农业投入品对低碳农业生产影响的实证分析

卿树涛 张友良

(湖南省委党校经济学部，湖南长沙 410006)

一、引言

低碳经济是人类应对全球气候变化、减缓温室气体排放的全新的经济范式［1］［2］。作为低碳经济重要组成部分之一的低碳农业，它是指在农业生产经营活动中以追求低能耗、低排放、低污染、高效益为目标的农业生产经营模式。众所周知，高碳农业虽然大幅度增加了粮食等农产品供给，但却严重依赖于化肥、农药等石化产品的投入和机械动力的使用，农业生产的产前、产中、产后的各个环节也都与能源消耗、温室气体排放具有关联关系，有的关联度还相当大［3］，但这些因素也影响着粮食生产的进一步发展［4］。为促进低碳农业的健康发展，就需要区分不同农业投入品对农业生产影响的差异，主要是区分农药、化肥、农用机械和农用薄膜等生产技术因子对低碳农业生产的影响程度。为此，笔者拟选择回归分析法定量分析农药、化肥、农用机械和农用薄膜等投入品对农业增加值的贡献值，找出低碳农业生产影响因素间的差异，并提出相关建议，从而为加快建立我国低碳农业生产模式提供依据。

对于低碳农业的发展与农业投入品之间的关系，国内学者已有一定的研究。如漆雁冰等专门研究了化肥和农用机械总动力等要素的使用对低碳农业发展的影响，经验结果显示化肥施用量与农业机械总动力对农业生产总值有显著的正的影响，这一结果意味着必须找到别的要素替代化肥与机械动力，以发展低碳农业［5］。其结论可能是正确的，但其采用传统的回归分析方法存在明显的局限性，因为无论是化肥施用量、机械动力使用量还是农业生产总值增加值，都是非平稳数据，如果采用传统的回归分析方法，将会产生伪回归的问题。张莉侠、曹黎明等以中国大陆目前的农业能源消耗量为基础，阐述了农业能源消耗量与农业经济增长的关系，指出目前的农业能源消费模式与低碳农业的发展是不相容的［6］。但需要注意的是，农村农业能源消耗量只是影响低碳农业发展的一个方面，并不能全面反映发展低碳所面临的挑战。而且，目前农业能源的使用是否具有效率，对农业生产总值有没有显著的正的影响，并没有作出定量的分析。

为了使结论更具全面性，有必要进一步深化现有研究。特别是中国大陆面临的碳排放压力越来越大、农村环境污染日趋严重的情况下，加强低碳农业的研究具有重要的理论意义和现实意义。因此，需要集中回答以下几方面的问题:一是农药、化肥、塑料薄膜使用量以及农用机械动力与农业生产总值增加值是否存在长期均衡关系;二是目前各种要素施用量是否偏离长期均衡值;三是各种要素施用量未来值的预测。对以上三个问题的回答，直接关系到如何判断未来中国大陆低碳农业发展的总体趋势。同时，对以上三大问题的深入分析，能够为决策层提供关于中国大陆农业生产与农业投入品之间的动态驱动效应的信息，从而有助于相关部门在制定政策过程中更好地进行科学判断和科学决策。

二、主要农业投入品对低碳农业发展的影响分析

1、主要农业投入品对低碳农业发展的影响

笔者考察的四大类农业投入品包括农用化肥施用量 (X1)、农业机械总动力 (X2)，农用塑料薄膜施用量 (X3)、农药施用量 (X4)，这四类农业投入品对低碳农业发展具有重要的意义。

(1)农用化肥施用量对低碳农业发展的影响。

中国是世界上化肥消耗量最大的国家。据联合国粮农组织统计，目前我国化肥消费总量和氮肥消费量占世界的比例约为30%左右，属于高施肥国家。虽然化肥的施用提高了农作物的单产面积，但中国是以煤炭为主要原料生产氮肥的国家，每吨合成氨的碳排放量为3.4吨，因而化肥的使用已成为阻碍农业低碳发展的重要因素。

(2)农业机械总动力对低碳农业发展的影响。

根据相关的资料，中国大陆农业机械每100千瓦时的碳排放量为78.5千克［7］，因此，机械动力的使用对低碳农业发展的影响是不言而喻的。

(3)塑料薄膜施用量对低碳农业发展的影响。

塑料薄膜对低碳农业发展的影响主要表现在两个方面:首先，生产环节的碳排放，目前技术水平下，生产每吨塑料薄膜的碳排放量为3.25吨;其次，回收环节的不经济，目前我国大约有10%的农用塑料薄膜被遗弃在野外［8］。

(4)农药施用量对低碳农业发展的影响。据统计，2009年度中国单位耕地面积的农药平均施用量为13.4千克/公顷，其中高毒农药占70%，有60%－70%残留在土壤中。农药的大量使用毁坏了农村生态环境，对低碳农业的发展形成了严重的挑战［9］。

2、动态路径的描述

对于时间序列而言，其历史数据在一定程度上反映了今后的走势，所以对历史数据的分析有助于我们判断其今后的发展态势。图1至图4分别反映了农用化肥施用量、机械总动力使用量、塑料薄膜施用量和农药使用量的时间序列图。比较图1至图4，各图形的动态路径有细微的区别。

图1 农用化肥施用量时间序列图

图2 农用机械总动力使用量时间序列图

图3 农用塑料薄膜施用量时间序列图

图4 农药施用量时间序列图

仔细观察各图形，图1的斜率较为稳定，只是1998－2002年间的斜率略有减少而已;图2曲线形状呈明显的抛物线型，1994年是个拐点，之前曲线的斜率明显小于后续曲线的斜率;在图3中，1993年所对应的点是个特例，其纵坐标值小于1992对应值，其余曲线部分呈规律性上扬;在图4中，1998－2003年对应的曲线相对比较平坦，其余部分呈直线上升。

尽管不同要素投入量所对应的动态路径有所差异，但从总体上看，所有曲线的形状都是向上倾斜的，只是在不同的阶段，斜率略有不同而已;而且从2003年以后，所有图形的斜率更为稳定，几乎呈直线上扬。

三、回归分析

由于研究所涉及的变量都是时间序列数据，而大多数经济时间序列是非平稳的，如果直接将非平稳时间序列数据当作平稳时间序列回归进行回归分析，则可能带来不良后果，如伪回归问题。

所谓“伪回归”，是指变量间本来不存在有意义的关系，但回归结果却得出存在有意义关系的错误结论。经济学家早就发现变量之间可能存在伪回归现象，但在什么条件下产生伪回归现象，长期以来无统一的认识。直到 20世纪70年代，Grange、Carlo研究发现，造成“伪回归”的根本原因在于时间序列数据的非平稳性。他们用Monte Carlo模拟方法研究表明，如果用传统回归分析方法对彼此不相联的非平稳变量进行回归，t检验和F检验值往往倾向显著，从而得出变量相依的伪回归结果。

因此，在利用回归分析讨论经济变量有意义的经济关系之前，必须对经济变量时间序列的平稳性与非平稳性进行判断，进行单位根检验。如果经济变量是非平稳的，则需要找到新的处理办法。20世纪80年代发展起来的协整理论就是处理非平稳经济变量关系的行之有效的方法。

1、单位根检验

表1 单位根检验结果

一般情况下，单位根检验方法有ADF检验、PP检验和和KPS检验三种。表1报告了单位根检验的结果。由于ADF检验和PP检验对小样本检验的效果不是很理想，而“KPS检验在滞后截留届数较低时，对小样本较为有效”［10］，所以笔者选取了KPS检验。KPS检验的原假设时间序列是平稳的，被择假设是存在单位根:H0=0，H1=1。KPS检验结果表明，农药使用量和化肥用量是一阶平稳的，而农业生产总值、农用机械总动力和农用塑料薄膜使用量的对数项是一阶平稳的①。

2、协整关系的检验与分析

协整关系说明的是两个以上非平稳时间序列之间的长期均衡关系。通常情况下，随时间变化的时间序列变量是非平稳的，但这并不等于变量的所有线性组合也是非平稳的。如果某些非平稳序列的某种线性组合是平稳的，则称变量间存在协整关系。协整揭示了这样一个事实:“包含非平稳变量的均衡系统，必然意味着非平稳变量的某种组合是平稳的。”值得注意的是，这里的均衡并不是平常意义上的市场出清，而是指系统间的一种稳定关系。这种长期稳定关系依靠短期动态过程的不断调整得以实现。Eagle和Gange给出了协整的定义:

一般地，设有k(≥2)个序列 {y1t}， {y2t}，…，{ykt}都是d阶单整序列，Yt=(y1t，y2t，…，ykt)'表示此k个序列构成的k维向量序列。如果:

(1)每一个序列 {y1t}，{y2t}，…，{ykt}都是d阶单整序列，即yit～I(d);

为 (b－d)阶单整序列，即

a'Yt～CI(b－d)，0＜b≤d，向量 a=(a1，a2，…，ak)'称为协整向量。

协整概念的提出对于用非平稳变量建立经济计量模型以及检验这些变量之间的长期均衡关系非常重要:一是如果多个非平稳变量具有协整性，则这些变量可以合成一个平稳序列。这个平稳序列可以用来描述变量之间的均衡关系。二是当且仅当多个非平稳变量之间具有协整时，由这些变量建立的回归模型才有意义。所以协整性检验也是区别真实回归与伪回归的有效方法［11］。

协整检验方法有两种:一种是基于回归残差的协整检验，这种检验也称为单一方程的协整检验;另一种是基于回归系数的完全信息检验，这种检验方法也称为Johansen检验法。Johansen协整关系检验的统计量有两个:Trace统计量和Max－Eagin统计量。Trace统计量的原假设是存在r个协整关系，备择假设是存在k个协整关系，其计算公式为:

其中λi是∏矩阵按从小到大排列的第i个特征值。

Max－Eagin统计量原假设是存在r个协整关系，备择假设是存在r+1个协整关系，其计算公式为:

协整检验结果如表2所示②:

表2 协整检验结果

表2的协整检验结果表明，根据Max－Eagin统计量判断，只有一个协整关系:

方程4反映了农业总产值与农药、化肥、农用塑料薄膜使用量以及农用机械总动力的长期均衡关系，括号内为T统计值。对协整关系的具体分析如下:

(1)从化肥的使用量来分析:方程4显示，农业总产值代数值对化肥使用量的边际效应值为0.00034，t统计值为2.53，这表明，化肥对农业生产总值有显著的正的影响，农业生产对化肥之使用有明显的长期的依赖关系，正是这种原因，中国大陆在农业生产过程中，大量的使用了化肥，严重的污染了环境，这已经引起学者们的广泛关注。因此，从低碳经济角度去分析，我们应该改变这种长期均衡关系，寻找可替代的有机肥等，停止过度使用化肥。

(2)从农业机械总动力分析:方程4显示，农业生产总值代数值对农业机械总动力的代数的边际效应为1.794588，T统计值为0.051，这表明，农业机械动力的使用对农业生产总值有正的影响，但不显著。原因是多方面的:一是由于农业机械在使用上具有规模经济的特点，但是总体而言，我国的地形复杂，限制了大规模使用机械的可能性。二是我国农村地区基础设施薄弱，也降低了农业机械的使用效率。三是家庭联产承包责任制的影响。客观上，家庭联产承包责任制提高了农户大规模使用机械的成本，降低了其大规模使用机械的动因，因而降低了农业机械的使用效率。

(3)从农药使用量分析:方程4显示，农业生产总值对农药使用量代数值代数值的边际效应值为－0.1084，t统计值为－4.82。这反映出农药使用量对农业生产总值的弹性为－0.1084，即农药使用量每增加1万吨，长期来看，农业生产总值将降低0.1084亿元。其合理的解释为短期而言，农药的使用能够降低病虫害的影响，农业产值增加，但从长期来看，农药的使用在降低病虫害的同时，也杀死了害虫的天敌，病害虫抗药能力也会提高，病虫害的长期风险随之上升，产量下降。

(4)从农用塑料薄膜施用量分析:方程4表明，农用塑料薄膜施用量对农业生产总值代数值的边际效应为－0.02279，T统计值为－3.78，这意味着农用塑料薄膜施用量对农业生产长期均衡值有显著的负的影响。因此，无论是农业发展本身还是低碳经济，都要求降低农用塑料薄膜施用量，提高起使用效率。

3、误差校正模型的分析

协整分析只是反映了经济变量间的长期均衡关系，而这种长期稳定是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。产生这种结果的原因在于大部分时间序列数据是一阶平稳序列，同时，存在某种联系方式把相互协整关系和长期稳定均衡状态结合起来。之所以能够如此，是因为一种调节过程 (误差修正机制)在起作用，调节短期行为，防止了长期关系的偏差在规模和数量上的扩大。所以，从逻辑上分析，建立误差校正模型是协整分析必不可少的一个环节。

表4 误差校正模型估计结果

表4报告了误差校正模型的估计结果。异方差检验的结果表明，误差校正模型的估计系数是稳定的。D(X2)和D(X3)误差校正系数不显著，表明短期内，农业生产总值并不对均衡进行调整，而是通过D(X1)和D(X4)，即农业化肥以及农药施用量进行调整。这与事实是一致的:当农业生产总值发生波动时，首先会调整产量，而目前的农业生产方式深度依赖农药和化肥，因此，调整农药和化肥的施用量可使经济达到均衡。

低碳农业要求实现低能耗、低排放、低污染、高效益的农业生产经营模式。但是，各种要素的使用过程一旦受到冲击，偏离原来的均衡值，就会传播到下一期，在相当长的一段时期内，产生滞后影响。图5－图8反映了化肥、农药、塑料薄膜施用量的冲击之长期影响③。

图5 化肥施用量对自身的冲击

图5揭示了化肥施用量的冲击对自身的影响。它表明，化肥施用量对自身的冲击是正的，具体地说，如果在第一期施加正的冲击，第二期下降，在第三期显著的增加并达到峰值，然后依次下降，但即使过了7期后，仍大于零。而化肥的施用对环境、土地的肥质具有明显的负的外部性，因此，化肥施用量正的冲击持久性意味着负的外部性长期性。

图6 农药施用量对自身的冲击

图6说明了农药施用量的冲击对自身的影响。从该图可以看出，如果在第一期施加一个正的冲击，其滞后影响将逐步减少，经过6期后，才逐步稳定，但仍显著的大于0。

图7 农用机械总动力的冲击

图7说明了农用机械总动力的冲击对后期农用机械动力使用量的影响。该图说明，如果在第一期施加一个单位正的冲击，其滞后影响将逐步增加，将在第七期达到峰值，然后逐步稳定下来，保持不变。与农药、化肥以及农用塑料薄膜明显不同的是，农用机械总动力的外在冲击将使未来路径发生明显正的偏移，而且再也无法回到原来的均衡路径。

图8 农用塑料薄膜施用量对自身的冲击

图8说明了农用塑料薄膜施用量的冲击对后期农用塑料薄膜施用量的影响。该图形具有明显的波浪性的特点，具体的说，如果在第一期施加一个很小的冲击，第二期的增量将显著的下降，第三期将会增加，但增加的幅度小于冲击的幅度，第四期又会下降，…，这样依次循环下去，直到冲击的作用最后消失。

农业生产要素滞后影响要求我们谨慎使用各种投入，尽量不要对均衡状态造成冲击，那么实际情况到底如何?表5可以说明实际值与理论预测均衡值的偏离情况。

比较各种要素使用量的实际值与预测均衡值的偏离情况:其中最严重的是农药施用量，平均偏离度达11.97%;其次为塑料薄膜施用量，偏离度为5.65%;再次为机械总动力施用量，偏离度为0.22%;最后为化肥施用量，偏离度为－0.011%。应当说，低碳农业是未来农业发展的主要方向，具有广阔的前景。但是，由于目前生产模式的消极影响，使未来的发展蒙上阴影。

表5 2000－2008年农业投入要素实际值与误差校正模型预测值的比较

四、各种要素施用量的预测以及对低碳农业发展的影响

表6报告了未来10年各种农业投入要素的预测值。由于预测是以历史数据为基础的，而未来农业要素的实际施用量取决于技术水平的变化、产业结构的变动、政府的农业支持政策和投入水平、市场的开放程度以及要素的相对价格变化水平等。但是基于协整关系的预测，反映的是一种长期的均衡关系，故从长期来看仍然具有较强的参考意义 (譬如:根据模型的预测，在未来十年，我国农业生产总值的增长率约为3.5%，这与十二五规划基本一致。)预测结果表明，如果中国大陆仍沿袭过去的经济发展模式，未来低碳农业发展只是一句空话。

表6 农业投入品未来值的预测 (基于误差矫正模型)

1、化肥和农药的使用

到2020年时，化肥施用量为6830万吨，平均增长率为2.21%，单位耕地面积的化肥平均施用量将达到569.3千克/公顷 (假设2020年耕地面积为18亿亩)，是化肥施用安全上限的2.53倍;农药施用量为225万吨，年平均增长率3.1%，平均施用量为18.75千克/公顷，其中有60% －70%残留在土壤中。

2、农业塑料薄膜的施用量

到2020年时，农用塑料薄膜施用量的预测值为3900740吨，平均年增长率为5.73%，超过农业生产总值增长率2.5个百分点。但是，前面的协整分析显示，从长期来看，农业塑料薄膜施用量对农业生产总值的边际效应是负的，这说明农业塑料薄膜使用效率低下，效益不高;而且，根据目前的实际情况分析，我国农用塑料薄膜的回收率一直不高，有相当一部分残留在土壤中。因此，这势必对低碳农业的发展带来不利的影响。

3、农用机械总动力

到2020年时，机械动力使用量的预测值为17473万千瓦时，平均年增长率为6.23%，这意味着农业机械总动力的投入量大约在11年左右的时间就要翻一番。就中国大陆的实际情况分析，随着二元经济的逐步解体，农村劳动力越来越少，劳动力成本的上升，客观上需要使用更多的机械动力以替代人力的投入，以提高农业生产的效益。但是目前的能源结构中，石化能源占的比例相当大，故农用机械总动力投入量大幅度增加，碳排放也会相应的增加，对低碳农业的发展造成不利的影响。

五、主要结论与政策建议

1、主要结论

协整分析表明，农业生产总值增加值与农药施用量、化肥施用量，农业塑料薄膜施用量以及机械动力使用量存在长期的均衡关系。这种长期均衡关系表现为:化肥施用量对农业生产总值增加值有显著的正的影响，而农药施用量和塑料薄膜施用量对农业生产总值增加值有显著的负的影响，机械动力的使用对农业生产总值增加值的影响不显著。

以协整分析为基础，建立的误差校正模型表明，当农业生产总值增加值偏离均衡时，主要通过化肥和农药施用量调整。基于误差校正模型，笔者分析了各种要素的冲击所导致的滞后影响，由于滞后影响的存在，要求各种要素在投入过程中尽量不要偏离均衡路径，但研究发现，农药施用量和机械动力使用量已经严重的偏离了原来的均衡。

以误差校正模型为基础，笔者预测了农药、化肥，农业塑料薄膜及机械动力未来10年的施用量。预测结果显示，到2020年时，化肥施用量为6830万吨，平均增长率为2.21%;农药施用量为225万吨，年平均增长率3.1%;农用塑料薄膜施用量的预测值为3900740吨，平均年增长率为5.73%;机械动力使用量的预测值为17473万千瓦时，平均年增长率为6.23%。这说明在现有的生产模式和技术水平下，各种要素的投入量都会显著的增加，未来低碳农业发展的前景非常暗淡。

2、政策建议

根据上述研究中对我国未来低碳农业发展前景的判断，现阶段政策的制定应致力于以下方面:

(1)制定低碳农业发展规划。从气候变化对生态环境的影响入手，尽快明确今后一个时期我国低碳农业发展的目标，规划好每个阶段低碳农业发展的重点领域和环节，计算好各阶段低碳农业发展所需减少的投入品数额，并规范好相关扶持措施。

(2)提高农业投入品的使用效率。农用塑料薄膜对我国农业增加值起负作用，因此，当务之急是停止或尽量减少使用农用塑料薄膜;为进一步提高化肥利用效率，应加强土壤肥力和肥料效益监测等基础性工作，建立科学的有机——无机相结合的施肥体系;同时，要合理地使用高效、低毒、低残留农药，建立多元化、社会化病虫害防治专业服务组织，运用农业生物防治技术，减少农药使用频率和数量，提高防治效果和农药利用率;此外，要推广农机节能减排技术，加快农机节能减排新产品的研发，进一步优化农机装备结构，发挥出农业机械的更大作用和贡献。

(3)提供相关制度安排。面对农业生态环境不断恶化的局势，我国应尽快制定和完善农业投入品对生态环境影响等相关标准，加强农产品标准的出台，控制过量的化学品的投入引起的食品安全和环境安全问题，规范低碳农业发展。

【注释】

①数据来源于《中国统计年鉴》。其中农药使用量和的农用塑料薄膜使用量1980－1991年数据缺省 (没有统计)，故利用方程式 (t:年份，c:常数项)分别进行回归，对它们进行预测，然后以预测值代替缺省值。

②文中除表5中的实际值源于《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》外，其他表格数据都由eviews软件直接得出。

［1］姜克隽.低碳是一种更好的生活方式 ［J］.世界环境，2008，(2):31－33.

［2］潘根兴.气候变化威胁中国粮食安全 ［EB/OL］.http://news.@xinhuanet.com/politics/2010－01/19/content_12836923.htm，2010－01－19.

［3］李长生 (等).中国农田的温室气体排放 ［J］.第四纪研究，2003，(5):493－503.

［4］王 铮，郑一萍.全球变化对中国粮食安全的影响分析［J］.地理研究，2001，(3):282－289.

［5］张莉侠，曹黎明.中国低碳农业发展基础、挑战与对策［J］.农业经济，2011，(4):3－5.

［6］蒋高明.发展生态循环农业，培育土壤碳库 ［J］.绿叶，2009，(12):29－32.

［7］任仲发.低碳生活处处可为 ［EB/OL］.http://newscntv.cn/20110517/@104158.shtml，2011－05－07.

［8］许广月.低碳农业发展研究 ［J］.经济学家，2010，(10):65－72

［10］尹成杰.农业多功能性与推进现代农业建设［J］.中国农村经济，2007，(7):4－9.

［11］林伯强.中国长期煤炭需求:影响与对策 ［J］.经济研究，2007，(2):55－67.