基于協整檢驗的農業基礎設施對低碳農業的影響研究

李 澗，鄭春梅

（北方工業大學，北京100144）

1 引言

“低碳經濟”、“低碳技術”、“低碳發展”、“碳足跡”、“低碳城市”等一系列新概念的提出，旨在改善人類當前的高碳發展模式。低碳農業是相對于“高碳農業”而言的。低碳農業是低碳經濟發展的重要組成部分，這個概念要比廣義的生態農業還要更廣泛，不僅包含了生態農業倡導的低化肥、少農藥、高效的農業生產，還指在農業能源消耗越來越多，種植、運輸、加工等過程對電力、石油和煤氣等能源使用增加的同時，更注重農業的整體能耗與排放的降低。

對于低碳農業的影響因素有許多學者進行過研究。師帥等（2013）基于黑龍江省近20年的數據進行協整分析，結果表明化肥、農藥和農膜的投入是增加農業生產碳排放的主因。姚延婷等（2010）認為農村用電量、農業機械總動力、農用柴油量、化肥施用量等是溫室氣體的主要來源。鄭恒（2010）分析我國溫室氣體現狀后得出幾個結論：化肥過量使用導致溫室其他排放增多；化石能源高消耗導致溫室氣體排放量大；農業碳排放量與化肥施用量、能源消費顯著相關。漆雁斌（2010）通過計量回歸得出，農業碳排放與能源消耗、化肥施用量和二氧化碳排放有著非常顯著的相關性。可以看出農業碳排放的主要影響因素就是化肥、農藥的過量使用、農用機械總動力、農村用電量，但對于農業基礎設施方面對于農業碳排放的研究尚不足，本文將以農業基礎設施作為研究對象，分析其對低碳農業的影響。

2 農業基礎設施對低碳農業作用機制

農業基礎設施是低碳農業發展的基礎與前提。農村教育文化等項目的建設可以從根本上提高農村勞動者的素質，從而實現農村可持續發展。道路交通等項目的發展有利于加強農村與外界社會的聯系和交流，會促使農村傳統觀念改變（鞠晴江，2006）。政府加大對農業基礎設施的投入，建立有效的農業防災、救災體系，加強農田水利基礎設施、農業生態基礎設施的建設，有利于提高低碳農業的綜合生產力，增強農業發展的活力，實現農業與農村的可持續發展（韋寧衛，2011）。

農業基礎設施分為物質基礎設施與社會基礎設施兩大類，前者是農業生產活動中必需的，但沒有直接參與生產活動的一些物質條件，如農用灌溉、公共水利設施、發電站、道路、運輸設施等，可以改善生產條件，抵抗逆境；后者是為農業生產更好的進行而提供服務的一些非物質或社會條件，如教育機構、土壤保持機構等，側重于提供農業生產所需的社會條件。

3 農業物質基礎設施對低碳農業的影響

農業物質基礎設施主要包括農田水利基礎設施、電力基礎設施、交通運輸基礎設施三大方面，它對于農業的生產活動有重要意義。

3.1 農田水利基礎設施

農田土壤中含有大量的有機碳，其主要來源于以各種形式進入土壤的有機物料，特別是農作物殘體，如秸稈、糞肥、綠肥等。影響其含量的因素有很多，其中土壤中的水分是主要影響因素之一。在干濕交替的季節里，土壤團聚體會崩潰，使得其體內受到保護的有機碳暴露出來，致使土壤呼吸強度在極短的時間內大幅度提高，消耗大量的有機碳。而在干燥或干旱的情況下，土壤微生物會因失水而大量死亡，這也會影響到有機碳的分解速率，改變其含量。降雨后，土壤微生物數量激增，活性增強，激發了土壤的呼吸強度，分解土壤有機碳增加（Orchard V A，Cook F J，1983；陳勝全、李凌皓、韓興國，2003），而降雨對土壤呼吸速率的影響因土壤溫度狀況而異（Singh J S，Gupta S R，1977）。農田水利設施的任務就是灌溉與排水，人為的改變土壤水分狀況，它主要包括田間灌排工程、灌區、灌區抗旱水源工程、水庫、塘壩、蓄水池、水窖、水井、引水工程和泵站等。因此農田水利基礎設施可以影響到土壤有機碳的含量。

3.2 能源基礎設施

現階段能源的使用主要是指消耗化石能源，這一過程會排放大量的CO2，是一個高碳產業，而新型能源的發展與使用又是現階段實現低碳經濟的重要切入點。因此，能源消耗是中國節能減排的重點，也是中國發展低碳經濟的重要支撐。作為農業生產中必不可少的條件之一，能源消耗也是農業碳排放的主要源頭之一，實現低碳農業的發展同樣離不開對它的改革。

3.3 交通運輸基礎設施

交通運輸業一直是低碳經濟關注的重點，汽車數量的急劇增加加劇了溫室氣體濃度的增長，隨著國家對農業的重視，我國農村有了很大的發展，農村的交通運輸也成為發展低碳農業的重要組成部分。農村交通運輸的主要方式有公路、鐵路、水路，這些對于農產品的運輸來說是必不可少的，但同時占用了大量的土地資源，由于我國土地資源有限，人均耕地面積不到世界水平的40%，因此必須充分的利用有限的土地資源，選擇既能滿足需求，又能節約資源、低碳環保的運輸方式。同時，交通運輸基礎設施的建設，有助于加強農村與外界的溝通與聯系，從而了解更多的科學知識與生產技能，促進低碳農業的發展。

4 模型選取與說明

本文將采用協整檢驗分析農業基礎設施與低碳農業之間有無長期穩定的關系。協整指的是多個非平穩經濟變量的某種線性組合是平穩的，主要研究一些非平穩的經濟時間序列存在的長期均衡問題，步驟如下。

4.1 平穩性檢驗

在對經濟時間序列進行協整檢驗時，首先必須進行變量的平穩性檢驗。即要求該時間序列數據的隨機過程的特征不會隨著時間推移而變化，之所以要對時間序列進行平穩性檢驗，就是要克服“偽回歸”現象。

假設一個回歸模型為Yt＝?0＋?1Xt1＋u1，如果?1＝1，則該時間序列Yt存在一個單位根，這時就 被稱為單位根過程。對兩式兩邊減去后，得到如下結論：

其中，這時檢驗就?1＝1變為檢驗β＝0是否成立，檢驗β＝0 是否成立的過程即單位根檢驗，本文采用ADF檢驗，其基本假設為：

原假設：Hβ ＝0，存在單位根；備擇假設：H0：QUOTEβ＜0，不存在單位根。

如果得到的ADF統計量大于顯著性水平下的臨界值，則接受原假設，表明存在單位根，序列是非平穩的，反之亦然。

4.2 協整檢驗

對于時間序列的協整檢驗，常用的有兩種方法，一個是E-G 兩步法，由恩格爾和葛蘭杰共同提出，另一個是由為Johansan提出的極大似然法。協整關系檢驗最常用的方法是EG 兩步法，其過程如下：

第一步是對時間序列Yt的分量序列進行靜態回歸，公式表示為βTYt＝ut，其中｛ut｝為隨機誤差序列。利用觀測數據，通過普通最小二乘法進行擬合，得到殘差序列。然后，檢驗殘差序列的平穩性，即利用ADF檢驗殘差序列是否平穩。若殘差序列是平穩的，則可以確定時間序列Yt的分量序列之間存在協整關系。第二步，為進一步考察因變量和自變量之間的短期波動對長期影響的關系，可以建立誤差修正模型ECM。

4.3 數據說明

本文研究是農業設施建設對低碳農業的影響，指標的選取如表1。

表1 指標與數據

（1）Y是單位耕種面積的農業碳排放，即農業碳排放與農作物總播種面積的比。

（2）有效灌溉面積，在一般情況下，有效灌溉面積應等于灌溉工程或設備已經配備，能夠進行正常灌溉的水田和水澆地面積之和，它與農田水利基礎設施應該是正相關關系，因此本文選用的是有效灌溉面積來反應農田水利基礎設施對低碳農業的影響。

（3）鄉道，道路的發展程度是衡量交通運輸是發展的重要指標，農村道路主要有鄉道與村道，但由于村道在2006年才開始統計，因此本文只選用鄉道來反應交通運輸基礎設施對低碳農業的影響。

（4）農用柴油消耗量，在農業生產活動中使用最多的能源是柴油，因此本文選用農村用電量應電力基礎設施對低碳農業的影響。以上數據來源于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國公路水路交通統計》。

5 模型檢驗與結果

5.1 單位根檢驗

首先對各個變量取自然對數以使數據趨勢線性化和消除時間序列中存在的異方差，同時其回歸系數又代表了彈性的意義。結果如表2。

表2 單位根檢驗

由表2可以 看 出，變 量lnY、lnX1、lnX2的ADF 統計量均大于10%臨界值，因此它們均是非平穩時間序列變量，但lnX3在5%的顯著性水平下平穩。在經過一階差分后，D（LnY）、D（lnX1）、D（lnX2）、D（lnX3）的ADF統計量均小于10%臨界值，不存在單位根，即序列是平穩的，即為一階單整，因此滿足協整檢驗的前提條件，可以檢驗lnY及主要相關變量之間是否存在協整關系。

5.2 協整檢驗與協整方程

先對變量做靜態回歸，即采用普通最小二乘法進行回歸。把所有變量引入方程，進行回歸分析，見表3。

由表3可以得出回歸方程：

由表3可知，模型的 為0.813921，說明模型的擬合優度較高，樣本回歸方程的代表性較強。DW 值為1.87，在2的附近，說明模型中不存在自相關問題。從表3中可以看出lnX2和lnX3的回歸系數通過了顯著性水平為1%的顯著性檢驗，而lnX1的回歸系數通過了10%的顯著性檢驗。說明有效灌溉面積、農用柴油量每增加1%，單位耕種面積的碳排放就增加43%、34%；每增加鄉道1%，單位耕種面積的碳排放就減少23%。對回歸方程的殘差序列進行平穩性檢驗，即采用ADF檢驗殘差序列是否存在單位根。見表4。

表4 殘差序列的ADF單位根檢驗結果

上述結果表明，lnY和lnX1、lnX2、lnX3之間存在協整關系。回歸方程的殘差序列在10%的顯著性水平下平穩。

5.3 誤差修正模型的建立

通過上述協整分析，得出我國單位耕地面積碳排放與灌溉面積、鄉道、農用柴油量之間存在長期的均衡關系，但是要想知道對于它們之間的短期動態均衡關系就必須建立誤差修正模型。誤差修正模型考慮了長期均衡關系以及短期調節作用。根據以上分析，以lnY的一階差分D（lnY）為因變量，lnX1的一階差分，D（lnX1）、lnX2的一階差分D（lnX2）、lnX3的一階差分D（lnX3）、滯后一起的誤差修正項e（-1）為自變量，建立誤差修正模型，見表5。

表5 誤差修正模型回歸分析結果

得到的誤差修正模型為：

由表5可以得知，為0.909386，說明模型的擬合優度很高，樣本回歸方程的代表性強。DW 值為1.849890，在2 的 附 近，說 明 不 存 在 自 相 關 問 題。DlnX1、DlnX2、DlnX3均沒有通過檢驗，誤差項e（-1）的估計系數為-0.969449，體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正量越大，即系統存在誤差修正機制。

6 結語

（1）單位播種面積的農業碳排放與有效灌溉面積、農用柴油消耗量之間存在長期的均衡關系，且為正相關。究其原因可能是農田水利基礎設施的修建使得土壤水分狀況變化劇烈，不有利于土壤有機碳的固定。農用柴油的消耗本身就是一個高碳的過程，因此消耗量越大，單位播種面積的碳排放越多。鄉道的修建使得農產品可以迅速進入市場，降低了貯藏時間，減少了碳排放，并且便利的交通使農民加強了與外界的聯系，增強了低碳意識。

（2）單位播種面積的農業碳排放與鄉道之間存在長期的均衡關系，且呈負相關。這可能是因為鄉道的修建使得農產品可以迅速進入市場，降低了貯藏時間，減少了碳排放，并且便利的交通使農民加強了與外界的聯系，增強了低碳意識。

（3）單位播種面積的農業碳排放與有效灌溉面積、鄉道、農用柴油量之間沒有明顯的短期動態均衡關系。這可能是因為農業基礎設施修建包含了技術進步的因素與農村固定投資，科學技術的進步是一個緩慢的過程，科技進步產生的實際效應傳導到低碳農業上需要一定的時間。而農村固定投資在一定時期內不會發生變化，也導致了農業基礎設施與碳排放之間沒有顯著的短期動態均衡。

［1］師 帥，陳 紅，池 佳.基于協整分析的黑龍江省低碳農業影響因素研究［J］.軟科學，2013（158）：81～85.

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