李 飛，匡遠(yuǎn)配

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410128)

基于STIRPAT模型的“兩型農(nóng)業(yè)”發(fā)展驅(qū)動(dòng)因素研究

李 飛，匡遠(yuǎn)配

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410128)

基于擴(kuò)展的STIRPAT隨機(jī)模型，引入農(nóng)村人口、農(nóng)村人均農(nóng)業(yè)GDP、農(nóng)村能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村工業(yè)化水平、農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易等7個(gè)變量，利用1991—2009年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)因素及其增速進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：農(nóng)村人均農(nóng)業(yè) GDP對兩型農(nóng)業(yè)驅(qū)動(dòng)不明顯；農(nóng)村人口、農(nóng)村能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村工業(yè)化水平、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對資源節(jié)約有負(fù)向影響，農(nóng)業(yè)科技對資源節(jié)約有正向影響；農(nóng)村人口、農(nóng)村能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)科技對環(huán)境友好有負(fù)向影響，農(nóng)產(chǎn)品出口對環(huán)境友好有正向影響；通過對資源節(jié)約和環(huán)境友好增速進(jìn)行分解得出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響資源節(jié)約變動(dòng)的最大因素，而農(nóng)村能源強(qiáng)度是影響環(huán)境污染變動(dòng)的最大因素。因此，促進(jìn)兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展需要優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村工業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)，構(gòu)建兩型農(nóng)業(yè)科技支撐體系。

兩型農(nóng)業(yè)；STIRPAT模型；驅(qū)動(dòng)因素

一、問題的提出

為應(yīng)對我國環(huán)境惡化和農(nóng)業(yè)發(fā)展日益嚴(yán)峻的資源瓶頸，黨的十七屆三中全會(huì)作出《關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》，明確提出 2020年要基本建立形成資源節(jié)約型、環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系，確立了我國建設(shè)“兩型農(nóng)業(yè)”的目標(biāo)。作為兩型社會(huì)建設(shè)在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的延伸，“兩型農(nóng)業(yè)”迎合了生態(tài)文明發(fā)展主線，同時(shí)順應(yīng)了當(dāng)代“低碳經(jīng)濟(jì)”的思想潮流，是一種具有多功能、復(fù)合效益的農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展體系?！皟尚娃r(nóng)業(yè)”發(fā)展受到多重因素的影響。為了深層次了解“兩型農(nóng)業(yè)”發(fā)展的原因和機(jī)制，進(jìn)一步推進(jìn)“兩型農(nóng)業(yè)”建設(shè)，需要挖掘影響其發(fā)展的因素。本文把那些能對“兩型農(nóng)業(yè)”發(fā)展起到正向作用的因素統(tǒng)稱為驅(qū)動(dòng)因子。目前國內(nèi)學(xué)者對于農(nóng)業(yè)的驅(qū)動(dòng)因素的研究主要集中在生態(tài)農(nóng)業(yè)、有機(jī)農(nóng)業(yè)、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、綠色農(nóng)業(yè)、循環(huán)農(nóng)業(yè)上。陳潔等[1]運(yùn)用因子分析法研究循環(huán)農(nóng)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)因素，認(rèn)為農(nóng)用土地生產(chǎn)率、耕地有效灌溉率、農(nóng)村用電量強(qiáng)度是最主要驅(qū)動(dòng)因子。王強(qiáng)等[2]運(yùn)用聚類分析認(rèn)為，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)因素是農(nóng)業(yè)的投入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投入。孫敬水等[3]利用擴(kuò)展的 STIRPAT模型分析中國碳排放強(qiáng)度驅(qū)動(dòng)因素，認(rèn)為人均GDP、能源強(qiáng)度、單位能耗碳排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對碳排放強(qiáng)度有顯著正向影響，而人口、城市化率、國際貿(mào)易分工對碳排放強(qiáng)度影響不顯著；李春華等[4]利用 STIRPAT模型探究長沙市 1978—2005年耕地面積與社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響因素，研究表明，人口是引起長沙市耕地減少的最主要因素。中國人民銀行哈爾濱中心支行課題組[5]利用兩階段 LMDI分解模型，對黑龍江省碳排放驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行實(shí)證研究得出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和能源強(qiáng)度是主要因素，降低能源強(qiáng)度是減少CO2排放總量的主要路徑?？傮w來看，作為IPAT 模型的拓展，STIRPAT模型指標(biāo)全面。目前尚未有學(xué)者引入STIRPAT模型對“兩型農(nóng)業(yè)”進(jìn)行研究。筆者擬借助擴(kuò)展的STIRPAT模型從農(nóng)村人口、能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技貢獻(xiàn)率、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易等多個(gè)方面，實(shí)證分析兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要驅(qū)動(dòng)因子，并在此基礎(chǔ)上探尋促進(jìn)兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展的對策。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

1.模型構(gòu)建

按照經(jīng)濟(jì)學(xué)原理以及農(nóng)業(yè)發(fā)展的基本規(guī)律，結(jié)合已有研究成果，筆者分析認(rèn)為：1)農(nóng)村人口(P)對于兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展有很強(qiáng)的正向影響關(guān)系。從農(nóng)業(yè)中間消耗和農(nóng)業(yè)污染總量來看，農(nóng)村人口越多，農(nóng)業(yè)中間投入和農(nóng)業(yè)污染總量就越大。2)農(nóng)村富裕程度(A)對兩型農(nóng)業(yè)的影響復(fù)雜。作為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的“顯示屏”，人均農(nóng)業(yè)GDP的增長勢必帶來農(nóng)業(yè)中間投入的增加。而對農(nóng)業(yè)污染總量表現(xiàn)出不確定性和雙向性。[6]如果人均農(nóng)業(yè)GDP增長，農(nóng)民更有采用節(jié)約型、環(huán)保型技術(shù)的經(jīng)濟(jì)條件；但由于投入增加會(huì)使得污染也可能會(huì)相應(yīng)地增加。3)農(nóng)村能源強(qiáng)度(T)具有正向影響。農(nóng)村能源強(qiáng)度越高說明能源消耗大，這對農(nóng)業(yè)的中間投入和污染總量都有正向影響。4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(S)。農(nóng)業(yè)在整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)中所占的比重越大，說明區(qū)域的農(nóng)業(yè)特征越明顯，農(nóng)業(yè)的中間投入和污染也會(huì)增大，也表現(xiàn)為正向關(guān)系。5)農(nóng)村工業(yè)化水平(G)。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展對農(nóng)業(yè)的中間投入影響相對較小，但是工業(yè)污染對農(nóng)村環(huán)境影響較大。6)農(nóng)業(yè)科技(K)。隨著農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步，資源節(jié)約型技術(shù)和資源綜合利用水平得到有效提高，能夠減少農(nóng)業(yè)的中間投入。同時(shí)，環(huán)境友好型技術(shù)的采用也將有利于減少環(huán)境污染。7)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易(J or E)。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口存在兩個(gè)出路，一是進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品直接進(jìn)入消費(fèi)領(lǐng)域；二是進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品作為投入品進(jìn)入生產(chǎn)環(huán)節(jié)。進(jìn)入生產(chǎn)環(huán)節(jié)的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口將會(huì)減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)中間消耗。而出口農(nóng)產(chǎn)品意味著國內(nèi)農(nóng)業(yè)會(huì)消耗資源來滿足國際市場需求，自然加重我國農(nóng)業(yè)污染。據(jù)此，本文歸納得出兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展及其與各要素間影響的基本規(guī)律(表1)。

表1 關(guān)于驅(qū)動(dòng)因素的基本規(guī)律

Enrlich與Holden于1971提出IPAT恒等式，即 I=P×A×T方程，認(rèn)為環(huán)境壓力(I)由人口數(shù)量(P)、富裕度(A)、技術(shù)(T)這三個(gè)因素驅(qū)動(dòng)，并且各因素的波動(dòng)同比例傳遞給環(huán)境壓力。因?yàn)榭疾斓淖兞繑?shù)目有限，所能得到的研究結(jié)果基本限于環(huán)境壓力與能源、經(jīng)濟(jì)及人口在宏觀上的量化關(guān)系，且僅能得到自變量對因變量的等比例影響，成為模型最大的局限。[7]為了克服上述缺陷，Dietz 和 Rose 將IPAT 模型表示成隨機(jī)形式——STIRPAT 模型，具體模型如下：[8,9]

其中，I為環(huán)境壓力，α1、α2、α3分別表示環(huán)境壓力(I)對人口(P)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(A)、技術(shù)水平(T)的彈性系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)“兩型農(nóng)業(yè)”發(fā)展的主要驅(qū)動(dòng)因素，本文引入農(nóng)村人口、人均農(nóng)業(yè) GDP、農(nóng)村能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村工業(yè)化水平、農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易等變量，對STIRPAT模型進(jìn)行擴(kuò)展，擴(kuò)展模型為：[10]

公式(2)中的tI表示農(nóng)業(yè)的中間投入量(I1)和農(nóng)業(yè)污染總量(I2)；P為農(nóng)村人口數(shù)量；A為農(nóng)村人均農(nóng)業(yè)GDP；T為農(nóng)村能源強(qiáng)度；S代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；G代表農(nóng)村工業(yè)化水平；K代表農(nóng)業(yè)科技；J為農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口總額；E為農(nóng)產(chǎn)品出口總額；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。其中 α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7、α8分別表示農(nóng)業(yè)污染總量和農(nóng)業(yè)中間投入關(guān)于農(nóng)村人口、人均農(nóng)業(yè)GDP、農(nóng)村能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村工業(yè)化水平、農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額和農(nóng)產(chǎn)品出口額的彈性系數(shù)。引入了相關(guān)變量擴(kuò)展后的模型，使“兩型農(nóng)業(yè)”發(fā)展的驅(qū)動(dòng)因素能夠得到全面反映,模型更加符合實(shí)際情況。

為了減弱各變量指標(biāo)數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象，本文對(2)式兩邊取自然對數(shù)，將模型轉(zhuǎn)化為線性回歸模型：

得到的(3)式為中間消耗的STIRPAT模型，(4)式為農(nóng)業(yè)污染的STIRPAT模型。由于解釋變量或驅(qū)動(dòng)因素所用的單位不同，在做多元回歸方程分析時(shí)，為了消除量綱和數(shù)量級(jí)的差異帶來的影響，樣本數(shù)據(jù)(對數(shù)形式)需要進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。[11]本文采用樣本數(shù)據(jù)減去各自均值再除以標(biāo)準(zhǔn)差的方法得到標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)，最后用計(jì)量的方法估計(jì)未知參數(shù)，求得標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)。

2.數(shù)據(jù)來源

本文根據(jù)1991—2010年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》得到農(nóng)業(yè)的中間消耗量I1(單位為億元)作為資源節(jié)約的數(shù)據(jù)；農(nóng)業(yè)污染總量I2是根據(jù)歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)年鑒》得到人、畜牧、家禽、化肥、農(nóng)藥、水產(chǎn)養(yǎng)殖等數(shù)據(jù)，再利用國家環(huán)保部發(fā)布的污染系數(shù)，計(jì)算出歷年的農(nóng)業(yè)污染總量作為環(huán)境友好的數(shù)據(jù)；[12]為了消除物價(jià)水平對人均農(nóng)業(yè)GDP的影響，本文以1990年為基期，用GDP縮減指數(shù)計(jì)算出人均農(nóng)業(yè)實(shí)際GDP(A,元)；農(nóng)村能源強(qiáng)度(T)指標(biāo)采用農(nóng)村用能總量除以農(nóng)業(yè)GDP表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(S)采用農(nóng)業(yè)GDP占GDP的比重表示；農(nóng)村工業(yè)化水平(G)采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值占 GDP的比重；農(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率是借鑒潘鴻(2008)在《中國農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步與農(nóng)業(yè)發(fā)展》中的計(jì)算方法得出的；[13]農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額是根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)司COMTRADE數(shù)據(jù)庫中整理計(jì)算的結(jié)果。

三、兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展驅(qū)動(dòng)因素實(shí)證分析

1.資源節(jié)約和環(huán)境友好驅(qū)動(dòng)因素計(jì)量模型分析

因?yàn)楸疚牟捎玫臄?shù)據(jù)均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以在進(jìn)行相關(guān)的計(jì)量分析之前，需要對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。以下筆者分別對lnI1、lnI2、ln P、ln A、ln T、ln S、ln G、ln K、ln J、ln E進(jìn)行單位根 ADF檢驗(yàn)(表 2)。

表2 各變量平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表

由表2的分析可知，lnI1、lnI2、ln T、ln J、ln E序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列，ln P、ln A、ln S、ln G、ln K序列本身是平穩(wěn)的。ΔlnI1、Δln P、Δln A是非平穩(wěn)的，但是所有變量序列的二階差分在 5%的顯著性水平下均為平穩(wěn)的時(shí)間序列，故可以使用最小二乘法(OLS)估計(jì)而不會(huì)出現(xiàn)偽回歸。本文中筆者利用 Eviews6.0軟件對方程(3)、(4)進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表3和表4：

表3 農(nóng)業(yè)中間消耗量(對數(shù)形式ln I1)關(guān)于各驅(qū)動(dòng)因素的回歸模型

表4 農(nóng)業(yè)污染總量(對數(shù)形式ln I2)關(guān)于各驅(qū)動(dòng)因素的回歸模型

由表3可知，ln P、ln T、ln S對ln I1有顯著影響，從模型1—4可知，模型2的回歸結(jié)果最優(yōu)，各回歸系數(shù)在 10%的水平上顯著，且擬合效果最佳，模型不存在異方差和自相關(guān)，解釋變量間不存在多重共線性。由表4可知，ln P、ln T、ln S、ln E對ln I2影響顯著，綜合各種因素筆者認(rèn)為模型7為最優(yōu)模型。

由模型2的回歸結(jié)果可知，農(nóng)村人口、農(nóng)村能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村工業(yè)化水平、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額對農(nóng)業(yè)中間消耗量有顯著正向影響，回歸系數(shù)從大到小排列依次為1.8524、0.6777、0.4944、0.1902和0.1800，即農(nóng)村能源強(qiáng)度、農(nóng)村人口、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村工業(yè)化水平、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額每提高 1%，中間消耗量依次增加1.8524%、0.6777%、0.4944%、0.1902%和0.1800%。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口與農(nóng)業(yè)中間消耗成正比，這主要是因?yàn)槲覈F(xiàn)階段從國外進(jìn)口的農(nóng)產(chǎn)品如大豆和棉花，大部分沒有直接進(jìn)入消費(fèi)領(lǐng)域，而是作為投入品(在整個(gè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條中作為原材料)進(jìn)入生產(chǎn)環(huán)節(jié)，所以農(nóng)業(yè)中間消耗遞增。同時(shí)隨著農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步，我國農(nóng)業(yè)逐步由資源密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，資源節(jié)約技術(shù)得到推廣和應(yīng)用，降低了農(nóng)業(yè)中間消耗，所以我國農(nóng)業(yè)中間消耗與農(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率成反向關(guān)系。

由模型 7的回歸結(jié)果可知，農(nóng)村人口、農(nóng)村能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率對污染總量有顯著正向影響?；貧w系數(shù)從大到小排列依次為2.8133、1.4357、1.2083、0.5166，即農(nóng)村能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村人口、農(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率每提高1%，污染總量依次增加2.8133%、1.4357%、1.2083%、0.5166%。農(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率與農(nóng)業(yè)污染成正比，這表明我國目前的農(nóng)業(yè)科技單純追求產(chǎn)量增長而過度消耗資源，沒有注重農(nóng)業(yè)增長與環(huán)境保護(hù)平衡，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)污染加大。農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)村污染成反向關(guān)系反映了出口農(nóng)產(chǎn)品需要應(yīng)對國際貿(mào)易中嚴(yán)格的技術(shù)壁壘，需要與國際標(biāo)準(zhǔn)接軌，不斷提高技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，才能具有競爭力。與國內(nèi)消費(fèi)的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)生的污染相比，出口農(nóng)產(chǎn)品按照國際標(biāo)準(zhǔn)實(shí)行清潔生產(chǎn)，對農(nóng)業(yè)環(huán)境的影響相對較小。

2.各驅(qū)動(dòng)因素對資源節(jié)約和環(huán)境友好的影響份額分析

表5 各驅(qū)動(dòng)因素對農(nóng)業(yè)中間消耗增長率變動(dòng)和環(huán)境污染量增長率變動(dòng)的影響分析

由表5的計(jì)算結(jié)果可知：1)各驅(qū)動(dòng)因素對農(nóng)業(yè)中間消耗增速的最大影響份額和對污染總量增速的最大影響份額都相對集中。1995年以后，農(nóng)業(yè)中間消耗增速主要是由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響，因?yàn)槲覈r(nóng)業(yè)GDP的增長由1995年的20340.9億元增加到2009年的60361.01億元。污染總量增速主要是農(nóng)村能源強(qiáng)度影響。我國農(nóng)村用能總量由1995年的66505萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2009年的104021萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。2)從1991—2009年來看，農(nóng)村人口、農(nóng)村能源強(qiáng)度以及農(nóng)村工業(yè)化水平對農(nóng)業(yè)中間消耗的影響份額不突出，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)科技和農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口對其增長率影響較大。3)1991—2009年，農(nóng)村人口對污染增長率變動(dòng)影響比較穩(wěn)定，一直處于隱性狀態(tài)。因?yàn)樵跉w一化中人口所占的比重較小，同時(shí)農(nóng)村人口增長率也很低，最終導(dǎo)致了農(nóng)村人口因素對污染增長率變動(dòng)不明顯。

四、結(jié)論與政策建議

1.結(jié)論

(1)影響兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要因素是能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)村人口。這三者是影響資源和環(huán)境的共同正向因素。而且這三個(gè)驅(qū)動(dòng)因素對資源節(jié)約的回歸系數(shù)之和為3.024431，占整個(gè)回歸系數(shù)的90%以上。另外這三個(gè)驅(qū)動(dòng)因素對污染總量的彈性系數(shù)均大于 1，對農(nóng)業(yè)污染的正向影響很大。在樣本數(shù)據(jù)區(qū)間，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對資源節(jié)約增速有 10年處于最大影響份額，農(nóng)村能源強(qiáng)度對環(huán)境污染增速有 12年處于最大影響份額。因此，應(yīng)推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和降低農(nóng)村能源強(qiáng)度，以加快兩型農(nóng)業(yè)發(fā)展。

(2)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口不利于資源的節(jié)約。與一般認(rèn)識(shí)相悖，農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口和資源消耗成正向關(guān)系而非假設(shè)中的負(fù)向關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品出口和環(huán)境友好成正向關(guān)系。究其原因在于從國外進(jìn)口的農(nóng)產(chǎn)品主要不是直接作為食物供人們消費(fèi)，而大部分是用來作為中間投入品，所以農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口意味著農(nóng)業(yè)中間投入增加。傳統(tǒng)觀念認(rèn)為，我國出口農(nóng)產(chǎn)品的增長，很大程度上是對其他國家或地區(qū)資源消耗的一種替代，是導(dǎo)致我國農(nóng)業(yè)污染加劇的主要原因。但分析表明，按照出口農(nóng)產(chǎn)品的標(biāo)準(zhǔn)來進(jìn)行國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，對環(huán)境友好和資源節(jié)約是有利的。

(3)農(nóng)業(yè)科技對兩型農(nóng)業(yè)建設(shè)具有兩面性。農(nóng)業(yè)科技與資源節(jié)約成正比，而與環(huán)境友好成反比。隨著我國科技成果在農(nóng)業(yè)上的廣泛運(yùn)用，科技對于提高資源利用效率有很強(qiáng)的驅(qū)動(dòng)作用，但當(dāng)今農(nóng)業(yè)很大程度上還是石油農(nóng)業(yè)，農(nóng)業(yè)科技支撐清潔生產(chǎn)收效甚微，所以形成了農(nóng)業(yè)科技加劇農(nóng)業(yè)污染的局面。[16]

2.政策建議

基于以上研究結(jié)論，結(jié)合我國的實(shí)際情況，筆者認(rèn)為，發(fā)展兩型農(nóng)業(yè)應(yīng)從以下方面采取措施：一是優(yōu)化農(nóng)村用能結(jié)構(gòu)，降低單位 GDP能耗。一方面政府應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)村公共服務(wù)建設(shè)，加強(qiáng)沼氣、太陽能等農(nóng)村清潔能源建設(shè)；另一方面政府應(yīng)通過政策激勵(lì)，利用財(cái)政和金融手段幫助農(nóng)戶改變用能結(jié)構(gòu)，發(fā)展綠色能源，降低農(nóng)村污染。二是加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。大力發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)，淘汰落后的兩高(高污染、高消耗)農(nóng)業(yè)。三是構(gòu)建兩型農(nóng)業(yè)科技支撐體系。重點(diǎn)攻關(guān)高效、高產(chǎn)和可持續(xù)集約化農(nóng)業(yè)技術(shù)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的要素集約，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系，增強(qiáng)節(jié)約型和環(huán)保型技術(shù)推廣和轉(zhuǎn)化能力。[17]四是加快新型工業(yè)化和新型農(nóng)業(yè)化相結(jié)合步伐，推進(jìn)農(nóng)村工業(yè)化水平；五是調(diào)整農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)，促進(jìn)兩型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。建立或者引進(jìn)兩型農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)體系，引導(dǎo)進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品直接進(jìn)入消費(fèi)領(lǐng)域，調(diào)整出口農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，在農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易中發(fā)揮農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢，推進(jìn)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)發(fā)展。

[1]陳 潔，于 琳，李春意.資源型城市轉(zhuǎn)型過程中循環(huán)農(nóng)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)因子研究[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與科技，2008(12)：39-41.

[2]王 強(qiáng)，黃 鵠.北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)影響現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)因子分析[J].大眾科技，2009(2)：138-141.

[3]孫敬水.李志堅(jiān)，陳稚蕊，等.低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)因素研究——以浙江省為例[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2011(2)：48-55.

[4]李春華，李 寧，石 岳，等.基于STIRPAT模型的長沙市耕地面積變化的驅(qū)動(dòng)因素分析[J].中國農(nóng)學(xué)通報(bào)，2010(5)：258-263.

[5]中國人民銀行哈爾濱中心支行青年課題組.基于LMDI分解模型的碳排放增長驅(qū)動(dòng)因素研究——以黑龍江省為例[J].黑龍江金融，2010(10)：26-29.

[6]王雅鵬.現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：農(nóng)業(yè)出版社，2010.

[7]Ehrlich P R，Ehrlich A H.Population，resources，environment：issues in human ecology[M].San Francisco：Freeman，1970：89-157.

[8]Dietz T，Rosa E A.Rethinking the environmental impacts of population，affluence，and technology[J].Human EcologyReview，1994(1)：277-300.

[9]Kaya Yoichi.Impact of Carbon Dioxide Emission on GNP Growth：Interpretation of Proposed Scenarios[Z].Paris：Presentation to the Energy and Industry Subgroup，Response Strategies Working Group，IPCC，1989.

[10]羅伯特 S.平狄克，丹尼爾 L.魯賓費(fèi)爾德.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型與經(jīng)濟(jì)預(yù)測：第4版[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，1999.

[11]徐國泉，劉則淵，姜照華.中國碳排放的因素分解模型和實(shí)證分析：1995—2004[J].中國人口·資源與環(huán)境，2006，16(6)：158-161.

[12]葉 飛.江蘇省水環(huán)境農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源污染綜合評價(jià)與控制對策研究[D].南京：南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，2005.

[13]潘 鴻.中國農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步與農(nóng)業(yè)發(fā)展[D].長春：吉林大學(xué)，2008.

[14]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.

[15]陳 蘭.湖北省二氧化碳排放的驅(qū)動(dòng)因素研究[D].武漢：華中科技大學(xué)，2010.

[16]胡雪萍，李丹青.中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長因素的實(shí)證分析——基于1978—2009的時(shí)間序列數(shù)據(jù)[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011(2)：17-22.

[17]王 鋒.吳麗華，楊 超.中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中碳排放增長的驅(qū)動(dòng)因素研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010(2)：123-136.

Driving forces of development of“two-oriented agriculture”:Based on STIRPAT model

LI Fei,KUANG Yuan-pei
(College of Economics,Hunan Agricultural University,Changsha 410128,China)

The paper constructed the STIRPAT stochastic models.Using statistics data of 1991 to 2009,this paper empirically analyzed the driving forces of the development of two-oriented agriculture and the growth rate.The results showed that: the rural wealth level has no obvious effect on two-oriented agriculture,while factors such as rural population,rural energy intensity,rural industrial structure,rural industrialization level,agricultural trade have negative impact on resources conservation,and agricultural science and technology have positive impacts on resources conservation.Rural population,rural energy intensity,industrial structure of agriculture and agricultural science and technology have negative impacts on environment,agricultural exports have a positive impact on the environment.Agricultural structure is the most important factor affecting the range of resource-saving change,and rural energy intensity is also the most important factor affecting the range of environmental change.Therefore,we need to optimize the industrial structure in rural areas,rural industrial structure,agricultural trade structure and energy structure,and need to build two-oriented agricultural technology supporting system to advance the development of two-oriented agriculture.

two-oriented agriculture; STIRPAT models; driving forces

F323.2

A

1009-2013(2011)06-0010-07

2011－10－25

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(09CJY055)；湖南省教育廳課題(09B050)；湖南省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(2010JD21)；湖南省學(xué)科帶頭人培養(yǎng)計(jì)劃資助項(xiàng)目；湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)東方科技學(xué)院教改課題（DB2009002）

李 飛(1989—)，男，湖南益陽人，碩士研究生。研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。

李東輝