中國農(nóng)業(yè)碳排放的地區(qū)差異與收斂性分析

楊秀玉

摘要：從農(nóng)業(yè)碳排放源頭入手，估算了1993 — 2011年中國省際農(nóng)業(yè)碳排放總量，并運(yùn)用泰爾指數(shù)及其分解方法，對中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度分布的地區(qū)差異進(jìn)行測度并按照東、中、西三大區(qū)域進(jìn)行了結(jié)構(gòu)分解，同時(shí)借鑒經(jīng)濟(jì)增長理論中的收斂性檢驗(yàn)方法，對中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的區(qū)域差異進(jìn)行了收斂性檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：①從總體上看，中國農(nóng)業(yè)碳排放總量基本上呈現(xiàn)上升趨勢，且前期上升較快，后期上升較慢；②中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的分布存在明顯的區(qū)域差異，而且差異主要來自于三大區(qū)域內(nèi)部，其中西部地區(qū)對農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度總體差異的影響最大；③運(yùn)用面板數(shù)據(jù)證實(shí)了1994 — 2011年中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的地區(qū)分布不存在σ收斂和條件β收斂。以上結(jié)論表明中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度水平不會自動降低到穩(wěn)態(tài)，政府對農(nóng)業(yè)碳減排的政策干預(yù)將是必不可少的。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度；區(qū)域差異；泰爾指數(shù)；收斂性

中圖分類號：F323.22 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：0439-8114（2016）04-1066-07

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2016.04.062

Regional Differences and Convergence of Agricultural Carbon Emissions in China

YANG Xiu-yu

（School of Economics， Shandong Normal University， Jinan 250014， China）

Abstract： From the source of agricultural carbon emission， the provincial agricultural carbon emissions from 1993 to 2011 in China were estimated，by using Theil index and its decomposition method to measure the regional differences of the agricultural carbon intensity distribution in China， and conduct a structural decomposition according to the three major regions of east， middle and west. At the same time， the convergence testing method of the economic growth theory was used for reference to perform a convergence test on the regional differences of agricultural carbon intensity in China. It concluded that， ①Generally speaking，Chinas agricultural carbon emissions basically showed a rising trend， and the pre-rise was faster， the late rise was slow；②The distribution of Chinas agricultural carbon intensity have obvious regional differences and the differences came mainly from the inside of the three major regions， of which the west region have the greatest influence on the overall difference of agricultural carbon intensity；③The results of the estimate with the panel data showed that there was neither σ convergence nor conditional β convergence. The above conclusion indicated that Chinas agricultural carbon intensity will not automatically reduce to the steady state，the government policy intervention to reduce agricultural carbon emissions will be essential.

Key words：agricultural carbon intensity；regional differences；Theil index；convergence

農(nóng)業(yè)作為維系國計(jì)民生的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，在全球氣體循環(huán)（包括CO2，CH4，N2O）中具有著牽一發(fā)而動全身的重要地位，一方面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動最直接地遭受全球氣候變暖帶來的嚴(yán)重摧殘，另一方面它也源源不斷地排放溫室氣體，加劇溫室效應(yīng)。農(nóng)業(yè)碳排放是指農(nóng)業(yè)（本研究所指種植業(yè)）生產(chǎn)過程中由于化肥農(nóng)藥等能源的消費(fèi)，以及土地翻耕過程所直接或間接導(dǎo)致的溫室氣體的排放。根據(jù)聯(lián)合國政府間氣候變化專業(yè)委員會（IPCC）進(jìn)行的第4次評估報(bào)告，農(nóng)業(yè)已成為僅次于電熱生產(chǎn)的溫室氣體的第二大重要來源，約占全球溫室氣體排放量的14%[1]。在中國，據(jù)農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計(jì)，農(nóng)業(yè)溫室氣體排放量占總排放總量的17%，高于國際平均水平，其中農(nóng)業(yè)排放的甲烷和二氧化氮分別占全國總量的50%和92%。隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的加快發(fā)展和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所必需的農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用機(jī)械等高碳型生產(chǎn)資料被大量投入使用，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的能源消耗將會越來越大。加之農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中自然源溫室氣體排放也在不斷增加，如何減少農(nóng)業(yè)源溫室氣體排放、如何選擇低碳發(fā)展途徑已經(jīng)成為中國農(nóng)村生產(chǎn)活動面臨的巨大挑戰(zhàn)。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的廣泛性、普遍性以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的分散性，加上農(nóng)業(yè)碳排放具有涉及范圍廣、隨機(jī)性大、隱蔽性強(qiáng)，不易監(jiān)測難量化等特點(diǎn)，使之控制難度巨大。那么，中國農(nóng)業(yè)碳排放總量到底有多少，區(qū)域分布上差異有多大？這種差異是由區(qū)域內(nèi)部的省級差異造成的還是由區(qū)域間差異造成的？農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的地區(qū)差異隨時(shí)間推移將呈現(xiàn)如何的演變規(guī)律？是否存在落后地區(qū)的“追趕效應(yīng)”？研究以上問題，可以為科學(xué)地制定與實(shí)施區(qū)域農(nóng)業(yè)減排政策提供重要依據(jù)。

國內(nèi)許多學(xué)者就農(nóng)業(yè)碳排放問題展開了相關(guān)研究，主要集中在以下幾個(gè)方面：一是農(nóng)業(yè)碳排放總量的測量及影響因素研究，有的學(xué)者從全國層面對中國農(nóng)業(yè)碳排放總量進(jìn)行了測算[2-4]；有的學(xué)者測算了某些地域的農(nóng)業(yè)碳排放量[5-8]。二是研究農(nóng)業(yè)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系[9-12]。三是農(nóng)業(yè)碳效率的研究[13，14]。而研究中國農(nóng)業(yè)碳排放地區(qū)差異和收斂性的很少，目前只有楊鈞利用1996 — 2009年中國27個(gè)省級地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的相關(guān)數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)業(yè)碳排放的地區(qū)差異，但農(nóng)業(yè)碳排放收斂性并未涉及。本研究在測算中國農(nóng)業(yè)碳排放總量的基礎(chǔ)上，運(yùn)用泰爾指數(shù)及其分解方法，對中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度分布的地區(qū)差異進(jìn)行測度并按照東、中、西三大區(qū)域進(jìn)行了結(jié)構(gòu)分解，同時(shí)借鑒經(jīng)濟(jì)增長理論中的收斂性檢驗(yàn)方法，對中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的區(qū)域差異進(jìn)行了收斂性檢驗(yàn)。

1 中國農(nóng)業(yè)碳排放總量測算及時(shí)空演變

1.1 測算方法與數(shù)據(jù)來源

目前，由于并無中國農(nóng)業(yè)碳排放量的客觀測量數(shù)據(jù)，現(xiàn)有的國內(nèi)農(nóng)業(yè)碳排放量研究多采用估算方法。通過各種估算方法對現(xiàn)有農(nóng)業(yè)碳排放進(jìn)行綜合分析與比較，認(rèn)為可以從農(nóng)業(yè)碳排放源頭入手來估算農(nóng)業(yè)碳排放總量。一般認(rèn)為有三種源頭導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)碳排放：農(nóng)地利用活動導(dǎo)致的碳排放[15]；水稻生長發(fā)育過程中所產(chǎn)生的甲烷等溫室氣體排放[16]；動物尤其是反芻動物養(yǎng)殖帶來的碳排放[17]。因此，參考文獻(xiàn)[18]和文獻(xiàn)[19]構(gòu)建了農(nóng)業(yè)碳排放測算公式（1）如下所示：

E=E1+E2+E3（1）

其中，E1是指農(nóng)地利用活動導(dǎo)致的碳排放，主要包括六方面：化肥使用過程中所導(dǎo)致的碳排放；農(nóng)藥使用過程中所產(chǎn)生的碳排放；農(nóng)膜使用過程中所釋放的碳排放；由于使用農(nóng)業(yè)機(jī)械而消耗柴油所產(chǎn)生的碳排放；農(nóng)業(yè)翻耕破壞了土壤有機(jī)碳庫，大量有機(jī)碳流失到空中所導(dǎo)致的碳排放；灌溉過程中由于消耗電能所釋放的碳排放?？筛鶕?jù)各類碳源的使用量和碳排放系數(shù)（表1）來折算農(nóng)地利用活動導(dǎo)致的碳排放E1。即，E1=∑E1i=∑Ti·δi，式中E1i為各類碳源碳排放量，Ti為各碳排放源的數(shù)量，δi為各碳排放源的碳排放系數(shù)。

E2是指水稻生長發(fā)育過程中所產(chǎn)生的甲烷等溫室氣體排放，由于不同地區(qū)水熱條件存在較大差異導(dǎo)致各地區(qū)水稻生長周期內(nèi)CH4排放率也不盡相同，本研究參照閔繼勝等[25]測算出的結(jié)果，早稻、中季稻以及晚稻的CH4排放系數(shù)分別定為17.51、258.17、39.00 gCH4/m2。依據(jù)2007年IPCC第4次評估報(bào)告可知，1 t CH4=6.82 t C，早稻、中季稻以及晚稻的碳排放系數(shù)分別折算為119.42、1 760.72、265.98 gC/m2。因此，E2=∑E2i=∑Ri×ri，式中E2i為各類水稻的碳排放量，Ri為各類水稻的播種面積，ri為各類水稻的碳排放系數(shù)。

E3是指動物尤其是反芻動物養(yǎng)殖帶來的碳排放，主要包括兩方面，一是腸道發(fā)酵所引起的甲烷排放；二是糞便管理系統(tǒng)中的甲烷排放。具體到中國，牛、馬、驢、騾、豬、羊是導(dǎo)致甲烷產(chǎn)生的主要牲畜品種，各自的碳排系數(shù)如表2所示。即，E3=∑E3i=∑Ai×ai，式中E3i為各類牲畜的碳排放量，Ai為各類牲畜數(shù)量，ai為各類牲畜腸道發(fā)酵碳排放系數(shù)和糞便管理碳排放系數(shù)之和。

本研究中所有數(shù)據(jù)均出自中華人民共和國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，其中，化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、柴油、水稻種植面積、農(nóng)業(yè)灌溉面積以當(dāng)年實(shí)際情況為準(zhǔn)；翻耕數(shù)據(jù)則用當(dāng)年農(nóng)作物總播種面積替代；牛、馬、驢、騾、豬、羊等牲畜數(shù)量參照各年年底頭數(shù)情況。

1.2 中國農(nóng)業(yè)碳排放時(shí)序特征分析

按照上述方法，中國1993 — 2011年的農(nóng)業(yè)碳排放量見表3。從表3中可以看出，2011年中國農(nóng)業(yè)碳排放總量達(dá)到51 384.34萬t（相當(dāng)于產(chǎn)生了188 580.53萬t的CO2），與基期1993年相比，農(nóng)業(yè)碳排放增加了36.46%，年均遞增2.03%。從發(fā)展趨勢上看，中國農(nóng)業(yè)碳排放基本上呈現(xiàn)上升趨勢，且前期上升較快，后期上升較慢，中間有兩年（2001和2003年）略有下降。從組成部分來看，以2011年數(shù)據(jù)為例，各類水稻排放的碳量是中國農(nóng)業(yè)碳排放總量的66.57%，是農(nóng)業(yè)溫室氣體的第一排放源頭，在這19年中，各類水稻的碳排放呈現(xiàn)逐年增加的趨勢，增長速度基本穩(wěn)定，在2001和2003年各類水稻碳排放有所下降，這與當(dāng)年水稻種植面積減少有關(guān)。農(nóng)地利用的碳排放是農(nóng)業(yè)碳排放的第二大來源，約占總排放量的19.64%，在這19年中，農(nóng)地利用的碳排放也一直保持增加態(tài)勢，但增長速度大體呈下降趨勢，中間過程有過3次反彈，這與當(dāng)時(shí)農(nóng)業(yè)利好政策有關(guān)，刺激了農(nóng)資投入。反芻動物養(yǎng)殖排放的碳量占農(nóng)業(yè)碳排放的比例最小，大約占13.79%，由于受到動物疫病等原因的影響，歷年來該項(xiàng)碳排放波動較大，規(guī)律不明顯。

2 中國農(nóng)業(yè)碳排放地區(qū)差異的測算及分解

2.1 測算方法

本研究選擇泰爾指數(shù)測算中國農(nóng)業(yè)碳排放的區(qū)域差異，該方法既可以準(zhǔn)確反映中國農(nóng)業(yè)碳排放在各區(qū)域之間以及各區(qū)域內(nèi)部的差異程度，又可以分析總體農(nóng)業(yè)碳排放差異中有多少是由區(qū)域內(nèi)部差異產(chǎn)生的，有多少是由區(qū)域間差異產(chǎn)生的。由于不受資源總量基數(shù)的影響，農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度更能客觀反映一個(gè)地區(qū)農(nóng)業(yè)碳排放程度，便于區(qū)域間進(jìn)行橫向比較，農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度是碳排放總量與GDP之比，因此，這里選用農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度進(jìn)行泰爾指數(shù)的計(jì)算。農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的泰爾指數(shù)相關(guān)公式如下：

T=■■ln■ （1）

Twj=■■ln■ （2）

Tw=■■■■ln■ （3）

Tb=■■ln■ （4）

T=Tw+Tb=■■Twj+Tb （5）

在以上各式中，C、Cj、Cji、Ci分別表示全國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度、各區(qū)域農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度、區(qū)域內(nèi)各省農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度和各省農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度；GDP、GDPj、GDPji、GDPi分別表示全國GDP總體水平、各區(qū)域GDP水平、區(qū)域內(nèi)各省GDP水平以及各省GDP水平。公式（1）-（4）分別測算的是總體泰爾指數(shù)、區(qū)域內(nèi)部各省份的泰爾指數(shù)、區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)和區(qū)域間泰爾指數(shù)；公式（5）顯示了泰爾指數(shù)可分解的特性，表示總體泰爾指數(shù)等于區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)與區(qū)域間泰爾指數(shù)之和。通?？傮w泰爾指數(shù)介于0到1之間，指數(shù)越小，說明地區(qū)差異越??；指數(shù)越大，說明地區(qū)差異越大。此外分別定義區(qū)域間貢獻(xiàn)率為區(qū)域間泰爾指數(shù)與總體泰爾指數(shù)之比，區(qū)域內(nèi)貢獻(xiàn)率為區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)與總體泰爾指數(shù)之比，各區(qū)域貢獻(xiàn)率為加權(quán)后各區(qū)域泰爾指數(shù)與總體泰爾指數(shù)之比。

2.2 測算結(jié)果及分析

首先，從總體上看一下中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的分布情況，圖1是中國2011年31個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的分布圖。從圖中可以看出中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度呈現(xiàn)分布不均衡的態(tài)勢，農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度低于2 kg/元的有11個(gè)省市、自治區(qū)，在2～4 kg/元之間的有8個(gè)，在4～6 kg/元之間的有7個(gè)，6～8 kg/元之間的有3個(gè)，大于8 kg/元的有2個(gè)，最高的是黑龍江省，農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度為10.90 kg/元，最低的是天津，農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度為0.61 kg/元。從三大區(qū)域平均分布上看，東部沿海省份農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度水平最低，平均農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度為2.02 kg/元，中部省份農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度最高，平均農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度為4.78 kg/元。

雖然從上圖可以較為直觀地觀察出中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度具有分布不均衡的特性，但是要進(jìn)一步研究農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度區(qū)域差異的演變規(guī)律及結(jié)構(gòu)分解的規(guī)律，需要借助泰爾指數(shù)測算方法。利用泰爾指數(shù)的測算及分解方法，測算出了1993— 2011年中國和三大區(qū)域農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的泰爾指數(shù)以及各泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率，分別如表4和表5所示。

從表4和表5可知，1993— 2011年中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的總體泰爾指數(shù)整體上呈現(xiàn)上升趨勢，從1993年的0.800 0上升到2011年的0.962 0，19年間的均值是0.893 2，根據(jù)泰爾指數(shù)數(shù)值的性質(zhì)，可見在這19年間中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的區(qū)域差異很大而且呈現(xiàn)越來越大的態(tài)勢。區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)變化趨勢和總體農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)變化趨勢基本一致，也呈現(xiàn)逐年增加；而區(qū)域間農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)經(jīng)歷了先降后增又降的過程。從貢獻(xiàn)率上看，雖然區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率和區(qū)域間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率數(shù)值上都有所波動，但區(qū)域內(nèi)的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于區(qū)域間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率。平均來看，19年間區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率是91.75%，區(qū)域間農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率只有8.25%，說明中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度分布分散的原因主要是區(qū)域內(nèi)分布不均勻造成的。從三大區(qū)域上看，農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)和其貢獻(xiàn)率都表明，西部地區(qū)省份之間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度分散較大，其次是東部地區(qū)的省份，而中部地區(qū)省份之間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度相對較為集中，因此，造成區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度分散的主要原因是西部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度較為分散。

3 中國農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的收斂性檢驗(yàn)

從以上分析可知，中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度在各省份之間的差異較大，為了更好地針對各省份實(shí)施農(nóng)業(yè)碳排放管理政策，需要考慮中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度區(qū)域差異的趨同或發(fā)散情況，因此，要對中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度收斂性進(jìn)行檢驗(yàn)，若農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度存在收斂特征，則表明農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度地區(qū)差異正在不斷縮小。以往的研究中常用的收斂性分析方法主要有σ收斂、β收斂和俱樂部收斂。鑒于中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的分布特點(diǎn)，本研究將對其進(jìn)行σ收斂和β收斂檢驗(yàn)。

3.1 σ收斂

σ收斂檢驗(yàn)是針對存量水平的描述，反映區(qū)域農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度偏離整體平均水平的差異及其不平衡的動態(tài)過程。如果不同地區(qū)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度分布的分散程度隨時(shí)間推移而趨于降低，則認(rèn)為存在σ收斂。通常檢驗(yàn)σ收斂的方法有σ系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)等，各種方法各有所長，在這里選用σ系數(shù)來檢驗(yàn)σ收斂性。在式（6）中l(wèi)nCit為某地區(qū)i在t時(shí)期農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的對數(shù)值，lnCt為t時(shí)期各地區(qū)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度對數(shù)值的平均數(shù)，N為地區(qū)個(gè)數(shù)，計(jì)算結(jié)果如圖2所示。

σ=■ （6）

從圖2可以看出，全國范圍計(jì)算的σ系數(shù)基本上呈現(xiàn)逐年增大的趨勢，雖然在前三年略有下降，在1995年達(dá)到最低值0.444 3，但在隨后的1996年迎來了一個(gè)較大幅度的增長，1997年以來又經(jīng)歷了兩輪快速增長，在2011年達(dá)到最高值0.774 3，說明中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度各省份之間的地區(qū)差異隨著時(shí)間的推進(jìn)是越來越大的，不具有收斂特性。從三大區(qū)域上看，東部省份的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度σ系數(shù)經(jīng)歷了三輪“降低—增長”的過程，從期初期末兩個(gè)時(shí)點(diǎn)來看，整個(gè)過程增加幅度不是很大，說明東部省份之間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度在某些年份具有收斂性，但收斂性比較弱，整體上還是發(fā)散的；中部省份的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度σ系數(shù)在1993 — 2005年間呈現(xiàn)“增一年降一年”的發(fā)展趨勢，2006年以來逐年增加，說明中部省份之間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度在2005年之前收斂性不確定，2006年以后具有發(fā)散性，整體上也是發(fā)散的；西部省份的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度σ系數(shù)也經(jīng)歷了四輪“降低—增長”的過程，但這個(gè)過程相比東部省份來說顯得十分不明顯，說明西部省份之間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度在某些年份具有十分微弱的收斂性，但整體上也是發(fā)散的。

3.2 β收斂

β收斂是指期初農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度水平較低的地區(qū)在農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度增長率等項(xiàng)目上比期初農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度水平較高的地區(qū)以更快的速度增長，即不同地區(qū)間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度增長率與初始農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度水平負(fù)相關(guān)。β收斂又分為絕對β收斂和條件β收斂，前者假定各地區(qū)具有相同的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)條件（如耕種種類、能源結(jié)構(gòu)、牲畜數(shù)量等），不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度最終會收斂于相同的穩(wěn)態(tài)水平，也稱為無條件收斂；后者考慮了不同地區(qū)影響農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的因素有所不同，因此各地區(qū)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度不可能達(dá)到相同的水平，而是會收斂于各自的穩(wěn)定水平?？紤]到中國各省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件方面的巨大差異，絕對β收斂的條件不滿足，因此，本研究只檢驗(yàn)條件β收斂，將影響農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度水平的主要因素作為控制變量放入模型。根據(jù)STIRPAT模型，影響農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的主要因素有人口、財(cái)富和技術(shù)因素，考慮到各省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際情況和數(shù)據(jù)的可得性，本研究用農(nóng)業(yè)就業(yè)人口反映人口規(guī)模，用農(nóng)業(yè)人均收入反映財(cái)富狀況，用農(nóng)用機(jī)械水平反映技術(shù)水平，所建模型如下：

ln（Ci，t+1/Ci，t）=α+βlnCi，t+？姿1Pi，t+？姿2eyi，t+？姿3mi，t+μi，t（7）

其中，Ci，t+1/Ci，t表示碳強(qiáng)度增長率，Ci，t代表期初碳強(qiáng)度，Pi，t代表農(nóng)業(yè)就業(yè)人口，eyi，t代表農(nóng)業(yè)人均收入，mi，t代表農(nóng)用機(jī)械水平（用人均農(nóng)業(yè)從業(yè)人口的農(nóng)業(yè)機(jī)械動力功率來表示），i代表不同的地區(qū)，t代表不同時(shí)期，α為常數(shù)項(xiàng)，β為估計(jì)系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。如果β<0，則表示存在條件β收斂，即各地區(qū)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度收斂于各自的穩(wěn)定水平。

根據(jù)（7）式，采用面板數(shù)據(jù)分別對全國及三大區(qū)域農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度水平進(jìn)行條件β收斂檢驗(yàn)。在經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)后，所有模型均應(yīng)采用固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

從表6可以看出，從全國層面和三大區(qū)域上看，LnC的回歸系數(shù)均為正，且都通過了顯著性檢驗(yàn)，說明中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的地區(qū)分布無論從全國整體上看還是從各區(qū)域內(nèi)部看都不存在條件β收斂，即各地區(qū)農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度不會收斂于各自的穩(wěn)定水平。

4 結(jié)論與啟示

對中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度分布的地區(qū)差異與收斂性的研究，對于精確掌握中國農(nóng)業(yè)碳排放的分布規(guī)律和特征，制定并實(shí)施有效的地區(qū)性農(nóng)業(yè)碳減排政策具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。本研究對1993 — 2011年中國農(nóng)業(yè)碳排放總量進(jìn)行了測算，并對農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的地區(qū)差異及其斂散性進(jìn)行了實(shí)證分析，主要結(jié)論如下。

首先，從農(nóng)業(yè)碳排放的三大源頭入手，測算了中國1993 — 2011年的農(nóng)業(yè)碳排放總量。結(jié)果表明，中國農(nóng)業(yè)碳排放總量基本上呈現(xiàn)上升趨勢，且前期上升較快，后期上升較慢，到2011年，中國農(nóng)業(yè)碳排放總量達(dá)到51 384.34萬t，與基期1993年相比，農(nóng)業(yè)碳排放增加了36.46%，年均遞增2.03%；在三大源頭中，各類水稻的碳排放最多，其次是農(nóng)地利用活動，最少的是反芻動物養(yǎng)殖。因此，要繼續(xù)制定并實(shí)施嚴(yán)格的農(nóng)業(yè)碳減排監(jiān)管政策，提高農(nóng)用化學(xué)物質(zhì)的使用效率，因地制宜地推廣成熟的化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜使用技術(shù)，并制定相應(yīng)的生態(tài)補(bǔ)償政策，為低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展?fàn)I造良好的政策環(huán)境。

其次，運(yùn)用泰爾指數(shù)及其分解方法，測算了中國31個(gè)省（市、自治區(qū)）農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的總體差異、三大區(qū)域間的差異、三大區(qū)域內(nèi)的差異以及三大區(qū)域各自的差異，以及區(qū)域間、區(qū)域內(nèi)及各區(qū)域泰爾指數(shù)對總體泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)。結(jié)果表明，1993 — 2011年中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度的區(qū)域差異很大，而且呈現(xiàn)越來越大的態(tài)勢，其中，區(qū)域內(nèi)的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)及其貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于區(qū)域間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度泰爾指數(shù)及其貢獻(xiàn)率；此外，西部地區(qū)省份之間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度分散較大，其次是東部地區(qū)省份，而中部地區(qū)省份之間的農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度相對較為集中。因此，在農(nóng)業(yè)碳減排區(qū)域政策的制定過程中，對于中部和東部省際間農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度差異較小的區(qū)域，從政策制定成本的角度可以考慮制定統(tǒng)一的農(nóng)業(yè)碳減排政策；而對西部等省際間農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度差異較大的區(qū)域來講，應(yīng)積極鼓勵(lì)各地方政府參與農(nóng)業(yè)碳減排、碳交易等游戲規(guī)則的制訂與博弈，并對個(gè)別農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度較高的省份制訂更為嚴(yán)格的農(nóng)業(yè)碳減排任務(wù)。

最后，運(yùn)用經(jīng)濟(jì)增長理論中的收斂檢驗(yàn)方法，對1994 — 2011年農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度進(jìn)行了σ收斂和條件β收斂性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度既不存在σ收斂，同時(shí)也不存在條件β收斂。農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度不存在條件β收斂，表明中國農(nóng)業(yè)碳強(qiáng)度水平不會自動降低到各自的穩(wěn)態(tài)水平，因此，政府對農(nóng)業(yè)碳減排的政策干預(yù)是必不可少的。2011年中國農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的平均值為107.15 kg/元，比1993年降低了 42.98%，這已經(jīng)充分肯定了中國政府在農(nóng)業(yè)碳減排干預(yù)政策中的積極作用。在未來，各地農(nóng)業(yè)相關(guān)部門應(yīng)因地制宜地積極探索與推廣低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)碳減排技術(shù)的引進(jìn)，努力營造良好的政策環(huán)境，實(shí)現(xiàn)高效率、高碳匯、低能耗、低排放的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，從而全面達(dá)成農(nóng)業(yè)碳減排目標(biāo)。

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