李文華， 周 倩， 陳永強

(1.重慶工商大學經(jīng)濟學院，重慶 400067； 2.重慶工商大學長江上游經(jīng)濟研究中心，重慶 400067)

我國自實行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制以來，農(nóng)業(yè)獲得了極大的發(fā)展，不僅實現(xiàn)了以不到世界10%的耕地成功養(yǎng)活了占世界20%多的人口，而且滿足了經(jīng)濟迅速發(fā)展中工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)的需求。自2004年以來連續(xù)14年的中央一號文件都將“三農(nóng)”問題放在國家戰(zhàn)略的突出位置，尤其是2017年的中央一號文件旗幟鮮明地提出農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，促進農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展由過度依賴資源消耗、主要滿足量的需求，向追求綠色生態(tài)可持續(xù)、更加追求質(zhì)的需求轉(zhuǎn)變。工業(yè)發(fā)展帶來的污染顯而易見，但農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的環(huán)境問題較易忽視。有鑒于此，本研究探討農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)污染狀況及應(yīng)對策略。

與此同時，黨的十九大提出農(nóng)業(yè)要適度地進行規(guī)模經(jīng)營，產(chǎn)業(yè)集聚作為農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的重要途徑一方面通過技術(shù)創(chuàng)新提高產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，外部產(chǎn)業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)通過學習效應(yīng)與模仿效應(yīng)增強產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)能力；另一方面，上、中、下游產(chǎn)業(yè)形成一體化發(fā)展格局，上游產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢會通過擴散效應(yīng)向下游產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)碳排放之間存在辯證統(tǒng)一的關(guān)系，在產(chǎn)業(yè)集聚的初期階段，由于內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理帶來擁擠效應(yīng)，對環(huán)境產(chǎn)生負外部性；當產(chǎn)業(yè)集聚程度達到成熟，通過技術(shù)革新并合理分配基礎(chǔ)設(shè)施、生產(chǎn)資料、勞動力等資源可以降低環(huán)境污染。因此，探討產(chǎn)業(yè)集聚下的農(nóng)業(yè)環(huán)境污染狀況具有重要的理論及實踐意義。

1 文獻綜述

自從技術(shù)創(chuàng)新和競爭力角度對產(chǎn)業(yè)集聚研究以來，產(chǎn)業(yè)集聚理論迅速在制造業(yè)、服務(wù)業(yè)等領(lǐng)域得以應(yīng)用，隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、集約化、規(guī)模化迅速發(fā)展，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚理論亦得到政府和相關(guān)專家的重視[1]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成有其內(nèi)在動因，農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[2]、農(nóng)戶集聚[3]、資源稟賦[4-5]等因素是促使農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的重要原因。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢明顯，盧凌霄等從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模化角度出發(fā)，認為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟，推動農(nóng)業(yè)持續(xù)快速發(fā)展[6]。相關(guān)學者積極探索農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成路徑，其中喬金杰等認為城鄉(xiāng)收入差距的縮小是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的重要因素[7]；李豐玉等通過層次分析法(AHP)分析得出，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新及對資源稟賦的整合是促使休閑農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的重要因素[8]；許煊等分析了湖南省6個農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚狀況，認為合理的農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)數(shù)量、技術(shù)進步的提高是形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的重要原因[9]。

環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)自提出后，廣泛應(yīng)用于人均收入與環(huán)境污染之間的關(guān)系[10]，即經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，環(huán)境污染隨經(jīng)濟增長而加劇，當經(jīng)濟發(fā)展到達一定水平后有利于緩解環(huán)境污染，所以經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染呈現(xiàn)倒“U”形曲線關(guān)系。此后廣泛應(yīng)用于國民經(jīng)濟的具體行業(yè)，但以工業(yè)研究居多。多數(shù)研究認為環(huán)境污染與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)傳統(tǒng)的倒“U”形特征[11-12]，隨著經(jīng)濟發(fā)展及研究內(nèi)容推進，一些專家學者提出環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間并不完全是倒“U”形關(guān)系，涌現(xiàn)了二者之間的交互影響關(guān)系[13]、正“U”形關(guān)系[14]、“N”形關(guān)系[15-16]等新的發(fā)展趨勢。對環(huán)境庫茲涅茨曲線研究并不單純集中于經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的影響，以農(nóng)業(yè)為例，其中胡中應(yīng)等建立產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)碳排放關(guān)系的面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)碳排放呈現(xiàn)先增后減的倒“U”形特征[17]。

隨著對農(nóng)業(yè)碳排放研究進程推進，農(nóng)業(yè)碳排放影響因素研究也取得了一定成果。其中董明濤利用灰色關(guān)聯(lián)分析方法，認為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放存在關(guān)聯(lián)效應(yīng)，而具體行業(yè)對碳排放影響程度不同[18]；王太祥等利用對數(shù)平均迪氏分解(LMDI)方法測算農(nóng)業(yè)碳排放影響因素，其中生產(chǎn)效率提高、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及勞動力因素有效實現(xiàn)了碳減排，而經(jīng)濟發(fā)展助長了農(nóng)業(yè)碳排放[19]；李國志等采用Kaya分解法對影響農(nóng)業(yè)碳排放的因素進行分解，同樣認為經(jīng)濟增長是農(nóng)業(yè)碳排放增長的重要因素，技術(shù)進步有利于減少碳排放但隨機性較大[16]。黃琳慶等通過結(jié)構(gòu)方程(SEM)模型對全國及東、中、西部地區(qū)進行實證檢驗的基礎(chǔ)上，得出科技進步不僅能夠降低農(nóng)業(yè)碳排放而且能夠顯著促進經(jīng)濟水平提高的結(jié)論[20]。高標等采用可拓展的隨機性的環(huán)境影響評估(STIRPAT)模型分析吉林省農(nóng)業(yè)碳排放影響因素，認為人口總數(shù)、人均GDP、農(nóng)業(yè)投資及機械設(shè)備使用等因素加快了農(nóng)業(yè)碳排放[21]。

已有文獻對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)碳排放研究具有一定進展，但成果不多，尤其是沒能深入分析兩者內(nèi)在機制?；诖?，本研究從以下方面進行改進與創(chuàng)新：第一，根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨曲線模型，從全國視角分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)碳排放之間的具體函數(shù)關(guān)系；第二，建立莫蘭(Morans’ I)指數(shù)分析農(nóng)業(yè)碳排放是否存在空間集聚效應(yīng)，并以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚作為核心解釋變量，加入經(jīng)濟發(fā)展水平、政府宏觀調(diào)控、對外貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等具體因素，建立空間自回歸(SAR)與空間誤差模型(SEM)從東、中、西部分析農(nóng)業(yè)碳排放影響因素。

2 模型設(shè)定與變量選取

2.1 模型選擇

在分析產(chǎn)業(yè)集聚等因素對農(nóng)業(yè)碳排放影響之前需要對產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)碳排放進行核算，由于本研究以產(chǎn)業(yè)集聚視角分析農(nóng)業(yè)碳排放影響因素，因此將環(huán)境庫茲涅茲曲線(EKC)納入分析。然后建立Morans’ I指數(shù)進一步分析各省、市、自治區(qū)農(nóng)業(yè)碳排放是否存在空間集聚效應(yīng)，最后通過空間自回歸模型(SAR)及空間誤差模型(SEM)分析影響農(nóng)業(yè)碳排放的具體因素。

2.1.1 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的測算 對產(chǎn)業(yè)集聚的測算主要有行業(yè)集中度、基尼系數(shù)、空間集聚指數(shù)、區(qū)位熵等方法，本研究考慮到數(shù)據(jù)的可得性及研究意義，采取區(qū)位熵(LQ)衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度。區(qū)位熵是指某地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全國平均水平的差距，測度地區(qū)特定產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化水平，反映該產(chǎn)業(yè)的集聚程度，表示為

(1)

式中：LQij表示i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵；eij與ei分別表示i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與i地區(qū)總產(chǎn)值；Ej與E分別表示全國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與全國GDP。

2.1.2 農(nóng)業(yè)碳排放的測算 農(nóng)業(yè)碳排放主要由化肥、農(nóng)膜、柴油、農(nóng)藥、灌溉、翻耕6個來源構(gòu)成，用碳排放量乘以各自碳排放系數(shù)即為農(nóng)業(yè)碳排放總量，計算公式如下：

E=∑Ei=∑Tiδi。

(2)

式中：E為農(nóng)業(yè)碳排放量；Ei為各種碳源的碳排放量；Ti為各種碳源的排放量；δi為各種碳排放系數(shù)，其數(shù)值大小及來源見表1。

表1 農(nóng)業(yè)碳排放源、系數(shù)及來源

2.1.3 環(huán)境庫茲涅茲曲線(EKC)模型 環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)于1991年首次提出以后，廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關(guān)系的各行各業(yè)，普遍研究認為經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間存在倒“U”形關(guān)系，即經(jīng)濟發(fā)展的前期，環(huán)境污染隨經(jīng)濟發(fā)展呈上升趨勢，但當達到最高點之后，經(jīng)濟增長有利于改善環(huán)境狀況。近些年關(guān)于環(huán)境與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究并不單純認為兩者之間存在倒“U”形關(guān)系，根據(jù)研究方向、涉及行業(yè)不同，提出了“U”形、“N”形、倒“N”形等關(guān)系曲線。并且對碳排放的研究并不單純考察經(jīng)濟增長對環(huán)境污染的關(guān)系，還涉及到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[26]、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[27]、產(chǎn)業(yè)集聚[28]等內(nèi)容。借鑒胡中應(yīng)等對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和碳排放的倒“U”形關(guān)系，將二者納入分析框架建立計量模型如下[17]：

E=β0+β1lq+β2lq2+εi,t；

(3)

E=β0+β1lq+β2lq2+β3lq3+εi,t。

(4)

式中：E代表環(huán)境污染狀況，以農(nóng)業(yè)碳排放表示；lq代表產(chǎn)業(yè)集聚水平，以農(nóng)業(yè)區(qū)位熵計算結(jié)果衡量，并對其取平方項和立方項以衡量曲線關(guān)系；β為回歸系數(shù)；εi,t為隨機誤差項。模型(3)、(4)可以得出以下4種對應(yīng)關(guān)系：

(1)當lq、lq2與E之間具有顯著關(guān)系，且β1<0、β2>0表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與碳排放之間存在“U”形關(guān)系，環(huán)境狀況隨著產(chǎn)業(yè)集聚程度得到改善，達到一定程度后呈現(xiàn)惡化狀態(tài)；當lq、lq2與E之間具有顯著關(guān)系，且β1>0、β2<0，表明經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在倒“U”形關(guān)系，環(huán)境狀況隨著產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展呈現(xiàn)惡化態(tài)勢，達到頂點之后得到改善。

(2)當lq、lq2、lq3與E之間具有顯著關(guān)系，且β1<0、β2>0、β3<0，表明經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)集聚之間呈“N”形曲線關(guān)系，環(huán)境狀況隨著產(chǎn)業(yè)集聚先惡化再改善，最后又惡化的發(fā)展趨勢；當lq、lq2、lq3與E之間具有顯著關(guān)系，且β1>0、β2<0、β3>0，表明經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)集聚之間呈倒“N”形關(guān)系，環(huán)境狀況隨著產(chǎn)業(yè)集聚先改善后惡化，隨后再次得到改善的發(fā)展趨勢。

(5)

Moran’s I指數(shù)范圍是[-1，1]，當取值大于0表示正自相關(guān)，即高值與高值相鄰、低值與低值相鄰，取值越大空間自相關(guān)性越強，若數(shù)值小于0表示負相關(guān)，即高值與低值相鄰，這種情況較少出現(xiàn)；當數(shù)值接近于0時，說明空間區(qū)域呈現(xiàn)隨機分布。

2.1.5 空間面板數(shù)據(jù)模型 空間計量模型相對傳統(tǒng)面板模型的優(yōu)勢在于考慮空間地理的相互作用，由于農(nóng)業(yè)碳排放在空間上存在相關(guān)性，并且全國各省及東、中、西部地區(qū)碳排放存在差異，因此將空間因素考慮其中。根據(jù)空間中的不同沖擊途徑，主要有2種模型：空間自回歸模型(SAR)與空間誤差模型(SEM)。

(6)

其中主對角線上的元素wij=0(i=1，2，…，n)，最常用的空間權(quán)重矩陣是鄰接矩陣，也就是說如果區(qū)域i和區(qū)域j有共同的邊界，則權(quán)重為1，否則為0，本研究正是采用的鄰接矩陣。

除農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚(LQ)外，農(nóng)業(yè)碳排放還受到其他一些因素的影響，如經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP)、政府宏觀調(diào)控(GC)、對外貿(mào)易(FT)、耕地利用效率(CE)、城市化水平(UL)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(PS)與畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(AS)、耕地經(jīng)營規(guī)模(LS)等，為了消除異方差對分析結(jié)果的影響，對所有變量取對數(shù)處理，分別以lnLQ、lnGDP、lnGC、lnFT、lnCE、lnUL、lnPS、lnAS、lnLS表示，其中以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚為核心解釋變量。

空間自回歸模型也叫作空間滯后模型(SLM)，主要分析某地區(qū)對周圍地區(qū)是否存在溢出效應(yīng)，本研究根據(jù)研究內(nèi)容，具體模型構(gòu)建如下：

Eit=ρWy+X1lnLQit+X2lnGDPit+X3lnFTit+X4lnGCit+X5lnCEit+X6lnULit+X7lnPSit+X8lnASit+X9lnLSit+εit。

(7)

相比空間自回歸模型，空間誤差模型的空間作用主要體現(xiàn)在誤差項中，其具體的數(shù)學表達式為

Eit=X1lnLQit+X2lnGDPit+X3lnFTit+X4lnGCit+X5lnCEit+X6lnULit+X7lnPSit+X8lnASit+X9lnLSit+μit，其中μit=λWz+εit。

(8)

式中：Eit是i省在t年的農(nóng)業(yè)碳排放，ρ為空間自回歸系數(shù)，Wy是空間滯后系數(shù)，X為自變量回歸系數(shù)，εit為隨機誤差項，μit為正態(tài)分布的擾動項。

2.2 數(shù)據(jù)來源及變量選取

選取1999—2015年相關(guān)數(shù)據(jù)，其中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、進出口產(chǎn)值、地區(qū)GDP等以1999年為基期進行平減；相關(guān)數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。根據(jù)傳統(tǒng)區(qū)域及經(jīng)濟發(fā)展水平等內(nèi)容劃分方法，將全國分成東、中、西部，其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海，江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省份，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省份，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省份。

其中農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚(LQ)以區(qū)位熵表示。產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)碳排放的影響具有不同的結(jié)果，在經(jīng)濟發(fā)展的早期階段由于農(nóng)業(yè)內(nèi)部集聚不合理，導(dǎo)致?lián)頂D效應(yīng)的產(chǎn)生；隨著集聚程度的提高及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化則會產(chǎn)生正的環(huán)境外部性。

經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP)以農(nóng)村居民人均收入表示，單位為元。在農(nóng)村居民低收入階段，農(nóng)業(yè)處于粗放型生產(chǎn)方式，經(jīng)濟效率低下；當經(jīng)濟水平有了一定程度的提高，則會伴隨著農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)資料的大幅度使用，在一定程度上會帶來農(nóng)業(yè)收入的提高，但卻會導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的下降；只有政府、農(nóng)業(yè)部門及農(nóng)民自身意識到農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來環(huán)境惡化、危及人類自身健康時，經(jīng)濟的發(fā)展才會降低農(nóng)業(yè)碳排放。但目前我國農(nóng)業(yè)仍然處于粗放型發(fā)展階段。

政府宏觀調(diào)控(GC)以農(nóng)業(yè)財政支出與財政總支出的比值表示。農(nóng)業(yè)財政支出能夠看出政府對農(nóng)業(yè)的重視程度，當政府大力支持農(nóng)業(yè)發(fā)展時，農(nóng)業(yè)財政支出會隨之增加；農(nóng)業(yè)財政支出的增加會使農(nóng)業(yè)朝著集約化、機械化、科學化方向發(fā)展，影響農(nóng)業(yè)碳排放水平。

對外貿(mào)易(FT)以進出口總額與地區(qū)GDP的比值表示。隨著經(jīng)濟全球化的迅速發(fā)展，農(nóng)業(yè)貿(mào)易在國際上的往來也更加密切，而對農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量的要求相對較高，只有優(yōu)質(zhì)、健康、綠色無公害的農(nóng)產(chǎn)品才能在國際上受到歡迎，因此對外貿(mào)易在一定程度上推動農(nóng)產(chǎn)品的綠色發(fā)展，降低農(nóng)業(yè)碳排放。

耕地利用效率(CE)以種植業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)投入資源量的比值表示，其中種植業(yè)產(chǎn)值單位為萬元，在農(nóng)業(yè)投入中以化肥、塑料薄膜、柴油、農(nóng)藥為主，并且這些內(nèi)容都會帶來環(huán)境的惡化，因此以這4項內(nèi)容作為資源投入量，單位以t表示。耕地利用效率的提高說明更少的資源使用量能夠帶來更大的經(jīng)濟效益。

城市化水平(UL)以城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎当硎?。近年來城?zhèn)化的提高促使人們追求高質(zhì)量的生活方式，反映在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域則要求農(nóng)產(chǎn)品的清潔化、無害化，因此城市化水平的提高在一定程度上促使農(nóng)業(yè)降低碳排放。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由種植業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(PS)、畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(AS)2方面內(nèi)容構(gòu)成，分別以種植業(yè)、畜牧業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重表示。原因在于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域只有種植業(yè)與畜牧業(yè)的生產(chǎn)會帶來環(huán)境污染，因此對這2項內(nèi)容進行具體分析。

耕地經(jīng)營規(guī)模(LS)用每個農(nóng)業(yè)從業(yè)人員經(jīng)營的耕地面積表示，耕地經(jīng)營規(guī)模的提高說明更少的農(nóng)業(yè)勞動力投入經(jīng)營更多的種植面積。我國目前農(nóng)業(yè)處于規(guī)模報酬遞增階段，不同的農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模會對農(nóng)業(yè)碳排放產(chǎn)生不同的影響。

3 實證檢驗與結(jié)果分析

3.1 產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)碳排放的EKC關(guān)系

首先對模型(3)、(4)分別作Hausman檢驗，以對面板數(shù)據(jù)采取固定效應(yīng)或是隨機效應(yīng)模型進行選擇。Hausman檢驗的基本原理：原假設(shè)H0為隨機效應(yīng)模型，備擇假設(shè)H1為固定效應(yīng)模型，在原假設(shè)成立的情況下，服從自由度為k的卡方分布。利用Eviews 8.0軟件對上述2個模型進行檢驗，結(jié)果見表2。

表2 Hausman檢驗結(jié)果

從檢驗結(jié)果可以看出，模型(3)、(4)概率P值都很小，在0.01水平上顯著，卡方統(tǒng)計量分別是20.97、20.48，因此拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)，采取固定效應(yīng)模型。

由表3可知，模型(3)中農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、平方項均在0.01水平上顯著，但是在加入立方項的模型(4)中，雖然農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚立方項(lq3)在0.01水平上顯著，但是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚卻不顯著，因此仍然要采用模型(3)分析結(jié)果，其中β1>0、β2<0，因此農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚也與碳排放之間存在倒“U”形關(guān)系，這與胡中應(yīng)等的分析結(jié)果[17]相同。目前考察農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染關(guān)系的研究并不多，得出這種倒“U”形關(guān)系原因可能在于，在農(nóng)業(yè)形成產(chǎn)業(yè)集聚的初始階段，由于不能很好地利用機械、灌溉、農(nóng)藥、人力等生產(chǎn)資料，會帶來集聚情況下的擁擠效應(yīng)，導(dǎo)致環(huán)境狀況惡化；在集聚水平達到一定程度、內(nèi)部形成合理的工作機制之后，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)種植、養(yǎng)殖等生產(chǎn)活動中會合理利用基礎(chǔ)設(shè)施、公共資源，提高內(nèi)外部規(guī)模經(jīng)濟，降低農(nóng)業(yè)環(huán)境污染水平。

3.2 空間相關(guān)性檢驗

在運用空間面板模型計量碳排放影響因素之前需要對碳排放進行空間相關(guān)性檢驗，以驗證碳排放之間是否存在空間集聚效應(yīng)。本研究運用Stata 14.0軟件，構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，計算碳排放全域Moran’s I指數(shù)，分析空間自相關(guān)水平，具體結(jié)果見表4。

表3 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與碳排放關(guān)系的檢驗

表4 1999—2015年我國農(nóng)業(yè)碳排放全域Moran’s I指數(shù)

由表4可知，1999—2015年我國農(nóng)業(yè)碳排放Moran’s I指數(shù)在0.18～0.30之間波動，并且所有年份碳排放空間自相關(guān)均在5%的水平下顯著，因此農(nóng)業(yè)碳排放具有較強的空間集聚特征。由于鄰近省份在農(nóng)業(yè)種植、養(yǎng)殖等活動中聯(lián)系密切，通過交流和學習效應(yīng)在提高本省農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式和結(jié)構(gòu)也達到了趨同。鄰近省份具有相似的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)和文化認同，當某省份在追求農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展階段時，必定會對相鄰省份產(chǎn)生模仿效應(yīng)，促使相鄰省份進行農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展；相反當某省份在農(nóng)業(yè)中大量使用農(nóng)藥、化肥等進行粗放式生產(chǎn)時，也會對相鄰省份產(chǎn)生影響。

同時可以看出，1999—2002年Moran’s I指數(shù)值較大，并存在小幅度波動特征，但自2002年之后Moran’s I指數(shù)值便呈現(xiàn)逐年降低的趨勢，說明自相關(guān)程度減弱。地域性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響越來越弱，通過農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新可以在一定程度上改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，在保證水源和溫度的情況下北方地區(qū)可以種水稻，同樣南方地區(qū)也可以種植棉花等經(jīng)濟作物；各地區(qū)的聯(lián)系逐漸加強，地域性限制越來越弱，隨著交通、通訊等技術(shù)發(fā)展，地區(qū)間逐漸打破了地域性限制，對外聯(lián)系更加密切；地區(qū)間聯(lián)系的漣漪效應(yīng)所致，也就是說農(nóng)業(yè)碳排放前期聯(lián)系密切，但隨著推廣的力度和傳播的速度越來越弱，使得空間集聚程度也在減弱。

3.3 空間面板模型測算結(jié)果及分析

基于1999—2015年數(shù)據(jù)，對東、中、西部地區(qū)分別進行空間自回歸和空間誤差分析，以檢驗影響農(nóng)業(yè)碳排放的具體因素。在進行檢驗之前，需判斷是否存在空間效應(yīng)，為此進行最小二乘法(OLS)回歸，回歸結(jié)果見表5。

由表5可知，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟發(fā)展水平、耕地利用效率等，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚、對外貿(mào)易、種植業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚、政府宏觀調(diào)控、畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等解釋變量對農(nóng)業(yè)碳排放均具有顯著正向或負向作用，其中核心解釋變量產(chǎn)業(yè)集聚在東、中、西地區(qū)對農(nóng)業(yè)碳排放均具有正向作用。OLS回歸結(jié)果顯示存在空間效應(yīng)，可以進行空間自回歸和空間誤差檢驗。

對東、中、西部進行了空間自回歸模型與空間誤差模型進行了估計(表6)。從東、中、西部地區(qū)分別來看，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府宏觀調(diào)控、耕地利用效率、種植業(yè)與畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在SAR模型與SEM模型下均對農(nóng)業(yè)碳排放具有顯著影響，并且城市化水平在SEM模型下對農(nóng)業(yè)碳排放影響顯著；中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府宏觀調(diào)控、對外貿(mào)易、耕地經(jīng)營規(guī)模在2個模型下對農(nóng)業(yè)碳排放影響顯著；并且耕地利用效率在SAR模型下對農(nóng)業(yè)碳排放具有顯著影響；西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、對外貿(mào)易、畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、耕地經(jīng)營規(guī)模在2個模型下對農(nóng)業(yè)碳排放影響顯著。從SAR模型與SEM模型估計結(jié)果差異來看，各解釋變量在不同地區(qū)對農(nóng)業(yè)碳排放顯著性的影響大體相似，但是SAR模型中空間自回歸系數(shù)(rho)與SEM模型中誤差項的空間自回歸系數(shù)(lambda)差異較大，rho在東、中、西部地區(qū)均顯著，而lambda只在東部地區(qū)顯著，可以看出SAR模型估計結(jié)果較為有效，因此本研究以SAR模型估計結(jié)果做分析。

表5 1999—2015年東、中、西部地區(qū)OLS估計結(jié)果

表6 東、中、西部地區(qū)SAR與SEM模型分析結(jié)果

其中核心解釋變量產(chǎn)業(yè)集聚在東、中部對農(nóng)業(yè)碳排放均具有顯著的正向影響，表明產(chǎn)業(yè)集聚加速了農(nóng)業(yè)環(huán)境污染。說明我國東、中部地區(qū)存在效率低下的農(nóng)業(yè)集聚方式，由于內(nèi)部不合理的產(chǎn)業(yè)集聚導(dǎo)致?lián)頂D效應(yīng)明顯，不利于環(huán)境狀況的改善;另一方面也說明東、中部農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚總體上處于EKC曲線的左半部分，產(chǎn)業(yè)集聚處于經(jīng)濟發(fā)展的初級階段，主要依賴大量的生產(chǎn)資料投入以帶來集聚效應(yīng)，不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的綠色發(fā)展。而西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)碳排放影響不顯著，原因在于西部地區(qū)總體上處于經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)，農(nóng)業(yè)機械化水平不高；并且地廣人稀，適宜居住、耕種的土地資源不多，沒有形成規(guī)模化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此對農(nóng)業(yè)環(huán)境沒有實質(zhì)性影響。

經(jīng)濟發(fā)展水平對東、中、西部地區(qū)均有顯著性正向影響關(guān)系，經(jīng)濟水平的提高能夠帶來更多化肥、農(nóng)藥、地膜等生產(chǎn)性資料的使用，降低環(huán)境質(zhì)量。政府宏觀調(diào)控增加了東、中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳排放，表明政府在重視東、中部地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時也帶來了環(huán)境的惡化。對外貿(mào)易有利于降低中、西部農(nóng)業(yè)碳排放，說明中、西部地區(qū)擁有發(fā)達的農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易，將驅(qū)使農(nóng)業(yè)朝著綠色化方向發(fā)展。耕地利用效率顯著降低了東、中部農(nóng)業(yè)碳排放，表明東、中部地區(qū)對耕地利用效率較高。

城市化水平對東、中、西部地區(qū)均沒有顯著影響，可能原因在于城鎮(zhèn)居民缺乏甄別綠色食品的專業(yè)能力。種植業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均顯著提高了東部地區(qū)碳排放，表明東部種植業(yè)、畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高。且處于粗放型發(fā)展階段；而西部地區(qū)畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著降低了碳排放。耕地經(jīng)營規(guī)模顯著降低了中部地區(qū)碳排放，提高了西部地區(qū)碳排放，表明中部地區(qū)形成了較為合理的內(nèi)部工作機制，而西部地區(qū)對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施及公共資源利用水平較低。

4 主要結(jié)論與對策建議

本研究基于全國31個省域面板數(shù)據(jù)，從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的視角分析1999—2015年農(nóng)業(yè)碳排放的變動特征、空間集聚效應(yīng)及區(qū)域間影響因素差異。主要結(jié)論如下：(1)構(gòu)建環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)模型，得出農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)碳排放之間存在明顯倒“U”形關(guān)系。(2)全域Moran’s I指數(shù)表明農(nóng)業(yè)碳排放存在較強空間集聚效應(yīng)特征，但2002年后存在減弱趨勢。(3)從區(qū)域來看影響農(nóng)業(yè)碳排放的因素，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府宏觀調(diào)控、種植業(yè)及畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)加速了東部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳排放，耕地利用效率降低了農(nóng)業(yè)碳排放；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟發(fā)展水平及政府宏觀調(diào)控加速了中部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳排放，對外貿(mào)易、耕地利用效率及經(jīng)營規(guī)模降低了農(nóng)業(yè)碳排放；經(jīng)濟發(fā)展水平、耕地經(jīng)營規(guī)模加速了西部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳排放，對外貿(mào)易、畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)降低了農(nóng)業(yè)碳排放，可以看出區(qū)域間農(nóng)業(yè)碳排放影響因素存在較大差距，但相關(guān)因素總體上加速了區(qū)域農(nóng)業(yè)碳排放。

基于以上分析，并根據(jù)國家政策導(dǎo)向、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀提出促進農(nóng)業(yè)增收、降低農(nóng)業(yè)碳排放的具體對策建議：(1)合理進行農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，逐步實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟。目前我國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚處于經(jīng)濟發(fā)展的初級階段，內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，產(chǎn)業(yè)集聚的擁擠效應(yīng)明顯，在促進農(nóng)業(yè)實現(xiàn)發(fā)展的同時也對環(huán)境產(chǎn)生了較為嚴重的污染。因此農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚要遵循循序漸進的發(fā)展規(guī)律，根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展進程、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施水平、農(nóng)民接受程度等現(xiàn)實具體情況，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)合理集聚，在經(jīng)濟發(fā)展的同時帶來環(huán)境的正外部性。(2)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式。從全國及區(qū)域?qū)用鎭砜矗?jīng)濟發(fā)展均顯著提高了農(nóng)業(yè)碳排放，因此農(nóng)業(yè)仍然處于粗放式發(fā)展階段。首先各區(qū)域在實現(xiàn)農(nóng)業(yè)均衡發(fā)展的同時，重點突出具有地方特色的優(yōu)勢農(nóng)業(yè)；其次轉(zhuǎn)變發(fā)展觀念，合理施用化肥、農(nóng)藥等高污染生產(chǎn)資料；最后廣泛使用有機肥等環(huán)境友好型生產(chǎn)要素，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)清潔化生產(chǎn)。(3)政府加大農(nóng)業(yè)科技投入，發(fā)展農(nóng)業(yè)低碳經(jīng)濟。東、中部地區(qū)農(nóng)業(yè)財政投入不但沒有降低農(nóng)業(yè)碳排放反而提高了農(nóng)業(yè)碳排放，原因在于政府的農(nóng)業(yè)財政支持沒有得到很好利用。因此政府要重點投資農(nóng)業(yè)科技發(fā)展領(lǐng)域，加強對低碳農(nóng)業(yè)的研發(fā)力度，同時在農(nóng)村基層引導(dǎo)、推廣使用農(nóng)業(yè)低碳技術(shù)，樹立農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展理念。