□張樂柱 吳穎懿

一、問題的提出

改革開放30 多年來，廣東省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得舉世矚目的成就，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值由1978年的85.94 億元增至2010年的3754.86 億元，年平均增長(zhǎng)率為12.96%。但與此同時(shí)，隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，廣東省的農(nóng)業(yè)資源、環(huán)境問題日益突出，可持續(xù)發(fā)展面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。2010年廣東省農(nóng)用化肥折純使用量為237.29 萬噸，平均每公頃耕地用量為824.35kg，遠(yuǎn)超國(guó)際公認(rèn)的水體免受污染所允許使用的化肥使用量臨界值225kg/hm2。農(nóng)藥平均使用量為36.27kg/hm2，比全國(guó)平均水平14.44kg/hm2高出2 倍多。據(jù)測(cè)算，廣東省農(nóng)用塑料薄膜使用量已達(dá)42116 噸，是1991年的1 倍多。農(nóng)用化肥和農(nóng)藥的過量使用在帶來巨大經(jīng)濟(jì)效益的同時(shí)也造成了嚴(yán)重的土壤污染。同時(shí)說明廣東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)化學(xué)品存在較強(qiáng)的依賴性。而廣東集約化畜禽養(yǎng)殖場(chǎng)的迅速發(fā)展，也給農(nóng)業(yè)環(huán)境帶來水質(zhì)、土壤和場(chǎng)區(qū)附近空氣污染。導(dǎo)致環(huán)境壓力越來越大，可持續(xù)性堪憂。

從農(nóng)村環(huán)境保護(hù)的理論研究方面看，當(dāng)前對(duì)農(nóng)村環(huán)境污染的治理研究主要集中于技術(shù)層面上，從經(jīng)濟(jì)、社會(huì)制度與環(huán)境關(guān)系的角度去分析農(nóng)村環(huán)境污染的成因與政策定位的相對(duì)甚少。但筆者認(rèn)為，當(dāng)前農(nóng)村環(huán)境污染的種種問題，其蘊(yùn)含的制度、社會(huì)因素多有技術(shù)上的因素。因此，本文從農(nóng)村污染與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)發(fā)展關(guān)系角度進(jìn)行研究，對(duì)于挖掘影響廣東省農(nóng)村環(huán)境污染的制度、社會(huì)因素，對(duì)制度的制定者——政府的角色定位與職能轉(zhuǎn)換提出更具針對(duì)性的政策建議，具有理論和現(xiàn)實(shí)的意義。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系的理論研究文獻(xiàn)，根據(jù)其各自模型特點(diǎn)可分為四類:(1)包含環(huán)境因素的新古典增長(zhǎng)模型，這類模型主要是建在Ramsey -Cass -Koopmans 模型的基礎(chǔ)上，其中以Keeler et al(1971)、Dasgupta and Heal(1974，1979)、Tahvonen and Kuuluvainen(1994)、Selden and Song(1995)等的研究為典型。(2)環(huán)境作為生產(chǎn)要素的新古典增長(zhǎng)模型，其典型研究有Lopez(1994)和Chichilinsky(1994)等。(3)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境惡化的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，內(nèi)生增長(zhǎng)理論以Rome(1986，1990)，Barro(1990)、Lucas(1988)為代表，但他們并沒有考慮到資源環(huán)境這一因素。因此隨后的Bovenberg and Smulders(1995，1996)對(duì)Rome模型進(jìn)行了修正，把環(huán)境作為生產(chǎn)的一個(gè)要素。Ligthhard and van der Ploeg(1994)、Gradus and Smulders(1993)、Stokey(1998)通過擴(kuò)展Barro的簡(jiǎn)單AK 模型來研究環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)問題。(4)其他關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境關(guān)系的宏觀理論模型，如John and Pecchenino(1994)的跨期交疊模型、Copeland and Taylor(1994)的兩區(qū)域多商品一般均衡模型。

在實(shí)證研究方面，較早的是Grossman and Krueger(1991，1995)，其利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)環(huán)境變量與經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系。在分析北美自由貿(mào)易協(xié)議的環(huán)境效應(yīng)時(shí)，首次利用實(shí)證方法證實(shí)了環(huán)境庫(kù)茲涅茨倒U 型曲線的存在。此后關(guān)于環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究大多都是基于EKC 假設(shè)展開，研究主要試圖解決兩個(gè)問題:一是收入和環(huán)境污染之間是否存在倒U 型關(guān)系，即EKC 曲線是否真的存在(Bandyo padhyay and Shafik，1992;Selden，1994);二是即使倒U 型關(guān)系存在，在哪個(gè)范圍的收入水平下環(huán)境污染開始得到改善，即EKC 曲線的拐點(diǎn)也不相同(Dasgupta，2002)。

國(guó)內(nèi)關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境污染關(guān)系的實(shí)證研究分為兩個(gè)方向:其一，證明了倒U 型EKC曲線的存在，如劉揚(yáng)(2009)對(duì)31個(gè)省市1949-2007年間的化肥、人口與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行非線性回歸，認(rèn)為就中國(guó)整體而言EKC 曲線存在，但在形狀上分別表現(xiàn)為倒U 型、N 型和上升型。李海鵬(2009)選取各省化肥投入密度、農(nóng)藥投入密度、畜禽糞尿排泄物密度作為度量農(nóng)業(yè)面源污染排放量的指標(biāo)，認(rèn)為我國(guó)農(nóng)業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系總體上具有顯著的倒U 型。張鋒等(2010)運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法考察了1990 -2007年江蘇省農(nóng)業(yè)面源污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是影響江蘇省農(nóng)業(yè)面源污染的重要原因，農(nóng)業(yè)面源污染的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線規(guī)律在一定程度上得到驗(yàn)證。賈衛(wèi)國(guó)(2010)基于EKC 假說，認(rèn)為江蘇省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與化肥施用量、農(nóng)用塑料薄膜之間呈倒U 型曲線關(guān)系，且目前分別處于倒U 型曲線的右邊和左邊。其二，認(rèn)為部分污染物與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在顯著的EKC 曲線關(guān)系，如賈衛(wèi)國(guó)(2010)認(rèn)為農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)藥使用量之間的倒U 型關(guān)系不明顯。曹大宇(2011)建立一個(gè)包括污染和產(chǎn)出的聯(lián)立方程，并利用1995 -2005年的省際面板數(shù)據(jù)分析認(rèn)為化肥投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在EKC 關(guān)系。

綜上，關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系問題，諸多學(xué)者進(jìn)行了一定研究，主要集中于證明EKC 曲線關(guān)系存在與否，但事實(shí)上農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量變化之間存在雙向作用，而環(huán)境污染與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的這一雙向影響機(jī)制往往被忽略。而且，由于EKC 的提出并沒有理論基礎(chǔ)，因此本文嘗試運(yùn)用廣東省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系的有關(guān)數(shù)據(jù)，建立脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量變化之間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)，并估算環(huán)境政策干預(yù)力度加強(qiáng)所帶來的時(shí)滯效應(yīng)長(zhǎng)度，以便制定更具針對(duì)性的政策建議。

三、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的實(shí)證分析

(一)指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

為了分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系，本文選取人均農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值(即農(nóng)林牧漁產(chǎn)值/農(nóng)村人口)來度量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量。雖然技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整等經(jīng)濟(jì)因素都可能會(huì)對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生影響，但考慮到此類指標(biāo)均是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生因素，可以認(rèn)為在人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值這一指標(biāo)中已體現(xiàn)，不再選取此類指標(biāo)。農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的研究大都選用農(nóng)用化肥或農(nóng)藥的使用量作為環(huán)境表征變量，同時(shí)農(nóng)用塑料薄膜的塑料殘留物對(duì)環(huán)境產(chǎn)生的污染也不容忽視。因此，本文的環(huán)境污染指標(biāo)選取農(nóng)用化肥使用量的折純量、農(nóng)藥使用量、農(nóng)用塑料薄膜使用量、生豬年末存欄數(shù)和農(nóng)村人口共五類指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于1986 -2011年《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》和1993 -2011年《廣東農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，農(nóng)用塑料薄膜使用量的數(shù)據(jù)范圍為1991 -2010年，其余四個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)范圍為1985 -2010年?？紤]到對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化后容易得到平穩(wěn)序列，且不改變時(shí)間序列原有特征，因此，本文均采用各變量的對(duì)數(shù)值。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量和各農(nóng)業(yè)污染變量的單位及表示符號(hào)為:LnY 表示人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值的對(duì)數(shù)，單位為元/人;LnX1表示農(nóng)用化肥施用量的對(duì)數(shù)，單位為萬噸;LnX2表示農(nóng)藥使用量的對(duì)數(shù)，單位為萬噸;LnX3表示農(nóng)用塑料薄膜使用量的對(duì)數(shù)，單位為噸;LnX4表示生豬年末存欄數(shù)的對(duì)數(shù)，單位為萬頭;LnX5表示農(nóng)村人口的對(duì)數(shù)，單位為萬人。

(二)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的要求，在進(jìn)行數(shù)據(jù)協(xié)整分析之前需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以保證時(shí)間序列的平穩(wěn)性。本文采用最常用的ADF 檢驗(yàn)，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)lnY、LnX1、LnX2、LnX3、LnX4和LnX5進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1 結(jié)果可以看出，取對(duì)數(shù)后的人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值、農(nóng)用化肥使用量的折純量、農(nóng)藥使用量、農(nóng)用塑料薄膜使用量、生豬年末存欄數(shù)和農(nóng)村人口在水平情況下都是非平穩(wěn)序列，但其一階差分變量的ADF 統(tǒng)計(jì)量小于5%的臨界值，也就是說農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量和各農(nóng)業(yè)環(huán)境污染變量都是一階差分平穩(wěn)數(shù)據(jù)，因此，可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)來分析其長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(三)數(shù)據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)那些本身非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，如果他們的某種線性組合是平穩(wěn)的，則這種線性組合反映了變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。為了探索五者之間的長(zhǎng)期關(guān)系，本文采用了多變量的Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

由表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果我們可以得到以下結(jié)論:

首先，在本文所選取的五類農(nóng)村污染變量中，除了LnX3和LnX5與LnY 之間存在穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系外，其余三類變量與LnY 不存在協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)論與前文的分析結(jié)果基本一致，在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不可避免地伴隨著環(huán)境污染問題，但環(huán)境質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系是復(fù)雜的，其還會(huì)受到經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、技術(shù)和制度創(chuàng)新、環(huán)境政策等多方面因素影響。

進(jìn)一步分析協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，還可以發(fā)現(xiàn)LnX3與LnY 之間存在正的協(xié)整關(guān)系，而LnX5與LnY 之間存在負(fù)的協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義表明，伴隨著廣東省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和人均收入水平的提高，農(nóng)用塑料薄膜的使用量將會(huì)增加;而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、人均收入水平的提高則會(huì)降低農(nóng)村人口的增長(zhǎng)速度。

表2 各類環(huán)境污染變量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(四)基于VAR 模型的動(dòng)態(tài)分析

本部分主要是基于VAR 模型來考察各環(huán)境污染變量與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化之間的動(dòng)態(tài)影響，其沖擊響應(yīng)期設(shè)定為10 期。運(yùn)用Choleski方法來分別考察五類環(huán)境污染指標(biāo)與人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值之間的沖擊響應(yīng)，得到分析結(jié)果表3、表4 和圖1、圖2。

表3 農(nóng)用化肥、農(nóng)藥、農(nóng)用塑料薄膜使用量與人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值的沖擊響應(yīng)分析結(jié)果

(1)農(nóng)用化肥使用量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。首先，分析農(nóng)用化肥使用量對(duì)人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值變化的沖擊反應(yīng)。觀察表3 第3 列模擬結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在整個(gè)沖擊響應(yīng)期內(nèi)LnX1對(duì)當(dāng)期LnY一個(gè)單位沖擊的反應(yīng)曲線大致呈現(xiàn)倒U 型:LnX1的1 -10 期的沖擊反應(yīng)均為正，當(dāng)期LnY沖擊對(duì)LnX1的總體影響為正(累計(jì)反映值為0.0170)，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增大了農(nóng)用化肥的使用量。其次，分析LnY 對(duì)LnX1的沖擊反應(yīng)曲線可發(fā)現(xiàn)其大致為倒U 型(第2 列):LnY 的1 -10 期的沖擊反應(yīng)均為正，其累計(jì)反映值為0.0379，這說明控制農(nóng)用化肥的使用量非但不會(huì)減緩農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，反而會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(2)農(nóng)藥使用量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。首先，分析農(nóng)藥使用量增長(zhǎng)率的響應(yīng)，從表3 的第5列結(jié)果可以看出，人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值增長(zhǎng)率的一個(gè)正的沖擊，在第1 期農(nóng)藥使用量增長(zhǎng)率有一個(gè)正的影響且影響最大，爾后開始下降，到第3 期影響變?yōu)樨?fù)值，第4 期影響變?yōu)檎?，第五期達(dá)到第二大值，爾后開始下降。整體呈現(xiàn)U+倒U 型波動(dòng)，累計(jì)反映值為0.0078，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加了農(nóng)藥的使用量。其次，分析人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值增長(zhǎng)率的響應(yīng)(第4 列)，其總體呈現(xiàn)倒U 型，在第3 期影響達(dá)到最大值，其累計(jì)反映值為0.0343，表明利用政策手段降低農(nóng)藥使用量的增長(zhǎng)速度會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生有利影響，但這種影響的持續(xù)期很短。

(3)農(nóng)用塑料薄膜使用量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。首先分析農(nóng)用塑料薄膜對(duì)人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值變化的沖擊反應(yīng)。從表3 的第7 列結(jié)果可以看出，就LnX3對(duì)LnY 一個(gè)單位沖擊的響應(yīng)是正的線性關(guān)系，其累計(jì)響應(yīng)值為0.0310，這表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加了農(nóng)用塑料薄膜的使用量。其次，分析人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值增長(zhǎng)率的響應(yīng)(表3 第6 列)，其總體呈現(xiàn)倒U 型的沖擊反應(yīng)曲線，累計(jì)沖擊反應(yīng)為0.0538，表明控制農(nóng)用塑料薄膜的使用量可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(4)年末生豬存欄數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。首先分析生豬年末存欄數(shù)對(duì)人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值變動(dòng)的沖擊響應(yīng)。從表4 的第3 列結(jié)果可以看出，LnY 的正沖擊在第1 期對(duì)LnX4有正的影響，這一影響逐漸減弱，到第3 期變?yōu)樨?fù)值，第4 期達(dá)到最大負(fù)影響，第5 期滯后影響又變?yōu)檎?，隨后逐漸趨于零，其累計(jì)沖擊反應(yīng)值為0.0050，這說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加了生豬的年末存欄數(shù)。其次，分析人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值增長(zhǎng)率的響應(yīng)(表4 第2 列)，觀察LnY 對(duì)LnX4的沖擊反應(yīng)曲線發(fā)現(xiàn)，其軌跡大致是一條倒U 型曲線，其累計(jì)反應(yīng)值為0.0554，這表明控制生豬年末存欄數(shù)的增長(zhǎng)率可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

表4 農(nóng)用塑料薄膜使用量、生豬年末存欄數(shù)與人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值沖擊響應(yīng)分析結(jié)果

(5)農(nóng)村人口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從表4 第4 列的結(jié)果可以看出，農(nóng)村人口對(duì)人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值變化的沖擊反應(yīng)曲線大致為U 型，計(jì)算其累計(jì)沖擊響應(yīng)值為-0.0241，這表明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)降低了農(nóng)村人口的增長(zhǎng)速度。其次，由表4第5 列結(jié)果可知，農(nóng)村人口增長(zhǎng)率的降低會(huì)對(duì)人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值產(chǎn)生負(fù)面影響。

綜合上述五類環(huán)境污染指標(biāo)與人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值之間的沖擊反應(yīng)模擬結(jié)果，可以得到以下主要結(jié)論:

首先，從模擬結(jié)果可以看到，選取的環(huán)境污染指標(biāo)對(duì)人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值增長(zhǎng)率的沖擊多數(shù)呈現(xiàn)波動(dòng)反應(yīng)，只有農(nóng)村人口增長(zhǎng)率的累計(jì)反應(yīng)值為負(fù)。從總體上看，人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值的正向沖擊會(huì)導(dǎo)致農(nóng)用化肥量、農(nóng)藥、農(nóng)用塑料薄膜的使用量和年末存欄生豬的污染排放量增加，進(jìn)而加劇環(huán)境質(zhì)量的惡化。而人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值的正向沖擊會(huì)降低農(nóng)村人口的增長(zhǎng)率，這一結(jié)果與上文結(jié)論相符，且符合我國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況(圖1)。

圖1 各類污染指標(biāo)對(duì)人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值的沖擊反應(yīng)軌跡

其次，對(duì)農(nóng)用化肥、農(nóng)藥、農(nóng)用塑料薄膜的使用量和生豬年末存欄數(shù)的控制非但沒有減緩經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，反而會(huì)加速人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值的增長(zhǎng)，這一效果通常在3 -4年之內(nèi)就會(huì)顯現(xiàn)出來，隨后這一環(huán)境利潤(rùn)會(huì)很快減弱，因此，采取環(huán)境政策對(duì)經(jīng)濟(jì)不利一說得不到理論支持。但農(nóng)村人口不同，由于農(nóng)村人口是開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的基礎(chǔ)，對(duì)農(nóng)村人口強(qiáng)制性政策的實(shí)施應(yīng)更為謹(jǐn)慎，要切實(shí)考慮其對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響(圖2)。

圖2 人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值對(duì)各類污染排放指標(biāo)的沖擊反應(yīng)軌跡

四、主要結(jié)論和政策啟示

隨著廣東農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，長(zhǎng)期以來“高投入、高消耗、高污染”的粗放型發(fā)展方式導(dǎo)致了廣東資源和生態(tài)環(huán)境付出高昂的代價(jià)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境壓力越來越大。本文針對(duì)1985 -2010年的環(huán)境質(zhì)量變化及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR 模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)兩者關(guān)系，其結(jié)果顯示:廣東省農(nóng)業(yè)仍以勞動(dòng)密集型為主，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所帶來的環(huán)境污染物仍然是生產(chǎn)和消費(fèi)活動(dòng)不可避免的副產(chǎn)出。但環(huán)境質(zhì)量變化、污染排放對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在反作用，即對(duì)環(huán)境污染進(jìn)行控制反而會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此外，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)不同環(huán)境問題會(huì)產(chǎn)生不同的響應(yīng)，根據(jù)VAR 模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)用化肥、農(nóng)藥、農(nóng)用塑料薄膜的使用量和生豬年末存欄數(shù)的沖擊反應(yīng)時(shí)滯為3 -4年。

由此，短期內(nèi)，政府應(yīng)加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)的干預(yù)力度，嚴(yán)格控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來的污染排放，且環(huán)境政策應(yīng)以3 -4年為一個(gè)周期及時(shí)做出調(diào)整，否則，不僅將增加環(huán)境壓力，且不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí)應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)民的培訓(xùn)力度，培養(yǎng)造就高素質(zhì)的新型農(nóng)民，把人力資源轉(zhuǎn)化成人力資本優(yōu)勢(shì)，形成持續(xù)推動(dòng)農(nóng)業(yè)生態(tài)化建設(shè)的動(dòng)力。當(dāng)然，加強(qiáng)環(huán)境政策的干預(yù)力度屬于短期政策，從長(zhǎng)期來看，樹立科學(xué)發(fā)展觀，轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，以環(huán)境資源的可持續(xù)利用為核心才是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要保證。

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