沱江流域化肥施用強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的EKC驗(yàn)證

左 宇, 胡 艷

(內(nèi)江師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 四川 內(nèi)江 641100)

0 引言

化肥在我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展過(guò)程中發(fā)揮了重大作用，但化肥過(guò)量施用導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)面源污染問(wèn)題也尤為突出，成為我國(guó)許多湖泊、河流富營(yíng)養(yǎng)化的主要原因之一[1-3].化肥過(guò)度施用導(dǎo)致的環(huán)境問(wèn)題得到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，宏觀層面的研究主要從化肥利用效率[4]、化肥污染時(shí)空特征[5]、化肥環(huán)境污染風(fēng)險(xiǎn)[6]、化肥污染驅(qū)動(dòng)因素[7]、化肥污染治理措施[8]等幾個(gè)方面展開(kāi)，微觀層面主要研究農(nóng)戶化肥施用行為及影響因素[9-11].在研究化肥污染驅(qū)動(dòng)因素的文獻(xiàn)中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與化肥污染之間的關(guān)系被眾多學(xué)者廣泛研究，主要是運(yùn)用環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(environment kuznets curvel，EKC)來(lái)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與化肥污染之間非線性關(guān)系[12-15].相關(guān)研究表明，化肥施用量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒“U”型的曲線關(guān)系[12]，也有一些研究發(fā)現(xiàn)化肥面源污染排放強(qiáng)度與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在“N”型曲線關(guān)系[13]，同時(shí)化肥面源污染排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間也存在顯著的倒“N”型曲線關(guān)系[15].沱江流域成為全國(guó)首批流域水環(huán)境綜合治理與可持續(xù)發(fā)展試點(diǎn)流域以來(lái)，其環(huán)境污染問(wèn)題也得到了一些學(xué)者的關(guān)注.相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)沱江流域水質(zhì)狀況總體上污染較重，但有向好趨勢(shì)[16]，農(nóng)田固廢和農(nóng)田徑流污染源的貢獻(xiàn)率呈增加趨勢(shì)[17]，畜禽養(yǎng)殖污染物環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)較大[18]，加強(qiáng)生態(tài)環(huán)境綜合治理勢(shì)在必行.從已有研究來(lái)看，關(guān)于化肥污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間EKC關(guān)系的研究成果已經(jīng)相當(dāng)豐富，國(guó)家層面、區(qū)域?qū)用婕笆〖?jí)層面的實(shí)證研究案例也較多，但是目前未有研究沱江流域化肥施用強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間EKC關(guān)系的相關(guān)報(bào)道.鑒于此，在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，以全國(guó)第一批水環(huán)境綜合治理與可持續(xù)發(fā)展試點(diǎn)流域沱江流域?yàn)檠芯繉?duì)象，基于沱江流域沿線主要城市2000—2018年的宏觀數(shù)據(jù)，在把握化肥施用強(qiáng)度和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)空規(guī)律的基礎(chǔ)上，運(yùn)用EKC模型揭示化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，對(duì)于設(shè)計(jì)沱江流域農(nóng)業(yè)化肥污染治理政策、平衡化肥污染與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系、持續(xù)深化沱江流域水環(huán)境綜合治理具有重要意義.

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究方法

環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線最早由美國(guó)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家Grossman和Krueger提出.EKC曲線的核心內(nèi)容就是驗(yàn)證了環(huán)境質(zhì)量與人均收入之間存在非線性的倒“U”形曲線關(guān)系.該曲線揭示出：當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處在初級(jí)階段時(shí)，人們關(guān)注的是生活問(wèn)題，環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升而不斷惡化；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到較高水平時(shí)，人們就會(huì)逐漸關(guān)注生態(tài)質(zhì)量，會(huì)投入更多的資金進(jìn)行環(huán)境治理，環(huán)境質(zhì)量就會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升而上升，污染物排放量會(huì)隨之下降.借此原理構(gòu)建沱江流域化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的EKC曲線模型.化肥施用強(qiáng)度可從人均化肥施用量、地均化肥施用量、單位GDP化肥施用量進(jìn)行表示，此處借鑒劉欽普的研究方法[19]，選取地均化肥施用量(化肥施用量與耕地面積的比值)來(lái)表示化肥施用強(qiáng)度.反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)主要是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值，前者是一個(gè)絕對(duì)指標(biāo)，后者是一個(gè)相對(duì)指標(biāo)，此處借鑒侯孟陽(yáng)、姚順波[13]的研究方法，選取人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值來(lái)表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且通過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)將其換算到2000年的不變價(jià)格.此外，侯孟陽(yáng)、姚順波[13]還認(rèn)為農(nóng)村居民人均純收入、復(fù)種指數(shù)、財(cái)政支農(nóng)水平、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入強(qiáng)度對(duì)化肥實(shí)用強(qiáng)度也有影響.根據(jù)以上分析構(gòu)建沱江流域化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)數(shù)線性EKC模型，如下式所示：

(1)

式中：βi反映個(gè)體差異的變量，表示各市的固定效應(yīng)，i=1，2，…，6,βt表示時(shí)間效應(yīng)；lnY表示化肥施用強(qiáng)度；X1表示人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值；α1表示人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值一次項(xiàng)估計(jì)參數(shù)；α2表示人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值二次項(xiàng)估計(jì)參數(shù)；α3表示人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值三次項(xiàng)估計(jì)參數(shù)；X2表示農(nóng)村居民人均純收入；X3表示農(nóng)作物播種面積；X4表示財(cái)政支農(nóng)水平；X5表示農(nóng)業(yè)機(jī)械投入強(qiáng)度；εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng).

在檢驗(yàn)過(guò)程中，第一步僅將X1的一次、二次、三次項(xiàng)納入方程，分別檢驗(yàn)沱江流域整體及六個(gè)城市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間非線性關(guān)系；第二步將控制變量納入方程再次進(jìn)行檢驗(yàn)；第三步用復(fù)種指數(shù)替換農(nóng)作物播種面積進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn).根據(jù)α1、α2和α3的不同取值來(lái)反映化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間非線性關(guān)系.

(1)若α1=α2=α3=β=0，那么化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在任何函數(shù)關(guān)系；

(2)若α2=α3=0,α1和β為任何實(shí)數(shù)，那么化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在線性曲線關(guān)系；

(3)若α2>0,α3=0,α1和β為任何實(shí)數(shù)，那么化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著“U”型曲線關(guān)系；

(4)若α2<0,α3=0,α1和β為任何實(shí)數(shù)，那么化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著倒“U” 型曲線關(guān)系；

(5)若α3>0,α1、α2和β為任何實(shí)數(shù)，那么化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著“N” 型曲線關(guān)系；

(6)若α3<0,α1、α2和β為任何實(shí)數(shù)，那么化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著倒“N” 型曲線關(guān)系.

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

2019年四川水利廳公布了沱江流域四川段范圍，沱江流域在四川段主要涉及成都市、自貢市、瀘州市、德陽(yáng)市、內(nèi)江市、樂(lè)山市、宜賓市、眉山市、資陽(yáng)市、阿壩州10個(gè)市(州)的44個(gè)區(qū)(縣、市)及技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)，實(shí)際上沱江流域還包括重慶市大足區(qū)、榮昌區(qū)的部分地區(qū).德陽(yáng)市、成都市、資陽(yáng)市、內(nèi)江市、自貢市占沱江流域的面積較大，比重分別為61.67%、44.47%、62.94%、95.82%、72.79%，此五市覆蓋了沱江流域的絕大部分地區(qū)，具有代表性.此外，瀘州市所屬沱江流域的面積的比重不大，考慮到沱江流域從瀘州市匯入長(zhǎng)江，對(duì)長(zhǎng)江生態(tài)環(huán)境有直接的影響，因此也將其納入此次研究范圍.文中所涉及的數(shù)據(jù)是化肥施用量(折純量)、耕地面積、人口數(shù)量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)來(lái)自2001—2019年的《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》.

2 結(jié)果與分析

2.1 化肥施用強(qiáng)度時(shí)空特征分析

沱江流域六市化肥施用強(qiáng)度的時(shí)空數(shù)據(jù)如表1所示.沱江流域化肥施用強(qiáng)度呈現(xiàn)出先上升后下降的特征，由2000年的436.68 kg/hm2波動(dòng)上升至2011年的533.94 kg/hm2再波動(dòng)下降至2018年的412.08 kg/hm2，2018年較2000年下降了24.60 kg/hm2，年均增長(zhǎng)速度為-0.34%.各市化肥施用強(qiáng)度波動(dòng)變化特征顯著，整體也呈現(xiàn)出先上升后下降的特征，變化幅度和速度各異，成都市和資陽(yáng)市化肥施用強(qiáng)度續(xù)下降態(tài)勢(shì)顯著.具體看，2018年與2000年相比，德陽(yáng)市、自貢市、瀘州市的化肥施用強(qiáng)度分別上升17.79 kg/hm2、7.66 kg/hm2、45.93 kg/hm2，年均增長(zhǎng)速度分別為0.15%、0.14%、0.56%，德陽(yáng)市、自貢市分別在2010年、2014年達(dá)到歷史最大值；成都市、資陽(yáng)市、內(nèi)江市的化肥施用強(qiáng)度分別下降169.06 kg/hm2、41.78 kg/hm2、8.15 kg/hm2，年均增長(zhǎng)速度分別為-2.31%、-1.36%、-0.12%，分別在2008年、2012年、2013年達(dá)到歷史最大值.

沱江流域各市化肥施用強(qiáng)度高，空間分異明顯.從多年平均水平看，沱江流域各市化肥施用強(qiáng)度的大小關(guān)系依次為德陽(yáng)市、成都市、瀘州市、內(nèi)江市、自貢市、資陽(yáng)市.盡管2015年以來(lái)，四川省及各市全面貫徹落實(shí)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部《到2020年化肥施用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》的政策方針，近幾年各市化肥施用量呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，化肥施用強(qiáng)度有所下降，但化肥施用強(qiáng)度仍然較高.2018年德陽(yáng)市(722.68 kg/hm2)、瀘州市(509.61 kg/hm2)、內(nèi)江市(411.77 kg/hm2)化肥施用強(qiáng)度均高于四川省平均水平(349.85 kg/hm2)；成都市(346.17 kg/hm2)和自貢市(322.66 kg/hm2)化肥施用強(qiáng)度略低于四川省平均水平.當(dāng)前，沱江流域源頭的德陽(yáng)市和入長(zhǎng)江口的瀘州市化肥施用強(qiáng)度高于其他市，應(yīng)該引起政府部門(mén)的高度重視.

表1 2000-2018年沱江流域化肥施用強(qiáng)度 單位：kg/hm2

2.2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值時(shí)空特征分析

沱江流域各市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值時(shí)空數(shù)據(jù)如表2所示.農(nóng)業(yè)是沱江流域各市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，近年得到持續(xù)穩(wěn)步發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值平穩(wěn)上升.2018年沱江流域各市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值累計(jì)達(dá)到1442.75億元，對(duì)四川省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)達(dá)到34.73%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值較2000年上升1109.21億元，年均增長(zhǎng)速度為8.48%，規(guī)模優(yōu)勢(shì)顯著.除資陽(yáng)市外，其余五市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值均呈現(xiàn)出快速上漲的特征，年均增長(zhǎng)速度從高到低依次為內(nèi)江市(11.35%)、瀘州市(9.83%)、成都市(9.62%)、德陽(yáng)市(8.35%)、自貢市(7.01%)、資陽(yáng)市(6.12%)，2018年較2000年分別上升159.87億元、138.93億元、455.91億元、177.28億元、88.87億元、88.35億元.資陽(yáng)市2016年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)出“斷崖式”下降的原因是簡(jiǎn)陽(yáng)市被劃歸稱為成都市轄區(qū)，進(jìn)而導(dǎo)致其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值突然大幅度降低.

成都市對(duì)沱江流域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率最大，維持在30%以上，并呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，2018年更是達(dá)到40.00%，其余五市對(duì)沱江流域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率差距不是很明顯.具體看，德陽(yáng)市、資陽(yáng)市和自貢市對(duì)沱江流域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)下降的趨勢(shì).德陽(yáng)市由2000年的16.42%波動(dòng)下降至2018年的16.08%，在2002年達(dá)到歷史最大值(16.87%)；資陽(yáng)市由2000年的15.18%波動(dòng)下降至2018年的9.63%，在2013年達(dá)到歷史最大值(16.11%)；自貢市由2000年的12.30%波動(dòng)下降至2018年的9.00%，在2002年達(dá)到歷史最大值(12.43%);瀘州市對(duì)沱江流域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率略有上升 2000年的11.27%波動(dòng)上升至2018年的12.08%，在2013年達(dá)到歷史最大值(13.88%).

表2 2000—2018年沱江流域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值

2.3 EKC驗(yàn)證分析

2.3.1 單位根檢驗(yàn)

為了避免變量之間存在“偽回歸”，對(duì)面板數(shù)據(jù)采取LLC檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示.除個(gè)別變量外，采取包含常數(shù)項(xiàng)或者既包括常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間項(xiàng)的兩種檢驗(yàn)式檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，變量均存在單位根，說(shuō)明該時(shí)間序列的原始數(shù)據(jù)不平穩(wěn)；對(duì)變量的一階差分再次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果拒絕原假設(shè)，表明變量不存在單位根，說(shuō)明面板數(shù)據(jù)的一階差分平穩(wěn).

表3 總體樣本面板變量序列單位根檢驗(yàn)

運(yùn)用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行個(gè)體樣本的時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)，如表4—9所示.結(jié)果發(fā)現(xiàn)個(gè)體樣本時(shí)間序列的原始數(shù)據(jù)均存在單位根，而一階差分均不存在單位根，說(shuō)明個(gè)體樣本的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的一階差分平穩(wěn).

表4 德陽(yáng)市時(shí)間變量序列單位根檢驗(yàn)

表5 成都市時(shí)間變量序列單位根檢驗(yàn)

表6 資陽(yáng)市時(shí)間變量序列單位根檢驗(yàn)

表7 內(nèi)江市時(shí)間變量序列單位根檢驗(yàn)

表8 自貢市時(shí)間變量序列單位根檢驗(yàn)

表9 瀘州市時(shí)間變量序列單位根檢驗(yàn)

2.3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

表10 總體樣本協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表11 個(gè)體樣本協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.3.3 長(zhǎng)期均衡檢驗(yàn)

2.3.3.1 總體樣本檢驗(yàn)

考慮到總體樣本存在個(gè)體和時(shí)間效應(yīng)，運(yùn)用PLS進(jìn)行EKC二次項(xiàng)模型回歸分析，結(jié)果如表12所示.未加入控制變量時(shí)，EKC二次項(xiàng)模型的調(diào)整R2為0.881，模型解釋力度可達(dá)到88.10%.檢驗(yàn)結(jié)果表明，沱江流域化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒“U”型曲線的關(guān)系.當(dāng)沱江流域人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為2289.30元時(shí)，地均化肥施用量處于倒“U”型曲線最大值的拐點(diǎn).2018年沱江流域人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為5229.88元，地均化肥施用量已經(jīng)跨過(guò)倒“U”型曲線的波峰點(diǎn)，跨越時(shí)間大約在2009—2010年之間.反映出當(dāng)前沱江流域地均化肥施用量處在倒“U”型曲線的右半部分.

表12 總體樣本EKC二次項(xiàng)模型回歸結(jié)果

2.3.3.2 個(gè)體樣本檢驗(yàn)

個(gè)體樣本采取OLS模型進(jìn)行EKC二次項(xiàng)模型回歸分析.檢驗(yàn)結(jié)果表明，未加入控制變量時(shí)，沱江流域六市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在倒“U”型曲線的關(guān)系，且均已跨過(guò)倒“U”型曲線的波峰點(diǎn).由于六個(gè)城市農(nóng)業(yè)資源稟賦、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平不同，出現(xiàn)拐點(diǎn)的時(shí)間和達(dá)到拐點(diǎn)時(shí)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在一定差異，德陽(yáng)市、成都市、資陽(yáng)市、內(nèi)江市和自貢市在2010年之前均實(shí)現(xiàn)跨越，而瀘州市在2016—2017年之間才實(shí)現(xiàn)跨越；跨越時(shí)人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的大小關(guān)系依次為瀘州市(3097.31元)、德陽(yáng)市(2904.45元)、資陽(yáng)市(2394.91元)、自貢市(1912.37元)、內(nèi)江市(1537.48元)、成都市(1202.91元).具體分析結(jié)果如表13—14所示.

表13 個(gè)體樣本回歸結(jié)果(未加入控制變量)

表14 EKC曲線特征

德陽(yáng)市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒“U”型曲線關(guān)系，地均化肥施用量與人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間的函數(shù)關(guān)系為y=-0.726x2+11.578x-39.260.當(dāng)?shù)玛?yáng)市的人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為2904.45元時(shí)，地均化肥施用量處于倒“U”型曲線最大值的拐點(diǎn)，2018年德陽(yáng)市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為6545.48元，地均化肥施用量已經(jīng)跨過(guò)倒“U”型曲線的波峰點(diǎn)，跨越時(shí)間大約在2009—2010年之間.反映出當(dāng)前德陽(yáng)市的地均化肥施用量處在倒“U”型曲線的右半部分.

成都市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒“U”型曲線的關(guān)系.化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的函數(shù)關(guān)系為y=-0.452x2+6.416x-16.446.當(dāng)成都市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為1202.91元時(shí)，地均化肥施用量處于倒“U”型曲線最大值的拐點(diǎn)，2018年成都市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為3479.83元，地均化肥施用量已經(jīng)跨過(guò)倒“U”型曲線的波峰點(diǎn)，跨越時(shí)間大約在2008—2009年之間.反映出當(dāng)前成都市的地均化肥施用量處在倒“U”型曲的右半部分.

資陽(yáng)市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒“U”型曲線的關(guān)系.地均化肥施用量與人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間的函數(shù)關(guān)系為y=-1.267x2+18.779x-67.138.當(dāng)資陽(yáng)市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為2394.91元時(shí)，化肥施用強(qiáng)度處于倒“U”型曲線最大值的拐點(diǎn)，2018年資陽(yáng)市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為5532.5元，化肥施用強(qiáng)度已經(jīng)跨過(guò)了倒“U”型曲線的波峰點(diǎn)，跨越時(shí)間大約在2009—2010年之間.反映出當(dāng)前資陽(yáng)市地均化肥施用量處在倒“U”型曲的右半部分.

內(nèi)江市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒“U”型曲線的關(guān)系，化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的函數(shù)關(guān)系為y=-0.494x2+7.292x-20.524.當(dāng)內(nèi)江市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為1537.48元時(shí)，化肥施用強(qiáng)度處于倒“U”型曲線最大值的拐點(diǎn)，2018年內(nèi)江市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為4626.34元，化肥施用強(qiáng)度已經(jīng)跨過(guò)倒“U”型曲線的波峰點(diǎn)，跨越時(shí)間大約在2008—2009年之間.反映出內(nèi)江市目前化肥施用強(qiáng)度處在倒“U”型曲的右半部分.

自貢市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒“U”型曲線的關(guān)系，化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的函數(shù)關(guān)系為y=-0.930x2+14.059x-46.619.當(dāng)自貢市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為1912.37元時(shí)，化肥施用強(qiáng)度處于倒“U”型曲線最大值的拐點(diǎn)，2018年自貢市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為4026.15元，化肥施用強(qiáng)度已經(jīng)跨過(guò)倒“U”型曲線的波峰點(diǎn)，跨越時(shí)間大約在2009—2010年之間.反映出當(dāng)前自貢市化肥施用強(qiáng)度處在倒“U”型曲的右半部分.

瀘州市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒“U”型曲線的關(guān)系，化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的函數(shù)關(guān)系為y=-0.155x2+2.498x-3.793.當(dāng)瀘州市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為3097.31元時(shí)，化肥施用強(qiáng)度處于倒“U”型曲線最大值的拐點(diǎn)，2018年瀘州市人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為3420.79元，化肥施用強(qiáng)度剛跨過(guò)倒“U”型曲線的波峰點(diǎn)，跨越時(shí)間大約在2016—2017年之間.反映出當(dāng)前瀘州市化肥施用強(qiáng)度處在倒“U”型曲的右半部分.

2.3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表15 個(gè)體樣本回歸結(jié)果(加入控制變量)

表16 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

在分析沱江流域化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)空特征的基礎(chǔ)上，運(yùn)用EKC模型驗(yàn)證化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的二次曲線關(guān)系.研究表明：沱江流域化肥施用強(qiáng)度呈現(xiàn)出先上升后下降的特征，德陽(yáng)市化肥施用強(qiáng)度最高，資陽(yáng)市最低；沱江流域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值持續(xù)平穩(wěn)上升，成都市的貢獻(xiàn)率最大，資陽(yáng)市的貢獻(xiàn)率最??；無(wú)論是否加入控制變量，沱江流域及六市化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在倒“U”型曲線的關(guān)系，且均已跨過(guò)倒“U”型曲線的波峰點(diǎn).六個(gè)城市出現(xiàn)拐點(diǎn)的時(shí)間和達(dá)到拐點(diǎn)時(shí)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在一定差異，德陽(yáng)市、成都市、資陽(yáng)市、內(nèi)江市和自貢市在2010年之前均實(shí)現(xiàn)跨越，而瀘州市在2016—2017年之間才實(shí)現(xiàn)跨越；跨越時(shí)人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的大小關(guān)系依次為瀘州市、德陽(yáng)市、資陽(yáng)市、自貢市、內(nèi)江市、成都市.

3.2 對(duì)策建議

在農(nóng)業(yè)農(nóng)村部出臺(tái)《到2020年化肥施用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》以來(lái)，沱江流域化肥施用增長(zhǎng)速度放緩，且出現(xiàn)下降的趨勢(shì)，但總體上看化肥施用強(qiáng)度仍然較高，對(duì)環(huán)境造成的風(fēng)險(xiǎn)依然較大.化肥施用強(qiáng)度雖已經(jīng)跨過(guò)EKC曲線的頂點(diǎn)，但是在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展由速度增長(zhǎng)到質(zhì)量增長(zhǎng)的現(xiàn)階段，化肥污染的問(wèn)題依然是沱江流域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展面臨的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題.對(duì)此，提出以下對(duì)策建議：

第一，加大綠色化肥的研發(fā)和示范推廣.當(dāng)前，沱江流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平已經(jīng)達(dá)到一定高度，應(yīng)加大對(duì)綠色化肥研發(fā)和推廣的資金投入，并選擇化肥施用強(qiáng)度較高的德陽(yáng)市、瀘州市的部分區(qū)縣建立化肥污染治理綜合治理示范點(diǎn).

第二，建立綠色化肥生態(tài)補(bǔ)償政策.參考《沱江流域橫向生態(tài)保護(hù)補(bǔ)償協(xié)議》，各市要加快制定綠色化肥生態(tài)補(bǔ)償政策，建立補(bǔ)償資金，對(duì)于進(jìn)行技術(shù)研發(fā)的企業(yè)和施用綠色化肥的農(nóng)民進(jìn)行補(bǔ)償.

第三，進(jìn)一步健全化肥污染治理的法律法規(guī).參考《四川省沱江流域水環(huán)境保護(hù)條例》，并從流域沿線地區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展與環(huán)境污染情況，制定“一區(qū)一策”的地方性農(nóng)業(yè)農(nóng)村環(huán)境防治條例，細(xì)化、落實(shí)化肥治理規(guī)范.