畜牧污染：城鎮(zhèn)化之殤？
——來自宏觀層面的證據(jù)

姚文捷

一、引言

2007年以來，隨著政策支持力度的明顯加大，畜牧業(yè)作為中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，再次進入了迅猛發(fā)展時期。截至2016年，全國（除臺灣、香港和澳門，下同）畜牧業(yè)產(chǎn)值從16124.9億元增加到31703.2億元，年均增長10.73%。可是，由于一直以來資金、技術和管理等要素的缺位，加上環(huán)境保護意識長期淡薄，畜牧污染日益嚴重?！吨袊y(tǒng)計年鑒（2017）》顯示，2016年全國牛、羊年末存欄量分別為10667.9萬頭和31112萬頭，生豬年末存欄量與年內(nèi)出欄量分別為43503.7萬頭和68502萬頭。據(jù)此測算，2016年全國糞尿豬糞當量產(chǎn)生總量為180641.7萬噸，是同年工業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量（309210萬噸）的58.42%。畜牧業(yè)已成為國內(nèi)僅次于鋼鐵、煤炭的第三大污染行業(yè)，而以糞尿為主的牲畜廢棄物則是最大的污染源。與工業(yè)點源污染不同，對農(nóng)業(yè)面源污染特別是畜牧污染而言，污染源的高度分散性和隱蔽性、污染排放的隨機性和異質(zhì)性使環(huán)境責任主體與分擔難以得到界定，加之過程監(jiān)控的困難和末端治理的滯后，一般認為源頭控制是最佳的解決途徑。正因為如此，許多研究從微觀主體行為的角度探討了畜牧污染控制的影響因素，主要從針對農(nóng)戶采納牲畜廢棄物無害化處理技術（Kim J. et al.，2010；張暉，2012；張躍華、鄔小撐，2012；喬娟、劉增金，2015；潘丹、孔凡斌，2015；張玉梅，2015；喬娟、舒暢，2017）和資源化利用技術（彭新宇，2007；張暉，2012；仇煥廣等，2012；虞祎等，2012；朱寧，2014；姚文捷，2017）兩方面展開闡述。這無異于說明了一個事實，即畜牧污染程度受到農(nóng)戶行為的直接作用。由于較高的環(huán)境保護投入難以經(jīng)由市場機制獲得應有的回報，作為牲畜廢棄物最直接的處置者（姚文捷，2016），理性的農(nóng)戶在畜牧生產(chǎn)過程中通常只會關注個體收益，從而忽視對污染的控制（楊惠芳，2013）。

畜牧污染控制滯后于生產(chǎn)的集約化演進是導致環(huán)境危機的根源。雖然近年來隨著中國強農(nóng)惠農(nóng)政策的實施，畜牧業(yè)的規(guī)?；藴驶?、產(chǎn)業(yè)化和區(qū)域化步伐逐漸加快，但引起這一轉(zhuǎn)型優(yōu)化的重要因素無疑是城鎮(zhèn)化的快速推進。因而從宏觀層面看，畜牧污染不可避免地系緣城鎮(zhèn)化。許多研究已表明，城鎮(zhèn)化是存在環(huán)境效應的。多數(shù)學者清楚地認識到，城鎮(zhèn)化會造成一定程度的環(huán)境污染（李姝，2011；鄧曉蘭等，2017），這主要是經(jīng)由工業(yè)經(jīng)濟拉動（Low B.S. et al.，1993）、能源需求增加（Cole M. A. et al.，2004；何曉萍等，2009）、消費習慣改變（王會等，2011；杜雯翠等，2013）、耕地數(shù)量減少（姚文捷，2015）等方面引致的。少數(shù)學者也發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對環(huán)境污染有某種弱化作用，可以經(jīng)由公交需求增加（Liddle B.，2004）、清潔技術擴散（張騰飛等，2016）、人口就業(yè)導向（梁偉等，2017）等方面引致。特別是一些學者通過環(huán)境庫茲涅茨假說式的驗證提出，城鎮(zhèn)化與環(huán)境污染之間存在非線性關系（杜雯翠、馮科，2013；李水平、張丹，2014；吳玥弢、仲偉周，2015；張樂勤，2016；Shahbaz M.et al.，2016），但由于選取的變量、使用的數(shù)據(jù)與擬合的方法有一定程度的差異，他們得到的結(jié)論并不一致。實際上，與經(jīng)濟產(chǎn)值或收入的直接影響不同，城鎮(zhèn)化本身不能作為一種內(nèi)生變量納入環(huán)境庫茲涅茨假說式的檢驗，它對環(huán)境污染的作用是經(jīng)由空間集聚效應引起一系列的經(jīng)濟結(jié)構發(fā)生變化而間接實現(xiàn)的。因此，本文利用2007—2016年的中國省際面板數(shù)據(jù)，通過環(huán)境庫茲涅茨假說式的檢驗方法確認畜牧業(yè)產(chǎn)值與畜牧污染排放量二者之間的關系，在此基礎上深入考察城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量的影響，旨在驗證這一特定的環(huán)境效應，以期在微觀主體行為的解釋之外，彌補宏觀環(huán)境變化解釋的缺憾。

二、模型構建與數(shù)據(jù)處理

（一）模型構建

在基于環(huán)境庫茲涅茨假說的實證研究中，以經(jīng)濟指標為自變量的環(huán)境指標函數(shù)通常為二次多項式，而且單個經(jīng)濟指標并不是引起相應環(huán)境指標變化的唯一決定因素。許多學者如韓玉軍、陸旸（2009）、許廣月、宋德勇（2010）在以某個經(jīng)濟指標作為主要變量的基礎上添加其他一些重要的附加變量，來考察對環(huán)境庫茲涅茨曲線產(chǎn)生影響的若干外生因素。正是鑒于此，設立計量模型為：

（1）式中，P與H分別為畜牧污染排放量（萬噸）和畜牧業(yè)產(chǎn)值（億元），PU與LU分別為人口城鎮(zhèn)化率（%）和土地城鎮(zhèn)化率（%），γ為常數(shù)項，α1、α2、β1、β2為相應的系數(shù)，ε為隨機擾動項。

（二）數(shù)據(jù)處理

考慮到中國畜牧業(yè)產(chǎn)值在2006—2011年增長較快，2012年后增長趨緩，可能對畜牧污染排放量產(chǎn)生較大的影響，本文從《中國統(tǒng)計年鑒》中選取2007-2016年中國31個省域10年的面板數(shù)據(jù)進行分析。數(shù)據(jù)處理涉及對被解釋變量、解釋變量和控制變量的衡量。

1.被解釋變量：畜牧污染排放量（P）

即包括牛、羊、生豬3大畜種在內(nèi)的糞尿豬糞當量年產(chǎn)生總量。牛、羊因飼養(yǎng)周期較長，采用年末存欄量（萬頭）來計算糞尿豬糞當量年產(chǎn)生量，方法為：年末存欄量×糞尿年排泄系數(shù)×豬糞當量換算系數(shù)；生豬的飼養(yǎng)周期約為180天，采用年末存欄量（萬頭）與年內(nèi)出欄量（萬頭）之和來計算糞尿豬糞當量年產(chǎn)生量，方法為：(年末存欄量+年內(nèi)出欄量)×糞尿年排泄系數(shù)×(180/365)×豬糞當量換算系數(shù)。3大畜種的糞尿年排泄系數(shù)取自國家環(huán)保總局推薦的畜禽養(yǎng)殖糞尿及其各類污染物年排泄系數(shù)（楊朝飛，2002），豬糞當量換算系數(shù)取自以含氮量為標準的各類畜禽糞尿豬糞當量換算系數(shù)（沈根祥等，1994）。

2.解釋變量：城鎮(zhèn)化率

包括人口城鎮(zhèn)化率（PU）和土地城鎮(zhèn)化率（LU）。人口城鎮(zhèn)化率由城鎮(zhèn)人口（萬人）占總?cè)丝冢ㄈf人）的比重表示，人口城鎮(zhèn)化泡沫的測度公式（昝國江，2013）為：

（2）式中，BPU為人口城鎮(zhèn)化泡沫指數(shù)，t為報告期，t-1為基期。BPU增長越快，過度人口城鎮(zhèn)化現(xiàn)象就越嚴重。

土地城鎮(zhèn)化率由建成區(qū)面積（平方公里）占總面積（平方公里）的比重表示，借鑒王家庭、張俊韜（2010）提出的城鎮(zhèn)蔓延指數(shù)，土地城鎮(zhèn)化泡沫的測度公式為

（3）式中，BLU為土地城鎮(zhèn)化泡沫指數(shù)，ABD與UP分別為建成區(qū)面積和城鎮(zhèn)人口，t為報告期，t-1為基期。當SI＞1時，建成區(qū)面積增長速度大于城鎮(zhèn)人口增長速度，存在過度土地城鎮(zhèn)化現(xiàn)象；當SI≤1時，建成區(qū)面積增長速度小于城鎮(zhèn)人口增長速度，不存在過度土地城鎮(zhèn)化現(xiàn)象。

3.控制變量：畜牧業(yè)產(chǎn)值（H）

對解釋變量“城鎮(zhèn)化率”的考察是建立在畜牧業(yè)產(chǎn)值與畜牧污染排放量之間可能存在的一次或二次函數(shù)關系之上的，因而控制變量的選擇可以是畜牧業(yè)產(chǎn)值的一次項或二次項。

三、實證分析

（一）主要變量的耦合特征

本文借鑒關偉、許淑婷（2015）的做法構建耦合協(xié)調(diào)指數(shù)對城鎮(zhèn)化率與畜牧污染排放量二者之間的耦合關系進行甄別。其中，各省域的人口城鎮(zhèn)化率、土地城鎮(zhèn)化率和畜牧污染排放量均取2007—2016年10年的平均值，并采用min-max標準化方法對其進行無量綱化處理。耦合協(xié)調(diào)指數(shù)的計算公式為：

其中，

（4）（5）式中，v為城鎮(zhèn)化率與畜牧污染排放量二者之間的耦合協(xié)調(diào)指數(shù)，c為相應的以變異系數(shù)為基礎計算的耦合度；ui（i=1,2）與p分別為城鎮(zhèn)化率和畜牧污染排放量的無量綱化值，且u1與u2分別為人口城鎮(zhèn)化率和土地城鎮(zhèn)化率的無量綱化值；k為區(qū)別系數(shù)，取值范圍為[2, 5]。為加強區(qū)分度，設定k=4。使用中值分段法對耦合協(xié)調(diào)指數(shù)設立歸類標準，并對中國31個省域的耦合協(xié)調(diào)指數(shù)計算結(jié)果進行歸類。

表1:中國31個省域城鎮(zhèn)化率與畜牧污染排放量耦合協(xié)調(diào)指數(shù)歸類標準及結(jié)果

表1的歸類結(jié)果顯示：人口城鎮(zhèn)化率與畜牧污染排放量之間，處于高度和中度耦合協(xié)調(diào)的省域共有21個（67.74%），處于低度耦合協(xié)調(diào)的省域有10個（32.26%）；土地城鎮(zhèn)化率與畜牧污染排放量之間，處于中度和低度耦合協(xié)調(diào)的省域分別有2個（6.45%）與29個（93.55%）。這說明人口城鎮(zhèn)化率與畜牧污染排放量之間關聯(lián)較強，而土地城鎮(zhèn)化率與畜牧污染排放量之間關聯(lián)極弱。至于人口城鎮(zhèn)化率、土地城鎮(zhèn)化率二者是否均對畜牧污染排放量有顯著作用，則要通過面板數(shù)據(jù)計量模型的回歸分析來進一步證實。

（二）總體樣本的回歸分析

本文使用混合OLS、固定效應和隨機效應3種方法分別進行回歸，估計結(jié)果（表2）顯示：畜牧業(yè)產(chǎn)值在3個回歸中都對畜牧污染排放量有正向的顯著影響，與混合OLS回歸不同的是，其二次項的符號在固定效應回歸和隨機效應回歸中都為負；人口城鎮(zhèn)化率在混合OLS回歸和固定效應回歸中對畜牧污染排放量分別存在著負向與正向的顯著影響，在隨機效應回歸中的作用卻不顯著；土地城鎮(zhèn)化率在3個回歸中都對畜牧污染排放量無顯著影響。先經(jīng)LSDV檢驗，其中絕大多數(shù)個體虛擬變量在5%的水平上都很顯著，即存在個體效應，不應使用混合OLS回歸；后經(jīng)豪斯曼檢驗在5%的水平上顯著，即拒絕隨機效應回歸，采用固定效應回歸的估計結(jié)果。

表2的固定效應回歸估計結(jié)果表明，在人口城鎮(zhèn)化率既定的條件下，畜牧業(yè)產(chǎn)值與畜牧污染排放量之間存在著顯著的二次函數(shù)關系，且形成了環(huán)境庫茲涅茨假說式的倒U型曲線，拐點處的畜牧業(yè)產(chǎn)值為1819.33億元，常數(shù)項為畜牧污染排放量的歷年積累存量；在畜牧業(yè)產(chǎn)值既定的條件下，人口城鎮(zhèn)化率與畜牧污染排放量之間存在著顯著的正相關線性關系，即人口城鎮(zhèn)化率每上升1個百分點，就會使畜牧污染排放量增加21.55萬噸，但土地城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量卻無顯著作用?？梢姡竽翗I(yè)產(chǎn)值與畜牧污染排放量之間存在的倒U型曲線關系，本質(zhì)上是生產(chǎn)的環(huán)境負外部性效應，以及對其實施糾正措施的演化軌跡。這一結(jié)論支持了姚文捷（2015）在市域?qū)用胬脮r序數(shù)據(jù)得出的研究結(jié)果。10年間，由于在中國畜牧業(yè)產(chǎn)值中生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)值占比均在50%左右，因此畜牧污染排放量隨畜牧業(yè)產(chǎn)值的增加而下降，很可能是2012年后全國各地在生豬養(yǎng)殖業(yè)陸續(xù)興起的“禁限養(yǎng)”“調(diào)結(jié)構”所引致的。生豬減產(chǎn)在導致畜牧業(yè)產(chǎn)值增長趨緩的同時，也使畜牧污染排放量得到了有效的控制。然而，人口城鎮(zhèn)化率的上升對畜牧污染排放量的增加具有外生性的作用，引發(fā)整個倒U型曲線向上平移，造成污染控制在一定程度上失效。事實上，10年間絕大多數(shù)省域的人口城鎮(zhèn)化泡沫指數(shù)在絕大多數(shù)年份都小于0.05，增長也很穩(wěn)定，過度人口城鎮(zhèn)化現(xiàn)象總體上幾乎不存在，但畜牧污染排放量增加卻因人口城鎮(zhèn)化率上升而受到很大影響。原因在于，隨著農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)不斷集聚，畜產(chǎn)品供給結(jié)構發(fā)生了變化，來自城鎮(zhèn)的需求持續(xù)擴大，使得原本分散化的畜牧生產(chǎn)逐漸朝著集約化方向演進。自給式的分散生產(chǎn)容易對牲畜廢棄物進行消納處理并實現(xiàn)自足式的資源化利用；而在商品化的集約生產(chǎn)下，牲畜廢棄物處理方式并沒有得到跟進式的改觀，污染集聚加劇環(huán)境惡化，難以逆轉(zhuǎn)。此外，土地城鎮(zhèn)化主要是通過蠶食牲畜廢棄物的消納環(huán)境來對畜牧污染排放量發(fā)生作用的，但本文中畜牧污染排放量是用糞尿豬糞當量年產(chǎn)生總量表示的，出于消納環(huán)境的復雜性，沒有以糞尿豬糞當量年環(huán)境負荷量來衡量。因此，盡管10年間絕大多數(shù)省域的土地城鎮(zhèn)化泡沫指數(shù)在多數(shù)年份都大于1，但由于存在建成區(qū)“攤大餅”式擴張、土地低密度無序蔓延的現(xiàn)象，土地城鎮(zhèn)化率作用不顯著仍然是合理的。

表2:全國層面的回歸估計結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量影響的穩(wěn)健性，本文使用包括牛、羊、生豬3大畜種在內(nèi)的5類污染物各自的年產(chǎn)生總量分別對因變量“糞尿豬糞當量年產(chǎn)生總量”進行替換并逐一回歸。其中，牛、羊的各類污染物年產(chǎn)生量計算方法為：年末存欄量×污染物年排泄系數(shù)；生豬的各類污染物年產(chǎn)生量計算方法為：(年末存欄量+年內(nèi)出欄量)×污染物年排泄系數(shù)×(180/365)。5類污染物為5日生化需氧量（BOD5）、化學需氧量（CODcr）、氨氮（NH3-N）、總磷（TP）、總氮（TN）。經(jīng)檢驗，采用固定效應回歸的估計結(jié)果。表3顯示，每項結(jié)果中各個自變量系數(shù)的符號和顯著性與之前的實證結(jié)果均保持一致，這說明城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3:穩(wěn)健性檢驗的固定效應回歸估計結(jié)果

（四）分區(qū)樣本的回歸分析

本文從經(jīng)濟區(qū)域和主導產(chǎn)區(qū)兩個層面進一步考察城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量影響的地區(qū)差異。在經(jīng)濟區(qū)域?qū)用姘凑胀ǔ５囊?guī)劃方法把31個省域劃分為東、中、西3個樣本組。其中，東部地區(qū)包含11個省域（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南），中部地區(qū)包含9個省域（山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南），西部地區(qū)包含11個省域（廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）。在主導產(chǎn)區(qū)層面先根據(jù)每一畜種的十大主產(chǎn)省域劃分為牛、羊、生豬3個樣本組。由于牛、羊均屬草食系牧養(yǎng)畜種，只有生豬是雜食性圈養(yǎng)畜種，再將牛、羊合并為一個樣本組，與生豬共計2個樣本組。其中，主要養(yǎng)牛和養(yǎng)羊地區(qū)包含14個省域（內(nèi)蒙古、甘肅、青海、河南、四川、云南、黑龍江、西藏、貴州、湖南、山東、寧夏、新疆、河北），主要養(yǎng)豬地區(qū)包含10個省域（山東、廣東、江西、河南、湖北、湖南、廣西、四川、云南、河北）。經(jīng)檢驗，兩個層面的樣本組均選擇固定效應回歸進行分析。

表4的估計結(jié)果顯示，東部地區(qū)回歸方程的F檢驗不顯著，因變量與自變量之間應不存在線性關系。但使用5類污染物各自的年產(chǎn)生總量為因變量并逐一回歸后發(fā)現(xiàn)，除總氮外，每個回歸方程的F檢驗均在5%的水平上顯著，且其中各個自變量系數(shù)的符號和顯著性也與原來的回歸方程保持基本一致（在以總磷年產(chǎn)生總量為因變量的回歸方程中，畜牧業(yè)產(chǎn)值的二次項系數(shù)不顯著）。故仍可判斷，在既定的環(huán)境庫茲涅茨假說式倒U型曲線之上，土地城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量依舊沒有顯著影響；人口城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量在東部地區(qū)和中部地區(qū)分別具有負向與正向的顯著影響，而在西部地區(qū)卻無顯著影響。鑒于東、中、西3大地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化率存在高、中、低的梯度特征，可以發(fā)現(xiàn)：較低的城鎮(zhèn)人口集聚水平不足以改變畜產(chǎn)品供給結(jié)構并拉動需求，生產(chǎn)沒有出現(xiàn)集約化，因而不會對畜牧污染程度產(chǎn)生明顯的作用；隨著城鎮(zhèn)人口集聚水平的上升，畜產(chǎn)品供給結(jié)構發(fā)生變化并引起需求擴大，生產(chǎn)的集約強化使畜牧污染程度不斷提高；但是較高的城鎮(zhèn)人口集聚水平導致畜牧生產(chǎn)過度擴張，即在高價格預期的慣性作用下畜產(chǎn)品供給遠大于需求，而產(chǎn)能過剩引起價格暴跌，造成多數(shù)養(yǎng)殖戶減產(chǎn)、停產(chǎn)甚或轉(zhuǎn)產(chǎn)，生產(chǎn)的集約弱化使畜牧污染程度得以降低。

表4:經(jīng)濟區(qū)域?qū)用娴墓潭ㄐ貧w估計結(jié)果

表5的估計結(jié)果顯示，在既定的環(huán)境庫茲涅茨假說式倒U型曲線之上，土地城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量依舊沒有顯著影響；人口城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量在主要養(yǎng)豬地區(qū)具有正向的顯著影響，而在主要養(yǎng)牛和養(yǎng)羊地區(qū)卻無顯著影響。這是因為，在畜產(chǎn)品需求結(jié)構中，豬肉占比很大，牛、羊肉占比很小。隨著城鎮(zhèn)人口集聚水平的上升，豬肉需求對相應供給結(jié)構的變化很敏感，生產(chǎn)的集約強化使以生豬為主導的畜牧污染程度不斷提高；而牛、羊肉需求對相應供給結(jié)構的變化并不敏感，生產(chǎn)沒有出現(xiàn)集約化，使以牛、羊為主導的畜牧污染程度較為穩(wěn)定。

表5:主導產(chǎn)區(qū)層面的固定效應回歸估計結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

本文利用2007—2016年的中國省際面板數(shù)據(jù)，基于畜牧業(yè)產(chǎn)值與畜牧污染排放量二者之間的關系，考察城鎮(zhèn)化率對畜牧污染排放量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在畜牧業(yè)產(chǎn)值與畜牧污染排放量之間既定的環(huán)境庫茲涅茨假說式的倒U型曲線關系之上，人口城鎮(zhèn)化率而非土地城鎮(zhèn)化率的上升對畜牧污染排放量的增加具有外生性的作用。這是經(jīng)由生產(chǎn)的集約強化來實現(xiàn)的，即隨著農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)不斷集聚，畜產(chǎn)品供給結(jié)構發(fā)生了變化，來自城鎮(zhèn)的需求持續(xù)擴大，使得原本分散化的畜牧生產(chǎn)逐漸朝著集約化方向演進，但牲畜廢棄物處理方式并沒有得到跟進式的改觀，污染集聚加劇環(huán)境惡化。盡管如此，過低的城鎮(zhèn)人口集聚水平并不會使生產(chǎn)出現(xiàn)集約化，過高的城鎮(zhèn)人口集聚水平反而會導致生產(chǎn)的集約弱化。而且，畜產(chǎn)品需求對相應供給結(jié)構變化的敏感性也會牽涉到生產(chǎn)的集約化。

事實上，生產(chǎn)的集約化是畜產(chǎn)品價格機制發(fā)生作用的結(jié)果。當畜產(chǎn)品的需求大于供給時，市場價格上升，引導生產(chǎn)走向集約強化；而當市場價格持續(xù)走高并形成一定的預期，會使畜產(chǎn)品的供給大于需求，進而導致產(chǎn)能過剩，引起價格暴跌，使生產(chǎn)走向集約弱化。從這個角度上說，人口城鎮(zhèn)化顯然是畜產(chǎn)品價格暴漲暴跌的成因之一。但人口城鎮(zhèn)化進程不可逆轉(zhuǎn)，為有效控制畜牧污染，唯有跟進牲畜廢棄物處理方式，在使傳統(tǒng)的直接還田得到改觀的同時，大力推廣沼氣發(fā)酵，并積極探索脫水加工出售的市場化途徑。當然，畜牧污染控制不能滯礙畜牧業(yè)本身的發(fā)展，尤其不能借畜產(chǎn)品價格暴跌之勢進行長期的粗放型減產(chǎn)從而威脅糧食安全。以市場機制為基礎建立畜產(chǎn)品穩(wěn)定價格帶制度是一種可行的方案，政府可以通過隨行就市收購或銷售畜產(chǎn)品來調(diào)節(jié)流通，使市場價格保持在合理區(qū)間內(nèi)，以避免發(fā)生劇烈波動。