王留鑫，洪名勇

（1.西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127；2.貴州大學(xué) 管理學(xué)院，貴州 貴陽 550025）

當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)正面臨著資源環(huán)境約束趨緊的態(tài)勢(shì)，這是我國(guó)農(nóng)業(yè)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)過渡必然要面對(duì)和解決的問題。在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)于石化原料的投入產(chǎn)生了極大的依賴性，產(chǎn)生了因化肥、農(nóng)藥過量使用所產(chǎn)生的一系列問題，如農(nóng)藥殘留、化肥流失的水污染問題，尤其是石化原料使用過程中的碳排放問題，這在當(dāng)前全球氣候變暖的背景下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)因石化原料使用所產(chǎn)生的碳排放問題，越發(fā)引起各界的關(guān)切和研究。這也造成了農(nóng)業(yè)發(fā)展中的現(xiàn)實(shí)“矛盾”，一方面，農(nóng)業(yè)的發(fā)展、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升需要化肥、農(nóng)藥、柴油等的投入，但另一方面，化肥、農(nóng)藥等生產(chǎn)要素又是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中碳排放的重要碳源，影響生態(tài)環(huán)境，在我國(guó)環(huán)境保護(hù)治理力度不斷加大的當(dāng)下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的碳排放問題卻又不可忽視。在這樣的矛盾中，如何既能提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效又能降低農(nóng)業(yè)碳排放，走上綠色發(fā)展道路就成為我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)問題，為此，研究農(nóng)藥、化肥等的投入所引致的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升與由其引發(fā)的農(nóng)業(yè)碳排放兩者間的關(guān)系就顯得很有意義，尤其是農(nóng)業(yè)發(fā)展績(jī)效是否會(huì)影響農(nóng)業(yè)的碳排放。另外，因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件及水平的區(qū)域差異性，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的影響是否存在異質(zhì)效應(yīng)，也需要去求證。因此，本文擬基于非線性視角，研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效與農(nóng)業(yè)的碳排放的關(guān)系，并進(jìn)一步從空間角度對(duì)可能存在的異質(zhì)非線性效應(yīng)進(jìn)行探索，這對(duì)于實(shí)現(xiàn)綠色低碳農(nóng)業(yè)的發(fā)展具有現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

一、文獻(xiàn)綜述

隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色化、低碳化概念的提出，關(guān)于農(nóng)業(yè)碳排放問題的相關(guān)研究被學(xué)界越來越重視。我國(guó)低碳農(nóng)業(yè)的研究，首先是從理論層面展開，如對(duì)低碳農(nóng)業(yè)的概念、內(nèi)涵的提出和研究（許廣月，2010；嚴(yán)立冬等，2010）[1]72;[2]40，以及對(duì)國(guó)外低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策路徑的介紹與比較工作（袁平紅，2012；舒暢等，2014）[3]158；[4]25，進(jìn)而指出我國(guó)發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)面臨的挑戰(zhàn)與發(fā)展路徑（馬曉旭，2011；鄭恒等，2011）[5]71;[6]26，探討了促進(jìn)我國(guó)發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)的補(bǔ)償及激勵(lì)機(jī)制（虞洪，2012；古南正皓等，2014；彭青秀，2015）[7]33;[8]125;[9]34。同時(shí)，也有一些學(xué)者開始了實(shí)證層面的研究，從宏觀視角開展對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的碳排放測(cè)算的實(shí)證研究，如，分別利用熵值法、方向距離函數(shù)和層次分析法測(cè)算我國(guó)省際間低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展水平（鐘婷婷，2014；吳賢榮等，2014；陳瑾瑜等，2015）[10]43;[11]57;[12]101。進(jìn)一步，實(shí)證分析農(nóng)業(yè)碳排放與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的相關(guān)性（董明濤，2016）[13]7，分析我國(guó)低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間異質(zhì)性和影響機(jī)理（田云等，2016）[14]33，研究其結(jié)構(gòu)特征和時(shí)空差異（王寶義，2016）[15]3。也有從微觀視角進(jìn)行的實(shí)證研究，如，祝華軍等（2013）[16]62對(duì)我國(guó)稻農(nóng)采用低碳技術(shù)的影響因素分析，田云等（2015）[17]61以二元Logistic模型分析影響農(nóng)戶采取低碳生產(chǎn)行為的因素。文獻(xiàn)既有對(duì)低碳農(nóng)業(yè)的開創(chuàng)性研究，且卓有成效，對(duì)低碳農(nóng)業(yè)的發(fā)展路徑已經(jīng)有了較為系統(tǒng)的理論研究，又有對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放問題進(jìn)行的實(shí)證研究，并建立了農(nóng)業(yè)碳排放與其它變量間的函數(shù)模型，但現(xiàn)有文獻(xiàn)很少有對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效與農(nóng)業(yè)碳排放之間非線性關(guān)系的研究，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效高低對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的變化有無影響？如果有影響，這種影響有沒有門檻特征？若存在門檻效應(yīng)，門檻特征表現(xiàn)如何？又存在什么差異？基于此種視角，本文基于2000—2014年31?。▍^(qū)）的面板數(shù)據(jù)，先采用超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿模型測(cè)算各省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)以衡量各省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效，再測(cè)算各省農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度，最后采用門檻回歸技術(shù)揭示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響及其異質(zhì)門檻特征。

為此，本文建立兩個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)1：作為化肥、農(nóng)藥等的兩種產(chǎn)出（正產(chǎn)出為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升，負(fù)產(chǎn)出為農(nóng)業(yè)碳排放），農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的上升，但達(dá)到一定的值域，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升會(huì)通過要素投入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的下降。

假設(shè)2：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效與農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度兩者間存在空間異質(zhì)性，東、中、西部呈現(xiàn)不同的門檻特征。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）計(jì)量模型設(shè)計(jì)

本文基于Hansen（2000）[18]575的門檻回歸模型來研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效與農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度之間的非線性關(guān)系，門檻模型的基本形式如下：

其中，qi作為門檻變量將所有觀測(cè)值分割成兩個(gè)區(qū)間，它既用于解釋變量的一個(gè)回歸元，又是獨(dú)立的門檻變量。yi表示因變量，xi是自變量，ei為殘差項(xiàng)，γ為門檻值。當(dāng)門檻變量小于或等于門檻值時(shí)，采用回歸方程（1）；當(dāng)門檻變量大于門檻值時(shí)，采用回歸方程（2）。

定義啞變量 di(γ)={qi≤γ}，其中{·}是一個(gè)指示函數(shù)。當(dāng)時(shí)qi≤γ時(shí)，i=1，否則i=0。令集合時(shí)xi(γ)=xidi(γ)，可將上述基本回歸模型式（1）和式（2）改寫為以下單一的方程形式：

式（3）中 θ=θ2，δn=θ2-θ1。

由此，可將上述模型寫成矩陣形式：

模型的回歸參數(shù)為（θ,δn,γ），在 γ給定的條件下，θ與δ呈線性關(guān)系。因此，根據(jù)OLS，用=[XXγ]對(duì)Y回歸，得到相應(yīng)的殘差平方和函數(shù)：

再利用逐步搜索法最小化S1(γ)以計(jì)算出對(duì)應(yīng)的門檻值：

在計(jì)算出參數(shù)估計(jì)值后，需要進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，以確定門檻效應(yīng)是否顯著，以及門檻估計(jì)值與其真實(shí)值是否相等。檢驗(yàn)方法上采用LM統(tǒng)計(jì)量，假設(shè)不存在門檻值的原假設(shè)為H0：θ1=θ2。統(tǒng)計(jì)量表示為：

當(dāng)門檻值確定后，需分析其置信區(qū)間。采用統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)：

Hansen 認(rèn)為 LRn(γ)≤c(a)=-2ln(1-)時(shí)，不能拒絕零假設(shè)，其中a表示顯著水平。在95%置信水平下，c(a)=7.35。

以上文基本門檻回歸模型為基礎(chǔ)，并結(jié)合本文研究，構(gòu)建農(nóng)業(yè)碳排放與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效之間非線性關(guān)系的面板門檻模型如下：

其中，cpit表示 i省在 t年的農(nóng)業(yè)碳排放量，本研究中門檻變量和受約束的變量都為農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率fpit，xit表示其它控制變量，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（二）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明

本文以31?。▍^(qū)、市）的農(nóng)業(yè)作為研究對(duì)象，灌溉面積、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)用柴油、化肥、農(nóng)用薄膜、農(nóng)藥、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)、農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力數(shù)等數(shù)據(jù)指標(biāo)主要從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站的數(shù)據(jù)庫中進(jìn)行選取①數(shù)據(jù)來源：http://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=E0103，部分省份數(shù)據(jù)選自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

1.農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度指標(biāo)。農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度指每一單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)出所對(duì)應(yīng)的農(nóng)業(yè)碳排放量，用農(nóng)業(yè)碳排放量除以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值表示。查閱現(xiàn)有文獻(xiàn)，李波等學(xué)者（2011）[19]8在農(nóng)業(yè)碳排放測(cè)算方法上很有典型代表性，并被許多學(xué)者所引用。本文也借鑒其研究方法，利用灌溉、翻耕、農(nóng)用柴油、化肥、農(nóng)用薄膜和農(nóng)藥等數(shù)據(jù)指標(biāo)測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)碳排放量，由于灌溉和翻耕數(shù)據(jù)在年鑒中未有專業(yè)統(tǒng)計(jì)，因此分別用有效灌溉面積和農(nóng)作物播種面積來表示，以上數(shù)據(jù)從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上獲得。農(nóng)業(yè)碳排放總量的具體計(jì)算公式為：

（10）式中，ωi為每類碳源的碳排放系數(shù)，Xi為每類碳源的具體量，E為6種碳源的排放總量。其 中，每一種碳源的碳排放系數(shù)ωi如表1：

表1 農(nóng)業(yè)碳排放源、系數(shù)以及參考來源

2.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效指標(biāo)。本文以各省歷年全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效指標(biāo)，基于超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿模型進(jìn)行分析，計(jì)量模型如下：

其中，Yit表示某省在時(shí)期t的實(shí)際農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（以2000年的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)為基期進(jìn)行折算），Lit表示某省在時(shí)期t的農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)（萬人），Mit表示某省i在時(shí)期t的機(jī)械動(dòng)力數(shù)（萬千瓦時(shí)），F(xiàn)it表示某省i在時(shí)期t的化肥施用量（萬噸），Ait表示某省i在時(shí)期t的農(nóng)作物播種面積（千公頃）。T表示時(shí)間變量，平方項(xiàng)表示要素投入隨時(shí)間變化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響，交叉項(xiàng)表示要素之間的互相影響。V表示服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)，U表示服從截?cái)嗾龖B(tài)分布的技術(shù)無效率非負(fù)隨機(jī)變量，V與U相互獨(dú)立。

3.控制變量。為得到無偏的估計(jì)結(jié)果，對(duì)可能影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的其他因素進(jìn)行了控制。包括：（1）勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)（nr），本文采用農(nóng)業(yè)從業(yè)人員占總從業(yè)人員比重來衡量。這是考慮到農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向二、三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移會(huì)促進(jìn)對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用（周振等，2016）[20]52、對(duì)農(nóng)業(yè)要素的投入有替代關(guān)系（鐘甫寧，2016）[21]36，進(jìn)而會(huì)影響農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度。（2）財(cái)政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)（cr），以農(nóng)林水事務(wù)支出占當(dāng)年財(cái)政支出的比重來衡量。這是考慮到農(nóng)林水事務(wù)的支出主要用于農(nóng)業(yè)水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增收，可能會(huì)影響農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度。（3）勞動(dòng)者素質(zhì)（clr），選取高中以上文化程度農(nóng)村勞動(dòng)力占比來衡量，這是考慮到農(nóng)民的生態(tài)環(huán)保以及利用新技術(shù)節(jié)能減排的意識(shí)會(huì)隨其文化水平的提升而提升。（4）農(nóng)業(yè)集聚程度（asi）,用該省當(dāng)年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在該省GDP比重除以當(dāng)年全國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在全國(guó)GDP比重來衡量，這是考慮到農(nóng)業(yè)的集聚程度越高，表明該省農(nóng)業(yè)比重越大，其農(nóng)業(yè)的碳排放強(qiáng)度也可能隨之增加。

從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知：（1）以農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率來衡量我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的平均水平為0.0376，從其區(qū)域排序來看，西部＞東部＞全國(guó)平均水平＞中部。而且從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的動(dòng)態(tài)演進(jìn)來看，我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)水平為3.1%。（2）我國(guó)農(nóng)業(yè)碳排放量的全國(guó)平均水平為392.90萬噸，從絕對(duì)值的區(qū)域排序來看，中部＞全國(guó)平均水平＞東部和西部。如果從相對(duì)值的區(qū)域排序來看，用農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度來衡量，西部＞中部＞全國(guó)平均水平＞東部。從農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的動(dòng)態(tài)演進(jìn)來看，農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度逐年下降，而從農(nóng)業(yè)碳排放絕對(duì)量上看，農(nóng)業(yè)碳排放量又在逐年上升，可以判斷我國(guó)歷年農(nóng)業(yè)GDP增長(zhǎng)伴以農(nóng)業(yè)碳排放量齊升。（3）我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效和農(nóng)業(yè)碳排放都表現(xiàn)出顯著的空間異質(zhì)性，即較大的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效并不一定就會(huì)導(dǎo)致大量的農(nóng)業(yè)碳排放，反之亦然，而且從農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的散點(diǎn)圖來看，兩者的運(yùn)動(dòng)軌跡并沒有呈現(xiàn)出規(guī)律性的線性曲線，這暗示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響可能不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。因此，很有必要從空間維度來分析和研究?jī)烧唛g的異質(zhì)非線性規(guī)律。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）多重共線性檢驗(yàn)和單位根檢驗(yàn)

為避免多重共線性問題的出現(xiàn)，本文采用方差膨脹因子進(jìn)行驗(yàn)證，得到最大方差膨脹因子VIF=max｛ VIF1,VIF2,……,VIFn｝≤10，表明模型不存在多重共線性問題。同時(shí)，因本文采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，還需在門檻檢驗(yàn)前進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用存在同質(zhì)面板單位根的Levin、Lin&Chui(LLC)檢驗(yàn)方法和存在異質(zhì)面板單位根的PP—Fisher檢驗(yàn)方法的兩種常用檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果表明面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

（二）總體門檻效應(yīng)檢驗(yàn)及回歸結(jié)果

在進(jìn)行面板門限模型回歸前，先利用Hansen（2000）提出的通過“Bootstrap自舉法”，重疊模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量2000次，可以計(jì)算出Bootstrap的P值和F值，以此來判斷是否存在門檻效應(yīng)。由表2可知，單一門檻檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量為20.3，P值為0.005，表示存在一個(gè)門檻值，門檻值為0.0224。其次，進(jìn)行兩個(gè)門檻的檢驗(yàn)，F(xiàn)值為 36.02，P值為0.0005，說明通過了雙門檻檢驗(yàn)，一個(gè)門檻值是0.0224，另一個(gè)門檻值是0.0654。當(dāng)進(jìn)行三門檻值檢驗(yàn)時(shí)，F(xiàn)值為9.27，P值為0.9200不顯著，由此表明這是一個(gè)兩門檻模型。

表2 總體門檻值的檢驗(yàn)

表3 門檻數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

從表3門檻回歸結(jié)果來看：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效與農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度之間的關(guān)系并不是純粹的線性關(guān)系。當(dāng)一個(gè)省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效低于0.0432時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響系數(shù)為-0.0107，且在1%顯著性水平下通過了檢驗(yàn)。當(dāng)一個(gè)省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效位于0.0432—0.0973區(qū)間時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響系數(shù)為-0.3686。當(dāng)一個(gè)省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效高于0.0973時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響系數(shù)為0.0643。由上述結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升有助于抑制農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度上升。

從控制變量的回歸結(jié)果來看：（1）從勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)來看，其對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的回歸系數(shù)顯著為正，這說明農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重上升會(huì)引致農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度提高，這與前面假設(shè)農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)下降會(huì)增加對(duì)機(jī)械等的需求而帶來農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的提高的假設(shè)不一致。這可能與我國(guó)農(nóng)戶中兼業(yè)農(nóng)戶比重較大有關(guān)系，王珊珊（2013）[22]1855對(duì)遼寧稻農(nóng)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)兼業(yè)稻農(nóng)會(huì)有更大的碳排放農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，而且宋博等（2016）[23]468的研究也佐證了農(nóng)戶專業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)低碳化生產(chǎn)有顯著正向影響。（2）財(cái)政支農(nóng)支出比重的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這說明財(cái)政支農(nóng)支出比重的提高會(huì)引致農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的下降。（3）高中以上文化程度勞動(dòng)力占比未通過顯著性檢驗(yàn)，雖不顯著，但其前面的系數(shù)為負(fù)，也說明勞動(dòng)者受教育程度的提高可以有助于農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的降低。（4）農(nóng)業(yè)集聚程度的回歸系數(shù)為負(fù)，這說明農(nóng)業(yè)集聚程度的提高能通過規(guī)模效應(yīng)更合理配置資源，進(jìn)而降低農(nóng)業(yè)的碳排放強(qiáng)度。

（三）門檻效應(yīng)空間異質(zhì)性檢驗(yàn)及回歸結(jié)果

為獲得較有針對(duì)性的研究結(jié)論，本文基于空間異質(zhì)性視角分別對(duì)東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效與農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度之間的關(guān)系進(jìn)行門檻檢驗(yàn)。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效門檻變量都在1%或5%的顯著性水平下通過單門檻、雙門檻檢驗(yàn)，表明三大地區(qū)均存在兩個(gè)門檻值?；貧w結(jié)果如表4所示。

表4 空間異質(zhì)性視角下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的面板門檻模型估計(jì)結(jié)果

1.東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度存在著負(fù)向非線性影響效應(yīng)，這種影響效應(yīng)在不同的門檻值，其影響程度存在差異。主要表現(xiàn)在：當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效低于0.0379時(shí)，其能降低農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度0.0091；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效位于0.0379～0.0502之間時(shí)，其對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的降低變大；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效大于0.0502時(shí)，其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的降低作用變?nèi)?。由此可見，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提高對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的降低具有積極促進(jìn)作用，而且農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)和財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的降低都具有積極作用，但從動(dòng)態(tài)演進(jìn)來看，隨著東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升，其對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的降低作用也遇到瓶頸。

2.中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響也存在顯著的非線性關(guān)系，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響效應(yīng)在不同的門檻值上作用方向相反。具體分析如下：當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效低于0.0221時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升卻會(huì)提升農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效位于0.0221～0.0606時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升能顯著降低農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效大于0.0606時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升又會(huì)增加農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度，呈現(xiàn)出明顯的倒“N”型特征。

3.西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)其碳排放強(qiáng)度的非線性影響主要表現(xiàn)如下：當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效低于0.0547時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升會(huì)增加農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效位于0.0547～0.0895時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升會(huì)顯著降低農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效大于0.0895時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升對(duì)降低農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響效應(yīng)變?nèi)酢?/p>

四、結(jié)論及建議

本文采用中國(guó)2000—2014年31省面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門檻模型分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效與農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度之間存在的非線性關(guān)系，并進(jìn)一步從空間異質(zhì)性視角分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的門檻效應(yīng)及其特征。主要得出以下結(jié)論：一是從實(shí)證結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響呈現(xiàn)非線性關(guān)系，兩者間存在雙門檻效應(yīng)；二是大部分省份的農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度與其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效仍不匹配，即大多數(shù)省份仍未達(dá)到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的最優(yōu)區(qū)間，其對(duì)降低農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響效應(yīng)還較弱；三是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的影響仍存在顯著的空間異質(zhì)門檻效應(yīng)。

針對(duì)本文的研究，提出以下政策：第一，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的提升對(duì)于農(nóng)業(yè)碳排放強(qiáng)度的降低存在正向影響，為中部、西部地區(qū)提供了一定的借鑒參考，即促進(jìn)勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，加大財(cái)政扶持力度，除此之外，中部和西部地區(qū)也應(yīng)提高農(nóng)業(yè)的集聚程度。但因各省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的異質(zhì)性較大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的影響存在較大區(qū)域差異，各省應(yīng)因地制宜，發(fā)揮本省農(nóng)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)，發(fā)展與本地資源環(huán)境相協(xié)調(diào)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目，推動(dòng)農(nóng)業(yè)的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)及集聚發(fā)展，實(shí)現(xiàn)資源要素的科學(xué)合理配置，并實(shí)現(xiàn)向低排放、低投入、高產(chǎn)出的綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展模式轉(zhuǎn)型發(fā)展。第二，從綠色GDP理念出發(fā)，建立一套包括農(nóng)業(yè)碳排放量在內(nèi)的農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)核算指標(biāo)體系，并把對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放量的動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)納入環(huán)保監(jiān)測(cè)之中，實(shí)時(shí)監(jiān)控各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入，用以指導(dǎo)各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的科學(xué)合理經(jīng)濟(jì)使用，第三，加大對(duì)農(nóng)民的生態(tài)環(huán)保的宣傳教育，普及農(nóng)業(yè)科普知識(shí)，培訓(xùn)科技種田方法，采用政策優(yōu)惠或補(bǔ)貼的方法，推廣綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，并以經(jīng)濟(jì)上的適用性和技術(shù)上的先進(jìn)性相結(jié)合的原則研究推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，發(fā)展低碳綠色農(nóng)業(yè)，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)與生態(tài)的和諧。