農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的影響及其機(jī)制

摘要：基于中國2004—2019年非線性面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對(duì)中國農(nóng)業(yè)碳排放的作用機(jī)理。結(jié)果表明，規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平，出現(xiàn)反常的“正技術(shù)效應(yīng)”。貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)降低中國農(nóng)業(yè)碳排放水平。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化總體上使中國農(nóng)業(yè)碳排放水平上升。中國是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的逆差國，存在農(nóng)業(yè)碳排放的倒“U”型環(huán)境庫茲涅茨曲線。全國農(nóng)業(yè)2017年基本實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰”。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化；農(nóng)業(yè)碳排放；農(nóng)業(yè)“碳達(dá)峰”；環(huán)境庫茲涅茨曲線

中圖分類號(hào)：F326 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：0439-8114（2024）09-0234-06

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2024.09.039 開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

Effect of agricultural products trade liberalization on agricultural carbon emissions and its mechanism

KE Mei-gao，JI Guan-xin，ZHOU Hai-qiong

（School of Business， Huanggang Normal University， Huanggang 438000， Hubei， China）

Abstract：Based on the nonlinear panel data in China from 2004 to 2019， the mechanism of agricultural products trade liberalization on China’s agricultural carbon emissions was empirically tested. The results showed that the structural effect caused by the scale effect， technology effect and capital-labor ratio improved the level of agricultural carbon emissions in China， appearing abnormal “positive technique effect”. Trade-induced structural effects lowered the level of agricultural carbon emissions in China. On the whole， trade liberalization of agricultural products made the level of agricultural carbon emissions rising. China was a deficit country in agricultural products trade， and there was an inverted “U” shaped environmental Kuznets curve. China’s agriculture basically reached a “carbon peak” in 2017.

Key words： trade liberalization of agricultural products； agricultural carbon emissions； agricultural “carbon peak”； environmental Kuznets curve

2001年中國加入WTO后，中國農(nóng)業(yè)對(duì)外開放度持續(xù)攀升，中國農(nóng)業(yè)進(jìn)出口額由2000年的268.5億美元上升到2023年的3 330.3億美元，增加近11.40倍。然而，在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大的同時(shí)，農(nóng)業(yè)碳排放也在逐步增強(qiáng)，其碳排放量約占碳排放總量的1/4，已成為第二大碳排放來源［1］。而在中國，農(nóng)業(yè)農(nóng)村產(chǎn)生的溫室氣體已占全國溫室氣體排放總量的15%［2］。因此，2024年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部一號(hào)文件提出要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染防治，擴(kuò)大整建制全要素全鏈條農(nóng)業(yè)面源污染綜合防治試點(diǎn)。由此可見，在經(jīng)濟(jì)全球化背景下探討農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的影響及其驅(qū)動(dòng)機(jī)制具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

隨著農(nóng)業(yè)貿(mào)易自由化的深入，中國農(nóng)業(yè)碳排放也在發(fā)生變化。從長(zhǎng)期看，中國農(nóng)業(yè)碳排放水平隨著農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易擴(kuò)張是上升還是下降，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)中國農(nóng)業(yè)碳排放存在哪些影響，其影響機(jī)制及其表現(xiàn)怎樣，這對(duì)于中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策和環(huán)境政策的制定具有重要意義。另外，中國農(nóng)業(yè)碳排放是否存在倒“U”型環(huán)境庫茲涅茨曲線，中國農(nóng)業(yè)碳排放已經(jīng)“碳達(dá)峰”了嗎，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化怎樣進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)業(yè)“碳中和”，在當(dāng)前中國著力實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)“雙碳”目標(biāo)的過程中，這些問題亟待解答。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 農(nóng)業(yè)隱含碳排放與農(nóng)業(yè)碳排放測(cè)算及其影響因素

農(nóng)業(yè)隱含碳排放包括農(nóng)業(yè)部門能源消費(fèi)直接產(chǎn)生的碳排放和中間投入品能源消耗間接產(chǎn)生的碳排放［3］。就農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易而言，農(nóng)業(yè)隱含碳來源于兩方面：第一，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)交換過程中直接消耗的能源［4］；第二，農(nóng)業(yè)投入品的生產(chǎn)間接消耗的能源［5］。農(nóng)業(yè)隱含碳既可能在城市與農(nóng)村之間流動(dòng)［6］，又可能跨國流動(dòng)［7］。

基于農(nóng)業(yè)隱含碳，農(nóng)業(yè)碳排放核算內(nèi)容分為四類：一是農(nóng)業(yè)能源使用直接產(chǎn)生的碳排放［8］；二是農(nóng)用物資投入間接產(chǎn)生的碳排放［9］；三是農(nóng)業(yè)秸稈等廢棄處理產(chǎn)生的碳排放［10］；四是水稻生產(chǎn)［11］、動(dòng)物腸道發(fā)酵和糞便管理［12］等產(chǎn)生的碳排放。農(nóng)業(yè)碳排放測(cè)算方法主要有排放系數(shù)法［13］、模型模擬法［14］和實(shí)地測(cè)量法［15］。

農(nóng)業(yè)碳排放的影響因素包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率［16］、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)［17］、地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)［18］、城鎮(zhèn)化水平［19］、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平［20］、農(nóng)村勞動(dòng)力［21］等。

1.2 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與農(nóng)業(yè)碳排放

1.2.1 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)碳排放的機(jī)制研究 傳統(tǒng)的觀點(diǎn)認(rèn)為，貿(mào)易自由化環(huán)境效應(yīng)包括規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)［22-24］。就農(nóng)業(yè)碳排放而言，上述環(huán)境三效應(yīng)同樣適合農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化環(huán)境三效應(yīng)的具體涵義包括：規(guī)模效應(yīng)是指農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化促使國內(nèi)農(nóng)業(yè)污染性投入要素發(fā)生改變，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)碳排放的變化［2］；結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的污染品和非污染品的比例發(fā)生變化，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)碳排放的變化［25，26］；技術(shù)效應(yīng)是指農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化促使農(nóng)業(yè)新品種、新技術(shù)、先進(jìn)生產(chǎn)管理方法等方面的革新，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)碳排放的變化［27］。除此之外，還有些學(xué)者提出了管制效應(yīng)、收入效應(yīng)和貿(mào)易條件效應(yīng)［28，29］。

1.2.2 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)碳排放的實(shí)證檢驗(yàn) 一般來說，規(guī)模效應(yīng)大于0，即規(guī)模效應(yīng)增加農(nóng)業(yè)碳排放［30，31］；技術(shù)效應(yīng)小于0，即技術(shù)效應(yīng)減少農(nóng)業(yè)碳排放［25］；結(jié)構(gòu)效應(yīng)正負(fù)不確定，當(dāng)一國進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品時(shí)，結(jié)構(gòu)效應(yīng)抑制農(nóng)業(yè)碳排放，當(dāng)一國出口農(nóng)產(chǎn)品時(shí)，結(jié)構(gòu)效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)業(yè)碳排放［32］。然而，也有些學(xué)者在實(shí)證研究中發(fā)現(xiàn)了“正技術(shù)效應(yīng)”，即技術(shù)效應(yīng)不是減少而是增加農(nóng)業(yè)碳排放［33，34］。還有些學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)碳排放存在雙向因果關(guān)系［35］。

盡管國內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與農(nóng)業(yè)碳排放之間的關(guān)系進(jìn)行了大量研究，但仍然存在一些有待進(jìn)一步拓展的領(lǐng)域：①雖然部分學(xué)者在實(shí)證檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)了“正技術(shù)效應(yīng)”存在的現(xiàn)象，但他們并未進(jìn)行較為合理的理論解釋。②已有文獻(xiàn)還未曾把貿(mào)易自由化的驅(qū)動(dòng)績(jī)效從總驅(qū)動(dòng)績(jī)效中分離出來。③結(jié)構(gòu)效應(yīng)包括資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)和貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，然而，在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化環(huán)境效應(yīng)的理論與實(shí)證研究中，很少有學(xué)者把二者分開。

本研究在以下三方面對(duì)現(xiàn)有研究可能具有一定推動(dòng)作用：第一，本研究在實(shí)證研究中區(qū)分資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)和貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，并對(duì)“正技術(shù)效應(yīng)”進(jìn)行分析。一般來說，技術(shù)效應(yīng)趨向于降低污染排放。然而，當(dāng)產(chǎn)業(yè)污染比較分散、公眾關(guān)注度低時(shí)，技術(shù)效應(yīng)會(huì)增加污染排放，從而出現(xiàn)反常的“正技術(shù)效應(yīng)”。第二，本研究提出“貿(mào)易自由化驅(qū)動(dòng)系數(shù)”的概念。規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、技術(shù)進(jìn)步、貿(mào)易擴(kuò)張等多種因素共同作用的結(jié)果。以往研究沒有把貿(mào)易自由化的驅(qū)動(dòng)績(jī)效與其他因素的驅(qū)動(dòng)績(jī)效分離。本研究通過“貿(mào)易自由化驅(qū)動(dòng)系數(shù)”把二者區(qū)分開。第三，本研究運(yùn)用回歸系數(shù)對(duì)中國農(nóng)業(yè)碳排放的環(huán)境庫茲涅茨曲線（[EKC]）進(jìn)行研究。

2 計(jì)量模型、變量選取與數(shù)據(jù)說明

2.1 計(jì)量模型

本研究構(gòu)建以下計(jì)量模型。

[logco2=λ0+λ1ploughit+λ2（ploughit）2+λ3capitalit+λ4（capitalit）2+λ5lagiit+λ6（lagiit）2+λ7tradeit+λ8tradeit×lagriit+λ9trendit+εit] （1）

式中，[i]代表各省區(qū)；[t]是年份；[logco2]為農(nóng)業(yè)人均碳排放的對(duì)數(shù)；[plough]是農(nóng)業(yè)人均耕地面積；[capital]是農(nóng)業(yè)人均資本；[lagi]為滯后人均GDP，為技術(shù)效應(yīng)的替代變量；[trade]為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易強(qiáng)度；[lagri]為滯后相對(duì)人均GDP，是環(huán)境規(guī)制替代變量；[trend]為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)，代表趨勢(shì)變量；[ε]為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；[λ0]至[λ9]為相應(yīng)變量的回歸系數(shù)。

2.2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

2.2.1 被解釋變量 本研究把農(nóng)業(yè)二氧化碳排放與農(nóng)村人口的比值的常用對(duì)數(shù)作為因變量。其中，農(nóng)村人口數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，農(nóng)業(yè)二氧化碳排放數(shù)據(jù)采用“排放系數(shù)法”進(jìn)行測(cè)算，即通過農(nóng)業(yè)碳排放源乘以碳排放系數(shù)進(jìn)行核算，具體計(jì)量方法如下。

首先，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，基于農(nóng)業(yè)隱含碳選取6種碳排放源：農(nóng)膜、農(nóng)藥、化肥、農(nóng)業(yè)灌溉、柴油、翻耕。各省區(qū)2004—2019年6種碳排放源使用量數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

其次，確定每種碳排放源的碳排放系數(shù)[μi]（第[i]種碳排放源的排放系數(shù)），其值確定如下：①根據(jù)南京農(nóng)業(yè)大學(xué)[IREEA]，確定農(nóng)膜碳排放系數(shù)[μ]為5.18 kg/kg；②根據(jù)美國國家實(shí)驗(yàn)室[ORNL]和[T.O.west]，確定農(nóng)藥碳排放系數(shù)[μ]為4.934 1 kg/kg、化肥碳排放系數(shù)[μ]為0.895 6 kg/kg；③根據(jù)[Dubey]測(cè)算，農(nóng)業(yè)灌溉碳排放系數(shù)[μ]為25 kg/hm2；根據(jù)聯(lián)合國[IPCC]的結(jié)果，柴油碳排放系數(shù)[μ]為0.592 7 kg/kg；④根據(jù)中國農(nóng)業(yè)大學(xué)生物與技術(shù)學(xué)院，翻耕碳排放系數(shù)[μ]為312.6 kg/km2。

最后，采用下式分別核算各省區(qū)歷年碳排放總量。

碳排放核算公式如下。

[Z=∑μi×Qi] （2）

式中，[Z]是碳排放總量；[Qi]是第[i]種碳排放源的使用量。

2.2.2 核心解釋變量

1）規(guī)模變量（[plough]）。[plough]是人均耕地面積，即各省區(qū)耕地面積與該省區(qū)農(nóng)村人口的比值。各省區(qū)耕地面積和農(nóng)村人口的數(shù)據(jù)均來自歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2）結(jié)構(gòu)變量（[capital]）。[capital]是農(nóng)業(yè)人均資本，也即資本勞動(dòng)比率，是各省區(qū)農(nóng)業(yè)固定資本與該省區(qū)農(nóng)村人口的比值。農(nóng)業(yè)固定資本數(shù)據(jù)以2000年為基期，原有固定資產(chǎn)按照一定的折舊率轉(zhuǎn)移到下一年度，某年農(nóng)業(yè)固定資本等于上一年度的折舊資產(chǎn)加上該年新增的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資。各省區(qū)農(nóng)村人口和農(nóng)業(yè)新增固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)均來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3）技術(shù)變量（[lagi]）。借用 Antweiler等［24］的做法，使用滯后人均[GDP]作為技術(shù)效應(yīng)的替代變量。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

4）貿(mào)易強(qiáng)度（[trade]）。[trade]是農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額與該省區(qū)農(nóng)業(yè)[GDP]的比值，也即：[tradeit=（EXit+IMit）/GDPit]。其中，[EXit]和[IMit]分別是第[i]個(gè)省區(qū)第[t]年的農(nóng)產(chǎn)品出口額和進(jìn)口額，該數(shù)據(jù)根據(jù)各省區(qū)農(nóng)產(chǎn)品實(shí)際進(jìn)出口數(shù)量乘以當(dāng)年的國際市場(chǎng)價(jià)格計(jì)算出來。農(nóng)業(yè)[GDP]和農(nóng)產(chǎn)品實(shí)際進(jìn)出口數(shù)量的數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，主要農(nóng)產(chǎn)品世界價(jià)格以及人民幣匯率數(shù)據(jù)來源于《世界經(jīng)濟(jì)年鑒》。

2.2.3 其他解釋變量

1）環(huán)境規(guī)制（[lagri]）。借用Hu等［36］的做法，使用滯后相對(duì)人均[GDP]作為環(huán)境規(guī)制的替代變量，即[lagriit=lagiit/lagmit]。其中，[lagiit]是第[i]個(gè)省區(qū)第[t]年滯后的[GDP]；[lagmit]是各省區(qū)第[t]年滯后[GDP]的平均值，相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2）趨勢(shì)變量（[trend]）。[trend]是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)，本研究采用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)作為趨勢(shì)變量，該價(jià)格指數(shù)以1978年為基期，1978年的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)為100。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格調(diào)查年鑒》。

另外，為了剔除價(jià)格波動(dòng)的影響，本研究以2000年為基期把所有以貨幣表示的變量都除以相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)。表1為主要變量統(tǒng)計(jì)性描述。

3 回歸結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由表2可知，[Hausman]檢驗(yàn)的[P]值為0.011 7，所以面板數(shù)據(jù)回歸選用固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果如表2第（1）欄所示。

第一，規(guī)模效應(yīng)。人均耕地面積（[plough]）一次方和二次方的回歸系數(shù)分別為：λ1=0.090 4，λ2=

-0.006 7，而在樣本均值處規(guī)模效應(yīng)彈性（[Eplough]）為0.153 4，且均在1%水平上顯著。這說明中國農(nóng)業(yè)二氧化碳排放水平隨著人均耕地面積的增加而上升。因此，規(guī)模效應(yīng)大于0，即人均耕地面積的增加提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平。

第二，資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。人均資本（[capital]）一次方和二次方的回歸系數(shù)分別為：λ3=0.281 6，λ4=-0.080 3，而在樣本均值處結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性（[Ecapital]）為0.341 9，且均在1%水平上顯著。這說明中國農(nóng)業(yè)碳排放隨著農(nóng)業(yè)資本勞動(dòng)比率的增加而增加。因此，資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)大于0，即農(nóng)業(yè)人均資本的增加提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平，且其影響較大。這是因?yàn)橘Y本勞動(dòng)比率上升改變中國農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)，增加重污染農(nóng)產(chǎn)品的出口。

第三，技術(shù)效應(yīng)。滯后一期人均GDP（[lagi]）一次方和二次方的回歸系數(shù)分別為：λ5=0.036 5，λ6=

-0.003 4，而在樣本均值處技術(shù)效應(yīng)彈性（[Elagi]）為0.051 8，且均在1%水平上顯著，這說明技術(shù)效應(yīng)不是降低而是提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平，出現(xiàn)了反常的“正技術(shù)效應(yīng)”。主要原因可能是：相對(duì)于工業(yè)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營比較分散，所以農(nóng)業(yè)碳排放沒有像工業(yè)碳排放那樣受到人們的足夠重視。當(dāng)人們收入水平提高時(shí)，對(duì)環(huán)境質(zhì)量的訴求主要是工業(yè)碳減排，而很少關(guān)注農(nóng)業(yè)。政府順應(yīng)人們的呼聲，制定更嚴(yán)格的有關(guān)工業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境規(guī)制，卻忽略農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者降低碳減排技術(shù)更有利可圖，從而農(nóng)業(yè)碳減排技術(shù)水平下降。

然而，隨著中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，當(dāng)工業(yè)碳排放得到有效控制后，人們也開始關(guān)注農(nóng)業(yè)碳減排問題，使得農(nóng)業(yè)碳排放也出現(xiàn)了拐點(diǎn)。因?yàn)榛貧w系數(shù)λ5>0，λ6<0，這說明中國農(nóng)業(yè)碳排放存在倒“U”型環(huán)境庫茲涅茨曲線?；鶞?zhǔn)回歸的拐點(diǎn)為：[lagi*]=-λ5/2λ6=5.367 6。

由可獲得的樣本數(shù)據(jù)，以2000年為基期的歷年人均GDP如表3所示。拐點(diǎn)：[lagi*]=5.367 6與2017年的人均GDP接近，因此，就全國整體而言，中國農(nóng)業(yè)碳排放在2017年達(dá)到“碳達(dá)峰”，這與曾賢剛等［37］的研究結(jié)論一致。

第四，貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。本研究引入“平均值省區(qū)”的概念：各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)都是全國平均值的省區(qū)。由于[lagri=1].000，所以，“平均值省區(qū)”貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)的彈性為貿(mào)易強(qiáng)度彈性（[trade]）。

貿(mào)易強(qiáng)度（[trade]）的回歸系數(shù)λ7=-0.078 3<0，貿(mào)易強(qiáng)度彈性（[Etrade]）為-0.015 2<0，且均在1%水平上顯著。因此，就“平均值省區(qū)”而言，貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)降低中國農(nóng)業(yè)碳排放水平。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)都需要使用碳排放源，所以農(nóng)產(chǎn)品在不同程度上都是污染品。由此可知，中國是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的逆差國，這與《聯(lián)合國糧農(nóng)組織》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)一致。貿(mào)易強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)（[trade×lagri]）的回歸系數(shù)λ8=0.034 7>0，也在1%水平上顯著，這意味著貿(mào)易強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制相互作用增加了農(nóng)業(yè)碳排放，這與上面“正技術(shù)效應(yīng)”的分析一致。

第五，趨勢(shì)變量（[trend]）。趨勢(shì)變量（[trend]）的回歸系數(shù)λ9=0.000 5>0，且在1%水平上顯著，這說明盡管農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)促進(jìn)了中國農(nóng)業(yè)碳排放，但影響不大。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性分析

3.2.1 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1）替換變量。使用滯后二期的相對(duì)人均[GDP]和滯后二期人均[GDP]分別作為環(huán)境規(guī)制變量和技術(shù)變量的替代變量進(jìn)行固定效應(yīng)回歸。表2第（2）欄為回歸結(jié)果。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較可知，回歸系數(shù)符號(hào)相同，其值變化非常小，顯著性也基本一致。由此可知，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2）變換計(jì)量方法。改用隨機(jī)效應(yīng)回歸，表2第（3）欄為回歸結(jié)果。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較可知，回歸系數(shù)符號(hào)相同，其值變化不大，除了規(guī)模變量外，其他變量回歸系數(shù)的顯著性也基本一致。由此可知，基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.2.2 內(nèi)生性分析 內(nèi)生性主要來自三方面：一是遺漏變量。土壤貧瘠的耕地，其化肥使用量更多；氣候溫和的區(qū)域農(nóng)膜、農(nóng)藥、柴油等的需求量較少；靠近江河湖泊的耕地?zé)o需農(nóng)業(yè)灌溉。因此，可能的遺漏變量包括環(huán)境氣候、地理位置、要素稟賦等。二是測(cè)量誤差。農(nóng)業(yè)碳排放、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額、農(nóng)業(yè)[GDP]等的測(cè)量誤差也可能導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果的偏誤。三是雙向因果關(guān)系。農(nóng)業(yè)碳排放與農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口之間可能相互影響。

本研究使用[BP]檢驗(yàn)和[White]檢驗(yàn)，結(jié)果顯示存在異方差。由于豪斯曼內(nèi)生性檢驗(yàn)對(duì)于異方差失效，所以本研究使用[Davidson-Mackinnon]內(nèi)生性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，技術(shù)變量（[lagi]）和環(huán)境規(guī)制變量（[lagri]）均非外生變量。

因此，本研究用滯后二期相對(duì)人均[GDP]和滯后二期人均[GDP]分別作為環(huán)境規(guī)制和技術(shù)效應(yīng)的工具變量，并進(jìn)行[IV-2SLS]和[IV-GMM]回歸。表2第（4）欄為[IV-2SLS]回歸結(jié)果，第（5）欄為[IV-GMM]回歸結(jié)果。與基準(zhǔn)回歸比較可知，回歸系數(shù)符號(hào)相同，顯著性也基本一致。另外，[Kleibergen-Paap rk Wald F]和[Kleibergen-Paap rk LM]統(tǒng)計(jì)量表明，不存在“工具變量弱識(shí)別和不可識(shí)別”的情況。因此，[IV-2SLS]和[IV-GMM]工具變量回歸結(jié)果進(jìn)一步支持本研究的結(jié)論。

4 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化的環(huán)境效應(yīng)評(píng)估

4.1 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化驅(qū)動(dòng)系數(shù)

本研究實(shí)證分析中規(guī)模效應(yīng)、資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的變化并非全部由貿(mào)易自由化引起。國內(nèi)需求增加、資本積累、經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張、技術(shù)進(jìn)步等都是重要的影響因素。為了把農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的驅(qū)動(dòng)績(jī)效從總驅(qū)動(dòng)績(jī)效中分離出來，本研究提出“農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化驅(qū)動(dòng)系數(shù)[η]”的概念：它是指農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的貢獻(xiàn)度，其值為農(nóng)產(chǎn)品出口額與農(nóng)業(yè)GDP的比值，即：

[η]=農(nóng)產(chǎn)品出口總額/農(nóng)業(yè)GDP （3）

本研究把中國各省區(qū)2004—2019年的農(nóng)產(chǎn)品出口額和農(nóng)業(yè)GDP輸入到[stata]軟件，求出中國“平均值省區(qū)”的[η]值為0.122 8。

4.2 環(huán)境效應(yīng)評(píng)估

在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化總環(huán)境效應(yīng)中，只有貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化單獨(dú)作用的結(jié)果，其他3種環(huán)境效應(yīng)都是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化和其他驅(qū)動(dòng)因素共同作用的結(jié)果。

由表2可知，規(guī)模效應(yīng)彈性（[Eplough]）為0.153 4，資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性（[Ecapital]）為0.341 9，技術(shù)效應(yīng)彈性（[Elagi]）為0.051 8，貿(mào)易強(qiáng)度彈性（[Etrade]）為-0.015 2。對(duì)于“平均值省區(qū)”來說，貿(mào)易強(qiáng)度彈性就是貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性。

由此可知，就“平均值省區(qū)”而言，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化的總驅(qū)動(dòng)彈性[Eliberalization]為：

[Eliberalization=（Eplough+Ecapital+Elagi）×η+Etrade] （4）

把相應(yīng)的值代入式（4）得[Eliberalization]=0.052 0>0。這意味著，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化總體上提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平。

5 小結(jié)與建議

5.1 小結(jié)

本研究探討了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對(duì)中國農(nóng)業(yè)碳排放的影響機(jī)制，以及環(huán)境效應(yīng)評(píng)估。研究發(fā)現(xiàn)，①規(guī)模效應(yīng)大于0，即人均耕地面積的增加提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平；資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)大于0，即農(nóng)業(yè)人均資本的增加提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平，且其影響較大；技術(shù)效應(yīng)大于0，出現(xiàn)了反常的“正技術(shù)效應(yīng)”，即技術(shù)效應(yīng)不是降低而是提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平；“平均值省區(qū)”貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)小于0，即貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)總體上降低中國農(nóng)業(yè)碳排放水平，這意味著中國是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的逆差國，與《聯(lián)合國糧農(nóng)組織》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)一致。②農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化總體上提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平。③就農(nóng)業(yè)碳排放而言，中國存在倒“U”型環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC），且其拐點(diǎn)出現(xiàn)在2017年，這意味著中國農(nóng)業(yè)在2017年“碳達(dá)峰”，與曾賢剛等［37］的研究結(jié)論一致。

5.2 建議

第一，制定農(nóng)業(yè)碳減排環(huán)境政策，降低中國農(nóng)業(yè)碳排放水平。本研究的實(shí)證分析表明，技術(shù)效應(yīng)不是降低而是提高中國農(nóng)業(yè)碳排放水平，出現(xiàn)了反常的“正技術(shù)效應(yīng)”。主要原因在于：農(nóng)業(yè)經(jīng)營比較分散，其碳排放沒有像工業(yè)那樣引起人們足夠重視。當(dāng)人均收入水平提高時(shí)，人們對(duì)環(huán)境質(zhì)量的訴求主要是工業(yè)碳減排，而很少關(guān)注農(nóng)業(yè)。政府順應(yīng)人們的呼聲，制定了更嚴(yán)格的有關(guān)工業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境規(guī)制，卻忽略了農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制。然而，隨著中國“雙碳”目標(biāo)的提出，中國農(nóng)業(yè)“碳達(dá)峰”和“碳中和”也提到日程。因此，中央及地方各級(jí)政府要根據(jù)本地區(qū)的實(shí)際情況，切實(shí)制定有關(guān)農(nóng)業(yè)碳減排的環(huán)境政策，并加大中央和地方各級(jí)政府對(duì)農(nóng)業(yè)的扶持力度，確保農(nóng)民增收的同時(shí)降低農(nóng)業(yè)碳排放水平。

第二，調(diào)整農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資政策，優(yōu)化中國農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)。本研究的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性為0.341 9，是規(guī)模效應(yīng)彈性與技術(shù)效應(yīng)彈性之和（0.153 4+0.051 8=0.205 2）的1.666 2倍。這說明資本勞動(dòng)比率引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)是中國農(nóng)業(yè)碳排放的主要驅(qū)動(dòng)因素。為此，中央政府要根據(jù)全國整體情況制定農(nóng)業(yè)投資的總體方針政策。地方政府相關(guān)部門要下基層、真落實(shí)，切實(shí)做好調(diào)研工作，弄清本地區(qū)的農(nóng)業(yè)資源情況，針對(duì)本地區(qū)的要素稟賦優(yōu)勢(shì)選擇最優(yōu)的農(nóng)業(yè)投資方向。在此基礎(chǔ)上地方各級(jí)政府根據(jù)本地區(qū)實(shí)際情況，在全國總體政策框架內(nèi)調(diào)整本地區(qū)的農(nóng)業(yè)投資政策，使農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資更多流向碳排放水平低且具有比較優(yōu)勢(shì)的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，進(jìn)一步優(yōu)化中國農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)。

第三，持續(xù)強(qiáng)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的扶持政策，增強(qiáng)中國農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力。本研究的實(shí)證分析表明，“平均值省區(qū)”貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性[Etrade]=-0.015 2<0。也就是說，就全國整體而言，農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口大于出口，中國是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的逆差國。這說明中國農(nóng)產(chǎn)品在世界市場(chǎng)上的價(jià)格偏高，整體競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)。因此，中央及地方各級(jí)政府要加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的扶持力度，繼續(xù)強(qiáng)化向農(nóng)業(yè)傾斜的扶持政策，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和規(guī)模生產(chǎn)能力。不斷增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的同時(shí)降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本，著力培育中國農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力。

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收稿日期：2024-04-23

基金項(xiàng)目：湖北省教育廳哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目（22D114）

作者簡(jiǎn)介：柯美高（1974-），男，湖北黃石人，講師，博士，主要從事農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與環(huán)境研究，（電話）13635830136（電子信箱）kemeigao@126.com；通信作者，紀(jì)關(guān)心（1983-），男，湖北黃梅人，講師，碩士，主要從事農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展研究，（電話）15377133335（電子信箱）422137620@qq.com；周海瓊（1981-），女，河南周口人，副教授，碩士，主要從事農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展研究，（電話）13607255904（電子信箱）340306120@qq.com。

柯美高，紀(jì)關(guān)心，周海瓊. 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放的影響及其機(jī)制［J］. 湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2024，63（9）：234-239，246．