中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放的庫(kù)茲涅茨曲線檢驗(yàn)

　　要：文章首先運(yùn)用投入產(chǎn)出法測(cè)度2001—2017年我國(guó)28個(gè)省份的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量;然后通過(guò)構(gòu)建隱含碳排放環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線模型，采用 2001—2017 年的省域面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放庫(kù)茲涅茨曲線的存在性;最后計(jì)算農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點(diǎn)出現(xiàn)的時(shí)間。結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線“倒 U”型關(guān)系。基于人均 GDP的年均增速計(jì)算得出，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點(diǎn)出現(xiàn)在2029年和2036年。分省份來(lái)看，各省份到達(dá)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點(diǎn)所需時(shí)間和預(yù)計(jì)年份各不一樣。東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的省份出現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點(diǎn)的時(shí)間普遍較早，大部分出現(xiàn)在2025年前后;其次是中部地區(qū)的省份，拐點(diǎn)出現(xiàn)在2030年左右;西部地區(qū)的省份拐點(diǎn)出現(xiàn)最晚。這意味著各省份應(yīng)根據(jù)各自農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)展水平確定農(nóng)業(yè)低碳貿(mào)易政策。

　　本文源自戴育琴; 李谷成， 統(tǒng)計(jì)與決策 發(fā)表時(shí)間：2021-07-05

　　關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品出口;隱含碳排放;投入產(chǎn)出法;庫(kù)茲涅茨曲線;拐點(diǎn)

　　0 引言

　　加入 WTO 后，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易持續(xù)增長(zhǎng)。根據(jù)中國(guó)商務(wù)部數(shù)據(jù)，2001—2017年，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額從166.2 億美元上升到755.3 億美元，年均增長(zhǎng)9.92%。農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的持續(xù)增長(zhǎng)成為驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿χ弧Ｈ欢S著我國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)消耗越來(lái)越多的煤炭、柴油、電力等能源，化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜等的使用也持續(xù)增加。根據(jù)IPCC評(píng)估報(bào)告，農(nóng)業(yè)溫室氣體排放量占全球溫室氣體總排放量的 15%左右。我國(guó)農(nóng)業(yè)已經(jīng)逐步具有高碳農(nóng)業(yè)的特征，但2015年我國(guó)在巴黎氣候大會(huì)上做出減排承諾，這意味著中國(guó)碳排放增長(zhǎng)的“天花板”被量化確定。已有研究大多證實(shí)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易存在數(shù)量巨大的隱含碳排放[1—3] ，農(nóng)業(yè)貿(mào)易開放可能引致污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與碳泄露問(wèn)題，不僅影響中國(guó)的碳排放責(zé)任界定及氣候談判策略，而且對(duì)中國(guó)實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰具有重要影響。因此，迫切需要了解中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放是否可以在承諾的時(shí)間內(nèi)達(dá)到峰值，以及如何將農(nóng)業(yè)貿(mào)易隱含碳排放限制在可控的、平穩(wěn)的范圍內(nèi)。對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放的拐點(diǎn)的判斷對(duì)中國(guó)制定貿(mào)易開放政策和實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰具有重要意義。

　　因此，本文在已有研究基礎(chǔ)之上[4—11] 對(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行分析，檢驗(yàn)中國(guó)總體和各省份的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放的庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)是否存在，研判不同地區(qū)達(dá)到農(nóng)業(yè)貿(mào)易隱含碳排放拐點(diǎn)所需要的時(shí)間，以期對(duì)在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放中合理把握碳減排的方向和力度起到引導(dǎo)作用。

　　1 研究方法與數(shù)據(jù)說(shuō)明

　　1.1 出口貿(mào)易隱含碳排放量估算方法

　　利用投入產(chǎn)出法，出口貿(mào)易隱含碳排放量的基本計(jì)算公式為： EC = R(I - A) -1 Y (1)式中，EC 為出口貿(mào)易隱含碳排放量;R 為直接碳排放系數(shù)矩陣;Y 代表出口額矩陣;I 為單位矩陣，A 為直接消耗系數(shù)矩陣，(I - A) -1 為完全需要系數(shù)矩陣，即里昂惕夫逆矩陣。 i 部門的直接碳排放系數(shù) R 的計(jì)算方法為： Ri = åk ENik × θk Xi (k = 12...8) (2)

　　其中，ENik 為 i 部門第 k 種能源的消費(fèi)量，Xi 代表 i 部門的總產(chǎn)出，ENik Xi 為 i 部門 k 能源的消耗系數(shù)，即單位產(chǎn)出能源消耗量。 θk 為能源 k 的二氧化碳排放系數(shù)。 θk 根據(jù) 2006 年聯(lián)合國(guó)政府間氣候變化專門委員會(huì)(IPCC， 2006)第二卷(能源)提供的參考方法計(jì)算得到，在此直接引用戴育琴等(2016)[12] 的計(jì)算結(jié)果。能源消費(fèi)包括煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣和電力八類能源，由于電力屬于二次能源，最終來(lái)源于煤炭、石油、天然氣等，因此本文不考慮電力消耗。二氧化碳排放總量為八種能源消費(fèi)導(dǎo)致的二氧化碳排放量之和。

　　由于我國(guó)各地區(qū)在能源使用技術(shù)和利用效率方面存在差異，以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)對(duì)能源依賴程度也不相同，計(jì)算分地區(qū)各年份的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量時(shí)，全國(guó)統(tǒng)一的能源消耗系數(shù)并不能完全代替各地區(qū)的完全能源消耗系數(shù)。為了在估算的基礎(chǔ)上能更準(zhǔn)確地反映各地區(qū)的差異，本文引入地區(qū)調(diào)整系數(shù) ρ ： ρt w = ENGDPt w ENGDPt z (3)

　　其中，ENGDPt w 為 t 年 w 地區(qū)的單位 GDP 能耗， ENGDPt z 為 t 年全國(guó)單位GDP能耗，二者比值 ρt w 即 t 年 w 地區(qū)的調(diào)整系數(shù)。經(jīng)調(diào)整后，t 年 w 地區(qū)的 i 行業(yè)的直接碳排放系數(shù) Rt iw =(åk ENik × θk Xi )ρt w 。這里暗含一個(gè)假設(shè)前提，即各行業(yè)直接碳排放系數(shù)的變化與整體行業(yè)的直接碳排放系數(shù)的變化是一致的。則各地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量計(jì)算公式可以表述為： ECw = Rw(I - A)w -1 Yw (4)其中，ECw 為 w 地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量; Yw 為 w 地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口額矩陣;(1 - A)w -1 為 w 地區(qū)的里昂惕夫逆矩陣即完全需要系數(shù)矩陣;Rw 為調(diào)整后 w 地區(qū)的單位產(chǎn)出的直接碳排放系數(shù)矩陣。

　　1.2 環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線模型

　　參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者的實(shí)證模型，本文以人均 GDP 為解釋變量構(gòu)建二次方程式，采用環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)，建立經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與隱含碳排放的對(duì)數(shù)回歸模型： ln ECit = α + β1 ln yit + β2(ln yit ) 2 + vi + εit (5)

　　其中，下標(biāo) i 表示中國(guó)各省份，t 表示年份。 EC 代表農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量;y 代表實(shí)際人均GDP，以 1978年不變價(jià)格計(jì)算;α 為不隨個(gè)體變化的截距;νi 為個(gè)體效應(yīng);β 為待估參數(shù);εit 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。 β1 、β2 根據(jù)其取值的不同可反映農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間不同的關(guān)系：當(dāng) β1 ¹ 0、β2 = 0 時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間呈線形關(guān)系;當(dāng) β1 > 0、β2 < 0 時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間符合“倒 U”型關(guān)系;當(dāng) β1 < 0、β2 > 0 時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間呈“U”型關(guān)系。

　　1.3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

　　直接消耗系數(shù)矩陣 A 來(lái)源于投入產(chǎn)出表。由于一個(gè)國(guó)家的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)技術(shù)在短期內(nèi)變化不大，我國(guó)及各省份的投入產(chǎn)出表五年編制一次。本文的時(shí)間跨度為 2001—2017 年，以各省份 2002 年、2007 年和 2012 年的投入產(chǎn)出表計(jì)算研究期間各省份農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量。由于某一省份短期內(nèi)生產(chǎn)技術(shù)結(jié)構(gòu)不變，2001— 2006 年采用 2002 年各省份投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，2007—2011年采用2007年各省份投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，2012—2017 年采用2012 年各省份投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。

　　由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文不考慮西藏、香港、澳門和臺(tái)灣，將重慶和海南分別納入四川和廣東之中，采用中國(guó) 28個(gè)省份2001—2017年的面板數(shù)據(jù)為實(shí)證研究的樣本。全國(guó)能源消費(fèi)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，人口數(shù)量來(lái)源于《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，能源消費(fèi)量來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。出口貿(mào)易額按照當(dāng)年美元兌人民幣平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣，用商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，得到以1978年為基期的實(shí)際數(shù)據(jù)。

　　2 農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量估算

　　中國(guó)28個(gè)省份的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量計(jì)算結(jié)果如表1所示。

　　由計(jì)算結(jié)果看出，中國(guó)各省份的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量存在較大的差異，大體上東部地區(qū)省份碳排放更多，中部地區(qū)省份居中，西部地區(qū)省份較少，呈現(xiàn)由東至西降低的分布特點(diǎn)。這與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、技術(shù)水平和農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易發(fā)展不均衡有較大的聯(lián)系。東部地區(qū)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度最快的地區(qū)，也是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易最活躍的地區(qū)，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口主要集中在東部地區(qū)的省份，如山東、廣東、江蘇、福建、浙江和遼寧等，這些省份的隱含碳排放量也是最多的。相反，西部地區(qū)省份經(jīng)濟(jì)較落后，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易所引致的隱含碳排放量也較低。

　　3 實(shí)證分析

　　3.1 面板單位根檢驗(yàn)

　　變量間協(xié)整的前提是各變量是同階單整的。因此，為了防止出現(xiàn)偽回歸，確保估計(jì)結(jié)果的有效性，在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)協(xié)整前首先要對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。目前面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的方法主要有 LLC 檢驗(yàn)、Breitun 檢驗(yàn)、IPS 檢驗(yàn)、Fisher 檢驗(yàn)(包括 ADF Fisher 和 PP Fisher 檢驗(yàn))和 Hadri 檢驗(yàn)。其中 LLC、Breitun、Hadri檢驗(yàn)假定序列有共同的AR結(jié)構(gòu)，即有相同根; IPS、Fisher 檢驗(yàn)假定序列中有不同的 AR 結(jié)構(gòu)，即有不同根。本文采用6種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。

　　LLC、Breitun、IPS、Fisher 檢驗(yàn)的零假設(shè)為存在單位根;Hadri檢驗(yàn)的零假設(shè)為不存在單位根，即為平穩(wěn)的。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，6種檢驗(yàn)結(jié)果中，除極個(gè)別的情況，無(wú)論是只包含常數(shù)項(xiàng)還是同時(shí)包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，對(duì)變量原值進(jìn)行檢驗(yàn)都表明不能拒絕存在單位根的零假設(shè);當(dāng)對(duì)變量的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)則強(qiáng)烈拒絕存在單位根的零假設(shè)。Hadri檢驗(yàn)中 lny 、(ln y) 2 的原值及其一階差分拒絕不存在單位根的原假設(shè)。上述單位根檢驗(yàn)中有5 種檢驗(yàn)表明變量的一階差分是不存在單位根的。因此綜合判定各個(gè)時(shí)間序列的對(duì)數(shù)都是 (I 1)過(guò)程，即農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量、人均 GDP、人均GDP平方項(xiàng)的對(duì)數(shù)的面板數(shù)據(jù)為一階單整的。

　　3.2 面板協(xié)整檢驗(yàn)

　　根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，ln EC 、ln y 、(lny) 2 為同階單整的，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，考察變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。常用的面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法包括 Pedroni 檢驗(yàn)、Kao 檢驗(yàn)和 Fisher 協(xié)整檢驗(yàn)，前兩項(xiàng)建立在 Engle-Granger二步法基礎(chǔ)上，后者建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上。本文采用3種檢驗(yàn)方法進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，研究變量之間的協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

　　協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，Pedroni檢驗(yàn)中7個(gè)統(tǒng)計(jì)量中有5個(gè)顯著拒絕不存在協(xié)整的零假設(shè)。可以判斷，lnEC 、ln y 、(ln y) 2 在長(zhǎng)期趨于一致，非平穩(wěn)時(shí)間序列之間存在協(xié)整關(guān)系，模型(5)為中國(guó)各省份農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放面板協(xié)整模型，刻畫了三組序列之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

　　3.3 回歸結(jié)果分析

　　本文采用了混合OLS、隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型3種估計(jì)方法。混合OLS估計(jì)可以得到直觀的結(jié)果，但可能因?yàn)楹雎圆煌》蓍g的差異性而導(dǎo)致估計(jì)值的偏誤，如果模型存在個(gè)體固定效應(yīng)，那么混合最小二乘法估計(jì)量不再具有一致性，通常的方法是通過(guò)F檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。要得到更多個(gè)體變化特征信息，則需要采用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型，對(duì)隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，考察是否拒絕兩種模型系數(shù)無(wú)系統(tǒng)性差異的原假設(shè)。

　　利用Eviews 6.0對(duì)回歸方程式(5)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。混合OLS與面板模型的選擇上，因?yàn)?F 統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值小于0.05，F(xiàn)檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，因而應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。進(jìn)一步，因?yàn)?Hausman 統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的 P 值為 0.0289< 0.05，拒絕原假設(shè)，應(yīng)該選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。對(duì)于全國(guó)范圍內(nèi)的估計(jì)來(lái)說(shuō)，由于橫截面?zhèn)€數(shù)大于時(shí)序個(gè)數(shù)，所以選擇截面加權(quán)估計(jì)法(Cross Section Weights, CSW)。本文固定效應(yīng)模型所估計(jì)的結(jié)果是主要說(shuō)明的對(duì)象，以隨機(jī)效應(yīng)模型、混合模型的結(jié)果作為參考。詳細(xì)估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果如下頁(yè)表4所示。

　　從表4可以看出，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量與人均GDP曲線擬合較好，相關(guān)系數(shù)和F檢驗(yàn)基本達(dá)到統(tǒng)計(jì)要求。3種面板模型回歸結(jié)果均有 β1 > 0β2 < 0 ,且通過(guò)置信度為1%或5%的顯著性檢驗(yàn)，所以，全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與人均 GDP 之間存在環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放存在拐點(diǎn)。按照拋物線頂點(diǎn)公式，可以計(jì)算庫(kù)茲涅茨曲線的拐點(diǎn)。以1978年不變價(jià)格計(jì)算，在OLS混合回歸模型下，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放的拐點(diǎn)出現(xiàn)在人均GDP為101711.11元時(shí);在固定效應(yīng)模型下，拐點(diǎn)出現(xiàn)在人均GDP為24834.77元時(shí);在隨機(jī)效應(yīng)模型下，拐點(diǎn)出現(xiàn)在人均GDP為37797.56元時(shí)。

　　3.4 拐點(diǎn)的出現(xiàn)時(shí)間分析

　　根據(jù)面板模型回歸結(jié)果，以及拋物線頂點(diǎn)計(jì)算公式，可以求出庫(kù)茲涅茨曲線的人均 GDP 的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，推算農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放開始減少的時(shí)間。本文按照以我國(guó)1978年不變價(jià)格計(jì)算的實(shí)際人均GDP的年均增速來(lái)預(yù)估經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放減少雙贏發(fā)展所需的時(shí)間。本文1978—2017年以1978年不變價(jià)格計(jì)算的人均GDP的年均增長(zhǎng)率為8.6%。本文以用固定效應(yīng)模型估計(jì)的拐點(diǎn)為基礎(chǔ)，將人均 GDP 的增長(zhǎng)率分為較高(8.6%)和較低(5.6%)兩種情形來(lái)估計(jì)全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放到達(dá)拐點(diǎn)所需時(shí)間和出現(xiàn)年份，計(jì)算結(jié)果見表 5。各省份人均 GDP 增長(zhǎng)率則按照各省份 1998—2017 年人均 GDP(1978 年不變價(jià))的年均增長(zhǎng)率計(jì)算得到，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算各省份農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放到達(dá)拐點(diǎn)所需時(shí)間和預(yù)計(jì)拐點(diǎn)出現(xiàn)的年份，計(jì)算結(jié)果見表6。

　　由表 5 可知，按較高(8.6%)和較低(5.6%)兩種人均 GDP增長(zhǎng)率得出的全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點(diǎn)分別出現(xiàn)在2029年和2036年。在人均GDP到達(dá)24834.77 元之前，隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放不斷增加;當(dāng)人均GDP到達(dá)24834.77元之后，隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放將減少。

　　如表6所示，分省份來(lái)看，各省份由于人均GDP增速的區(qū)別，到達(dá)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點(diǎn)所需時(shí)間和預(yù)計(jì)年份各不一樣。北京、天津、上海、江蘇、內(nèi)蒙古預(yù)計(jì)最早出現(xiàn)拐點(diǎn)，時(shí)間約為2020—2023年，最晚出現(xiàn)拐點(diǎn)的省份為黑龍江、甘肅、云南，拐點(diǎn)出現(xiàn)時(shí)間約為 2036 年。可以看出，東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的省份出現(xiàn)拐點(diǎn)的時(shí)間普遍較早，大部分出現(xiàn)在2025年前后;其次是中部地區(qū)的省份，拐點(diǎn)大約出現(xiàn)在2030年;西部地區(qū)的省份拐點(diǎn)出現(xiàn)最晚。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較快，人均收入較高，同時(shí)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易規(guī)模較大，也是農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放最集中的地區(qū)。但是，隨著東部地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)、技術(shù)進(jìn)步和效率的提高，碳減排成效逐漸明顯，因而較早到達(dá)曲線的拐點(diǎn)，進(jìn)入農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放減少階段。中部地區(qū)多為產(chǎn)糧大省，碳基能源豐富，是我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的穩(wěn)定力量，隨著農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展，農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)和出口貿(mào)易隱含碳排放也在不斷增加，對(duì)碳減排形成較大壓力。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的能源利用效率低于東部地區(qū)，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放到達(dá)拐點(diǎn)需要的時(shí)間更長(zhǎng)。中部各省份中，預(yù)計(jì)山西到達(dá)拐點(diǎn)的時(shí)間為 2033 年，安徽為 2032 年，江西為 2031 年，拐點(diǎn)出現(xiàn)的時(shí)間比東部省份最長(zhǎng)要晚13年左右。西部地區(qū)由于當(dāng)前人均收入低于東部和中部地區(qū)，發(fā)展經(jīng)濟(jì)和農(nóng)產(chǎn)品出口的需求較強(qiáng)烈，拐點(diǎn)出現(xiàn)時(shí)間較晚。云南的拐點(diǎn)出現(xiàn)在2037年，為我國(guó)各省份中預(yù)計(jì)最晚出現(xiàn)拐點(diǎn)的省份，其次是甘肅、新疆，拐點(diǎn)分別出現(xiàn)在 2036 年和 2034年。

　　4 結(jié)論

　　本文得到如下主要結(jié)論：

　　(1)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著地存在“倒U”型關(guān)系。按照人均GDP年均增長(zhǎng)率的兩種不同設(shè)定，即較高和較低兩種情況，前者計(jì)算得出拐點(diǎn)出現(xiàn)在2029年，后者為2036年。如果考慮政府政策對(duì)降低碳排放強(qiáng)度的影響，到達(dá)拐點(diǎn)的時(shí)間可以提前。

　　(2)分地區(qū)來(lái)看，各地區(qū)由于人均 GDP 增速的區(qū)別，到達(dá)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點(diǎn)所需時(shí)間和預(yù)計(jì)年份具有較大差異。東部地區(qū)較早到達(dá)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的拐點(diǎn)，其中大部分省份出現(xiàn)在2025年前后;中部地區(qū)拐點(diǎn)大約出現(xiàn)在2030年;西部地區(qū)拐點(diǎn)出現(xiàn)時(shí)間較晚。

　　(3)不同省份農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線時(shí)間收斂上的差異，預(yù)示著當(dāng)前我國(guó)各省份農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)、技術(shù)水平發(fā)展不平衡，因而在引進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)能減排技術(shù)，培育新品種、優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)時(shí)，應(yīng)當(dāng)允許各省份根據(jù)各自農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)展水平因地制宜地選擇重點(diǎn)，確定農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展政策和農(nóng)產(chǎn)品出口政策。