中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放的庫茲涅茨曲線檢驗

　　要：文章首先運用投入產(chǎn)出法測度2001—2017年我國28個省份的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量;然后通過構(gòu)建隱含碳排放環(huán)境庫茲涅茨曲線模型，采用 2001—2017 年的省域面板數(shù)據(jù)，實證檢驗我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放庫茲涅茨曲線的存在性;最后計算農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點出現(xiàn)的時間。結(jié)果表明，我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放和經(jīng)濟增長之間存在環(huán)境庫茲涅茨曲線“倒 U”型關(guān)系。基于人均 GDP的年均增速計算得出，我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點出現(xiàn)在2029年和2036年。分省份來看，各省份到達農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點所需時間和預(yù)計年份各不一樣。東部沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的省份出現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點的時間普遍較早，大部分出現(xiàn)在2025年前后;其次是中部地區(qū)的省份，拐點出現(xiàn)在2030年左右;西部地區(qū)的省份拐點出現(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)計與決策 發(fā)表時間：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;庫茲涅茨曲線;拐點

　　0 引言

　　加入 WTO 后，中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易持續(xù)增長。根據(jù)中國商務(wù)部數(shù)據(jù)，2001—2017年，中國農(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9.92%。農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的持續(xù)增長成為驅(qū)動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要動力之一。然而，隨著我國傳統(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評估報告，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年我國在巴黎氣候大會上做出減排承諾，這意味著中國碳排放增長的“天花板”被量化確定。已有研究大多證實中國農(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)移與碳泄露問題，不僅影響中國的碳排放責(zé)任界定及氣候談判策略，而且對中國實現(xiàn)碳達峰具有重要影響。因此，迫切需要了解中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放是否可以在承諾的時間內(nèi)達到峰值，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)。對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放的拐點的判斷對中國制定貿(mào)易開放政策和實現(xiàn)碳達峰具有重要意義。

　　因此，本文在已有研究基礎(chǔ)之上[4—11] 對中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放和經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系進行分析，檢驗中國總體和各省份的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放的庫茲涅茨曲線假說是否存在，研判不同地區(qū)達到農(nóng)業(yè)貿(mào)易隱含碳排放拐點所需要的時間，以期對在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展過程中和農(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)合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC， 2006)第二卷(能源)提供的參考方法計算得到，在此直接引用戴育琴等(2016)[12] 的計算結(jié)果。能源消費包括煤炭、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導(dǎo)致的二氧化碳排放量之和。

　　由于我國各地區(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)濟對能源依賴程度也不相同，計算分地區(qū)各年份的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量時，全國統(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)境庫茲涅茨曲線模型

　　參考國內(nèi)外學(xué)者的實證模型，本文以人均 GDP 為解釋變量構(gòu)建二次方程式，采用環(huán)境庫茲涅茨曲線假說，建立經(jīng)濟增長與隱含碳排放的對數(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 代表實際人均GDP，以 1978年不變價格計算;α 為不隨個體變化的截距;νi 為個體效應(yīng);β 為待估參數(shù);εit 為隨機誤差項。 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)濟發(fā)展之間不同的關(guān)系：當(dāng) β1 ¹ 0、β2 = 0 時，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與經(jīng)濟發(fā)展之間呈線形關(guān)系;當(dāng) β1 > 0、β2 < 0 時，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與經(jīng)濟發(fā)展之間符合“倒 U”型關(guān)系;當(dāng) β1 < 0、β2 > 0 時，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與經(jīng)濟發(fā)展之間呈“U”型關(guān)系。

　　1.3 數(shù)據(jù)說明

　　直接消耗系數(shù)矩陣 A 來源于投入產(chǎn)出表。由于一個國家的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)技術(shù)在短期內(nèi)變化不大，我國及各省份的投入產(chǎn)出表五年編制一次。本文的時間跨度為 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)進行計算，2007—2011年采用2007年各省份投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)進行計算，2012—2017 年采用2012 年各省份投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)進行計算。

　　由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文不考慮西藏、香港、澳門和臺灣，將重慶和海南分別納入四川和廣東之中，采用中國 28個省份2001—2017年的面板數(shù)據(jù)為實證研究的樣本。全國能源消費量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、地區(qū)生產(chǎn)總值來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，人口數(shù)量來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，能源消費量來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額來源于《中國農(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，用商品零售價格指數(shù)進行平減，得到以1978年為基期的實際數(shù)據(jù)。

　　2 農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量估算

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

　　由計算結(jié)果看出，中國各省份的農(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。這與地區(qū)經(jīng)濟發(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)是我國經(jīng)濟發(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 實證分析

　　3.1 面板單位根檢驗

　　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，確保估計結(jié)果的有效性，在進行面板數(shù)據(jù)協(xié)整前首先要對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。目前面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的方法主要有 LLC 檢驗、Breitun 檢驗、IPS 檢驗、Fisher 檢驗(包括 ADF Fisher 和 PP Fisher 檢驗)和 Hadri 檢驗。其中 LLC、Breitun、Hadri檢驗假定序列有共同的AR結(jié)構(gòu)，即有相同根; IPS、Fisher 檢驗假定序列中有不同的 AR 結(jié)構(gòu)，即有不同根。本文采用6種方法進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表2 所示。

　　LLC、Breitun、IPS、Fisher 檢驗的零假設(shè)為存在單位根;Hadri檢驗的零假設(shè)為不存在單位根，即為平穩(wěn)的。從表2的檢驗結(jié)果可以看出，6種檢驗結(jié)果中，除極個別的情況，無論是只包含常數(shù)項還是同時包含常數(shù)項和趨勢項，對變量原值進行檢驗都表明不能拒絕存在單位根的零假設(shè);當(dāng)對變量的一階差分進行檢驗時則強烈拒絕存在單位根的零假設(shè)。Hadri檢驗中 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)。上述單位根檢驗中有5 種檢驗表明變量的一階差分是不存在單位根的。因此綜合判定各個時間序列的對數(shù)都是 (I 1)過程，即農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放量、人均 GDP、人均GDP平方項的對數(shù)的面板數(shù)據(jù)為一階單整的。

　　3.2 面板協(xié)整檢驗

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

　　協(xié)整檢驗結(jié)果表明，Pedroni檢驗中7個統(tǒng)計量中有5個顯著拒絕不存在協(xié)整的零假設(shè)。可以判斷，lnEC 、ln y 、(ln y) 2 在長期趨于一致，非平穩(wěn)時間序列之間存在協(xié)整關(guān)系，模型(5)為中國各省份農(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、隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型3種估計方法。混合OLS估計可以得到直觀的結(jié)果，但可能因為忽略不同省份間的差異性而導(dǎo)致估計值的偏誤，如果模型存在個體固定效應(yīng)，那么混合最小二乘法估計量不再具有一致性，通常的方法是通過F檢驗進行判斷。要得到更多個體變化特征信息，則需要采用固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型，對隨機效應(yīng)模型進行Hausman檢驗，考察是否拒絕兩種模型系數(shù)無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)。

　　利用Eviews 6.0對回歸方程式(5)進行參數(shù)估計。混合OLS與面板模型的選擇上，因為 F 統(tǒng)計量對應(yīng)的P值小于0.05，F(xiàn)檢驗拒絕原假設(shè)，因而應(yīng)該建立個體固定效應(yīng)模型。進一步，因為 Hausman 統(tǒng)計量對應(yīng)的 P 值為 0.0289< 0.05，拒絕原假設(shè)，應(yīng)該選擇個體固定效應(yīng)模型。對于全國范圍內(nèi)的估計來說，由于橫截面?zhèn)€數(shù)大于時序個數(shù)，所以選擇截面加權(quán)估計法(Cross Section Weights, CSW)。本文固定效應(yīng)模型所估計的結(jié)果是主要說明的對象，以隨機效應(yīng)模型、混合模型的結(jié)果作為參考。詳細(xì)估計與檢驗結(jié)果如下頁表4所示。

　　從表4可以看出，我國農(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檢驗基本達到統(tǒng)計要求。3種面板模型回歸結(jié)果均有 β1 > 0β2 < 0 ,且通過置信度為1%或5%的顯著性檢驗，所以，全國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放與人均 GDP 之間存在環(huán)境庫茲涅茨曲線，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放存在拐點。按照拋物線頂點公式，可以計算庫茲涅茨曲線的拐點。以1978年不變價格計算，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出現(xiàn)在人均GDP為101711.11元時;在固定效應(yīng)模型下，拐點出現(xiàn)在人均GDP為24834.77元時;在隨機效應(yīng)模型下，拐點出現(xiàn)在人均GDP為37797.56元時。

　　3.4 拐點的出現(xiàn)時間分析

　　根據(jù)面板模型回歸結(jié)果，以及拋物線頂點計算公式，可以求出庫茲涅茨曲線的人均 GDP 的轉(zhuǎn)折點，推算農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放開始減少的時間。本文按照以我國1978年不變價格計算的實際人均GDP的年均增速來預(yù)估經(jīng)濟增長與農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放減少雙贏發(fā)展所需的時間。本文1978—2017年以1978年不變價格計算的人均GDP的年均增長率為8.6%。本文以用固定效應(yīng)模型估計的拐點為基礎(chǔ)，將人均 GDP 的增長率分為較高(8.6%)和較低(5.6%)兩種情形來估計全國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放到達拐點所需時間和出現(xiàn)年份，計算結(jié)果見表 5。各省份人均 GDP 增長率則按照各省份 1998—2017 年人均 GDP(1978 年不變價)的年均增長率計算得到，并在此基礎(chǔ)上計算各省份農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放到達拐點所需時間和預(yù)計拐點出現(xiàn)的年份，計算結(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增長率得出的全國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點分別出現(xiàn)在2029年和2036年。在人均GDP到達24834.77 元之前，隨著經(jīng)濟的增長，我國農(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24834.77元之后，隨著經(jīng)濟的增長，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放將減少。

　　如表6所示，分省份來看，各省份由于人均GDP增速的區(qū)別，到達農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點所需時間和預(yù)計年份各不一樣。北京、天津、上海、江蘇、內(nèi)蒙古預(yù)計最早出現(xiàn)拐點，時間約為2020—2023年，最晚出現(xiàn)拐點的省份為黑龍江、甘肅、云南，拐點出現(xiàn)時間約為 2036 年。可以看出，東部沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的省份出現(xiàn)拐點的時間普遍較早，大部分出現(xiàn)在2025年前后;其次是中部地區(qū)的省份，拐點大約出現(xiàn)在2030年;西部地區(qū)的省份拐點出現(xiàn)最晚。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較快，人均收入較高，同時農(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、技術(shù)進步和效率的提高，碳減排成效逐漸明顯，因而較早到達曲線的拐點，進入農(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，是我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和農(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)能源消費和出口貿(mào)易隱含碳排放也在不斷增加，對碳減排形成較大壓力。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過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)易隱含碳排放到達拐點需要的時間更長。中部各省份中，預(yù)計山西到達拐點的時間為 2033 年，安徽為 2032 年，江西為 2031 年，拐點出現(xiàn)的時間比東部省份最長要晚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)濟和農(nóng)產(chǎn)品出口的需求較強烈，拐點出現(xiàn)時間較晚。云南的拐點出現(xiàn)在2037年，為我國各省份中預(yù)計最晚出現(xiàn)拐點的省份，其次是甘肅、新疆，拐點分別出現(xiàn)在 2036 年和 2034年。

　　4 結(jié)論

　　本文得到如下主要結(jié)論：

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

　　(2)分地區(qū)來看，各地區(qū)由于人均 GDP 增速的區(qū)別，到達農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易隱含碳排放拐點所需時間和預(yù)計年份具有較大差異。東部地區(qū)較早到達環(huán)境庫茲涅茨曲線的拐點，其中大部分省份出現(xiàn)在2025年前后;中部地區(qū)拐點大約出現(xiàn)在2030年;西部地區(qū)拐點出現(xiàn)時間較晚。

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