空間視角下城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的直接作用與間接溢出效應(yīng)研究*

程琳琳，張俊飚，何 可

(1.湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢 430068；2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北武漢 430070；3.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心,武漢 430070)

0 引言

長期以來，中國農(nóng)業(yè)發(fā)展過多地依賴于化石能源等消耗，并以犧牲發(fā)展質(zhì)量與生態(tài)環(huán)境為代價(jià)，這使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率偏低、供給與需求結(jié)構(gòu)性矛盾以及生產(chǎn)與環(huán)境之間矛盾突出，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)發(fā)展迫在眉睫[1]。而現(xiàn)代農(nóng)業(yè)更關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的全面化提高，不再局限于要素配置等方面，環(huán)境因素也被囊括其中，力求達(dá)到低碳耗[2]。這意味著，更高碳生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)可被理解為是一種永續(xù)的或可持續(xù)的農(nóng)業(yè)發(fā)展模式。由此，探究農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長的力量來源及其改進(jìn)路徑無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)價(jià)值與理論意義。

碳生產(chǎn)率是生態(tài)效率的子集。在影響生態(tài)效率的驅(qū)動(dòng)因素中，城鎮(zhèn)化是一個(gè)不能忽視的關(guān)鍵性因素。理論研究方面，盡管學(xué)者們一致認(rèn)為城鎮(zhèn)化主要通過改變生產(chǎn)與生活方式來影響生態(tài)效率，但對(duì)其影響效果卻看法不一。一方面，城鎮(zhèn)化可推動(dòng)生產(chǎn)活動(dòng)由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)轉(zhuǎn)移，優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素利用率；同時(shí)還具有污染治理規(guī)模效應(yīng)，有利于生態(tài)效率的改進(jìn)[3]。另一方面，城鎮(zhèn)化直接導(dǎo)致能源消費(fèi)量大幅增加，將不利于生態(tài)效率的改善[4-5]。實(shí)證研究方面，由于學(xué)者們研究重點(diǎn)不同，城鎮(zhèn)化對(duì)生態(tài)效率的影響結(jié)論不一。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化會(huì)對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響[6]，且這種抑制作用不僅體現(xiàn)在對(duì)當(dāng)?shù)?，還反映在對(duì)鄰近地區(qū)的負(fù)向溢出效應(yīng)[7]。但也有學(xué)者認(rèn)為，在城鎮(zhèn)化初期，污染物不斷增加，區(qū)域環(huán)境效率將逐漸惡化；而后伴隨生產(chǎn)技術(shù)改進(jìn)，生態(tài)效率又會(huì)有所好轉(zhuǎn)，兩者之間存在著非對(duì)稱的“U型”關(guān)系[8]。那么，作為生態(tài)效率的重要子集，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率是否會(huì)受到城鎮(zhèn)化的影響？會(huì)受到何種影響？遺憾的是，目前學(xué)界對(duì)此關(guān)注不足。這在一定程度上不利于該領(lǐng)域的學(xué)術(shù)發(fā)展。鑒于此，文章利用1997—2014年中國31個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從人口、經(jīng)濟(jì)、土地和社會(huì)4個(gè)維度，分別探討城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的作用及差異。

該文可能的擴(kuò)展如下：(1)區(qū)別于單要素碳生產(chǎn)率，基于SFA方法，將農(nóng)業(yè)碳排放空間作為環(huán)境投入要素納入農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)核算體系，以更為客觀地反映農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率狀況。(2)與既有研究基于區(qū)域均質(zhì)化的假設(shè)有所不同，從空間地理視角，考慮不同空間互動(dòng)狀態(tài)與空間依賴性，探討城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率可能存在的直接影響及間接溢出效應(yīng)。(3)區(qū)別于人口的城鎮(zhèn)化，從人口職業(yè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、社會(huì)結(jié)構(gòu)以及地域空間結(jié)構(gòu)變遷[9]方面，較為客觀地刻畫城鎮(zhèn)化的發(fā)展特征、內(nèi)容及動(dòng)態(tài)過程[10]，并探討城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的影響。

1 研究方法

1.1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型

隨機(jī)前沿方法(SFA)是測算碳生產(chǎn)率的主要方法之一，其具有可將隨機(jī)誤差項(xiàng)與技術(shù)非效率項(xiàng)剝離、測度結(jié)果更接近實(shí)際等優(yōu)點(diǎn)，故被廣泛使用。一般地，隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型可表達(dá)為：

(1)

式(1)中，yit為和xit分別為第t期的產(chǎn)出和投入；t為時(shí)間趨勢項(xiàng)，反映技術(shù)進(jìn)步情況；β為待估參數(shù)；vit為正態(tài)隨機(jī)誤差項(xiàng)；uit為非負(fù)截?cái)嘀姓龖B(tài)分布誤差項(xiàng)；uit與vit相互獨(dú)立。進(jìn)而，各單元體第t期的技術(shù)效率可表示為：

(2)

相應(yīng)地，從第t期到第t+1期的技術(shù)效率變化值為：

TECHi，t+1=TEi，t+1/TEit

(3)

由此，通過構(gòu)建超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型即可得到農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率。

1.2 空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

1.2.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

一般地，采用Moran′s I指數(shù)測度經(jīng)濟(jì)事物的空間自相關(guān)性。Moran′s I的公式為：

(4)

1.2.2 空間杜賓模型

作為空間滯后模型和空間誤差模型的廣義形式，空間杜賓模型具有無需限制空間溢出效應(yīng)規(guī)模、估計(jì)無偏等優(yōu)點(diǎn)，尤為適合捕捉事物的空間溢出效應(yīng)?？臻g杜賓模型的基本公式為：

(5)

式(5)中，yit和xit分別為第t期i地區(qū)的因變量和自變量；αi和βi為待估參數(shù)；ρ為空間滯后系數(shù)；ui和λt依次為空間效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)?？臻g杜賓模型能否簡化為空間滯后模型或空間誤差模型，則需通過Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)判斷。若同時(shí)拒絕這兩個(gè)檢驗(yàn)，則應(yīng)以空間杜賓模型估計(jì)；否則，應(yīng)選擇空間滯后模型或空間誤差模型估計(jì)。

1.3 變量說明及數(shù)據(jù)來源

1.3.1 SFA模型的投入產(chǎn)出變量

(1)產(chǎn)出變量。選取農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值為產(chǎn)出變量，并以1997年為基期作不變價(jià)處理。原始數(shù)據(jù)出自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(2)投入變量。該文的投入變量如下。

①農(nóng)業(yè)碳排放。具體測算公式為：

C=∑Ci=∑(Ei·εi)

(6)

式(6)中，C為農(nóng)業(yè)碳排放總量，Ci為第i類農(nóng)業(yè)碳源的排放量，Ei與εi分別表示第i類農(nóng)業(yè)碳源及其碳排系數(shù)。具體測算的溫室氣體包括3類，即農(nóng)用物資投入所引發(fā)的CO2，水稻生長期內(nèi)產(chǎn)生的CH4，以及畜禽養(yǎng)殖產(chǎn)生的CH4與N2O，并統(tǒng)一折算為二氧化碳當(dāng)量(CO2e)，單位為萬t。各碳源排放系數(shù)見《省級(jí)溫室氣體清單編制指南》及李波等[11-13]研究。上述數(shù)據(jù)出自《改革開放三十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國畜牧獸醫(yī)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》。

②農(nóng)業(yè)資本存量。借鑒李谷成[14]的做法，以永續(xù)盤存法進(jìn)行估算。其中，涉及到的農(nóng)業(yè)投資額、農(nóng)業(yè)資本折舊等數(shù)據(jù)，出自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。基期農(nóng)業(yè)資本存量(K基期)，以基期固定資本形成總額除以農(nóng)業(yè)投資(幾何)平均增長率與折舊率之和的方式處理[15]，即K基期=I基期/(δ+gI)。其中，折舊率δ為5.42%[16]，gI為1997—2014年農(nóng)業(yè)實(shí)際總產(chǎn)值年均增長率，原始數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于上述指標(biāo)，以1997年為基期作不變價(jià)處理。

表1 農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)

③其他投入。勞動(dòng)力以各年農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量表示，單位為萬人，數(shù)據(jù)出自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。土地投入采用各地區(qū)農(nóng)作物播種面積替代，單位為千hm2，數(shù)據(jù)源自《中國農(nóng)業(yè)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.3.2 空間杜賓模型的變量設(shè)置

(1)因變量。以上文SFA方法計(jì)算得出的全要素碳生產(chǎn)率(cp)表示。

(2)核心變量。參考既有研究[17-19]，從以下幾個(gè)維度測度城鎮(zhèn)化，以充分體現(xiàn)城鎮(zhèn)化過程中人口、產(chǎn)業(yè)、空間結(jié)構(gòu)以及社會(huì)的變遷。其中，人口城鎮(zhèn)化(urp)，采用非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋壤硎?，?shù)據(jù)出自《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》；經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化(ure)，以二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比例表示，數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；土地城鎮(zhèn)化(ura)，采用建成區(qū)面積占市轄區(qū)面積的比例表示，數(shù)據(jù)出自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》；社會(huì)城鎮(zhèn)化(urs)，以農(nóng)民人均純收入占城鎮(zhèn)居民可支配收入的比例表示，數(shù)據(jù)源自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(3)控制變量。同時(shí)，參考已有研究[0-22]，還控制了以下變量：農(nóng)業(yè)財(cái)政投資(afi)，農(nóng)村基礎(chǔ)教育(edu)、工業(yè)化(il)、農(nóng)業(yè)開放度(ol)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(el)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(str)、自然災(zāi)害(dar)，各變量的具體含義及解釋如表2所示。上述變量數(shù)據(jù)出自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》等。

表2 模型變量描述性統(tǒng)計(jì)

2 實(shí)證結(jié)果及分析

2.1 隨機(jī)前沿模型設(shè)定檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)論的準(zhǔn)確性，運(yùn)用似然比檢驗(yàn)(LR)方法，對(duì)SFA模型進(jìn)行技術(shù)變化存在性、技術(shù)中性和函數(shù)設(shè)定形式(可否簡化為C-D函數(shù))檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表3。經(jīng)檢驗(yàn)，應(yīng)拒絕不存在技術(shù)變化(H0)、技術(shù)中性(H0)和可簡化為C-D函數(shù)(H0)的假設(shè)。同時(shí)，γ=0.927(t=73.11)，說明技術(shù)非效率是引起生產(chǎn)前沿函數(shù)誤差的重要原因。因此，該文選取超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿函數(shù)模型對(duì)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)是可取的。

表3 超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率空間自相關(guān)檢驗(yàn)

基于上文分析，運(yùn)用Geoda軟件對(duì)省域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的全局Moran′s I指數(shù)進(jìn)行測度。由表4可知，中國省域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的Moran′s I指數(shù)顯著為正，且均保持在0.37以上，表明中國省域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在空間正自相關(guān)性，在空間上并非隨機(jī)分布，而是具有明顯的聚類特征。換言之，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率高值省區(qū)常與高值省區(qū)集聚分布，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率低值省份也常被其他低值省份包圍?？赡艿慕忉屖?，鄰近省區(qū)在空間上的相互作用與關(guān)聯(lián)效應(yīng)，使得局部區(qū)域內(nèi)省際間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率趨于一致，從而表現(xiàn)出較強(qiáng)的同質(zhì)性。

表4 1997—2014年中國農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率Moran′s I統(tǒng)計(jì)值

2.3 不同維度城鎮(zhèn)化的影響分析

如上所述，為確?？臻g面板模型設(shè)定科學(xué)，先采用Wald檢驗(yàn)和似然比LR檢驗(yàn)對(duì)空間杜賓模型是否可簡化的問題進(jìn)行判斷。由表5可知，人口城鎮(zhèn)化模型中的Wald_spatial_lag、Wald_spatial_error、LR_spatial_lag和LR_spatial_error均顯著為正，應(yīng)拒絕原假設(shè)，表明空間杜賓模型不可簡化為空間滯后模型或空間誤差模型。類似地，其他模型也以空間杜賓模型估計(jì)為佳。同時(shí)，結(jié)合模型的R2和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果來看，空間固定效應(yīng)較其他個(gè)體效應(yīng)更為合適，故下文將以空間固定效應(yīng)杜賓模型結(jié)果對(duì)相關(guān)問題進(jìn)行解釋(1)實(shí)際操作中，該文對(duì)無固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時(shí)期固定效應(yīng)、雙固定效應(yīng)以及隨機(jī)效應(yīng)空間杜賓模型均進(jìn)行估計(jì)，根據(jù)各模型的似然對(duì)數(shù)、擬合優(yōu)度以及Hausman檢驗(yàn)結(jié)果等選取適宜模型。

表5 不同城鎮(zhèn)化的空間固定效應(yīng)杜賓模型回歸結(jié)果

2.3.1 空間溢出效應(yīng)

在不同的模型中，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的空間滯后系數(shù)分別為0.502、0.528、0.528和0.490，且均在1%的置信水平下顯著，說明區(qū)域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長具有一定的“共生”效應(yīng)，即鄰域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長會(huì)對(duì)本地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。

2.3.2 直接影響

從模型結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，人口城鎮(zhèn)化和社會(huì)城鎮(zhèn)化的系數(shù)顯著為負(fù)，土地城鎮(zhèn)化顯著為正，即在當(dāng)前階段，人口城鎮(zhèn)化與社會(huì)城鎮(zhèn)化會(huì)抑制農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提高，而土地城鎮(zhèn)化反而起到積極作用。

究其原因：①人口向城鎮(zhèn)大規(guī)模轉(zhuǎn)移及居民收入的提高，城鄉(xiāng)居民對(duì)肉蛋奶等高碳產(chǎn)品需求增加，將推動(dòng)農(nóng)業(yè)碳排放量增長，進(jìn)而不利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率提高。②受國家增產(chǎn)型農(nóng)業(yè)政策的誘導(dǎo)，加之農(nóng)村大量勞動(dòng)力從業(yè)于非農(nóng)領(lǐng)域的事實(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)以機(jī)械為主的勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)和以生物化學(xué)投入品為主的土地節(jié)約型技術(shù)依賴程度提高。這推動(dòng)農(nóng)用能源和工業(yè)投入品成為最主要的農(nóng)業(yè)碳排放源，在產(chǎn)出等增加不明顯的情況下，不利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的改善。③土地城鎮(zhèn)化的過程中，往往伴隨著農(nóng)業(yè)耕地被擠占的現(xiàn)象，城鎮(zhèn)周邊地區(qū)農(nóng)地稀缺性的提高與地租的上漲，促使農(nóng)戶更傾向于生產(chǎn)商品化程度與價(jià)值更高的產(chǎn)品，由此也更易催生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，那么農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率也會(huì)得到改善。

農(nóng)業(yè)對(duì)外開放度系數(shù)為負(fù)，說明當(dāng)前農(nóng)業(yè)進(jìn)出口額的增加反而不利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提高。其原因或在于，對(duì)外大量進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品會(huì)對(duì)國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行替代，特別是在當(dāng)前農(nóng)產(chǎn)品供給過量且供需結(jié)構(gòu)性矛盾凸顯的階段，易造成農(nóng)業(yè)資源與要素的浪費(fèi)，其本質(zhì)上反映農(nóng)業(yè)資源效率配置偏低的問題。加之農(nóng)業(yè)粗放生產(chǎn)方式尚未得到有效矯正，那么碳生產(chǎn)率相對(duì)低下也是一種普遍現(xiàn)象。另一方面，出口農(nóng)產(chǎn)品通常以高資源投入產(chǎn)品為主，盡管實(shí)現(xiàn)了創(chuàng)匯功能，但將更多的碳排放等污染物留在了國內(nèi)[20]。農(nóng)業(yè)財(cái)政投資負(fù)向影響農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率，其原因可能在于，大量農(nóng)業(yè)投資并未真正進(jìn)入節(jié)能減排領(lǐng)域，加之存在浪費(fèi)及利用效率不高等問題，導(dǎo)致其原有的積極作用并未實(shí)現(xiàn)[23]。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)村基礎(chǔ)教育和自然災(zāi)害均對(duì)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率具有正向影響，且以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用最大，自然災(zāi)害最小。實(shí)際上，在其他條件不變的情況下，種植業(yè)與畜牧業(yè)在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比重的提高，往往意味著生產(chǎn)技術(shù)與效率的改進(jìn)、產(chǎn)業(yè)鏈條的延伸以及產(chǎn)品附加值的提高，因而有助于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的改進(jìn)[24]。隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及農(nóng)村基礎(chǔ)教育的普及，農(nóng)民不僅具備綠色生產(chǎn)的條件與能力，其逐漸增強(qiáng)的環(huán)保意識(shí)與綠色生產(chǎn)生活觀念以及對(duì)自然環(huán)境的更高需求，也會(huì)誘使其生產(chǎn)生活方式向“低碳化”轉(zhuǎn)變[26]。自然災(zāi)害正向影響農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率，產(chǎn)生此種現(xiàn)象的原因可能在于，在農(nóng)業(yè)產(chǎn)值變化不大或增加時(shí)，其能夠減輕一次性過度施肥等粗放生產(chǎn)方式帶來的負(fù)面效應(yīng)。

2.3.3 間接溢出效應(yīng)

由表6可以發(fā)現(xiàn)，人口城鎮(zhèn)化的間接效應(yīng)為0.664，說明鄰近地區(qū)人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移會(huì)帶動(dòng)本地區(qū)及全國農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提高。可以理解為，在其他條件不變的情況下，得益于本地區(qū)城鎮(zhèn)空間的擴(kuò)張、鄰近地區(qū)人口規(guī)模的擴(kuò)大，當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品需求量增加、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際勞動(dòng)力減少及農(nóng)業(yè)產(chǎn)值提高，整體上有利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的改善。同時(shí)，工業(yè)化滯后項(xiàng)在所有模型中均顯著為正，表明鄰域工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)有助于本地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的改進(jìn)，這可能是技術(shù)外溢所產(chǎn)生的積極效應(yīng)。農(nóng)業(yè)對(duì)外開放和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與空間權(quán)重的交互項(xiàng)均顯著為負(fù)，這表明鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)大以及種植業(yè)與畜牧業(yè)產(chǎn)值比重的增加均會(huì)對(duì)本地區(qū)農(nóng)業(yè)低碳化發(fā)展產(chǎn)生不利影響。此外，在所有的模型中，各變量所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)大都要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其所產(chǎn)生的直接影響，這進(jìn)一步說明空間地理因素在農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長中扮演著重要的角色。

表6 空間杜賓模型的各類效應(yīng)分解情況

2.4 綜合城鎮(zhèn)化的影響分析

2.4.1 空間溢出效應(yīng)

表7報(bào)告了綜合城鎮(zhèn)化水平下的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)模型結(jié)果來看(2)相應(yīng)地，無固定、時(shí)期固定、雙固定和隨機(jī)效應(yīng)下的模型R2分別為0.689、0.705、0.453和0.355，限于篇幅并未列出，空間固定效應(yīng)較優(yōu)。農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的空間滯后項(xiàng)系數(shù)顯著為正(0.492)，表明省域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率在空間上存在著依賴效應(yīng)，與前文研究發(fā)現(xiàn)一致。

2.4.2 直接影響

綜合城鎮(zhèn)化的系數(shù)顯著為負(fù)，表明城鎮(zhèn)化的推進(jìn)整體上不利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提高。其原因可能是，一方面，鄉(xiāng)村人口向城鎮(zhèn)涌入，會(huì)增加城鎮(zhèn)帶來諸多壓力，特別是農(nóng)產(chǎn)品需求規(guī)模的擴(kuò)大以及追求增產(chǎn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，在激化農(nóng)產(chǎn)品供需結(jié)構(gòu)性矛盾的同時(shí)，更導(dǎo)致農(nóng)業(yè)對(duì)化學(xué)投入品等高度依賴與過度使用，致使農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率提升的難度加大。另一方面，當(dāng)前全國與中西部城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量本身就不高，且推進(jìn)過程中往往伴隨著生態(tài)破壞與環(huán)境污染等問題[8]，亦會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生不利影響。

表7 綜合城鎮(zhèn)化的空間固定效應(yīng)杜賓模型估計(jì)結(jié)果

2.4.3 間接溢出效應(yīng)

綜合城鎮(zhèn)化的滯后項(xiàng)系數(shù)為-2.704，間接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)為-3.378，表明鄰域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)均不利于本地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提高。農(nóng)業(yè)財(cái)政投資和農(nóng)業(yè)對(duì)外開放度滯后項(xiàng)系數(shù)亦為負(fù)，那么，單純地提高兩者不僅不利于當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提升，更會(huì)加大鄰近地區(qū)與全國碳減排的難度。與之相反，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與加快工業(yè)化進(jìn)程，不僅有利于改善當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率，對(duì)鄰域農(nóng)業(yè)低碳轉(zhuǎn)型也大有裨益。不過，需要看到的是，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的直接影響明顯大于對(duì)鄰域的溢出效應(yīng)，而工業(yè)化對(duì)鄰域的間接溢出效應(yīng)更大。

表8 各變量的總效應(yīng)及其效應(yīng)分解

3 結(jié)論及啟示

在構(gòu)建全要素碳生產(chǎn)率模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用空間杜賓模型探討了城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長的直接影響與間接溢出效應(yīng)，得到如下結(jié)論：(1)中國省域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在空間正自相關(guān)性，空間分布上具有較強(qiáng)的依賴性。(2)城鎮(zhèn)化是影響農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的重要因素；其中，人口城鎮(zhèn)化與社會(huì)城鎮(zhèn)化不利于本地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提高，而土地城鎮(zhèn)化則具有正向促進(jìn)作用；鄰近地區(qū)人口城鎮(zhèn)化對(duì)本地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在間接的正向溢出效應(yīng)。整體而言，城鎮(zhèn)化不利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的改善。(3)各變量的間接溢出效應(yīng)較直接影響明顯，進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了空間地理因素在區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展中的重要作用。

基于上述發(fā)現(xiàn)，該文認(rèn)為：(1)在新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，應(yīng)按照國家主體功能區(qū)規(guī)劃，注重微觀空間治理，進(jìn)一步優(yōu)化城鎮(zhèn)與農(nóng)業(yè)區(qū)域布局及空間結(jié)構(gòu)，拒絕“攤餅式”城鎮(zhèn)化發(fā)展道路，合理擴(kuò)大城市規(guī)模與數(shù)量，確保國土空間科學(xué)均衡開發(fā)，并為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營及轉(zhuǎn)型提供契機(jī)。(2)根據(jù)城市發(fā)展階段，發(fā)展適宜的第二、三產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)現(xiàn)有落后產(chǎn)業(yè)的更新與升級(jí)，為城鎮(zhèn)化提供動(dòng)力來源，創(chuàng)造更多的非農(nóng)就業(yè)崗位。在此基礎(chǔ)上，逐步消除城鄉(xiāng)戶籍制度差異等，結(jié)合地區(qū)人口分布情況、產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)需要，引導(dǎo)農(nóng)村居民有序、分流向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，真正做到“以人為本”。(3)鑒于省域之間空間上具有的外溢效應(yīng)，應(yīng)依托國家城市局部發(fā)展戰(zhàn)略，創(chuàng)新區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控機(jī)制，強(qiáng)化在碳減排與污染治理方面的省域合作與共贏，這對(duì)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型也大有裨益。