黑龍江省農業低碳發展影響因素實證研究

趙一雪

（哈爾濱商業大學 計算機與信息工程學院，哈爾濱 150028）

0 引言

當前，大氣中溫室氣體濃度的增加導致全球氣候的變化已經嚴重威脅到農業的可持續發展，如何應對氣候變化則成為全球面臨的重大挑戰。中國作為人口大國，農業是否能夠可持續發展，是關系到國計民生的重中之重。低碳農業作為低碳經濟背景下出現的新型農業發展模式，對改變過去的“高碳“農業模式，減緩溫室氣體排放具有重要作用。低碳農業主要是通過增強農業的碳匯能力，同時減弱其碳源能力，以使農業溫室氣體凈排放不斷下降，最終實現大氣溫室氣體濃度下降的目標。農業溫室氣體的產生主要來源于投入品使用、耕作、養殖業及廢棄物處理等途徑。農業碳匯主要來源于耕地、林業、草地、濕地等資源，它們具有吸收存儲CO2、CH4等溫室氣體的能力。

黑龍江省作為中國的農業大省，是中國最大的的商品糧食生產基地，主要農產品產量位于全國前列。目前，雖然節能減排和循環農業技術已在黑龍江省各地廣泛應用，但是黑龍江省農業為提高農產產量，農業生產嚴重依賴化肥、農用塑料薄膜等石化產品，這些都是與能源消耗、溫室氣體排放密切相關的農業投入要素。本文通過對農業增加值與化肥使用量、農用塑料薄膜使用量以及農用柴油使用量等變量的回歸分析，試圖找到影響黑龍江農業低碳發展的制約因素，并提出相關建議，以促進黑龍江農業的低碳發展。

1 模型建立及指標選取

1.1 指標選取及數據來源

本文選取x1農用化肥使用量（折純量單位：萬噸）；x2農用塑料薄膜使用量(單位：萬噸)；x3農用柴油使用量（單位：萬噸）；x4水稻播種面積（單位：萬公頃）作為解釋變量對被解釋變量農業增加值y（單位：億元）進行多元線性回歸分析，找出影響對黑龍江省農業增加值有顯著影響的因素。其中農業增加值，以1978年為基期的黑龍江省地區生產總值指數進行換算調整。選取農用化肥作為解釋變量主要考慮中國是農用化肥消耗量最大的國家，同時中國又是世界上唯一使用煤作為主要原料生產氮肥的國家，在生產和施用過程中均產生大量二氧化碳。選取水稻播種面積作為解釋變量主要原因在于水稻生產過程中產生大量的CH4，對碳減排影響較大，而水稻是黑龍江省三種主要農作物之一。

本文選取的1990～2010年共21年的數據，數據來源于《新中國農業60年統計資料》，《新中國60年統計資料匯編》《黑龍江統計年鑒1995、2010、2011》。

1.2 模型建立

根據以上指標，建立多元回歸模型(1)如下：

式（1）中，b0為回歸常數項，b1～b4為非標準化條件下的偏回歸系數，εt為隨機誤差項。

為了消除異方差性,以及使模型更具有實際意義,本文中農業增加值數據與農業投入數據均進行了對數變換,因而系數均表示農業增加值與農業投入要素之間的彈性關系。

2 回歸分析

由于在研究中所選擇的變量都屬于時間序列數據，此類數據大多是非平穩的，若直接將非平穩時序列數據作為平穩序列進行回歸分析，由于不滿足傳統估計及推斷技術所要求的條件，可能會帶來偽回歸或t檢驗、F檢驗失效等問題。因此在利用回歸分析各經濟變量關系之前，需利用單位根檢驗對經濟變量時間序列平穩性進行判斷，如經濟時間序列變量數據為非平穩的，可利用協整理論對其進行處理。

2.1 單位根檢驗

對經濟時間序列變量數據進行協整前，需要對其平穩性進行檢驗。當前廣泛采用的方法是單位根檢。本文采用ADF檢驗對各時間序列變量進行檢驗。

通過對時間序列變量水平值與一階差分值進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如表1所示，各時間序列變量水平值未通過ADF單位根檢驗，為非平穩序列。通過一階差分后，各時間序列變量通過ADF單位根檢驗，即lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx4為一階單整序列，需要進一步對各變量協整關系進行檢驗。

表1 ADF單位根檢驗結果

2.2 時間序列變量的協整關系的檢驗

當前，協整關系的檢驗方法有兩種：一種是Engle和Granger(1987)提出的兩步法，此種方法比較適合兩個變量間協整關系的檢驗；另一種是Johansen(1988)提出的最大似然檢驗法，它是一種進行多變量協整檢驗比較好的方法。本文采用Johansen檢驗法檢驗來驗證影響黑龍江省農業低碳發展各因素的長期協整關系。

表2 Johansen協整檢驗結果

從表2協整檢驗結果看，根據最大特征值統計量，只存在唯一的協整關系：

方程（4）反映了黑龍江省農業增加值與農用化肥使用量、農用塑料薄膜、農用柴油使用量及水稻播種面積的長期均衡關系。括號內為t統計量。從方程（4）可以看出：

首先，黑龍江省農業增加值對農用化肥使用量的邊際效應值為2.11，t統計量為-3.27，這說明農用化肥使用量對黑龍江省農業生產具有顯著的正向影響，表明黑龍江省農業生產對化肥的使用具有明顯的長期依賴關系，但這種對化肥的依賴已經嚴重的污染了環境，引起了土壤的退化。因此，從發展低碳農業的角度，我們應該改變這種依賴關系，尋找可替代的有機肥等，停止過度使用化肥。

其次，黑龍江省農業增加值對農用塑料薄膜的邊際效應值為0.67，t統計量為-3.20，這說明農用塑料薄膜使用量對黑龍江省農業生產具有顯著的正向影響，之所以農業生產對其有長期的依賴關系，主要原因在于黑龍江省屬中溫帶，寒溫帶大陸性季風氣候。黑龍江省全省無霜期僅有100～160天，為了保證農業生產的持續進行，所以在生產中大量投入農用塑料薄膜，但是從低碳農業角度，我們也需要盡量減少農用塑料薄膜的使用，如果無法減少使用量，應該尋找可降解的農用塑料薄膜來替代。

再次，黑龍江省農業增加值對農用柴油使用量的邊際效應值為-0.99，t統計量為5.34，這說明農用柴油使用量對黑龍江省農業生產具有顯著的負向影響。之所以具有顯著的負向影響，其原因可能在于黑龍江省地處北方，農業排灌動力機械主要應用柴油機，當氣候干旱時，會增加使用農業排灌動力機械，這時候農用柴油使用量增加，而天氣干旱會引起農業減產，導致農業總產值下降。

最后，黑龍江省農業增加值對水稻播種面積的邊際效應值為-0.55，t統計量為8.96，這說明水稻播種面積對黑龍江省農業生產具有顯著的負向影響。之所以具有顯著的負向影響，其原因可能在于水稻作為黑龍江省的主要農作物，其播種面積處于玉米、大豆之后，位列第三位的農作物。雖然糧食的價格近年來上漲幅度較快，但國家對于糧食價格進行了適當的調控，所以水稻播種面積對農業產值的增加產生了顯著的負向影響。

2.3 格蘭杰因果關系檢驗

根據表2最大特征根檢驗，黑龍江省農業產值增加與各投入品變量間在5%顯著水平上存在協整關系，表明它們存在長期均衡關系，但并不能確定它們之間的因果關系，也就是說投入品增加使用并不一定必然引起農業產值的增加，而可能是來自于其他的因素，因此需通過格蘭杰因果關系檢驗來驗證因果關系。

各時間序列變量間存在協整關系，只是說明這些時間序列變量具有共同的變動趨勢。識別變量間的因果關系有很多種，目前應用最廣泛的方法就是格蘭杰因果關系檢驗。

格蘭杰因果檢驗是Granger(1969)提出的檢驗方法，其基本思想是：如果x是y的因，但y不是x的因，則x的過去值可以幫助預測y的未來值，但y的過去值卻不能幫助預測x的未來值。其模型為式（3）：

其中滯后階數可根據“信息準則”或“由大道小的序貫t規則”來確定。檢驗原假設為：

H0:β1=β2=…=βP=0若干拒絕H0,則稱x是y的“格蘭杰因”

運用格蘭杰因果方法對黑龍江省農業增加值與各投入品變量間進行檢驗如表3所示。

表3 變量間格蘭杰因果關系檢驗

從各變量格蘭杰因果關系看，在95%置信水平下，黑龍江省農業增加值是農用化肥施用量增加的格蘭杰原因，即農業產值的增加導致農民耕作中大量使用化肥，但是黑龍江省農用化肥施用量增加卻不是農業產值增加的格蘭杰原因，說明化肥的大量使用并不能帶來農業產值持續的增加。

黑龍江省農業增加值不是農用塑料薄膜使用量增加的原因，但黑龍江省農用塑料薄膜使用量卻是農業增加值的格蘭杰原因，這說明黑龍江省農業產值的增加并不會引起農用塑料薄膜的大規模使用，但增加農用塑料薄膜使用量，會帶來黑龍江省農業產值的提高，主要原因在于黑龍江省地處高寒地帶，冬季漫長，利用農用塑料薄膜開展冬季農業生產會帶來更多的農業產值的增加。黑龍江省農業增加值是農用柴油使用量的格蘭杰原因，但農用柴油使用量不是黑龍江省農業增加值的格蘭杰原因，這說明柴油作為農業機械的主要動力能源，由于黑龍江省農業產值的提高伴隨著柴油這種能源消耗的大量增加，但柴油的消耗增加卻不能有效的解釋黑龍江省農業產值的增加,說明黑龍江省農業是一種粗放型的農業，能源的利用率較低。黑龍江省農業產值提高帶來了水稻播種面積的增加，是水稻播種面積的格蘭杰原因，但水稻播種面積不是黑龍江省農業增加值的格蘭杰原因，這說明水稻作為黑龍江省農業主要作物其播種面積對黑龍江省農業產值增加影響并不是很大，可能黑龍江省農業的發展是多元化的，不會受某種單一作物面積增加的影響。

3 結論

通過對1990～2010年影響黑龍江省農業增加值變化的投入要素進行實證分析，可以看出，農用化肥使用量對黑龍江省農業生產具有最顯著的正向影響，農用塑料薄膜使用量對黑龍江省農業生產具有顯著的正向影響，農用柴油使用量、水稻播種面積對黑龍江省農業生產具有顯著的負向影響。黑龍江省農業增加值是農用化肥使用量增加、農用柴油使用量、水稻播種面積的格蘭杰原因，僅農用塑料薄膜是黑龍江省農業增加值的格蘭杰原因。

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