廣東省耕地資源數量與經濟發展關系的實證分析

成 量，王尚九，王 衛，梁 舒

(1.韶關學院 英東農業科學與工程學院，廣東 韶關 512005；2.韶關學院 數學與統計學院，廣東 韶關 512005)

廣東省耕地資源數量與經濟發展關系的實證分析

成 量1，王尚九2，王 衛1，梁 舒1

(1.韶關學院 英東農業科學與工程學院，廣東 韶關 512005；2.韶關學院 數學與統計學院，廣東 韶關 512005)

基于1985～2015年的耕地面積與三次產業產值數據，采用協整分析、脈沖響應函數、方差分解等計量經濟方法，研究了廣東省耕地資源數量與經濟發展之間的動態演進關系。結果表明：耕地資源數量與經濟發展之間存在長期穩定的均衡關系；不同產業發展對耕地資源數量影響的方向、程度各異，就廣東省目前產業結構和發展水平而言，控制耕地數量會在一定程度上限制經濟發展；第一、三產業的發展是以消耗耕地面積為代價的，而耕地面積減少對三次產業發展的影響均不顯著。鑒于此，建議從產業集聚、產業結構、節地技術、閑置土地等方面采取積極措施，減少經濟發展對耕地的依賴，提高土地利用質量，實現土地可持續利用和經濟可持續發展。

耕地；脈沖響應函數；方差分解；經濟發展；廣東省

耕地是人類賴以生存和發展的物質基礎，是實現國家糧食安全和經濟發展的基礎和保證[1]。我國耕地資源相對緊缺，隨著經濟的迅猛發展和城市化的快速推進，有限的耕地資源又面臨城鄉建設和糧食生產等多方面的需求壓力，2015年我國因建設占用、災毀、生態退耕、農業結構調整等原因減少耕地面積30.17萬hm2[2]，同年底我國人均耕地面積僅為0.098 hm2，不到世界平均水平的一半，耕地保護與經濟發展之間的矛盾日益嚴峻[3]。近年來，國內學術界對耕地資源數量與經濟發展之間的動態關系進行了深入探討，并取得了一定成果。如曲福田等[4]于2005年提出了耕地非農化經濟驅動機制的理論分析框架，并帶動了學者們對常州[5]、紹興[6]、蘇州[7]等經濟發達城市耕地數量變化驅動機制的研究；陳利根等[8]利用協整理論和Granger因果關系檢驗方法分析了耕地資源數量與經濟發展之間的長短期關系；李永樂等[9]采用該方法分析了不同經濟發展階段耕地資源數量與經濟增長之間的因果關系；喬蕻強等[10]將該方法應用于耕地數量變化與農業經濟發展的計量關系研究中；此外，一些研究認為經濟增長與耕地變化之間存在類似庫茲涅茨曲線[11]、Logistic曲線[12]等關系。但是上述研究多考慮單一經濟指標(GDP/人均GDP/第一產業產值)對耕地數量的影響，對第二三產業與耕地數量關系的討論較少。

廣東省人多地少，改革開放以來其經濟發展速度一直位居全國各省市前列，同時它也是全國耕地數量減少速率最快的地區之一[13]。針對這個中國最大的經濟體，研究其耕地資源數量與經濟發展之間的相互影響關系，有助于確保糧食安全和經濟健康發展。本文擬采用協整理論檢驗廣東省耕地資源數量與經濟發展之間是否存在長期均衡關系，并引入VAR模型中的脈沖響應函數和方差分解技術來分析不同產業發展與耕地數量的動態影響特征。

1 研究區概況

廣東省土地總面積17.98萬km2，介于北緯20°13′～25°31′和東經109°39′～117°19′之間，東西長約800 km，南北寬約600 km。東與福建毗鄰，北與江西、湖南接壤，西靠廣西，南連南海，珠江口東西兩側分別與香港、澳門接壤，西南部隔瓊州海峽與海南省相望，區位非常優越。地勢北高南低，地貌類型以丘陵為主，素有“七山一水二分田”之稱。廣東省經濟發展水平總體較高，2015年實現第一產業產值3345.54億元，第二產業產值3213.54億元，第三產業產值36853.47億元，人均GDP 67503元。而與此同時，廣東省土地可墾率低，后備土地資源不足，2015年全省耕地面積僅為261.59萬hm2。

2 研究方法與數據處理

2.1研究方法

本文應用到的計量方法包括協整檢驗、脈沖響應函數、方差分解等。具體研究方法和步驟：(1)單位根檢驗，為避免因時間序列不穩定而產生的“虛假回歸”，在協整檢驗前先采用ADF檢驗法檢驗變量的平穩性，其原理是通過檢驗變量是否有單位根來判斷變量是否平穩，并確定各變量的單整階數；(2)協整檢驗，對于同階單整序列可采用E-G兩步檢驗法[14]，先建立回歸模型并提取殘差序列，然后通過檢驗殘差序列的平穩性來檢驗兩變量之間是否存在長期均衡關系；(3)脈沖響應函數分析，在協整檢驗的基礎上建立VAR模型，構建脈沖響應函數，研究來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對系統內生變量當前值和未來值的影響[15]；(4)方差分解分析，脈沖響應函數只能描述系統一個內生變量對其他內生變量的沖擊做出何種反應，而方差分解可以通過分解系統的預測均方誤差來測度影響內生變量變化的不同變量沖擊的相對重要性。研究基于Eviews 8.0軟件執行相關運算。

2.2數據處理

本文研究期定義為1985～2015年。耕地資源數量用耕地面積(CLS)表示，數據根據歷年《廣東統計年鑒》和《廣東農村統計年鑒》整理得到。由于自1999年起統計年鑒中公布的耕地數據是按新口徑統計的，導致1999年以前統計的耕地面積偏小，為實現數據對接，借鑒陳利根等[8]對1999年以前的耕地面積數據進行平移處理：(1)1999年耕地減少數量取前3年減少耕地面積的平均值0.86萬hm2，用1998年耕地面積減去該值得到1999年末耕地面積的理論值為228.35萬hm2；(2)再用1999年末耕地面積的實際值減去理論值，得到平移數值為82.69萬hm2；(3)將1985～1998年耕地面積數據進行平移獲得新數據。圖1表示1985～2015年廣東省耕地面積的變化趨勢。

圖1 廣東省1985～2015年耕地面積變化動態

由于土地利用方式和行業性質存在差異，三次產業對耕地資源數量的影響也會表現出不同的特征和規律[16]。為探尋這種影響差異，本文選擇第一產業產值(PI)、第二產業產值(SI)和第三產業產值(TI)作為經濟發展指標。經濟基礎數據均來自《廣東統計年鑒》(1986～2016)，為消除價格因素的影響，將各產業產值數據折算成1978年可比價[8]。表1為折算后的1985～2015年廣東省三次產業產值。

同時為使各指標的趨勢更線性化，消除時間序列中異方差的影響[17]，對各數據序列進行了對數處理，處理后的數據分別記為lnCLS、lnPI、lnSI和lnTI。

3 結果與分析

3.1單位根檢驗

變量平穩性檢驗的方法有ADF檢驗、PP檢驗、KPSS檢驗、NP檢驗等，本文對lnCLS、lnPI、lnSI和lnTI進行ADF單位根檢驗，經多次嘗試可知(表2)，lnCLS、lnPI、lnSI和lnTI的ADF檢驗值均大于10%顯著性水平下的臨界值，未能通過檢驗，表明序列是非平穩的；一階差分變量△lnCLS、△lnPI、△lnSI和△lnTI也是非平穩序列；二階差分變量△2lnCLS、△2lnPI、△2lnSI和△2lnTI的ADF檢驗值均小于1%顯著性水平下的臨界值，趨向平穩，表明各序列是二階單整序列。

表1 廣東省1985～2015年三次產業產值 億元

表2 序列的ADF檢驗結果

注：△表示一階差分；△2表示二階差分；(C，T，L)中的C、T、L分別表示單位根檢驗形式中包含截距項、趨勢項和滯后階數，C、T為0分別表示不含截距項、趨勢項，L為0表示滯后階數為0。

3.2協整檢驗

為檢驗耕地面積與第一、二、三產業產值之間的協整性，采用E-G兩步法進行檢驗。

(1)以lnCLS為被解釋變量，lnPI、lnSI和lnTI為解釋變量，分別進行OLS回歸估計，得到如下回歸方程：

lnCLS=-0.2174lnPI+6.8683

(R2=0.9006,DW=0.5484)

lnCLS=-0.0560lnSI+6.1820

(R2=0.8898,DW=0.4676)

lnCLS=-0.0743lnPI+6.2255

(R2=0.9091,DW=0.5691)

(2)殘差序列平穩性檢驗

提取上述回歸方程的殘差序列，按從上至下順序分別命名為e1、e2、e3，采用ADF檢驗法對其進行平穩性檢驗，檢驗結果顯示，e1、e3的ADF檢驗值分別為-2.371和-2.279，均小于5%顯著性水平下的臨界值，e2的ADF檢驗值為-2.920，小于1%顯著性水平下的臨界值。因此，三組殘差序列均是平穩序列，說明lnCLS與lnPI、lnSI、lnTI之間存在協整關系，即耕地面積與第一、二、三產業產值之間具有某種長期的均衡關系。

3.3VAR模型分析

根據AIC和SC值取值最小準則，經不斷試驗選取滯后階數3，建立時間序列lnCLS、lnPI、lnSI和lnTI的VAR(3)模型。經AR根檢驗，該模型所有特征根都在單位圓內，模型效果顯著，可以進行脈沖響應函數分析(圖3)。

圖2 滯后3期的AR根分布圖

3.3.1 脈沖響應函數分析 根據已經建立的VAR(3)模型，模擬脈沖響應函數(圖3、圖4)來刻畫耕地數量與經濟發展之間的動態交互影響。圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(年)，考慮樣本數據容量后設定為10期；縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度；實線表示脈沖響應函數，代表因變量對解釋變量沖擊的動態響應；虛線是通過漸進解析公式計算得到的正負2倍標準差偏離帶。

3.3.1.1 耕地面積對經濟指標的脈沖響應 圖3是耕地面積對不同經濟指標一個標準差沖擊產生的脈沖響應函數圖。圖3-A反映了耕地面積對第一產業產值一個標準差沖擊的響應趨勢，當給第一產業產值一個標準差的沖擊后，耕地面積在前5期出現負響應，并在第3期達到最大負響應，第6期后快速收斂于0。這說明農業產值的增長在前期需要以耕地面積作為保障，而隨著資金投入的增加、技術水平的提高和農業設施的改善，農業生產對耕地面積的依賴性逐漸減弱。因此，經濟發展后期，第一產業產值的增加對耕地面積幾乎沒有影響。

圖3-B中，給第二產業產值一個標準差的沖擊后，首先給耕地面積帶來負面的影響，第3期后響應值開始回升，第5期后響應值由負變正，且波動幅度較為平穩。這表明在工業發展前期，經濟增長方式以粗放型為主，大量耕地轉化為建設用地。工業發展一段時期后，產業結構升級和技術水平革新等促進了土地集約利用，減少了耕地資源的消耗，反而使耕地面積對第二產業的沖擊產生了正響應。

圖3-C中，當給第三產業產值一個標準差的沖擊后，耕地面積在整個響應期內的響應軌跡呈波動幅度緩和的“N”形曲線，且自第3期后一直保持負響應。這是因為與第二產業相比，第三產業發展需要占用更多的耕地資源[16]。研究期內廣東省的第三產業比重由1985年的30.42%上升到2015年的52.1%，第三產業的高速發展導致了大量耕地非農化。

圖3 耕地面積對經濟指標的脈沖響應

3.3.1.2 經濟指標對耕地面積的脈沖響應 圖4-A、4-B、4-C中分別表示第一產業產值、第二產業產值、第三產業產值對耕地面積一個標準差沖擊產生的脈沖響應。三條曲線的軌跡比較相似，都呈現出“上升—下降—平穩”趨勢，且最終表現為負響應。當耕地面積受到一個標準差沖擊后，會將這種影響傳遞給第一產業產值，使其產生持續的負響應(圖4-A)。第二產業產值在初期產生正響應，且正響應在第4期達到最大值，隨后響應值逐漸減小，第9期后呈持續—穩定—微弱的負響應(圖4-B)。第三產業產值的響應有滯后，前2期幾乎無響應，第3～6期呈正響應，第7期之后也下降為負響應，響應程度比第二產業產值強(圖4-C)。

圖4中，各經濟指標對耕地面積的響應值都有一段上升期，第二產業產值和第三產業產值的響應值還持續了較長時間的正值，說明耕地面積的增加會倒逼經濟發展方式轉變，通過產業結構調整、集約利用土地等方式促進經濟增長。但從長期來看，耕地面積對經濟指標仍表現出負作用。這是因為現階段廣東省農業現代化可持續發展水平滯后[18]，二三產業落后產能較多，依靠發展方式轉變來降低經濟對耕地的依賴性作用有限。嚴格的耕地保護政策使可調整為園地或建設用地的耕地面積減少，土地利用比較效益降低，從而在一定程度上限制了經濟的發展。

圖4 經濟指標對耕地面積的脈沖響應

3.3.2 方差分解分析 方差分解是將系統的預測均方誤差分解為系統中各變量沖擊所做的貢獻，從而評價每個變量沖擊的相對重要程度[15]。本文在VAR(3)模型的基礎上，分析得到經濟指標對耕地面積的方差分解圖和耕地面積對經濟指標的方差分解圖(圖5、圖6)。圖5表明，不考慮耕地面積對自身的貢獻率，第一產業產值對耕地面積的影響最大，第3期后基本穩定在30%～40%區間。其次為第三產業產值，貢獻率從第1期開始逐漸增大，到第10期達到最大值，約為10%左右。第二產業產值對耕地面積的影響最小，貢獻率增長也較為平穩，第7期后基本維持在5%的水平。從圖6可以看出，耕地面積對第一、二、三產業產值的貢獻率最高時僅為2.9%、15.2%、6.3%。第一、三產業產值對耕地面積的貢獻率較大，說明這2個產業的發展消耗了較多的耕地資源，而耕地面積對經濟發展的貢獻率不顯著說明耕地減少并不能解釋經濟發展。

圖5 經濟指標對耕地面積的貢獻率

4 結論與建議

本文基于VAR模型的脈沖響應函數和方差分解方法，對廣東省1985～2015年的耕地面積、第一產業產值、第二產業產值以及第三產業產值等時序數據進行計量分析，探討了耕地資源數量與經濟發展之間的動態影響關系。結果表明：(1)通過單位根檢驗和協整檢驗可知，廣東省耕地面積與第一產業產值、第二產業產值以及第三產業產值之間存在長期穩定的均衡關系。(2)脈沖響應函數分析表明，不同產業發展對耕地資源數量影響的方向、程度各異。從長期來看，第一產業發展對耕地數量幾乎無影響，第二產業發展對耕地數量產生正向影響，而第三產業發展由于消耗耕地多而對耕地數量產生負向影響。另一方面，就廣東省目前的產業結構和發展水平而言，控制耕地數量會在一定程度上限制經濟發展。但這種限制作用可以通過促進產業集聚、調整產業結構、更新節地技術、盤活閑置土地等措施來消除。(3)方差分解結果表明，第一、三產業的發展是以消耗耕地面積為代價的，而耕地面積減少對三次產業發展的影響均不顯著。因此，在經濟發展過程中應嚴格控制耕地非農化，提高土地利用質量，實現土地可持續利用和經濟可持續發展的良性循環。

圖6 耕地面積對經濟指標的貢獻率

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(責任編輯：管珊紅)

AnEmpiricalAnalysisofRelationshipbetweenCultivatedLandQuantityandEconomicDevelopmentinGuangdongProvince

CHENG Liang1, WANG Shang-jiu2, WANG Wei1, LIANG Shu1

(1. College of Yingdong Agricultural Science and Engineering, Shaoguan University, Shaoguan 512005, China;2. College of Mathematics and Statistics, Shaoguan University, Shaoguan 512005, China)

Based on the statistical data of cultivated land area and three industrial output values during 1985～2015, the author studied the dynamic evolution relationship between cultivated land quantity and economic development of Guangdong province by several econometric methods such as co-integration analysis, impulse response function, and variance decomposition. The research results showed that: there existed a long-term and stable equilibrium relationship between cultivated land quantity and economic development; the development of three kinds of industries affected the cultivated land quantity in different directions and to different extents, and as far as the present industrial structure and developmental level in Guangdong province were concerned, controlling the quantity of cultivated land could limit the economic development in some degrees; the primary and tertiary industries developed at the price of exhausting cultivated land area, but the decrease in cultivated land area had no significant influences on the development of three kinds of industries. Therefore, in order to reduce the dependence of economic development on cultivated land, improve the quality of land use, and achieve the sustainable land use and economic development, we should took some positive measures from the aspects of industrial agglomeration, industrial structure, land-saving technique, idle land and so on.

Cultivated land; Impulse response function; Variance decomposition; Economic development; Guangdong province

F301.24

A

1001-8581(2017)12-0115-06

2017-08-09

韶關市哲學社會科學規劃課題(Q2016005)；廣東省大學生創新訓練項目(201710576034)；韶關市科技計劃項目(201609)；韶關學院科研項目(S201501016)。

成量(1987—)，女，湖南湘鄉人，講師，碩士，主要從事土地規劃與利用研究。