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摘要 波特假说主要从动态的角度论证了环境规制和农业科技进步之间的正向变化关系。而在安徽省1990-2008年的农业生产数据的基础上，选择合适的环境规制和农业科技进步的指标变量，运用Johansen协整分析方法验证了安徽省农业生产中的环境规制和农业科技进步的关系也符合这一假说，Granger因果关系检验说明了安徽省环境规制是农业科技进步产生的原因，脉冲响应分析和方差分析则更深入地从定量的角度分析了环境规制对农业科技进步影响滞后的趋势和影响程度。由实证分析可以看出，只是从静态角度来分析，环境规制是不利于农业的科技进步的；但从长期效益来看，环境规制有利于农业的科技进步。因此，在农业生态环境恶化的形势下，严格对农业废弃物的排放限制，制定较严格的农产品生产标准和产品质量标准，提高农民的环境意识和科技意识，通过强化环境规制来促使农业生产者提高农业生产技术，提高农产品品质和产品的市场竞争力就显得尤为重要。
关键词 环境规制；农业科技进步；波特假说；Johansen协整分析；脉冲响应和方差分析
中图分类号 F322 文献标识码 A
文章编号 1002-2104(2011)12-0052-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.12.009
我国在推进现代农业生产时，由于农业生产废弃物（秸秆，畜禽粪便等）的不节制地排放以及农业生产中的生化物质的大量投入，农业污染问题越来越严重。农业污染的日益严重，造成了农业经济效益的损失和生态环境的危害，已经受到政府和社会各界的关注。因而，治理农业生产领域污染便显得越发重要。降低化肥，农药投入量，减轻农业污染物的排放量，合理规定农业生产种植业结构，实施循环农业，实现农业废弃物的循环利用，以此来降低环境污染程度。可见，环境污染的加剧会促使社会对环境污染的规制的重视，而环境规制的实施除了政府的制度约束外，更多的依靠科技进步来降低农业污染物的排放，提高农业资源的利用效率，从而实现农业生产的经济效益和生态效益的双赢。
环境规制和科技进步的关系在工业领域，国内外学者进行了探索和验证。但在农业生产领域，对环境规制和科技进步关系的验证尚不多见，主要原因在于工业领域的环境规制的政策措施较为规范，研究的方法和指标测算也已成型。而农业领域由于规制措施较为零散，间接规制多，规制的成本无法衡量。此外，农业领域的污染治理也主要通过优良品种的使用，废弃物的再利用，农业生产结构的调整来实现的，这些措施中虽然更多的通过科技进步来体现，但其投入数量难以确定。因此在研究农业领域环境规制和科技进步关系时，环境规制的成本如何衡量？农业科技进步指标如何测算？环境规制能否促进农业科技进步？对这些问题的探讨构成了本文的重点。
1 文献综述
对于环境规制和科技进步的关系问题，国内外学者研究较为广泛。主要研究表现为两个方面，一种观点主要从静态的角度分析，认为环境规制和科技进步是相冲突的，不利于科技进步。Wanlley和Whitehead的研究指出，环境规制给企业增加额外成本，从而减少了企业科技创新的资金而影响到市场竞争力。［1］另一种观点主要是以波特为代表的观点。以波特为代表的一批研究者则提出了著名的“波特假说”。波特教授首次从动态的角度分析了环境规制能够促进科技进步进而提升国家的竞争力。波特指出，在静态分析模式中，企业在技术、产品和顾客需求等维持不变的情况下进行成本最小化决策，势必会造成环境规制成本增加而科技创新成本削弱，从而影响产品的市场竞争力。环境规制与科技创新的冲突难以避免。而在从动态的分析模式中，由于技术、市场等参数处于一个动态的变化之中，严格的环境规制可刺激企业从事技术创新，不断提高生产力，生产力的提高会促使产品生产成本的降低和产品品质的提高，有助于产品市场竞争力的提升。［2］ Goulder和Mathai从诱发性技术变革角度解释并论证了“波特假说”，指出诱发性技术革新而导致的新技术的投资实际是对环境规制政策的一种反应，从而论证了环境规制有利于科技的进步。［3］ Pickman对美国制造业环境专利活动与污染治理支出进行分析，发现环境规制与企业创新成正比。［4］国内学者黄德春和刘志彪运用Robert模型并引入技术系数分析发现，环境规制在给企业带来直接费用的同时，也会激发一定程度的技术创新并能抵消部分费用。［5］波特假说从动态角度论证了环境规制和科技进步之间的关系，波特假说是否具有普遍性，在我国当前以联产承包责任制为框架下的农业生产领域，环境规制和农业科技进步之间是否也具有这一关系呢？本文以安徽省为例来对这一关系加以研究。
2 变量的选择与测定
2.1 环境规制及其强度指标
环境规制强度指标，对于环境规制强度的衡量，学者们采用了多个不同的方法和指标，比如污染治理支出和成本、环境管理情况以及污染排放情况等。但多数学者倾向采用污染治理支出和成本作为环境规制强度的衡量指标，原因在于，当企业面临较严格的环境规制时，会花费较多的支出和成本在污染治理上，污染治理成本和支出会随着环境规制强度的提高而增加，使用污染治理支出和成本能够较好地反映产业面对的环境规制强度。［6］当前的研究主要集中在工业污染的环境规制方面，其指标数据主要体现在环境投资和治理的成本、废弃物的排放上，数据来源广泛且较为可得。然而在农业领域里，环境规制的成本较为隐蔽难以衡量，这一方面表现在国家对农产品质量规定较严格的质量标准以及产品的出口又受到较高的绿色壁垒的限制，涉农生产者需投入适当成本来改善农业生产环境确保产品质量，另一方面表现在国家对农业污染的治理及投资也较工业领域滞后，治理的方式主要表现在产业结构的调整，化肥农药的替代以及优良品种的选择上，治理成本也难以衡量。
为了克服上述局限性，本文选用环境污染排放指标作为农业环境规制强度指标，对于一个效能政府和生产者而言，环境污染程度越高，其治理成本就越大，环境规制的难度也就较大，环境规制的强度也就越大。主要原因是农业环境污染程度越高，政府就会对农产品质量制定较严格的标准，同时对农业污染治理的成本也就越大。从机会成本的角度看，农业环境污染会导致农作物减产，粮食以及畜禽产品品质下降，从而导致农业产量的减少和产值的降低。鉴于此，这里采用农业污染排放指标即过剩氮量来衡量农业环境规制强度。过剩氮量衡量指标来源于曲劳养分平衡理论。曲劳(Truog)的养分平衡理论，主要是以作物与土壤之间养分供求平衡为目的，根据作物的需肥量与土壤供肥之差，求得实现计划产量所需肥料量。本文根据曲劳养分平衡理论建立耕地过剩氮量的测算模型：［7］
S=∑XjYj+∑EkFk+A-∑PiQi(1)
(1)式中，S表示过剩氮含量，其表示为某地区实际提供的氮含量和农作物实际需要的含氮量之差。Xj表示第j种家畜粪肥含氮量，YJ表示某三年平均第j种家畜总饲养量；Ek为第K种化肥的单位氮量，Fk为某三年平均第K种化肥的使用量；Pi表示第i种农产品的单位耗氮量，Qi表示某三年平均第i种农产品的总产量；A表示某地土壤里的固有含氮量。S的结果可以对各个地区的过剩氮污染现状作出基本的判断，S>0，说明该地区耕地中存在过剩氮量，绝对值越大，污染程度越高。 当S<0时，说明该地区耕地中不存在过剩氮、磷量。
运用过剩氮量作为农业环境规制强度指标是可行的，也是可以操作的。对于一个环境治理意识强烈的效能政府和企业而言，农业环境规制强度与农业污染的强度是成正比的，即农业污染强度越大，环境治理采取的力度也就越大，对农产品质量限制的标准也就越严格，其治理成本也就越大，环境规制的强度也就越大。而曲劳养分平衡模型又为过剩氮量的测定提供了理论依据。
本文运用曲劳养分平衡理论对安徽省农业生产的过剩氮量进行了测量，安徽省的过剩氮排放量见图1。
由图1可以看出，虽然自2004年以来，随着农业产业结构的调整，以及农村环境治理措施的出台，农业的过剩氮量有所下降，但自1990年以来的总趋势看安徽省的过剩氮量主要呈波动性的递增趋势。这主要是由于改革开放以后，随着化肥工业的增长以及畜牧业的快速发展，现代化进程的发展，农民对化肥的使用量增加，畜牧产业和养殖业的迅速发展，导致了土壤中过剩氮的产生并呈现递增的趋势发展，由此可以看出农业生态环境的压力在不断增大，对农业的环境规制力度也随之增强。
2.2 农业科技进步及其指标度量
本文对科技进步的测算指标来源于农业生产函数。假设安徽省的农业生产函数为
Yt=AtX1α1X2α2X3α3X4α4(2)
假设农业生产函数的前提条件是规模报酬不变。［8］在农业生产函数中，Y表示农业生产总值，X1为农村耕地面积，X2为农村劳动力人数，X3为农业机械总动力，X4为农业使用化肥数量，At为农业科技进步指标。α1,α2,α3,α3分别表示农村耕地、农村劳动力、农业机械以及农业使用化肥对产出的贡献率。根据农业生产函数可以求出农业科技进步指标的计算公式：At=[SX(]Yt[]X1α1X2α2X3α3X4α4[SX)](3)
为了估计出农业生产函数的参数α1，α2,α3,α3值,根据本文所选择变量首先建立对数回归方程：lnY=lnc0+c1lnX1+c2lnX2+c3lnX3+c4lnX4。考虑到农业生产函数的规模报酬不变的条件，因此需假设αi=[SX(]ci[]∑[DD(]4[]i=1[DD)]ci[SX)],i=1,2,3,4.本文Y表示农业生产总值。农村耕地面积、农村劳动力人数、农业机械总动力和农业使用化肥数量数据选自安徽省1990-2008年《安徽统计年鉴》中农业生产总值（扣除价格变动因素，以1990年不变价格为基准）、农村耕地面积、农村劳动力人数、农用机械总动力以及使用化肥数量数据，对模型进行多元回归分析，得出参数c1=007,c2=007,c3=029,c4=075,R2=098,DW=277.于是可得α1=006,α2=006,α3=025,α3=063将参数代入(3)式，得出农业科技进步率表达式：
At=[SX(]Yt[]X1006X2006X3025X4063[SX)](4)
将各年度数据代入（4）式即可算出安徽省各年度的农业科技进步指标，见表1
3 环境规制与农业科技进步关系的协整分析
为了验证环境规制和农业科技进步之间的关系，环境规制强度指标用过剩氮量即St表示，农业科技进步指标用At表示。建立回归模型：At=a+bSt，将本文计算所得过剩氮量St数据和农业科技进步数据At对模型进行回归分析得出：At=11.125 60+0.009 829St，R2=0.067 842。该模型的拟合优度较差，不能显示两变量之间的关系。但对St和At的序列曲线图分析发现，两者的变化趋势较接近，At序列变化略滞后于St序列变化，两者可能存在某种长期的稳定关系。因此，有必要分析这两个序列的之间协整关系。
3.1 数据的单位根检验
在进行协整分析之前首先要对St和At序列进行单位根检验以判断数据的平稳性。协整分析的前提是各序列是非平稳序列但经过一阶差分后数据变为平稳序列，即两个序列应当都是一阶单整序列。以下运用eviews5.0对St和At序列进行ADF单位根检验和PP单位根检验（见表2、表3）。［9］由ADF和PP检验的统计量和临界值比较可见，在没有差分之前，各统计量均大于不同水平下的临界值，而经过一阶差分之后的ADF和PP检验的统计量均小于不同显著性水平下的临界值，属于一阶平稳序列。因此，由检验结果可以看出St和At序列均是非平稳序列且存在一阶单整I(1)，满足协整检验的条件。
3.2 Johansen协整分析
为了确定St和At序列是否具有协整关系，我们运用Johansen协整分析方法对两序列进行协整分析（见表4）。
由协整检验结果（见表4）可以看出，迹统计量和最大特征值均小于5%临界值水平，因此拒绝原假设，即St和At序列间存在稳定的协整关系。而由标准化的协整系数表（见表5）可以看出，At和St序列有着较弱的正相关，St每增加一个单位，At仅增加0.005个单位。协整检验的结果表明，我国农业的环境规制对农业的科技创新有着一定的促进作用，这和波特假说是一致的。但是实证的检验表明，我国环境规制的效果并不明显，对科技创新的促进作用不是很强。这和我国农业生产的主体特征是相吻合的。我国的农业生产是以较分散的家庭联产承包责任制为主的生产形式，农民对科技的接纳的敏感性不强，农业科技创新主要以政府、龙头企业、合作组织的引导和带动有关。
3.3 Granger因果关系检验
为了进一步分析序列St和At的相互影响关系，还需对这两序列进行Granger因果关系检验，检验结果见表6。由检验结果可以看出，对于环境规制不是引起农业科技进步的原因的检验，由于p＜0.05,故拒绝原假设，因此，环境规制是促进农业科技进步的原因；而对于农业科技进步不是环境规制提高的原因的检验，由于p＞0.05，接受原假设，所以农业科技进步不是环境规制提高的直接原因。而以上关系在农业生产实践过程中也能得以解释：环境规制的增强，会引发农业生产者运用技术改良土壤、改善农作物品质，降低环境污染程度以及由此导致的产品损失，提高产品的产量和品质，而这正是和波特假说相吻合的。
3.4 脉冲响应和方差分析
要想从数量上更精确地分析St变化对At变化的影响趋势及影响程度，这里有必要引入脉冲响应和方差分析。脉冲响应分析是从动态的角度形象地刻画和验证波特假说的较好的分析工具，用它可以分析内生变量对它自身及所有其他内生变量的变化的反应变化趋势。脉冲响应分
析主要是用来分析一个扰动或变化对自变量产生的影响，进而形成对因变量的影响，而这一影响将又通过因变量和自变量的相互依赖关系而传递下去。［10］由脉冲反应分析图（见图2）可以较清楚地看出St变化对At的冲击反应，在前3期内St变化对At的冲击反应为负值，而过了第4期以后这一冲击反应便上升为正值，At的反应较St的变化有着一定的滞后期，这也真正从动态的角度验证了波特假说的结论，即从变量滞后反应的角度考虑，环境规制对农业科技进步具有一定的促进作用。而由方差分析则可以更精确地得出在不同时期内生变量的冲击对内生变量变化（方差）的贡献度。而由表7可以看出，St对At冲击的滞后性，在前两期，At的变化主要是由自身变化所引起的，到了第3、4期St对At变化的贡献由4.7%迅速上升到19.2%和36.2%，由此造成了St影响的滞后性。由脉冲响应分析和方差分析可以看出，环境规制对农业科技进步的影响具有滞后性的特点，也就是当前的环境规制不是立刻对当期的科技进步产生促进作用，会对第2、3期以后的科技进步产生一定的促进作用，这和农业经济中生产主体对环境规制的反应是相一致的。因此，从静态上看，环境规制和农业科技进步并不存在正向的变化关系甚至会是负向变化关系，但从长远角度看，环境规制有利于农业科技的创新。
4 结论与启示
波特假说认为，环境规制和科技进步之间有着正向变化的关系，即环境规制有利于科技进步和创新。本文以安徽省为例从农业生产领域对这一关系进行了进一步的实证研究。基于安徽省1990-2008年的农业数据，文章运用协整分析，脉冲响应分析及方差分析对环境规制和农业科技进步的长期变化关系进行了确定并对影响趋势和程度进行了定量的分析。主要分析结论有：
虽然环境规制和农业科技进步的数据是非平稳数据，但通过单位根检验两变量属于一阶单整，于是运用Johansen协整分析得出了它们之间的协整关系，环境规制和农业科技进步之间存在正向的变化关系。
由Granger因果关系检验得出环境规制和农业科技进步之间的因果关系，环境规制是农业科技进步提升的促进因素之一。环境规制程度的加强会促使农业生产者改进生产技术，提高产品产量和质量以及产品的竞争力，从而有利于农业科技进步的提高。
而由脉冲响应分析和方差分析则进一步对环境规制对农业科技进步的影响趋势及程度进行了较精确的分析，从动态上验证了波特假说在农业生产领域也是成立的。环境规制对农业科技进步的影响具有滞后性，模型则进一步说明了从静态上环境规制与农业科技进步并不具有较明显的正向促进关系，但从脉冲动态冲击和方差分析上，两者之间的正向变化关系和滞后关系表现得较明显。
环境规制的加强有利于农业的科技水平的提高，这在本文中得到了检验。这在当前农业污染程度处于上升的时期有着重要的意义。要加强农业领域环境规制程度，严格对农业废弃物的排放限制，制定较严格的农产品生产标准和质量标准，通过环境规制来促使农业生产者提高农业生产技术，提高农产品品质和市场竞争力，从而也达到改善环境的目的。另外，由实证的分析也会看出，我国的环境规制对农业科技进步的影响程度并不是很明显，这主要是由于我国分散的农业生产主体的特征所造成的。因此，提高农民的环境意识和科技意识，规范农业生产者的生产行为，加强政府的宣传和引导十分重要。
（编辑：田 红）
参考文献（References）
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Analysis on the Relationship of Environmental Regulation and Agricultural
Technological Progress：
Based on the Study of Porter’s Hypothesis
TAO Qunshan HU Hao
(College of Economics & Management, Nanjing Agricultural University, Nanjing Jiangsu 210095, China)
Abstract Porter’s hypothesis mainly demonstrates the positive relation between the environmental regulation and agricultural technological progress from the dynamic angle. However, this relation has also been verified in agriculture in Anhui Province, used by variables of the environmental regulation and the agricultural technological progress and by the method of Johansen cointegration, which was based on the data of agricultural production. The causal relation between the environmental regulation and the agricultural technological progress has been illustrated in Granger causality test. The lagging trend and the degree of the environmental regulation influencing the agricultural technological progress have been verified with the impulse response analysis and the variance analysis. It is seen that environmental regulation is conducive to agricultural technological progress from the view of longterm benefit, which is opposite from a static perspective only. Therefore, it is very important that we should strengthen environmental regulation and prompt agricultural producers to improve the technology and the competitive of the agricultural product in the situation of deterioration of the agroecological environment in agriculture, which is carried out by strengthening the environmental regulation, limiting the emission on agricultural waste strictly, developing more stringent standards for agricultural production and product quality, and enhancing awareness of the environment and the awareness of science and technology of farmers.
Key words the environmental regulation; the progress of science and technology of agriculture; Porter’s hypothesis; Johansen cointegration analysis; the impulse response analysis and the variance analysis
收稿日期：2011-08-05
作者简介：陶群山，博士生，主要研究方向为农业经济和环境经济。
通讯作者：胡浩，教授，博士生导师，主要研究方向为农业经济和环境经济。
基金项目：2010年国家社会科学基金重大招标项目（编号：10zd&031）；江苏省教育厅高校哲学社会科学研究重大项目(编号：2010ZDAXM018）；安徽省教育厅高校人文社会科学项目（编号：2009sk414）。
关键词 环境规制；农业科技进步；波特假说；Johansen协整分析；脉冲响应和方差分析
中图分类号 F322 文献标识码 A
文章编号 1002-2104(2011)12-0052-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.12.009
我国在推进现代农业生产时，由于农业生产废弃物（秸秆，畜禽粪便等）的不节制地排放以及农业生产中的生化物质的大量投入，农业污染问题越来越严重。农业污染的日益严重，造成了农业经济效益的损失和生态环境的危害，已经受到政府和社会各界的关注。因而，治理农业生产领域污染便显得越发重要。降低化肥，农药投入量，减轻农业污染物的排放量，合理规定农业生产种植业结构，实施循环农业，实现农业废弃物的循环利用，以此来降低环境污染程度。可见，环境污染的加剧会促使社会对环境污染的规制的重视，而环境规制的实施除了政府的制度约束外，更多的依靠科技进步来降低农业污染物的排放，提高农业资源的利用效率，从而实现农业生产的经济效益和生态效益的双赢。
环境规制和科技进步的关系在工业领域，国内外学者进行了探索和验证。但在农业生产领域，对环境规制和科技进步关系的验证尚不多见，主要原因在于工业领域的环境规制的政策措施较为规范，研究的方法和指标测算也已成型。而农业领域由于规制措施较为零散，间接规制多，规制的成本无法衡量。此外，农业领域的污染治理也主要通过优良品种的使用，废弃物的再利用，农业生产结构的调整来实现的，这些措施中虽然更多的通过科技进步来体现，但其投入数量难以确定。因此在研究农业领域环境规制和科技进步关系时，环境规制的成本如何衡量？农业科技进步指标如何测算？环境规制能否促进农业科技进步？对这些问题的探讨构成了本文的重点。
1 文献综述
对于环境规制和科技进步的关系问题，国内外学者研究较为广泛。主要研究表现为两个方面，一种观点主要从静态的角度分析，认为环境规制和科技进步是相冲突的，不利于科技进步。Wanlley和Whitehead的研究指出，环境规制给企业增加额外成本，从而减少了企业科技创新的资金而影响到市场竞争力。［1］另一种观点主要是以波特为代表的观点。以波特为代表的一批研究者则提出了著名的“波特假说”。波特教授首次从动态的角度分析了环境规制能够促进科技进步进而提升国家的竞争力。波特指出，在静态分析模式中，企业在技术、产品和顾客需求等维持不变的情况下进行成本最小化决策，势必会造成环境规制成本增加而科技创新成本削弱，从而影响产品的市场竞争力。环境规制与科技创新的冲突难以避免。而在从动态的分析模式中，由于技术、市场等参数处于一个动态的变化之中，严格的环境规制可刺激企业从事技术创新，不断提高生产力，生产力的提高会促使产品生产成本的降低和产品品质的提高，有助于产品市场竞争力的提升。［2］ Goulder和Mathai从诱发性技术变革角度解释并论证了“波特假说”，指出诱发性技术革新而导致的新技术的投资实际是对环境规制政策的一种反应，从而论证了环境规制有利于科技的进步。［3］ Pickman对美国制造业环境专利活动与污染治理支出进行分析，发现环境规制与企业创新成正比。［4］国内学者黄德春和刘志彪运用Robert模型并引入技术系数分析发现，环境规制在给企业带来直接费用的同时，也会激发一定程度的技术创新并能抵消部分费用。［5］波特假说从动态角度论证了环境规制和科技进步之间的关系，波特假说是否具有普遍性，在我国当前以联产承包责任制为框架下的农业生产领域，环境规制和农业科技进步之间是否也具有这一关系呢？本文以安徽省为例来对这一关系加以研究。
2 变量的选择与测定
2.1 环境规制及其强度指标
环境规制强度指标，对于环境规制强度的衡量，学者们采用了多个不同的方法和指标，比如污染治理支出和成本、环境管理情况以及污染排放情况等。但多数学者倾向采用污染治理支出和成本作为环境规制强度的衡量指标，原因在于，当企业面临较严格的环境规制时，会花费较多的支出和成本在污染治理上，污染治理成本和支出会随着环境规制强度的提高而增加，使用污染治理支出和成本能够较好地反映产业面对的环境规制强度。［6］当前的研究主要集中在工业污染的环境规制方面，其指标数据主要体现在环境投资和治理的成本、废弃物的排放上，数据来源广泛且较为可得。然而在农业领域里，环境规制的成本较为隐蔽难以衡量，这一方面表现在国家对农产品质量规定较严格的质量标准以及产品的出口又受到较高的绿色壁垒的限制，涉农生产者需投入适当成本来改善农业生产环境确保产品质量，另一方面表现在国家对农业污染的治理及投资也较工业领域滞后，治理的方式主要表现在产业结构的调整，化肥农药的替代以及优良品种的选择上，治理成本也难以衡量。
为了克服上述局限性，本文选用环境污染排放指标作为农业环境规制强度指标，对于一个效能政府和生产者而言，环境污染程度越高，其治理成本就越大，环境规制的难度也就较大，环境规制的强度也就越大。主要原因是农业环境污染程度越高，政府就会对农产品质量制定较严格的标准，同时对农业污染治理的成本也就越大。从机会成本的角度看，农业环境污染会导致农作物减产，粮食以及畜禽产品品质下降，从而导致农业产量的减少和产值的降低。鉴于此，这里采用农业污染排放指标即过剩氮量来衡量农业环境规制强度。过剩氮量衡量指标来源于曲劳养分平衡理论。曲劳(Truog)的养分平衡理论，主要是以作物与土壤之间养分供求平衡为目的，根据作物的需肥量与土壤供肥之差，求得实现计划产量所需肥料量。本文根据曲劳养分平衡理论建立耕地过剩氮量的测算模型：［7］
S=∑XjYj+∑EkFk+A-∑PiQi(1)
(1)式中，S表示过剩氮含量，其表示为某地区实际提供的氮含量和农作物实际需要的含氮量之差。Xj表示第j种家畜粪肥含氮量，YJ表示某三年平均第j种家畜总饲养量；Ek为第K种化肥的单位氮量，Fk为某三年平均第K种化肥的使用量；Pi表示第i种农产品的单位耗氮量，Qi表示某三年平均第i种农产品的总产量；A表示某地土壤里的固有含氮量。S的结果可以对各个地区的过剩氮污染现状作出基本的判断，S>0，说明该地区耕地中存在过剩氮量，绝对值越大，污染程度越高。 当S<0时，说明该地区耕地中不存在过剩氮、磷量。
运用过剩氮量作为农业环境规制强度指标是可行的，也是可以操作的。对于一个环境治理意识强烈的效能政府和企业而言，农业环境规制强度与农业污染的强度是成正比的，即农业污染强度越大，环境治理采取的力度也就越大，对农产品质量限制的标准也就越严格，其治理成本也就越大，环境规制的强度也就越大。而曲劳养分平衡模型又为过剩氮量的测定提供了理论依据。
本文运用曲劳养分平衡理论对安徽省农业生产的过剩氮量进行了测量，安徽省的过剩氮排放量见图1。
由图1可以看出，虽然自2004年以来，随着农业产业结构的调整，以及农村环境治理措施的出台，农业的过剩氮量有所下降，但自1990年以来的总趋势看安徽省的过剩氮量主要呈波动性的递增趋势。这主要是由于改革开放以后，随着化肥工业的增长以及畜牧业的快速发展，现代化进程的发展，农民对化肥的使用量增加，畜牧产业和养殖业的迅速发展，导致了土壤中过剩氮的产生并呈现递增的趋势发展，由此可以看出农业生态环境的压力在不断增大，对农业的环境规制力度也随之增强。
2.2 农业科技进步及其指标度量
本文对科技进步的测算指标来源于农业生产函数。假设安徽省的农业生产函数为
Yt=AtX1α1X2α2X3α3X4α4(2)
假设农业生产函数的前提条件是规模报酬不变。［8］在农业生产函数中，Y表示农业生产总值，X1为农村耕地面积，X2为农村劳动力人数，X3为农业机械总动力，X4为农业使用化肥数量，At为农业科技进步指标。α1,α2,α3,α3分别表示农村耕地、农村劳动力、农业机械以及农业使用化肥对产出的贡献率。根据农业生产函数可以求出农业科技进步指标的计算公式：At=[SX(]Yt[]X1α1X2α2X3α3X4α4[SX)](3)
为了估计出农业生产函数的参数α1，α2,α3,α3值,根据本文所选择变量首先建立对数回归方程：lnY=lnc0+c1lnX1+c2lnX2+c3lnX3+c4lnX4。考虑到农业生产函数的规模报酬不变的条件，因此需假设αi=[SX(]ci[]∑[DD(]4[]i=1[DD)]ci[SX)],i=1,2,3,4.本文Y表示农业生产总值。农村耕地面积、农村劳动力人数、农业机械总动力和农业使用化肥数量数据选自安徽省1990-2008年《安徽统计年鉴》中农业生产总值（扣除价格变动因素，以1990年不变价格为基准）、农村耕地面积、农村劳动力人数、农用机械总动力以及使用化肥数量数据，对模型进行多元回归分析，得出参数c1=007,c2=007,c3=029,c4=075,R2=098,DW=277.于是可得α1=006,α2=006,α3=025,α3=063将参数代入(3)式，得出农业科技进步率表达式：
At=[SX(]Yt[]X1006X2006X3025X4063[SX)](4)
将各年度数据代入（4）式即可算出安徽省各年度的农业科技进步指标，见表1
3 环境规制与农业科技进步关系的协整分析
为了验证环境规制和农业科技进步之间的关系，环境规制强度指标用过剩氮量即St表示，农业科技进步指标用At表示。建立回归模型：At=a+bSt，将本文计算所得过剩氮量St数据和农业科技进步数据At对模型进行回归分析得出：At=11.125 60+0.009 829St，R2=0.067 842。该模型的拟合优度较差，不能显示两变量之间的关系。但对St和At的序列曲线图分析发现，两者的变化趋势较接近，At序列变化略滞后于St序列变化，两者可能存在某种长期的稳定关系。因此，有必要分析这两个序列的之间协整关系。
3.1 数据的单位根检验
在进行协整分析之前首先要对St和At序列进行单位根检验以判断数据的平稳性。协整分析的前提是各序列是非平稳序列但经过一阶差分后数据变为平稳序列，即两个序列应当都是一阶单整序列。以下运用eviews5.0对St和At序列进行ADF单位根检验和PP单位根检验（见表2、表3）。［9］由ADF和PP检验的统计量和临界值比较可见，在没有差分之前，各统计量均大于不同水平下的临界值，而经过一阶差分之后的ADF和PP检验的统计量均小于不同显著性水平下的临界值，属于一阶平稳序列。因此，由检验结果可以看出St和At序列均是非平稳序列且存在一阶单整I(1)，满足协整检验的条件。
3.2 Johansen协整分析
为了确定St和At序列是否具有协整关系，我们运用Johansen协整分析方法对两序列进行协整分析（见表4）。
由协整检验结果（见表4）可以看出，迹统计量和最大特征值均小于5%临界值水平，因此拒绝原假设，即St和At序列间存在稳定的协整关系。而由标准化的协整系数表（见表5）可以看出，At和St序列有着较弱的正相关，St每增加一个单位，At仅增加0.005个单位。协整检验的结果表明，我国农业的环境规制对农业的科技创新有着一定的促进作用，这和波特假说是一致的。但是实证的检验表明，我国环境规制的效果并不明显，对科技创新的促进作用不是很强。这和我国农业生产的主体特征是相吻合的。我国的农业生产是以较分散的家庭联产承包责任制为主的生产形式，农民对科技的接纳的敏感性不强，农业科技创新主要以政府、龙头企业、合作组织的引导和带动有关。
3.3 Granger因果关系检验
为了进一步分析序列St和At的相互影响关系，还需对这两序列进行Granger因果关系检验，检验结果见表6。由检验结果可以看出，对于环境规制不是引起农业科技进步的原因的检验，由于p＜0.05,故拒绝原假设，因此，环境规制是促进农业科技进步的原因；而对于农业科技进步不是环境规制提高的原因的检验，由于p＞0.05，接受原假设，所以农业科技进步不是环境规制提高的直接原因。而以上关系在农业生产实践过程中也能得以解释：环境规制的增强，会引发农业生产者运用技术改良土壤、改善农作物品质，降低环境污染程度以及由此导致的产品损失，提高产品的产量和品质，而这正是和波特假说相吻合的。
3.4 脉冲响应和方差分析
要想从数量上更精确地分析St变化对At变化的影响趋势及影响程度，这里有必要引入脉冲响应和方差分析。脉冲响应分析是从动态的角度形象地刻画和验证波特假说的较好的分析工具，用它可以分析内生变量对它自身及所有其他内生变量的变化的反应变化趋势。脉冲响应分
析主要是用来分析一个扰动或变化对自变量产生的影响，进而形成对因变量的影响，而这一影响将又通过因变量和自变量的相互依赖关系而传递下去。［10］由脉冲反应分析图（见图2）可以较清楚地看出St变化对At的冲击反应，在前3期内St变化对At的冲击反应为负值，而过了第4期以后这一冲击反应便上升为正值，At的反应较St的变化有着一定的滞后期，这也真正从动态的角度验证了波特假说的结论，即从变量滞后反应的角度考虑，环境规制对农业科技进步具有一定的促进作用。而由方差分析则可以更精确地得出在不同时期内生变量的冲击对内生变量变化（方差）的贡献度。而由表7可以看出，St对At冲击的滞后性，在前两期，At的变化主要是由自身变化所引起的，到了第3、4期St对At变化的贡献由4.7%迅速上升到19.2%和36.2%，由此造成了St影响的滞后性。由脉冲响应分析和方差分析可以看出，环境规制对农业科技进步的影响具有滞后性的特点，也就是当前的环境规制不是立刻对当期的科技进步产生促进作用，会对第2、3期以后的科技进步产生一定的促进作用，这和农业经济中生产主体对环境规制的反应是相一致的。因此，从静态上看，环境规制和农业科技进步并不存在正向的变化关系甚至会是负向变化关系，但从长远角度看，环境规制有利于农业科技的创新。
4 结论与启示
波特假说认为，环境规制和科技进步之间有着正向变化的关系，即环境规制有利于科技进步和创新。本文以安徽省为例从农业生产领域对这一关系进行了进一步的实证研究。基于安徽省1990-2008年的农业数据，文章运用协整分析，脉冲响应分析及方差分析对环境规制和农业科技进步的长期变化关系进行了确定并对影响趋势和程度进行了定量的分析。主要分析结论有：
虽然环境规制和农业科技进步的数据是非平稳数据，但通过单位根检验两变量属于一阶单整，于是运用Johansen协整分析得出了它们之间的协整关系，环境规制和农业科技进步之间存在正向的变化关系。
由Granger因果关系检验得出环境规制和农业科技进步之间的因果关系，环境规制是农业科技进步提升的促进因素之一。环境规制程度的加强会促使农业生产者改进生产技术，提高产品产量和质量以及产品的竞争力，从而有利于农业科技进步的提高。
而由脉冲响应分析和方差分析则进一步对环境规制对农业科技进步的影响趋势及程度进行了较精确的分析，从动态上验证了波特假说在农业生产领域也是成立的。环境规制对农业科技进步的影响具有滞后性，模型则进一步说明了从静态上环境规制与农业科技进步并不具有较明显的正向促进关系，但从脉冲动态冲击和方差分析上，两者之间的正向变化关系和滞后关系表现得较明显。
环境规制的加强有利于农业的科技水平的提高，这在本文中得到了检验。这在当前农业污染程度处于上升的时期有着重要的意义。要加强农业领域环境规制程度，严格对农业废弃物的排放限制，制定较严格的农产品生产标准和质量标准，通过环境规制来促使农业生产者提高农业生产技术，提高农产品品质和市场竞争力，从而也达到改善环境的目的。另外，由实证的分析也会看出，我国的环境规制对农业科技进步的影响程度并不是很明显，这主要是由于我国分散的农业生产主体的特征所造成的。因此，提高农民的环境意识和科技意识，规范农业生产者的生产行为，加强政府的宣传和引导十分重要。
（编辑：田 红）
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Analysis on the Relationship of Environmental Regulation and Agricultural
Technological Progress：
Based on the Study of Porter’s Hypothesis
TAO Qunshan HU Hao
(College of Economics & Management, Nanjing Agricultural University, Nanjing Jiangsu 210095, China)
Abstract Porter’s hypothesis mainly demonstrates the positive relation between the environmental regulation and agricultural technological progress from the dynamic angle. However, this relation has also been verified in agriculture in Anhui Province, used by variables of the environmental regulation and the agricultural technological progress and by the method of Johansen cointegration, which was based on the data of agricultural production. The causal relation between the environmental regulation and the agricultural technological progress has been illustrated in Granger causality test. The lagging trend and the degree of the environmental regulation influencing the agricultural technological progress have been verified with the impulse response analysis and the variance analysis. It is seen that environmental regulation is conducive to agricultural technological progress from the view of longterm benefit, which is opposite from a static perspective only. Therefore, it is very important that we should strengthen environmental regulation and prompt agricultural producers to improve the technology and the competitive of the agricultural product in the situation of deterioration of the agroecological environment in agriculture, which is carried out by strengthening the environmental regulation, limiting the emission on agricultural waste strictly, developing more stringent standards for agricultural production and product quality, and enhancing awareness of the environment and the awareness of science and technology of farmers.
Key words the environmental regulation; the progress of science and technology of agriculture; Porter’s hypothesis; Johansen cointegration analysis; the impulse response analysis and the variance analysis
收稿日期：2011-08-05
作者简介：陶群山，博士生，主要研究方向为农业经济和环境经济。
通讯作者：胡浩，教授，博士生导师，主要研究方向为农业经济和环境经济。
基金项目：2010年国家社会科学基金重大招标项目（编号：10zd&031）；江苏省教育厅高校哲学社会科学研究重大项目(编号：2010ZDAXM018）；安徽省教育厅高校人文社会科学项目（编号：2009sk414）。