《山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的實證分析【論文】6000字》

山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的實證分析目錄第一章引言 2第二章文獻綜述 3第三章實證分析 43.1數(shù)據(jù)來源及說明 43.2山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的多元線性回歸分析 93.2.1構(gòu)建多元線性回歸模型 93.2.2多元線性回歸分析 93.3山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的雙對數(shù)模型分析 113.3.1構(gòu)建雙對數(shù)模型 113.3.2數(shù)據(jù)分析 12第四章結(jié)論與政策啟示 13參考文獻 14第一章引言雖然山東省的農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額逐年增長，但是以往依靠擴大資源和要素投入的粗放型增長方式，在給中國經(jīng)濟帶來數(shù)量增長奇跡的同時也使得我國生態(tài)環(huán)境瀕臨紅線。對此，中國政府在“十二五”規(guī)劃、黨的十九大報告、“十三五”規(guī)劃、“十四五”規(guī)劃中均指出要實現(xiàn)綠色可持續(xù)的高質(zhì)量發(fā)展，并在對外貿(mào)易中也紛紛強調(diào)這一要求。那么，山東省的農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額逐年增長是否真正改善了當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染?其究竟通過哪些機制對環(huán)境污染產(chǎn)生何種影響？顯然，科學(xué)回答上述問題能夠為中國各省在治理環(huán)境在污染問題方面總結(jié)經(jīng)驗，從而為進一步地優(yōu)化農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易實施方案乃至為我國未來在全面構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制中實現(xiàn)美麗中國目標(biāo)提供參考依據(jù)和經(jīng)驗啟示。從現(xiàn)有文獻來看，國內(nèi)外學(xué)者就對外貿(mào)易的經(jīng)濟效應(yīng)開展了大量研究，其主要涉及城市和企業(yè)兩個層面的影響。其一，在城市層面主要研究了對外貿(mào)易的增長對經(jīng)濟增長、貿(mào)易轉(zhuǎn)型、資本流動、就業(yè)等方面的影響[1,2,3]。其二，在企業(yè)層面主要研究了對外貿(mào)易的增長對企業(yè)創(chuàng)新和投資效率的影響。截至目前，就對外貿(mào)易額增長對當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染的影響進行量化評估的研究尚少[4,5,6,7]。鑒于此，本文采用2005—2019年中國山東省外貿(mào)與環(huán)境的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，采用多元線性回歸模型和雙對數(shù)模型分析山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的增長對環(huán)境污染產(chǎn)生的效應(yīng)及其作用機制。與現(xiàn)有研究相比，本文貢獻主要體現(xiàn)在：第一，采用多元線性回歸模型和雙對數(shù)模型評估山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的增長對環(huán)境污染的效應(yīng)；第二，與以往的研究相比，本文進一步采用格蘭杰因果檢驗，提高了結(jié)果的可靠性；第三，本文進一步考察了山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的增長對環(huán)境污染的作用機制，為如何更好地通過對外貿(mào)易促進當(dāng)?shù)丨h(huán)境改善提供了參考依據(jù)和政策啟示。第二章文獻綜述由于山東省的農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額逐年增長主要作用為推動了我國打造開放型經(jīng)濟和推動我國的經(jīng)濟全球化，因此促進貿(mào)易自由化成為山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易的關(guān)鍵任務(wù)?；诖耍綎|省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的逐年增長影響當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染的理論機制可以借鑒Copeland等[8]關(guān)于貿(mào)易開放與環(huán)境污染二者關(guān)系的經(jīng)典理論來解釋，即山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的逐年增長會通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)這三種作用機制來影響當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染。規(guī)模效應(yīng)是指自由貿(mào)易試驗區(qū)的設(shè)立通過影響所在城市的經(jīng)濟規(guī)模總量而對其環(huán)境污染產(chǎn)生影響。山東省的農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易通過更加便利、更低成本、更高效率等貿(mào)易政策和更加簡潔的外商投資準(zhǔn)入負(fù)面清單政策而直接擴大當(dāng)?shù)貙ν赓Q(mào)易和外商投資規(guī)模，進而促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟規(guī)模的擴大。根據(jù)彭水軍等[9]的研究，經(jīng)濟規(guī)模是影響我國環(huán)境污染的重要因素。一方面，經(jīng)濟規(guī)模的擴大使得當(dāng)?shù)卣@得更多的財政收入，從而使得該地區(qū)能夠用來治理環(huán)境污染的政府資金增多；另一方面，經(jīng)濟規(guī)模的擴大會提高當(dāng)?shù)鼐用竦娜司杖胨?，使得?dāng)?shù)鼐用裉岣邔γ篮铆h(huán)境的需求，從而促使當(dāng)?shù)卣畬⒏噘Y金投入到環(huán)境治理中。根據(jù)逯進等[10]的研究，經(jīng)濟規(guī)模越大的城市往往對環(huán)境污染治理的投入力度越大。此外，我國各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)均對綠色環(huán)保提出了較高要求，并強調(diào)實現(xiàn)綠色可持續(xù)的高質(zhì)量發(fā)展。因此，山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的逐年增長能夠通過規(guī)模效應(yīng)改善當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染。結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的逐年增長通過影響所在城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而對其環(huán)境污染產(chǎn)生影響。根據(jù)單位產(chǎn)值污染物排放量大小，產(chǎn)業(yè)可以劃分為污染密集型產(chǎn)業(yè)和非污染密集型產(chǎn)業(yè)。一方面，山東省的農(nóng)業(yè)貿(mào)易的總體方案均貫徹了綠色發(fā)展理念，明確提出了較高的環(huán)保要求，使得污染密集型產(chǎn)業(yè)準(zhǔn)入的環(huán)保門檻提高，即會抑制污染密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；另一方面，山東省以促進服務(wù)業(yè)發(fā)展作為重點任務(wù)，而服務(wù)業(yè)屬于非污染密集性產(chǎn)業(yè)。可見，山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的逐年增長可以促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向綠色化方向升級，從而對環(huán)境污染有明顯的抑制作用。根據(jù)于峰等[11]的研究，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠有力地改善我國環(huán)境污染。因此，自由貿(mào)易試驗區(qū)的設(shè)立能夠通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)改善當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染。技術(shù)效應(yīng)是指山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的逐年增長通過影響所在城市的技術(shù)進步而對其環(huán)境污染產(chǎn)生影響。一方面，較高的環(huán)保要求會促使企業(yè)增加研發(fā)投入以提高減排技術(shù)；另一方面，山東省憑借其更加便利的貿(mào)易和投資政策吸引了高質(zhì)量的國外資本，通過溢出效應(yīng)進一步帶動當(dāng)?shù)仄髽I(yè)發(fā)展減排技術(shù)。Mcausland[12]認(rèn)為貿(mào)易額增長能夠有效地促進清潔生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)；Beladi等[13]發(fā)現(xiàn)貿(mào)易的開放與發(fā)展可以促進節(jié)能減排技術(shù)的發(fā)展與傳播；盧洪友等[14]研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易額增長帶來的技術(shù)效應(yīng)能有效改善我國環(huán)境污染。因此，山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的逐年增長有助于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進行清潔生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)創(chuàng)新，通過創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)生的技術(shù)效應(yīng)而改善當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染。第三章實證分析3.1數(shù)據(jù)來源及說明本文所選取的2005-2019年山東省時間序列數(shù)據(jù)，所選變量均來自于《山東統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》。對于缺失的某一年份的某個統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以其他年份的該項變量均值替代。由于某些變量數(shù)據(jù)需經(jīng)計算獲得，現(xiàn)對此進行如下說明：環(huán)境污染濃度Y(噸/公頃)由于農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的主要來源為農(nóng)用化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜，即以單位播種面積上農(nóng)用化肥施用量、農(nóng)藥、農(nóng)膜使用量的總和來表示環(huán)境污染濃度。當(dāng)環(huán)境污染濃度數(shù)值提高時，說明解釋變量對環(huán)境的影響為負(fù)；當(dāng)環(huán)境污染濃度數(shù)值降低時，說明解釋變量對環(huán)境的影響為正。綜上，以環(huán)境污染濃度作為山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額增長對環(huán)境效應(yīng)影響的衡量指標(biāo)。農(nóng)業(yè)人口人均收入X1(元/人)陳慧琳等人的研究證明人均收入較高時，由于人們對清潔環(huán)境的偏好和政府足夠的資金支持，會推動技術(shù)的創(chuàng)新、加快國外先進技術(shù)的引進，最終會使環(huán)境改善[15]；反之，人均收入較低時，人們對環(huán)境要求較低，政府支出也以提高居民生活水平為主要目的，減少對環(huán)境的關(guān)注。綜上，以農(nóng)業(yè)人口人均收入作為技術(shù)效應(yīng)的衡量指標(biāo)。3.資本-勞動比X2Silvia等人的研究證明資本-勞動比對應(yīng)環(huán)境效應(yīng)中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)[16]。由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)中缺少農(nóng)業(yè)資本存量的有關(guān)數(shù)據(jù)，則以農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)作為資本存量。統(tǒng)計數(shù)據(jù)中無具體的農(nóng)業(yè)從業(yè)人員，以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比例為比重，近似為農(nóng)業(yè)從業(yè)人員占農(nóng)業(yè)牧漁業(yè)從業(yè)人員比重，在乘以農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員即得出農(nóng)業(yè)從業(yè)人員，其中，2005年和2006年無具體的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)值，以農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值比重乘農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)值為變量數(shù)據(jù)。綜上，以資本-勞動比作為結(jié)構(gòu)效應(yīng)的衡量指標(biāo)。4.單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額X3(萬元/公頃)。KellyBourque等人的研究證明農(nóng)產(chǎn)品進出總額可以來衡量經(jīng)濟規(guī)模[17]，由于山東省農(nóng)產(chǎn)品進出口總額以“億美元”為單位，本文按照不同年份美元對人民幣的匯率對其進行調(diào)整，調(diào)整后以“億元”為單位，由于環(huán)境污染濃度是以單位播種面積化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜使用量衡量的，為便于后文的彈性分析，農(nóng)產(chǎn)品進出口總額也以播種面積為底，以萬元/公頃為此變量單位。綜上，以單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額作為規(guī)模效應(yīng)的衡量指標(biāo)。具體數(shù)據(jù)如下表所示：表3.1山東省農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)和環(huán)境的相關(guān)數(shù)據(jù)年份環(huán)境污染濃度Y（噸/公頃）農(nóng)業(yè)人口人人均農(nóng)業(yè)收入X1（元）資本-勞動比X2單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額X3（萬元/公頃）20052.262208.051739.961.35984903220062.342548.711567.881.77363492720071.43045.28278.270.9095057920081.463353.03285.961.04775430620091.473770.92379.041.12665664920101.394382.23619.221.21365305520111.384886.16701.441.15091896120121.385371.141123.511.56813125920131.366297.681202.042.01870232920141.366618.922087.172.13069835320151.336888.272611.252.31220085920161.317909.13230.272.3763309820171.38341.454459.051.77194607720181.259106.664992.221.75500828620191.238677.836133.431.889785317數(shù)據(jù)來源：《山東統(tǒng)計年鑒》本文主要采用Eviews軟件來進行計量經(jīng)濟模型的設(shè)定和分析。為了防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，先對各個經(jīng)濟變量的序列進行ADF單位根檢驗，以確定各個經(jīng)濟變量序列是否平穩(wěn)，檢驗結(jié)果如表3.2所示：表3.2數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量檢驗形式ADF5%臨界值10%臨界值結(jié)論Y不含截距項和趨勢項-2.389-1.977-1.602平穩(wěn)X1含截距項、不含趨勢項-0.554-3.098-2.691不平穩(wěn)X2含截距項和趨勢項-3.333-3.828-3.362不平穩(wěn)X3含截距項、不含趨勢項-1.413-3.098-2.69不平穩(wěn)在對原序列進行ADF檢驗后，發(fā)現(xiàn)變量X1、X2、X3的ADF檢驗結(jié)果不能拒絕原假設(shè)，即存在單位根，數(shù)據(jù)不具有平穩(wěn)性。所以對這些非平穩(wěn)變量進行一階差分處理，結(jié)果如下所示：表3.3變量X1、X2、X3一階差分?jǐn)?shù)據(jù)的ADF檢驗結(jié)果變量一階差分檢驗形式ADF5%臨界值10%臨界值結(jié)論X1含截距項、不含趨勢項-3.075-3.933-3.42不平穩(wěn)X2含截距項和趨勢項-3.771-4.008-3.461平穩(wěn)X3含截距項、不含趨勢項-4.017-3.119-2.701平穩(wěn)如表3.3所示，在對X1、X2、X3進行一階差分的ADF檢驗后，X2、X3的一階差分ADF檢驗結(jié)果是拒絕原假設(shè)的，即不存在單位根，數(shù)據(jù)處于平穩(wěn)狀態(tài)。繼續(xù)對X1進行下面進行含截距項、不含趨勢項的二階差分檢驗，得出其ADF值為-3.168，5%臨界值為-3.212，10%臨界值為-2.747，檢驗結(jié)果拒絕原假設(shè)，變量X1不存在單位根，數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。由于各個變量不是同階平穩(wěn)，如果對非平穩(wěn)的變量使用最小二乘法回歸，會出現(xiàn)偽回歸的結(jié)果，因此下面進行數(shù)據(jù)的協(xié)整性檢驗，即殘差項的平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果如表3.4所示：表3.4殘差項的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量檢驗形式ADF5%臨界值10%臨界值結(jié)論ET不含截距項和趨勢項-3.33-1.97-1.60平穩(wěn)如表所示，殘差項的ADF值為-3.33＜5%臨界值=-1.97，拒絕原假設(shè)，殘差項具有平穩(wěn)性，說明被解釋變量環(huán)境污染濃度和解釋變量農(nóng)業(yè)人口人均農(nóng)業(yè)收入、資本-勞動比、單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口總額之間分別存在協(xié)整關(guān)系，本文所選取的數(shù)據(jù)具有協(xié)整性。繼續(xù)進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表3.5所示：表3.5格蘭杰因果檢驗結(jié)果PairwiseGrangerCausalityTestsNullHypothesis:F-StatisticProb.X1doesnotGrangerCauseY40.00720.00007X2doesnotGrangerCauseY30.47740.0002X3doesnotGrangerCauseY6.085030.0247由格蘭杰因果檢驗結(jié)果可知，解釋變量農(nóng)業(yè)人口人均農(nóng)業(yè)收入X1、資本-勞動比X2、單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額X3是被解釋變量環(huán)境污染濃度變動的原因。因此，通過構(gòu)建多元線性回歸模型賴檢驗解釋變量對被解釋變量的貢獻程度是可行的，得出的結(jié)果也是準(zhǔn)確可靠的。3.2山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的多元線性回歸分析3.2.1構(gòu)建多元線性回歸模型設(shè)環(huán)境污染濃度為被解釋變量，以表示，設(shè)資本-勞動比、人均收入、單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出總額為解釋變量，分別以、、表示。假設(shè)是、、線性函數(shù)，它們可以表示為如下形式：(3-1)3.2.2多元線性回歸分析用Eviews軟件對公式（3-1）做最小二乘估計，輸出結(jié)果如表所示。表3.6多元線性回歸結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1.9771000.13284514.882720.0000X1-0.0002562.82E-05-9.0693620.0000X20.0001593.23E-05-8.0693620.0004X30.3644820.97055-7.0693620.0032R-squared0.891094AdjustedR-squared0.861392F-statistic30.00152Prob(F-statistic)0.000014F檢驗由表4.2輸出的結(jié)果可以得到多元線性回歸模型為：（3-2）原假設(shè)：備擇假設(shè)：由表4.2可知，檢驗統(tǒng)計量F為30.00152，因為給定，，因為，所以否定原假設(shè)，總體回歸模型存在顯著的線性關(guān)系，即山東省農(nóng)業(yè)環(huán)境污染濃度與農(nóng)業(yè)人口人均收入、農(nóng)業(yè)資本-勞動比和單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額的線性關(guān)系是顯著的。t檢驗原假設(shè)：備擇假設(shè)：因為給定，因為，所以否定原假設(shè)，即農(nóng)業(yè)人口人均農(nóng)業(yè)收入對山東省環(huán)境污染濃度有顯著影響。因為，所以否定原假設(shè)，即農(nóng)業(yè)資本-勞動比對山東省環(huán)境污染濃度有顯著影響。因為，所以否定原假設(shè)，即單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額對山東省環(huán)境污染濃度有顯著影響。擬合優(yōu)度檢驗根據(jù)表4.2可知，，接近于1，擬合程度較好。多元線性回歸結(jié)果分析由表3.6及公式（3-2）可知，農(nóng)業(yè)人口人均農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)業(yè)資本-勞動比、單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額對環(huán)境污染濃度均有顯著影響，其中，農(nóng)業(yè)人口人均收入增多對山東省環(huán)境污染濃度有反向影響，即農(nóng)業(yè)人口人均收入增多會使環(huán)境改善。農(nóng)業(yè)資本-勞動比和單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額增大對山東省環(huán)境污染濃度有正向影響，即農(nóng)業(yè)資本-勞動比和單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額增大會使環(huán)境惡化。由于人均農(nóng)業(yè)收入增多代表技術(shù)進步、資本-勞動比數(shù)值增大表示山東省農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)逐漸向資本化傾斜、單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額增大表示經(jīng)濟規(guī)模擴張[18,19,20],所以技術(shù)變化、農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化、經(jīng)濟規(guī)模變化均對環(huán)境有顯著影響，技術(shù)進步、農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)向勞動密集型傾斜、經(jīng)濟規(guī)模收縮會使環(huán)境改善；技術(shù)退步、農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)資本化、經(jīng)濟規(guī)模擴張會使環(huán)境惡化[21,22,23,24]。3.3山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的雙對數(shù)模型分析3.3.1構(gòu)建雙對數(shù)模型雖然上文已由多元回歸分析給出了相關(guān)變量對山東省環(huán)境的影響結(jié)果，但由于不同變量所使用的單位不同，無法相互之間進行比較[25]，得出山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易環(huán)境的凈效應(yīng)，所以要通過雙對數(shù)模型分析，將參數(shù)變成影響彈性，從而使不同變量之間具有可比性，說明解釋變量每變動百分之一個單位，被解釋變量變化的程度[26,27]。對多元線性回歸模型兩邊取對數(shù)，得到公式3-3：（3-3）3.3.2數(shù)據(jù)分析用Eviews軟件對雙對數(shù)模型進行分析，得到結(jié)果如表3.7所示：表3.7雙對數(shù)模型分析結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C4.3895100.25861416.973180.0000LOG（X1）-0.5639360.033563-16.802270.0000LOG（X2）0.0989470.0204324.8427100.0005LOG（X3）0.1794570.0656732.7325730.0195R-squared0.963638AdjustedR-squared0.953721F-statistic97.17201Prob(F-statistic)0.000000由圖2，可以得到回歸方程：(3-4)由雙對數(shù)模型分析結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)人口人均收入增加會使環(huán)境改善，資本-勞動比和單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口值增大會使環(huán)境惡化，各個解釋變量對被解釋變量的影響方向與多元線性回歸模型分析結(jié)論一致。其中，農(nóng)業(yè)人口人均農(nóng)業(yè)收入增加1%會使環(huán)境污染濃度減少0.56%，資本-勞動比增加1%會使環(huán)境污染濃度增加0.09%，單位播種面積農(nóng)產(chǎn)品進出口額增加1%會使環(huán)境污染濃度增加0.18%。由此可知，由農(nóng)業(yè)人口人均收入增加表示的技術(shù)進步在環(huán)境改善中發(fā)揮了主要作用[28]。第四章結(jié)論與政策啟示自改革開發(fā)以來，中國的農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額總體呈上升態(tài)勢。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：研究發(fā)現(xiàn)：（1）山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的增長促進了所在城市的技術(shù)進步，通過技術(shù)效應(yīng)改善了所在城市的環(huán)境污染。（2）山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的增長促進了所在城市經(jīng)濟規(guī)模擴大，通過規(guī)模效應(yīng)加重了所在城市的環(huán)境污染；（3）山東省農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易額的增長促進了所在城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)改善了所在城市的環(huán)境污染；由此，本文提出以下政策啟示：（1）在逐步增設(shè)和升級農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的同時，要更加注重提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的水平和質(zhì)量，致力于帶動地方經(jīng)濟的綠色發(fā)展[29]；（2）將創(chuàng)新作為綠色發(fā)展的驅(qū)動力，加大清潔能源的使用力度[30]；（3）在制定農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易發(fā)展戰(zhàn)略時，需要因地制宜，逐步淘汰“三高”傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向綠色化升級[31]。參考文獻[1]EliasGiannakis,JonildaKushta,DespinaGiannadaki,GeorgeK.Georgiou,AdrianaBruggeman,JosLelieveld.Exploringtheeconomy-wideeffectsofagricultureonairqualityandhealth:EvidencefromEurope[J].ScienceoftheTotalEnvironment,2019,663.[2]NkanyisoJ.Sithole,LembeS.Magwaza,GuyR.Thibaud.Long-termimpactofno-tillconservationagricultureandN-fertilizeronsoilaggregatestability,infiltrationanddistributionofCindifferentsizefractions[J].Soil&TillageResearch,2019,190.[3]CarloIngrao,JacopoBacenetti,JanuszAdamczyk,ValentinaFerrante,AntonioMessineo,DonaldHuisingh.Investigatingenergyandenvironmentalissuesofagro-biogasderivedenergysystems:AcomprehensivereviewofLifeCycleAssessments[J].RenewableEnergy,2019,136[4]左喆瑜,付志虎.綠色農(nóng)業(yè)補貼政策的環(huán)境效應(yīng)和經(jīng)濟效應(yīng)——基于世行貸款農(nóng)業(yè)面源污染治理項目的斷點回歸設(shè)計[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2021(02):106-121.[5]張曉玲,陳青,鄧姍,陳燕翎.農(nóng)業(yè)外商直接投資對農(nóng)業(yè)面源污染的影響[J].臺灣農(nóng)業(yè)探索,2020(03):36-40.[6]徐寧,李曉梅.山東省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)研究[J].商場現(xiàn)代化,2018(02):30-31[7]李祝平,李舒穎,黃再春.我國農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的實證研究[J].江淮論壇,2017(04):25-29[8]COPELANDBR,TAYLORMS.North-Southtradeandtheenvironment[J].TheQuarterlyJournalofEconomics,1994,109(3):755-787.[9]彭水軍,張文城,曹毅.貿(mào)易開放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)是否加劇了中國的環(huán)境污染：基于地級城市動態(tài)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].國際貿(mào)易問題,2013(8):119-132.[10]逯進,趙亞楠,蘇妍.“文明城市”評選與環(huán)境污染治理：一項準(zhǔn)自然實驗[J].財經(jīng)研究,2020(4):109-124.[11]于峰,齊建國.開放經(jīng)濟下環(huán)境污染的分解分析：基于1990—2003年間我國各省市的面板數(shù)據(jù)[J].統(tǒng)計研究,2007(1):47-53.[12]CAROLM.Trade,politics,andtheenvironment:tailpipevs.smokestack[J].Journa