我国农产品贸易与农业环境的双向影响机制研究

马 进

(山东师范大学 经济学院，山东 济南 250358)

我国农产品贸易与农业环境的双向影响机制研究

马 进

(山东师范大学 经济学院，山东 济南 250358)

本文通过对1992-2013年我国农产品贸易与农业环境的相关数据进行时间序列分析发现，我国农产品贸易与农业环境在长期和短期均存在一定的均衡关系和双向动态影响。尽管我国农业环境对农产品贸易的影响程度和解释力逊色于农产品贸易对农业环境的影响程度，但总体来看，农业环境对农产品贸易存在一个反向调节的趋势，即环境改善会促进贸易发展，而环境污染会抑制贸易发展。目前我国尚缺乏一个包含环境约束的有效市场机制和价格调节手段，所以在环境保护方面常常出现先破坏再补救的恶性循环，因此也难以实现农业环境对农产品贸易的良性反调节作用。对此，应利用价格调节手段以更好地实现农业环境外部效应内部化。在政策制定上，坚持生产力与环境承载力相匹配、政府指导与市场机制相结合的原则，建立公平公正、奖惩分明的市场环境。

农产品贸易；农业环境；环境承载力；时间序列分析

一、引言

环境库兹涅茨倒U型曲线理论认为，伴随着经济增长，环境质量会出现先恶化后改善的趋势。如果这一论断成立，自然也可以运用到影响人均收入的国际贸易领域。随着农业现代化建设的不断加快和农村居民生活质量的日益提高，我国农业环境的面源污染问题也日益突出。而一味地追求农产品高产和扩大农产品贸易，忽视生态环境的可持续性，不仅会造成生态平衡的破坏和资源的枯竭，农业环境也会因资源制约、偏好选择等因素的影响对农产品贸易产生反向作用，从而给农业经济和农民利益带来难以估量的损失。

本文利用1992-2013年的时间序列数据，分别考察我国农产品进出口贸易、出口贸易和进口贸易与农业环境变量之间的动静态双向影响。这个问题的关键是贸易的内生性，即贸易本身也可能是由其他因素决定的内生变量。为解决内生变量带来的非一致性估计问题，本文选取基于向量自回归(VAR)模型的时间序列分析方法。首先，使用单位根检验方法，对各时间序列数据进行平稳性检验。其次，对满足一阶单整的样本数据进行Johansen协整检验，以此检测农产品贸易与农业环境之间的长期关系。再次，运用格兰杰因果检验方法检验农产品贸易与农业环境之间的因果关系。最后，使用VAR模型常用的两个政策时滞方法考察农产品贸易和农业环境一方变动对另一方造成的动态影响以及两者之间在解释对方变动时的贡献程度。

二、变量选取和数据来源

农业环境水平可由农业环境污染、农业环境治理和农业环境质量三方面来综合衡量。其中，农业污染指标的定义和测算是研究农业环境问题的难点之一。现有相关文献多采用以下四种方法来估算农业污染：一是直接采用化肥、农药等农业化学品使用量；二是使用《第一次全国污染源普查公报》中2007年化学需氧量(COD)、总氮(TN)和总磷(TP)的排放量来推算历年的排放量；三是运用Truog的养分平衡法理论，测算过剩氮总量；四是单元调查法。

综合考量各方法的优缺点以及实际数据的客观性和可获得性，本文采取化肥、农药等农业化学品的单位面积使用量作为主要的环境污染数据，即农业化学品使用量与种植面积的比值，主要基于以下两点原因：一是农业化学品的单位面积使用量可以较好地衡量农业污染强度。高投入、低效率和高残留是我国现阶段农业化学品使用存在的主要问题。以化肥施用为例，国际上公认的单位面积施用安全上限是225千克/公顷，而我国的这一数据在2013年高达359.1千克/公顷，约为安全上限的1.6倍。尽管我国化肥利用率近年来有所提高，但也仅在30%左右，远低于发达国家50%至70%的平均水平，未被利用的化肥成为农业面源污染的主要污染源，对土壤和水质造成极大的损害。二是使用单位面积施用量作为变量，统计数据较为客观真实，计算方法简单易行，不会出现主观上的偏差。因此，本文使用农用化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农用塑料薄膜单位面积使用量、秸秆单位面积产量和单位畜禽粪便排放量来衡量环境污染；水土流失治理面积和治涝面积来衡量环境治理效果；受灾面积和水库容量来衡量环境质量。*秸秆单位面积产量=秸秆量/农作物总播种面积；单位禽畜粪便排放量=畜禽粪便排放量/剔除价格指数的牧业总值。计算公式和数据来源参见马进、范爱军：《我国农业经贸发展水平与农业环境协调度分析》，《山东社会科学》2016年第2期。

农产品贸易方面选择农产品外贸依存度、农产品出口外贸依存度和农产品进口外贸依存度来表示农产品整体对外贸易情况、出口情况和进口情况。农产品进出口数据由UN Comtrade数据库上的历年数据加总整理而得。

三、基于VAR模型的时间序列检验

(一)农产品贸易与农业环境变量的单位根检验

为避免变量出现伪回归或伪相关，首先要对变量进行单位根检验。Phillips-Perron检验(PP检验)使用异方差自相关稳健的标准差对DF统计量进行修正，在某种意义上相当于异方差稳健的ADF检验。对各变量进行PP检验，结果见表1：

表1 单位根检验结果

注：PP检验为左边单侧检验，原序列5%临界值为-3.012，10%临界值为-2.646；一阶差分后5%临界值为-3.021，10%的临界值为-2.650。△表示一阶差分算子，△2表示二阶差分算子

由PP检验结果并综合考虑各变量的ADF单位根检验、DF-GLS单位根检验和KPSS单位根检验结果，可以判定在贸易变量中，我国农产品外贸依存度、出口依存度和进口依存度满足一阶单整的过程；在环境变量中，化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农膜单位面积使用量、秸秆单位面积产量、水土流失治理面积、造林面积、受灾面积和水库容量满足一阶单整过程。以上变量均为I(1)序列，可以通过协整检验来进行协整分析。

(二)农产品贸易与农业环境的Johansen协整关系检验

Johansen检验方法是对有约束的VAR模型进行检验，所以需利用信息准则确定各变量的VAR滞后阶数p，从而得到协整检验的最优滞后阶数p-1。然后，将各农业环境变量分别与农产品外贸依存度、出口依存度、进口依存度、农村居民实际人均纯收入增量进行Johansen协整关系检验，通过计算迹统计量(λtrace)和最大特征值统计量(λmax)，判定各协整关系，如表2所示：

表2 环境变量与贸易变量的Johansen协整检验结果

协整可以衡量经济变量之间的长期均衡关系，通过协整检验发现，在过程为一阶单整的八个农业环境变量中，除水库容量外，其余七个变量均与农产品外贸依存度存在稳定的协整关系。因此，从对实际数据的检验结果来看，我国农产品贸易与农业环境确实存在长期稳定的均衡关系。这一结论与贸易环境理论预期及其他国家的实际经验相符。

在七个与农产品贸易存在协整关系的农业环境变量中，化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农膜单位面积使用量和秸秆单位面积产量与农产品外贸依存度存在正的协整关系；水土流失治理面积、治涝面积和受灾面积与农产品外贸依存度存在负的协整关系。

从各农业环境变量与农产品出口依存度的协整检验结果来看，出口依存度与除秸秆单位产量和水库容量以外的六个环境变量存在协整关系。其中，与化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农膜单位面积使用量和治涝面积存在负的协整关系；与水土流失治理面积和受灾面积存在正的协整关系。从各农业环境变量与农产品进口依存度的协整检验结果来看，进口依存度与除水库容量以外的七个环境变量存在协整关系。其中，与化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农膜单位面积使用量、秸秆单位面积产量和治涝面积存在正的协整关系；与水土流失治理面积和受灾面积存在负的协整关系。

由以上检验结果可以看出，除受灾面积以外，我国农产品贸易与样本范围内的农业污染变量增多存在正向关系，而与环境质量变量的提升存在负向关系。农产品进口外贸依存度与多数农业污染变量的增多存在正向关系，农产品出口外贸依存度与多数农业污染变量的增多存在负向关系。主要原因可能有以下几点：一是从我国农产品贸易结构和农产品国际市场价格来看，我国在棉花和小麦、玉米、水稻等粮食作物生产上不具备比较优势，而在水果、蔬菜和花卉等农产品的生产上具有比较优势。在农业生产中，果蔬相较于粮食作物属于“清洁产品”，“清洁产品”出口依存度的提高会使该产品出口国的污染物排放降低，环境得到改善。二是贸易开放程度的提高和进口的增加，会使我国进口农产品的国内价格下降，加剧污染密集型农产品生产者的竞争，环境的外部性导致生产者为追逐利润而以牺牲环境为代价压缩成本。三是协整关系讨论的是两者之间的长期均衡关系，农业污染物的增长若不加控制而超过当地环境承载力，长期看可能影响农业产量，使得出口减少而进口增多。

(三)农产品贸易与农业环境的格兰杰因果关系检验

为更好地探究农产品贸易变量和农业环境变量间的动态影响机制，本文采用格兰杰因果检验方法对两者关系进行进一步分析。根据单位根检验结果显示，本文所选变量均为非平稳变量，直接使用格兰杰检验容易出现伪回归现象，从而得出错误的因果关系。Toda等(1991)和Lutkepohl等(1992)提出若两个非平稳变量存在协整关系，其协整模型中，Wald统计量具有χ2分布，仍能用原序列的VAR模型进行因果检验。*贺红波：《非平稳变量的Granger因果检验》，《长春师范学院学报》2004年第3期。也就是说，若两个变量之间存在协整关系，则两变量之间的格兰杰因果检验有效，可以用常规的Wald检验来确定是否存在因果关系。基于此思想，对存在协整关系的变量组合进行格兰杰因果关系分析，结果见表3：

表3 环境变量与贸易变量的格兰杰因果分析

根据所选样本数据得到的格兰杰因果检验结果，可以逐一考察我国农业环境与农产品对外贸易、出口贸易、出口贸易之间的因果关系。通过对农产品贸易与环境变量的因果性分析可以发现，在5%的显著性水平上，农产品外贸依存度为化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、秸秆单位面积产量和受灾面积的因，为农膜单位面积使用量的果；在10%的显著性水平上，农产品外贸依存度为水土流失治理面积的果，同时与化肥单位面积施用折纯量、农膜单位面积使用量互为因果。通过对农产品出口贸易与环境变量的因果性分析可以发现，在5%的显著性水平上，出口依存度为化肥单位面积施用折纯量、农膜单位面积使用量和水土流失治理面积的因，同时与农药单位面积使用量互为因果；在10%的显著性水平上，出口依存度与化肥单位面积施用折纯量互为因果。通过对进口贸易与环境变量的因果性分析可以发现，在5%的显著性水平上，进口依存度为受灾面积的因，为农膜单位面积使用量、秸秆单位面积产量和水土流失治理面积的果，同时与化肥单位面积施用折纯量互为因果；在10%的显著性水平上，进口依存度还为农药单位面积使用量的因，为治涝面积的果，同时与秸秆单位面积产量互为因果。

由格兰杰因果关系的检验方法可以看出，格兰杰因果关系并非真正意义上的因果关系，它表达的是一个变量对一个变量的“预测能力”。根据本节实证检验结果显示，我国农产品贸易变量为大多数农业环境变量的格兰杰因。此结论符合一般的理论预期，主要有两个原因：一是我国是世界上最大的发展中国家，比较优势带来的国际贸易是我国经济增长的重要源泉。在经济发展初期，对贸易增长带来的社会财富聚集的渴望远大于对环境的重视，因此不可避免地出现贸易主动而环境被动的局面。二是农业环境的外部性效率偏差制约了环境对贸易的影响程度。在环境贸易的理论模型中，为消除农业面源污染的外部性，往往通过设计一个价格机制，*比如污染税或排污权交易的价格。将外部费用引入价格中。而在现实生活中，由于农业自身的特殊性，存在生态系统定价难、环境外部性非内在化、产权不明晰等市场失灵的情况。也就是说，我国欠缺一个包含环境的有效市场机制和价格调节手段，有效市场环境的欠缺阻碍了环境对贸易的反调节作用。

除了贸易为因的结果以外，有约三分之一的检验结果得出农产品贸易与环境互为因果的结论。农业环境为农产品贸易的格兰杰原因的结果，主要体现在环境对进口贸易的影响上。此结论也与我国实际情况相符，主要可从以下两个方面进行解释：一是随着我国经济建设的快速发展，自然资源呈现枯竭趋势，环境压力激增；二是随着人民生活水平的日益提高，居民对环境质量的要求和大众整体环保意识不断提高。因此，农业环境对农产品贸易的反作用机制日益凸显，开始出现环境变化对贸易的反向影响。

四、农产品贸易与农业环境的脉冲响应函数

脉冲响应函数是用来考察在VAR系统内对一个内生变量的随机误差项加入一个标准差的冲击后，某一个内生变量当期值和未来值对此冲击的反应，即描述一个内生变量的单次冲击对其自身和系统中其它内生变量带来的影响。根据实际经济意义，本文对上述存在格兰杰因果关系的贸易变量和环境变量进行脉冲响应分析。脉冲响应函数是基于VAR模型而来，需对VAR模型进行稳定性检验，*AR特征方程特征根倒数的绝对值小于1，落于单位圆内，则VAR模型稳定。若VAR模型不稳定，则其脉冲响应结果可能无效。通过稳定性检验发现，上述存在格兰杰因果关系的模型中的 VAR系统均为稳定过程，可以进行脉冲响应分析。因为，传统的脉冲响应函数结果会严重依赖系统中各个变量的排列顺序，所以，本文采用结果不受VAR模型变量排序影响的广义脉冲响应函数。*限于篇幅，脉冲响应图从略，有感兴趣者可向作者索取。

脉冲响应结果显示，化肥单位面积施用折纯量和农药单位面积使用量对农产品外贸依存度变化的冲击反应为正值，说明贸易开放程度的提高会增加化肥、农药的单位面积使用量，其轨迹大致呈现出一条先上升再下降的倒U型曲线。农膜单位面积使用量和秸秆单位面积产量对外贸依存度变化的冲击反应在初期为负值，之后分别在第3期和第2期转变为正值，前10期的累计脉冲响应值为正。治涝面积和受灾面积对外贸依存度变化的冲击反应为负值，治涝面积的响应曲线较为平缓，后几期数值变化不大；受灾面积的脉冲响应曲线在第2期达到最低值，之后迅速向零值靠拢，其轨迹大致呈“V型”。除受灾面积外，上述环境变量对于贸易变化的冲击反应均显示出外贸依存度提高对农业环境的负面影响。

农产品贸易对农业环境变化冲击的反应曲线比农业环境对农产品贸易变化冲击的响应曲线更为平缓，说明环境对贸易变动的动态影响小于贸易对环境的影响波动。四个农业污染变量中，农产品外贸依存度对化肥单位面积施用量、农药单位面积使用量和农膜单位面积使用量变化冲击的前10期累计值为正值，说明这些污染变量的增多可使农产品贸易开放程度上升；而对秸秆单位面积产量的脉冲响应累计值为负值，说明此污染物的增多会反过来抑制农产品贸易的开放。对治涝面积和受灾面积的累计脉冲响应值分别为正和负，说明治涝面积的提升和受灾面积的下降会促进农产品贸易的开放。

农用化肥单位面积施用折纯量和农药单位面积使用量对农产品出口依存度变化的脉冲响应曲线近似于倒U型，累计脉冲响应量都为正。农膜单位面积使用量对出口依存度变化的冲击反应在初期为负值，在第3期转为正值，前10期的累计脉冲响应值为正。治涝面积对出口依存度变化的冲击反应为负值。上述环境变量对于农产品出口依存度变化的冲击反应结果均表明出口依存度增长对环境的负面影响。

农产品出口依存度对化肥单位面积施用量的变化，在1期会产生一个正影响，在第三期开始变为负值，虽然前10期的累积量仍不是正值，但是说明农业污染对出口贸易有滞后的抑制作用，会在未来影响出口贸易开放程度的提高。出口依存度对农药单位面积使用量和农膜单位面积使用量变化冲击的累计值都为负值，说明这些污染的增多会反过来阻碍农产品出口贸易的发展。农膜的反作用在第一期即达到最大值；而农药的反作用较为滞后，在第4期达到最大值。出口依存度对治涝面积冲击响应的累计值为负值，表明治涝面积的增多会促进出口贸易的发展。

与环境和贸易的脉冲响应曲线相似，化肥单位面积施用折纯量和农药单位面积使用量对农产品进口依存度的脉冲响应曲线大致为一条先上升再下降的倒U型曲线，其冲击反应均为正值。农膜单位面积使用量和治涝面积对进口依存度变化的冲击反应在初期为负值，在第2期转变为正值，前10期的累计脉冲响应值均为正。水土流失治理面积对进口依存度变化的冲击响应值均为正值，响应曲线则较为平缓，从第4期开始数值变化不大，说明进口贸易开放程度的提高对水土流失治理有正面影响。在前10期内，受灾面积对进口依存度的冲击响应值均为负值，其脉冲响应曲线在第2期达到最低值，之后迅速向零值靠拢，轨迹大致呈V型，说明进口依存度的提高对受灾面积的减少有积极作用。

农产品进口依存度对化肥单位面积施用量、农药单位面积使用量和农膜单位面积使用量变化冲击的累计值为正值，说明这些污染变量的增多可使进口依存度上升，与协整结论及其推测原因相一致；对水土流失治理面积和治涝面积变化冲击的累计脉冲响应值为正，说明水土流失和涝区的治理会促进农产品进口贸易的发展；对受灾面积变化冲击的累计脉冲响应值为负，说明受灾面积的减少对进口贸易会产生正面影响。

除脉冲响应函数之外，本文还使用方差分解方法研究变量之间的动态特征。同脉冲响应函数一样，方差分解的结果也依赖于VAR模型中各个变量的排列顺序。通过对农业环境与农产品出口依存度、进口依存度的方差分解分析发现，农产品出口依存度和进口依存度对大部分农业环境变量的解释程度也要高于农业环境变量对农产品出口和进口的解释程度。出口依存度对化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农膜单位面积使用量和治涝面积的预测方差平均贡献度分别为60.88%、27.15%、12.05%和36.13%；化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农膜单位面积使用量和治涝面积对出口依存度预测方差的平均贡献度分别为12.55%、2.71%、0.73%和0.90%。进口依存度对化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农膜单位面积使用量、水土流失治理面积、治涝面积和受灾面积的预测方差平均贡献度分别为61.37%、47.91%、12.26%、0.05%、3.68%和50.63%；化肥单位面积施用折纯量、农药单位面积使用量、农膜单位面积使用量、水土流失治理面积、治涝面积和受灾面积对进口依存度预测方差的平均贡献度分别为31.89%、3.07%、8.82%、18.63%、5.46%和3.95%。

通过我国农产品贸易与农业环境的方差分解分析发现，大部分农产品贸易变量对农业环境变量预测方差的解释力要强于农业环境变量对农产品贸易变量的解释力。此结论基本与农产品贸易和农业环境的格兰杰因果检验结果相符。农业总产值和总贸易量的逐年攀升拉动了我国经济增长，为我国现代化建设做出了杰出贡献。但是，对经济利益的过度追求可能造成自然资源的无序开发和生态环境的恶化，从而农业环境被破坏给农产品贸易带来负面影响。

五、结论及政策启示

本文采用时间序列的计量分析方法，考察了1992-2013年我国农产品贸易与农业环境变量之间的长期均衡关系、格兰杰因果关系和短期动态传导机制，得到以下几点结论：

第一，在Johansen协整分析中，我国农产品外贸依存度与样本系统中大部分农业污染变量的增多存在正向关系，与环境质量变量的提升存在负向关系。脉冲响应分析得到与协整分析相似的结果，即农产品贸易开放程度的提高会对大部分农业环境变量产生负面影响。而且，部分农业环境变量已显示出对农产品贸易的反向作用，比如农业污染物的增多会抑制贸易的发展，而农业环境的改善会促进贸易的发展。

第二，农产品出口贸易与多数农业污染变量存在负的协整关系，出口依存度提高，农业污染排放下降。农产品出口依存度与农业环境变量的脉冲响应分析显示，出口依存度的提高会对农业环境产生负面影响，加剧农业污染的排放；大部分农业污染变量的增多会阻碍出口贸易的发展，环境的改善会促进出口贸易的发展。其中，化肥的增多在初期会使出口依存度增加，而在后期会使出口依存度减少，表现出农业环境污染对出口抑制作用的滞后性。其脉冲响应分析的结果与协整检验的结果并不矛盾，因为协整关系表示的是一种长期稳定关系，而脉冲响应是分析一个变量的一个标准差的正向冲击对另一个变量的短期动态影响，这种短期影响可能存在着与长期方向不同的偏离。

第三，农产品进口贸易与多数农业污染变量的增多存在长期正向均衡关系。短期来看，农产品进口外贸依存度的提高会导致环境污染变量的增加，但也会部分的使水土流失等其他环境质量得到改善，也就是说，污染变量的增多会反过来促进农产品进口贸易的发展。

第四，通过对满足协整条件的变量关系进行格兰杰因果检验发现，农产品贸易变量为大多数农业环境变量的格兰杰因；另有约三分之一的检验结果得出农产品贸易与农业环境互为因果的结论；农业环境为农产品贸易格兰杰因的结果主要体现在环境对进口贸易的影响上面。农产品贸易与农业环境的方差分解分析结果与格兰杰因果检验的结论基本相符，其结果显示，农产品贸易变量对大部分农业环境变量预测方差的贡献度要高于环境变量对贸易变量的方差贡献度。尽管我国农业环境对农产品贸易的影响程度逊色于贸易对环境的影响程度，但我国农业环境对农业经济贸易存在一个反向调节的趋势，即环境改善会提高农民收入水平并促进农产品贸易发展，而环境污染会降低农民收入并抑制农产品贸易发展。需要强调的是，随着我国农业经济的快速发展和人民生活水平的日益富足，大众的环保意识和环境需求不断提高，以及资源过度开发利用、环境承载力濒临极限等问题的出现，农业环境变化开始逐步对农产品贸易显现出反向影响。

本文结论可以给我们带来如下政策启示：

第一，发挥比较优势，合理化农产品进出口结构，增强国际竞争力。通过实证检验发现，我国农产品出口外贸依存度与多数农业污染变量的增多存在负向关系。这主要是因为，我国在果蔬、花卉、水产品等相对清洁的劳动密集型农产品生产上有比较优势，出口数量较多。南北贸易模型理论认为，贸易开放程度的提高会使“清洁产品”出口国的污染排放量降低。因此，扩大劳动密集型农产品的生产和出口，增加资本密集型农产品的进口有助于我国农业环境的改善和农业经济的发展。借助农产品供给侧结构性改革的契机，充分发挥我国比较优势，以市场为导向，调整种植业和渔业的生产结构和贸易结构，大力发展环境节约型、友好型现代化农业生产，因地制宜优化产业布局，增强我国农产品在国际市场的话语权和竞争力。

第二，建立一个包含环境约束的有效市场机制和价格调节手段。在经济新常态背景下，应基于整体改革的视角，从供给侧与需求侧双向施力。*夏晶、黄晓奎等：《内外经济失衡对我国宏观经济的影响分析》，《经济与管理评论》2017年第2期。目前我国尚缺乏一个包含环境约束的有效市场机制，在环境保护方面常常出现先破坏再补救的恶性循环，因此也难以实现农业环境对农产品贸易的良性反调节作用。另外，我国农业环境污染监测技术与监测覆盖面还存在许多执行层面上的问题，从而使得该调节手段的实现还存在许多困难。对此，应进一步完善农业环境污染监测系统的建设，利用价格调节手段以更好地实现农业环境外部效应内部化。在政策制定上，应坚持生产力与环境承载力相匹配、政府指导与市场机制相结合的原则，建立公平公正、奖惩分明的市场环境。

2017-03-19

马 进，女，经济学博士，山东师范大学经济学院讲师，山东师范大学地理学在站博士后。

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1003-4145[2017]08-0156-06

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