（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，得到结果如下：

表4-3　单位根检验结果

续表

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。

由以上PP检验结果，并综合考虑各变量的ADF单位根检验、DFGLS单位根检验和KPSS单位根检验结果，可以判定在贸易变量中，农产品贸易依存度、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。

农村居民实际人均纯收入和单位畜禽粪便排放量要经过二阶差分才能平稳，为I（2）序列，不满足协整的条件。下文在协整分析时，将单位禽畜粪便量排除在外；对农村居民实际人均纯收入进行一阶差分，可得△income满足I（1）过程，进而对△income与环境变量进行协整分析，即分析农村居民实际人均纯收入增量与环境之间的关系。

（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贸易依存度、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4-4至4-7所示：

表4-4　各环境变量与贸易依存度的Johansen协整检验结果

续表

表4-5　各环境变量与出口依存度的Johansen协整检验结果

表4-6　各环境变量与进口依存度的Johansen协整检验结果

表4-7　各环境变量与农村居民实际人均纯收入增量的Johansen协整检验结果

续表(www.daowen.com)

协整可以衡量经济变量之间的长期均衡关系，通过上述协整检验结果发现，在过程为一阶单整的8个农业环境变量中，除水库容量外，其余7个变量均与农产品贸易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7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贸易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贸易依存度存在负的协整关系。

下面进一步分析农产品贸易中的出口贸易与进口贸易在此问题中担任了怎样的角色。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外的6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外的7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。

最后，本小节同时考察了农村居民实际人均纯收入增量与农业环境变量的协整关系。从检验结果来看：农村居民实际人均纯收入与农药单位面积使用量、秸秆单位面积产量、水土流失治理面积、治涝面积和受灾面积等五个变量存在协整关系；其中，与农药单位面积使用量、秸秆单位面积产量、水土流失治理面积和治涝面积之间存在正的协整关系；与受灾面积存在负的协整关系。

由以上结果可以看出：除受灾面积外，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。农民实际人均纯收入增量与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也存在正向关系。农业污染物数量与农业产量相关，“重量不重质”的非科学经济增长方式会加剧污染物的排放和生态环境的破坏。但同时通过实证结果也可以看到，随着农民收入的提高，相关环境治理工作进展较快，部分环境质量指标得到改善，如水土流失治理和治涝面积的增大以及受灾面积的减少。

农产品出口贸易依存度与多数农业污染变量的增多存在负向关系，农产品进口贸易依存度与多数农业污染变量的增多存在正向关系。这个结果可以从以下两方面来解释：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”。由南北贸易模型理论可得，贸易开放程度的提高会使得“清洁产品”出口国的污染物排放降低，环境得到改善。二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，在长期可能影响农业产量，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，下面采用格兰杰因果检验方法对两者关系进行进一步研究。根据单位根检验结果显示，本章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，得出错误的因果关系。Lutkepohl和Reimers（1992）和Toda和Philips（1991）提出若两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，2004）。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，得到结果如表4-8至表4-11所示：

表4-8　贸易依存度与各环境变量的格兰杰因果分析

表4-9　出口依存度与各环境变量的格兰杰因果分析

表4-10　进口依存度与各环境变量的格兰杰因果分析

表4-11　农村居民实际人均纯收入增量与各环境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贸易、出口贸易、进口贸易以及农村居民收入之间的因果关系。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，农产品贸易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，农产品贸易依存度还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，出口依存度还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”。根据本小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。在经济发展的初期，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，往往设计一个价格机制^[2]，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。我国仍然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。

除贸易为因的结果外，有约为1/3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面。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；二是人民生活水平的日益提高，致使居民对环境质量的需求和大众整体环保意识都不断提高。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。

最后，通过对农村居民实际人均纯收入增量与环境变量的格兰杰因果检验发现：在5%的显著性水平上，收入增量为秸秆单位面积产量、水土流失治理面积和受灾面积的因，为治涝面积的果；在10%的显著性水平上，收入增量还与水土流失治理面积互为因果。农业环境与农民收入增量的格兰杰因果检验可得到与农产品贸易因果检验相似的结论：农民收入增量为大多农业环境变量的格兰杰因；收入增量与部分环境变量之间存在互为因果的关系。也就是说，农民收入变化是影响农业环境变化的重要原因，农业环境变化对农民收入变化的影响也开始凸显。