陳海燕 周洪



摘 要:本文運用熵值法對三峽庫區耕地生態安全指數進行度量,然后運用面板數據模型分析了耕地生態安全與經濟增長之間的關系。結果發現,三峽庫區耕地生態安全狀況不平衡,大部分地區處于臨界安全等級,且跨級下降趨勢明顯;區域內耕地生態安全與經濟增長之間存在U型關系,目前尚處于曲線左側即耕地生態安全快速下降階段。
關鍵詞: 耕地生態安全;面板數據;三峽庫區;經濟增長;U型曲線
中圖分類號:C93 文獻標識碼:A 文章編號:1003-1502(2015)03-0107-06
一、引言
耕地是土地資源的精華,是人類生存與發展最重要的物質基礎。作為不可替代的自然資源的基礎,耕地數量和質量的特性決定著一個國家或地區社會經濟的可持續發展。當前經濟增長過程中為推進城鎮化、工業化所采取的不當生產與利用方式造成耕地非農化、水土流失、土壤污染、生態退化等現象,使得人均耕地占有量越來越少,且造成耕地生態環境持續惡化。許多研究表明,耕地資源與經濟發展之間存在長期均衡關系;[1][2][3]耕地資源非農化與經濟增長之間存在庫茲涅茨曲線特征;[4]工業化對耕地數量產生負效應,城市化能緩解耕地數量減少,產生正效應。[5][6]耕地數量的保護固然重要,但在優質耕地減少、耕地沙漠化、鹽堿化的趨勢下,耕地生態安全尤顯重要。近幾年,關于耕地生態安全的研究文獻日漸增多,宋偉等分析了我國2007年的耕地資源安全狀況,其保障程度不高;[7]朱紅波等對我國耕地資源生態安全進行了時空差異分析;[8]張銳等對利用PSR模型評價了我國耕地生態安全[9]等等。
三峽庫區①作為長江流域的重要生態屏障,既承擔著確保水安全的責任,也承擔著解決庫區一千多萬農業人口長遠生計的任務。黨的十八大報告指出,大力推進生態文明建設,需要加強水源地保護,強化土壤污染治理,降低土地消耗強度。在三峽庫區這個特殊地理位置上重視耕地生態安全,不僅關系著長江沿岸地區社會經濟可持續健康發展,更關系著長江水質水量的未來狀態。部分研究對三峽庫區耕地資源狀況進行了分析,比如,曹銀貴等采用主成分分析和多元線性回歸模型分析了開縣的耕地變化情況;[10]文森采用生態足跡法及相關模型研究了重慶市耕地資源生態安全,得出1997~2005年重慶市耕地生態安全處于臨界狀態;[11]劉傳江等對三峽庫區的土地資源承載力狀況進行了研究;[12]張傳華以三峽庫區中的豐都縣為研究對象,采用層次分析法評價其耕地生態安全[13]等等。
在重慶市主體功能區劃下,渝東北翼和渝東南翼地區將分別以生態涵養與生態保護為前提推進經濟發展,這兩大區域都屬于三峽庫區生態經濟區。已有研究中鮮有對該區域內耕地生態安全進行評價,特別是在當前經濟發展模式和評價體系下,經濟的快速增長對耕地生態安全造成了怎樣的影響。在實現經濟持續、健康、穩定發展的同時,如何有效加強耕地生態安全,刻不容緩,是促進三峽庫區生態文明建設的重中之重。基于此,本文試圖根據歷史數據對區域內耕地生態安全進行度量,并研究其與經濟增長之間的內在依存關系,以期為科學有效地處理兩者關系尋找更優的路徑。
二、數據說明與研究方法
考慮到當前地區經濟增長考核標準主要是GDP,故選取GDP作為經濟增長的衡量指標,為了消除異方差的影響,取LGDP為GDP的對數形式。度量耕地生態安全的指標可以分為壓力指標、狀態指標和響應指標。[9]現有經濟增長模式下,對耕地生態安全造成負面影響的主要是生態壓力指標。鑒于本文研究的是處于經濟發展壓力下的耕地生態安全,因此采用壓力指標刻畫耕地生態安全,根據數據的可得性和平衡性,選取人口密度x1(人/km2)、人口自然增長率x2(‰)、城市化水平x3(%)、人均耕地面積x4(hm2/人)、單位耕地化肥負荷x5(kg/hm2)和單位耕地農藥負荷x6(kg/hm2)為壓力指標。耕地生態安全指數記為EP。所有三峽庫區生態經濟區基礎數據來源于《重慶統計年鑒(2005-2013)》和重慶市各區縣統計公報。考慮的數據為面板數據,截面個體為N=19個,樣本期T為2004~2012年,總樣本為NT=171。②
首先采用熵值法對選取的六個壓力指標進行評價,以確定耕地生態安全指數,然后建立面板數據模型,分析經濟增長與耕地生態安全的關系。
(一)熵值法
熵值法根據評價指標變異程度的大小來確定指標權重,信息熵隨著變異程度的加大而減少。為了能更全面地利用樣本信息,盡可能準確體現樣本期內耕地生態安全,文中對樣本整體進行處理,所以針對面板數據的熵值法與時間序列數據或橫截面數據稍有不同。
具體步驟如下:
1.確定正負向指標
根據壓力指標對耕地生態安全的影響趨勢確定指標的正負向。在文獻[5,6]研究中,城市化水平對耕地數量的影響是正向的,但是對于耕地質量的影響是負向的。因為城市化水平x3越高,一方面說明城市擴張范圍越大,會使得耕地非農化,導致耕地生態安全系數降低;另一方面由于從事農業勞作的勞動力減少,不斷增加的人口對食品的需求卻上升,會導致農戶加大農藥、化肥、農膜等有害生態要素的投入以提高耕地的單位產量,因此影響是負向的。③人均耕地面積x4越大,在不考慮其他因素的情況下,耕地生態安全系數就越高,所以影響是正向的,應當計算人均耕地面積的正向指標。人口密度和人口自然增長率的增加會加重耕地的產出負擔,農藥與化肥的使用更是會破壞耕地的生態平衡,所以這4個指標的影響都是負向的。
正向指標計算公式為:
x+ jit=(xjit-minxjit)/(maxxjit-minxjit)(1)
負向指標計算公式為:
x- jit=(maxxjit-xjit)/(maxxjit-minxjit)(2)
其中xjit為j第i個指標第i個個體第t年的原始值,i=1,…,19,t=2004,…,2012,j=1,…,6。x+ jit為xjit的正向標準化值,x- jit為xjit的負向標準化值,maxxjit為第j個指標的最大值,minxjit為第j個指標的最小值。
2.計算比重
考慮到一共有NT=171個面板數據樣本,所以第j個指標第t年值的比重為:
pjit=xr jit/xr jit (3)
其中,r為表示正或負向的+或-。
3.確定熵值
φj=-k(pjit)ln(pjit)(4)
其中,k>0。對于指標j,若NT個樣本值相等,那么pjit=1/NT。此時,取φj最大值。若設k=1/lnNT,此時φj=1。所以,φj∈[0,1]。
4.確定權重
由于熵值越小,指標間的差異性就越大,定義?j=1-φj,則指標j的權重為:
ωj=?j/?j (5)
所以,在經濟增長壓力下三峽庫區生態經濟區的耕地生態安全指數為:
EPit=ωjxjit (6)
(二)面板數據模型
在確定模型形式之前,先對數據進行平穩性檢驗,然后結合數據特征建立最優模型。
1.平穩性檢驗
面板數據常用的單位根檢驗方法有LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗等。[14]原假設為面板序列存在單位根。
LLC檢驗的數據生成形式為
yit=βyit-1+μ+δ1t+αi+uit, i=1,…,N, t=1,…T
檢驗式為:
Δyit=zmiαmi+βyi,t-1+?ijΔyi,t-j+uit
原假設為:H0 :β=1,備擇假設為H1 :β<1。
IPS檢驗是基于截面序列DF或ADF統計量的異質面板數據的單位根檢驗,對LLC檢驗方法中要求各橫截面序列的系數的條件進行了放松。模型形式為:
yit=zαi+βiyi,t-1+?ijΔyi,t-j+uit
Fisher-ADF檢驗實則為組合P值檢驗,利用相互獨立的各時間的ADF檢驗的顯著性水平pi取對數的和。檢驗統計量為:
p=-2lnpi
Fisher-PP檢驗是基于逆正態檢驗和logit檢驗的兩種組合P值的面板單位根檢驗方法。其中pi表示截面ADF檢驗的P值。檢驗統計量為:
Z=?-1(pi),L=ln()
2.面板Granger非因果關系檢驗
Granger因果關系檢驗的核心思想是對于兩個經濟變量x和y,當期的y能在多大的程度上被過去的x解釋。Hurlin給出了面板非因果檢驗。假設有兩個協方差平穩的序列x和y,為N截面個體,T為時間長度。[15]異質面板自回歸模型為:
yit=αi+γi (k)yi,t-k+βi (k)xi,t-k+εit
其中,αi為固定個體效應。βi (k)和γi (k)為待估參數,不同個體系數的取值不同,但都為常數變量,不是隨機系數變量。隨機干擾項εit服從IID(0,σ2 εi )。記βi=(βi (1),βi (2),…,βi (K),)'。在模型中,同質非因果原假設為:H0:βi=0,?i=1,…,N,即在所有的個體,x都不是y的Granger因果關系。備擇假設表示至少有一個截面個體中,x是y的Granger因果關系。構造的檢驗統計量為:
WHNC NT =(1/N)Wi,T
其中,Wi,T為在原假設條件下每個截面個體的沃爾德統計量。
三、實證分析
(一)耕地生態安全評價
根據上一部分說明的熵值法對原始數據進行處理,文中選取k=1,六個指標的權重結果見表1。結果表明指標之間的權重差異并不大,單位面積化肥負荷x5和人口自然增長率的權重稍大,說明化肥使用量和人口增長速度對耕地生態安全的影響更大些。
三峽庫區生態經濟區在樣本期2004-2012年間的耕地生態安全指數趨勢見圖1。圖1是按照面板數據的排列方式給出的安全指數趨勢圖。文中安全指數計算方式與文獻[9]類似,所以借鑒其給出的耕地生態安全分級標準(見表2),將耕地生態安全級別分為:安全、較安全、臨界安全、較不安全和不安全五個等級,結果發現區域內絕大部分安全指數處于較安全和臨界安全。
表3給出了三峽庫區經濟生態區各區縣耕地生態安全評價對比情況。區域內2004年的平均耕地生態安全平均指數EP為0.65,2010年平均指數為0.56,達到樣本期內的最低值,等級從2004年的較安全下降到2010年的臨界安全。2011年和2012年平均指數分別為0.57和0.58,整體呈現出先快速下降后略微上升的趨勢。
從每個區縣的情況來看,目前城口縣的耕地生態安全指數最高,墊江縣的耕地生態安全指數最低。武隆縣、城口縣和云陽縣的耕地生態安全指數相對比較平穩,在樣本期內未跨級下降。萬州區和黔江區的耕地生態安全指數一路下滑,最低值均發生在2012年,其他區縣最低值均在2011年及之前,這說明作為重點發展的區域中心城市的耕地生態安全問題更加嚴重。
(二)面板單位根檢驗
對序列EPit和LGDPit進行面板單位根檢驗,檢驗輔助式的滯后階數根據AIC準則自動選擇,均為滯后1階,檢驗結果見表4,表中數據為檢驗統計量對應的概率P值。在顯著性水平為0.05時,均拒絕原假設,認為序列為平穩序列。
(三)面板Granger非因果關系檢驗
對序列EPit和LGDPit進行面板Granger非因果關系檢驗,結果見表5。在顯著性水平為0.1時,檢驗結果表明二者之間存在Granger因果關系,即是說,在三峽庫區生態經濟區內,經濟增長與耕地生態安全之間存在長期的滯后影響關系。
(四)建立面板回歸模型
經過反復優化和調整后,建立平穩序列EPit和LGDPit之間的非線性面板回歸模型如下:
EPit=5.59-0.59LGDPit+0.016LGDP it 2
(0.00) (0.00)
其中,F檢驗的概率P值為0.00,模型整體顯著;擬合優度R2為0.68,模型擬合效果良好;參數下方“( )”表示t檢驗的概率P值,其值均小于顯著性水平0.05,說明估計參數通過顯著性檢驗。
擬合模型表明三峽庫區生態經濟區的經濟增長與耕地生態安全之間存在“U”型關系,即耕地生態安全指數隨著GDP增長速度的增加而減少,說明經濟的快速增長會導致耕地生態安全急速惡化;但是一旦經濟增長速度達到某個臨界值之后,耕地生態安全指數反而會慢慢上升。這里,由歷史數據擬合的二次曲線對稱軸為LGDP=17.66,即GDP達到4.67千億元時,為曲線的轉折點。但是,如果按照目前的經濟發展方式,在轉折點處三峽庫區生態經濟區的耕地生態安全等級平均指數將降到最低值0.37,即平均等級為較不安全。這意味著在地區發展與生態涵養不平衡的情況下,部分地區的生態安全等級將降為不安全。
結 論
選取生態脆弱敏感的三峽庫區生態經濟區作為研究對象,運用熵值法計算了耕地生態壓力狀態下的安全指數,發現地區間的耕地生態安全指數是不均衡的,僅從數據上看,GDP增長越快的地區,耕地生態狀況越來越不安全。整體上,區域安全指數呈現出先下降后略微上升的趨勢,表明近兩年區域內部分地區已經意識到耕地生態的重要性,為保護耕地生態安全而有所作為。然后,運用面板數據模型分析了經濟增長與耕地生態安全指數之間的關系,表明二者之間存在U型關系,目前尚處于曲線左側,即耕地生態安全下降的階段。當區域GDP超過4.67千億元時,區內耕地生態安全會逐步恢復。但是,在目前經濟增長方式下,一旦耕地生態安全平均指數達到臨界值0.37,意味著庫區內部分地區耕地已經不安全了,耕地恢復會難上加難,所以,不能為了經濟的快速增長而犧牲耕地資源的安全。
在保持經濟健康穩定發展的同時,必須重視耕地資源的生態安全,特別是在較不安全等級邊緣的中心城區萬州區和黔江區,還有已經在較不安全等級的區縣,盡可能的不要讓區縣的耕地生態安全等級跨級下降。
當然,由于可借鑒資料和指標選取、數據可得的局限,耕地生態安全指數還有待進一步的充實、完善。
注釋:
①這里的三峽庫區主要指三峽庫區生態經濟區,含有19個區縣,分別是:涪陵區、長壽區、萬州區、梁平縣、城口縣、豐都縣、墊江縣、忠縣、開縣、云陽縣、奉節縣、巫山縣、巫溪縣、黔江區、武隆縣、石柱縣、秀山縣、酉陽縣、彭水縣
②常用耕地面積能更好的體現區域耕地的生產能力,但是2008年開始《重慶統計年鑒》中就沒有公布區縣的常用耕地面積數據,所以采用糧食播種面積表示。又自2004年開始《重慶統計年鑒》中才開始統計區縣的糧食播種面積,所以樣本起點為2004年。
③此處分析是按照樣本期內三峽庫區生態經濟區的分析進行的,此處不考慮農業技術革新機械勞動力加強等因素。
④橫軸序號表示面板數據中每個數據所在的位置。截面個體為19個,樣本期為2004-2012年,總樣本為171。數據排列先以時間為序,再以截面個體為序。19個橫截面個體分別為:涪陵區、長壽區、萬州區、梁平縣、城口縣、豐都縣、墊江縣、忠縣、開縣、云陽縣、奉節縣、巫山縣、巫溪縣、黔江區、武隆縣、石柱縣、秀山縣、酉陽縣、彭水縣。序號1和153分別表示涪陵區2004年和2012年的耕地生態安全指數,序號19和171分別表示彭水縣2004年和2012年的耕地生態安全指數,以此類推。
參考文獻:
[1]陳利根,龍開勝.耕地資源數量與經濟發展關系的計量分析[J].中國土地科學,2007,21(4):4-10.
[2]許廣月.耕地資源與經濟的增長關系:基于中國省級面板數據的實證分析[J].中國農村經濟,2009,10:21-30.
[3]李永樂,吳群.中國經濟增長與耕地資源數量變化階段性特征研究[J].長江流域資源與環境,2011,20(1):33-39.
[4]何蓓蓓,劉友兆,張健.中國經濟增長與耕地資源非農流失的計量分析[J].干旱區資源與環境,2008,22(6): 21-26.
[5]朱莉芬,黃季. 城鎮化對耕地影響的研究[J].經濟研究,2007,(2).
[6]龍開勝,陳利根,李明艷.工業化、城市化對耕地數量變化影響差異分析——以江蘇省為例[J].長江流域資源與環境,2008,17(4):579-583.
[7]宋偉,陳百明,等.2007年中國耕地資源安全評價[J].地理科學進展,2011,30(11):1450-1456.
[8]朱紅波,張安錄. 我國耕地資源生態安全的時空差異分析[J].長江流域資源與環境, 2007, 16(6):754-758.
[9]張銳,劉友兆.我國耕地生態安全評價及障礙因子診斷[J].長江流域資源與環境,2013,22(7): 945-951.
[10]曹銀貴,王靜,等.三峽庫區開縣30年耕地變化分析[J].中國土地科學,2007,21(1):43-48.
[11]文森.重慶市耕地資源安全與預警研究[D].重慶:西南大學,2008.
[12]劉傳江,朱勁松.三峽庫區土地資源承載力現狀與可持續發展對策[J].長江流域資源與環境,2008,17(4):522-528.
[13]張傳華.耕地生態安全評價研究——以重慶三峽庫區為例[D].重慶:西南大學,2006.
[14] Badi H. Baltagi. Econimetric analysis of panel data(third edition)[M]. New York: Johu Wiley & Sons,2005.
[15] C.Hurlin.Un test simple de l hypothèse de non causalité dans un modéle de panel hétérogène[J].Reven Economique, 2005,56(3):799-809.