邵紅嶺，崔玉姝，楊 晴，路 劍

(1.河北農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院,河北 保定 071000；2.河北農(nóng)業(yè)大學 文管系,河北 滄州 061100)

畜牧業(yè)是全球溫室氣體的重要排放源，肉類是碳密集型產(chǎn)品。生豬供應鏈碳排放強度相對較低[1]，但由于中國是生豬生產(chǎn)大國，同時也是豬肉消費大國，生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量不容忽視。生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量受多種因素的影響，在當前國內(nèi)豬肉價格高位運行的情況下，豬肉價格的波動是否會影響到生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量以及影響程度多大成為人們關注的一個問題。

關于生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的測算，現(xiàn)有文獻主要采用的是排放因子法[2-4]，主要借助政府間氣候變化專門委員會(IPCC)提供的碳排放系數(shù)和方法對生豬養(yǎng)殖業(yè)甲烷排放量進行測算，而利用聯(lián)合國糧農(nóng)組織公布的中國氧化亞氮排放量而計算的氧化亞氮排放系數(shù)與生豬年均飼養(yǎng)量測算生豬養(yǎng)殖業(yè)氧化亞氮排放量。生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量受多種因素影響，如現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平、豬肉消費、對外貿(mào)易和公路密度等對生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放具有促進作用，而經(jīng)濟效率、農(nóng)村勞動力價格、政府環(huán)保管制以及能源利用效率則具有抑制作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構和技術水平也存在不同程度的影響[5-7]。此外，生豬養(yǎng)殖工藝方式及不同養(yǎng)殖環(huán)節(jié)對生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量具有不同程度的影響，如研究發(fā)現(xiàn)兩點式生產(chǎn)工藝在生豬生產(chǎn)中的應用有利于種養(yǎng)結(jié)合和減輕環(huán)保壓力[8]；有機養(yǎng)豬系統(tǒng)的溫室氣體排放低于傳統(tǒng)養(yǎng)豬模式[9]；生物發(fā)酵床養(yǎng)殖模式是低碳氮生豬養(yǎng)殖模式[10]；豬舍的建造、飼料的生產(chǎn)和配置、生豬品種的選擇等對生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排量產(chǎn)生直接影響[11]；不同的糞便管理方式對畜禽溫室氣體排放有不同影響等[12]。而關于價格對碳排放的影響，現(xiàn)有研究更多集中于能源領域，如能源價格波動對碳排放的影響[13-14]，煤炭價格對碳排放的影響等[15]，現(xiàn)有文獻鮮有關于豬肉價格對生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放影響的研究。

生豬運銷流通環(huán)節(jié)多，使得豬肉價格的形成機制較復雜。中國豬肉價格的形成和發(fā)展過程經(jīng)歷了建國初期的自由價格階段、20世紀50年代中期到70年代末計劃價格為主階段、70年代末至90年代初由指令性價格變?yōu)橹笇詢r格階段以及1992年至今的豬肉價格市場調(diào)節(jié)階段。當前市場化的豬肉價格有漲有落，引導資源的合理配置。生豬生產(chǎn)符合蛛網(wǎng)模型，即本期產(chǎn)量決定本期價格，而本期價格決定下期產(chǎn)量，進而影響生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量。

在上述研究的基礎上，對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量進行測算，進而利用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗進一步實證分析國內(nèi)豬肉價格和進口豬肉價格對生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的影響，以期對生豬養(yǎng)殖業(yè)溫室氣體減排及可持續(xù)發(fā)展提供理論依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的測算方法 《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》表明，生豬養(yǎng)殖碳排放主要源于生豬腸道發(fā)酵的甲烷排放和糞便管理過程中的甲烷和氧化亞氮排放[16]。通過對生豬養(yǎng)殖甲烷和氧化亞氮排放量的測算，進一步折算成碳排放量。具體測算參考和借鑒2006年IPCC清單指南以及姚成勝等[2]和汪愛娥等[3]的方法，將生豬飼養(yǎng)數(shù)量乘以適當?shù)呐欧乓蜃庸浪慵淄楹脱趸瘉喌呐欧帕?，再利用甲烷和氧化亞氮與碳之間的轉(zhuǎn)換系數(shù)進行碳排放量的測算。具體如下：

(1)

其中：N是生豬年平均飼養(yǎng)量，Dalive是生豬生長天數(shù)，取不同養(yǎng)殖規(guī)模的生豬飼養(yǎng)天數(shù)的平均值，NA為年生豬出欄量。

V1=EF1·N

(2)

V2=EF2·N

(3)

V3=EF3·N

(4)

其中：V1、V2、V3分別代表生豬腸道發(fā)酵甲烷的排放量、生豬糞便管理過程中甲烷的排放量和氧化亞氮的排放量；EF1、EF2、EF3分別代表生豬腸道發(fā)酵甲烷的排放因子、生豬糞便管理過程中甲烷的排放因子和氧化亞氮的排放因子，取值分別為1.0 kg·head-1·a-1、3.5 kg·head-1·a-1、0.53 kg·head-1·a-1。

C=6.8182(V1+V2)+81.2727V3

(5)

其中：C為生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量。1 t甲烷產(chǎn)生的溫室效應相當于6.8182 t碳產(chǎn)生的溫室效應，1 t氧化亞氮產(chǎn)生的溫室效應相當于81.2727 t碳產(chǎn)生的溫室效應，因此將上述甲烷和氧化亞氮的排放量進行折算，得到生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量。

1.1.2 協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗

1.1.2.1 協(xié)整分析 多個非平穩(wěn)經(jīng)濟變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，即變量之間存在長期均衡關系，協(xié)整是對這種均衡關系性質(zhì)的統(tǒng)計表示。在短期內(nèi)，這些變量可能會暫時偏離長期均衡點，隨著時間的推移，還將會回到均衡狀態(tài)。

進行協(xié)整分析，首先采用較常用的ADF檢驗法對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。其次采用Engle-Granger兩步法檢驗兩個同階單整的時間序列變量之間是否存在協(xié)整關系，即用OLS方法對回歸方程進行估計，得到殘差序列。再對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，若殘差序列平穩(wěn)，則兩個同階單整的時間序列存在協(xié)整關系。再次將協(xié)整方程中各變量以一階差分形式重新構造，并將其殘差序列作為解釋變量引入，建立誤差修正模型，以估計誤差修正機制對某些變量偏離長期均衡點的短期調(diào)整[17]。

1.1.2.2 格蘭杰因果檢驗 如協(xié)整檢驗結(jié)果表明兩個時間序列存在長期均衡關系，但這種關系是不是構成因果關系還需進一步驗證。格蘭杰因果檢驗可以用來判斷兩個變量間是否具有統(tǒng)計學意義上的因果關系。一時間序列變量xt對另一時間序列變量yt存在格蘭杰非因果性的零假設是H0:α1=α2=…=αk=0，如果接受該零假設，就說明xt不是yt的格蘭杰原因，反之xt是yt的格蘭杰原因。該檢驗用F統(tǒng)計量完成，如果F值大于臨界值，就拒絕原假設，說明變量之間存在格蘭杰因果關系；反之接受原假設，說明不存在格蘭杰因果關系[18]。

1.2 變量的選取與數(shù)據(jù)來源及處理

選取變量生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排量(C)、國內(nèi)豬肉價格(PD)和豬肉進口價格(PI)，以2001年至2018年的各年度數(shù)據(jù)為分析數(shù)據(jù)。生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排量(C)數(shù)據(jù)根據(jù)上文生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的測算方法測算所得，其中生豬飼養(yǎng)天數(shù)的數(shù)據(jù)來源于各年度的《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》[19]，生豬出欄量數(shù)據(jù)來源于2019年《中國統(tǒng)計年鑒》[20]。將去皮帶骨豬肉月度價格數(shù)據(jù)按算術平均計算獲得年度數(shù)據(jù)作為國內(nèi)豬肉價格(PD)，數(shù)據(jù)來源于中國畜牧業(yè)信息網(wǎng)。用中國鮮、冷、凍豬肉(HS編碼前四位為0203)的進口額與進口量之比作為豬肉進口價格(PI)，數(shù)據(jù)來源于UNcomtrade數(shù)據(jù)庫，為了消除匯率的影響，用人民幣匯率年平均價將以美元表示的豬肉進口價格折算為以人民幣表示，人民幣匯率年平均價數(shù)據(jù)來源于2019年《中國統(tǒng)計年鑒》[20]。在不改變時間序列性質(zhì)和相互關系的情況下，為了消除數(shù)據(jù)中的異方差，對上述3個變量取對數(shù)，即LNC、LNPD和LNPI。

2 結(jié)果與分析

2.1 中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量變化

利用公式(1)～(5)對2001年至2018年中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量進行計算，具體計算結(jié)果如表1所示。可以看出自2001年以來，中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量整體呈上升趨勢。2007年由于高致病性藍耳病疫情在全國蔓延，生豬出欄量下降幅度較大，與2006年相比，2007年生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量下降幅度也較大。2014年達到研究期內(nèi)的最高值，但此后受2015年行業(yè)虧損、政府加大養(yǎng)殖環(huán)保監(jiān)管力度的影響，大量生豬散養(yǎng)戶不斷退出以及2018年的非洲豬瘟等影響，生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量呈下降趨勢。

表1 2001至2018年中國生豬養(yǎng)殖碳排放量Table 1 Carbon emissions from pig breeding in China from 2001 to 2018 ×104 t

2.2 各變量平穩(wěn)性檢驗

經(jīng)濟變量序列的不平穩(wěn)容易產(chǎn)生偽回歸問題，因此在進行協(xié)整分析之前先對變量進行單位根檢驗，以確定各變量的平穩(wěn)性及單整階數(shù)。本文采用ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。結(jié)果表明在5%的顯著性水平下，LNC、LNPD和LNPI的ADF統(tǒng)計量的值大于臨界值，不能拒絕原假設，即序列存在單位根，均是非平穩(wěn)的時間序列。再進一步對非平穩(wěn)序列進行一階差分后的單位根檢驗，結(jié)果表明在5%的顯著性水平下，△LNC、△LNPD和△LNPI的ADF統(tǒng)計量的值均小于臨界值，拒絕原假設，即序列不存在單位根，均是平穩(wěn)序列，且為一階單整。

表2 變量的單位根檢驗結(jié)果Table 2 Results of unit root test of variables

2.3 協(xié)整檢驗

采用Engle-Granger兩步法對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與國內(nèi)豬肉價格、中國豬肉進口價格分別進行協(xié)整分析。

2.3.1 中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與國內(nèi)豬肉價格的協(xié)整分析 以中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量(LNC)為被解釋變量，以國內(nèi)豬肉價格(LNPD)為解釋變量，用OLS方法估計回歸模型，從而得到殘差序列。估計的回歸模型為：LNCt=0.238722LNPDt+16.08650+et1

(6)

(5.360587)***(123.2224)***

(6)式中解釋變量系數(shù)和常數(shù)項均在1%的顯著水平下通過檢驗。對(6)式中的殘差et1進行無趨勢項和去截距項的ADF檢驗，結(jié)果如表3所示。可以看出在5%的顯著性水平下，拒絕原假設，殘差序列平穩(wěn)，這說明中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與國內(nèi)豬肉價格之間存在長期均衡關系。由(6)式可見，兩者存在長期正向均衡關系，中國國內(nèi)豬肉價格每增長1%，中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量會增長0.24%。究其原因，國內(nèi)豬肉價格波動對生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放的影響主要是通過引起豬肉生產(chǎn)者行為變化而實現(xiàn)。雖然中國生豬規(guī)模化養(yǎng)殖的程度不斷提升，但中國散養(yǎng)生豬歷史悠久，散養(yǎng)及小規(guī)模養(yǎng)殖仍占較大比重。散養(yǎng)戶投資規(guī)模小，市場競爭力有限，其生產(chǎn)行為對價格較敏感。當國內(nèi)豬肉價格較高時，散養(yǎng)戶養(yǎng)殖積極性升高，大幅補欄，擴大養(yǎng)殖規(guī)模；當國內(nèi)豬肉價格較低，甚至跌至行業(yè)平均養(yǎng)殖成本之下時，散養(yǎng)戶會大幅減欄，縮小養(yǎng)殖規(guī)模，調(diào)整養(yǎng)殖結(jié)構，甚至退出生豬養(yǎng)殖行業(yè)。而生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與生豬養(yǎng)殖規(guī)模密切相關，在其他條件不變的情況下，兩者呈正向變化關系。生豬養(yǎng)殖規(guī)模大，其碳排放量就多；生豬養(yǎng)殖規(guī)模小，其碳排放量就少。

表3 殘差的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果Table 3 Results of stationarity test of residual error

2.3.2 中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與中國豬肉進口價格的協(xié)整分析 以中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量(LNC)為被解釋變量，以中國豬肉進口價格(LNPI)為解釋變量，用OLS方法估計回歸模型，從而得到殘差序列。估計的回歸模型為：LNCt=0.213724LNDIt+16.32243+et2

(7)

(5.016176)***(175.6973)***

(7)式中解釋變量系數(shù)和常數(shù)項均在1%的顯著水平下通過檢驗。對(7)式中的殘差et2進行無趨勢項和去截距項的ADF檢驗，結(jié)果如表4所示?？梢钥闯鲈?%的顯著性水平下，拒絕原假設，殘差序列平穩(wěn)，這說明中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與中國豬肉進口價格之間存在長期均衡關系。由(7)式可見，兩者存在長期正向均衡關系，中國豬肉進口價格每增長1%，中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量會增長0.21%。究其原因，豬肉進口價格的變化，影響豬肉的進口量，進而影響國內(nèi)生豬養(yǎng)殖規(guī)模和碳排放量。如豬肉進口價格越高，豬肉進口量減少，在國內(nèi)豬肉需求一定的情況下，國內(nèi)生豬生產(chǎn)者就會擴大養(yǎng)殖規(guī)模，促使碳排放量增加。反之豬肉進口價格下降，進口量增加，在國內(nèi)豬肉需求一定的情況下，進口豬肉對國內(nèi)豬肉生產(chǎn)有一定替代作用，有利于生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排量下降。

表4 殘差的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果Table 4 Results of stationarity test of residual error

2.4 誤差修正模型

雖然中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量(LNC)和國內(nèi)豬肉價格(LNPD)以及和豬肉進口價格(LNPI)均存在長期均衡關系，但短期可能會出現(xiàn)失衡現(xiàn)象?？梢园褏f(xié)整回歸式(6)中和(7)中的誤差項et1和et2看做均衡誤差，分別通過建立誤差修正模型，把中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的短期變化和長期變化聯(lián)系起來。得到如下誤差修正模型的結(jié)果：

△LnCt=0.017059-0.073808△LnPDt-0.418300et1-1

(8)

(2.560901)**(-2.000347)*(-3.862343)***

△LnCt=0.019878-0.077382△LnPIt-0.247797et2-1

(9)

(2.324546)**(-1.767776)*(-1.839662)*

(8)式估計結(jié)果表明，中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的變化不僅取決于國內(nèi)豬肉價格的變化，還取決于上一期生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量對長期均衡水平的偏離。國內(nèi)豬肉價格的短期波動對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的作用為負。誤差修正項et1-1的系數(shù)-0.418300的大小反映了對偏離長期均衡的修正力度，表明中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與長期均衡水平的偏差中有41.83%被修正。同樣，(9)式估計結(jié)果表明，中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的變化不僅取決于豬肉進口價格的變化，還取決于上一期生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量對長期均衡水平的偏離。豬肉進口價格的短期波動對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的作用為負。誤差修正項et2-1的系數(shù)表明中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與長期均衡水平的偏差中有24.78%被修正。

2.5 格蘭杰因果檢驗

以上協(xié)整檢驗結(jié)果表明中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與國內(nèi)豬肉價格以及中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與中國豬肉進口價格均存在長期均衡關系，但這種關系是不是構成因果關系需借助格蘭杰因果檢驗進一步驗證。格蘭杰因果檢驗對滯后階數(shù)較為敏感，根據(jù)VAR模型確定滯后階數(shù)的方法，對LR值、FPE值、AIC值、SC值和HQ值進行綜合判斷，確定LNPD和LNC以及LNPI和LNC的最優(yōu)滯后階數(shù)均為1階，檢驗結(jié)果如表5所示。表5的檢驗結(jié)果表明，首先，國內(nèi)豬肉價格是生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的格蘭杰原因，而生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量并不是國內(nèi)豬肉價格的格蘭杰原因，說明國內(nèi)豬肉價格的變動對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量變動具有重要影響，反之則不成立。即國內(nèi)豬肉價格上升，會導致中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量增加，但中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量增加并不能導致國內(nèi)豬肉價格上升。其次，中國豬肉進口價格與生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量互為格蘭杰原因。說明豬肉進口價格的變動對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量變動具有重要影響，同時中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量變動對豬肉進口價格也具有重要影響。即豬肉進口價格上升，進口量下降，會導致中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量增加，反之中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量增加，促使豬肉進口需求增加，豬肉進口價格上升。

表5 格蘭杰因果檢驗結(jié)果Table 5 Results of Grainger Causality Test

3 討 論

中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量整體呈上升趨勢，分析豬肉價格的波動對其是否有影響及影響程度多大對生豬養(yǎng)殖業(yè)溫室氣體減排及可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

3.1 關于國內(nèi)豬肉價格對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的影響

研究發(fā)現(xiàn)，雖然國內(nèi)豬肉價格的短期波動對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的作用為負，但從長期來看國內(nèi)豬肉價格每增長1%，中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量會增長0.24%，且國內(nèi)豬肉價格與中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量具有統(tǒng)計學意義上的因果關系，即國內(nèi)豬肉價格是生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的格蘭杰原因。因此，為了減少價格波動對生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的影響，可以采取穩(wěn)定國內(nèi)豬肉價格的一些措施，如建立和完善豬肉價格預警機制，設定不同等級豬肉預警價格，利用政府多元化補貼或豬肉儲備投放，加強市場調(diào)控，穩(wěn)定國內(nèi)豬肉市場價格[21]；加強對生豬生產(chǎn)基礎設施、用地、金融、保險等方面的支持；加大市場監(jiān)督檢查和巡查力度，防止惡意囤積、哄抬價格、串通漲價等不正當行為等。

3.2 關于豬肉進口價格對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的影響

研究發(fā)現(xiàn)，豬肉進口價格的短期波動對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的作用為負，但從長期來看豬肉進口價格每增長1%，中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量會增長0.21%，且豬肉進口價格是中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的格蘭杰原因，同時中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量也是豬肉進口價格的格蘭杰原因。豬肉進口在一定程度上可以緩解國內(nèi)豬肉供應和豬肉價格波動，進而可以緩解中國生豬養(yǎng)殖業(yè)溫室氣體排放壓力和有效減少國內(nèi)生豬養(yǎng)殖污染排放。因此在避免豬肉進口對國內(nèi)生豬養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)鏈造成沖擊的情況下，積極拓展豬肉多元化進口來源，適度擴大質(zhì)優(yōu)價廉的豬肉進口。

此外，因為豬肉價格波動對生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放的影響還主要是通過引起豬肉生產(chǎn)者行為變化而實現(xiàn)。因此要減少生豬養(yǎng)殖業(yè)的碳排放量，還需加快生豬養(yǎng)殖方式的轉(zhuǎn)變。具體來看，需要加大低碳養(yǎng)殖宣傳力度，不斷提高養(yǎng)殖戶低碳養(yǎng)殖認知；加強在生豬飼喂、衛(wèi)生和糞便管理等方面低碳養(yǎng)殖技術的創(chuàng)新與推廣；不斷完善生豬生產(chǎn)的環(huán)境規(guī)制措施，加快推進“種養(yǎng)肥”相結(jié)合的低碳養(yǎng)殖模式，提升生豬生產(chǎn)廢棄物利用程度，發(fā)展環(huán)境友好型生豬養(yǎng)殖業(yè)[22]。

4 結(jié) 論

通過上述分析，得到以下主要結(jié)論：一是中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量與國內(nèi)豬肉價格之間以及與中國豬肉進口價格之間均存在長期正向均衡關系，且國內(nèi)豬肉價格波動對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的影響大于豬肉進口價格。二是國內(nèi)豬肉價格和豬肉進口價格的短期波動對中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的作用均為負。三是國內(nèi)豬肉價格是生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量的格蘭杰原因，而生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量并不是國內(nèi)豬肉價格的格蘭杰原因，豬肉進口價格與中國生豬養(yǎng)殖業(yè)碳排放量互為格蘭杰原因。