基于VAR模型的湖北省耕地資源與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究

○李律

（中國地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 湖北 武漢 430079）

一、引言

2013年夏天的晴熱高溫天氣使得湖北省16市州的81個(gè)縣市受旱農(nóng)田達(dá)1890.9萬畝，耕地資源面臨嚴(yán)重的危機(jī)。近年來，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，耕地的問題日益嚴(yán)峻。湖北省的耕地面積從1978年的376.81萬hm2減少到2011年的336.2萬hm2。耕地資源的減少將成為制約工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的重要因素。耕地與經(jīng)濟(jì)發(fā)展緊密聯(lián)系，它是輕工業(yè)基本原料的主要來源，工業(yè)的發(fā)展需要依靠耕地來提供原料，工業(yè)的快速增長與耕地的保護(hù)也是息息相關(guān)的。隨著第三產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，耕地對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也起著推動(dòng)的作用，由此可見耕地與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是相互影響的。由于湖北省是重要的糧食生產(chǎn)基地，還是工業(yè)重點(diǎn)建設(shè)地區(qū)，因此本文選擇湖北省作為考察對(duì)象進(jìn)行實(shí)證研究。

以往的成果從不同的視角對(duì)二者進(jìn)行了研究。蔡銀鶯、張安錄等提出耕地資源與經(jīng)濟(jì)增長存在庫茲涅茨倒“U”型曲線關(guān)系，耕地資源庫茲涅茨曲線假說的成立說明經(jīng)濟(jì)對(duì)耕地的影響深刻，不僅有負(fù)面的作用，在一定程度上還存在著正向作用。宋戈、吳次芳等考察了黑龍江省非農(nóng)化與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，研究表明城市化進(jìn)程的加快對(duì)非農(nóng)化的影響較之于GDP更為顯著。陳利根、龍開勝等對(duì)耕地與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系用Granger檢驗(yàn)來研究它們之間的因果聯(lián)系，得出的結(jié)果基本都是單向因果關(guān)系即經(jīng)濟(jì)增長是耕地面積變化的原因，而耕地面積變化不是經(jīng)濟(jì)增長的原因。本文采用VAR模型并選取城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政收入、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)指標(biāo)來研究經(jīng)濟(jì)與耕地面積之間的關(guān)系，由于行業(yè)性質(zhì)不同對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響程度也會(huì)有所差別，本文將經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)更加細(xì)化，分為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)來說明它們之間的聯(lián)系。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

1、研究方法

本文首先采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，由于變量是不平穩(wěn)的，取一階單整使其趨于平穩(wěn)，然后用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，說明這些變量之間存在長期均衡關(guān)系，接著建立VAR模型，考察各個(gè)變量之間的關(guān)系，在VAR模型的基礎(chǔ)上運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)來描述內(nèi)生變量隨時(shí)間推移的變化情況，研究它對(duì)當(dāng)期以及未來的影響，脈沖響應(yīng)函數(shù)用以下公式表示。

另外，用方差分解法分析結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，考察各個(gè)變量的重要程度。其公式表示為：

考察每一個(gè)正交化誤差項(xiàng)對(duì)MSE（Yj+s，j）的貢獻(xiàn)，把ut變?yōu)檎换`差項(xiàng)vt。

把用上式表達(dá)的Ω代入（1）式，并合并同期項(xiàng)Var（vjt），得：

示正交化的第j個(gè)新息對(duì)前S期預(yù)測量Yj+S，j方差的貢獻(xiàn)率。

2、數(shù)據(jù)來源

圖1 1978—2011年湖北省耕地面積、城鎮(zhèn)化率、財(cái)政收入、第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值時(shí)序圖

表1 各變量的平穩(wěn)性分析結(jié)果

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

為了考察湖北省耕地面積與經(jīng)濟(jì)之間的相互聯(lián)系，本文選取1978—2011年的數(shù)據(jù)作為樣本。由于城鎮(zhèn)化的過程往往伴隨著經(jīng)濟(jì)增長，城鎮(zhèn)化可以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長，所以我們選取城鎮(zhèn)化率作為反映經(jīng)濟(jì)的一個(gè)指標(biāo)；財(cái)政收入為政府調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和制定合理的稅收政策提供了依據(jù)，使資源得到合理的配置從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，所以選擇財(cái)政收入作為經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)是可行的。此外，為了詳細(xì)地考察湖北省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本文將地區(qū)生產(chǎn)總值劃分為第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值。綜合起來，本文選擇的變量有：耕地面積、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政收入、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，其中城鎮(zhèn)化率為各年度湖北省城鎮(zhèn)人口占湖北省總?cè)丝诘谋壤?shù)據(jù)均來自于2011年《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。直接用OLS對(duì)變量之間進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，可能會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”，為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中的異方差，對(duì)各個(gè)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，分別記為 InCL、InUR、InLF、InGDP-S、InGDP-T。趨勢(shì)圖如圖1所示。

三、湖北省耕地面積與經(jīng)濟(jì)因素的實(shí)證分析

1、變量的單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)方法，對(duì)InCL、InUR、InLF、InGDP-S、InGDP-T分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

通過ADF單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，InCL、InUR、InLF、InGRP-S與InGRP-T均不能拒絕有單位根的假設(shè)，所以這些序列變量是非協(xié)整的。而一階差分變量D（In-GRP）、D（InUR）、D（InLF）和 D（InGRP-S）在 5%的顯著水平上拒絕含有單位根的假設(shè)，D（InGRP-T）在10%的顯著水平上拒絕含有單位根的假設(shè)。綜合上述分析，我們可得出結(jié)論：耕地面積、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政收入、第二生產(chǎn)總值和第三生產(chǎn)總值均是一階單整序列。

2、Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

ADF結(jié)果表明數(shù)據(jù)都是一階單整的，它們應(yīng)該存在一個(gè)長期的穩(wěn)定關(guān)系。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析，Var模型最優(yōu)滯后期是2，故將Var模型滯后階數(shù)確定為2，然后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。由結(jié)果可知跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都表明在95%的置信水平下，在5%的水平上耕地面積、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政收入、第二生產(chǎn)總值和第三生產(chǎn)總值之間有2個(gè)協(xié)整關(guān)系，即它們存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3、Var模型建立

1980年西姆斯（Sims）將VAR模型引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)中，滯后階數(shù)為p的VAR模型表示為：Yt=c+A1Yt-1+A2Yt-2+……+APYt-p+εt，其中Yt是一個(gè)K維內(nèi)生變量，A1……Ap是待估計(jì)的系數(shù)矩陣，εt為K維誤差向量，其協(xié)方差矩陣為Ω，且E（εt）＝0，E（εtε't）=Ω。本文通過對(duì)變量耕地面積（lnCL）、城鎮(zhèn)化率（InUR）、地方財(cái)政收入（InLF）、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（InGRP-S）和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（InGRP-T）的驗(yàn)證，把滯后階數(shù)確定為2，通Eviews6.0運(yùn)算結(jié)果，向量自回歸公式用如下矩陣所示。

AR根模的倒數(shù)分布圖（見圖2）顯示VAR模型所有的單位根都落在單位圓內(nèi)，表明該模型通過了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，根據(jù)其得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果應(yīng)是穩(wěn)定、可靠的，VAR模型有效。

4、脈沖響應(yīng)分析

為了詳細(xì)了解耕地面積與經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，我們使用脈沖響應(yīng)分析方法來研究隨著時(shí)間的推移一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的外生沖擊影響。將各個(gè)變量之間的影響動(dòng)態(tài)化更能充分說明它們之間的關(guān)系。

由圖3可以看出城鎮(zhèn)化率對(duì)耕地面積當(dāng)期沒有影響，第二期之后開始有負(fù)的影響，第三期負(fù)的影響達(dá)到最大，一直持續(xù)到第八期才有所改善，之后影響不大，說明在某一時(shí)期城鎮(zhèn)化率越高，耕地面積越少。由圖4可以看出財(cái)政收入在第五期之前呈現(xiàn)正的影響，此外總的影響幅度并不是很大，表明財(cái)政收入增加會(huì)使耕地面積增加，國家實(shí)施保護(hù)耕地的措施起到了一定的作用。由圖5可以看出第二產(chǎn)業(yè)對(duì)耕地面積的正影響持續(xù)到第五期，第五期到第七期呈負(fù)的影響，表明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會(huì)使耕地面積減少。由圖6可以看出第三產(chǎn)業(yè)在第三期以前對(duì)耕地面積呈現(xiàn)正的影響，從第三期之后呈現(xiàn)負(fù)的影響，一直持續(xù)到第九期。

5、方差分解分析

脈沖響應(yīng)分析描述了城鎮(zhèn)化率、財(cái)政收入、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值隨著時(shí)間的推移對(duì)耕地面積的大致影響，但是為了進(jìn)一步考慮變量之間的波動(dòng)性，比較不同沖擊對(duì)一個(gè)特定變量的響應(yīng)強(qiáng)度，我們還要使用方差分解來分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度。

從表3可以看出，城鎮(zhèn)化率對(duì)耕地面積的貢獻(xiàn)程度從第三期以后呈現(xiàn)逐步下降的趨勢(shì)，總體維持在10%左右。第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)耕地面積的貢獻(xiàn)度在第三期之后同樣呈下降的趨勢(shì)。財(cái)政收入和第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)耕地面積的貢獻(xiàn)處于逐步上升的過程中，其中，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)度相比財(cái)政收入的貢獻(xiàn)度增長更快。另外，耕地面積、城鎮(zhèn)化率、財(cái)政收入、第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值這幾個(gè)變量對(duì)自身的貢獻(xiàn)度都特別顯著。

四、結(jié)論與對(duì)策

1、結(jié)論

本文在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分別分析了 1978—2011年城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政收入、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)耕地面積的影響，并得到以下結(jié)論。

圖3 脈沖響應(yīng)圖

圖4 脈沖響應(yīng)圖

圖2 AR根模的倒數(shù)分布圖

圖5 脈沖響應(yīng)圖

圖6 脈沖響應(yīng)圖

表3 城鎮(zhèn)化率、財(cái)政收入、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值方差分解表

Variance Decomposition of DLOG（Y5）Perid S.E. DLOG（Y1） DLOG（Y2） DLOG（Y3） DLOG（Y4） DLOG（Y5）1 0.043388 0.128230 0.393459 2.159195 47.43993 49.87918 2 0.052697 2.023859 2.016601 4.384314 39.96139 51.61383 3 0.057665 2.809147 2.073742 6.166156 33.64651 55.30445 4 0.059331 2.656781 4.321945 5.893060 31.81822 55.30999 5 0.060825 2.541715 4.211424 5.865754 31.00207 56.37904 6 0.061472 2.491704 4.573590 5.816403 30.61357 56.50473 7 0.062122 2.447749 4.708652 5.761811 30.06693 57.01486 8 0.062417 2.425564 4.897972 5.776783 29.82085 57.07883 9 0.062646 2.408155 4.912015 5.747568 29.66661 57.26565 10 0.062779 2.397950 5.001237 5.744786 29.56846 57.28756

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)可以觀察到城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政收入、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與耕地面積存在長期均衡的關(guān)系。城鎮(zhèn)化使城市規(guī)模擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)得到很大的發(fā)展，但是城鎮(zhèn)化又會(huì)占用大量農(nóng)田使耕地減少；第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會(huì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長，同時(shí)也會(huì)導(dǎo)致耕地的減少。然而，根據(jù)本文的研究得知第三產(chǎn)業(yè)對(duì)耕地減少的貢獻(xiàn)率逐步增長，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)是很有必要的。總的來說，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)使耕地面積減少。

通過VAR模型得到了湖北省耕地面積、城鎮(zhèn)化率、財(cái)政收入、第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值隨時(shí)間變化的規(guī)律，預(yù)測方差分解可以看出，經(jīng)濟(jì)對(duì)耕地面積的影響是很顯著的。另外，耕地面積的減少在一定程度上也可以反映經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但如果耕地面積一直持續(xù)的減少，那么在將來也會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

2、對(duì)策

首先，城鎮(zhèn)化的發(fā)展要結(jié)合各地的實(shí)際情況制定城鎮(zhèn)發(fā)展計(jì)劃，避免盲目發(fā)展城鎮(zhèn)化帶來耕地面積的減少，不能只關(guān)心城市的擴(kuò)張而忽略土地潛能的發(fā)掘。湖北省處于中部地區(qū)，當(dāng)前應(yīng)該以發(fā)展中小城鎮(zhèn)為主。其次，還要提高土地利用節(jié)約集約度，進(jìn)行農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，通過對(duì)內(nèi)部用地結(jié)構(gòu)進(jìn)行合理化調(diào)整，節(jié)省出大量耕地，實(shí)現(xiàn)耕地由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變。再次，要改革現(xiàn)行土地管理體制，合理規(guī)劃土地利用格局制度；各個(gè)部門的職責(zé)要嚴(yán)格區(qū)分開來，精簡機(jī)構(gòu)防止管理機(jī)構(gòu)和部門的重疊導(dǎo)致管理的效率低下，合并職能相似和重復(fù)的機(jī)構(gòu)。

湖北省要加快現(xiàn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，降低第二產(chǎn)業(yè)的用地比重，適當(dāng)增加第三產(chǎn)業(yè)的用地比重。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與耕地面積相互影響：一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的組合類型決定耕地面積的利用效率，另一方面，耕地面積的變化反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理與否，為產(chǎn)業(yè)政策的制定提供了一定的依據(jù)，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整起著指向標(biāo)的作用。從上文分析的結(jié)果可知，湖北省第二產(chǎn)業(yè)的比重比第三產(chǎn)業(yè)的比重相對(duì)高一些，因此湖北省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍需要大力轉(zhuǎn)型，政府應(yīng)該加大對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的投入，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。

[1]蔡銀鶯、張安錄：耕地資源流失與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2005，15（5）.

[2]宋戈、吳次芳、王楊：城鎮(zhèn)化發(fā)展與耕地保護(hù)關(guān)系研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2006（1）.

[3]陳利根、龍開勝：耕地資源數(shù)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的計(jì)量分析[J].中國土地科學(xué)，2007，21（4）.

[4]葉浩、濮勵(lì)杰：江蘇省耕地面積變化與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J].自然資源學(xué)報(bào)，2007（5）.

[5]郭貫成：耕地面積變化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的相關(guān)分析——以江蘇十三個(gè)市為例[J].長江流域資源與環(huán)境，2001（5）.

[6]曲福田、吳麗梅：經(jīng)濟(jì)增長與耕地非農(nóng)化的庫茲涅茨曲線假說及驗(yàn)證[J].資源科學(xué)，2004，26（5）.

[7]黃忠華、吳次芳、杜雪君：我國耕地變化與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的實(shí)證分析[J].自然資源學(xué)報(bào)，2009，24（2）.

[8]孫長青：基于VAR模型的城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與金融發(fā)展關(guān)系分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2012（6）.

[9]古扎拉蒂著，林少宮譯：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第三版上冊(cè)）[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2000.

[10]易丹輝：數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2002.