向 濤，綦 勇

（東北大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110619）

一、引 言

從1950年到2014年的60多年間，世界人口從25億增長到72億，而到2050年將達(dá)到90億左右，快速的人口增長使糧食安全成為全球的巨大挑戰(zhàn)（Godfray等，2010）。在全球人均農(nóng)地資源不斷減少的情況下，增加糧食供應(yīng)則需要農(nóng)業(yè)的深度開發(fā)（World Bank，2008），而在傳統(tǒng)“石油農(nóng)業(yè)”（王征兵和魏正果，1995）的大背景下則意味著使用更多的化肥和農(nóng)藥，從而存在農(nóng)業(yè)面源污染的風(fēng)險(xiǎn)（Konradsen等，2003）。

農(nóng)業(yè)面源污染主要指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中氮素和磷素等營養(yǎng)物質(zhì)、農(nóng)藥及其他有機(jī)或無機(jī)污染物質(zhì)通過農(nóng)田的地表徑流和農(nóng)田滲漏形成的環(huán)境污染，主要包括化肥污染、農(nóng)藥污染和畜禽糞便污染等（李秀芬等，2010）。以化肥為例，2013年我國化肥投入量達(dá)5 912萬噸，平均每公頃化肥投入量達(dá)328.5公斤，遠(yuǎn)高于世界平均水平（120公斤／公頃），是美國的2.6倍與歐盟的2.5倍（農(nóng)業(yè)部，2015）。之所以投入如此多的化肥，原因在于中國長期強(qiáng)調(diào)糧食自給，而在農(nóng)地稟賦有限的情況下，只能以更多的化肥投入來彌補(bǔ)農(nóng)地稟賦的不足。同時(shí)，為了提高糧食產(chǎn)量以保障糧食安全，中國政府制定了有利于糧食生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和限制進(jìn)口等政策，這樣做一方面導(dǎo)致了國內(nèi)要素市場價(jià)格扭曲（葛繼紅和周曙東，2012），另一方面導(dǎo)致了糧食進(jìn)口減少。在這樣的背景下，農(nóng)戶為了提高糧食產(chǎn)量而加大化肥的投入量，使得農(nóng)業(yè)面源污染問題加劇成為必然。過量施肥不僅增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、浪費(fèi)資源，也造成耕地板結(jié)、土壤酸化和水體污染。正因?yàn)檎J(rèn)識到過量施肥的嚴(yán)重負(fù)面影響，農(nóng)業(yè)部提出了《到2020年化肥使用量零增長行動(dòng)方案》（農(nóng)業(yè)部，2015）。

隨著世界人口的不斷增長，糧食安全保障與農(nóng)業(yè)面源污染之間的沖突似乎越來越激烈，而糧食安全狀況與相關(guān)的糧食安全政策對農(nóng)業(yè)面源污染的影響機(jī)制到底如何，則需要實(shí)證研究來提供答案。因此，本文以化肥投入強(qiáng)度代表農(nóng)業(yè)面源污染情況，基于化肥投入強(qiáng)度、農(nóng)地稟賦、農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口等變量的跨國面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型并采用廣義矩估計(jì)（GMM）來對糧食安全與農(nóng)業(yè)面源污染的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。本文的主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)在于：第一，將糧食安全狀況影響農(nóng)業(yè)面源污染的機(jī)制細(xì)化為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。第二，選擇化肥投入強(qiáng)度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，不僅可驗(yàn)證基于其他農(nóng)業(yè)面源污染指標(biāo)（如農(nóng)藥使用強(qiáng)度）的研究的可信度，也可能進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)新的作用機(jī)制。第三，利用面板數(shù)據(jù)的時(shí)序性特點(diǎn)建立了動(dòng)態(tài)面板模型，并運(yùn)用系統(tǒng)廣義距方法進(jìn)行估計(jì)，可以更有效地避免內(nèi)生性問題。

二、文獻(xiàn)評述與理論分析

（一）文獻(xiàn)評述

國內(nèi)外學(xué)者對影響農(nóng)業(yè)面源污染的因素做了許多探索。李海鵬和張俊飚（2009）、張暉和胡浩（2009）分別使用分省面板數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)對農(nóng)業(yè)面源污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線進(jìn)行驗(yàn)證，表明農(nóng)業(yè)面源污染與經(jīng)濟(jì)增長之間存在“倒U形”關(guān)系。饒靜等（2011）指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展中農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)演變、技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)資源需求、環(huán)境質(zhì)量需求、環(huán)境投資、農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式轉(zhuǎn)變和農(nóng)業(yè)面源污染控制政策等是影響農(nóng)業(yè)面源污染的重要原因。華春林等（2013）認(rèn)為農(nóng)業(yè)教育培訓(xùn)一定程度上能夠使農(nóng)戶的化肥投入更加合理，而何浩然等（2006）則認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)與農(nóng)戶化肥的投入水平呈正相關(guān)關(guān)系，因此，農(nóng)業(yè)教育培訓(xùn)項(xiàng)目對農(nóng)業(yè)面源污染的影響還不十分確定。

有的學(xué)者注意到了糧食安全狀況在影響農(nóng)業(yè)面源污染上的基礎(chǔ)性作用。倪國華和鄭風(fēng)田（2012）采用歷史分析法研究了糧食安全與農(nóng)業(yè)面源污染之間的關(guān)系，他們認(rèn)為：中國的糧食安全戰(zhàn)略過度依賴自給，糧食生產(chǎn)中使用了大量的化肥和農(nóng)藥等化學(xué)品，孕育了農(nóng)業(yè)面源污染的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。曾靖等（2010）則分析了為保障糧食安全而增加化肥投入的必要性，同時(shí)也認(rèn)識到化肥過度投入的弊端，因此強(qiáng)調(diào)合理施肥以減少對環(huán)境的負(fù)面影響。Schreinemachers和Tipraqsa（2012）利用農(nóng)藥使用強(qiáng)度跨國面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出每增長1%，農(nóng)藥使用強(qiáng)度會增長1.8%，但增長比率會隨著國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而降低。由于發(fā)達(dá)國家糧食安全狀況優(yōu)于發(fā)展中國家，并且發(fā)達(dá)國家在糧食安全和環(huán)境質(zhì)量的權(quán)衡上更重視環(huán)境質(zhì)量，其農(nóng)藥使用強(qiáng)度會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而逐漸下降；而發(fā)展中國家更注重糧食安全，其農(nóng)藥使用強(qiáng)度會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而逐漸上升（Carvalho，2006）。

糧食安全政策影響農(nóng)業(yè)面源污染的機(jī)制也得到了學(xué)界的關(guān)注。在農(nóng)業(yè)保護(hù)的影響方面，葛繼紅和周曙東（2012）采用分省面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，中國對化肥行業(yè)的價(jià)格管制政策以及國家對農(nóng)民實(shí)施補(bǔ)貼的財(cái)政支農(nóng)政策導(dǎo)致了化肥要素市場扭曲，并對化肥農(nóng)業(yè)面源污染物排放有顯著的激發(fā)作用。在糧食貿(mào)易的影響方面，向濤和綦勇（2014）利用農(nóng)藥使用強(qiáng)度跨國面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，糧食貿(mào)易會減少農(nóng)藥使用強(qiáng)度。上述文獻(xiàn)盡管已經(jīng)注意到相關(guān)政策對農(nóng)業(yè)面源污染的影響，但并沒有深入分析糧食安全狀況通過相關(guān)政策對農(nóng)業(yè)面源污染產(chǎn)生作用的機(jī)制。

（二）理論分析

糧食安全是指任何人在任何時(shí)候既有充足的糧食供應(yīng)，又能夠在物質(zhì)、社會和經(jīng)濟(jì)上獲得為了生存和健康所必需的足夠食物（FAO，1996）。糧食安全的基礎(chǔ)是糧食產(chǎn)量，保障糧食產(chǎn)量則意味著以農(nóng)地、勞動(dòng)、化肥等要素投入來生產(chǎn)。其中，農(nóng)地稟賦是保障糧食安全的根本，是反映糧食安全狀況最核心的指標(biāo)（馬永歡和牛文元，2009）。如圖1所示，理論上，農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的影響既有直接效應(yīng)，也有間接效應(yīng)。在農(nóng)地稟賦程度低的情況下，為了增加糧食產(chǎn)量，就不得不提高化肥等生產(chǎn)要素的投入。這種基于糧食生產(chǎn)函數(shù)和本國農(nóng)地稟賦而形成的對化肥投入強(qiáng)度的直接影響，可定義為直接效應(yīng)。農(nóng)地稟賦程度低導(dǎo)致化肥投入強(qiáng)度高，使得直接效應(yīng)為負(fù)。另外，為了保障糧食供給，還可以采取農(nóng)業(yè)保護(hù)政策或者促進(jìn)糧食進(jìn)口的政策。首先，農(nóng)地稟賦程度高會減少農(nóng)業(yè)保護(hù)水平，而農(nóng)業(yè)保護(hù)會提高化肥投入，因此農(nóng)地稟賦通過農(nóng)業(yè)保護(hù)途徑會減少化肥投入。其次，農(nóng)地稟賦程度高會減少糧食進(jìn)口，而糧食進(jìn)口會減少化肥投入，農(nóng)地稟賦通過糧食進(jìn)口途徑會提高化肥投入。這些糧食安全政策所產(chǎn)生的影響是由糧食安全的資源狀況間接導(dǎo)致的，因此可定義為間接效應(yīng)。農(nóng)地稟賦通過農(nóng)業(yè)保護(hù)途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)為負(fù)，而通過糧食進(jìn)口途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)為正，因此間接效應(yīng)的綜合影響并不確定。

圖1 農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

三、模型設(shè)定與變量解釋

（一）模型設(shè)定

面板數(shù)據(jù)的優(yōu)點(diǎn)是可以對個(gè)體的動(dòng)態(tài)行為進(jìn)行建模，而由于慣性或部分調(diào)整，個(gè)體當(dāng)前行為往往受到過去行為的影響。考慮到當(dāng)期化肥投入強(qiáng)度可能會受前期化肥投入強(qiáng)度的影響，需要在解釋變量中包含被解釋變量的滯后期。因此，本文采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義距估計(jì)方法。同時(shí)，由于誤差項(xiàng)中的固定個(gè)體特征與解釋變量可能相關(guān)，或者滯后的被解釋變量與誤差項(xiàng)可能相關(guān)，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題。在跨國面板數(shù)據(jù)分析中，這類內(nèi)生性問題往往難以找到有數(shù)據(jù)支持的合適的工具變量。本文引入系統(tǒng)廣義距估計(jì)方法以解釋變量自身來做工具變量，從而可以有效地解決內(nèi)生性問題。相較于差分廣義距估計(jì)，系統(tǒng)廣義距估計(jì)具有更好的無偏性（Blundell和Bond，1998）。

基本回歸模型和傳導(dǎo)機(jī)制模型分別如式（1）和式（2）所示：

其中，下標(biāo)i代表國家，t代表年份；ci為每個(gè)國家的常數(shù)項(xiàng)；yt為年份虛擬變量，通過該變量可控制全球性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響；uit為殘差項(xiàng)；Xit為中介變量，包括nrait和firit。中介變量在基本模型中為解釋變量，在傳導(dǎo)機(jī)制模型中為被解釋變量。為使系數(shù)易于解釋和減少異常觀測值的過度影響，除了以百分比出現(xiàn)或者可取負(fù)值的變量之外，本文將其他變量均取對數(shù)。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對化肥投入強(qiáng)度的影響可能呈二次函數(shù)形式，因此在模型中增加了人均國民收入的二次項(xiàng)。與文獻(xiàn)中關(guān)于中介變量模型的標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定一致（楊莉莉等，2014），本文在傳導(dǎo)機(jī)制模型中加入了式（1）中的控制變量，但沒有加入其他控制變量。這種處理使得中介變量系數(shù)的可比性更好。由于系統(tǒng)廣義距估計(jì)可以有效地解決內(nèi)生性問題，本文的處理方法不會出現(xiàn)嚴(yán)重的遺漏變量問題，從而能夠得到無偏估計(jì)系數(shù)。因變量和解釋變量由表1給出定義。

由于發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家對糧食安全、農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食貿(mào)易的相關(guān)政策存在系統(tǒng)性差異，上述變量對兩類國家的影響機(jī)制可能不一樣。因此，本文除了對總體樣本進(jìn)行回歸之外，還分別對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性，并發(fā)現(xiàn)兩類國家的化肥投入強(qiáng)度影響機(jī)制的差異。兩類國家的劃分基于人均國民收入，人均國民收入高于1.5萬美元的國家定義為發(fā)達(dá)國家。這個(gè)定義基本符合聯(lián)合國開發(fā)計(jì)劃署的標(biāo)準(zhǔn)。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

（二）變量描述

1.因變量為化肥投入強(qiáng)度（fert）。由于化肥施用是農(nóng)業(yè)面源污染的主要來源之一（李秀芬等，2010），而單位土地上的化肥投入量能更好地反應(yīng)化肥投入所導(dǎo)致的面源污染程度，化肥投入強(qiáng)度指標(biāo)在農(nóng)業(yè)面源污染研究文獻(xiàn)中得到了廣泛應(yīng)用（李海鵬和張俊飚，2009；葛繼紅和周曙東，2012）?；释度霃?qiáng)度指標(biāo)數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國糧農(nóng)組織。這個(gè)數(shù)據(jù)庫是目前唯一包含發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的化肥投入數(shù)據(jù)庫，但遺憾的是這個(gè)數(shù)據(jù)庫并沒有包含中國。不過，由于中國人口規(guī)模巨大，在模型估計(jì)中很可能是一個(gè)特異值，排除中國之后的回歸可能得到更加穩(wěn)健的結(jié)果。當(dāng)然，由于中國是發(fā)展中國家，因此本文的研究結(jié)論對中國具有一定借鑒意義。與文獻(xiàn)中的做法一致（如Schreinemachers和Tipraqsa，2012），為了避免特異值的過度影響，一些國家（如科威特，其化肥投入強(qiáng)度大于1 000公斤／公頃）被排除在外。

2.核心解釋變量為農(nóng)地稟賦及相關(guān)政策。農(nóng)地稟賦指標(biāo)為人均農(nóng)地面積（land）。①由于農(nóng)地質(zhì)量指標(biāo)沒有相關(guān)數(shù)據(jù)，因此本文無法在回歸分析中引入該變量。但是，由于相對穩(wěn)定的農(nóng)地質(zhì)量指標(biāo)的影響會反映在滯后期的因變量中，因此其影響也得到了一定程度的控制。為了和化肥投入強(qiáng)度指標(biāo)保持一致，計(jì)算人均農(nóng)地所使用的農(nóng)地也為耕地和永久農(nóng)作物用地之和。派生于農(nóng)地稟賦的主要政策包括農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口。農(nóng)業(yè)保護(hù)程度由農(nóng)業(yè)保護(hù)指數(shù)（nra）度量，指農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移支付占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比重（Anderson和Valenzuela，2008）。當(dāng)存在農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼大于農(nóng)業(yè)稅收時(shí)，農(nóng)業(yè)保護(hù)指數(shù)為正；反之則農(nóng)業(yè)保護(hù)指數(shù)為負(fù)。糧食進(jìn)口狀況由糧食凈進(jìn)口率（fir）來度量，正的凈進(jìn)口率意味著糧食進(jìn)口大于出口，負(fù)的凈進(jìn)口率則意味著糧食進(jìn)口小于出口。

3.其他控制變量包括人均國民收入（gni）和人口（pop）。普遍認(rèn)為，在人均國民收入較低的時(shí)候，糧食安全是主要政策目標(biāo)，因而人均國民收入的提高會導(dǎo)致化肥投入強(qiáng)度的提高，以保障糧食安全；而當(dāng)人均國民收入較高時(shí)，環(huán)境質(zhì)量成為更重要的考慮，人均國民收入的提高會導(dǎo)致化肥投入強(qiáng)度的降低。因此，人均國民收入對化肥投入強(qiáng)度的影響呈“倒U形”，需要在回歸方程里既包含人均國民收入的一次項(xiàng)，也包含人均國民收入的二次項(xiàng)。由于人口反映出國家規(guī)模，會給環(huán)境帶來壓力（葛繼紅和周曙東，2012），并會影響國家對糧食安全的重視程度，因此將其加入作為控制變量。

四、數(shù)據(jù)描述

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取了72個(gè)國家2002－2009年的非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國糧農(nóng)組織和世界銀行的數(shù)據(jù)庫。①由于計(jì)算糧食凈進(jìn)口率的國內(nèi)糧食供應(yīng)量變量只有2009年以前的數(shù)據(jù)，而化肥投入強(qiáng)度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)在2002年時(shí)調(diào)整了標(biāo)準(zhǔn)，導(dǎo)致2002年前后數(shù)據(jù)不可比，因此本文可選取的最大時(shí)間范圍為2002－2009年。表1顯示，化肥投入強(qiáng)度平均約為91.853公斤／公頃。平均化肥投入強(qiáng)度排序結(jié)果顯示，世界排名前十的國家除了部分發(fā)達(dá)國家外，還包括埃及、智利等中等收入國家。②化肥投入強(qiáng)度排名前十的國家包括埃及、愛爾蘭、韓國、荷蘭、智利、日本、英國、斯洛文尼亞、越南和哥倫比亞，排名后十的國家包括尼日利亞、坦桑尼亞、加納、蘇丹、莫桑比克、多哥、貝寧、馬達(dá)加斯加、哈薩克斯坦和烏干達(dá)。而排名后十的國家除了哈薩克斯坦外，全部是最不發(fā)達(dá)的非洲國家。這基本符合化肥投入強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈“倒U形”關(guān)系的理論預(yù)期?；释度霃?qiáng)度與人均國民收入的散點(diǎn)圖（圖2）也驗(yàn)證了“倒U形”關(guān)系的存在。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對化肥投入強(qiáng)度存在非線性影響，發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家之間可能存在系統(tǒng)性差異，需要進(jìn)一步的描述性分析。

圖2 化肥投入強(qiáng)度與人均國民收入關(guān)系圖

（二）發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的差異

圖3（a）、圖3（b）分別描述了發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家在觀測期內(nèi)按年平均后的化肥投入強(qiáng)度、農(nóng)地稟賦和農(nóng)業(yè)保護(hù)指數(shù)的變化趨勢，比較兩幅圖可以發(fā)現(xiàn)：首先，兩類國家的化肥投入強(qiáng)度水平存在差異，發(fā)達(dá)國家的平均化肥投入強(qiáng)度在130公斤／公頃左右，發(fā)展中國家的平均化肥投入強(qiáng)度則在65公斤／公頃左右，發(fā)達(dá)國家平均化肥投入強(qiáng)度差不多是發(fā)展中國家化肥投入強(qiáng)度的兩倍。其次，發(fā)達(dá)國家的化肥投入強(qiáng)度在不斷降低，從期初的141.628公斤／公頃下降到期末的116.274公斤／公頃，而發(fā)展中國家的化肥投入強(qiáng)度則在不斷提高，從56.592公斤／公頃上升到69.265公斤／公頃。再次，相對于發(fā)達(dá)國家比較穩(wěn)定的人均農(nóng)地，發(fā)展中國家的人均農(nóng)地下降比較顯著。最后，發(fā)達(dá)國家的農(nóng)業(yè)保護(hù)指數(shù)顯著大于發(fā)展中國家的農(nóng)業(yè)保護(hù)指數(shù)，但下降很快，從接近0.600下降到0.200左右。

圖3反映出兩類國家在影響化肥投入強(qiáng)度的機(jī)制方面可能存在顯著差異。由于農(nóng)地稟賦減少會增加化肥投入強(qiáng)度，因此發(fā)達(dá)國家不斷降低的化肥投入強(qiáng)度似乎不能從農(nóng)地稟賦角度得到解釋。而顯著降低的農(nóng)業(yè)保護(hù)指數(shù)似乎更有力地促進(jìn)了化肥投入強(qiáng)度的降低。對于發(fā)展中國家來說，比較穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)保護(hù)指數(shù)難以解釋不斷提高的化肥投入強(qiáng)度，而不斷減少的人均農(nóng)地稟賦，則似乎更能解釋不斷提高的化肥投入強(qiáng)度。當(dāng)然，到底哪種因素在顯著影響兩類國家的化肥投入強(qiáng)度，則需要進(jìn)一步的回歸檢驗(yàn)。

圖3 （a）發(fā)達(dá)國家的發(fā)展趨勢

圖3 （b）發(fā)展中國家的發(fā)展趨勢

（三）農(nóng)地稟賦對化肥投入和糧食安全政策的影響

為了進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)農(nóng)地稟賦對化肥投入和糧食安全相關(guān)政策的影響，我們按照觀測期內(nèi)人均農(nóng)地均值的中位數(shù)將樣本國家分為兩組：農(nóng)地稀缺國和農(nóng)地豐富國。表2顯示了各變量在不同組別國家內(nèi)的樣本平均值。農(nóng)地稀缺國的化肥投入強(qiáng)度顯著高于農(nóng)地豐富國，可能的原因在于：為了保障糧食安全，農(nóng)地較少的國家只能通過增加化肥投入來提高糧食產(chǎn)量。另外，農(nóng)地稀缺也導(dǎo)致了更高的農(nóng)業(yè)保護(hù)程度和更多的糧食凈進(jìn)口。更高的農(nóng)業(yè)保護(hù)程度可能促進(jìn)化肥投入強(qiáng)度的提高。然而，盡管糧食凈進(jìn)口有可能降低化肥投入強(qiáng)度，但描述性統(tǒng)計(jì)顯示這種效應(yīng)還不足以抵消農(nóng)地稀缺和農(nóng)業(yè)保護(hù)的影響。

表2 農(nóng)地豐富國和農(nóng)地稀缺國的差異

五、實(shí)證結(jié)果

根據(jù)Angrist和Pischke（2009）的觀點(diǎn)，回歸模型中的控制變量可以概括為三類：（1）因核心解釋變量（本文為農(nóng)地稟賦）而引致的變量。因?yàn)檫@類變量是核心解釋變量與因變量之間的中介變量，控制這些變量會導(dǎo)致估計(jì)的偏誤。（2）與核心解釋變量基本無關(guān)的變量。如人均國民收入，其與農(nóng)地稟賦變量并無直接聯(lián)系，控制與否不影響估計(jì)結(jié)果的無偏性與一致性。（3）同時(shí)影響核心解釋變量和因變量的因素。如果未能有效控制會出現(xiàn)嚴(yán)重的估計(jì)偏誤。農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口變量屬于第一類變量，因此在不加入這類變量時(shí)，對核心解釋變量的系數(shù)估計(jì)則為核心解釋變量對因變量的總體影響；而加入這類變量時(shí)，對核心解釋變量的估計(jì)則是在剝離這些中介變量影響后的凈效應(yīng)。為了既發(fā)現(xiàn)農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的總體效應(yīng)，又發(fā)現(xiàn)農(nóng)地稟賦的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，本文分別做了兩類回歸：表3中模型Ⅰ—模型Ⅲ給出了總體效應(yīng)的回歸結(jié)果，模型Ⅳ—模型Ⅵ則給出了效應(yīng)分解結(jié)果。

使用Stata12.0軟件進(jìn)行系統(tǒng)廣義距估計(jì)，有兩個(gè)重要的診斷統(tǒng)計(jì)量（AR（1）、AR（2））和Hansen檢驗(yàn)，前兩項(xiàng)的原假設(shè)為“殘差項(xiàng)uit無自相關(guān)”，可以通過檢驗(yàn)擾動(dòng)項(xiàng)的差分是否存在一階與二階自相關(guān)來檢驗(yàn)原假設(shè)；同時(shí)，為了檢驗(yàn)工具變量的有效性，需要對其進(jìn)行過度識別檢驗(yàn)，故Hansen檢驗(yàn)的原假設(shè)為“所有工具變量均有效”。表3中所展示的由系統(tǒng)廣義距估計(jì)所得的AR（1）、AR（2）和Hansen檢驗(yàn)表明：擾動(dòng)項(xiàng)的差分不存在二階自相關(guān)，模型工具變量的使用在總體上是有效的。

（一）總體效應(yīng)

表3中模型Ⅰ—模型Ⅲ沒有控制農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口這類中介變量，因此給出的是同時(shí)包含直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的總體回歸結(jié)果。模型Ⅰ的結(jié)果表明，豐富的農(nóng)地稟賦會減少化肥投入強(qiáng)度，人均農(nóng)地每減少1個(gè)百分點(diǎn)，化肥投入強(qiáng)度會增加0.250個(gè)百分點(diǎn)，并且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。由于農(nóng)地稟賦豐富意味著糧食生產(chǎn)的資源狀況較好，因此較好的糧食安全狀況確實(shí)能降低化肥投入強(qiáng)度。

表3 基本模型的回歸結(jié)果

續(xù)表3 基本模型的回歸結(jié)果

農(nóng)地稟賦與化肥投入強(qiáng)度之間的關(guān)系不受樣本選擇的影響，模型Ⅱ和模型Ⅲ的分組回歸結(jié)果與模型Ⅰ的全部樣本回歸結(jié)果的系數(shù)符號基本一致；不過，分組回歸結(jié)果之間存在一些數(shù)值上的差異。相對于發(fā)展中國家，發(fā)達(dá)國家的農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的影響較小，且只在5%的水平上顯著，這說明發(fā)達(dá)國家的糧食安全狀況和農(nóng)地稟賦的關(guān)系較弱。而對于發(fā)展中國家來說，農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的影響很大，說明發(fā)展中國家的化肥投入強(qiáng)度更多的是受資源約束。

與文獻(xiàn)中的結(jié)論一致（如張暉和胡浩，2009；Schreinemachers和Tipraqsa，2012），人均國民收入對化肥投入強(qiáng)度的影響呈“倒U形”，這對總體樣本和發(fā)展中國家都成立。①“倒U形”關(guān)系假說在發(fā)達(dá)國家并不顯著成立，發(fā)達(dá)國家并沒有隨著收入增高而顯著降低化肥投入強(qiáng)度，其原因可能在于：發(fā)達(dá)國家使用的化肥質(zhì)量較好，或者進(jìn)行了結(jié)構(gòu)控制，對環(huán)境的負(fù)面影響較小。例如，在歐洲通常規(guī)定生態(tài)農(nóng)業(yè)不允許使用氮素化肥和農(nóng)藥，對磷素化肥的種類和用量也有嚴(yán)格的限制（張維理等，2004）。當(dāng)然，分組后的樣本較小也可能是系數(shù)不顯著的技術(shù)原因。人口規(guī)模對化肥投入強(qiáng)度的影響不顯著，其原因主要在于：因變量和農(nóng)地稟賦變量均為平均數(shù)指標(biāo)，而人口規(guī)模為總量指標(biāo)。相對于平均數(shù)指標(biāo)，總量指標(biāo)的影響并不顯著。如果剔除農(nóng)地稟賦變量，人口規(guī)模對化肥投入強(qiáng)度的影響則變得非常顯著。這說明人口規(guī)模對化肥投入強(qiáng)度的影響基本取決于農(nóng)地稟賦狀況；并且，相對于人均農(nóng)地面積，人口規(guī)模對化肥投入強(qiáng)度的影響較不顯著。

（二）直接效應(yīng)及相關(guān)政策的影響

表3中模型Ⅳ—模型Ⅵ是在加入農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口變量后的估計(jì)結(jié)果，因此能區(qū)別糧食安全狀況對化肥投入強(qiáng)度的直接效應(yīng)和相關(guān)政策對化肥投入強(qiáng)度的影響。模型Ⅳ的結(jié)果表明，在控制了農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口等因素后，農(nóng)地稟賦仍然會減少化肥投入強(qiáng)度，說明農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的直接效應(yīng)存在。人均農(nóng)地稟賦每減少1個(gè)百分點(diǎn)，化肥投入強(qiáng)度會增加0.258個(gè)百分點(diǎn)，且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這個(gè)結(jié)果與不控制農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口變量的結(jié)果相差不大。

第三行的回歸系數(shù)表明農(nóng)業(yè)保護(hù)會提高化肥投入強(qiáng)度。農(nóng)業(yè)保護(hù)往往會導(dǎo)致糧食市場和要素市場朝著有利于糧食生產(chǎn)的方向發(fā)展，從而會促進(jìn)化肥投入強(qiáng)度的提高。這個(gè)結(jié)論與葛繼紅和周曙東（2012）利用分省面板數(shù)據(jù)所得出的結(jié)果一致，說明他們的結(jié)論適用于跨國面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)。糧食凈進(jìn)口會顯著地降低化肥投入強(qiáng)度，這說明糧食進(jìn)口補(bǔ)充了國內(nèi)糧食供給的不足，減少了對糧食生產(chǎn)的依賴，從而最終減少了化肥投入。如果像描述性統(tǒng)計(jì)分析所指出的那樣，農(nóng)業(yè)保護(hù)政策和糧食進(jìn)口政策的制定受制于糧食安全狀況，那么糧食安全狀況通過農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食貿(mào)易影響化肥投入強(qiáng)度的間接效應(yīng)確實(shí)存在。但是，糧食安全狀況是否能顯著地影響農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口，則需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。

模型Ⅴ和模型Ⅵ的分組回歸結(jié)果進(jìn)一步揭示了發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的糧食安全狀況影響化肥投入強(qiáng)度的差異。對于發(fā)達(dá)國家來說，農(nóng)業(yè)保護(hù)的影響系數(shù)相較于總體回歸和發(fā)展中國家來說都更大，說明發(fā)達(dá)國家的農(nóng)業(yè)保護(hù)更明顯地影響了化肥投入強(qiáng)度。而農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的直接影響在控制農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口的影響后已經(jīng)不顯著。因此，對于發(fā)達(dá)國家來說，農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的影響較小，原因在于發(fā)達(dá)國家可以利用其他更有力的手段。發(fā)達(dá)國家更加重視環(huán)境質(zhì)量而降低了農(nóng)業(yè)保護(hù)程度，或者通過糧食進(jìn)口等措施來保障糧食安全，最終降低了化肥投入強(qiáng)度。對于發(fā)展中國家來說，農(nóng)業(yè)保護(hù)對化肥投入強(qiáng)度的影響系數(shù)小于總體回歸和發(fā)達(dá)國家的回歸結(jié)果，說明發(fā)展中國家的農(nóng)業(yè)保護(hù)較弱，對化肥投入強(qiáng)度的作用也較小。因此，對于發(fā)展中國家來說，以農(nóng)地稟賦為標(biāo)志的糧食安全狀況的直接效應(yīng)更明顯。

分組回歸結(jié)果印證了圖3所顯示出的描述性規(guī)律，對于發(fā)達(dá)國家來說，農(nóng)業(yè)保護(hù)等政策的間接效應(yīng)更明顯；而對于發(fā)展中國家來說，農(nóng)地稟賦等糧食生產(chǎn)資源狀況的直接效應(yīng)更明顯。這說明發(fā)達(dá)國家由于經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)，有更多的資源投入到經(jīng)濟(jì)政策中以促進(jìn)化肥投入朝著有利于社會福利的方向發(fā)展，而發(fā)展中國家的化肥投入強(qiáng)度較嚴(yán)重地受制于資源因素，而其他政策的調(diào)節(jié)功能相對較弱。

（三）傳導(dǎo)機(jī)制

如果農(nóng)地稟賦影響化肥投入強(qiáng)度的間接效應(yīng)存在，則需要農(nóng)地稟賦對中介變量存在顯著影響。盡管表2已顯示農(nóng)地稟賦與農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口之間有很強(qiáng)的相關(guān)性，但它們之間是否存在因果關(guān)系，則需要實(shí)證檢驗(yàn)。從表4可看出，農(nóng)地稟賦確實(shí)顯著地降低了農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口。不過比較特殊的是，發(fā)展中國家的農(nóng)地稟賦對農(nóng)業(yè)保護(hù)的影響為正，但未能通過顯著性為10%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。一個(gè)可能的解釋是：農(nóng)地稟賦程度低的發(fā)展中國家盡管希望保護(hù)農(nóng)業(yè)，卻沒有足夠的資源用于保護(hù)農(nóng)業(yè)，它們甚至依靠農(nóng)業(yè)來提供財(cái)政收入。由于農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口會影響化肥投入強(qiáng)度，而農(nóng)地稟賦又對農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口具有影響，因此，農(nóng)地稟賦通過農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口間接影響化肥投入強(qiáng)度的機(jī)制確實(shí)存在。

表4 傳導(dǎo)機(jī)制模型的結(jié)果回歸

續(xù)表4 傳導(dǎo)機(jī)制模型的結(jié)果回歸

將表3與表4的回歸結(jié)果結(jié)合起來就可以測算出上述兩種傳導(dǎo)途徑的相對影響程度，并可與直接效應(yīng)相比較。表5中β3列為表3中模型Ⅳ的三個(gè)傳導(dǎo)途徑的相應(yīng)系數(shù)。Ω為農(nóng)地稟賦對中介變量的影響系數(shù)，農(nóng)地稟賦本身系數(shù)為1，其他中介變量系數(shù)為表4中農(nóng)地稟賦分別與其對應(yīng)的回歸系數(shù)。兩者的乘積反映了農(nóng)地稟賦分別通過兩種傳導(dǎo)途徑對化肥投入強(qiáng)度產(chǎn)生的絕對影響程度，①盡管農(nóng)業(yè)保護(hù)變量和糧食進(jìn)口變量的量綱不一致，但由于最終影響為農(nóng)地稟賦對化肥投入強(qiáng)度的影響，量綱因素在相乘的過程中抵消了，即因此，不同中介變量帶來的間接效應(yīng)之間，以及間接效應(yīng)和直接效應(yīng)之間，均具有可比性。最后一列是各效應(yīng)的相對影響程度。結(jié)果顯示：直接效應(yīng)占主導(dǎo)地位；間接效應(yīng)中，糧食進(jìn)口的相對影響程度的絕對值更大；國家分組結(jié)果中，發(fā)展中國家的總體效應(yīng)（－0.401）的絕對值大于發(fā)達(dá)國家（－0.051），且發(fā)展中國家的直接效應(yīng)占主導(dǎo)，而發(fā)達(dá)國家通過農(nóng)業(yè)保護(hù)的間接效應(yīng)占主導(dǎo)。

表5 直接效應(yīng)與間接效應(yīng)比較

六、結(jié)論及政策啟示

糧食安全狀況不僅會直接影響農(nóng)業(yè)面源污染，而且會通過農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食貿(mào)易政策間接地影響農(nóng)業(yè)面源污染。本文利用農(nóng)地稟賦和化肥投入強(qiáng)度的跨國面板數(shù)據(jù)分析得出如下結(jié)論：農(nóng)地稟賦既會直接影響化肥投入強(qiáng)度，也會通過農(nóng)業(yè)保護(hù)和糧食進(jìn)口間接地影響化肥投入強(qiáng)度，其中，農(nóng)地稟賦通過農(nóng)業(yè)保護(hù)途徑會降低化肥投入強(qiáng)度，通過糧食進(jìn)口途徑會提高化肥投入強(qiáng)度；人均國民收入對化肥投入強(qiáng)度的影響呈“倒U形”。

發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家在化肥投入強(qiáng)度的影響機(jī)制上存在差別。發(fā)達(dá)國家的農(nóng)業(yè)保護(hù)政策對農(nóng)業(yè)面源污染的影響比農(nóng)地稟賦的影響更顯著，而發(fā)展中國家的農(nóng)地稟賦的影響更顯著。這說明發(fā)達(dá)國家糧食安全狀況的間接效應(yīng)更明顯，而發(fā)展中國家糧食安全狀況的直接效應(yīng)更明顯。

本文的結(jié)論具有一定的政策啟示。首先，糧食安全與環(huán)境安全之間的矛盾隨著人口的增長而越來越尖銳，如何化解兩者之間的矛盾是一個(gè)需要長期研究的問題。在發(fā)展主義的背景下，人們把解決這一問題的希望寄托在科學(xué)技術(shù)上。實(shí)際上，現(xiàn)在仍有很多人把工業(yè)化農(nóng)業(yè)視作以科學(xué)技術(shù)解決糧食安全問題的成功案例。然而，從歷史進(jìn)程來看，每一次技術(shù)進(jìn)步都是對生態(tài)環(huán)境破壞能力的升級（倪國華和鄭風(fēng)田，2012）。當(dāng)前，中國很多地方仍在繼續(xù)推動(dòng)借助工業(yè)化理念發(fā)展農(nóng)業(yè)，形成“一縣一業(yè)”、“一村一品”的農(nóng)業(yè)格局，這種工業(yè)化農(nóng)業(yè)方式如果不加以合理規(guī)劃，勢必會造成生態(tài)平衡被打破等環(huán)境問題（張忠潮和任格格，2014）。面對工業(yè)化農(nóng)業(yè)，發(fā)達(dá)國家已經(jīng)開始掀起反對浪潮。以德國為例，從2011年開始，德國每年都舉行“我們受夠了！”游行，反對日益工業(yè)化的農(nóng)業(yè)，支持家庭農(nóng)業(yè)（蔣亦凡，2015）。鑒于糧食安全與環(huán)境安全之間日益激烈的沖突，聯(lián)合國糧農(nóng)組織在其政策性文件《可持續(xù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)：對國際農(nóng)業(yè)研究的要求》中指出，農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展應(yīng)該是以管理和保護(hù)自然資源為基礎(chǔ)，以調(diào)整技術(shù)和機(jī)構(gòu)改革為方向，最終確保有足夠的農(nóng)產(chǎn)品持續(xù)地滿足當(dāng)代人和后代人的需要。這種可持續(xù)發(fā)展不僅能夠保護(hù)土地、水資源和動(dòng)植物基因資源，還不會造成自然環(huán)境的退化，同時(shí)做到在技術(shù)上適宜、經(jīng)濟(jì)上可行和社會上可接受。

其次，糧食安全和農(nóng)業(yè)面源污染的緊密聯(lián)系使得政府在考慮相關(guān)政策時(shí)，必須將兩者結(jié)合起來，而不能顧此失彼。從糧食安全的視角看待農(nóng)業(yè)面源污染，主要關(guān)注點(diǎn)在于糧食的供給是否超出了環(huán)境承載能力，導(dǎo)致環(huán)境逆向演化，進(jìn)而影響糧食供給能力的穩(wěn)定性和可持續(xù)性。如果政府為了保障糧食安全而片面強(qiáng)調(diào)糧食生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)面源污染就難以避免。中國政府已經(jīng)意識到糧食安全與農(nóng)業(yè)面源污染之間的沖突，因而在2015年中央一號文件中明確提出：“走產(chǎn)出高效、產(chǎn)品安全、資源節(jié)約、環(huán)境友好的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展道路?！辈⒃凇兜?020年化肥使用量零增長行動(dòng)方案》中進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)：“增加有機(jī)肥資源利用，減少不合理化肥投入，加強(qiáng)宣傳培訓(xùn)和肥料使用管理，走高產(chǎn)高效、優(yōu)質(zhì)環(huán)保、可持續(xù)發(fā)展之路，促進(jìn)糧食增產(chǎn)、農(nóng)民增收和生態(tài)環(huán)境安全。”

再次，糧食安全狀況對化肥投入強(qiáng)度的影響既有直接效應(yīng)，又有間接效應(yīng)，因此在制定政策時(shí)需要綜合考慮。豐富的農(nóng)地稟賦有助于減少化肥投入強(qiáng)度，因此保護(hù)農(nóng)地不僅能保障糧食安全，也能減少化肥投入。而農(nóng)業(yè)保護(hù)在保障糧食安全的同時(shí)，會促進(jìn)化肥投入強(qiáng)度的提高，從而提高產(chǎn)生農(nóng)業(yè)面源污染的風(fēng)險(xiǎn)，因此，隨著經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提升，在糧食安全基本得到保障的情況下，考慮到農(nóng)業(yè)保護(hù)對環(huán)境的負(fù)面影響，可以適度降低農(nóng)業(yè)保護(hù)程度。這與其他文獻(xiàn)的建議吻合（如葛繼紅和周曙東，2012），也是發(fā)達(dá)國家現(xiàn)階段普遍采用的措施。糧食進(jìn)口的增加在改善糧食安全狀況的同時(shí)，可以降低化肥投入強(qiáng)度，從而成為擺脫“石油農(nóng)業(yè)”困境的有效手段之一。中國目前已經(jīng)進(jìn)入工業(yè)化中后期，有實(shí)力做到兩條腿走路，因而2015年中央一號文件明確提出：“提高統(tǒng)籌利用國際國內(nèi)兩個(gè)市場兩種資源的能力”。

最后，糧食安全狀況對不同發(fā)展水平的國家在影響機(jī)制上的差異性決定了在制定政策以減少農(nóng)業(yè)面源污染時(shí)要具有針對性和動(dòng)態(tài)性。對于發(fā)達(dá)國家，農(nóng)業(yè)保護(hù)政策的調(diào)整能更有效地減少化肥投入強(qiáng)度；而對于發(fā)展中國家，農(nóng)地資源的保護(hù)更有利于減少對化肥的依賴；由于最不發(fā)達(dá)國家的化肥投入強(qiáng)度極低，可以制定政策促進(jìn)化肥投入強(qiáng)度的提高以保障糧食安全。隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，各種糧食安全政策對農(nóng)業(yè)面源污染的影響效果也會變化，因此需要相應(yīng)地做出政策調(diào)整。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，保護(hù)耕地會有效地扼制化肥投入的增加；而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，調(diào)整農(nóng)業(yè)保護(hù)政策會更有效地減少化肥投入。

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