城鎮(zhèn)化會(huì)加劇化肥面源污染嗎
——基于門(mén)檻效應(yīng)與空間溢出的雙重視角

欒 健 韓一軍

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展取得了舉世矚目的成就[1]，中國(guó)已經(jīng)從根植于土的“鄉(xiāng)土中國(guó)”轉(zhuǎn)變?yōu)槌青l(xiāng)互動(dòng)的“城鄉(xiāng)中國(guó)”[2]。城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)不僅推動(dòng)了城市發(fā)展和社會(huì)結(jié)構(gòu)的變革，也使得以土為生的小農(nóng)出現(xiàn)高度異質(zhì)化。一方面，非農(nóng)比較收益的快速提升使得人力資本較高的農(nóng)民選擇進(jìn)城打工，緩解了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)內(nèi)卷化[3]，促進(jìn)了農(nóng)民增收[4]；另一方面，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的發(fā)展為農(nóng)業(yè)機(jī)械化提供了內(nèi)生動(dòng)力[5]。伴隨著農(nóng)地市場(chǎng)的發(fā)育和工商資本的下鄉(xiāng)，農(nóng)業(yè)由勞動(dòng)過(guò)密投入的土地密集型農(nóng)業(yè)向依賴(lài)資本投入的勞動(dòng)集約型農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，生產(chǎn)效率得以提高。

然而，城鎮(zhèn)化快速發(fā)展造成的環(huán)境污染和生態(tài)惡化問(wèn)題愈發(fā)嚴(yán)重，在資源低廉、監(jiān)管缺失的農(nóng)村地區(qū)更為突出[6]。城鎮(zhèn)化使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人工成本不斷提升、土地價(jià)格快速上漲，導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力和耕地非農(nóng)化趨勢(shì)日趨嚴(yán)峻。作為勞動(dòng)力和土地的“廉價(jià)”替代品，化肥的過(guò)量施用不僅使農(nóng)產(chǎn)品邊際產(chǎn)出逐漸降低，也使得耕地質(zhì)量不斷下降、地下水污染日益嚴(yán)重[7]，對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境造成了巨大破壞[8]，已經(jīng)引起社會(huì)與政府的高度關(guān)注：2015年3月，農(nóng)業(yè)部提出《到2020年化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》(1)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部2015年2月17日發(fā)布。，旨在降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境成本；2019年中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)“加大農(nóng)業(yè)面源污染治理力度，實(shí)現(xiàn)化肥農(nóng)藥使用量負(fù)增長(zhǎng)”。因此，遏制城鎮(zhèn)化背景下化肥面源污染惡化趨勢(shì)，貫徹“綠水青山就是金山銀山”理念，是農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展進(jìn)程中的重點(diǎn)問(wèn)題。

目前為止已有較多學(xué)者從不同角度探討了化肥面源污染的成因及驅(qū)動(dòng)因素，總體來(lái)說(shuō)可分為以下三類(lèi)。第一類(lèi)研究基于庫(kù)茲涅茨假說(shuō)，旨在驗(yàn)證農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與化肥面源污染之間的關(guān)系[9-10]，多數(shù)研究均表明二者間呈現(xiàn)倒U型或N型曲線(xiàn)關(guān)系，且EKC曲線(xiàn)的形狀和拐點(diǎn)存在明顯的省際異質(zhì)性[11]；第二類(lèi)研究多基于脫鉤理論，探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染間的耦合關(guān)系[12-14]，注重探討二者關(guān)系的動(dòng)態(tài)變化，缺乏化肥面源污染影響因素的因果推斷；第三類(lèi)研究?；贚MDI分解法[15-16]或IPAT方程[17-18]，將化肥面源污染分解為若干驅(qū)動(dòng)因素，探討人口規(guī)模、種植結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和技術(shù)進(jìn)步等因素對(duì)化肥面源污染的影響。總體來(lái)說(shuō)，化肥面源污染是制度安排、社會(huì)環(huán)境變遷和政策因素共同作用的結(jié)果。從城鎮(zhèn)化角度看，直接探討城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的研究相對(duì)較少，已有研究多從農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和農(nóng)民收入變化兩方面間接探討了城鎮(zhèn)化與化肥面源污染的關(guān)系。首先，城鎮(zhèn)化發(fā)展使得非農(nóng)比較收益不斷提升，加劇了農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和農(nóng)民的兼業(yè)化經(jīng)營(yíng)行為，在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力成本提升的背景下，農(nóng)民更傾向于使用廉價(jià)省力的化肥替代勞動(dòng)力投入[19-20]；另一方面，農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移也使得優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力外流，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力質(zhì)量下降，更加促進(jìn)了化肥的過(guò)量施用，對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境造成不利影響[17]。其次，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)增加了農(nóng)民收入，緩解了購(gòu)買(mǎi)化學(xué)農(nóng)資物品的資金約束，在小農(nóng)生產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避屬性下[21]，農(nóng)民更傾向于過(guò)量施用化肥，從而加劇面源污染；城鎮(zhèn)化發(fā)展又會(huì)改善農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，表現(xiàn)為農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入占比下降，對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染具有緩解作用[22]。此外，Li[23]基于博賽洛普的人口壓力學(xué)說(shuō)，運(yùn)用河南省縣級(jí)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了城鎮(zhèn)化對(duì)化肥施用強(qiáng)度的影響，得出城鎮(zhèn)化對(duì)化肥施用強(qiáng)度表現(xiàn)為正向影響的結(jié)論，但未能考慮城鎮(zhèn)化對(duì)化肥施用強(qiáng)度影響的異質(zhì)性。

已有文獻(xiàn)為本研究提供了豐富借鑒，但存在以下不足：首先，已有研究多將不同研究區(qū)域看作獨(dú)立個(gè)體，忽略了化肥面源污染空間溢出的可能，且農(nóng)村勞動(dòng)力的跨省流動(dòng)使得城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響存在省際交互效應(yīng)，忽略了省份間的空間關(guān)聯(lián)可能導(dǎo)致偏誤；其次，已有研究多從城鎮(zhèn)化帶來(lái)的收入水平變化和勞動(dòng)力再配置等某一方面進(jìn)行探討，缺乏對(duì)城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響綜合效應(yīng)的評(píng)估；第三，已有研究多直接假設(shè)城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染存在線(xiàn)性影響，而考慮到中國(guó)城鎮(zhèn)化正處于由數(shù)量擴(kuò)張型發(fā)展向質(zhì)量提升型發(fā)展轉(zhuǎn)型的新階段，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響可能存在非線(xiàn)性關(guān)系。因此，本研究以2000—2016年中國(guó)31省(市、自治區(qū))面板數(shù)據(jù)為樣本(統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)未含港澳臺(tái)地區(qū)，下同)，基于門(mén)檻效應(yīng)與空間溢出的雙重視角探討城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響，以期為實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展提供對(duì)策建議。

1 理論分析

通過(guò)分析城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的作用機(jī)理，深入認(rèn)識(shí)城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響。城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的門(mén)檻影響路徑可分為擴(kuò)張效應(yīng)和質(zhì)量效應(yīng)(圖1)。在此基礎(chǔ)上，探討城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的空間溢出作用機(jī)理。

1.1 門(mén)檻效應(yīng)作用機(jī)理

城鎮(zhèn)化會(huì)通過(guò)擴(kuò)張效應(yīng)加劇化肥面源污染。首先，城鎮(zhèn)化使城市人口和城鎮(zhèn)就業(yè)人口規(guī)模迅速擴(kuò)大，農(nóng)產(chǎn)品剛性需求不斷攀升[24]。在耕地和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力日益稀缺的背景下，化肥則成為解決困境的重要投入要素。加之農(nóng)民的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避偏好[21]、施肥技術(shù)認(rèn)知缺乏[25]以及農(nóng)資市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)等問(wèn)題[26]，化肥過(guò)量施用成為常態(tài)。伴隨著農(nóng)產(chǎn)品需求變化引發(fā)的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，化肥面源污染愈發(fā)嚴(yán)重[18]。其次，城鎮(zhèn)化通過(guò)改變土地利用方式，加劇化肥面源污染。一方面，城市公共建設(shè)用地和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)建設(shè)用地需求的大幅提升擠占了耕地?cái)?shù)量[27]；另一方面，化肥投入的逐年增加又降低了耕地質(zhì)量[28]，為保障務(wù)農(nóng)收入，農(nóng)民不得不繼續(xù)追加化肥，產(chǎn)生惡性循環(huán)。第三，城鎮(zhèn)化帶來(lái)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移，加劇化肥面源污染[18]。勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力機(jī)會(huì)成本上升，農(nóng)業(yè)要素相對(duì)價(jià)格的變化驅(qū)使農(nóng)戶(hù)更多采用耕地集約型和勞動(dòng)力節(jié)約型的技術(shù)，在農(nóng)民收益短期化視角下，化肥以其“低廉”的成本成為了最優(yōu)選擇。

圖1 城鎮(zhèn)化推進(jìn)對(duì)化肥面源污染影響理論分析
Fig.1 Theoretical chart of urbanization’s impact on chemical fertilizer non-point source pollution

城鎮(zhèn)化會(huì)通過(guò)質(zhì)量效應(yīng)抑制化肥面源污染。首先，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化水平提升，消費(fèi)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品綠色生產(chǎn)方式和消費(fèi)方式的需求會(huì)不斷升級(jí)。從理論上講，城鎮(zhèn)化的發(fā)展可以使農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量被納入到消費(fèi)者效用函數(shù)中，在市場(chǎng)需求的約束下，誘使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者和政府關(guān)注農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。其次，城鎮(zhèn)化的發(fā)展為環(huán)境友好型技術(shù)如測(cè)土配方施肥的研發(fā)提供了資金支持，也使得資本密集型的綠色技術(shù)推廣成為可能；農(nóng)村勞動(dòng)力的再配置也推動(dòng)了農(nóng)地市場(chǎng)發(fā)育[29]，促進(jìn)了農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，使農(nóng)民更傾向于采納測(cè)土配方施肥等綠色技術(shù)[30]，緩解化肥面源污染。第三，城鎮(zhèn)化的發(fā)展也會(huì)提升進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民的受教育水平和收入水平，從而對(duì)綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿產(chǎn)生正向影響[31]。介于當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)仍處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與城鎮(zhèn)化加速發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響可能存在非線(xiàn)性關(guān)系，具體作用方向取決于擴(kuò)張效應(yīng)和質(zhì)量效應(yīng)的相對(duì)大小。

1.2 空間溢出作用機(jī)理

城鎮(zhèn)化會(huì)通過(guò)空間溢出導(dǎo)致化肥面源污染的跨省轉(zhuǎn)移。從自然條件看，化肥面源污染主要以水為載體進(jìn)行傳遞，鄰近省份間相似的水系、地貌特征和氣候條件使得污染“轉(zhuǎn)嫁”成為可能。從環(huán)境規(guī)制看，不同省份間環(huán)境監(jiān)管力度與能力存在較大差異，這就為化肥面源污染的空間溢出提供了制度條件。從勞動(dòng)力市場(chǎng)看，各省份間的勞動(dòng)力市場(chǎng)存在關(guān)聯(lián)性，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移跨省轉(zhuǎn)移逐漸成為普遍現(xiàn)象[32]。首先，勞動(dòng)力跨省轉(zhuǎn)移直接增加了轉(zhuǎn)入省份的農(nóng)產(chǎn)品需求。而轉(zhuǎn)入省份通常為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份，在農(nóng)業(yè)資源稟賦被不斷擠占的背景下，必然增加對(duì)鄰近省份的農(nóng)產(chǎn)品需求，加劇化肥面源污染。另一方面，由于鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)存在“黏性”，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的省際勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)直接改變勞動(dòng)力轉(zhuǎn)出省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素配置、技術(shù)選擇和種植決策，改變農(nóng)戶(hù)的化肥施用行為，實(shí)現(xiàn)化肥對(duì)勞動(dòng)力的有效替代，造成化肥面源污染的“轉(zhuǎn)嫁”。

2 模型設(shè)定、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 模型設(shè)定

在環(huán)境影響與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系問(wèn)題的分析上，Dietz等[33]提出的STIRPAT(Stochastic impacts by regression on population, affluence and technology)模型由于允許在原模型基礎(chǔ)上進(jìn)行拓展而得到廣泛應(yīng)用。其常見(jiàn)形式為：

(1)

式中：Ii、Pi、Ai、Ti分別代表環(huán)境壓力、人口規(guī)模、富裕程度和技術(shù)水平，a為模型系數(shù)，b、c和d分別表示各驅(qū)動(dòng)因素的環(huán)境彈性，e為隨機(jī)誤差項(xiàng)。通過(guò)對(duì)原有模型進(jìn)行改進(jìn)，設(shè)定基礎(chǔ)模型如下：

lnEit=β0+β1lnPit+β2lnAit+β3lnSit+β4lnTit+β5lnUit+μit

(2)

式中：Eit為第i省第t年的化肥面源污染程度，Pit、Ait、Sit、Tit和Uit分別表示第i省第t年的人口規(guī)模、富裕程度、種植業(yè)結(jié)構(gòu)、化肥施用技術(shù)水平和城鎮(zhèn)化率(下同)，β0至β5分別表示待估計(jì)參數(shù)，μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

門(mén)檻回歸模型設(shè)定。門(mén)檻效應(yīng)是指當(dāng)某一變量達(dá)到特定的閾值后，引起另一個(gè)變量發(fā)生方向或數(shù)量上的結(jié)構(gòu)突變。門(mén)檻模型的優(yōu)勢(shì)在于，將結(jié)構(gòu)變化內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部[34]，避免了主觀(guān)判斷閾值導(dǎo)致的估計(jì)偏誤?？紤]到城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響可能受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的調(diào)節(jié)，選取富裕程度lnAit作為門(mén)檻變量建立單一門(mén)檻回歸模型：

lnEit=β0+γ1lnUit·I(lnAit<λ1)+γ2lnUit·I(lnAit≥λ1)+β1lnPit+β2lnAit+β3lnSit+β4lnTit+eit

(3)

空間計(jì)量模型設(shè)定。在運(yùn)用空間計(jì)量模型前，需要進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，以確定化肥面源污染存在空間自相關(guān)性。采用Moran指數(shù)檢驗(yàn)化肥面源污染的空間自相關(guān)性，具體如式(4)所示：

(4)

確定存在空間自相關(guān)性后，參照LeSage等[35]的研究建立空間面板杜賓模型(SDM)：

lnEit=β0+ρWlnEit+β1lnPit+β2lnAit+β3lnSit+β4lnTit+β5lnUit+θ1WlnPit+θ2WlnAit+θ3WlnSit+θ4WlnTit+θ5WlnUit+εit

(5)

式中：W為空間權(quán)重矩陣；WlnEit表示化肥面源污染程度的空間依賴(lài)，WlnPit、WlnAit、WlnSit、WlnTit和WlnUit則分別表示各解釋變量對(duì)化肥面源污染程度影響的空間依賴(lài)；ρ、β0～β5、θ1～θ5分別表示待估計(jì)參數(shù)，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。SDM模型可將城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接溢出。

2.2 指標(biāo)選取

被解釋變量：化肥面源污染程度(E)?；蕦?duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的影響主要通過(guò)地表徑流、農(nóng)田排水和地下淋溶等渠道匯入水體實(shí)現(xiàn)，因此總污染指標(biāo)可以用滲入水體中的面源總氮負(fù)荷(TN)和總磷負(fù)荷(TP)衡量。從化肥種類(lèi)看，氮肥、磷肥和復(fù)合肥均會(huì)產(chǎn)生以上兩種污染指標(biāo)。鑒于現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中沒(méi)有關(guān)于化肥面源污染省際排放的直接數(shù)據(jù)，采用單元調(diào)查評(píng)估法[11]對(duì)各省化肥面源污染排放量進(jìn)行核算，具體計(jì)算公式為：

EL=∑ELij=∑Cij×δij=∑Ti×ωij×δijE=EL/AL

(6)

式中：EL表示化肥面源污染總排放量；ELij為第i種化肥產(chǎn)生的進(jìn)入水體的第j種污染物的排放量；Cij為第i種化肥產(chǎn)生的對(duì)水環(huán)境具有潛在污染影響的第j種污染物量；Ti為第i種化肥施用折純量；ωij為第i種化肥產(chǎn)生第j種污染物的產(chǎn)污系數(shù)；δij為第i種化肥的流失率；AL為農(nóng)作物播種面積，E為化肥面源污染排放強(qiáng)度。

核心解釋變量。城鎮(zhèn)化程度(U)。城鎮(zhèn)化包含人口、經(jīng)濟(jì)、土地和社會(huì)等方面內(nèi)容，但本研究主要關(guān)注的是城鎮(zhèn)化帶來(lái)的要素配置對(duì)化肥面源污染的影響，而且相關(guān)政策的制定和實(shí)施多以人口城鎮(zhèn)化為參考依據(jù)，因此采用常住城鎮(zhèn)人口數(shù)除以該省的年末常住人口數(shù)表示城鎮(zhèn)化程度[36]，即城鎮(zhèn)化率。

控制變量。人口規(guī)模(P)，用各省年末常住人口數(shù)表示?；适┯玫母灸康脑谟诒Ｕ限r(nóng)產(chǎn)品供給，滿(mǎn)足由人口增長(zhǎng)帶來(lái)的農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求，人口規(guī)模是推動(dòng)化肥施用不斷增加、導(dǎo)致化肥產(chǎn)生污染的驅(qū)動(dòng)因素。富裕程度(A)，用各省人均GDP表示。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接決定了農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式、管理能力和環(huán)保意識(shí)，因此人均GDP對(duì)化肥面源污染具有重要影響。為消除價(jià)格因素帶來(lái)的衡量偏差，折算成2000年不變價(jià)格。化肥施用技術(shù)水平(T)，用各省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值除以化肥施用折純量表示，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值折算成2000年不變價(jià)格。隨著化肥施用技術(shù)水平的提升，單位化肥施用折純量帶來(lái)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值不斷增加，化肥面源污染排放量也將下降。此外，種植業(yè)結(jié)構(gòu)(S)對(duì)化肥面源污染具有重要影響，不同農(nóng)作物養(yǎng)分需求量的差異導(dǎo)致化肥投入和產(chǎn)污量必然有所分別。一般說(shuō)來(lái)，經(jīng)濟(jì)作物的化肥施用量要明顯高于糧食作物。因此，用各省糧食作物播種面積在農(nóng)作物總播種面積的占比表示種植業(yè)結(jié)構(gòu)(S)。各變量描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)如表1所示：

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)Table 1 Descriptive statistical indicators of variables

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

選擇2000—2016年全國(guó)31個(gè)省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。研究所需的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來(lái)自于2001—2017年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[37]、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》[38]及各省相應(yīng)年份的統(tǒng)計(jì)年鑒，個(gè)別缺失值采用插值法填補(bǔ)。

3 結(jié)果分析

3.1 化肥面源污染的動(dòng)態(tài)演進(jìn)軌跡

通過(guò)式(6)計(jì)算的2000和2016年各省化肥面源污染排放強(qiáng)度如表2?？傮w來(lái)說(shuō)：1)化肥面源污染排放強(qiáng)度表現(xiàn)為：東部>中部>西部，且存在明顯的空間集聚特征。東南沿海地區(qū)的化肥面源污染問(wèn)題最為嚴(yán)重，如江蘇、浙江和廣東省，2016年化肥面源污染排放強(qiáng)度平均值超過(guò)70 kg/hm2，此類(lèi)省份多為經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)省份，人口密度大、城鎮(zhèn)化水平高，農(nóng)村勞動(dòng)力和土地非農(nóng)轉(zhuǎn)移趨勢(shì)明顯，農(nóng)業(yè)集約化程度較高。2)從動(dòng)態(tài)演進(jìn)軌跡看，化肥面源污染存在由東部省份向中西部省份輻射的演變趨勢(shì)。2016年內(nèi)蒙古、黑龍江、陜西、河南、云南、廣西等中西部省(自治區(qū))化肥面源污染排放強(qiáng)度相比2000年有明顯提升，其中又以?xún)?nèi)蒙古自治區(qū)最為明顯，化肥面源污染排放強(qiáng)度提升了1.95倍。而遼寧、江蘇和山東等東部省份化肥面源污染排放強(qiáng)度有所下降，表明化肥面源污染可能存在空間“轉(zhuǎn)嫁”。

表2 中國(guó)31省份化肥面源污染排放強(qiáng)度(2000和2016年)Table 2 Emission intensity of chemical fertilizer non-point source pollution in 31 provinces of China in 2000 and 2016

3.2 城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的門(mén)檻效應(yīng)

首先采用經(jīng)典計(jì)量模型考察城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響，具體估計(jì)結(jié)果如表3所示。采用混合OLS回歸對(duì)式(1)進(jìn)行估計(jì)，F(xiàn)檢驗(yàn)和BP-LM檢驗(yàn)值分別為369.91和2 693.56，均在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明采用混合OLS是不合理的。隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果如表3中列(2)和列(3)所示，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為34.89，在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明固定效應(yīng)更加合理。針對(duì)固定效應(yīng)模型，分別采用修正Wald檢驗(yàn)、Wooldridge檢驗(yàn)和Pesaran CD檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間自相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果均拒絕原假設(shè)。在此基礎(chǔ)上，采用FGLS法進(jìn)行估計(jì)，為確保結(jié)果的穩(wěn)健性，同時(shí)采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤修正固定效應(yīng)模型，結(jié)果如表3中列(4)和(5)所示。表3中所有估計(jì)結(jié)果均表明，城鎮(zhèn)化率對(duì)化肥面源污染的影響直接表現(xiàn)為促進(jìn)作用，某種程度上反映城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的總體影響中，擴(kuò)張效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。從其他因素看，各因素對(duì)化肥面源污染影響與預(yù)期一致，人口規(guī)模、富裕程度對(duì)化肥面源污染產(chǎn)生正向影響，而糧食種植占比和化肥施用技術(shù)進(jìn)步抑制了化肥面源污染。為明確城鎮(zhèn)化的門(mén)檻效應(yīng)，采用門(mén)檻回歸分析進(jìn)行研究。

表3 經(jīng)典面板回歸與門(mén)檻回歸結(jié)果Table 3 Estimation results of classical panel model and threshold model

注：表中括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、* 分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著，下同；人均收入門(mén)檻值8 768元為2000年不變價(jià)格。

Note: Standard error is expressed in parentheses. ***, **, and * represent significances at the levels of 1%, 5% and 10%, respectively. The same below. Income per capita which is 8 768 is the price level of 2000.

根據(jù)理論分析，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響可能存在門(mén)檻效應(yīng)，以反映各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的人均收入作為門(mén)檻變量，建立城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的面板門(mén)檻回歸模型。門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明(如表4)，單一門(mén)檻模型的F值在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，但雙重門(mén)檻模型未能拒絕原假設(shè)，可認(rèn)為城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染存在單一門(mén)檻效應(yīng)。

表4 城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)與門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果Table 4 The results of threshold effect test and threshold evaluation of urbanization on chemical fertilizer non-point source pollution

注：P值采用Bootstrap法抽樣500次得到的結(jié)果。

Note:Pvalue is estimated using Bootstrap method of 500 times’ samplings.

門(mén)檻回歸結(jié)果表明(表3最后一列)，當(dāng)人均收入低于8 768元(3)人均收入門(mén)檻值8 768元由e-0.131 5×10 000計(jì)算得到。(2000年不變價(jià)格)時(shí)，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的估計(jì)系數(shù)為0.064，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，在該階段，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響主要表現(xiàn)為擴(kuò)張效應(yīng)，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)將會(huì)加劇化肥面源污染；當(dāng)人均收入超過(guò)8 768元(2000年不變價(jià)格)時(shí)，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的估計(jì)系數(shù)為-0.072，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，在此階段，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響更多表現(xiàn)出質(zhì)量效應(yīng)，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)將會(huì)緩解化肥面源污染。考慮到省份的異質(zhì)性，根據(jù)價(jià)格指數(shù)計(jì)算出各省份的2016年門(mén)檻值，依據(jù)是否跨越門(mén)檻值將31省份劃分為兩類(lèi)，可以發(fā)現(xiàn)：2016年已實(shí)現(xiàn)門(mén)檻跨越的省份多為東部省份，此類(lèi)省份雖然當(dāng)前化肥面源污染仍較為嚴(yán)重，但城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響已經(jīng)表現(xiàn)為抑制作用，推進(jìn)城鎮(zhèn)化可以有效緩解化肥面源污染問(wèn)題；未跨越門(mén)檻的省份多為中部和西部省份，城鎮(zhèn)化水平相對(duì)較低，仍處于擴(kuò)張效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位的階段，促進(jìn)此類(lèi)省份早日跨越門(mén)檻、推動(dòng)城鎮(zhèn)化質(zhì)量效應(yīng)的發(fā)揮至關(guān)重要。

3.3 城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的空間溢出

采用全局Moran指數(shù)對(duì)化肥面源污染和城鎮(zhèn)化率的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，2000—2016年中化肥面源污染的Moran指數(shù)均為正(0.298～0.448)，城鎮(zhèn)化率的Moran指數(shù)也同樣為正(0.083～0.428)，除個(gè)別年份外，二者均在1%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)(4)此處的Moran指數(shù)使用鄰接空間權(quán)重矩陣計(jì)算得出，空間地理權(quán)重矩陣下化肥面源污染和城鎮(zhèn)化率的Moran指數(shù)仍然顯著。，表明城鎮(zhèn)化與化肥面源污染存在著顯著的空間依賴(lài)性，因此有必要采取空間面板模型進(jìn)一步探究城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的空間溢出。一階鄰近權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣下的Hausman檢驗(yàn)分別為38.19和25.7， SDM退化成SLM的LR檢驗(yàn)值分別為444.78和569.25，退化成SEM的LR檢驗(yàn)值分別為388.35和414.96，均在1%顯著性水平拒絕原假設(shè)，表明應(yīng)選擇SDM固定效應(yīng)模型。

SDM固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果中，兩種權(quán)重矩陣的空間自相關(guān)系數(shù)分別為0.487和0.493，均通過(guò)1%顯著性水平的檢驗(yàn)，表明省域化肥面源污染排放強(qiáng)度存在顯著的空間相關(guān)性，本省的化肥面源污染會(huì)對(duì)鄰近省份產(chǎn)生影響。各因素的Wx系數(shù)多數(shù)顯著，表明化肥面源污染的影響因素存在顯著的空間交互效應(yīng)(5)由于篇幅限制，此處省略了SDM固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果匯報(bào)，有興趣的讀者可以向作者索取。。為明確各驅(qū)動(dòng)因素對(duì)化肥面源污染的影響路徑，采用SDM偏微分法將各驅(qū)動(dòng)因素對(duì)化肥面源污染影響的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。鄰接空間權(quán)重矩陣估計(jì)結(jié)果如表5前三列所示。城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的直接影響、間接溢出和總效應(yīng)均顯著為正，且間接溢出遠(yuǎn)大于直接效應(yīng)。首先，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的總效應(yīng)為正，表明2000—2016年中城鎮(zhèn)化的擴(kuò)張效應(yīng)仍占據(jù)主導(dǎo)地位，城鎮(zhèn)化結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型帶來(lái)的質(zhì)量效應(yīng)尚未充分發(fā)揮，與經(jīng)典面板回歸結(jié)果具有一致性。其次，間接溢出遠(yuǎn)大于直接效應(yīng)，表明城鎮(zhèn)化的推進(jìn)會(huì)實(shí)現(xiàn)化肥面源污染的跨省“轉(zhuǎn)嫁”。對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)很大程度上得益于落后省份勞動(dòng)力的跨地區(qū)優(yōu)化配置，這使得落后省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人工成本不斷提升。在利潤(rùn)最大化的驅(qū)動(dòng)下，鄰近省份的農(nóng)民更傾向選擇化肥替代勞動(dòng)，加劇了鄰近省份的化肥面源污染。第三，城鎮(zhèn)化在省份間也具有示范作用，一方面會(huì)提升自身與鄰近省份提高城鎮(zhèn)化率的競(jìng)爭(zhēng)程度，促進(jìn)化肥面源污染排放，另一方面也會(huì)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品需求產(chǎn)生競(jìng)爭(zhēng)。對(duì)于東南沿海等農(nóng)業(yè)資源稟賦相對(duì)不足的省份，城鎮(zhèn)化進(jìn)程推進(jìn)加重了其對(duì)鄰近省份的農(nóng)產(chǎn)品需求，加劇了鄰近省份化肥面源污染問(wèn)題的嚴(yán)峻性。

表5 空間杜賓模型的空間效應(yīng)分解Table 5 Decomposition of spatial effects of SDM

控制變量中：

人口規(guī)模對(duì)化肥面源污染更多的通過(guò)間接溢出和總效應(yīng)表現(xiàn)出來(lái)，人口規(guī)模增加較快的省份多集中于東部地區(qū)，人口規(guī)模增加必然提升農(nóng)產(chǎn)品需求，在本地農(nóng)產(chǎn)品供給剛性約束下，農(nóng)產(chǎn)品會(huì)通過(guò)跨區(qū)貿(mào)易實(shí)現(xiàn)供求均衡，使得鄰近省份農(nóng)產(chǎn)品供給壓力增大，導(dǎo)致鄰近省份化肥面源污染加劇。

富裕程度對(duì)化肥面源污染的直接效應(yīng)、間接溢出和總效應(yīng)均顯著為正。一個(gè)省份富裕程度的提升加劇了自身和鄰近省份的化肥面源污染。可能的原因在于：富裕程度越高、經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的省份，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比越低，越有可能通過(guò)增加化肥等投入要素確保糧食安全，這種發(fā)展模式也會(huì)通過(guò)間接溢出促進(jìn)鄰近省份的化肥面源污染。

種植結(jié)構(gòu)對(duì)化肥面源污染影響的直接效應(yīng)為負(fù)，總效應(yīng)為負(fù)，間接溢出未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。直接效應(yīng)為負(fù)，表明利潤(rùn)驅(qū)動(dòng)下農(nóng)戶(hù)種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整使經(jīng)濟(jì)作物種植比例上升，由于經(jīng)濟(jì)作物的施肥量遠(yuǎn)高于糧食作物，糧食作物種植比例的降低會(huì)加劇本地的化肥面源污染。間接溢出為正但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，原因可能在于：考慮到省份間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易供求關(guān)系，本地糧食種植比例下降會(huì)促進(jìn)鄰近省份糧食種植比例的上升，即本地的種植結(jié)構(gòu)調(diào)整會(huì)對(duì)鄰近省份農(nóng)民種植決策產(chǎn)生反向推動(dòng)作用，從而緩解鄰近省份化肥面源污染問(wèn)題。然而，由于農(nóng)產(chǎn)品跨省運(yùn)輸可能存在市場(chǎng)約束和較高的交易成本等問(wèn)題，間接溢出不顯著。

化肥施用技術(shù)水平對(duì)面源污染影響的直接效應(yīng)為負(fù)，總效應(yīng)為負(fù)，間接溢出未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?；适┯眉夹g(shù)水平的提升對(duì)化肥面源污染的直接影響表現(xiàn)在測(cè)土配方施肥、水肥一體化技術(shù)和新型肥料的應(yīng)用與推廣使得化肥得到有效吸收利用，降低化肥污染排放量，因此本省化肥施用技術(shù)進(jìn)步可以有效降低本地化肥面源污染。間接溢出未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明化肥施用技術(shù)進(jìn)步的擴(kuò)散效果不明顯。化肥施用技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng)受農(nóng)民吸收和消化能力約束，由于鄰近省份對(duì)于本省技術(shù)進(jìn)步溢出的接受能力存在差異[39]，在農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系不完善的背景下，化肥施用技術(shù)進(jìn)步的間接溢出效果有限。

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，同時(shí)構(gòu)建地理距離空間權(quán)重矩陣進(jìn)行估計(jì)(表5后三列)，各驅(qū)動(dòng)因素的作用方向和顯著性與鄰接權(quán)重矩陣估計(jì)結(jié)果大致相同，表明估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

4 結(jié)論與政策含義

4.1 結(jié)論

基于門(mén)檻效應(yīng)和空間溢出雙重視角，以2000—2016年31省面板數(shù)據(jù)為樣本，采用門(mén)檻回歸和空間計(jì)量模型探討了城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響。通過(guò)統(tǒng)計(jì)描述與計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的實(shí)證研究，得出結(jié)論如下：

1)化肥面源污染排放強(qiáng)度總體表現(xiàn)為：東部>中部>西部，且空間集聚特征明顯；從化肥面源污染的動(dòng)態(tài)演進(jìn)軌跡看，化肥面源污染存在由東部省份向中西部省份轉(zhuǎn)移的演變趨勢(shì)。

2)從門(mén)檻效應(yīng)看，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染具有單一門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)人均收入水平低于8 768元(2000年不變價(jià)格，下同)時(shí)，城鎮(zhèn)化的擴(kuò)張效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)會(huì)加劇化肥面源污染；當(dāng)人均收入水平高于8 768元時(shí)，城鎮(zhèn)化的質(zhì)量效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)會(huì)緩解化肥面源污染。

3)從空間溢出看，城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響具有明顯的間接溢出，且間接溢出遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)化對(duì)本省份化肥面源污染的直接影響，發(fā)達(dá)省份城鎮(zhèn)化的推進(jìn)可能會(huì)實(shí)現(xiàn)化肥面源污染的“轉(zhuǎn)嫁”。

4.2 政策含義

揭示了城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的影響，具有以下幾點(diǎn)政策含義。

1)城鎮(zhèn)化推進(jìn)能否緩解化肥面源污染取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否跨越門(mén)檻值。在中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性改革的轉(zhuǎn)型階段，更應(yīng)注重城鎮(zhèn)化質(zhì)量效應(yīng)而非擴(kuò)張效應(yīng)的發(fā)揮。盡早跨越經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平門(mén)檻，嚴(yán)控城鎮(zhèn)化的低效擴(kuò)張、推進(jìn)城鎮(zhèn)化的質(zhì)量提升，不僅有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，更有利于實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)高效、可持續(xù)發(fā)展。

2)考慮到城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染影響的空間溢出，在制定相關(guān)政策時(shí)，不僅要考慮到各省內(nèi)部的驅(qū)動(dòng)因素，也要關(guān)注鄰近省份驅(qū)動(dòng)因素的交互作用，對(duì)各省間的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策應(yīng)進(jìn)行統(tǒng)籌布局，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源的合理有序競(jìng)爭(zhēng)。各省城鎮(zhèn)化的推進(jìn)和化肥面源污染防治更應(yīng)協(xié)調(diào)統(tǒng)籌、均衡發(fā)展，嚴(yán)防個(gè)別省份城鎮(zhèn)化發(fā)展過(guò)快帶來(lái)的污染“轉(zhuǎn)嫁”，尋求城鎮(zhèn)化推進(jìn)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)之間協(xié)調(diào)的均衡點(diǎn)，建立完備的省際間農(nóng)業(yè)合作機(jī)制、農(nóng)業(yè)環(huán)境政策聯(lián)動(dòng)機(jī)制，加強(qiáng)省際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作與交流。東部省份多表現(xiàn)為人口的凈流入，更應(yīng)注重與周邊人口凈流出省份形成農(nóng)業(yè)協(xié)同發(fā)展共同體，避免化肥面源污染的負(fù)向溢出，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展與綠色農(nóng)業(yè)的雙贏。

3)考慮到城鎮(zhèn)化發(fā)展的異質(zhì)性，不同省份化肥面源污染應(yīng)因地制宜、綜合治理。中西部省份多處于城鎮(zhèn)化擴(kuò)張效應(yīng)占主導(dǎo)地位的階段，將是未來(lái)化肥面源污染防治的重點(diǎn)，應(yīng)兼顧城鎮(zhèn)化推進(jìn)和化肥面源污染防治，加強(qiáng)與東部發(fā)達(dá)省份政府部門(mén)的合作與協(xié)調(diào)，弱化行政壁壘的邊界作用，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的良性互動(dòng)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。東部省份城鎮(zhèn)化發(fā)展相對(duì)較快，應(yīng)利用經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)設(shè)立農(nóng)業(yè)綠色補(bǔ)償基金，加強(qiáng)綠色有機(jī)肥、生物肥的研發(fā)與推廣，充分挖掘城鎮(zhèn)化質(zhì)量效應(yīng)的潛力。

此外，本研究?jī)H從城鎮(zhèn)化對(duì)化肥面源污染的作用效果進(jìn)行了評(píng)估，未能對(duì)城鎮(zhèn)化擴(kuò)張效應(yīng)和質(zhì)量效應(yīng)的作用路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，這也是本文的不足之處，該問(wèn)題有待于后續(xù)進(jìn)一步研究。