劉 瓊，肖海峰

(中國農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，北京 100083)

2020年9月，我國在聯(lián)合國大會上承諾“2030年前實現(xiàn)碳達峰，2060年前實現(xiàn)碳中和”?！半p碳”目標的提出，不僅是我國實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)部需求，也體現(xiàn)了我國參與構(gòu)建國際命運共同體的擔當與決心[1]。據(jù)估計，我國農(nóng)業(yè)源溫室氣體排放量占全國溫室氣體排放總量的17%, 而畜禽養(yǎng)殖業(yè)溫室氣體排放占農(nóng)業(yè)溫室氣體排放的54.3%[2]。在眾多影響畜禽養(yǎng)殖碳排放的因素中，收入因素發(fā)揮了舉足輕重的作用。環(huán)境庫茨涅茲理論認為，不同收入水平對應不同的環(huán)境污染狀況。改革開放40多年以來，快速增長的農(nóng)村居民收入水平與不斷優(yōu)化的收入結(jié)構(gòu)對畜產(chǎn)品消費產(chǎn)生了重要影響。國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)村居民家庭純收入由1978年的133.57元增加到2018年的14 617元，扣除物價變動因素外，年均增長率為7.39%。伴隨著農(nóng)村改革的深入、城鎮(zhèn)化進程的推進以及國家財政支農(nóng)政策的強化，我國農(nóng)村居民單一的收入來源結(jié)構(gòu)被逐漸打破，并形成相對穩(wěn)定的多元收入來源結(jié)構(gòu)。隨著收入水平的提高和收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，農(nóng)村居民的食物消費結(jié)構(gòu)也在發(fā)生著變化。人均糧食消費數(shù)量日益減少，而高蛋白、高能量的畜產(chǎn)品如肉、蛋、奶類的絕對消費數(shù)量不斷上升，畜產(chǎn)品消費結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化升級。畜產(chǎn)品消費結(jié)構(gòu)變化必然引起畜禽生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的改變，而碳源的調(diào)整則會對畜禽養(yǎng)殖碳排放產(chǎn)生影響。不少學者就農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展問題進行了深入探討[3-5]，但鮮有研究具體就農(nóng)村居民收入水平與畜禽養(yǎng)殖碳排放的協(xié)調(diào)機制進行細致剖析。另外，現(xiàn)有文獻在分析農(nóng)村居民收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的影響時，未針對農(nóng)村居民收入類型進行細化分析，這忽略了農(nóng)村居民不同類型收入的功能性差異。中國作為養(yǎng)殖業(yè)大國，厘清農(nóng)村居民收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放的動態(tài)響應關系對于實現(xiàn)農(nóng)村居民增收和畜禽養(yǎng)殖業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的雙贏目標具有重要意義。鑒于此，筆者在前人研究的基礎上，將農(nóng)村居民不同類型收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的單向影響擴展為雙向影響，試圖全面揭示農(nóng)村居民不同類型收入水平與畜禽養(yǎng)殖碳排放的耦合協(xié)調(diào)程度，以期為實現(xiàn)中國農(nóng)村經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展提供科學依據(jù)和決策參考。

1 理論框架

1.1 農(nóng)村居民收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的影響

經(jīng)濟發(fā)展尤其是居民收入水平被認為是影響食物消費和營養(yǎng)狀況的最重要因素[6]。隨著農(nóng)村居民收入水平的提高，居民生活水平不斷改善，高蛋白、高營養(yǎng)的畜產(chǎn)品也越來越受到農(nóng)村居民的歡迎。居民收入不僅是一個整體性概念，而且是由多個不同來源收入構(gòu)成的結(jié)構(gòu)性概念。不同來源收入具備不同的特點、發(fā)展趨勢和功能，因而對居民消費行為產(chǎn)生程度各異的影響。農(nóng)村居民收入的主要構(gòu)成形式為經(jīng)營性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入與財產(chǎn)性收入。其中，工資性收入和經(jīng)營性收入具有收入預期相對穩(wěn)定和持久性的特征。根據(jù)弗里德曼的持久性收入假說理論，持久性收入與持久性支出之間存在穩(wěn)定的關系[7]，具體表現(xiàn)為經(jīng)營性收入和工資性收入比例的遞增有利于畜產(chǎn)品消費的增加，碳排放也因此增加。而轉(zhuǎn)移性收入與財產(chǎn)性收入作為“暫時性收入”，占比相對較小并具有不穩(wěn)定性、非傳統(tǒng)性和非持續(xù)性的特征[8]，農(nóng)村居民因此存在謹慎性消費和儲蓄心理來彌補這種不確定性，消費傾向受到較大的抑制，具體表現(xiàn)為隨著這2項收入比例的遞增，農(nóng)村居民對畜產(chǎn)品的消費反而出現(xiàn)遞減，畜禽養(yǎng)殖規(guī)模和碳排放隨之減小。

1.2 畜禽養(yǎng)殖碳排放對農(nóng)村居民收入的影響

目前，糞便管理是畜禽養(yǎng)殖碳排放的最主要來源[5]，因此對畜禽糞污的有效管理是實現(xiàn)畜禽碳減排的最有效路徑。當畜禽糞污產(chǎn)生量較小時，種養(yǎng)結(jié)合綜合農(nóng)業(yè)系統(tǒng)被認為是消納畜禽糞污最根本、最有效、最經(jīng)濟的方式[9]。對于養(yǎng)殖主體來說，畜禽糞污或轉(zhuǎn)變?yōu)橛袡C糞肥出售，或用作肥料施入飼料用糧，均可以增加經(jīng)營性純收入。對于種植主體來說，畜禽糞污用作有機肥料還田，既可以減少其化學肥料成本，又可以為農(nóng)作物補充養(yǎng)分，實現(xiàn)農(nóng)作物增產(chǎn)增收，導致農(nóng)村社會的經(jīng)營性收入增加。當畜禽糞污產(chǎn)生量較大時，就養(yǎng)殖個體來看，嚴格的環(huán)境規(guī)制如“畜禽禁養(yǎng)”政策可能會導致各地不少規(guī)模養(yǎng)殖場戶直接退出養(yǎng)殖并選擇流轉(zhuǎn)出圈舍用地，土地財產(chǎn)性收入因此提升，并且養(yǎng)殖戶退出后可能會選擇投資較少、經(jīng)濟效益明顯的外出務工替代生計[10]，工資性收入因此增加。而就整個區(qū)域來看，畜禽糞污具有產(chǎn)生量大、鋪開面廣的特點，且無害化治理環(huán)節(jié)加工工藝復雜、投入成本較大，這對企業(yè)的資金力量和加工能力提出了較高的要求。而在政府激勵型政策的扶持下，畜禽糞污大中型循環(huán)經(jīng)濟項目如沼氣工程、生物有機肥制造工程得到全方位鋪開，從而在農(nóng)村地區(qū)提供了較多的就業(yè)崗位[11]，農(nóng)村居民工資性收入因此增加。

不同于經(jīng)營性收入、工資性收入與財產(chǎn)性收入這3種自有收入，農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入主要是農(nóng)村居民被動獲得的來自政府部門的轉(zhuǎn)移支付。畜禽養(yǎng)殖碳排放變化主要通過環(huán)境治理投入的“擠出效應”和財政收入的“增長效應”來對農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入產(chǎn)生影響。畜禽環(huán)境污染具有污染面大、治理困難的特點，因此當環(huán)境污染突然加重時，環(huán)境績效的考核壓力迫使地方政府會將更多的財政收入用于環(huán)境治理[12]，如扶持或建設沼氣工程等，而用于改善農(nóng)村居民收入水平的轉(zhuǎn)移性支付會相應減小。隨著環(huán)境狀況的改善，地方政府獲得的生態(tài)轉(zhuǎn)移支付可能會增加[12]，農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入水平也會隨之提高。 綜上，該研究的邏輯框架見圖1。

圖1 農(nóng)村居民不同類型收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放互動的邏輯框架

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 畜禽養(yǎng)殖碳排放的測算

參考聯(lián)合國糧農(nóng)組織、政府間氣候變化委員會(IPCC)和已有文獻對畜禽養(yǎng)殖碳排放的測度，選取牛、馬、綿羊、山羊、驢、騾、駱駝、豬、兔、家禽等主要反芻和非反芻牲畜，采取各碳源量和碳排放系數(shù)加權(quán)的方法測算畜禽養(yǎng)殖碳排放。

2.1.1牲畜年平均飼養(yǎng)量的確定

參照文獻[5,13]，根據(jù)不同類型牲畜飼養(yǎng)周期對牲畜年底存欄量和年度出欄量進行調(diào)整，從而得到飼養(yǎng)量。具體調(diào)整過程為：對于飼養(yǎng)周期在1 a以上(含1 a)的牲畜，其年底存欄量即為年飼養(yǎng)量；對于飼養(yǎng)周期小于1 a的牲畜，其年均飼養(yǎng)量需要根據(jù)年飼養(yǎng)周期和出欄量折算得到，具體計算公式為

(1)

式(1)中，CAF為飼養(yǎng)量，萬頭或萬只；HAO為年底存欄量，萬頭或萬只；CF為飼養(yǎng)周期，d；EN為年內(nèi)出欄量，萬頭或萬只。生豬、兔和禽類的飼養(yǎng)周期分別為200、105和55 d。

2.1.2碳排放系數(shù)的確定

目前畜禽碳排放轉(zhuǎn)換系數(shù)尚未出臺相關標準，馬、驢、騾、駱駝、豬、兔以及家禽的碳排放系數(shù)參考姚成勝等[5]的研究，牛、綿羊和山羊的碳排放系數(shù)參考冉錦成等[13]的研究。

根據(jù)《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》，畜禽養(yǎng)殖碳排放主要來自于動物腸道發(fā)酵CH4和動物糞便管理的CH4、NO2排放。為統(tǒng)一口徑，參照文獻[14]，按照1 t CH4折合6.82 t C，1 t N2O折合81.27 t C的標準，將CH4和N2O排放量折算成碳當量，測算公式為

81.27×γit×θi]。

(2)

式(2)中，Ct為t年畜禽養(yǎng)殖碳排放總量，萬t；Cit為第i類碳源t年的碳排放量，萬t；γit為第i類碳源t年的數(shù)量,萬頭或萬只；αi為腸道發(fā)酵CH4排放系數(shù),kg·頭-1·a-1；βi為糞便排放CH4排放系數(shù),kg·頭-1·a-1；θi為糞便排放N2O排放系數(shù),kg·頭-1·a-1。

2.2 Tapio脫鉤模型

脫鉤一詞主要來源于物理學領域，一般解釋為“解耦”，即2個變量之間不存在同向響應關系。脫鉤關系理論常被用來討論經(jīng)濟增長與生態(tài)環(huán)境之間的關系[14]，目前最常用的有OECD指數(shù)模型和Tapio脫鉤彈性模型，相對前者來說，Tapio脫鉤彈性模型更加客觀，綜合考量了總量和相對量2類指標，避免了時間選擇隨意性而導致的敏感性問題[15]。因此選用Tapio脫鉤彈性模型來衡量1993—2018年我國畜禽養(yǎng)殖碳排放以及農(nóng)村居民收入之間的脫鉤情況。脫鉤狀態(tài)的劃分參照文獻[16](表1)。

表1 脫鉤狀態(tài)劃分

ΔC為本期與上期的畜禽養(yǎng)殖碳排放量差值；ΔY為本期與上期的農(nóng)村居民收入水平差值；ε為脫鉤彈性。

脫鉤彈性計算公式為

(3)

式(3)中，εt為脫鉤彈性；Ct和Ct-1分別為t期和t-1期中國畜禽養(yǎng)殖碳排放量，萬t；Yt和Yt-1分別為t期和t-1期各類農(nóng)村居民收入水平,元·人-1。

為了衡量脫鉤彈性是否穩(wěn)定，進一步計算脫鉤穩(wěn)定性指標：

(4)

式(4)中，S為脫鉤穩(wěn)定性指標；N為樣本數(shù)；εt和εt-1分別為t期和t-1期的脫鉤彈性，其數(shù)值越小，脫鉤狀態(tài)越平穩(wěn)，反之則脫鉤穩(wěn)定性越差。

2.3 SVAR模型的構(gòu)建

VAR模型是處理多個相關經(jīng)濟指標分析與預測最容易操作的模型之一，1989年BLANCHARD等[17]在VAR模型基礎上作出改進，即在模型中納入了變量之間的當期關系，提出了結(jié)構(gòu)向量自回歸模型 (SVAR)。

含有k個變量p階向量自回歸SVAR(p) 模型的數(shù)學表達式為

A0yt=Φ0+Φ1yt-1+Φ2yt-2+…+Φpyt-p+ut。

(5)

式(5)中，A0為變量之間同期關系的系數(shù)矩陣；Φ為滯后算子L(k×k)的矩陣多項式。將式(5)兩邊乘A0-1，得到標準型VAR模型：

yt=B0+B1yt-1+B2yt-2+…+Bpyt-p+st，

(6)

B0=A0-1Φ0，

(7)

Bp=A0-1Φp，

(8)

st=A0-1up，

(9)

(10)

式(6)～(10)中，yt為k×1階向量;up為k×1階擾動向量。在模型(5)可識別的情況下，通過對模型(6)進行最小二乘估計，運用兩階段最小二乘法得到SVAR模型的無偏和一致估計。

2.4 指標選取與數(shù)據(jù)來源

2.4.1指標選取

畜禽養(yǎng)殖碳排放(Ct)根據(jù)式(2)計算得到；農(nóng)村居民收入方面，農(nóng)村居民家庭純收入構(gòu)成成分為經(jīng)營性收入(rjy)、工資性收入(rgz)、轉(zhuǎn)移性收入(rzy)與財產(chǎn)性收入(rcc)，運用1978年的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(100)將各年收入折算成1978年不變價。為避免異方差問題，對各變量均取對數(shù)。

2.4.2數(shù)據(jù)來源

考慮到1993年以后國家統(tǒng)計局才開始公布農(nóng)村居民收入的詳細來源，將實證研究的數(shù)據(jù)樣本區(qū)間定為1993—2018年。所有原始變量來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

3 實證結(jié)果分析

3.1 畜禽養(yǎng)殖碳排放測算結(jié)果

1993—2018年中國畜禽養(yǎng)殖碳排放測算結(jié)果如圖2所示。

圖2 1993—2018年中國畜禽養(yǎng)殖碳排放及其構(gòu)成

由圖2可知，1993—2018年中國畜禽養(yǎng)殖碳排放總量由1993年的9 508.44萬t波動增加至2018年的10 507.92萬t，相比研究基期增長了10.51%。其中糞便管理碳排放與碳排放總量保持著較為一致的變化趨勢，其增長幅度高達32.46%，而畜禽腸胃發(fā)酵碳排放則與之相反，相比基期下降了11.36%，可見畜禽養(yǎng)殖碳排放的主要增長源頭為畜禽糞便。

具體來看，中國畜禽養(yǎng)殖碳排放發(fā)展可分為4個階段。

(1)波動上升階段(1993—2004年)，碳排放總量由9 508.44萬t波動增加到11 158.56萬t，增長率為17.35%，1992年我國正式提出建立社會主義市場經(jīng)濟體制，農(nóng)村改革逐步向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌，為畜牧業(yè)發(fā)展創(chuàng)造了良好的社會環(huán)境和開放的市場條件，從而推動了牧工商結(jié)合進程，畜禽養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展因此呈現(xiàn)專業(yè)化、規(guī)?；奶攸c，處于過量擴充階段。這一階段畜禽飼養(yǎng)規(guī)模增長較快，碳排放因此增多。

(2)持續(xù)下降階段(2004—2007年)，碳排放總量由11 158.56萬t持續(xù)下降到10 507.99萬t，下降幅度為5.83%。主要原因是2004年之前糧食市場價格低迷導致糧農(nóng)種植積極性下降，2004年起國內(nèi)糧食供不應求導致糧食價格大幅度上漲，為此國家開始壓縮耗糧型產(chǎn)業(yè)，這一階段全國生豬、肉牛、羊等畜禽飼養(yǎng)量均出現(xiàn)大規(guī)模下降，導致碳排放量減少。

(3)平穩(wěn)上升階段(2007—2014年),碳排放總量由10 507.99萬t增加到10 897.39萬t，增長率為3.71%。這一階段屬于畜牧業(yè)提質(zhì)增效發(fā)展階段，2007年1月, 國務院下發(fā)了《關于促進畜牧業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的意見》，就繼續(xù)穩(wěn)定生豬、家禽生產(chǎn)，突出發(fā)展牛羊等節(jié)糧型草食家畜，大力發(fā)展奶業(yè)，加快發(fā)展特種養(yǎng)殖業(yè)等多個方面，對加大畜牧業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整作出戰(zhàn)略部署，隨后又相繼出臺了《國務院關于促進生豬生產(chǎn)發(fā)展穩(wěn)定市場供應的意見》《國務院關于促進奶業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的意見》《全國牛羊肉生產(chǎn)發(fā)展規(guī)劃 (2013—2020) 》等，這對于提高畜牧養(yǎng)殖規(guī)模化程度具有重要作用，規(guī)模飼養(yǎng)下畜禽碳排放隨之增加。

(4)緩慢下降階段(2014—2018年)，碳排放總量由10 897.39萬t下降到10 507.92萬t，下降幅度為3.57%。這一階段國家陸續(xù)出臺若干政策法規(guī)來約束、引導畜牧業(yè)綠色發(fā)展，畜禽養(yǎng)殖進入以環(huán)保為重點的轉(zhuǎn)型發(fā)展階段。2014年以來，我國加大畜禽污染治理力度，陸續(xù)出臺了《畜禽規(guī)模養(yǎng)殖污染防治條例》《水污染防治行動計劃》《關于促進南方水網(wǎng)地區(qū)生豬養(yǎng)殖布局調(diào)整優(yōu)化的指導意見》《中華人民共和國環(huán)境保護稅法實施條例》等規(guī)章制度和法律條文，這對畜禽養(yǎng)殖污染防治起到了很好的治理效果，同時在環(huán)保政策推行的過程中，不少地方出現(xiàn)了違規(guī)的禁限養(yǎng)區(qū)，養(yǎng)豬業(yè)受到了極大的沖擊。2018年1月起實施的《環(huán)境保護稅法》對存欄規(guī)模大于50頭牛、500頭豬、5 000羽雞鴨的養(yǎng)殖戶征收環(huán)保稅，這在一定程度上對縮減養(yǎng)殖規(guī)模和減小污染排放起到了顯著效果，因此這一階段畜禽養(yǎng)殖碳排放有所下降。

3.2 脫鉤結(jié)果分析

根據(jù)公式計算得到1993—2018年中國農(nóng)村居民收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放的脫鉤彈性指數(shù)，結(jié)果見表2。由表2可知，1993年以來中國各類農(nóng)村居民收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放均呈現(xiàn)出脫鉤波動—強弱脫鉤交替—強脫鉤主導的動態(tài)演進關系。根據(jù)脫鉤特征的異質(zhì)性，具體可分為3個階段。

第1階段為1993—2000年，屬于脫鉤波動階段。主要原因是這一階段農(nóng)業(yè)處于改革時期，發(fā)展較為動蕩，出現(xiàn)了農(nóng)村居民各類型收入劇烈波動和畜牧業(yè)過量擴充并存的局面。該階段以1997年為分界點，農(nóng)村居民收入先后呈現(xiàn)了不同的發(fā)展特征。1993—1996年，我國深化糧食購銷體制改革，充分調(diào)動了農(nóng)民種糧積極性，作為農(nóng)民主要收入來源的經(jīng)營性收入得到提升，隨著市場經(jīng)濟改革和技術進步加快，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)實施了結(jié)構(gòu)性調(diào)整并得到高速發(fā)展，農(nóng)村居民工資性收入因此提升。而1997年以后，亞洲金融危機爆發(fā)，中國經(jīng)濟增長急速放緩，農(nóng)產(chǎn)品需求市場受到了抑制，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和就業(yè)受阻，農(nóng)村居民經(jīng)營性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入因此停滯或急劇下降。同時財產(chǎn)性收入由于受到土地制度不合理等因素限制而出現(xiàn)了較為劇烈的波動。為促進農(nóng)村居民增收，尋找新的收入增長點，這一階段國家加快農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，大力發(fā)展畜牧業(yè)，畜禽養(yǎng)殖規(guī)模和畜產(chǎn)品產(chǎn)量均大幅提升，實現(xiàn)了主要畜產(chǎn)品供求基本平衡的歷史性跨越。觀察不同類型收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放的脫鉤彈性系數(shù)發(fā)現(xiàn)，除極個別年份外，畜禽養(yǎng)殖碳排放與經(jīng)營性收入的脫鉤彈性值均大于其他類型收入，這主要是因為該階段經(jīng)營性收入在農(nóng)村居民總收入中占比在62%以上，成為拉動農(nóng)村居民畜產(chǎn)品消費的主要收入來源。

第2階段為2000—2014年，屬于強弱脫鉤交替階段并以弱脫鉤收尾。這一階段各類農(nóng)村居民收入均實現(xiàn)了較快的增長，主要原因得益于惠農(nóng)強農(nóng)政策的實施。在經(jīng)歷了1997—2000年農(nóng)村居民收入連續(xù)4 a的大幅度下降后，我國加強城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的頂層設計并加大惠農(nóng)支農(nóng)政策的實施，2002年，中共中央十六大將統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展作為全面建設小康社會的重大任務。2004年，中共中央十六屆四中全會和中央一號文件確立了“以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)”的發(fā)展格局，隨后城市化和工業(yè)化的快速推進以及戶籍制度的改革，為農(nóng)村居民帶來了大量就業(yè)機會，農(nóng)村居民工資性收入呈現(xiàn)出快速且穩(wěn)定上升的趨勢。自2006年起，全國取消農(nóng)業(yè)稅，實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)減負。2008 年《關于推進農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》 提出，“賦予農(nóng)民更加充分而有保障的土地承包經(jīng)營權(quán)，現(xiàn)有土地承包關系要保持穩(wěn)定并長久不變”。2013年中央農(nóng)村工作會議強調(diào)，“集體經(jīng)濟組織成員的農(nóng)民家庭對于集體土地的承包地位”。在黨中央和各級政府的重視下，各種類型的農(nóng)村居民收入實現(xiàn)了較快增長。然而該階段由于農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，畜禽碳排放出現(xiàn)先下降后上升的局面。由于畜牧業(yè)結(jié)構(gòu)性過剩問題，再加上國內(nèi)糧食供不應求，2004年起國家開始壓縮耗糧型產(chǎn)業(yè)，全國生豬、肉牛、羊等畜禽的飼養(yǎng)量均出現(xiàn)了大規(guī)模下降。而后隨著收入的快速提高，居民對優(yōu)質(zhì)和多樣化的畜產(chǎn)品消費提出了更高的要求，同時國際市場競爭激烈，畜牧業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整問題迫在眉睫。為此，2007年起中央層面出臺了一系列政策來促進畜牧業(yè)發(fā)展，畜禽養(yǎng)殖規(guī)?；玫教嵘?，碳排放因此增加，但增加的速度依然小于收入增加的速度。因此這一階段各類農(nóng)村居民收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放的關系由強脫鉤向弱脫鉤轉(zhuǎn)變，表明畜禽養(yǎng)殖碳排放壓力逐漸增大。另外與前一階段有所不同，這一階段由于不同類型收入增長的同步性，農(nóng)村居民收入來源趨向于多樣化，不同收入之間的差距逐漸縮小，導致不同類型收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放的脫鉤關系具有很強的一致性。

表2 1993—2018年中國畜禽養(yǎng)殖碳排放與農(nóng)村居民收入之間的脫鉤狀況

第3階段為2014—2018年，屬于強脫鉤轉(zhuǎn)型階段。該階段我國各類農(nóng)村居民收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放的關系以強脫鉤為主導并收尾，脫鉤狀態(tài)較為理想，農(nóng)村居民收入實現(xiàn)了顯著增長，而畜禽養(yǎng)殖碳排放卻出現(xiàn)下降。這一時期農(nóng)村居民收入的增長得益于頂層設計優(yōu)化和經(jīng)濟政策的高效落實，2014—2016年中央一號文件均以農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化為主題，2017和2018年中央一號文件則分別以推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革和實施鄉(xiāng)村振興為主題，這對于引導農(nóng)業(yè)和農(nóng)村現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型、激活農(nóng)村發(fā)展內(nèi)在動力、引導農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有重要的推動作用，該階段各類農(nóng)村居民收入基本趨于平穩(wěn)式增長，收入結(jié)構(gòu)更加均衡。由于農(nóng)村居民收入來源趨向于多樣化，且這一階段兼業(yè)和外出務工帶來的工資性收入逐漸成為農(nóng)村居民的主要收入來源，因此農(nóng)村居民進行專業(yè)化生產(chǎn)的機會成本有所提高，這導致其對畜禽養(yǎng)殖業(yè)的依賴性有所減弱，同時農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平和思想觀念相對前一階段有了更顯著的提升，導致污染防治技術的研發(fā)與投入力度加大，再加上2014年以來我國不斷加大畜禽污染防治與治理力度并陸續(xù)出臺了畜禽規(guī)模養(yǎng)殖污染防治條例》《水污染防治行動計劃》等法律條規(guī)，因此各類農(nóng)村居民收入較快增長的情形下，畜禽養(yǎng)殖碳排放卻得到了較好的控制，兩者形成了良性循環(huán)。

3.3 動態(tài)響應關系檢驗

基于前文分析，可知中國畜禽養(yǎng)殖碳排放與各類農(nóng)村居民收入之間的脫鉤關系于不同時間會呈現(xiàn)出相異的演化特點，但無法有效解釋各因素的相互作用程度及機制，因此利用SVAR模型進一步研究變量之間的協(xié)整與動態(tài)沖擊響應關系。

3.3.1單位根檢驗

為避免非平穩(wěn)時間序列可能造成的虛假回歸現(xiàn)象，采用ADF方法對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。結(jié)果顯示，lnCt、lnrjy、lnrgz、lnrzy、lnrcc時間序列在5%顯著水平下均為非平穩(wěn)序列，但一階差分項在5%顯著水平下是平穩(wěn)的。所以運用所有變量的一階差分項構(gòu)造SVAR模型。

3.3.2協(xié)整檢驗

為避免非平穩(wěn)的一階單整序列可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，采用Johansen協(xié)整檢驗法進行協(xié)整檢驗。在運用Johansen協(xié)整檢驗前需要確定VAR模型的滯后階數(shù)，根據(jù)LR、FPE、HQ等準則判斷模型最佳滯后階數(shù)為2，因此可建立VAR(2)模型。Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示，跡統(tǒng)計量在5%顯著水平下拒絕0、1、2、3個協(xié)整變量，所以變量之間至少存在4個協(xié)整方程，即存在協(xié)整關系。

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果

3.3.3向量自回歸模型構(gòu)建

由于Johansen協(xié)整檢驗已證實模型的變量之間存在協(xié)整關系，因此可以用取對數(shù)后的原序列帶入模型進行SVAR模型估計。由于VAR(2)模型的全部特征方程根的倒數(shù)值均在單位圓內(nèi)，表明所建立的VAR(2)模型是穩(wěn)定的。要使SVAR模型能被識別，則需要施加約束條件。首先建立AB型的5變量(依次為畜禽養(yǎng)殖碳排放、農(nóng)村居民經(jīng)營性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入以及財產(chǎn)性收入)SVAR(2)模型，形式為

A0εt=But，t=1，2,…，T。

(11)

根據(jù)式(5)和式(7)對SVAR模型的設定形式，現(xiàn)將各內(nèi)生變量的向量yt、內(nèi)生變量當期的系數(shù)矩陣A設定如下：

(12)

(13)

(14)

對于AB型的SVAR模型，由于模型有5個內(nèi)生變量，至少需要施加2k2-k(k+1)/2=35個約束，才能使SVAR模型能被識別，而B矩陣為對角矩陣，A矩陣對角線元素均為1，這樣相當于施加了k(k+1)=30個約束條件。根據(jù)經(jīng)濟理論，再施加5個約束條件。(1)農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入對經(jīng)營性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入沒有影響，即a25=0，a35=0，a45=0。(2)轉(zhuǎn)移性收入是居民被動獲得的收入，因此農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入對農(nóng)村居民工資性收入沒有直接影響，即a34=0。(3)農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入對財產(chǎn)性收入沒有影響，即a54=0。

使用完全信息似然函數(shù)方法得到估計結(jié)果：

A=

(15)

3.3.4脈沖響應函數(shù)分析

基于前文的模型建立，運用脈沖響應函數(shù)對畜禽養(yǎng)殖碳排放與農(nóng)村居民不同類型收入的動態(tài)沖擊響應態(tài)勢進行解析，同時，將模型中響應函數(shù)的追蹤期設定為26 a。

3.3.4.1畜禽養(yǎng)殖碳排放與農(nóng)村居民經(jīng)營性收入的動態(tài)響應關系

圖3(a)為畜禽養(yǎng)殖碳排放對經(jīng)營性收入的沖擊響應。當在第1期給經(jīng)營性收入一個“正”的新息沖擊，lnCt的脈沖響應值為0，隨后脈沖響應值到第2期迅速增加為正，此后出現(xiàn)波動下降—增加—下降的趨勢，直到第14期基本穩(wěn)定在負值。可見經(jīng)營性收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放在短期內(nèi)主要產(chǎn)生正向沖擊，而在長期則產(chǎn)生細微的負向沖擊，這體現(xiàn)了畜禽養(yǎng)殖業(yè)“先污染后治理”的特征。作用機制在于：當農(nóng)村居民經(jīng)營性收入增加時，短期內(nèi)“數(shù)量擴張效應”占據(jù)主導地位，此時肉類消費增長導致的畜禽碳排放不斷增加，可能的原因是截至2014年，農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入一直是農(nóng)村居民收入的最主要來源。根據(jù)弗里德曼的持久性收入假說理論，經(jīng)營性收入是決定農(nóng)村居民生存型消費的主要因素[18]。因此，隨著農(nóng)村居民經(jīng)營性收入突然增加，其對畜產(chǎn)品的消費也以增加為主，隨著畜禽養(yǎng)殖規(guī)模擴大，畜禽養(yǎng)殖碳排放開始增加。而長期內(nèi)“質(zhì)量改善效應”占據(jù)主導地位，此時畜禽養(yǎng)殖業(yè)的發(fā)展不再是僅僅追求產(chǎn)量的增長和數(shù)量的擴充，而開始追求質(zhì)量與數(shù)量的并重。這一階段在政府環(huán)境規(guī)制以及居民環(huán)保意識等多重因素的推動下，畜禽養(yǎng)殖業(yè)呈現(xiàn)出健康養(yǎng)殖和環(huán)境友好型的生產(chǎn)特點?？傊?，畜禽養(yǎng)殖碳排放會隨著農(nóng)村居民經(jīng)營性收入水平提高而呈現(xiàn)短期增加和長期減少的倒“U”型關系，這比較符合前文分析的我國畜牧業(yè)生產(chǎn)經(jīng)歷了過量擴充階段和轉(zhuǎn)型發(fā)展階段的發(fā)展事實，也驗證了環(huán)境庫茨涅茲曲線(EKC)理論的倒“U”型假說。

圖3(b)為經(jīng)營性收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的沖擊響應，當在第1期給lnCt一個“正”的新息沖擊，lnrjy的脈沖響應值為負，到第6期后為正值，這與現(xiàn)實情況也是比較吻合的。當前，畜禽糞便排放是構(gòu)成畜禽養(yǎng)殖碳排放的主要渠道，短期內(nèi)畜禽養(yǎng)殖污染突然加重，養(yǎng)殖主體經(jīng)營性純收入是降低的。這主要是因為與工業(yè)污染治理不同，畜禽養(yǎng)殖污染治理涉及的環(huán)節(jié)和影響因素較多，不僅受到地域、溫度和種植制度的影響，還受到養(yǎng)殖模式、處理工藝和配套農(nóng)田的約束，因此短期內(nèi)由于治理主體應急時間較短，治理技術還不夠成熟，導致治理成本較高，污染治理的投資回報較低；然而從長期來看，一方面在政府環(huán)境規(guī)制的情境下，政府會根據(jù)養(yǎng)殖場(戶)的實際情況，直接對其進行糞污處理設施設備的投資、獎補以及開展糞污處理技術培訓，養(yǎng)殖主體會因治理成本下降和技術提高而使得污染治理的投資回報提高，促進養(yǎng)殖主體清潔產(chǎn)出增加；另一方面治理主體有充足的精力和時間去拓展廢棄物消納渠道，比如通過“種養(yǎng)結(jié)合”模式實現(xiàn)本地種植業(yè)對畜禽糞污的有效消納，從而使種植和養(yǎng)殖效益得到提升。

圖3 畜禽養(yǎng)殖碳排放與經(jīng)營性收入的互相響應

3.3.4.2畜禽養(yǎng)殖碳排放與農(nóng)村居民工資性收入的動態(tài)響應關系

圖4(a)為畜禽養(yǎng)殖碳排放對工資性收入的脈沖響應，當在第1期給工資性收入一個“正”的新息沖擊，lnCt的脈沖響應值為0，到第2期下降為負，而后上升到第3期達最大值，此后經(jīng)歷下降—上升的波動趨勢后逐漸趨向于0。可見農(nóng)村居民工資性收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的影響并不具有穩(wěn)定性和持續(xù)性，更多的是發(fā)揮了降低碳排放的作用。這與預期相反，可能的原因是：在2004年之前，市場風險較大，農(nóng)村居民工資性收入波動較大，具有“不穩(wěn)定”的特征。根據(jù)弗里德曼的持久性收入假說理論，此時工資性收入即使增加，農(nóng)村居民出于“預防性儲蓄”的心理反而會減小畜產(chǎn)品消費，因此畜禽養(yǎng)殖碳排放會有所下降。而2004年之后城市化和工業(yè)化的快速推進以及戶籍制度的改革，為農(nóng)村居民帶來了大量就業(yè)機會，農(nóng)村剩余勞動力開始大量向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，農(nóng)村居民工資性收入呈現(xiàn)出快速且穩(wěn)定上升的趨勢，農(nóng)村居民由于工資性收入增加而導致的儲蓄心理會逐漸減弱，此時工資性收入增加導致肉類消費有所增多，畜禽養(yǎng)殖規(guī)模和碳排放有所上升。而后隨著兼業(yè)和外出務工帶來的工資性收入逐漸成為農(nóng)村居民的主要收入來源，農(nóng)村居民進行專業(yè)化生產(chǎn)的機會成本有所提高，這導致其對畜禽養(yǎng)殖業(yè)的依賴性有所減弱，畜禽養(yǎng)殖規(guī)模和碳排放會有所降低，并在長期逐漸趨向于0。

圖4(b)為工資性收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的脈沖響應，當在第1期給lnCt一個“正”的新息沖擊，畜禽養(yǎng)殖碳排放的脈沖響應值在觀察期內(nèi)一直保持正值，這表明不管是短期還是長期，農(nóng)村居民工資性收入的沖擊響應都是正向的，且較為穩(wěn)定。畜禽養(yǎng)殖碳排放能促進農(nóng)村居民工資性收入增長的作用機制在于強制性政府規(guī)制誘發(fā)的農(nóng)村居民替代生計策略以及服務型或引導型政府規(guī)制發(fā)揮的“造血”功能。替代生計策略是農(nóng)戶應對資本稟賦和環(huán)境變化所作出的理性決策[10]。短期來看，嚴格的環(huán)境規(guī)制如畜禽限養(yǎng)、禁養(yǎng)政策給規(guī)模養(yǎng)殖場(小區(qū))帶來縮減規(guī)模、搬遷甚至關閉的壓力，從而導致養(yǎng)殖經(jīng)營主體不得不進行非農(nóng)生產(chǎn)替代生計，工資性收入因此增加；長期來看，地方政府出資建設公益性的農(nóng)村廢棄物資源化處理中心項目，或政府扶持社會力量建設大中型循環(huán)經(jīng)濟項目(如沼氣工程、生物有機肥制造工程)，這帶動了與之相配套的產(chǎn)業(yè)建設，為農(nóng)村地區(qū)提供了較多的就業(yè)崗位，提高了農(nóng)村居民的工資性收入?？梢?，政府環(huán)境規(guī)制手段在進行畜禽污染防治的同時，也能產(chǎn)生促進就業(yè)的效果。

圖4 畜禽養(yǎng)殖碳排放與工資性收入的相互響應

3.3.4.3畜禽養(yǎng)殖碳排放與農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入的動態(tài)響應關系

圖5(a)為畜禽養(yǎng)殖碳排放對轉(zhuǎn)移性收入的脈沖響應，可以看到畜禽養(yǎng)殖碳排放對轉(zhuǎn)移性收入的沖擊響應滯后1期，第1期為0，到第2期上升至正值，此后開始下降，到第3期為負值，而后逐漸上升并趨向于0，整個樣本期內(nèi)累計響應值為-0.002?？梢娹r(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入增加促進碳排放上升的作用并不穩(wěn)定，總體發(fā)揮抑制碳排放的作用。轉(zhuǎn)移性收入具有暫時性、非傳統(tǒng)收入的特征，行為生命周期假說認為，財富變化對消費傾向的影響取決于財富變化的規(guī)模[19]，對于一次性獲得的小額收入，人們通常將其劃入心理上的現(xiàn)期收入賬戶。1993—2011年，農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入盡管呈現(xiàn)總體增長趨勢，但在農(nóng)村居民收入中仍占據(jù)較小的比例，2011年達到最高值也僅為7.61%，再加上轉(zhuǎn)移性收入大多屬于一次性支付，因此農(nóng)村居民通常會將一次性獲得的轉(zhuǎn)移性收入劃入現(xiàn)期收入賬戶[8]。這與張秋惠等[20]的研究結(jié)論較為一致：轉(zhuǎn)移性收入作為一筆“意外之財”，在支出時較為隨意。因此一開始當現(xiàn)期收入賬戶突然增加時，農(nóng)村居民會增加原本消費支出較低但有迫切需要的肉類消費，從而導致畜禽養(yǎng)殖規(guī)模擴大，碳排放上升。隨后隨著農(nóng)村居民現(xiàn)期收入賬戶的減少，居民出于預防性儲蓄心理會減小肉類消費，導致畜產(chǎn)品消費規(guī)模有所下降，碳排放隨之下降；而2012年之后，隨著國家轉(zhuǎn)移支付政策的大力調(diào)整和實施，農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入份額在2012—2018年期間大幅增長，由2012年的8.19%連續(xù)增加至2018年的19.98%。這一階段農(nóng)村居民的心理賬戶會相應有所調(diào)整，此時轉(zhuǎn)移性收入可能會退出居民現(xiàn)期收入賬戶，進入持久性收入賬戶。隨著持久性收入的上升，居民肉類消費有所回升，畜禽養(yǎng)殖規(guī)模和碳排放減小的幅度會越來越小。

圖5(b)為轉(zhuǎn)移性收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的脈沖響應，當在第1期給畜禽養(yǎng)殖碳排放一個“正”的新息沖擊，轉(zhuǎn)移性收入的脈沖響應為負，然后波動上升至第8期為正值，此后均呈現(xiàn)正的脈沖效應。這一現(xiàn)象背后可能的邏輯是考核制度的變遷和轉(zhuǎn)移支付制度的完善。隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展和社會環(huán)保意識的覺醒，環(huán)境保護逐漸得到政府的重視。2007年，國務院首次提出要將節(jié)能減排情況作為政府領導干部綜合考核評價的重要內(nèi)容，且當年環(huán)境保護支出首次從政府收支分類項目中分離出來，并以“環(huán)境保護”類的形式單獨列支。這一邏輯在脈沖響應圖形上也得以驗證：短期內(nèi)畜禽養(yǎng)殖碳排放表征的環(huán)境污染突然加大時，地方政府迫于生態(tài)環(huán)境績效考核壓力，會加大對環(huán)境治理的投入，然而在原有的專項環(huán)境保護財政支出較為有限的情況下，地方政府會通過改變公共支出結(jié)構(gòu)來提高環(huán)境保護財政支出比例，這在一定程度上會對其他領域如農(nóng)林水利等的專項財政支出產(chǎn)生“擠出”效應，因此用于農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性支付相應會減少。而長期內(nèi)隨著環(huán)境的逐漸改善和績效考核的通過，地方政府獲得的來自上級轉(zhuǎn)移支付(包括一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付)可能會增多，地方政府公共支出結(jié)構(gòu)因此得以優(yōu)化，農(nóng)村居民得到的轉(zhuǎn)移性收入也會隨之增加。

圖5 畜禽養(yǎng)殖碳排放與轉(zhuǎn)移性收入的相互響應

3.3.4.4畜禽養(yǎng)殖碳排放與農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的動態(tài)響應關系

圖6(a)為畜禽養(yǎng)殖碳排放對財產(chǎn)性收入的脈沖響應，可以看到畜禽養(yǎng)殖碳排放對財產(chǎn)性收入的沖擊響應滯后1期，第1期為0，到第2期下降為負值，此后開始波動上升，到第9期為最大值，而后波動下降并逐漸趨向于0，整個樣本期內(nèi)累計響應值為-0.008，具有促進碳排放減少的累積效應。這一現(xiàn)象背后可能的原因是：財產(chǎn)性收入作為非傳統(tǒng)收入，具有總量小、比例低的特征，國家統(tǒng)計局從1993年開始統(tǒng)計農(nóng)村居民人均財產(chǎn)性收入，1993—1999年農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入絕對份額由1993年的7元先增加到1996年的43元，再下降到1999年的32元，比例相應由0.76%上升到2.23%，再下降到1.45%，可見農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入比例雖然有所增加，但增加的幅度非常小且波動性很大，收入具有很大不確定性，這在一定程度上可能會抑制農(nóng)村居民消費水平的提高。另外，不同于農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入，農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入并非來自“他人”饋贈，而多來源于其流轉(zhuǎn)承包地所得回報，由于土地具有生存保障功能，放棄土地經(jīng)營權(quán)會讓具有 “戀土”情結(jié)的農(nóng)村居民產(chǎn)生生計危機意識[21]，這進一步導致其對土地財產(chǎn)性收入進行儲蓄以及謹慎消費心理。這一事實在脈沖響應圖形上也得到了驗證，短期內(nèi)財產(chǎn)性收入突然增加時，居民可能會選擇增加儲蓄的份額來彌補這種收入的波動和應對未來的生計危機，從而導致畜產(chǎn)品消費減少，碳排放減少；而2000年以后，中央針對農(nóng)村居民土地財產(chǎn)權(quán)的一系列改革為農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展注入了新的活力，農(nóng)村居民人均財產(chǎn)性收入得到了穩(wěn)定的增長，由2000年的45元增加到2018年的342元，農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)由經(jīng)營性收入為主導向多元化方向發(fā)展，各類農(nóng)村居民收入的增長速度由不穩(wěn)定向穩(wěn)定發(fā)展，農(nóng)村居民的生計有了更多的保障，對土地的依賴性也隨之減弱，因此農(nóng)村居民的儲蓄心理逐漸減弱，畜產(chǎn)品消費有所增長，養(yǎng)殖規(guī)模和碳排放有所回升。但農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入在農(nóng)村居民收入來源中畢竟占比最低，因此長期內(nèi)拉動畜產(chǎn)品消費的效應會在上升中逐漸趨于平穩(wěn)。

圖6(b)為財產(chǎn)性收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的脈沖響應，當在第1期給畜禽養(yǎng)殖碳排放一個“正”的新息沖擊，財產(chǎn)性收入的脈沖響應為負，此后上升到第2期達到最大值，除第3期下降為負值外，此后均呈現(xiàn)正的脈沖效應。這一現(xiàn)象背后反映的是政府環(huán)境規(guī)制情境下養(yǎng)殖戶應對資本稟賦和環(huán)境改變所作策略的變化。短期內(nèi)，對于規(guī)模養(yǎng)殖場(小區(qū))來說，由于受配套耕地限制，無法實現(xiàn)種養(yǎng)循環(huán)，為緩解污染物排放造成的社會影響，政府采取命令控制型的“調(diào)布局”手段來進行管控。2014年，政府正式實施《畜禽規(guī)模養(yǎng)殖污染防治條例》，要求在飲用水水源保護區(qū)，風景名勝區(qū)、自然保護區(qū)、城鎮(zhèn)居民區(qū)、文化教育科學研究區(qū)等區(qū)域禁止建設畜禽養(yǎng)殖場、養(yǎng)殖小區(qū)，對于禁養(yǎng)區(qū)內(nèi)已經(jīng)存在的養(yǎng)殖場或養(yǎng)殖小區(qū)要進行搬遷與拆除，甚至部分地區(qū)出現(xiàn)了以環(huán)保執(zhí)法為借口，對生豬養(yǎng)殖進行禁養(yǎng)“一刀切”[22]，這一史上最嚴的畜禽養(yǎng)殖業(yè)管控政策對養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)與養(yǎng)殖戶生計造成了重大影響。具體來看，對禁養(yǎng)區(qū)的養(yǎng)殖場(小區(qū))進行搬遷與拆除，短時間內(nèi)對原有的生產(chǎn)性基礎設施造成破壞性的影響，財產(chǎn)性收入因此會減小。隨后進行拆除與搬遷的養(yǎng)殖場會騰退原有的圈舍等基礎設施[10]，土地面積增加，養(yǎng)殖場因此獲得土地流轉(zhuǎn)收入或政府給予的一次性土地征用補償，同時圈舍遷入地的土地租賃價格較高，這直接增加了遷入地農(nóng)戶的土地財產(chǎn)性收入，因此農(nóng)村居民總體財產(chǎn)性收入在下降之后激增。而后進行異地搬遷的養(yǎng)殖場需要進行基礎設施重建與設備投資，財產(chǎn)性收入因此劇烈下降。而從投資后期來看，隨著恢復重建的養(yǎng)殖場規(guī)模化程度提高、生產(chǎn)效率改善、政府給予貼息貸款，養(yǎng)殖場的單位運營成本逐漸減小[22]，生產(chǎn)績效得到提高，資金流動性增強，現(xiàn)金資產(chǎn)的財產(chǎn)性收入因此會在長期內(nèi)保持正增長的狀態(tài)。

圖6 畜禽養(yǎng)殖碳排放與財產(chǎn)性收入的相互響應

4 結(jié)論

(1)我國畜禽養(yǎng)殖碳排放總體呈現(xiàn)波動上升的趨勢，畜禽糞便已成為我國畜禽養(yǎng)殖碳排放的主要源頭，因此實現(xiàn)畜禽糞便的科學管理有利于從源頭實現(xiàn)畜禽養(yǎng)殖業(yè)的碳減排。

(2)研究期內(nèi)我國畜禽養(yǎng)殖碳排放與4類農(nóng)村居民收入之間的關系由異質(zhì)性的脫鉤波動(1993—2000年)逐漸轉(zhuǎn)向同質(zhì)性的強弱脫鉤交替(2000—2014年)以及強脫鉤轉(zhuǎn)型(2014—2018年)。在脫鉤波動階段，經(jīng)營性收入成為拉動農(nóng)村居民畜產(chǎn)品消費的主要收入來源，畜禽養(yǎng)殖碳排放變化率與經(jīng)營性收入變化率之比要普遍大于其他類型收入；在強弱脫鉤交替階段，各類農(nóng)村居民收入均實現(xiàn)了較快的增長，畜禽碳排放卻出現(xiàn)了先下降后上升的局面，農(nóng)村居民收入與畜禽養(yǎng)殖碳排放的關系由強脫鉤向弱脫鉤轉(zhuǎn)變；在強脫鉤轉(zhuǎn)型階段，在各類農(nóng)村居民收入較快增長的情形下，畜禽養(yǎng)殖碳排放卻得到了較好的控制，兩者形成了良性循環(huán)。

(3)中國畜禽養(yǎng)殖碳排放與各類農(nóng)村居民收入之間存在顯著的相互影響關系。就農(nóng)村居民收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的影響來看，經(jīng)營性收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的影響從短期的促進作用變?yōu)殚L期抑制作用，而工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入以及財產(chǎn)性收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的影響則呈現(xiàn)了較強的波動性，但在長期來看均能夠產(chǎn)生減少畜禽養(yǎng)殖碳排放的累積效應，這說明在各類農(nóng)村居民收入增長的情況下，畜禽養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)會由“數(shù)量擴張”階段向“質(zhì)量改善”階段跨越；就畜禽養(yǎng)殖碳排放對農(nóng)村居民收入的影響來看，工資性收入針對畜禽養(yǎng)殖碳排放的正向沖擊表現(xiàn)出持續(xù)的正向響應，而經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入與財產(chǎn)性收入針對畜禽養(yǎng)殖碳排放的正向沖擊均表現(xiàn)出由短期的負向響應轉(zhuǎn)變?yōu)殚L期的正向響應。

5 啟示

(1)畜禽養(yǎng)殖碳排放與各類農(nóng)村居民收入之間的脫鉤關系以及各類農(nóng)村居民收入對畜禽養(yǎng)殖碳排放的影響結(jié)果均表明，若要實現(xiàn)畜禽養(yǎng)殖業(yè)低碳發(fā)展，必須保證農(nóng)村居民收入持續(xù)、穩(wěn)定增長和收入結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化。這需要國家進一步優(yōu)化經(jīng)濟社會體制改革，創(chuàng)造有利于農(nóng)村居民長效增收的宏觀政策環(huán)境，既要保證家庭經(jīng)營性收入等傳統(tǒng)收入的增長慣性，又要高度重視非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民創(chuàng)收的重要作用，并逐漸增加轉(zhuǎn)移性收入與財產(chǎn)性收入在總收入中的比例，使收入來源更趨多元化，從而分散畜禽養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)過量擴充的風險，以及為促進畜禽養(yǎng)殖結(jié)構(gòu)優(yōu)化和低碳發(fā)展奠定經(jīng)濟基礎。

(2)畜禽養(yǎng)殖碳減排對各類農(nóng)村居民收入的長期增收機制為未來農(nóng)村經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展提供了一個思路，未來可考慮在畜禽糞污資源化利用與拓寬農(nóng)村居民增收渠道之間建立聯(lián)系。首先，在全國“種養(yǎng)結(jié)合”區(qū)建立種養(yǎng)結(jié)合制度，完善配套農(nóng)地政策，加大設施設備獎補力度，加強糞污還田技術推廣體系建設，從而提高養(yǎng)殖戶的治理動力，促進畜禽糞污在農(nóng)業(yè)內(nèi)部的循環(huán)利用，達到增產(chǎn)、增收、減排的效果；其次，在養(yǎng)殖量龐大、種植面積較小的地區(qū)積極扶持建設大中型廢棄物資源化利用項目，如沼氣加工廠、生物有機肥加工廠等，在實現(xiàn)畜禽糞污資源化治理的同時，也為當?shù)剞r(nóng)村居民創(chuàng)造非農(nóng)就業(yè)崗位，而對于禁養(yǎng)區(qū)棄養(yǎng)外出務工的養(yǎng)殖戶，政府應積極開展技能培訓，鼓勵其進行就業(yè)創(chuàng)業(yè)，從而增加工資性收入；再次，建議對各級政府實施“畜禽糞污治理考核+轉(zhuǎn)移支付獎勵”的激勵型轉(zhuǎn)移支付制度，在防治畜禽糞污污染的同時促進當?shù)剞r(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入增加；最后，在實施嚴格環(huán)境規(guī)制如罰款、畜禽禁養(yǎng)的同時，也要輔以相關配套政策的實施，如落實圈舍搬遷用地政策，完善土地用途改變的補償分配制度，健全圈舍土地復墾、流轉(zhuǎn)的市場運行機制，從而增加農(nóng)村居民的土地財產(chǎn)性收入。