 全國各省市不同階段的環(huán)境技術(shù)效率Table 2 Environmental ecological efficiency of different provinces

3 農(nóng)業(yè)發(fā)展-環(huán)境協(xié)調(diào)性影響因素分析

3.1 模型設(shè)定及估計

利用 1997～2009年 31個地區(qū)的面板數(shù)據(jù),采用多元回歸方法檢驗農(nóng)業(yè)發(fā)展-環(huán)境協(xié)調(diào)性與影響因素之間的關(guān)系,模型形式設(shè)定為:

式中:ETE表示環(huán)境技術(shù)效率;zi代表影響因素;iβ是被估計參數(shù);μ是標準白噪聲;α是截距項.

影響因素指標的選擇主要考慮區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)施條件、農(nóng)業(yè)資源稟賦、環(huán)境管理制度等方面.①區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平指標選擇人均 GDP,并引入了平方項. ②農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動指標考慮農(nóng)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動和部門內(nèi)部結(jié)構(gòu)兩個方面,分別用畜禽養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)值比重(Ani)和糧食作物與經(jīng)濟作物的比例(Plastr)來表示.③對于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件,用農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投資來表示(Inv).④用人均經(jīng)營耕地數(shù)量(Acul)來代替經(jīng)濟發(fā)展中對農(nóng)業(yè)資源需求的供給狀況,該指標能夠反映一個區(qū)域農(nóng)業(yè)資源的稀缺程度.⑤環(huán)境管理制度和政策(Ins)通常很難直接衡量,主要有兩種思路:一是采用指標代替的方法[21],但環(huán)境管理制度是多方面,僅僅用其中的一方面來代替缺乏令人信服的解釋;二是利用專家打分法得到環(huán)境管理制度的量化指標[22],能夠綜合對環(huán)境管理制度進行評價,避免了指標替代法的片面性,具有一定的優(yōu)越性.本研究也擬采用這種思路,通過專家打分的特爾菲方法,對農(nóng)業(yè)污染管理制度進行量化.主要是以與農(nóng)業(yè)污染管理相關(guān)政策的頒布和執(zhí)行情況為基準,按照“很差、差、一般、好、很好”五個等級,請專家對不同時段和不同區(qū)域的農(nóng)業(yè)環(huán)境政策的執(zhí)行情況進行打分,并根據(jù)打分結(jié)果賦值,最后通過加權(quán)求和的方法得到農(nóng)業(yè)環(huán)境管理制度的量化指標.

由于面板數(shù)據(jù)同時具有截面、時序的兩維特性,模型設(shè)定直接決定了參數(shù)估計的有效性,因此,必須對模型設(shè)定形式進行假設(shè)檢驗.利用Eviews 5.1軟件進行回歸,根據(jù)F-test和Hausman檢驗選擇合適的模型,各項回歸參數(shù)見表3.

表3 環(huán)境技術(shù)效率影響因素回歸結(jié)果Table 3 Regressive result of effects on environmentalecological efficiency

3.2 模型結(jié)果分析

經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性的影響.回歸分析結(jié)果表明,人均GDP的系數(shù)為正,并且人均 GDP平方的系數(shù)為負,這說明人均GDP和環(huán)境技術(shù)效率之間符合環(huán)境庫茲涅茨曲線假說.隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高,公眾對農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量的要求也逐步提高.

農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性的影響.從種植業(yè)結(jié)構(gòu)來說,模型結(jié)果表明,糧食作物在種植業(yè)中的比重的增加,能夠提高農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)性.近二十年來糧食作物播種面積所占的比重不斷減少,而經(jīng)濟作物播種面積呈迅速上升趨勢.這導(dǎo)致了施肥總量和施肥結(jié)構(gòu)的變動,傳統(tǒng)的糧食作物施肥量穩(wěn)步增長的同時,很多新興的經(jīng)濟作物化肥施用水平也達到很高的水平.增加了農(nóng)業(yè)污染產(chǎn)生的潛在危險,不利于農(nóng)業(yè)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展.從農(nóng)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動來說,回歸結(jié)果顯示,畜牧業(yè)產(chǎn)值比重的提高能夠提升農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)性,和王兵等[23]的研究結(jié)論一致.這與畜牧業(yè)附加產(chǎn)值較高,單位產(chǎn)值的污染排放強度較低有很大的關(guān)系.

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性的影響.模型結(jié)果顯示,回歸系數(shù)為正,這是符合預(yù)期的.一方面隨著對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投入水平的提高,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也逐步完善,這對于提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力和產(chǎn)出水平起到了積極的作用;另一方面一些基礎(chǔ)設(shè)施比如,農(nóng)田水利設(shè)施、節(jié)水灌溉設(shè)施、農(nóng)業(yè)生態(tài)建設(shè)工程,也能夠上減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的污染排放和生態(tài)破壞.

農(nóng)業(yè)資源稟賦對農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性的影響.農(nóng)地資源豐富的地區(qū),可以通過推行土地適度規(guī)模經(jīng)營,提高致污性投入的利用效率,從而減少污染排放量,增加農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)度.回歸結(jié)果顯示,耕地資源稟賦對農(nóng)業(yè)發(fā)展-環(huán)境協(xié)調(diào)性的影響不顯著.可能的解釋是我國人多地少,人均耕地資源稟賦較少,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中實行家庭承包責(zé)任制,人為地將土地劃分為若干小塊,土地經(jīng)營規(guī)模普遍偏小,不能夠通過規(guī)模經(jīng)濟減少農(nóng)業(yè)致污性投入.

環(huán)境管理制度對農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性的影響.從回歸系數(shù)來看,農(nóng)業(yè)環(huán)境管理制度對農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率影響較為顯著,符號為負.可能的解釋是我國的環(huán)境制度與農(nóng)業(yè)環(huán)境污染特征的不適應(yīng)性、農(nóng)業(yè)環(huán)境管理制度不健全等在很大程度上限制了其正面效應(yīng)的發(fā)揮.因此,農(nóng)業(yè)環(huán)境污染管理制度改革的重點是逐步完善農(nóng)業(yè)環(huán)境管理體制.

4 結(jié)論

4.1 1997～2009年間全國農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的平均值為 0.692,農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)性整體偏低,大部分地區(qū)環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展處于不同程度的失衡狀態(tài).并且在研究期內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)度具有較大的波動性,除了受天氣因素影響外,最主要的是農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的增長機制存在著很大的不穩(wěn)定性.

4.2 綜合靜態(tài)和動態(tài)兩方面的分析結(jié)果,經(jīng)濟發(fā)展水平較低的中部和西部地區(qū)的大部分省市的環(huán)境與農(nóng)業(yè)增長處于失衡狀況,并且在研究期內(nèi)大都一直處于失衡狀態(tài);經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部的大部分省市農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境關(guān)系較為和諧,并且在研究期內(nèi)大都一直保持著協(xié)調(diào)狀態(tài)或者逐步向協(xié)調(diào)狀態(tài)轉(zhuǎn)變.因此,不同地區(qū)在環(huán)境管理中應(yīng)實行差別化的管理政策,以確保農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展.對于協(xié)調(diào)性較高東部的地區(qū),應(yīng)注重農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提高,大力推行作物生產(chǎn)高效與清潔生產(chǎn)技術(shù)等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技,加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的科學(xué)規(guī)劃,整合零散農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源,建立減少化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜投入的激勵機制.對于協(xié)調(diào)性較低的地區(qū)來說,應(yīng)依托當(dāng)?shù)刭Y源稟賦條件,加強與周圍鄰近地區(qū)的交流和合作,改進農(nóng)業(yè)投入要素的質(zhì)量,縮小與最佳生產(chǎn)前沿面的距離.

4.3 農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性的影響因素是多方面的.經(jīng)濟發(fā)展水平的提高促進了農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率的改善,主要原因是經(jīng)濟發(fā)展水平的提高使得人們有更大的意愿和能力治理農(nóng)業(yè)環(huán)境污染,從而增大資源環(huán)境與農(nóng)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)性;農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動兩個層次(種植業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu))都對農(nóng)業(yè)環(huán)境技術(shù)效率產(chǎn)生重要影響;農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資投入量的增加能夠提高農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)性;環(huán)境制度與農(nóng)業(yè)環(huán)境污染特征的不適應(yīng)性、農(nóng)業(yè)環(huán)境管理制度不健全等在很大程度上限制了其正面效應(yīng)的發(fā)揮.

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Coordination of agricultural growth with environment.

LIANG Liu-tao*(College of environment and planning, Henan University,Kaifeng 475004 ,China). China Environmental Science, 2012,32(9)：1702～1708

The paper based on the inter-provincial panel data from 1997 to 2009, make use of directional distance function model to measure the evaluate the coordination of environment with agricultural development,explore its spatial and temporal characteristics,and the evolution of driving mechanism. The environment and agricultural development coordination were quite different in different provinces. A higher level of economic development, better conditions for agricultural production in the eastern of country, more harmonious in the agricultural development and the environment. The impacts which effect coordination of agricultural development with environmental was multifaceted, such as level of economic development, agricultural structure, agricultural infrastructure investment, agricultural resource endowments, agricultural environmental management institutional and so on.

coordination；agriculture development；the efficiency of environmental technology

2011-12-05

教育部人文社會科學(xué)研究一般項目(11YJC790095)資助

* 責(zé)任作者, 講師, ltliang@henu.edu.cn

X820

A

1000-6923(2012)09-1702-07

梁流濤(1981-),男,河南開封人,博士,講師,主要研究方向為資源環(huán)境管理.發(fā)表論文10余篇.