谷新輝，周桂明，王 軍

(1．宜春學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,江西 宜春 336000；2.廣西師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣西 桂林 541001)

化肥、農(nóng)藥等化學(xué)品的大量使用不僅破壞了土壤的整個(gè)生態(tài)系統(tǒng)，而且導(dǎo)致了土壤酸化、板結(jié)，使大量的農(nóng)田最終喪失了耕種價(jià)值。江西省作為中國的農(nóng)業(yè)大省，糧食、蔬菜、油料和水果等主要農(nóng)業(yè)產(chǎn)品種植面積和產(chǎn)量在全國占有較大的比重，也是全國重要的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品供給基地之一。近年來，江西省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)穩(wěn)中有進(jìn)、穩(wěn)中向好的良好態(tài)勢。然而化肥農(nóng)藥的大量使用對(duì)區(qū)域農(nóng)業(yè)的增產(chǎn)增收起了重要作用。據(jù)江西省統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)用化肥、農(nóng)藥的施用總量呈不斷上升的趨勢。2005年，江西省農(nóng)用化肥的施用總量是3.03×106t，到了2013年農(nóng)用化肥施用總量增加達(dá)4.13×106t，而耕地面積卻大幅度下降，單位面積的農(nóng)作物農(nóng)用化肥施用量呈現(xiàn)持續(xù)不斷上升的趨勢，2005年江西省單位面積耕地的化肥使用投入量是472kg/ha，是國際組織標(biāo)準(zhǔn)安全線(225kg/ha)的2倍。而后隨著江西省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的不斷增加，農(nóng)作物生產(chǎn)過程中的化肥使用投入量也不斷持續(xù)地增長，至2009年江西省單位面積耕地化肥的使用投入量就己經(jīng)達(dá)到755kg/ha，約為國際組織標(biāo)準(zhǔn)的3.35倍，也遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過全國農(nóng)用化肥單位面積平均投入量434.3kg/ha。調(diào)查分析，農(nóng)藥投入使用量過多容易造成有毒物質(zhì)殘留農(nóng)業(yè)產(chǎn)品表面，造成農(nóng)業(yè)產(chǎn)品品質(zhì)下降，影響食品安全，也是農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的一個(gè)重要來源。然而自2005以來，江西省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)藥的施用量呈逐年增長的趨勢。江西省農(nóng)作物單位面積的農(nóng)藥使用量從2005年的15.8kg/ha攀升至2017年的20.1kg/ha。2005年至今，江西省的農(nóng)藥使用投入量又呈現(xiàn)持續(xù)緩慢增長的局面。構(gòu)建計(jì)量模型，分析江西省農(nóng)業(yè)面源污染主要來源的化肥及農(nóng)藥使用量變化與江西省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，提出相應(yīng)政策對(duì)減少農(nóng)業(yè)化學(xué)品投入減緩農(nóng)業(yè)面源污染，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展具有重要的意義。

一、文獻(xiàn)綜述

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中化學(xué)物質(zhì)的過度使用，使土壤、水體、食品等受到了嚴(yán)重的污染，農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展面臨著十分嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境問題的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者使用環(huán)境庫茲涅茨曲線(Environmental Kuznets Curve，EKC)假說開展理論和實(shí)證研究。EKC假說認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與污染排放呈現(xiàn)出先升后降的“倒U型”曲線特征，即隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，環(huán)境質(zhì)量會(huì)逐步惡化，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長到某個(gè)特定水平時(shí)，環(huán)境質(zhì)量惡化情況會(huì)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而得到遏制并逐步向好。在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，EKC假說是否適用，國內(nèi)外研究并不多。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中持續(xù)增加化學(xué)品投入，腐蝕了土壤表層、降低了土壤肥力、造成了水土污染，又影響了后續(xù)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。沈能、王艷從宏觀和中觀的層面出發(fā)，選取了1998-2010年中國29個(gè)省(區(qū))的空間面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了農(nóng)業(yè)環(huán)境EKC曲線特征及空間效應(yīng)，得出農(nóng)業(yè)增長與污染排放之間呈現(xiàn)出倒U型曲線特征[1]。張暉和胡浩選取江蘇省1978-2007年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)，測算了農(nóng)業(yè)面源污染主要來源于過剩氮的總量，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中帶來的過剩氮作為衡量農(nóng)業(yè)面源污染程度的指標(biāo)，最終驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)面源污染的“倒U型”EKC曲線規(guī)律，并提出政府應(yīng)在積極引導(dǎo)農(nóng)民合理使用肥料、提高肥料利用效率的同時(shí)，也應(yīng)農(nóng)業(yè)面源污染的治理力度方面多關(guān)注[2]。李太平等利用清單分析法對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥施用的面源污染程度進(jìn)行測度，構(gòu)建建立EKC模型對(duì)1990-2008年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)人均GDP與化肥投入的總氮污染、總磷污染之間均存在經(jīng)典的“倒U型”曲線關(guān)系[3]。李伊涵、杜紅梅通過對(duì)洞庭湖區(qū)1995-2015年的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)膜污染排放量之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境污染與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系大致符合環(huán)境庫茲涅茨曲線“倒U型”假說，且已經(jīng)過轉(zhuǎn)折點(diǎn)[4]。王延吉,趙靜等選用2004-2015年延邊地區(qū)的時(shí)序數(shù)據(jù)，得到化肥投入密度與農(nóng)業(yè)人均總產(chǎn)值呈“U”型曲線關(guān)系，且現(xiàn)階段處于“U”型曲線的右側(cè)[5]。何麟至利用湖北省人均GDP和面源污染指標(biāo)進(jìn)行回歸分析得出農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和面源污染指標(biāo)可能會(huì)呈現(xiàn)線性、“U”型、“N”型和倒“N”型的曲線關(guān)系，而不一定是大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家所驗(yàn)證的單一倒“U”型形態(tài)[6]。饒靜、許翔宇和紀(jì)曉婷則是從宏觀、中觀和微觀三個(gè)層面分析了我國農(nóng)業(yè)面源污染發(fā)生機(jī)制，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)面源污染具有污染源多樣性、非特定性、不確定性等特點(diǎn)，且已對(duì)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生嚴(yán)重的影響[7]。為探討江西省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)業(yè)環(huán)境之間的關(guān)系，在此選取江西省11個(gè)地級(jí)市2003-2016年的化肥、農(nóng)藥投入使用量數(shù)據(jù)，并將化肥和農(nóng)藥投入使用量作為衡量農(nóng)業(yè)面源污染的兩個(gè)指標(biāo)，將相應(yīng)地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值作為衡量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，并將EKC曲線理論作為實(shí)證分析的基礎(chǔ)，最后得出相關(guān)結(jié)論，為江西省在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)政策及農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供些許具有建設(shè)性的對(duì)策建議。

二、數(shù)據(jù)來源及描述

文中所涉及數(shù)據(jù)均來源于江西省統(tǒng)計(jì)年鑒。為提高數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性、避免異方差的出現(xiàn)，在實(shí)證分析中將各變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。當(dāng)前EKC模型研究過程中常用到的數(shù)據(jù)有時(shí)間序列數(shù)據(jù)、截面數(shù)據(jù)及面板數(shù)據(jù)等3種[8]。在此使用江西省2003-2016年面板數(shù)據(jù)對(duì)EKC模型進(jìn)行模擬。江西地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染源主要有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中農(nóng)藥和化肥的使用，農(nóng)業(yè)面源污染變量選取化肥使用量、農(nóng)藥投入量兩個(gè)污染指標(biāo)，相應(yīng)投入量單位為噸；經(jīng)濟(jì)方面的變量則選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值，產(chǎn)值單位為萬元人民幣。將農(nóng)藥投入量、化肥投入量作為被解釋變量[9]，分別命名為Y1,Y2；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值作為解釋變量，命名為X1。對(duì)數(shù)化處理后的各變量名稱分別為lnY1、lnY2、lnX1、(lnX1)2、(lnX1)3。各變量統(tǒng)計(jì)描述如表1所示。

表1 各變量的統(tǒng)計(jì)描述

三、模型方法與構(gòu)建

(一)模型方法

采用經(jīng)濟(jì)增長—環(huán)境質(zhì)量的簡約式回歸方程，亦既傳統(tǒng)的EKC曲線方程來分析：

Yit=β0+β1X1it+β2X1it2+β3X1it3+Zit

(1)

式中Y為環(huán)境指標(biāo)，X1指人均收入；Zit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，下標(biāo)i代表一個(gè)國家或地區(qū)，t指時(shí)間；β0是常量，βk(k=1，2，3…)是解釋變量的系數(shù)[10]。該模型依βk的不同而呈現(xiàn)X1與Y的不同關(guān)系，從理論上說明環(huán)境與收入間的關(guān)系并非倒U型所唯一代表。

將對(duì)數(shù)模型與EKC曲線模型結(jié)合，以農(nóng)藥投入量、化肥投入量分別作為被解釋變量，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值作為解釋變量，將農(nóng)業(yè)人口、耕地面積、農(nóng)業(yè)投資、城鄉(xiāng)差異、農(nóng)業(yè)比重等嚴(yán)格作為外生控制變量[11]?，F(xiàn)構(gòu)建如下模型：

LnY =β0+β1LnX1+β2(LnX1)2+β3(LnX1)3+Z

(2)

其中Z嚴(yán)格外生控制，Y可分別代入化肥使用投入量(Y1)以及農(nóng)藥使用投入量(Y2)兩個(gè)變量。為方便闡述，代入Y1被解釋變量的記為模型1，代入Y2被解釋變量的記為模型2。模型系數(shù)的不同取值，可反映農(nóng)業(yè)面源污染狀況同農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展水平間的不同關(guān)系，也即可使擬合出的EKC曲線呈現(xiàn)出各式的形態(tài)，具體見表2。

表2 農(nóng)業(yè)面源污染狀況與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展水平之間的關(guān)系

(二)模型構(gòu)建

由于面板數(shù)據(jù)同時(shí)具有截面與時(shí)序的兩維特性，模型設(shè)定直接決定了參數(shù)估計(jì)的有效性，因此必須對(duì)模型設(shè)定形式進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，主要是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥?shù)在所有截面、時(shí)序樣本點(diǎn)上是否相同。面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)有混合面板模型、變截距面板模型以及變系數(shù)面板模型、隨機(jī)系數(shù)面板模型四類，而變截距面板模型估計(jì)又可分為固定效應(yīng)模型(fiX1edeffectmodel，F(xiàn)E)和隨機(jī)效應(yīng)模型(randomeffectmodel，RE)。通常很少采用變系數(shù)模型(Greene，1994)，因此不考慮變系數(shù)面板模型，而根據(jù)Hausman檢驗(yàn)來在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中進(jìn)行選擇，之后根據(jù)F檢驗(yàn)來確定是否為變截距模型，確定最終模型為固定效應(yīng)變截距模型還是隨機(jī)效應(yīng)變截距模型[12]。Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量構(gòu)造如下：

表2 模型1——Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

表3 模型2——Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值為0.0000，結(jié)果顯著，故強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型更優(yōu)。

確定了所選取的面板數(shù)據(jù)所適用的模型為固定效應(yīng)模型，對(duì)其進(jìn)行F檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)的原假設(shè)為“H0：all ui=0”。F檢驗(yàn)結(jié)果如表4、表5所示。

表4 模型1—F檢驗(yàn)結(jié)果

表5 模型2— F檢驗(yàn)結(jié)果

F檢驗(yàn)原假設(shè)為截距項(xiàng)不變，即所有個(gè)體一致無差異。但從實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果看來，兩個(gè)模型的F檢驗(yàn)結(jié)果均表明P值顯著為0.0000，則表明模型1和2所基于的面板數(shù)據(jù)均應(yīng)建立固定效應(yīng)變截距模型。

四、實(shí)證分析

(一)回歸分析結(jié)果

江西省11地區(qū)面板數(shù)據(jù)中兩個(gè)被解釋變量化肥使用量和農(nóng)藥使用投入量分別與解釋變量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的回歸結(jié)果如表6所示。

表6 模型1回歸分析結(jié)果

表7 模型2回歸分析結(jié)果

由表6、表7的回歸分析結(jié)果可以得出的結(jié)論是，模型1和2的模型系數(shù)取值均符合(β1<0，β2<0，β3<0)的區(qū)間，由此可初步猜想農(nóng)業(yè)面源污染狀況與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展水平間呈倒“N”型曲線關(guān)系，即江西省農(nóng)業(yè)的農(nóng)藥使用量和化肥使用量會(huì)先隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的增長而減少，過了第一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)后，其會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高而增加；隨后，一直增加到過了第二個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)后，農(nóng)藥和化肥的使用量又會(huì)隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的提高而逐漸回落。換言之，江西省的農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展水平間的關(guān)系呈現(xiàn)出倒“N”型的形狀，即農(nóng)業(yè)生態(tài)狀況先隨經(jīng)濟(jì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提高改善，而后農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加到第一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)后，農(nóng)業(yè)生態(tài)狀況便隨經(jīng)濟(jì)水平的不斷發(fā)展而逐步趨向惡化，此種情況一直持續(xù)到第二個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)出現(xiàn)，當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值提高到第二個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)之后，農(nóng)業(yè)生態(tài)狀況又再次隨著經(jīng)濟(jì)水平的提升而慢慢改善。

(二)面板單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)主要用于檢驗(yàn)和判斷面板數(shù)據(jù)中各變量的平穩(wěn)性程度，防止出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。單位根檢驗(yàn)共分為兩種：相同單位根檢驗(yàn)和不同單位根檢驗(yàn)。為最大程度的確保單位根檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性及結(jié)果可參照性，全文分別對(duì)所選用的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了相同單位根檢驗(yàn)—LLC檢驗(yàn)(Levin-Lin-Chu檢驗(yàn))以及不同單位根檢驗(yàn)—IPS檢驗(yàn)(Im-Pesaran-Shin檢驗(yàn))。各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表8的結(jié)果顯示，所有變量均通過兩種不同的單位根檢驗(yàn)，且均為一階單整，由此可知，該面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，也說明文中的變量化肥使用投入量、農(nóng)藥投入使用量以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值是長期平穩(wěn)的，是可以為全文所選取的固定效應(yīng)變截距模型的準(zhǔn)確性而提供足有力的依據(jù)。

(三)面板協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)模型1和2進(jìn)行了面板協(xié)整檢驗(yàn)，以估計(jì)被解釋變量lnY1和lnY2與解釋變量lnX1之間是否存在長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。表9的檢驗(yàn)結(jié)果表明，P值結(jié)果顯著，則說明被解釋變量lnY1與lnX1間，以及被解釋變量lnY2與lnX1之間均存在長期穩(wěn)定均衡的動(dòng)態(tài)關(guān)系，由此可得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中所投入使用的化肥量以及投入使用的農(nóng)藥量與農(nóng)業(yè)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值間具有相互影響互動(dòng)關(guān)系。

表9 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

lnY2與lnX1的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果StatisticValueZ-valueP-valueGt-8.074-20.610.000 Ga-0.5283.8671.000 Pt-4.511-0.1090.456Pa-0.4332.0150.978

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

面板單位根檢驗(yàn)以及面板協(xié)整檢驗(yàn)表明江西省農(nóng)業(yè)的化肥使用量和農(nóng)藥使用量均與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值存在長期均衡的動(dòng)態(tài)關(guān)系，為進(jìn)一步驗(yàn)證江西省農(nóng)業(yè)面源污染狀況與其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值之間的交互影響關(guān)系，需要進(jìn)一步在已有的基礎(chǔ)上進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。表10的檢驗(yàn)結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值是江西省農(nóng)業(yè)的化肥使用量和農(nóng)藥使用量的格蘭杰原因，即說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展水平對(duì)于江西省農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境具有影響作用，也初步驗(yàn)證了環(huán)境庫茲涅茨曲線理論同樣適用于江西地域。但化肥投入使用量和農(nóng)藥使用投入量是可以影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的格蘭杰原因這一論斷在檢驗(yàn)結(jié)果中并不顯著體現(xiàn)。

表10 農(nóng)業(yè)面源污染狀況相關(guān)變量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

(五)EKC模型的擬合估計(jì)

根據(jù)上述的回歸結(jié)果，可得出模型1的擬合方程：

lnY1=-179.357lnX1+13.782×(lnX1)2-0.35×(lnX1)3+783.506

(1)

從擬合方程中可得出化肥使用投入量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的擬合曲線應(yīng)為倒“N”型，既先呈現(xiàn)正“U”型，再呈現(xiàn)倒“U”型形態(tài)?；适褂猛度肓颗c農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的擬合曲線見圖1。

圖1 化肥使用投入量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的擬合曲線

農(nóng)業(yè)面源污染指標(biāo)農(nóng)藥使用量lnY2與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值lnX11的EKC擬合估計(jì)

根據(jù)上文所述的回歸結(jié)果，可得出模型2的擬合方程：

lnY2=-181.062lnX1+13.933×(lnX1)2-0.355×(lnX1)3+786.393

(2)

從擬合方程中可得出農(nóng)藥使用投入量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的擬合曲線應(yīng)為倒“N”型，既先呈現(xiàn)正“U”型，再呈現(xiàn)倒“U”型形態(tài)。農(nóng)藥使用投入量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的擬合曲線見圖2。

圖2 農(nóng)藥使用投入量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的擬合曲線

江西省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的化肥投入使用量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值間呈現(xiàn)倒“N”型曲線關(guān)系。在第一個(gè)階段中，江西省的農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境隨農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平的提高而慢慢改善。當(dāng)農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在某一特定年份增長至越過第一個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值轉(zhuǎn)折點(diǎn)后，進(jìn)入第二階段，即農(nóng)業(yè)面源污染狀況隨著經(jīng)濟(jì)水平能力的增加而加劇，惡化的狀況一直持續(xù)至農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值水平達(dá)到第三個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)為止，而后進(jìn)入第三個(gè)階段，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷地提升，江西省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的化肥使用量逐漸隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的增加而減少，同時(shí)也意味著農(nóng)業(yè)面源污染狀況的逐步改善。其次，由于當(dāng)時(shí)江西省出臺(tái)的大部分政策均側(cè)重于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，未重視到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在總體經(jīng)濟(jì)中的貢獻(xiàn)。于是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中由于化肥肥料的價(jià)格和可獲得性以及農(nóng)民生活水平提高的有限，在2003年前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中并未出現(xiàn)大量化肥肥料的投入使用，由此便有了隨著經(jīng)濟(jì)水平的提升而化肥肥料使用量卻不斷減少的現(xiàn)象。

五、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

從所選取的面板數(shù)據(jù)所進(jìn)行的相同單位根檢驗(yàn)LLC檢驗(yàn)和不同單位根檢驗(yàn)IPS檢驗(yàn)及面板協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，化肥使用量、農(nóng)藥投入量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值之間存在長期均衡穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)關(guān)系，即農(nóng)業(yè)面源污染狀況與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展水平之間存在互相影響關(guān)系這一定論從實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果看來是成立的。

從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果來看，可知從總體層面上出發(fā)，江西省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值是農(nóng)作物生產(chǎn)過程中化肥投入使用量和農(nóng)藥使用量的格蘭杰原因；換言之，江西省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展水平對(duì)江西省的農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境會(huì)產(chǎn)生影響作用。因此，為提高生態(tài)環(huán)境質(zhì)量，首先應(yīng)提升江西省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展水平，做到經(jīng)濟(jì)、環(huán)境同時(shí)空同地域提升。

從化肥投入使用量、農(nóng)藥投入使用量分別與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值的EKC擬合曲線來看，兩者所擬合出的曲線均為倒“N”型曲線，不同于大多數(shù)文獻(xiàn)所驗(yàn)證的倒“U”型。化肥和農(nóng)藥分別與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值所擬合的曲線表明從2005年開始，江西省11市均已越過第一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，進(jìn)入第二個(gè)階段，即隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)藥和化肥等會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)面源污染加劇但卻可以增加農(nóng)作物產(chǎn)量的化學(xué)物品的使用量會(huì)不斷增加，原因可能是所分析年份區(qū)間中的越過第一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)的年份初期，農(nóng)民為增加農(nóng)作物產(chǎn)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展，而在農(nóng)作物生長的過程中大量投入使用農(nóng)藥和化肥，而后導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)面源污染狀況的惡化。后隨著高效、超高效低毒農(nóng)藥品種和改良后化肥品種的出現(xiàn)，以及人們對(duì)食品安全問題的不斷重視，江西省已有個(gè)別省份越過第二個(gè)拐點(diǎn)，進(jìn)入第三階段，表明隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展農(nóng)藥化肥的投入所導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)面源污染狀況逐步得到改善，污染程度呈下降趨勢。對(duì)于江西省所有城市越過第二個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)之后的曲線正“U”型還是正“N”型，將受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的相關(guān)政策、化肥和農(nóng)藥成本、農(nóng)民的環(huán)保意識(shí)和環(huán)保意識(shí)踐行度等的影響。

(二)建議

完善農(nóng)業(yè)環(huán)境監(jiān)管體系，積極落實(shí)推進(jìn)農(nóng)業(yè)相關(guān)政策，大力發(fā)展現(xiàn)代綠色農(nóng)業(yè)。從擬合的曲線來看，江西省農(nóng)業(yè)面源污染狀況與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展水平之間的關(guān)系正往好的方向發(fā)展，但若農(nóng)業(yè)環(huán)境監(jiān)管體系不完善，相關(guān)農(nóng)業(yè)政策落實(shí)不到位等都可能會(huì)再次加劇農(nóng)業(yè)面源污染的程度，惡化農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境。因此建立系統(tǒng)地針對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境的影響評(píng)價(jià)機(jī)制，完善好事先預(yù)測、事中調(diào)節(jié)事后反饋的機(jī)制體系將有助于農(nóng)業(yè)環(huán)境的生產(chǎn)狀況，有利于控制和改進(jìn)農(nóng)業(yè)化學(xué)物質(zhì)的投入使用量。

加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)財(cái)政補(bǔ)貼力度，積極推行綠色環(huán)保肥料的使用，激勵(lì)生產(chǎn)者環(huán)境友好行為的發(fā)生。政府在完善農(nóng)業(yè)環(huán)境監(jiān)管體系的同時(shí)也應(yīng)積極加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)財(cái)政補(bǔ)貼力度，同時(shí)積極推行綠色環(huán)保肥料的使用，以及減少銷售企業(yè)稅收，通過種種方法降低經(jīng)濟(jì)負(fù)外部性的產(chǎn)生，為生產(chǎn)者提供外在激勵(lì)，從而激勵(lì)生產(chǎn)者環(huán)境友好行為的發(fā)生。

推廣現(xiàn)代綠色農(nóng)業(yè)概念，提高農(nóng)民環(huán)保意識(shí)，積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。可持續(xù)發(fā)展的概念自提出以來就備受矚目，而農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展更是重中之重的課題。政府通過環(huán)境教育和宣傳傳播等渠道來提高農(nóng)民對(duì)可持續(xù)發(fā)展農(nóng)業(yè)和循環(huán)農(nóng)業(yè)的重視程度，逐步培養(yǎng)起農(nóng)民的環(huán)境保護(hù)責(zé)任意識(shí)。除此之外，對(duì)有對(duì)土地負(fù)責(zé)、對(duì)環(huán)境負(fù)責(zé)意識(shí)的農(nóng)民進(jìn)行一定程度上的鼓勵(lì)，并鼓勵(lì)有條件的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者生產(chǎn)高品質(zhì)、無污染、高性價(jià)比的有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品，也是促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必經(jīng)之路。因此，要有效地治理農(nóng)業(yè)環(huán)境污染，必須加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的環(huán)境意識(shí)，建立科學(xué)的農(nóng)業(yè)環(huán)境政策體系，完善社會(huì)經(jīng)濟(jì)制度，健全有效的環(huán)境規(guī)制體系。

隨著中國社會(huì)的主要矛盾發(fā)生了根本性改變，新時(shí)代下三農(nóng)工作也不斷落實(shí)推進(jìn)，習(xí)近平同志指出，農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題是關(guān)系國計(jì)民生的根本性問題，必須始終把解決好“三農(nóng)”問題作為全黨工作重中之重。從江西省的經(jīng)驗(yàn)來看，重視并解決好農(nóng)業(yè)面源污染狀況和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展之間關(guān)系的問題是大力發(fā)展鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要關(guān)卡。