趙先超，宋麗美

(湖南工業(yè)大學(xué)城市與環(huán)境學(xué)院，湖南 株洲 412007)

近年來，隨著全球變暖和一系列環(huán)境問題的出現(xiàn)，碳排放逐漸成為國內(nèi)外研究熱點(diǎn)。國務(wù)院頒布了一系列“加強(qiáng)節(jié)能減排，實(shí)現(xiàn)低碳發(fā)展”方面的文件，指出實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，大幅減少碳排放是生態(tài)文明建設(shè)的重要內(nèi)容，倡導(dǎo)低碳經(jīng)濟(jì)成為國家可持續(xù)發(fā)展的必由之路。有研究進(jìn)一步指出，農(nóng)業(yè)是人為溫室氣體的第2大排放源，占溫室氣體排放總量的13.5%。農(nóng)業(yè)碳排放占全國CO2排放總量的17%，其中，農(nóng)業(yè)排放的CH4和NO2分別占全國總量的50%和92%[1]。從湖南省來看，1961—2010年，湖南省年平均氣溫增暖趨勢較顯著，其年平均氣溫存在明顯上升趨勢，上升速率為0.153 ℃·(10 a)-1[2]。在此背景下，削減區(qū)域碳排放，謀求區(qū)域低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展，以及從農(nóng)業(yè)碳排放角度開展碳排放研究，全面了解人類活動對碳排放的影響機(jī)制，引導(dǎo)區(qū)域低碳經(jīng)濟(jì)與城市低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展等問題已經(jīng)引起各國政府和學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注。隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展，為提高生產(chǎn)效率，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的機(jī)械投入比例越來越大，農(nóng)業(yè)耗電、耗能隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大而不斷增加。深入研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，尤其是農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜、農(nóng)業(yè)機(jī)械等主要碳源投入導(dǎo)致的碳排放量以及碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤關(guān)系對于了解區(qū)域碳排放狀況和促進(jìn)區(qū)域農(nóng)業(yè)碳減排具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

從整體上看，國內(nèi)外碳排放相關(guān)研究成果主要集中在碳排放的構(gòu)成[3-4]、農(nóng)田生態(tài)系統(tǒng)碳足跡、碳源/匯，以及碳排放的發(fā)展趨勢[5]、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系[6-7]、農(nóng)業(yè)碳排放的測算和時(shí)空差異[8-10]等方面。國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)業(yè)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的脫鉤關(guān)系展開了富有成效的研究，如田云等[9-10]對全國和湖北省碳排放與經(jīng)濟(jì)脫鉤關(guān)系的研究，李琦等[11]對安徽省、張小平等[12]對甘肅省、李立等[13]對黃淮海平原等地區(qū)的研究。

湖南省作為中部地區(qū)一個(gè)典型的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)碳排放相關(guān)研究成果較少，尤其是農(nóng)業(yè)碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的互動關(guān)系研究鮮見。筆者以此為切入點(diǎn)，選取湖南省1999—2014年農(nóng)地利用碳排放數(shù)據(jù)，研究并測算湖南省農(nóng)地利用碳排放量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤關(guān)系，并利用環(huán)境庫茲涅茨曲線(environmental Kuznets curve,EKC)模型對農(nóng)地利用碳排放與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。這對于了解新時(shí)期湖南省農(nóng)業(yè)碳排放情況及區(qū)域碳排放總量控制具有重要的戰(zhàn)略意義。

1 研究區(qū)概況

湖南省位于中國中南部，長江中游以南，東臨江西，西接重慶、貴州，南毗廣東、廣西，北連湖北，地處北緯24°38′～30°08′，東經(jīng)108°47′～114°15′，東西寬667 km，南北長774 km，土地總面積為211 829 km2，占全國土地總面積的2.21%。湖南省是全國重要的糧食生產(chǎn)基地，主要農(nóng)副產(chǎn)品如糧食、棉花、油料、苧麻、烤煙以及豬肉等產(chǎn)量均位居全國前列。2015年湖南農(nóng)林牧漁業(yè)實(shí)現(xiàn)總產(chǎn)值5 630.75億元，其中，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為3 043.52億元，占總產(chǎn)值的54%。湖南農(nóng)業(yè)長期依賴“高肥、重藥、大水”，2015年全省化肥使用量、農(nóng)藥使用量較2010年分別增長1.8%和3.0%。前期研究表明湖南省農(nóng)地利用碳排放總量由1999年的317.40萬t增加到2014年的446.99萬t，增長40.83%，年平均增速為2.55%。湖南省各地區(qū)農(nóng)地利用碳排放量差異明顯，碳排放水平與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相一致，以第一產(chǎn)業(yè)為主的岳陽、常德、衡陽地區(qū)農(nóng)地利用碳排放量相應(yīng)大，而以發(fā)展工業(yè)為主的株洲，發(fā)展旅游業(yè)的張家界、湘西州等地區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較小，農(nóng)地利用碳排放量也較低[14]。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

湖南省農(nóng)地利用碳排放測算和分析數(shù)據(jù)主要來源于《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》(2000—2015年)和《湖南農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》(2015年)。其中，農(nóng)地利用碳排放量測算選取各市2010和2014年化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)業(yè)灌溉、農(nóng)業(yè)翻耕和柴油6類農(nóng)資投入數(shù)據(jù)。碳排放強(qiáng)度(耕種1 hm2農(nóng)地所投入的生產(chǎn)要素產(chǎn)生的碳排放量)測算數(shù)據(jù)來自湖南省1999—2014年年末實(shí)有耕地面積(湖南省2006年部分農(nóng)資投入數(shù)據(jù)缺失，通過數(shù)據(jù)擬合得出)。

主要采用Excel 2003軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和簡單的匯總、排序，采用Eviews 6.0軟件對農(nóng)地利用碳排放量和碳排放強(qiáng)度與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的關(guān)系進(jìn)行分析和檢驗(yàn)，采用SPSS 19.0軟件對3個(gè)要素的關(guān)系進(jìn)行線性回歸擬合。

2.2 農(nóng)地利用碳排放量的測算方法

根據(jù)相關(guān)研究成果[8-10]，農(nóng)業(yè)碳排放主要來自于化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、灌溉、機(jī)械、翻耕等主要能源與物資投入所產(chǎn)生的碳排放，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中主要的人為農(nóng)田經(jīng)營生產(chǎn)投入行為所導(dǎo)致的直接或間接碳排放為主要碳源類型，農(nóng)地利用碳排放估算公式如下：

E=Ef+Ep+Em+Ei+Et+Es。

(1)

式(1)中，E為農(nóng)地利用碳排放量，萬t；Ef為化肥生產(chǎn)和使用過程中導(dǎo)致的碳排放量，萬t；Ep為農(nóng)藥生產(chǎn)和使用過程中導(dǎo)致的碳排放量，萬t；Em為農(nóng)膜生產(chǎn)和使用過程中產(chǎn)生的碳排放量，萬t；Ei為農(nóng)業(yè)灌溉過程中間接消耗能源所產(chǎn)生的碳排放量，萬t；Et為農(nóng)業(yè)翻耕破壞土壤有機(jī)碳庫所產(chǎn)生的碳排放量，萬t；Es為農(nóng)業(yè)機(jī)械使用柴油直接或間接產(chǎn)生的碳排放量，萬t。各類農(nóng)地利用碳排放量計(jì)算公式如下：

Ef=Gf×a，

(2)

Ep=Gp×b，

(3)

Em=Gm×c，

(4)

Ei=Ai×d，

(5)

Et=At×e，

(6)

Es=Gs×f。

(7)

式(2)～(7)中，Gf為化肥施用量，萬t；Gp為農(nóng)藥使用量，萬t；Gm為農(nóng)膜使用量，萬t；Ai為灌溉面積，103hm2；At為農(nóng)業(yè)翻耕面積，萬hm2；Gs為農(nóng)業(yè)柴油用量，t；a=0.895 6 kg·kg-1；b=4.934 1 kg·kg-1；c=5.18 kg·kg-1；d=266.48 kg·hm-2；e=312.6 kg·hm-2；f=0.592 7 kg·kg-1。各碳源的碳排放系數(shù)(a、b、c、d、e、f)主要參考聯(lián)合國氣候變化政府間專家委員會(Intergovernmental Panel on Climate Change，IPCC)和國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)成果[11-13]確定。

2.3 脫鉤彈性計(jì)算

脫鉤彈性又稱為碳排放彈性，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化的幅度導(dǎo)致農(nóng)業(yè)碳排放改變程度的比值，反映農(nóng)業(yè)碳排放變化對于經(jīng)濟(jì)變化的敏感程度。脫鉤彈性計(jì)算公式為

(8)

式(8)中，e為農(nóng)業(yè)碳排放與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤彈性指數(shù)；ΔC/C為研究期內(nèi)碳排放量變化率；ΔG/G為研究期內(nèi)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化率，即農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率。參考Tapio脫鉤指數(shù)[15-16]相關(guān)研究成果，根據(jù)彈性指數(shù)大小可將農(nóng)業(yè)碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的脫鉤關(guān)系劃分為3大類8小類。同時(shí)，為了解讀脫鉤彈性指數(shù)的細(xì)微變化，Tapio脫鉤彈性指數(shù)在1左右的20%范圍內(nèi)浮動，以0、0.8和1.2作為臨界值，具體劃分標(biāo)準(zhǔn)見表1。

表1Tapio脫鉤關(guān)系評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)

Table1IndexofdecouplingrelationinTapiomodel

脫鉤關(guān)系大類小類ΔC/CΔG/G彈性指數(shù)e脫鉤弱脫鉤>0>00≤e<0.8強(qiáng)脫鉤<0>0e<0衰退脫鉤<0<0e>1.2連接擴(kuò)張連接>0>00.8≤e≤1.2衰退連接<0<00.8≤e≤1.2負(fù)脫鉤擴(kuò)張負(fù)脫鉤>0>0e>1.2強(qiáng)負(fù)脫鉤>0<0e<0弱負(fù)脫鉤<0<00≤e<0.8

2.4 農(nóng)地利用碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

根據(jù)EKC相關(guān)理論[17]，構(gòu)建農(nóng)業(yè)碳排放的EKC模型。首先對要進(jìn)行回歸分析的時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，確定2個(gè)變量之間存在協(xié)整性關(guān)系，即它們在變化過程中存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。進(jìn)一步分析農(nóng)地利用碳排放量、碳排放強(qiáng)度與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)之間的關(guān)系，得到回歸方程，再根據(jù)方程中相應(yīng)的F值和t值判斷回歸模型的擬合情況和顯著水平。分別以農(nóng)地利用碳排放量、碳排放強(qiáng)度作為因變量，以人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值作為自變量，參考已有研究成果中普遍運(yùn)用的簡約式回歸方程(對數(shù)形式)進(jìn)行模擬[7,18]。模擬變量關(guān)系的模型如下：

lnyi=a+b1lnxi+b2(lnxi)2+

b3(lnxi)3+ei。

(9)

式(9)中，yi為第i年農(nóng)地利用碳排放量(萬t)或碳排放強(qiáng)度(kg·hm-2)；xi為第i年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平即人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，萬元·人-1；a為截距項(xiàng)，表示其他因素的影響；ei為隨機(jī)誤差項(xiàng)。不同的bi有不同的含義：當(dāng)b3≠0時(shí)，表示農(nóng)地利用碳排放量與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值存在“N”型或倒“N”型曲線關(guān)系；當(dāng)b3=0且b2≠0時(shí)，表示農(nóng)地利用碳排放量與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值存在“U”型或倒“U”型曲線關(guān)系；當(dāng)b3=0,b2=0且b1≠0時(shí)，表示農(nóng)地利用碳排放量與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值存在線性關(guān)系或?qū)?shù)關(guān)系。

3 結(jié)果與分析

3.1 湖南省農(nóng)地利用脫鉤關(guān)系分析

根據(jù)式(1)和式(8)，測算得出1999—2014年湖南省農(nóng)地利用碳排放量結(jié)果(表2)以及1999—2014年湖南省農(nóng)地利用碳排放與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的脫鉤彈性關(guān)系(表3)，主要脫鉤類型為擴(kuò)張負(fù)脫鉤、弱脫鉤和弱負(fù)脫鉤3種。

表21999—2014年湖南省農(nóng)地利用碳排放和碳排放強(qiáng)度

Table2Theamountsandintensityofcarbonemissionfromagriculturalactivitiesduringtheperiodsof1999-2014inHunanProvince

年份碳排放總量/萬t碳排放強(qiáng)度/(kg·hm-2)1999317.40987.792000323.23824.232001327.74837.652002331.21851.222003341.62891.102004367.75963.592005377.55989.402006381.731 007.832007389.501 027.982008396.841 047.242009408.94988.962010416.361 006.312011425.891 029.292012443.851 070.492013437.771 054.942014446.991 076.26

由表3可知，1999—2014年湖南省農(nóng)業(yè)碳排放與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤關(guān)系主要是弱脫鉤，然后是擴(kuò)張負(fù)脫鉤，僅出現(xiàn)一次弱負(fù)脫鉤，說明研究期內(nèi)湖南省農(nóng)業(yè)碳排放增長速率與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長速率存在差異，且多數(shù)時(shí)段碳排放增長速率小于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長速率，狀態(tài)良好。研究期內(nèi)湖南省農(nóng)地利用碳排放與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的脫鉤彈性指數(shù)變化呈現(xiàn)“快速增長—快速下降—平穩(wěn)增長”的三階段特征。

表31999—2014年湖南省農(nóng)地利用碳排放與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的脫鉤關(guān)系

Table3Decouplingrelationshipbetweenthecarbonemissionfromagriculturallanduseandagriculturaleconomyduringtheperiodsof1999-2014inHunanProvince

時(shí)段ΔC/CΔG/G彈性指數(shù)脫鉤關(guān)系1999—2000年0.018 40.014 61.260 3擴(kuò)張負(fù)脫鉤2000—2001年0.014 00.050 30.278 3弱脫鉤2001—2002年0.010 60.001 47.571 4擴(kuò)張負(fù)脫鉤2002—2003年0.031 40.007 54.186 7擴(kuò)張負(fù)脫鉤2003—2004年0.076 50.301 30.253 9弱脫鉤2004—2005年0.026 60.084 30.315 5弱脫鉤2005—2006年0.011 10.080 00.138 8弱脫鉤2006—2007年0.020 40.214 60.095 1弱脫鉤2007—2008年0.018 80.163 90.114 7弱脫鉤2008—2009年0.030 50.103 50.294 7弱脫鉤2009—2010年0.018 1 0.289 90.062 4弱脫鉤2010—2011年0.022 90.161 30.142 0弱脫鉤2011—2012年0.042 20.108 70.388 2弱脫鉤2012—2013年-0.013 7-0.352 60.038 9弱負(fù)脫鉤2013—2014年0.021 10.680 30.031 0弱脫鉤

ΔC/C為研究期內(nèi)碳排放量變化率，ΔG/G為研究期內(nèi)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化率。

1999—2002年為第一階段，脫鉤關(guān)系主要為擴(kuò)張負(fù)脫鉤，說明農(nóng)地利用碳排放增長速率大于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長速率，碳排放呈現(xiàn)快速增長趨勢。從湖南省農(nóng)業(yè)發(fā)展實(shí)踐來看，20世紀(jì)90年代湖南省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)落后，從政府到農(nóng)民的農(nóng)業(yè)碳減排意識都較薄弱，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中以提高產(chǎn)量為主要目標(biāo)，大量使用柴油機(jī)械和化肥，而這2項(xiàng)作為主要碳源可能是碳排放量增加的原因。

2002—2004年為第二階段，彈性指數(shù)由7.571 4 降到0.253 9，脫鉤關(guān)系轉(zhuǎn)好，開始轉(zhuǎn)變?yōu)槿趺撱^，說明農(nóng)業(yè)碳排放增速開始小于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增速，農(nóng)業(yè)碳排放速率減緩。由于2002年之后湖南各地認(rèn)真貫徹落實(shí)中央1號文件和中央農(nóng)村工作會議精神，落實(shí)各項(xiàng)強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，加大科技備耕力度，對農(nóng)民實(shí)施科技培訓(xùn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)逐漸科學(xué)化。這一階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)藥化肥和柴油機(jī)械使用量都有所減少，這也從碳源上減少了碳排放量。

2004—2014年為第三階段，脫鉤狀態(tài)一直以弱脫鉤為主，農(nóng)業(yè)碳排放量隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提高不斷增加，但碳排放增速始終小于經(jīng)濟(jì)增速，狀態(tài)良好；期間只有2012—2013年農(nóng)業(yè)碳排放量和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)均出現(xiàn)回落，呈現(xiàn)弱負(fù)脫鉤狀態(tài)，這是由于當(dāng)年災(zāi)害性天氣較頻繁，勞動力資源下降，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出受損嚴(yán)重，所以農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增速放緩。總體來看，2004年之后，湖南省農(nóng)業(yè)碳減排效應(yīng)良好，農(nóng)業(yè)碳排放變化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展基本保持一致，呈現(xiàn)長期穩(wěn)定的脫鉤狀態(tài)。

基于以上脫鉤狀態(tài)分析可知，湖南省在改善農(nóng)地利用碳排放脫鉤狀態(tài)中應(yīng)該協(xié)調(diào)處理農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)地利用碳排放的關(guān)系：(1)合理調(diào)整農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入的矛盾，提高農(nóng)資使用效率，創(chuàng)新使用農(nóng)業(yè)節(jié)能技術(shù)，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的各個(gè)環(huán)節(jié)減少碳排放；(2)積極推廣低碳農(nóng)業(yè)試點(diǎn)，加強(qiáng)低碳農(nóng)業(yè)科學(xué)研究力度，在低碳排放地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)碳減排的科學(xué)研究和試驗(yàn)；(3)在人工降低碳排放量的同時(shí)也充分利用自然減碳，主要是加強(qiáng)森林、牧草地的碳吸收功能，大力開展植樹造林活動，增加林地、牧草地面積。

3.2 農(nóng)地利用碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系分析

根據(jù)式(8)，應(yīng)用Eviews 6.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析之前，為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，分別對農(nóng)地利用碳排放量(Y1)和碳排放強(qiáng)度(Y2)與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值(X)數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，分別記為lny1、lny2和lnx。為避免非平穩(wěn)時(shí)間序列在回歸分析時(shí)出現(xiàn)“偽回歸”的情況，在進(jìn)行協(xié)整性分析之前采用Eviews 6.0軟件對所研究的3個(gè)分析序列分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表43個(gè)分析序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

Table4Unitroottestinthreegroups

變量檢驗(yàn)形式單位根檢驗(yàn)值10%臨界值P值結(jié)論ln x(c,t,0)-0.367 1-2.690 40.890 4不平穩(wěn)d ln x(c,t,1)-4.948 5-2.690 40.001 9平穩(wěn)ln y1(c,t,0)-0.804 5-2.681 30.788 4不平穩(wěn)d ln y1(c,t,1)-3.491 6-2.690 40.025 1平穩(wěn)ln y2(c,t,0)-1.008 3-2.681 30.721 5不平穩(wěn)d ln y2(c,t,1)-6.814 0-2.690 40.000 1平穩(wěn)

d表示一階差分，(c,t,k)表示單位根檢驗(yàn)中是否包含常數(shù)項(xiàng)c、時(shí)間趨勢項(xiàng)t和滯后階數(shù)k。

單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量X和Y1、Y2均需經(jīng)過一階差分才變成平穩(wěn)序列，說明d lnx、d lny1和d lny2均為一階單整序列，可以進(jìn)行協(xié)整分析。根據(jù)式(9)對X分別與Y1和Y2進(jìn)行對數(shù)線性回歸分析，結(jié)果見表5。

由表5可知，人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值分別與農(nóng)地利用碳排放量和碳排放強(qiáng)度之間的長期趨勢方程為lny1=6.019 1+0.183 7×lnx和lny2=6.930 4+0.115 1×lnx。2個(gè)回歸方程擬合較好，回歸系數(shù)顯著，可以得出湖南省農(nóng)地利用碳排放量、碳排放強(qiáng)度與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值關(guān)系曲線均為對數(shù)函數(shù)曲線(圖1～2)。

表5碳排放量(Y1)和碳排放強(qiáng)度(Y2)分別與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值之間的對數(shù)線性回歸結(jié)果

Table5Logarithmicfittingbetweentheamounts,intensityofcarbonemissionwiththeagriculturaleconomy

變量截距項(xiàng)系數(shù)R2F值DW值P值Y16.019 10.183 70.948 2256.263 51.220 5<0.000 1Y26.930 40.115 10.678 129.488 31.181 50.000 1

DW檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)隨機(jī)誤差項(xiàng)具有一階自回歸形式的序列相關(guān)問題，DW值也就是自相關(guān)檢驗(yàn)值。

圖1 湖南省農(nóng)地利用碳排放量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)關(guān)系曲線Fig. 1 The relationship between the carbon emission from agricultural land use and agricultural economy in Hunan Province

圖2 湖南省農(nóng)地利用碳排放強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)關(guān)系曲線Fig. 2 The relationship between the intensity of carbon emission and agricultural economy in Hunan Province

由圖1～2可知，湖南省農(nóng)業(yè)碳排放量、碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一致，均隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平的提高呈現(xiàn)上升趨勢，在研究期內(nèi)未出現(xiàn)下降的拐點(diǎn)。數(shù)據(jù)也顯示，湖南省1999—2014年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值從624.7億元增加到2 884.73億元，年均增長率為10.74%。同時(shí)，農(nóng)地利用碳排放量也從317.40萬t增加到446.99萬t，年均增長率為2.25%。另外，基于平均迪氏指數(shù)法(logarithmic mean Divisia index，LMDI)模型的湖南省農(nóng)地利用碳排放影響因素分解計(jì)算結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平是湖南省農(nóng)業(yè)碳排放量增加的最主要因素，1999—2014年，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平對湖南省農(nóng)業(yè)碳排放貢獻(xiàn)量累計(jì)達(dá)624.27萬t[14]。這說明當(dāng)前湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)也增加了對農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜等農(nóng)業(yè)資源的投入，同時(shí)增加了農(nóng)地利用碳排放量?？梢姡鲜‖F(xiàn)階段農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長方式仍然以粗放型為主，存在著農(nóng)業(yè)投入要素未能充分有效利用、農(nóng)資投入對環(huán)境影響較大和農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力不高等問題。但是從湖南省城鎮(zhèn)化率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀來看，作為一個(gè)關(guān)乎國計(jì)民生的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)依舊會在未來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中占較大比例，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加是必然的，農(nóng)業(yè)碳排放仍然會上升。從這個(gè)意義上講，湖南省未來農(nóng)地利用碳減排壓力巨大，且需要從提高農(nóng)資利用率、推廣低碳農(nóng)業(yè)技術(shù)方面做大量工作。

4 結(jié)論

1999—2014年湖南省農(nóng)地利用碳排放與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的脫鉤關(guān)系主要表現(xiàn)為擴(kuò)張負(fù)脫鉤、弱脫鉤和弱負(fù)脫鉤3種，農(nóng)地利用脫鉤彈性指數(shù)整體變化呈現(xiàn)“快速增長—快速下降—平穩(wěn)增長”的三階段特征。以2004年為界限，2004年之前兩者關(guān)系以負(fù)脫鉤為主，碳排放增速要大于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增速，農(nóng)地利用碳減排效果不明顯；2004年以后呈現(xiàn)較長時(shí)期的脫鉤狀態(tài)，農(nóng)地利用碳排放速率減緩，增速始終小于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增速，農(nóng)地利用碳減排成果顯著。

農(nóng)地利用碳排放與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系分析結(jié)果顯示，湖南省農(nóng)地利用碳排放量、碳排放強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系曲線均為對數(shù)函數(shù)曲線。農(nóng)地利用碳排放量、碳排放強(qiáng)度均隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長連續(xù)增長，說明當(dāng)前湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長不會自發(fā)導(dǎo)致碳排放量和碳排放強(qiáng)度下降，仍然以粗放型為主。湖南省需要實(shí)施合理有效的措施控制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中產(chǎn)生的碳排放量，人為調(diào)控碳排放量的增長趨勢。

目前應(yīng)該正確認(rèn)識湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)地利用碳排放之間相互影響的關(guān)系，不能盲目追求農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而忽略碳排放量持續(xù)增加的客觀事實(shí)，應(yīng)該不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，協(xié)調(diào)處理農(nóng)業(yè)脫鉤關(guān)系。因此，探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的碳減排技術(shù)，從源頭減少碳排放，制定農(nóng)地利用碳減排政策顯得格外重要。