湖南省农地利用碳排放与农业经济关系研究

赵先超，宋丽美

(湖南工业大学城市与环境学院，湖南 株洲 412007)

近年来，随着全球变暖和一系列环境问题的出现，碳排放逐渐成为国内外研究热点。国务院颁布了一系列“加强节能减排，实现低碳发展”方面的文件，指出实现产业转型，大幅减少碳排放是生态文明建设的重要内容，倡导低碳经济成为国家可持续发展的必由之路。有研究进一步指出，农业是人为温室气体的第2大排放源，占温室气体排放总量的13.5%。农业碳排放占全国CO2排放总量的17%，其中，农业排放的CH4和NO2分别占全国总量的50%和92%[1]。从湖南省来看，1961—2010年，湖南省年平均气温增暖趋势较显著，其年平均气温存在明显上升趋势，上升速率为0.153 ℃·(10 a)-1[2]。在此背景下，削减区域碳排放，谋求区域低碳转型发展，以及从农业碳排放角度开展碳排放研究，全面了解人类活动对碳排放的影响机制，引导区域低碳经济与城市低碳转型发展等问题已经引起各国政府和学术界的普遍关注。随着农业现代化的发展，为提高生产效率，农业生产过程中的机械投入比例越来越大，农业耗电、耗能随着农业生产规模的扩大而不断增加。深入研究农业生产投入，尤其是农药、化肥、农膜、农业机械等主要碳源投入导致的碳排放量以及碳排放强度与经济发展之间的脱钩关系对于了解区域碳排放状况和促进区域农业碳减排具有重要的现实意义。

从整体上看，国内外碳排放相关研究成果主要集中在碳排放的构成[3-4]、农田生态系统碳足迹、碳源/汇，以及碳排放的发展趋势[5]、碳排放与经济增长的关系[6-7]、农业碳排放的测算和时空差异[8-10]等方面。国内学者对农业碳排放与经济增长的脱钩关系展开了富有成效的研究，如田云等[9-10]对全国和湖北省碳排放与经济脱钩关系的研究，李琦等[11]对安徽省、张小平等[12]对甘肃省、李立等[13]对黄淮海平原等地区的研究。

湖南省作为中部地区一个典型的传统农业大省，农业碳排放相关研究成果较少，尤其是农业碳排放与经济发展的互动关系研究鲜见。笔者以此为切入点，选取湖南省1999—2014年农地利用碳排放数据，研究并测算湖南省农地利用碳排放量与经济发展之间的脱钩关系，并利用环境库兹涅茨曲线(environmental Kuznets curve,EKC)模型对农地利用碳排放与农业经济关系进行验证。这对于了解新时期湖南省农业碳排放情况及区域碳排放总量控制具有重要的战略意义。

1 研究区概况

湖南省位于中国中南部，长江中游以南，东临江西，西接重庆、贵州，南毗广东、广西，北连湖北，地处北纬24°38′～30°08′，东经108°47′～114°15′，东西宽667 km，南北长774 km，土地总面积为211 829 km2，占全国土地总面积的2.21%。湖南省是全国重要的粮食生产基地，主要农副产品如粮食、棉花、油料、苎麻、烤烟以及猪肉等产量均位居全国前列。2015年湖南农林牧渔业实现总产值5 630.75亿元，其中，农业总产值为3 043.52亿元，占总产值的54%。湖南农业长期依赖“高肥、重药、大水”，2015年全省化肥使用量、农药使用量较2010年分别增长1.8%和3.0%。前期研究表明湖南省农地利用碳排放总量由1999年的317.40万t增加到2014年的446.99万t，增长40.83%，年平均增速为2.55%。湖南省各地区农地利用碳排放量差异明显，碳排放水平与地区产业结构相一致，以第一产业为主的岳阳、常德、衡阳地区农地利用碳排放量相应大，而以发展工业为主的株洲，发展旅游业的张家界、湘西州等地区，农业生产规模较小，农地利用碳排放量也较低[14]。

2 研究方法

2.1 数据来源与处理

湖南省农地利用碳排放测算和分析数据主要来源于《湖南统计年鉴》(2000—2015年)和《湖南农村统计年鉴》(2015年)。其中，农地利用碳排放量测算选取各市2010和2014年化肥、农药、农膜、农业灌溉、农业翻耕和柴油6类农资投入数据。碳排放强度(耕种1 hm2农地所投入的生产要素产生的碳排放量)测算数据来自湖南省1999—2014年年末实有耕地面积(湖南省2006年部分农资投入数据缺失，通过数据拟合得出)。

主要采用Excel 2003软件对数据进行统计和简单的汇总、排序，采用Eviews 6.0软件对农地利用碳排放量和碳排放强度与人均农业产值的关系进行分析和检验，采用SPSS 19.0软件对3个要素的关系进行线性回归拟合。

2.2 农地利用碳排放量的测算方法

根据相关研究成果[8-10]，农业碳排放主要来自于化肥、农药、农膜、灌溉、机械、翻耕等主要能源与物资投入所产生的碳排放，以农业生产中主要的人为农田经营生产投入行为所导致的直接或间接碳排放为主要碳源类型，农地利用碳排放估算公式如下：

E=Ef+Ep+Em+Ei+Et+Es。

(1)

式(1)中，E为农地利用碳排放量，万t；Ef为化肥生产和使用过程中导致的碳排放量，万t；Ep为农药生产和使用过程中导致的碳排放量，万t；Em为农膜生产和使用过程中产生的碳排放量，万t；Ei为农业灌溉过程中间接消耗能源所产生的碳排放量，万t；Et为农业翻耕破坏土壤有机碳库所产生的碳排放量，万t；Es为农业机械使用柴油直接或间接产生的碳排放量，万t。各类农地利用碳排放量计算公式如下：

Ef=Gf×a，

(2)

Ep=Gp×b，

(3)

Em=Gm×c，

(4)

Ei=Ai×d，

(5)

Et=At×e，

(6)

Es=Gs×f。

(7)

式(2)～(7)中，Gf为化肥施用量，万t；Gp为农药使用量，万t；Gm为农膜使用量，万t；Ai为灌溉面积，103hm2；At为农业翻耕面积，万hm2；Gs为农业柴油用量，t；a=0.895 6 kg·kg-1；b=4.934 1 kg·kg-1；c=5.18 kg·kg-1；d=266.48 kg·hm-2；e=312.6 kg·hm-2；f=0.592 7 kg·kg-1。各碳源的碳排放系数(a、b、c、d、e、f)主要参考联合国气候变化政府间专家委员会(Intergovernmental Panel on Climate Change，IPCC)和国内外现有文献成果[11-13]确定。

2.3 脱钩弹性计算

脱钩弹性又称为碳排放弹性，是经济发展变化的幅度导致农业碳排放改变程度的比值，反映农业碳排放变化对于经济变化的敏感程度。脱钩弹性计算公式为

(8)

式(8)中，e为农业碳排放与农业经济发展的脱钩弹性指数；ΔC/C为研究期内碳排放量变化率；ΔG/G为研究期内农业总产值变化率，即农业经济增长率。参考Tapio脱钩指数[15-16]相关研究成果，根据弹性指数大小可将农业碳排放与经济发展水平的脱钩关系划分为3大类8小类。同时，为了解读脱钩弹性指数的细微变化，Tapio脱钩弹性指数在1左右的20%范围内浮动，以0、0.8和1.2作为临界值，具体划分标准见表1。

表1Tapio脱钩关系评价标准

Table1IndexofdecouplingrelationinTapiomodel

脱钩关系大类小类ΔC/CΔG/G弹性指数e脱钩弱脱钩>0>00≤e<0.8强脱钩<0>0e<0衰退脱钩<0<0e>1.2连接扩张连接>0>00.8≤e≤1.2衰退连接<0<00.8≤e≤1.2负脱钩扩张负脱钩>0>0e>1.2强负脱钩>0<0e<0弱负脱钩<0<00≤e<0.8

2.4 农地利用碳排放与经济增长的关系

根据EKC相关理论[17]，构建农业碳排放的EKC模型。首先对要进行回归分析的时间序列进行协整性检验，确定2个变量之间存在协整性关系，即它们在变化过程中存在长期稳定的均衡关系。进一步分析农地利用碳排放量、碳排放强度与人均国内生产总值(GDP)之间的关系，得到回归方程，再根据方程中相应的F值和t值判断回归模型的拟合情况和显著水平。分别以农地利用碳排放量、碳排放强度作为因变量，以人均农业产值作为自变量，参考已有研究成果中普遍运用的简约式回归方程(对数形式)进行模拟[7,18]。模拟变量关系的模型如下：

lnyi=a+b1lnxi+b2(lnxi)2+

b3(lnxi)3+ei。

(9)

式(9)中，yi为第i年农地利用碳排放量(万t)或碳排放强度(kg·hm-2)；xi为第i年农业经济水平即人均农业产值，万元·人-1；a为截距项，表示其他因素的影响；ei为随机误差项。不同的bi有不同的含义：当b3≠0时，表示农地利用碳排放量与人均农业产值存在“N”型或倒“N”型曲线关系；当b3=0且b2≠0时，表示农地利用碳排放量与人均农业产值存在“U”型或倒“U”型曲线关系；当b3=0,b2=0且b1≠0时，表示农地利用碳排放量与人均农业产值存在线性关系或对数关系。

3 结果与分析

3.1 湖南省农地利用脱钩关系分析

根据式(1)和式(8)，测算得出1999—2014年湖南省农地利用碳排放量结果(表2)以及1999—2014年湖南省农地利用碳排放与农业经济的脱钩弹性关系(表3)，主要脱钩类型为扩张负脱钩、弱脱钩和弱负脱钩3种。

表21999—2014年湖南省农地利用碳排放和碳排放强度

Table2Theamountsandintensityofcarbonemissionfromagriculturalactivitiesduringtheperiodsof1999-2014inHunanProvince

年份碳排放总量/万t碳排放强度/(kg·hm-2)1999317.40987.792000323.23824.232001327.74837.652002331.21851.222003341.62891.102004367.75963.592005377.55989.402006381.731 007.832007389.501 027.982008396.841 047.242009408.94988.962010416.361 006.312011425.891 029.292012443.851 070.492013437.771 054.942014446.991 076.26

由表3可知，1999—2014年湖南省农业碳排放与农业经济发展的脱钩关系主要是弱脱钩，然后是扩张负脱钩，仅出现一次弱负脱钩，说明研究期内湖南省农业碳排放增长速率与农业经济增长速率存在差异，且多数时段碳排放增长速率小于农业经济增长速率，状态良好。研究期内湖南省农地利用碳排放与农业经济的脱钩弹性指数变化呈现“快速增长—快速下降—平稳增长”的三阶段特征。

表31999—2014年湖南省农地利用碳排放与农业经济的脱钩关系

Table3Decouplingrelationshipbetweenthecarbonemissionfromagriculturallanduseandagriculturaleconomyduringtheperiodsof1999-2014inHunanProvince

时段ΔC/CΔG/G弹性指数脱钩关系1999—2000年0.018 40.014 61.260 3扩张负脱钩2000—2001年0.014 00.050 30.278 3弱脱钩2001—2002年0.010 60.001 47.571 4扩张负脱钩2002—2003年0.031 40.007 54.186 7扩张负脱钩2003—2004年0.076 50.301 30.253 9弱脱钩2004—2005年0.026 60.084 30.315 5弱脱钩2005—2006年0.011 10.080 00.138 8弱脱钩2006—2007年0.020 40.214 60.095 1弱脱钩2007—2008年0.018 80.163 90.114 7弱脱钩2008—2009年0.030 50.103 50.294 7弱脱钩2009—2010年0.018 1 0.289 90.062 4弱脱钩2010—2011年0.022 90.161 30.142 0弱脱钩2011—2012年0.042 20.108 70.388 2弱脱钩2012—2013年-0.013 7-0.352 60.038 9弱负脱钩2013—2014年0.021 10.680 30.031 0弱脱钩

ΔC/C为研究期内碳排放量变化率，ΔG/G为研究期内农业总产值变化率。

1999—2002年为第一阶段，脱钩关系主要为扩张负脱钩，说明农地利用碳排放增长速率大于农业经济增长速率，碳排放呈现快速增长趋势。从湖南省农业发展实践来看，20世纪90年代湖南省农业生产技术落后，从政府到农民的农业碳减排意识都较薄弱，在农业生产中以提高产量为主要目标，大量使用柴油机械和化肥，而这2项作为主要碳源可能是碳排放量增加的原因。

2002—2004年为第二阶段，弹性指数由7.571 4 降到0.253 9，脱钩关系转好，开始转变为弱脱钩，说明农业碳排放增速开始小于农业经济增速，农业碳排放速率减缓。由于2002年之后湖南各地认真贯彻落实中央1号文件和中央农村工作会议精神，落实各项强农惠农政策，加大科技备耕力度，对农民实施科技培训，农业生产逐渐科学化。这一阶段农业生产中农药化肥和柴油机械使用量都有所减少，这也从碳源上减少了碳排放量。

2004—2014年为第三阶段，脱钩状态一直以弱脱钩为主，农业碳排放量随着农业产值的提高不断增加，但碳排放增速始终小于经济增速，状态良好；期间只有2012—2013年农业碳排放量和农业经济均出现回落，呈现弱负脱钩状态，这是由于当年灾害性天气较频繁，劳动力资源下降，导致农业产出受损严重，所以农业经济增速放缓。总体来看，2004年之后，湖南省农业碳减排效应良好，农业碳排放变化与经济发展基本保持一致，呈现长期稳定的脱钩状态。

基于以上脱钩状态分析可知，湖南省在改善农地利用碳排放脱钩状态中应该协调处理农业经济增长与农地利用碳排放的关系：(1)合理调整农业经济水平与农业生产资料投入的矛盾，提高农资使用效率，创新使用农业节能技术，从农业生产的各个环节减少碳排放；(2)积极推广低碳农业试点，加强低碳农业科学研究力度，在低碳排放地区进行农业碳减排的科学研究和试验；(3)在人工降低碳排放量的同时也充分利用自然减碳，主要是加强森林、牧草地的碳吸收功能，大力开展植树造林活动，增加林地、牧草地面积。

3.2 农地利用碳排放与经济增长关系分析

根据式(8)，应用Eviews 6.0软件对数据进行分析之前，为了避免数据的剧烈波动，分别对农地利用碳排放量(Y1)和碳排放强度(Y2)与人均农业产值(X)数据取自然对数，分别记为lny1、lny2和lnx。为避免非平稳时间序列在回归分析时出现“伪回归”的情况，在进行协整性分析之前采用Eviews 6.0软件对所研究的3个分析序列分别进行单位根检验，检验结果见表4。

表43个分析序列的单位根检验结果

Table4Unitroottestinthreegroups

变量检验形式单位根检验值10%临界值P值结论ln x(c,t,0)-0.367 1-2.690 40.890 4不平稳d ln x(c,t,1)-4.948 5-2.690 40.001 9平稳ln y1(c,t,0)-0.804 5-2.681 30.788 4不平稳d ln y1(c,t,1)-3.491 6-2.690 40.025 1平稳ln y2(c,t,0)-1.008 3-2.681 30.721 5不平稳d ln y2(c,t,1)-6.814 0-2.690 40.000 1平稳

d表示一阶差分，(c,t,k)表示单位根检验中是否包含常数项c、时间趋势项t和滞后阶数k。

单位根检验结果显示，变量X和Y1、Y2均需经过一阶差分才变成平稳序列，说明d lnx、d lny1和d lny2均为一阶单整序列，可以进行协整分析。根据式(9)对X分别与Y1和Y2进行对数线性回归分析，结果见表5。

由表5可知，人均农业产值分别与农地利用碳排放量和碳排放强度之间的长期趋势方程为lny1=6.019 1+0.183 7×lnx和lny2=6.930 4+0.115 1×lnx。2个回归方程拟合较好，回归系数显著，可以得出湖南省农地利用碳排放量、碳排放强度与人均农业产值关系曲线均为对数函数曲线(图1～2)。

表5碳排放量(Y1)和碳排放强度(Y2)分别与人均农业产值之间的对数线性回归结果

Table5Logarithmicfittingbetweentheamounts,intensityofcarbonemissionwiththeagriculturaleconomy

变量截距项系数R2F值DW值P值Y16.019 10.183 70.948 2256.263 51.220 5<0.000 1Y26.930 40.115 10.678 129.488 31.181 50.000 1

DW检验用于检验随机误差项具有一阶自回归形式的序列相关问题，DW值也就是自相关检验值。

图1 湖南省农地利用碳排放量与农业经济关系曲线Fig. 1 The relationship between the carbon emission from agricultural land use and agricultural economy in Hunan Province

图2 湖南省农地利用碳排放强度与农业经济关系曲线Fig. 2 The relationship between the intensity of carbon emission and agricultural economy in Hunan Province

由图1～2可知，湖南省农业碳排放量、碳排放强度与经济增长的关系一致，均随着农业经济水平的提高呈现上升趋势，在研究期内未出现下降的拐点。数据也显示，湖南省1999—2014年农业产值从624.7亿元增加到2 884.73亿元，年均增长率为10.74%。同时，农地利用碳排放量也从317.40万t增加到446.99万t，年均增长率为2.25%。另外，基于平均迪氏指数法(logarithmic mean Divisia index，LMDI)模型的湖南省农地利用碳排放影响因素分解计算结果表明，农业经济水平是湖南省农业碳排放量增加的最主要因素，1999—2014年，农业经济水平对湖南省农业碳排放贡献量累计达624.27万t[14]。这说明当前湖南省农业经济增长的同时也增加了对农药、化肥、农膜等农业资源的投入，同时增加了农地利用碳排放量。可见，湖南省现阶段农业经济增长方式仍然以粗放型为主，存在着农业投入要素未能充分有效利用、农资投入对环境影响较大和农业综合生产能力不高等问题。但是从湖南省城镇化率与经济发展现状来看，作为一个关乎国计民生的基础产业，农业依旧会在未来的产业结构中占较大比例，农业产值增加是必然的，农业碳排放仍然会上升。从这个意义上讲，湖南省未来农地利用碳减排压力巨大，且需要从提高农资利用率、推广低碳农业技术方面做大量工作。

4 结论

1999—2014年湖南省农地利用碳排放与农业经济的脱钩关系主要表现为扩张负脱钩、弱脱钩和弱负脱钩3种，农地利用脱钩弹性指数整体变化呈现“快速增长—快速下降—平稳增长”的三阶段特征。以2004年为界限，2004年之前两者关系以负脱钩为主，碳排放增速要大于农业经济增速，农地利用碳减排效果不明显；2004年以后呈现较长时期的脱钩状态，农地利用碳排放速率减缓，增速始终小于农业经济增速，农地利用碳减排成果显著。

农地利用碳排放与农业经济的关系分析结果显示，湖南省农地利用碳排放量、碳排放强度与农业经济的关系曲线均为对数函数曲线。农地利用碳排放量、碳排放强度均随着农业经济增长连续增长，说明当前湖南省农业经济增长不会自发导致碳排放量和碳排放强度下降，仍然以粗放型为主。湖南省需要实施合理有效的措施控制农业经济发展过程中产生的碳排放量，人为调控碳排放量的增长趋势。

目前应该正确认识湖南省农业经济增长与农地利用碳排放之间相互影响的关系，不能盲目追求农业经济的发展而忽略碳排放量持续增加的客观事实，应该不断优化农业生产环境，提高农业生产技术，协调处理农业脱钩关系。因此，探讨农业生产过程中的碳减排技术，从源头减少碳排放，制定农地利用碳减排政策显得格外重要。