江蘇省耕地資源與經濟發展計量與協調性分析

摘要 為促進耕地資源可持續利用與社會經濟可持續發展。本文通過運用協整分析與Granger因果關系檢驗法，以及借鑒經濟與環境協調度模型，對1978—2006年江蘇省耕地數量與經濟發展進行計量分析及協調性分析。結果表明，耕地數量與經濟發展都是非平穩的時間序列，兩者之間存在協整關系，且經濟發展是耕地數量變化的單向Granger原因；耕地資源與經濟發展的協調度較低，整體上呈調和型，但在時序上也表現出一定的層次性和階段性。調和型狀態下，耕地資源雖然能夠保持在承載力閾值內，但只是短期內可以接受。研究結論揭示了耕地消耗將帶來社會經濟發展水平提高的良好愿望只是一種錯覺。實際情況與此相悖。因此，有必要把嚴控耕地非農化、促進土地集約利用水平和提升經濟發展質量作為解決耕地保護難題可供選擇的途徑。從而減少經濟發展水平提高對耕地資源消耗的盲目依賴。促進耕地資源與經濟發展的協調。

關鍵詞 耕地資源；經濟發展；協整分析；Granger因果關系；協調性；江蘇省

中圖分類號F301.21 文獻標識碼 A 文章編號1002-2104(2009)03-0082-05

耕地保護與經濟發展是關系社會經濟可持續發展的重要課題。學術界對其的研究成果頗為豐富。但在耕地與經濟發展數量關系的研究方面，主要采用的是線性回歸分析方法直接對耕地面積變化與GDP等社會經濟因子進行回歸。這種數學方法的運用，暗含著時間序列變量平穩的假定。一個序列是平穩的，則其生成過程不隨時間的變化而變化，不管什么時間測量，其均值、方差、任意滯后階之間的協方差都是穩定的。美國學者Nelson和Plosser曾在其研究中指出，多數的宏觀經濟時間序列都是不穩定的。因此，在未對變量時間序列的平穩性進行檢驗的情況下，直接對其進行回歸分析，極容易產生偽回歸問題，從而導致所建的回歸模型沒有解釋意義。另外，雖然有關耕地資源與經濟發展的研究很多，但對于兩者變化發展的協調度在當前研究中還很欠缺。鑒于研究方法與研究內容的不足，本文采用近年來在經濟領域廣泛使用的協整理論，對江蘇省耕地面積變化與經濟發展兩長序列進行計量分析，以探討耕地數量變化與社會經濟發展之間是否存在長期均衡關系與因果關系。另外，在借鑒經濟與環境協調性研究的基礎上，計算江蘇省耕地面積與經濟發展之間的協調度并對二者進行協調性分析。通過以上研究，以期對耕地資源可持續利用及社會經濟可持續發展有所啟示。

1 研究方法及數據來源

1.1研究方法

(1)計量分析：協整分析和Granger因果關系。協整是指兩個或兩個以上的非平穩時間序列的線性組合能構成平穩的時間序列，則稱這些非平穩時間序列是協整的，從而說明這些變量之間存在長期的均衡關系。為了檢驗兩個時間序列x_t和Y_t是否協整，Engle和Granger于1987年提出了兩步檢驗法，稱為E—G檢驗法。其基本原理是，若序列x_t和Y_t都是d階單整，用一個變量對另一個變量進行回歸，有：Y_t=a+bx₁+e_t；對模型殘差的估計值進行平穩性檢驗，如果殘差序列是平穩的，則兩變量之間具有協整關系，如果殘差序列非平穩，則兩變量之間不具有協整關系。

Granger因果關系是指對于服從平穩隨機過程的兩個變量x和y，如果用x、y各自的過去到現在的值預測y，比不用x的現在及過去的值預測y所得的預測值較為優良，那么，就存在著從x到y的因果關系。也就是，如果x有助于對y的預測，則x是y的Granger原因，否則x不是Y的Granger原因。

在進行協整分析與因果關系檢驗前，要首先對變量的平穩性進行檢驗，以避免時間序列不穩定性導致的偽回歸現象。平穩性檢驗、協整分析與Granger因果關系檢驗通過Eviews 5.0軟件計算完成。

(2)協調性分析：借鑒經濟與環境協調性模型，即c_xy=(x+y)／x²+y²。其中c_xy表示經濟發展與耕地資源的協調度，x為經濟發展的提高速度，y為耕地資源的變化速率。

1.2數據來源及預處理

本文選取1978—2006年作為研究的時間段，涉及的變量指標有耕地面積和經濟發展水平(用地區生產總值衡量)。變量數據均來源于《江蘇統計年鑒(2007)》。為增強數據的可比性，首先對數據進行預處理。

(1)耕地數量指標。由于我國在1996年后采用了新的耕地普查數據，使公布的耕地數量統計口徑不一。為得到連續時間序列的數據，本文對1996年以前的耕地數量進行平移，以實現數據對接。這樣處理數據不會導致原序列之間相對差距的變動，只對1996年與1995年數據對接產生影響，但平移后的耕地面積更加符合我國的實際情況，并且這種方法已經在研究中得到應用。具體辦法是1996年減少的耕地數量取前3年減少的平均值，從而獲取1996年末耕地面積的理論值，然后用1996年的實際值減去理論值，得到平移數值為64.32×10⁴ hm²。將平移數值加到1978—1995年的耕地面積上，從而重建了這段時間內的耕地面積數據。為消除數據中的異方差，對耕地面積取自然對數，記為CLS。

(2)經濟發展指標。為消除價格因素對地區生產總值(GDP)造成的劇烈波動，同時考慮數據獲取方便性，本文根據以1952年為基期的GDP指數，將GDP換算成1952年不變價格計算的GDP。這樣不影響數據的可比性。為消除數據中的異方差，對變量取自然對數，記為GDP。

2 江蘇省耕地資源與經濟發展的計量分析：協整性與Granger因果關系檢驗

2.1變量序列的平穩性檢驗結果及分析

耕地數量和經濟發展是宏觀經濟數據的組成部分，其時間序列有可能是非平穩的。為得到可靠的分析結果，本研究首先檢驗耕地數量、經濟發展序列的平穩性。平穩性檢驗的方法采用單位根檢驗(Unit Root Test)，具體運用ADF檢驗法。檢驗結果見表1。

通過ADF單位根檢驗發現，未差分前，各變量代表的耕地數量和經濟發展的ADF檢驗值均大于5％顯著水平下的臨界值，未能通過檢驗，表明序列是非平穩的。但各自經過一階差分后，ADF檢驗值均小于1％顯著水平下的臨界值，表明序列已經平穩。由此可見，各序列是一階單整的，即CLS—I(1)，GDP—I(1)。因此，耕地數量和經濟發展的時間序列均呈非平穩波動趨勢。這意味著直接對CLS與GDP進行回歸分析很有可能得到虛假的結果，由此推斷出的結論是不可靠的。

2.2變量之間的協整關系分析

盡管耕地數量與經濟發展序列呈非平穩變化趨勢。但仍然可能是協整的，具有長期穩定的數量關系。協整分析的前提是各序列必須同階單整，對于不是同階單整的時間序列，不可能協整。平穩性檢驗表明CLS、GDP都是一階單整序列，符合協整分析的前提條件。因此，本文進一步使用E-G兩步法來檢驗CLS與GDP之間的協整關系。

運用Eviews 5.0軟件，在主命令窗口輸入：Is CLS cGDP，即進行OLS回歸；然后輸入命令：series e_t=resid，即提取殘差序列，記為e_t。對e_t進行ADF檢驗，得到表2的結果。由于-2.3412小于顯著性水平5％時的-1.9544，可以認為e_t是平穩序列，表明耕地數量(CIS)與經濟發展(GDP)之間存在協整關系，也即兩者之間存在長期均衡關系。

2.3耕地數量與經濟發展的Granger因果關系檢驗

協整分析的結果表明，CLS與GDP之間均存在協整關系，但這并不說明變量之間必然存在因果關系以及因果關系的方向如何。下面對江蘇省耕地面積、GDP之間的Granger因果關系進行檢驗，不斷調整滯后階，得到表3的檢驗結果。

從表3可以看到，“GDP不是CLS變化的Granger原因”的原假設在滯后階1—3時，即分別在50.92％、45.67％、68.91％的置信度下拒絕原假設，即經濟發展是耕地數量減少的Granger原因。而“CLS不是GDP變化的Granger原因”的原假設在滯后階1—5時概率均較大，不能拒絕原假設，即耕地數量減少不是經濟發展的Granger原因。因此，江蘇省經濟發展是耕地數量變化的單向Granger原因。

上述結論表明，隨著江蘇省區域經濟的快速發展，耕地消耗已成為經濟發展的代價。但從統計推斷上看，耕地數量減少對經濟發展的影響在統計上并不顯著，在引起與被引起關系的推斷上得不出耕地數量變化引起經濟發展的結論。固然，耕地減少包括建設占用、農業結構調整、生態退耕以及災毀等，其中某些途徑(如災毀)減少的耕地無法產生經濟效益。但對于能夠產生經濟效益的途徑(如建設占用)對經濟的推動作用也顯得細微，以至于統計推斷上對經濟發展變化的解釋力很弱。這表明大量的耕地轉為建設用地后，因土地的粗放利用而不能實現其應有的經濟效益。因此，在當前經濟增長越來越注重經濟質量提升的背景下，盲目地把耕地資源作為發展經濟的投入的做法是不可取的。

3 江蘇省耕地資源與經濟發展的協調性分析

3.1協調度模型

協調度是度量系統之間或系統內部要素之間協調狀況好壞的定量指標。耕地資源數量與經濟發展的協調度是衡量不同經濟發展水平階段，耕地資源承載力與區域經濟發展水平之間的耦合程度。借鑒經濟與環境協調度的研究，設定耕地資源與經濟發展水平的協調度模型為：

c_xy=(x+y)／x₂y₂

其中，x為經濟發展的提高速度(其值為區域GDP增長率)，y為耕地資源的變化速率(其值=(當年耕地面積一上年耕地面積)／上年耕地面積×100％)。c_xy表示經濟發展與耕地資源的協調度，-1.414xy≤1.414。根據x、y值的變化，協調度類型和特征如表4所示。

3.2協調度測算結果及分析

根據表4的耕地資源與經濟發展協調度模型，江蘇省1979—2006年耕地資源與經濟發展水平協調度的計算結果及相應的趨勢變化如圖1。在研究的整個時段1978—2006年內，由于協調度模型采用的是耕地資源的變化速率和經濟發展水平的提高速率，因此，這里的協調度從1979年開始統計。

圖1表明，1979—2006年間，江蘇省耕地資源與經濟發展的協調度總體表現較為平穩但協調度值偏低，協調度數值都在0.8～1.0之間，即處于調和狀態。這表明經濟增長是以犧牲耕地資源為代價的，這與上述經濟發展是耕地變化的原因的統計推斷相一致。處于調和型狀態的發展模式，耕地資源雖然能夠保持在承載力的閾值范圍內，但這樣的發展只是在短期內可以接受。

另外，江蘇省耕地資源與經濟發展的協調度雖然整體上處于調和狀態，但在時序上也表現出一定的層次性和階段性。1979—1991年問，除個別年份外，耕地資源與經濟發展的協調度較高且比較穩定，基本上都保持在0.980以上。這個時期耕地資源與區域經濟發展的協調度比較高，其原因是其間經濟發展水平相對較低，對耕地資源的占用相對較少。之后年份里，耕地資源與經濟發展的協調度基本上在0.98以下，相對第一階段有所下降且波動較大。這是因為伴隨著區域經濟的高速增長，大量的耕地被占用。特別是2001—2004年，經濟發展與耕地資源相互作用最強烈，兩者的協調度呈不斷下降趨勢。2005年之后，在經濟持續增長的情況，耕地資源與經濟發展的協調度得以回升。這表明，經濟發展到一定水平后，由于土地集約利用，經濟發展對耕地資源的壓力相對減小。已有研究證明，經濟與環境協調度的變化大致呈“u”型變化。江蘇省耕地資源與經濟發展的協調度在經歷了較高協調(1979—1991)、協調度下降(1992—2000年特別是2001—2004年)之后，協調度逐步回升(2005、2006年)，初步呈現出“u”型的變化趨勢。但僅依靠2005年和2006年兩年的數據，還不能樂觀地認為江蘇省耕地資源與經濟發展的協調度已處于“u”型曲線轉折點后的上升期。協調度的穩定上升，尚需依賴于經濟增長質量的提高，以減少經濟發展對耕地的盲目依賴。

4 主要結論及政策啟示

4.1主要結論

本文從一個宏觀的角度證明了江蘇省耕地資源數量與經濟發展之間的協整關系以及它們之間的單向Granger因果關系，即經濟增長是以消耗大量耕地資源為代價的，但耕地面積減少卻不是經濟增長的原因。這是由于大量的耕地轉為建設用地后，因土地的粗放利用而不能實現其應有的經濟效益。這種發展模式，使耕地資源與經濟發展之間的協調度值低，僅處于協調度模型的調和狀態。此時，耕地資源雖然能夠保持在承載力閾值內，但只是短期內可以接受。協調度的穩定上升，尚需建立在經濟發展減少對耕地的盲目依賴。

4.2政策啟示

本文的結果揭示，耕地消耗將帶來社會經濟發展水平提高的良好愿望在實踐中并沒有實現。本文對耕地資源數量與經濟發展關系的澄清，有助于減少經濟發展和水平提高對耕地資源消耗的盲目依賴。因此，解決當前耕地保護與經濟建設的“兩難”困境，提升耕地資源與經濟發展的協調度，將沿著控制耕地非農化、促進土地集約利用水平、重視經濟發展質量的路徑進行。

(1)嚴格控制耕地非農化，提高土地集約利用水平。強化土地用途管制制度，嚴格控制建設占用耕地，管理部門必須按照土地利用總體規劃和土地利用計劃批地。要充分利用存量建設用地，提高單位土地所投入的勞動和資本，從而促進土地集約利用水平，減少對耕地的過度占用，在經濟發展的過程中實現土地的可持續利用，及經濟發展與耕地資源的協調。

(2)重視經濟發展質量，促進社會經濟可持續發展。通過產業結構調整淘汰用地粗的產業，引導投資向用地少、效益高的產業轉移，抑制地方政府的GDP高速增長偏好，把提升經濟發展質量作為社會發展的目標，以實現土地可持續利用和經濟可持續發展的良性循環。

(編輯：田 紅)