我國農村碳排放強度與鄉村振興協同發展分析

郭文強，譚喬陽，雷 明，2

（1.新疆財經大學信息管理學院,新疆烏魯木齊 830012；2.北京大學光華管理學院，北京 100871）

0 引言

自2004 年至2021 年，我國連續18 年頒布中央一號文件，聚焦于“三農”發展建設問題。習近平總書記在《中共中央 國務院關于做好2023 年全面推進鄉村振興重點工作的意見》中強調，強國必先強農，農強方能國強，明確指出全面推進鄉村振興、加快建設農業強國是我國全面建成社會主義現代化強國的重要部署［1］。樹牢綠色發展理念，推動農村生產、生活、生態協調發展，統籌實施農村人居環境整治、農村面源污染防治，促進農村能源結構轉型是農村綠色發展的現實需求［2］。然而我國作為農業大國，農業生產發展所帶來的碳排放量以年均9.1%的增長率上升至2020 年的8.2 億噸，相較于2000 年增長6倍多［3］，同時農村居民生活碳排放量、人均碳排放量近年均呈快速上升趨勢，其中農村居民生活碳排放量占國家碳排放總量的3.0%～4.0%［4］，因此農業農村具有巨大的節能減碳的潛力。將綠色低碳作為農業現代化建設的前提是實現農業農村領域碳達峰、碳中和目標的重要內容，同時也是貫徹落實鄉村振興戰略的重要舉措?；诖?，深入探討中國各省份農村碳排放強度與鄉村振興發展的耦合協同發展，可以更好地指導和支撐農業農村碳減排政策的實施，為我國的農村綠色轉型和生態文明建設提供理論借鑒意義。

1 文獻綜述

現有關于農村碳排放的研究眾多，學者們主要集中于研究農業農村碳排放強度的測算及時空演變特征。對于農村碳排放來源主要涉及農業生產及農村生活兩大方面，有學者將全國各省作為研究對象，多數采用排放系數法測算農業農村碳排放量，運用Theil 指數及空間分析相關方法探究區域差異、時空格局特征，發現我國農業碳排放強度呈現下降趨勢，農村居民生活碳排放水平總體呈上升趨勢［4］，且省域的空間分布差異變化較大［5］，對空間依賴性呈現增強趨勢，空間溢出效應顯著［6］。還有學者聚焦某省域進行分析，采用核密度估計、R/S 分析法及采用空間收斂分析法等工具分析農業碳排放強度發展規律及收斂趨勢分析，并結合總強度走勢做出預測。例如夏文浩等［7］發現新疆各地州市農業碳排放強度呈現出了北低南高的特征，各地州市顯著的β收斂特征，表明新疆區域間差距逐漸縮小。陳睿濤等［8］提出甘肅地區農業碳排放強度差異較小且波動幅度較小，預測未來甘肅省農業碳排放量及強度值將呈現出持續下降趨勢。宋麗美等［9］分析得出湖南省農村人居環境碳排放量以年平均0.12%的增速持續上升，農村人居環境碳排放強度以年均0.12%的減速逐年下降。范東壽［10］、吉雪強等［11］、韓金雨等［12］、劉震等［13］學者們不僅完善了農村碳排放測算體系，還選取與農村碳排放相關的變量構建面板聯立方程、固定效應回歸模型、工具變量模型、中介效應模型、空間杜賓模型等，分別探究農業技術進步、農業結構合理化、中國農地流轉對、農支財政、農村數字經濟發展對農業碳排放不同程度的影響。還有學者探究城鎮化與農業碳排放的影響及空間關聯，如黃曉慧等［14］提出城鎮化發展不僅直接影響本省農業碳排放，還通過間接效應影響鄰省農業碳排放，謝會強等［15］研究發現城鄉融合發展對提升農業低碳技術效率具有積極作用，但對前沿技術進步具有消極作用，并且抑制農業碳排放效率的提升。

現有關于鄉村振興的研究首先是關于鄉村振興的理論研究，葉敬忠等［16］學者根據鄉村振興的內涵、歷史定位與理論基礎提出鄉村振興的基本模式，包括有保底式發展、內生式發展和依附式發展三種向度；祁明德等［17］學者認為農村創業是鄉村振興可持續發展的關鍵所在，通過理論探討、典型案例分析提出農村創業與農村空間情境深度互動的作用機制。在理論的基礎上學者們對鄉村振興發展水平進行評價分析，如宋麗婷等［18］學者從國家省域層面進行測度并對其區域差異進行分解；還有學者研究局部區域，如徐雪等［19］聚焦西部地區鄉村振興發展進程的研究，或者如陶喆等［20］聚焦某省份的發展情況進行地區分析。少數學者通過實地調查法獲取數據，如張雪等［21］從村莊維度分析比較其鄉村振興發展水平?，F有沈劍波等［22］、陳炎偉等［23］、劉七軍等［24］和陳俊梁等［25］學者采取德爾菲法、層次分析法、熵權TOPSIS 法、熵權法結合因子分析法等不同方法對于鄉村振興發展水平做出評估?？茖W的評價鄉村振興發展水平后，學者們討論了鄉村振興有效的實施路徑，向延平［26］學者指出鄉村旅游賦能鄉村振興，建設鄉村有效利用各村旅游資源不僅可以改善農村的村容村貌，還能帶動鄉村旅游業發展，也提升農村居民的生態保護意識。也有孟維福［27］學者從數字經濟視角探究對鄉村振興的影響作用，提出數字經濟對鄉村振興的影響存在顯著的空間溢出效應，主要作用機制包括科技創新、農村創業和消費升級。

關于農村碳排放與鄉村振興相關研究多集中于內在機理與實現路徑的探究，王萍等［28］學者通過構建中介變量和調節變量模型提出科學引導務工人數占比和提升農戶整體收入是農戶實現生活能源“碳達峰”的主要路徑；熊素等［29］學者提出農業綠色高質量發展的現實困境是尚未完善的綠色發展約束激勵機制，應以強化耕地保護與質量建設為靶向，提升耕地系統固碳減排能力，以構建綠色技術創新體系為抓手，強化農業綠色發展科技支撐；張廣輝［30］從碳達峰、碳中和視角對鄉村振興進行研究，厘清碳達峰、碳中和分別通過引導農村產業興旺行穩致遠、為農村生態宜居保駕護航、推動鄉風文明再上臺階、為鄉村治理提供有力支撐和促進農村生活富裕更有質量等機制賦能鄉村振興。

綜上所述，目前學術界關于農業農村碳排放與鄉村振興的研究成果頗豐，但仍有兩個方面未被關注：一是關于鄉村振興的發展水平評價指標權重的確定上多采用主觀或客觀的靜態測度方法，無法加入時間因素對評價指標體系的影響作用，導致無法實現跨期動態比較；二是學者研究農村碳排放與鄉村振興之間的內在關系多為理論層面的定性分析，兩者的耦合互動關系的定量實證探討，忽略了二者協調性問題對農業農村固碳減排及鄉村振興發展的影響。事實上，我國正處于全面推進鄉村振興、加快建設農業強國的關鍵時期，人口總量與經濟發展均需農業生產效率的支持和保障。鑒于此，本文聚焦農村碳排放強度，采用動態綜合評價方法加入時間變量對鄉村振興發展水平進行評估，將農村碳排放強度與鄉村振興納入同一框架，圍繞兩者的耦合互動關系進行定性定量分析，并探究兩者耦合協調度的空間分布特征，借助面板向量自回歸(VAR)模型驗證兩者互動效應，以期為我國實現農業農村低碳轉型，建設宜居宜業和美鄉村提供理論參考。

2 農村碳排放強度與鄉村振興耦合協調機理

農村碳排放與鄉村振興之間存在內在的相互作用關系，如圖1 所示。本文基于鄉村振興戰略的五大發展目標，旨在分析這兩者之間的協同機理。一方面，農業農村低碳發展是推進鄉村振興建設的重要驅動力。鄉村振興戰略的核心目標是實現農業農村現代化，在此背景下，降低農村碳排放強度可以優化農村產業結構、改善農村生活環境、建設鄉風文明、提升農民收入水平和提高鄉村治理水平。因此，農村碳排放治理是推動鄉村建設的關鍵環節，也是推動農村綠色轉型的關鍵動力。

圖1 農村碳排放強度與鄉村振興耦合協調機理

另一方面，鄉村振興為農村碳排放治理工作提供了指導方向和要求，促使農村產業碳排放治理融入鄉村建設之中，鄉村振興戰略的總體要求對農業農村碳排放具有反饋作用。農村產業興旺可以推動農業技術進步，而鄉村生態環境的保護則對農村產業碳排放強度產生一定的約束作用。鄉風文明建設有助于增強農戶低碳減排意識，提高農村居民實際收入則對農村產業增效產生正向影響，而鄉村有效治理也將進一步規范農業和農村生產標準。從農村可持續發展的角度出發，加強農村碳排放治理工作為全面實現鄉村振興戰略提供了有力支撐。鄉村振興戰略的實施倒逼農業農村產業技術進步，進一步推進農業農村現代化建設和農業強國建設。

3 研究方法與數據來源

3.1 農村碳排放強度

本文采用碳排放系數法來測算農業的碳排放總量。在田云等［31］研究的基礎上，將農村居民生活能源消費納入農村碳排放體系之中，從農地利用活動、農作物種植業、禽畜養殖業及居民生活能源消費4 個方面來測算農村碳排放總量。其中，農地利用活動主要包括農業化肥、農膜、農藥、翻耕、灌溉、農用柴油等碳源；農作物種植業產生的溫室氣體主要指水稻種植排放的甲烷（CH4），以及小麥、玉米、大豆、蔬菜和其他旱地作物等種植排放的氧化亞氮（N2O）；禽畜養殖業產生的溫室氣體主要指反芻動物在腸道發酵和糞便排泄過程中產生的甲烷（CH4）和氧化亞氮（N2O），其中包括奶牛、非奶牛、馬、騾、驢、豬、兔等11 種重要品種。由于畜禽飼養周期不同，調整的方法參考胡向東等［32］，農業碳排放測算系數借鑒胡向東等［32］、何艷秋等［33］、閔繼勝等［34］和吳強等［35］學者的研究。為了統一測算結果進行科學分析，本文將測算的溫室氣體統一折算成二氧化碳（CO2）。

碳排放強度是指單位產值的碳排放量，由于碳排放總量容易受到經濟規模和能源結構等因素的影響，因此碳排放強度能夠更準確地反映一個地區或國家經濟增長的質量和效率［11］，因此本文討論農村碳排放強度，選取農村生產總產值進行計算，具體計算公式如下：

式（1）（2）中：CE 為農業碳排放總量，CEijt為第t年第i地區的第j類碳源的碳排放量，eijt為第j類碳源的物質投入量，為第j類碳源碳的碳排放系數。CIit為第t年第i地區的農業碳排放強度，AGDPit為第t年第i地區的農業總產值。

3.2 鄉村振興發展水平測度

依據鄉村振興戰略規劃的內在要求，借鑒毛錦凰［36］、徐雪等［37］、蔡文伯等［38］的研究，從產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕5 個維度進行分類匯總，根據科學性、可行性等指標選取原則，對分類匯總的指標進行遴選，其中正向指標通常表示數值越高代表績效越好，負向指標則表示數值越低代表績效越好，具體內容見表1。

表1 鄉村振興評價指標體系

對于鄉村振興發展水平的評價問題，多數學者采用單一的主觀或客觀評價方法，或者將兩種方法組合以確定權重。如熵權法、層次分析法、熵權topsis 法等，主觀評價方法可能由于認知不同而存在較大差異，客觀評價方法彌補了主觀性的不足，但這類評價方法多針對于截面數據，無法很好地反映時序數據的動態變化。因此，本文借鑒郭亞軍［39］、尹朝靜等［40］的研究，采用縱橫向拉開檔次法，將時間變化的影響納入鄉村振興發展評價體系當中，具體步驟如下：

為統一各指標的計量單位，采用極差法對正向指標、負向指標進行無量綱化處理［40］，公式如下：

式（3）～（4）中：Xmn(tk)為時期tk的第m個評價對象的第n個指標，minn和maxn分別為第n個指標的最小值與最大值。若需對M個評價對象的N個評價指標進行綜合評價，時間序列長度為T，則縱橫向拉開檔次法的綜合評價函數為［39］：

式（5）中：Ymn(tk)為時期tk的第m個評價的綜合評價值，Sn為各指標權重，權重由離差平方和計算所得，為最大可能地反映被評價對象之間的差異，公式如下：

在STS=1 約束下，確定H最大特征值對應的特征向量，通過歸一化得到各指標權重。

3.3 耦合協調度模型

耦合度模型主要用來刻畫兩個或兩個以上系統或者要素之間相互關聯、彼此影響的程度［41］，因此選取耦合協調度模型表征農業碳排放強度和鄉村振興兩者間的相互作用強度及協調程度，計算公式如下：

式（10）～（12）中：CI、Y分別為農業碳排放強度和鄉村振興發展綜合指數；C、T、D分別表示系統耦合度、系統綜合發展指數、系統耦合協調度；為待定參數，參考田云等［41］的研究經驗取值均為0.5，確定當耦合協調度D 取值（0.0，0.2］、（0.2，0.4］、（0.4，0.6］、（0.6，0.8］、（0.8，1.0］分別為嚴重失調、初級失調、中等協調、良好協調、優質協調。

3.4 PVAR 模型

PVAR 模型利用協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，通過脈沖響應函數和方差分解函數來分析兩個系統之間的互動效應、沖擊程度和貢獻程度。相比其他模型，PVAR 模型的優勢在于能夠更準確地排除變量內生性和外生性的限制，從而提高模型的準確性和可靠性，構建模型如下［42］：

3.5 數據來源

本研究所采用的原始數據來源于2010—2020 年《中國統計年鑒》《中國城鄉建設統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國教育統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》《中國能源統計年鑒》以及《中國環境統計年鑒》等多個數據來源。針對個別省份和年份的數據缺失，采用平均插值法進行補全。由于香港特別行政區、澳門特別行政區和臺灣地區相關數據缺失嚴重，本研究選用我國31 個省份（不包括港澳臺地區）的面板數據進行實證研究。

4 實證分析

4.1 農村碳排放強度測算與鄉村振興發展水平綜合評價

依據農村碳排放測算體系與鄉村振興發展評價指標體系，本文采用碳排放系數法與縱橫向拉開檔次法測算各省份2010—2020 年間農村碳排放強度與鄉村振興發展水平。選取樣本數據中起始年份，中期年份及后期年份以便評估農村碳排放強度與鄉村振興發展水平的變化和整體趨勢，列出2010、2016、2020 年31 個省份及東部、中部、西部、東北地區的測度結果，如表2 所示。其中東部、中部、西部、東北地區依據中國國家統計局的標準進行劃分，東部地區包括沿海地區和經濟較為發達的地區；中部地區主要為內陸省份；西部地區涵蓋了西南地區、西北地區和青藏高原地區；東北地區則是指中國的東北三?。ê邶埥?、吉林、遼寧）。

表2 我國31 個省份農村碳排放強度與鄉村振興發展綜合發展水平

自2010 年至2020 年，我國各地農村碳排放強度呈現出明顯的下降趨勢，且表現出東部較低、中部居中、西部較高的階梯式分布態勢。具體而言，由表2 可知2010 年至2020 年31 個省份農村碳排放強度的均值由4.29 波動下降至2.14，年均下降率為6.63%。這一趨勢表明，隨著農業農村綠色低碳轉型戰略的推進，各地區通過政策扶持和技術措施研發推廣，使得農村碳排放強度得到了一定程度的下降。由于受到地區經濟發展水平、地理生態環境及農業生產方式差異的影響，地區間農村碳排放強度差異顯著。由表2 可知，2020 年我國東部、中部、西部、東北地區農村碳排放強度均值分別為1.53 噸/萬元、1.74 噸/萬元、2.26 噸/萬元、1.46 噸/萬元，2010年至2020 年的年均下降率分別為5.51%、5.04%、6.73%、6.28%。其中，東部地區農村碳排放強度穩居前列，究其原因在于農業生產方式較為先進，農村能源利用效率較高。特別是海南于2020 年農村碳排放強度達到31 個省份最低，目前海南清潔能源裝機占比達72%，其比例占比超過了31 個省份平均水平，全島生活垃圾全部采用焚燒處理，空氣、水質、土壤環境質量總體良好，生態環境保持著國內一流的水平［43］。相比之下，西部地區農村碳排放強度具有較大的減排空間。由表2 可知，自2010 年均值為4.60 噸/萬元降至2020 年2.26 噸/萬元，下降幅度位居四大地區首位，降幅達到6.73%。這一趨勢說明西部地區應成為我國農村降碳減排的重點區域。然而，需要關注的是，西藏地區農村碳排放強度在2020 年為14.16 噸/萬元，高于2020 年31 個省份均值近7 倍。這主要是因為該地區農業生產以畜牧業為主，生產條件較為惡劣，相應的牲畜養殖帶來較大的碳排放量，其農業生產所需能源和物資較多，從而導致農村碳排放強度較高。

從2010 年到2020 年，我國的鄉村振興發展水平平均值從0.52 上升至1.02，年均增長率為6.95%。2020 年，我國東部、中部、西部和東北地區的鄉村振興發展水平平均值分別為1.02、1.09、1.04 和1.18，年均增長率分別為5.50%、6.02%、7.70%和7.32%。綜合來看西部地區的鄉村振興發展相對落后，但是近年來其增長趨勢顯著，是發展最快的地區之一。其中，廣西和西藏是鄉村振興發展水平相對較低的地區。廣西的鄉村振興發展水平從2010 年的0.32 上升至2020 年的0.85，其原因可能是廣西的農村經濟發展相對滯后，鄉村地區的交通不便限制了城鄉融合進程。此外，第七次人口普查數據顯示，廣西的大學文化程度占比為10.81%，低于31 個省份平均水平15.47%［44］，鄉村發展缺乏人才支持也是鄉村振興發展相對滯后的原因之一。與西部相比，東北地區的鄉村振興發展水平2020 年達到了1.18，年均增速率為7.32%，是全國領先的地區之一。東北地區擁有豐富的黑土地資源，這是農業發展的天然優勢，同時該地區還大力發展農業科技，推廣先進的農業技術和設備。例如，黑龍江省推行“三北”防護林工程，采用了先進的生態修復技術和農業模式，為農戶帶來了實際增收。

4.2 農村碳排放強度與鄉村振興發展耦合協調度時序特征分析

根據式（10）至式（12），測算2010—2020 年31 個省份農村碳排放強度與鄉村振興耦合協調度，并根據耦合協調度的劃分標準，得到了兩個系統的耦合協調度類型。將樣本數據年份劃分為初期、中期和后期，因此選取2010、2016、2020 年耦合協調度數值及其類型作為代表年份，如表3 所示。綜合來看，2010—2020 年31 個省份兩系統的耦合度均值在0.618 1 至0.880 3 之間，并且各省份的耦合度呈現不同程度的增長。整體趨勢是由“中等協調、良好協調”轉變為“良好協調、優質協調”的狀態，這說明我國各省份農村碳排放強度與鄉村振興的耦合協調發展水平基本處在良性耦合協調發展階段。對于2010 年處于中等協調類型的省份，大多數位于西部地區，特別是貴州和西藏的耦合協調度低于0.5。隨著鄉村振興戰略的不斷推進，這些省份于2020 年耦合協調度已經上升至0.792 3 和0.655 1，均達到了良好耦合的階段。

表3 我國31 個省份農村碳排放強度與鄉村振興發展耦合協調度及其類型

4.3 農村碳排放強度與鄉村振興發展耦合協調度空間分異分析

為進一步探討我國31 個省份農村碳排放強度與鄉村振興耦合協調度之間的空間關聯性，本研究采用Arcgis10.6 軟件測算全局Moran'sI指數，結果如表4 所示。全局Moran'sI指數區間在0.192 至0.404之間，均通過了5%顯著性水平檢驗，這表明農村碳排放強度與鄉村振興耦合度存在空間正相關性。通過分析Moran'sI值的變化趨勢，可以發現2010—2011 年逐漸上升并達到最大值0.404，隨后轉為波動下降趨勢，整體集聚程度下降至2016 年0.192，表明各省份農村碳排放強度與鄉村振興耦合協調度差距逐漸擴大。這可能是因為各省份在農業農村減排固碳政策及措施實施成效方面存在差異，進而導致空間集聚效應有所減弱。然而，2016—2020 年Moran'sI值總體表現出波動上升趨勢，相較于2010年下降幅度為24.35%。

表4 我國31 個省份農村碳排放強度與鄉村振興發展耦合協調度全局Moran's I 指數

為刻畫各省份農村碳排放強度與鄉村振興耦合協調度局部的空間效應，通過局部莫蘭指數繪制2010、2020 年兩者耦合度LISA 聚集圖，如表5 所示。結果表明，我國農村碳排放強度與鄉村振興耦合協調度空間相關性整體呈減弱的態勢，主要表現為低-低集聚和高-高集聚兩種空間集聚類型。低-低集聚省份主要分布在西部地區，其中四川和寧夏自2010 年至2020 年轉變為不顯著地區，這主要是由于這兩個省份的農村碳排放強度與鄉村振興耦合協調度得到了顯著提升，高于其鄰近省份。高-高集聚省份主要位于東南地區，包括江蘇、安徽、浙江、福建和廣東。東南沿海地區的農業以水稻種植、漁業養殖等產業為主，這些產業的碳排放相對于其他類型的農業產業較低。此外，發達的農業生產技術，如高效節水灌溉技術和綠色防治技術，能夠有效控制農業生產過程中化肥、農藥等的排放，從而降低農村碳排放強度，加快鄉村振興發展進程。值得注意的是上海位于低高集聚區域，究其原因，主要是上海農業結構較為單一，主要以水稻種植和蔬菜種植為主，這些農業產業在生產過程中需要大量的化肥和農藥，從而導致其農業碳排放強度比較高。

表5 我國31 個省份農村碳排放強度與鄉村振興發展耦合協調度LISA 集聚格局

4.4 農村碳排放強度與鄉村振興發展互動關系

4.4.1 數據平穩性檢驗與最優滯后階數選擇

鑒于原始數據存在時間趨勢和截面相關的問題，為避免非平穩性可能帶來的偽回歸誤判，本研究對農村碳排放強度和鄉村振興發展綜合指數分別進行了對數轉換，分別記為Lreci 和Lrrdi，通過LLC、IPS、HT 單位根檢驗法檢測數據平穩性，檢驗結果如表6 所示，D-Lreci、D-Lrrdi 是其三階差分序列。結果顯示在5%的顯著水平下P＜0.05，即拒絕原假設，表明農村碳排放強度與鄉村振興發展綜合指數之間存在長期穩定的協整關系。通過AIC、BIC、HQIC 信息準則進行確定，PVAR 模型的最優滯后階數為3 階。

表6 單位根檢驗結果

4.4.2 格蘭杰因果關系檢驗

變量構建一階滯后PVAR 模型穩定，并通過穩定性檢驗驗證伴隨矩陣特征根均落在單位圓之內，檢驗表明pvar 合理，進而進行格蘭杰因果驗證分析。當原假設為reci 不是rrdi 的格蘭杰原因時，卡方檢驗值為10.885，P=0.012，則拒絕原假設，表明在1%的顯著水平下reci 是reci 的格蘭杰原因；同理亦然，當原假設為rrdi 不是reci 的格蘭杰原因時，卡方檢驗值為36.074，對應的P=0.000，則拒絕原假設，表明在1%的顯著水平下，rrdi 是reci 的格蘭杰原因。綜上，在當前階段我國農村碳排放強度與鄉村振興發展互為格蘭杰因果關系。

4.4.3 脈沖響應分析

通過觀測脈沖響應趨勢分析，可直觀分析農村碳排放強度與鄉村振興發展的交互影響程度與機制。圖2（a）顯示，農村碳排放強度起初受到正向效應，沖擊效應波動減弱至第4 期，轉為負向效應后逐漸趨于穩定。圖2（b）顯示，鄉村振興發展在第3 期是受到農村碳排放強度的正向沖擊影響，并達到絕對值最大值，從第7 期開始轉為負向效應，隨后沖擊效應趨于逐漸穩定。圖2（c）顯示農村碳排放強度起始受到鄉村振興發展的負向沖擊效應，并在第1 期達到最大絕對值。隨后負向沖擊效應波動減小，在第6 期時趨于0。如圖2（d）顯示，鄉村振興發展受到自身的響應，在第1 期內正向沖擊效應逐漸減弱，并在第4 期下落為負向效應，隨后逐漸趨于穩定狀態。農村碳排放強度與鄉村振興發展對自身存在促進作用，而鄉村振興發展對農村碳排放強度存在一定程度的抑制作用，相較而言，農村碳排放強度對鄉村振興發展的作用更為顯著。

圖2 農村碳排放強度與鄉村振興發展的脈沖響應結果

5 結論與建議

5.1 結論

本文以推進“雙碳”目標和農村振興戰略為出發點，深入探討了2010 年至2020 年中國農村碳排放強度與農村振興發展之間的關系。研究發現：在2010—2020 年期間我國農村碳排放強度全國均值從4.29 噸/萬元波動下降至2.86 噸/萬元，整體處于平穩下降的趨勢，呈現“西部地區＞中部地區＞東北地區＞東部地區”的空間分布格局；鄉村振興綜合指數由 0.52 逐年上升至1.02，呈“東部地區＞中部地區＞東北地區＞西部地區”分布特征，四大分布區內部空間發展進程具有一定差異性，應及時防止我國農村碳排放強度與鄉村振興發展區域發展不平衡。

我國農村碳排放強度與鄉村振興發展耦合協調度從0.618 1 持續上升至0.880 3，整體協調類型由良好協調發展為優質協調，在空間上存在顯著空間自相關特征，具體表現為在某個高值省份周邊，往往伴隨著一個或多個高值省份的出現；而某個低值省份則通常與一個或多個低值省份相鄰。主要存在的局部集聚類型為低低集聚和高高集聚，且集聚程度均逐年減弱，表明我國農村碳排放強度與鄉村振興的耦合協調發展水平區域不平衡趨勢減弱。

在2010—2020 年期間，我國農村碳排放強度與鄉村振興之間存在長期穩定的協整關系。兩者互為格蘭杰因果關系，驗證兩者具有一定互動效應。結果表明，農村碳排放強度與鄉村振興發展自身的沖擊效應高于其他影響作用。鄉村振興受到農村碳排放強度的負向沖擊顯著，而農村碳排放強度受到鄉村振興發展的沖擊效應較弱。

5.2 建議

在實證結論的基礎上，為了持續實現農村碳排放與鄉村振興的動態耦合協同發展，本文提出以下政策建議：首先，完善健全各項政策制度體系。政策體系應作為發展進程的引導，完善環境保護、低碳發展、政策保障等各方面的制度體系以及法律法規，以實現有法可依。同時，各地政府應結合實際發展情況，明確主體、引導以及鼓勵農戶使用清潔能源，以及通過不同方式自覺參與環境保護，根據不同地區不同地理環境所具備的不同基礎條件制定相應的政策。其次，加強碳排放監管機制。相關部門應采用電視、廣播、宣傳會等多種渠道宣傳環境污染的危害以及相關環境保護知識，明確禁止相關污染物的亂丟亂排放、危害性極大的農藥以及肥料的使用等行為，并且針對危害環境的違規行為采取一定程度的處罰。同時，對經濟條件有限的堅持綠色發展的農戶給予一定的補貼，以期推動農村低碳發展。最后，加強技術創新，著力推進農業生產方式低碳轉型。技術創新是實現碳排放與鄉村振興協同發展的關鍵。為實現鄉村經濟發展，要始終秉持綠色可持續發展的原則，堅持吸收低碳排放產業，吸納推廣高新技術，優化各項產業鏈，以技術創新實現碳排放降低，推動農村產業綠色發展。