長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的測定及空間收斂性研究

　　摘 要：【目的】 提高長江經(jīng)濟帶的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率，推動長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。【方法】 測算長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率，對其進行空間相關(guān)性檢驗，進而進行收斂性分析。【結(jié)果】(1)長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率在整體上呈逐年增長態(tài)勢，且呈現(xiàn)出從上游到中游、下游逐次遞增的格局。(2) 長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在正向空間自相關(guān)關(guān)系，并且空間自相關(guān)程度表現(xiàn)出波動上升趨勢。(3) 長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在 α 收斂，即農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的地區(qū)差異隨著時間的推移而縮小。長江經(jīng)濟帶及各區(qū)域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率均存在 β 收斂和條件 β 收斂，即落后地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率快于發(fā)達地區(qū)，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最終收斂到自己的穩(wěn)態(tài)水平;空間效應(yīng)加快了長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的 β 收斂速度。(4) 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平及耕地面積對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率均具有負(fù)向影響，農(nóng)村居民收入的提高和種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化則有利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提升。【結(jié)論】 長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在區(qū)域差異，但總體呈現(xiàn)上升趨勢。

　　關(guān)鍵詞：長江經(jīng)濟帶;農(nóng)業(yè);碳生產(chǎn)率;收斂性

　　李穎， 湖南生態(tài)科學(xué)學(xué)報 發(fā)表時間：2021-11-08

　　近十幾年來，溫室氣體排放迅速增加，而溫室氣體的主要成分是二氧化碳，由此導(dǎo)致碳排放不斷增加，環(huán)境日益惡化。據(jù)國家發(fā)展改革委員會國家氣候變化對策協(xié)調(diào)小組辦公室的統(tǒng)計，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動產(chǎn)生的碳排放占全國碳排放總量的10%以上，居各類碳排放源的碳排放量的第二位，已成為我國碳排放增長的主要來源之一。十九大以來，“綠色發(fā)展”已成為我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要導(dǎo)向，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展也成為推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)容。因此，圍繞著農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展所展開的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率問題研究亦成為探索我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要議題。針對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率問題，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度進行了大量的研究。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于這方面的研究主要集中在碳生產(chǎn)率的概念、測定以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率收斂性的研究等方面。Kaya和Yokobori(1998)率先提出了碳生產(chǎn)率的概念，以GDP與CO2排放量比值作為碳生產(chǎn)率,這一概念體現(xiàn)了單位二氧化碳排放所帶來的經(jīng)濟效益[1]。金炯振(2009)基于1978—2007 年的省級面板數(shù)據(jù)，將非參數(shù)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型與參數(shù)隨機前沿函數(shù)模型相結(jié)合，構(gòu)建了SFAMalmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型，通過這一模型對中國各地區(qū)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)變化指數(shù)進行了測算，并研究了其時序增長與空間分布特征[2]。劉劍 (2012)基于DEA的Malmquist的指數(shù)方法，分別從整體和各省區(qū)兩個方面考察了我國農(nóng)藥制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率的增長趨勢，結(jié)果顯示：從全國的數(shù)據(jù)來看，我國農(nóng)藥制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)波動增長，技術(shù)進步對此作出了重大貢獻，從不同地區(qū)來看，大部分地區(qū)的生產(chǎn)率基本上都得到了不同程度的增長，只有少數(shù)地區(qū)有所下降[3]。高鳴等(2015)依據(jù)1999—2010年的面板數(shù)據(jù)，對中國各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳排放量進行了測算，使用空間Morans’I指數(shù)和收斂性模型對中國農(nóng)業(yè)碳排放績效的動態(tài)變化和空間聚集與收斂等問題進行了分析[4]。郭四代等(2016)運用中國12個西部地區(qū)省份2006—2015年的農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)，建立計量模型,測算了12個省份的碳排放總量和碳排放效率，并利用三種收斂方法檢驗了西部地區(qū)農(nóng)業(yè)碳排放效率的變動趨勢[5]。王善高等(2018)測算了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境效率，并對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境效率進行收斂性分析[6]。綜合來看，現(xiàn)有研究成果大多是從宏觀層面進行的研究，同時因構(gòu)建模型、數(shù)據(jù)和地區(qū)等方面存在差異，其研究結(jié)論差異較大，同時對于長江經(jīng)濟帶區(qū)域農(nóng)業(yè)碳排放效率及其收斂性的系統(tǒng)研究涉足較少。自2015年長江經(jīng)濟帶成為國家重大戰(zhàn)略區(qū)域以來，“生態(tài)優(yōu)先，綠色發(fā)展”已成為區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要導(dǎo)向，促進農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展也成為實現(xiàn)該區(qū)域農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要方面。本研究擬對長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率進行測算，了解其演變趨勢，并分析其區(qū)域差異特征及空間收斂性，這對于實現(xiàn)長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)低碳、可持續(xù)發(fā)展具有重要的意義[7]。

　　1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

　　1.1 研究區(qū)概況

　　長江經(jīng)濟帶是以長江流域為基礎(chǔ)和紐帶，橫跨我國東中西三大經(jīng)濟區(qū)域，是全國除了沿海開放區(qū)以外，經(jīng)濟密度最大的經(jīng)濟帶，也是生態(tài)文明建設(shè)的先行示范帶。區(qū)內(nèi)有六大平原，耕地等農(nóng)業(yè)資源十分豐富;全國9大商品糧生產(chǎn)基地中，長江經(jīng)濟帶獨占6席;農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占全國40%左右，糧食產(chǎn)量約占全國38.5%，承載了全國50%以上的農(nóng)業(yè)從業(yè)人口;因此，長江經(jīng)濟帶在我國農(nóng)業(yè)發(fā)展格局中的地位相當(dāng)重要。

　　根據(jù)長江經(jīng)濟帶規(guī)劃綱要的要求，“生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展”已成為長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要導(dǎo)向。2018年10月，國家發(fā)展改革委員會、生態(tài)環(huán)境部和農(nóng)業(yè)農(nóng)村部等聯(lián)合下發(fā)的《關(guān)于加快推進長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)面源污染治理的指導(dǎo)意見》指出，必須加快推進長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，推行綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，協(xié)調(diào)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展與資源環(huán)境的保護，助力長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展;至此，長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向低碳、綠色、可持續(xù)的高質(zhì)量發(fā)展道路;而提高農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率則是實現(xiàn)長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展的關(guān)鍵。

　　1.2 數(shù)據(jù)來源

　　本研究在計算長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳排放量時，通過化肥施用量、農(nóng)用柴油使用量、農(nóng)藥施用量、農(nóng)膜使用量、土地翻耕面積、有效灌溉面積、及牛、馬、驢、騾、豬、羊等牲畜的飼養(yǎng)頭數(shù)等幾個碳源，計算得到長江經(jīng)濟帶2008—2018年農(nóng)業(yè)二氧化碳的排放量。其中，化肥施用量、農(nóng)用柴油使用量、農(nóng)藥施用量、農(nóng)膜使用量、土地翻耕面積、有效灌溉面積等數(shù)據(jù)均來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(2009— 2019年)，牛、馬、驢、騾、豬、羊等牲畜的飼養(yǎng)頭數(shù)則來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2009—2019年)。

　　2 研究方法

　　2.1 農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的測算與分析

　　2.1.1 農(nóng)業(yè)碳排放量的核算

　　本研究參考相關(guān)學(xué)者關(guān)于農(nóng)業(yè)碳排放的估算方法，測算各省份農(nóng)業(yè)的碳排放量，公式如下： CE =∑i = 1 n CEi =∑i = 1 n Qi × εi (1)式中，CE 表示農(nóng)業(yè)的總碳排放量，CEi 表示第 i 種碳源的碳排放量，Qi 表示第 i 種碳源的量， εi 表示第i種碳源的碳排放系數(shù)。農(nóng)業(yè)碳排放主要來自于以下兩個方面：一是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中化肥、柴油、農(nóng)藥、農(nóng)膜、翻耕、農(nóng)業(yè)灌溉產(chǎn)生的碳排放，二是牛、馬、驢、騾、豬、羊在養(yǎng)殖過程中腸道發(fā)酵和糞便處理產(chǎn)生的碳排放，各碳源對應(yīng)的碳排放系數(shù)的數(shù)值主要取自IPCC第五次報告和一些經(jīng)典文獻的研究結(jié)果[8]。

　　2.1.2 農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的測算

　　本研究基于各省域農(nóng)業(yè)碳排放總量和農(nóng)業(yè)增加值，將農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率定義為一段時期內(nèi)農(nóng)業(yè)增加值與農(nóng)業(yè)碳排放總量的比值[9]，具體公式如下： C = AGDP CE (2)式中， C 為農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率(萬元/t); AGDP 為農(nóng)業(yè)增加值(億元); CE 為農(nóng)業(yè)碳排放量(萬t)。本文的樣本區(qū)間為2008—2018年，考察對象為中國長江經(jīng)濟帶11個省(市)。長江經(jīng)濟帶按其流域地形可分為上游(重慶、四川、貴州、云南)、中游(湖南、湖北、江西)和下游(上海、浙江、江蘇、安徽) 三個區(qū)域[10]。

　　2.2 農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性檢驗

　　為了檢驗長江經(jīng)濟帶各省區(qū)之間的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率是否存在空間相關(guān)性，本文采用莫蘭指數(shù)(Moran’s I)[11]作為衡量農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率空間自相關(guān)性的指標(biāo)。莫蘭指數(shù)的公式如下: I = n∑i = 1 n ∑i - 1 n Wij (Ci - Cˉ)(Cj - Cˉ) ∑i = 1 n ∑i = 1 n Wij∑i = 1 n (Ci - Cˉ) 2 (3)其中， Ci 與 Cj 分別表示 i 地區(qū)與 j 地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率;Cˉ為各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的均值; Wij 為空間權(quán)重矩陣，此處選取兩省的相鄰關(guān)系來衡量地區(qū)間的空間關(guān)系，構(gòu)建出11個省份的空間鄰接權(quán)重矩陣。莫蘭指數(shù)取值介于-1～1之間，其絕對值越大，表明其空間相關(guān)性越強;絕對值越小則表明空間相關(guān)性越弱。

　　2.3 農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的收斂性分析

　　考慮到長江經(jīng)濟帶各省區(qū)之間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率可能存在區(qū)域差異，本研究以新古典經(jīng)濟學(xué)的理論為基礎(chǔ)，選用三種收斂方法來考察長江經(jīng)濟帶各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的收斂性，分別為 α 收斂、絕對 β 收斂以及條件 β 收斂，其中 β 收斂為 α 收斂的必要不充分條件[12]。

　　2.3.1 α 收斂檢驗

　　本研究采用 α 系數(shù)分析長經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的離差，通過測算長江經(jīng)濟帶及各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的 α 系數(shù)來判斷是否存在 α 收斂。若存在收斂，則隨著時間推移，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的 α 系數(shù)會逐漸縮小，反之則說明具有 α 發(fā)散特征[13]。 α 系數(shù)的計算公式如下：式中， α 表示系數(shù)， i 為省份， N 為省份個數(shù)， C 表示農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率， Cˉ表示農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的均值， Ln 表示取對數(shù)。

　　2.3.2 β 收斂檢驗

　　β 收斂模型是從新古典經(jīng)濟學(xué)的經(jīng)濟收斂理論發(fā)展而來的。 β 收斂模型的核心是考察某區(qū)域的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長率與初始水平之間的關(guān)系[14]。如果增長率與初始水平之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，則農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在 β 收斂。 β 收斂模型又分為絕對 β 收斂和條件 β 收斂兩種形式。

　　(1) 絕對 β 收斂。絕對 β 收斂是指長江經(jīng)濟帶及各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長速度與初始水平呈現(xiàn)反向變動關(guān)系[15]。本文構(gòu)建的絕對 β 收斂模型如下： Ln( Ci，t + 1 Ci,t )= α + βLnCi,t + εi,t (5)式中， i 為省份， t 為年份，Ci,t 為 i 省 t 年的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率， α 為常數(shù)項， β 為基期碳生產(chǎn)率的回歸系數(shù)， εi,t 為隨機擾動項系數(shù)，如果回歸系數(shù) β 顯著小于0，則表明農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在絕對 β 收斂。

　　由于長江經(jīng)濟帶各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率可能存在空間相關(guān)性，為避免 β 收斂估計結(jié)果出現(xiàn)偏差，必須將空間因素的影響考慮在內(nèi)[16]。因此，本文在模型(5)的基礎(chǔ)上引入空間因素，分別構(gòu)建空間滯后模型和空間誤差模型如下： Ln( Ci，t + 1 Ci,t )= α + ρW( Ci，t + 1 Ci,t )+ βLnCi,t + εi,t (6) Ln( Ci，t + 1 Ci,t )= α + βLnCi,t + μi,t ，μi,t = λWμi,t + εi, (t 7)式中，式(6)為空間滯后模型(SLM)，指的是某地區(qū)的被解釋變量的影響因素會通過空間傳導(dǎo)機制影響其相鄰地區(qū);式(7)為空間誤差模型(SEM)，它假設(shè)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率在各區(qū)域間的空間依賴性由誤差項反映。 W 為空間權(quán)重矩陣。 ρ 為空間滯后系數(shù)， λ 為空間誤差系數(shù)， εi,t 與 μi,t 為隨機擾動項。

　　本文采用極大似然估計法(QML)來檢驗長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率收斂性。然后基于LM檢驗來選擇具體的空間收斂模型。LM檢驗結(jié)果表明，SEM模型更適合絕對 β 收斂檢驗。另外，本文通過Hausman檢驗來選擇估計模型。Hausman檢驗結(jié)果顯示：P值< 0.05，因此拒絕原假設(shè)，說明絕對 β 收斂模型更適合使用固定效應(yīng)(FE)的估計方法。

　　(2)條件 β 收斂。條件 β 收斂是指由于各省區(qū)在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、種植結(jié)構(gòu)、人均收入等方面存在差異，各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率會最終收斂于各自的穩(wěn)態(tài)值[17]。在絕對 β 收斂模型的基礎(chǔ)上，本文納入影響農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的控制變量，構(gòu)建條件 β 收斂模型如下: Ln( Ci，t + 1 Ci,t )= α + βLnCi,t + θXi,t + εi,t (8)式中，控制變量 X 包括農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村居民收入、種植結(jié)構(gòu)和耕地面積等變量， θ 為控制變量的回歸系數(shù)，其余變量與式(5)的變量含義相同。如果回歸系數(shù) β 顯著小于0，則意味著農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在條件 β 收斂。

　　考慮到長江經(jīng)濟帶各省區(qū)之間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的可能存在正向空間相關(guān)性，本文在模型(8)的基礎(chǔ)上引入空間因素[18]，分別構(gòu)建空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)如下: Ln( Ci，t + 1 Ci,t )= α + ρW( Ci，t + 1 Ci,t )+ βLnCi,t + θXi,t + εi,t (9) Ln( Ci，t + 1 Ci,t )= α + βLnCi,t + θXi,t + +μi,t , μi,t = λWμi,t + εi,t (10)式中，式(9)為SLM模型，式(10)為SEM模型。 W 、 ρ 、 εi,t 與 μi,t 的含義與式(6)、式(7)的系數(shù)含義相同。兼顧數(shù)據(jù)的可得性與研究對象的特點等因素，本文選取農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)、農(nóng)村居民收入(INCOM)、種植結(jié)構(gòu)(STRUCTURE)、耕地面積(AREA)作為控制變量[19]。

　　對于條件 β 收斂模型，本文采用極大似然估計法(QML)來檢驗長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率收斂性[20]。然后基于LM檢驗來選擇具體的空間收斂模型。LM 檢驗結(jié)果表明，SLM模型更適合條件 β 收斂檢驗。同時，經(jīng)Hausman檢驗結(jié)果顯示：P值<0.05，因此拒絕原假設(shè)，說明條件 β 收斂模型更適合使用固定效應(yīng)(FE)的估計方法。

　　3 結(jié)果與分析

　　3.1 長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率測算結(jié)果分析

　　表1給出了長江經(jīng)濟帶11個省份2008—2018年間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的每年的數(shù)值、各年份的均值及年均增長率(每年碳生產(chǎn)率的增長率之和/年數(shù))。從長江經(jīng)濟帶的整體情況來看，長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率從2008年的2.71%上升到2018年的5.41%，年均增長率為7.17%，總體呈上升趨勢。從具體年份看，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率除在2009年出現(xiàn)下降外，多數(shù)年份均呈現(xiàn)上升趨勢。

　　根據(jù)各省份農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的測算結(jié)果，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在顯著的省際差異特征。就各省份農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率水平而言，樣本期間內(nèi)，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最高的省份為江蘇，平均值達到了6.23;農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最低的是云南，平均值為2.47。從發(fā)展趨勢來看，長江經(jīng)濟帶各省份的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率除個別年份外，均呈逐漸上升的趨勢，其中農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率年均增長率最高的省份是浙江省，達到了15.42%。

　　3.2 長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性檢驗

　　表2列出了長江經(jīng)濟帶各省區(qū)之間的空間自相關(guān)性的檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示：2008—2018年各年份的莫蘭指數(shù)在統(tǒng)計上具有顯著的正相關(guān)性，表明長江經(jīng)濟帶各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率具有顯著的空間集聚特征，較高(低)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的地區(qū)相互鄰近。此外， 2008—2018年間，莫蘭指數(shù)值先上升后下降，這表明各地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的空間自相關(guān)程度隨著農(nóng)業(yè)的不斷發(fā)展而逐年下降。

　　3.3 α 收斂檢驗結(jié)果分析

　　圖1顯示，長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率 α 系數(shù)以 2009年為界先上升后下降，整體呈下降趨勢，說明長江經(jīng)濟帶各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的均值的離差隨著時間的推移逐漸縮小，長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在 α 收斂。上游與中游地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率 α 系數(shù)呈現(xiàn)先上升后下降的變化趨勢。下游地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率 α 系數(shù)在總體上呈上升趨勢，表明下游地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的省際差異在逐年擴大，不存在 α 收斂。

　　3.4 β 收斂檢驗結(jié)果分析

　　3.4.1 絕對 β 收斂結(jié)果分析

　　表3給出了長江經(jīng)濟帶及各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的絕對 β 收斂的檢驗結(jié)果。首先對長江經(jīng)濟帶及各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率進行無權(quán)重的回歸分析。結(jié)果顯示， β 值顯著小于0，說明長江經(jīng)濟帶及各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長速度與初始水平呈現(xiàn)反向變動關(guān)系，存在絕對 β 收斂，即具有較低農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的地區(qū)的增長速度快于較高地區(qū)，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最終收斂到自己的穩(wěn)態(tài)水平。在考慮空間相關(guān)性之后，空間系數(shù) λ顯著大于0，這再次說明長江經(jīng)濟帶各省區(qū)之間存在顯著的正向空間效應(yīng)。此外，收斂系數(shù) β 始終顯著小于0，表明在考慮空間因素后，長江經(jīng)濟帶及各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率存在絕對 β 收斂。對比 β 收斂結(jié)果與 α 收斂結(jié)果，可以看到，長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率既有絕對 β 收斂趨勢，也有 α 收斂趨勢。這表明，相較于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率較高的地區(qū)，農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率較低的地區(qū)在樣本期內(nèi)增長率相對較快，同時地區(qū)間農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的絕對差異相對縮小。

　　3.4.2 條件 β 收斂結(jié)果分析

　　表4給出了長江經(jīng)濟帶及各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的條件 β 收斂檢驗結(jié)果。長江經(jīng)濟帶的整體檢驗結(jié)果表明，無論分析過程中考慮空間因素與否， β 值始終顯著小于0，表明在考慮了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村居民收入、種植結(jié)構(gòu)以及耕地面積等因素后，長江經(jīng)濟帶的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的條件 β 收斂效應(yīng)較為顯著。比較傳統(tǒng) β 收斂與空間 β 收斂的系數(shù)，可以看出：空間收斂模型的 β 系數(shù)絕對值更大，收斂速度也更快。從控制變量的回歸系數(shù)來看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高使農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率降低，可能的原因在于我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展是以能源的大量投入作為基礎(chǔ)的，在這種情況下，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長率產(chǎn)生負(fù)向影響。農(nóng)村居民收入對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長率產(chǎn)生正向影響，但并不顯著。農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化顯著提高了農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長率，說明我國農(nóng)業(yè)雖然以種植業(yè)和畜牧業(yè)為主，但林業(yè)和漁業(yè)所占比重不斷擴大，這對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長率產(chǎn)生了正向顯著影響。耕地面積的擴大使能源消耗越多，對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長率產(chǎn)生負(fù)向影響。

　　4 結(jié)論

　　在倡導(dǎo)低碳化生產(chǎn)與生活的時代背景下，提高農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)穩(wěn)定增長與碳減排雙重目標(biāo)的重要途徑。基于2008—2018年中國長江經(jīng)濟帶 11個省份的面板數(shù)據(jù)，本文測算了長江經(jīng)濟帶各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率，分析了區(qū)域的差異性。在此基礎(chǔ)上，對長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的空間收斂性進行了系統(tǒng)考察。得到如下結(jié)論：

　　(1)長江經(jīng)濟帶及上游、中游及下游三大區(qū)域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率整體呈上升趨勢，年均增長率最高的是上游地區(qū)，下游地區(qū)次之，中游地區(qū)最低。長江經(jīng)濟帶各省區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率具有顯著的空間非均衡特征，呈現(xiàn)出從上游到中游、下游逐漸遞增的格局。

　　(2)長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率具有顯著的正空間自相關(guān)關(guān)系，各省區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率會受到相鄰省份的影響。農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的空間自相關(guān)度隨著時間的推移呈現(xiàn)波動上升的趨勢。

　　(3)長江經(jīng)濟帶及各區(qū)域的省際差異隨著時間推移在逐步下降。長江經(jīng)濟帶及上游、中游、下游地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的絕對 β 收斂和條件 β 收斂特征明顯，這表明農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率較低地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的增長快于較高地區(qū)，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率最終收斂到自己的穩(wěn)態(tài)水平。空間效應(yīng)加快了長江經(jīng)濟帶及上游、中游、下游地區(qū)農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的的 β 收斂速度。

　　(4)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平及耕地面積對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長率均具有負(fù)向影響，農(nóng)村居民收入的提高和種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化則有利于農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的提升。上述因素對不同區(qū)域農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率增長的不同影響是形成農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率區(qū)域差異的主要原因。