甄别湖北省低碳农业发展现状的实证分析

罗芳 夏庆利

摘要：根据湖北省1980～2009年样本数据，将农业总产值指数对农业机械总动力、化肥施用量、大牲畜存栏头数、生猪存栏头数和造林面积等进行回归分析，其中，造林面积用于表征“低碳”，其余解释变量代表“高碳”，以此甄别湖北省低碳农业发展现状。结果表明，仅农业机械总动力和化肥施用量对农业总产值指数有显著影响，说明湖北省农业仍处于“高碳”发展路径，低碳农业有着广阔的发展空间。计算了两个主要因素对农业总产值的贡献率后，提出了湖北省发展低碳农业的前景方略。

关键词：湖北省；低碳农业；现状；前景

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：0439-8114（2013）06-1460-05

自工业革命以来，全球平均温度年均增加约0.97 ℃[1]。据2007年联合国政府间气候变化专门委员会（IPCC）第四次评估报告预测，到本世纪末，世界平均温度将在当前17 ℃的基础上增温1.1～6.4 ℃[1，2]。地球持续变暖等气候变化导致了重大自然灾害，如持续干旱、超强飓风、暴雪和猛烈的冰雹袭击等频繁发生。引起气候变化的原因是多方面的，其中最主要的原因之一是温室气体的过量排放所导致的温室效应。CO2、CH4和N2O等是与农业密切关联的主要温室气体。农业是极度依赖自然生态环境的产业，在极端气候面前显得尤为脆弱。对于碳排放而言，农业具有双重效应，既是碳源又是碳汇，因此，发展低碳农业可以通过碳减排和固碳两种方式实现。低碳农业是低碳经济在农业发展中的实现形式。与生态农业和特色农业不同，低碳农业是为维护全球生态安全、改善全球气候条件而在农业领域推广节能减排技术、固碳技术、开发生物质能源和可再生能源的农业，是以低能耗、低排放、低污染为特征，具备农业生产、安全保障、气候调节、生态涵养和农村金融等多元功能的新型农业[3]。

湖北是农业大省，根据统计数据，湖北省2009年的农林牧渔总产值为2 985.2亿元，居全国第八位[4]。农业以耕作业为主，粮食生产居首要地位，是中国重要的粮、棉、油和生猪等的生产基地，粮棉油产量和生猪存栏头数分别为2 309.1万t、48.1万t、314.2万t和2 546.1万头，在全国的排名都在前十以内。为了改善自然生态环境，也为了实现中国政府提出的“到2020年中国单位GDP的CO2排放比2005年下降40%～45%，并作为约束性指标纳入国民经济和社会发展中长期规划”[5]的目标，湖北省发展低碳农业刻不容缓。

有的学者采用实证分析的方法来甄别低碳农业发展现状的代表性研究，如漆雁斌等[1]利用中国1985～2008年的样本数据进行农业总产值对化肥施用量、机械总动力和农作物总播种面积等的回归分析，发现化肥施用量对农业产值有显著影响，是制约低碳农业发展的重要因素；马伦姣[6]根据湖北省1980～2008年数据得出化肥施用量和农业机械总动力既是明显影响农业总产值的因素，亦是低碳农业发展的制约因素的结论。

与上述两个研究的不同之处是，本研究不仅要甄别湖北省农业的“高碳”依存度，即农业总产值指数对农业机械总动力、化肥施用量、大牲畜存栏头数和生猪存栏头数等回归，而且要考量其对“低碳”的依存度，即将造林面积作为解释变量予以分析；并计算了显著影响农业总产值的因素的贡献率。

1 低碳农业发展的分析框架

“低碳”农业是相对于现代的“高碳”农业而言的[6]。现代农业高度依赖于石油、煤和天然气等能源，具有高产、高效、省时、省力、不施粪肥和经济收益高等特点，对提高农业生产效率和农产品产量，以及解决世界人口激增而引起粮食需求猛增这一尖锐问题发挥了重要的作用。但同时也应看到，现代农业因大量使用农业机械、化肥、塑料薄膜、柴油和农药等，使其具有高能耗、高污染和高排放的特点。此外，畜禽饲养也是一个制造碳源的过程。据2006年11月联合国粮农组织估计[7]，畜禽的呼吸和消化要产生CO2，每年其释放总量比汽车多18%；部分牲畜在反刍过程中排放CH4，该排放量占人类活动产生CH4的37%，而CH4形成温室效应的能力是CO2的23倍；牲畜产生的NH3占人类活动产生总量的64%，NH3是形成酸雨的重要因素之一。农业除了具有碳源的作用外，它还拥有碳汇功能。植物通过光合作用可以将大气中的CO2转化为碳水化合物，并以有机碳的形式固定在植物体内或土壤中，植树造林尤其有助于对大量CO2的吸收。

为了探究湖北省农业发展对“低碳”农业以及“高碳”农业的依存度，选取农林牧渔总产值为因变量，农业机械总动力、农用物资使用量、牲畜饲养量和造林面积等作为解释变量，其中，前3项用来刻画“高碳”农业的属性，后1项用来表征“低碳”农业的属性。通过湖北省的样本数据，如果回归分析的结果证明“高碳”属性变量是显著的，则说明湖北农业仍处于“高碳”农业的发展路径上，低碳农业还有巨大的发展空间；如果“低碳”属性变量是显著的，则表明湖北省农业已走上可持续发展的良性轨道。

2 数据来源与模型选择

2.1 数据来源

1980～2009年的样本数据来自《1981～2010年湖北统计年鉴》（表1）。为了消除价格波动的影响，农业总产值采用农林牧渔总产值指数来代表，并设初期为100，即1980=100。农用物资本应包括化肥、塑料薄膜、柴油和农药等，但后面3种物资只有近期的年鉴有统计数据，早期的则没有，而化肥施用量的数据很完备，因此，这里仅采用化肥施用折纯量的数据。牲畜饲养情况用大牲畜存栏头数和生猪存栏头数来表示。此外，还有农业机械总动力和造林面积数据。表1还给出了农业总产值、农业机械总动力和化肥施用量等的增长率，这些数值是此表中相应数据通过简单计算[即（当年值-上年值）/上年值]得出，后面计算各因素对农业总产值的贡献率将用到。

2.2 模型的选择

因变量为农业即农林牧渔业的总产值指数，解释变量为农业机械总动力、化肥施用折纯量、造林面积、大牲畜存栏头数和生猪存栏头数等。柯布-道格拉斯生产函数能够较好地表征农业生产情况，根据需要采用双对数模型的形式，记为模型1，即：

lnYt=B1+B2lnMt+B3lnFt+B4lnWt+B5lnLt+B6lnHt+ut

（1）

式中，t表示时间，即年份，Bi（i=1，2，…，6）为截距及偏弹性系数，Y为农业总产值指数（1980=100），M为农业机械总动力（万kw·h），F为化肥施用折纯量（万t），W为造林面积（k·hm2），L为大牲畜存栏头数（万头），H为生猪存栏头数（万头），u为误差项。

预期各解释变量对因变量有正的影响，即各偏弹性系数为正值。

3 回归结果分析

3.1 自相关性的检验与消除

回归利用统计软件EViews 6.0，用回归方程（1）拟合表1中的数据，采用OLS（普通最小二乘）法，结果如表2所示。由于样本是时间序列数据，误差项可能不满足经典线性回归关于无自相关性的基本假定。假如误差项存在自相关，那么OLS估计量尽管是线性的和无偏的，但却不是有效的[8]。

表2中模型1的D-W值等于0.784，接近于0，表明回归存在严重的正的自相关。迭代法是处理自相关的标准方法。在EViews中，迭代法就是增加AR（自回归）项作为解释变量，即增加AR（1）消除一阶自相关，增加AR（2）消除二阶自相关，增加AR（1）、AR（2）消除一阶和二阶自相关，依此类推。因此，首先在模型1中增加解释变量AR（1），得到模型2。模型2的D-W值等于1.582，说明AR（1）项的加入很大程度地消除了一阶自相关，但还存在微弱的正的自相关。继续增加AR（2）项，得到模型3。模型3的D-W值等于2.028，接近于2，表明一阶和二阶自相关被完全消除。

3.2 估计结果分析

由于模型3的估计量是BLUE，即最优线性无偏估计量，下面的分析仅针对该模型而言。模型3的F值为206.336，其概率值为0.000，说明模型的整体回归效果尚佳。农业机械总动力M、化肥施用折纯量F和AR（1）在5%的显著性水平上显著，其他解释变量即使在15%的显著性水平上都不显著。农业总产值指数的机械动力弹性是0.683，即农业机械总动力增加1%，农业总产值指数平均增加0.683%。农业总产值指数的化肥弹性是0.472，即化肥施用折纯量增加1%，农业总产值指数平均增加0.472%。此二弹性之和为1.155（≥1），可见湖北省农业生产处于规模报酬不变或递增阶段。具体是规模报酬不变或递增还需进一步的检验，不能就1.155看似大于1而推断规模报酬递增，因统计上它可能等于1。因此，这里做更深一层的检验如下：

在模型3回归方程输出结果界面上，选择View（视图）菜单的子菜单Coefficient Tests（系数检验），再选择Wald Test，在限制条件的窗口输入：

C（2）+C（3）=1 （2）

该方程等价于

H0：规模报酬不变；H1：规模报酬递增 （3）

其中，H0为原假设，H1为备择假设。

Wald检验的结果为，F值等于2.404，其概率值等于0.137，χ2值等于2.404，其概率值等于0.121。若选择α为15%，则拒绝规模报酬不变的原假设；若选择α为10%，则不拒绝原假设。由此可见，湖北农业正处于规模报酬递增和不变的交汇处，有少许规模扩张的空间。

上述结果表明，农业机械总动力和化肥施用折纯量等高能耗、高污染和高排放的“高碳”农业生产方式支配着农业总产值，而造林面积这一低碳农业生产方式对农业总产值无显著影响。换言之，湖北农业依循的是一条“高碳”农业，即粗放式经营的发展路径；这也表明，低碳农业有着广阔的发展空间和巨大的潜力，其前景远大。

4 各因素对农业总产值的贡献率

5 湖北省低碳农业发展前景方略

5.1 降低设施农业的比重

设施农业利用人工建造的设施，使传统农业逐步摆脱自然条件的束缚，走向现代工厂化农业、环境安全型农业生产、无毒农业的发展之路，并且打破了传统农业的季节性，实现了农产品的反季节上市，进一步满足了人们多元化、多层次的消费需求。但是，设施农业过度依赖工业生产的农用薄膜等。中国农膜使用量居世界第一位，2007年使用量高达200万t；2009年湖北农用薄膜使用量达到6.12万t。由于目前使用的绝大部分农膜为不可降解塑料，在土壤中自然分解需要200年以上的时间。每年回收的极少，遗留在土壤中的农膜将近一半，严重影响到土壤的物理性能和结构，可耕性遭到破坏，地力下降；土壤的保水透水能力降低，削弱了农田的抗旱能力，还会影响到种子发芽、长苗及根系生长发育，最终导致农产品产量下降[10]。因此，应大幅度地降低设施农业的比重，或者尽可能地使用可降解农膜代替塑料农膜。

5.2 根据农产品的碳贡献率征收碳排放税

根据各个农业部门对碳排放的贡献情况，对农产品征税。例如，反刍动物瘤胃发酵、畜禽粪便处理过程中产生的CH4，以及粪便还田利用过程中直接或间接的CO2和N2O排放等，是重要的温室气体来源[11]。据测算，牛的粪便释放出的CO2是人类的80倍[12]；同等分量的由动物反刍所产生的CH4的温室效应是CO2的20余倍[13]。以此为依据，如果对畜牧养殖征收碳排放税，那么相应的产品（如牛肉与乳制品）的价格将远远高于没有征税时。通过税赋杠杆调节畜牧业产量，将显著地改变农业生产方式以及人们的饮食习惯，尤其是那些大量排放CH4的农产品产量与需求。根据孙亚男等[14]对规模化奶牛场温室气体排放量的估算，平均每头奶牛排放CO2当量为4.9 t/年，湖北省2009年牛存栏数量为334.01万头，那么牛排放的CO2当量约为1 636.65万t。如果通过征税，使得牛的养殖规模缩小20%，则每年大约可减少排放CO2当量327.33万t。

5.3 通过测土配方施肥技术减少N2O的排放

通过测土施肥技术提高氮肥利用率，避免过量施肥造成N2O排放。据推算，测土配方施肥将减少农田N2O排放3%[15]。采用合理的粪便施用方式降低土地利用过程中温室气体的排放。研究发现，不同的施肥方式下N2O的排放通量存在着明显的差异。采用撒施后翻耕和条施后覆土处理能有效地抑制NH3挥发和减少N2O等温室气体的排放，减轻对环境的不良影响[16]。2005～2009年，湖北省累计获中央财政测土配方施肥补贴资金2.16亿元，推广实施面积1 750万hm2，增产粮食34.75亿kg、棉花283.1万担、油料4.45亿kg，节本增效104.6亿元[17]。2010年，国家测土配方施肥项目覆盖了全省107个县（市、区、场），肥料利用率提高1%，每公顷化肥用量比之前节约15 kg，全省免费为700万农户提供测土配方施肥技术服务，推广面积达到566.67万hm2。虽然湖北省的测土配方施肥取得了一定成效，但是实际情况还远不如人意，试验和示范的较多，真正普及和自觉行动的少，施肥时依然“我行我素”、“跟着感觉走”，化肥还是没少用[6]，因此，测土配方施肥还有待进一步落实。

5.4 以清洁能源替代化石燃料促使农业机械低碳化

现代农业的一个重要基石是农业机械化。其对于利用资源、抵御自然灾害、推广现代农业技术、促进农业集约经营、增加单产与总产、提高劳动生产率、降低农产品成本，以及对于减轻农民劳动强度和缩小工农差别等起到了积极作用。但是，农业机械化因高度依赖化石燃料而造成对环境的污染与破坏也是无法弥补和挽回的。因此，后现代农业发展不能没有农业机械，但又不能步现代农业高污染、高耗能和高排放的后尘，而是应该用清洁能源，如生物乙醇、生物柴油和生物石油等生物燃料替代化石燃料。同时，应尽快淘汰已有的高耗能农业机械和设备，以低耗能的机械和设备取代之。2009年，湖北机耕、机播、机械植保和机械收获面积分别为409.9、63.7、387.2和255.5万hm2，农业机械总动力30 572.4万kw·h。面对如此大的机械化规模，地方政府应出台鼓励性政策，以发放补贴等形式将农业机械与设备引导到低碳化的发展轨道上来。

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