中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的測定及空間收斂性研究

李 穎

(安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230039)

中部6省是我國傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，6省的GDP總量占全國GDP的1/4以上，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)出占中部6省GDP的50%以上。近年來，中部6省的農(nóng)業(yè)獲得了快速發(fā)展。但與此同時(shí)，也導(dǎo)致碳排放的不斷增加，引起了一系列環(huán)境問題。據(jù)計(jì)算，2008—2018年，中部6省農(nóng)業(yè)碳排放總量從2008年的4032.51萬t上升到2018年的4569.59萬t，年均增長率達(dá)到2.2%?？梢?，農(nóng)業(yè)發(fā)展所帶來的碳排放問題十分突出。在低碳經(jīng)濟(jì)的大背景下，發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)已成為我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的必然選擇。因此，提高農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率成為中國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。對中部6省經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率進(jìn)行測算，了解其演變趨勢，并分析其區(qū)域差異特征及空間收斂性，對于實(shí)現(xiàn)中部6省農(nóng)業(yè)低碳、可持續(xù)發(fā)展具有重要的意義[1]。

1 農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的測算與分析

1.1 農(nóng)業(yè)碳排放量的核算

本文參考相關(guān)學(xué)者關(guān)于農(nóng)業(yè)碳排放的估算方法，測算各省份農(nóng)業(yè)的碳排放量，計(jì)算公式：

(1)

式中，CE為農(nóng)業(yè)的總碳排放量；CEi為第i種碳源的碳排放量；Qi為第i種碳源的量；εi為第i種碳源的碳排放系數(shù)。

農(nóng)業(yè)碳排放主要來自于2個(gè)方面，基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中化肥、柴油、農(nóng)藥、農(nóng)膜、翻耕、農(nóng)業(yè)灌溉產(chǎn)生的碳排放；基于牛、馬、驢、騾、豬、羊在養(yǎng)殖過程中腸道發(fā)酵和糞便處理產(chǎn)生的碳排放，各碳源對應(yīng)的碳排放系數(shù)的數(shù)值主要取自IPCC第五次報(bào)告和一些經(jīng)典文獻(xiàn)的研究結(jié)果[2]。

1.2 農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的測算

本文基于各省域農(nóng)業(yè)碳排放總量和農(nóng)業(yè)增加值，將農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率定義為一段時(shí)期內(nèi)農(nóng)業(yè)增加值與農(nóng)業(yè)碳排放總量的比值[3]，具體公式:

C=AGDP/CE

(2)

式中，C為農(nóng)業(yè)碳排放率，萬元·t-1；AGDP為農(nóng)業(yè)增加值，億元；CE為農(nóng)業(yè)碳排放量，萬t。

本文的樣本區(qū)間為2008—2018年，考察對象為中部地區(qū)6個(gè)省份，即山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南。相關(guān)變量數(shù)據(jù)均取自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2009—2019)》。

1.3 中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率測算結(jié)果分析

表1給出了中部地區(qū)6個(gè)省份2008—2018年間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的數(shù)值。從中部地區(qū)的整體情況來看，中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率從2008年的2.71%上升到2018年的4.98%，年均增長率為7.59%，總體呈上升趨勢。從具體年份看，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率各年份均呈現(xiàn)上升趨勢。

表1 2008—2018年中部地區(qū)各省份農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率

根據(jù)各省份農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的測算結(jié)果，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在顯著的省際差異特征。就各省份農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率水平而言，樣本期間內(nèi)，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最高的省份為江西省，平均值達(dá)到了6.04；農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最低的是山西省，平均值為2.64。從發(fā)展趨勢來看，中部地區(qū)各省份的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率除個(gè)別年份外，均呈逐漸上升的趨勢，其中農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率年均增長率最高的省份是山西省，達(dá)到了10.84%。

2 中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的收斂性分析

上述分析表明，中部地區(qū)各省區(qū)之間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在顯著的區(qū)域差異。本文以新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論為基礎(chǔ)，選用3種收斂方法來分析中部地區(qū)各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的收斂性，分別為α收斂、絕對β收斂以及條件β收斂，其中β收斂為α收斂的必要不充分條件[5]。

2.1 α收斂檢驗(yàn)

本文采用α系數(shù)分析中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的離差，通過測算中部地區(qū)各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的α系數(shù)來判斷是否存在α收斂。若存在收斂，則隨著時(shí)間推移，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的α系數(shù)會(huì)逐漸縮小，反之則說明具有α發(fā)散特征[6]。α系數(shù)的計(jì)算公式：

(3)

圖1顯示，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率α系數(shù)以2012年為界先下降后上升，表明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的省際差異自2012年之后在逐步擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率不存在α收斂。

圖1 2008—2018年中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率α系數(shù)走勢圖

2.2 β收斂檢驗(yàn)

β收斂模型是從新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)濟(jì)收斂理論發(fā)展而來的。β收斂模型的核心是考察某區(qū)域的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長率與初始水平之間的關(guān)系。如果增長率與初始水平之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，則農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在β收斂。β收斂模型又分為絕對β收斂和條件β收斂2種形式[7]。

2.2.1 絕對β收斂分析

2.2.1.1 絕對β收斂模型的構(gòu)建

絕對β收斂是指中部地區(qū)各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長速度與初始水平呈現(xiàn)反向變動(dòng)關(guān)系?？紤]到中部地區(qū)各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在顯著的正向空間相關(guān)性，為避免β收斂估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差，必須將空間因素的影響考慮在內(nèi)[8]。因此，本文引入空間因素，在β收斂的基礎(chǔ)模型上分別構(gòu)建空間滯后模型和空間誤差模型：

(4)

(5)

式中，i為省份；t為年份；Ci,t為i省t年的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率；α為常數(shù)項(xiàng)；β為基期碳生產(chǎn)率的回歸系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；ρ為空間滯后系數(shù)；λ為空間誤差系數(shù)；εi,t與μi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。如果回歸系數(shù)β顯著小于0，則表明農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在絕對β收斂。

式(4)為空間滯后模型(SLM)，指的是某地區(qū)的被解釋變量的影響因素會(huì)通過空間傳導(dǎo)機(jī)制影響其相鄰地區(qū)；式(5)為空間誤差模型(SEM)，其假設(shè)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率在各區(qū)域間的空間依賴性由誤差項(xiàng)反映。

本文基于LM檢驗(yàn)來選擇具體的空間收斂模型。LM檢驗(yàn)結(jié)果表明，SEM模型更適合絕對β收斂檢驗(yàn)。對于忽略空間因素影響的傳統(tǒng)β收斂模型，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值﹤0.05，因此拒絕原假設(shè)，說明傳統(tǒng)β收斂模型更適合使用固定效應(yīng)(FE)的估計(jì)方法。對于空間β收斂模型，本文同樣進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值﹤0.05，說明選擇固定效應(yīng)估計(jì)方法進(jìn)行空間收斂檢驗(yàn)是合理的。

2.2.1.2 絕對β收斂結(jié)果分析

表2給出了中部地區(qū)各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的絕對β收斂的檢驗(yàn)結(jié)果。對中部地區(qū)各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率進(jìn)行無權(quán)重的回歸分析。結(jié)果顯示，β值顯著小于0，說明中部地區(qū)各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長速度與初始水平呈現(xiàn)反向變動(dòng)關(guān)系，存在絕對β收斂，即具有較低農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率地區(qū)的增長速度快于較高地區(qū)，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最終收斂到自己的穩(wěn)態(tài)水平。在考慮空間相關(guān)性之后，空間系數(shù)λ顯著大于0，這再次說明中部地區(qū)各省區(qū)之間存在顯著的正向空間效應(yīng)。此外，收斂系數(shù)β始終顯著小于0，表明在考慮空間因素后，中部地區(qū)各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在絕對β收斂。由上述分析可知，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在絕對β收斂趨勢，但不存在α收斂趨勢。這表明，相較于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率較高的地區(qū)，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率較低的地區(qū)在樣本期內(nèi)增長率相對較快，同時(shí)地區(qū)間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的絕對差異沒有縮小。

表2 長江經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率絕對β收斂結(jié)果

2.2.2 條件β收斂分析

2.2.2.1 條件β收斂模型的構(gòu)建

條件β收斂是指由于各省區(qū)在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、種植結(jié)構(gòu)、人均收入等方面存在差異，各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率會(huì)最終收斂于各自的穩(wěn)態(tài)值[9]?？紤]到中部地區(qū)省區(qū)之間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的正向空間相關(guān)性，本文在絕對β收斂模型的基礎(chǔ)上，引入空間因素及相關(guān)控制變量，分別構(gòu)建空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)：

(6)

(7)

式中，控制變量X包括農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)村居民收入、種植結(jié)構(gòu)和耕地面積等變量；θ為控制變量的回歸系數(shù)，其余變量與式(5)和式(6)的變量含義相同。如果回歸系數(shù)β顯著小于0，則意味著農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在條件β收斂。

對于條件β收斂模型，本文基于LM檢驗(yàn)來選擇具體的空間收斂模型。LM檢驗(yàn)結(jié)果表明，SLM模型更適合條件β收斂檢驗(yàn)。對于傳統(tǒng)的β收斂模型，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值﹤0.05，因此拒絕原假設(shè)，說明傳統(tǒng)β收斂模型更適合使用固定效應(yīng)(FE)的估計(jì)方法。對于空間β收斂模型，本文同樣進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值﹤0.05，說明選擇固定效應(yīng)估計(jì)方法進(jìn)行空間收斂檢驗(yàn)是合理的。

2.2.2.2 條件β收斂結(jié)果分析

表3給出了中部地區(qū)各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的條件β收斂檢驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論分析過程中考慮空間因素與否，β值始終顯著小于0，表明在考慮了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)村居民收入、種植結(jié)構(gòu)以及耕地面積等因素后，中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的條件β收斂效應(yīng)較為顯著。比較傳統(tǒng)β收斂與空間β收斂的系數(shù)，可以看出，空間收斂模型的β系數(shù)絕對值更大，收斂速度也更快。從控制變量的回歸系數(shù)來看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高使農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率降低，可能的原因在于我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是以能源的大量投入作為基礎(chǔ)的，在這種情況下，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率產(chǎn)生負(fù)向影響。農(nóng)村居民收入對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率產(chǎn)生正向影響，但并不顯著。農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化顯著提高了農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率，說明我國農(nóng)業(yè)雖然以種植業(yè)和畜牧業(yè)為主，但林業(yè)和漁業(yè)所占比重不斷擴(kuò)大，這對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率產(chǎn)生了正向顯著影響。耕地面積的擴(kuò)大使能源消耗增多，對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率產(chǎn)生負(fù)向影響。

表3 中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率條件β收斂結(jié)果

3 結(jié)論

本文基于2008—2018年我國中部地區(qū)6個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，測算了中部地區(qū)各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率，并分析了區(qū)域的差異性。在此基礎(chǔ)上，對中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的空間收斂性進(jìn)行了系統(tǒng)考察。得到如下結(jié)論。

中部地區(qū)各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率整體呈上升趨勢，年均增長率最高的是山西省，江西省最低。

中部地區(qū)的省際差異自2012年之后逐步擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率不存在α收斂。同時(shí)，中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的絕對β收斂和條件β收斂特征明顯，這表明農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率較低地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率快于較高地區(qū)，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最終收斂到自己的穩(wěn)態(tài)水平?？臻g效應(yīng)加快了中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的β收斂速度。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及耕地面積對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率均具有負(fù)向影響，農(nóng)村居民收入的提高和種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化則有利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提升。上述因素對不同區(qū)域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長的不同影響是形成農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率區(qū)域差異的主要原因。