兵團產業結構調整與用地結構變化的關聯效應
——基于VAR模型的實證分析

張風麗

（石河子大學經濟與管理學院；石河子大學農業現代化研究中心，新疆石河子832003）

兵團產業結構調整與用地結構變化的關聯效應
——基于VAR模型的實證分析

張風麗

（石河子大學經濟與管理學院；石河子大學農業現代化研究中心，新疆石河子832003）

基于新疆生產建設兵團1997－2013年的時間序列數據，建立產業結構與用地結構間的VAR模型，利用Granger因果檢驗、脈沖響應函數及方差分解對二者間的關聯效應進行實證分析。研究得出：兵團產業結構調整與土地結構變化的關聯性較弱，二者相互作用不明顯。雖然二者間存在長期均衡關系；產業結構對用地結構的影響較顯著；用地結構的變化對產業結構的調整短期內具有積極正向的作用；但該作用隨著時間的推移增加的速度有所減緩；產業結構調整與用地結構變動的偏離度逐步擴大；用地結構的變動滯后于產業結構調整；產業結構調整與用地結構變動受其自身因素的影響均大于來自對方作用的影響。為此應加強土地的宏觀調控與產業發展政策協調配合。

產業結構；用地結構；VAR模型；脈沖響應；方差分解

一、引言

產業是一個地區經濟發展的核心和體現，隨著其不斷發展，土地政策在國家宏觀經濟調控中的重要作用也日益顯現，勢必對產業發展產生相應的影響。實踐經驗表明產業發展與土地資源利用具有內在的必然聯系。產業的空間結構在一定意義上表現為土地利用結構，土地利用結構可直接影響和制約著產業的發展演化，同時不同的產業結構也影響土地資源的利用結構和空間布局，進而影響土地資源的配置和利用效益［1］。當前新疆生產建設兵團（以下簡稱“兵團”）在國家經濟發展大背景下提出了經濟跨越式發展的思路，其本質是以產業結構調整為核心，但是兵團的經濟發展是建立在生態脆弱的人工綠洲之上，又肩負著屯墾戍邊的重大使命，合理的土地資源利用對綠洲產業經濟的發展起著關鍵性作用，為此研究兵團產業結構調整與土地利用結構演變的動態關系，進而挖掘兩者間的互動規律，以期為合理利用土地資源及調整優化產業結構提供借鑒，為深入研究土地利用與宏觀經濟的關系，探索土地參與宏觀調控提供理論依據，同時也對在保障綠洲生態安全前提下發展經濟具有十分重要的現實意義。

目前，國內外一些學者對土地利用結構與產業結構之間的相互關系的研究有一定的基礎。國外方面直接研究土地利用結構與產業發展關系的文獻較少，大多是基于市場經濟背景下研究區位發展的理論中所涉及。如1826年杜能的“農業區位理論”，把區位因素引入到土地利用的空間配置中，初步闡明了位置級差地租的概念。從20世紀70年代起，國外學者研究范圍逐步涉及實踐運用，但多采用成本法研究了產業如何進行區位的選擇［2］。

國內對土地利用結構與產業結構關系研究起步較晚，經歷了從理論探討到定量研究兩者關系的轉變。一是從產業結構與用地結構的作用機制進行理論研究，如馮年華、王驊論證了產業的生產力水平和產業結構對土地利用結構與方式起決定作用［3］；張軍濤、楊蔭凱認為土地利用結構的調整對社會經濟的發展具有促進作用，產業結構的變化必然對土地利用結構產生深刻影響［4］。二是結合區域結構變動情況對產業結構和用地結構關系進行定性研究，如孟媛、張鳳榮等采用人均GDP、地均產值、產值占地等指標分析北京市產業結構與土地利用結構的關系，得出產業結構調整是提升土地集約利用水平的主要途徑，集約用地政策也是引導和約束產業結構調整的重要手段［5］；三是全國范圍的產業結構與用地結構的相互協調關系定量研究，如張穎、王群等采用統計分析法、指數分析法和復合指標法分析產業結構與用地結構之間的關系，從一定視角揭示了兩者之間存在緊密相關性并呈同步增減變化趨勢［6］。四是區域范圍的產業結構與用地結構間關系的定量研究，如李冠、童新華等采用相關系數法揭示出南寧市用地結構與產業結構呈明顯相關性且同步協調［7］；閆紅磊、孫鵬舉運用信息熵、相關系數與回歸分析法研究蘭州土地利用結構變化與產業結構調整的相互關系，得出二者間存在明顯的負相關，并提出了結構優化的建議［8］；周健運用相關系數分析法對張掖市各產業產值變化和土地利用面積變化指標進行分析，得出產業結構與土地利用面積具有顯著的相關性，呈現二次函數相關關系［9］。

由上述文獻可知，諸學者有著較一致觀點，認為產業結構與土地利用結構存在相關關系。國內外學者在理論研究和實踐方面較為成熟，但對二者關系相互影響的貢獻分析研究還不夠深入和全面，另外研究區域多集中于我國中東部發達地區，而對西部欠發達地區的研究較少。為此，借鑒國內外研究成果，基于VAR模型對兵團產業結構與用地結構間關系進行全面系統的研究。

二、兵團產業結構與用地結構發展狀況

（一）兵團產業結構動態變化

隨著兵團經濟發展速度加快，兵團產業結構也在不斷調整優化，三次產業結構發生了較大的變化，三次產業比重由1990年的45．80∶32．10∶22．1調整為2013年的29．03∶41．76∶29．2。從三次產業結構總的變化趨勢看，第一產業比重呈逐年下降趨勢，且下降幅度較大，下降了16．77個百分點；第二產業比重穩步持續上升，上升了9．66個百分點；第三產業比重在曲折變動中呈緩慢上升趨勢，增加了7．1個百分點。盡管非農產業比重有所上升，但第一產業比重較全國平均水平來說仍然較高，第二產業比重從2011年才開始穩定上升并保持超過第一產業的趨勢，第三產業從2001年至2012年反而呈現下降趨勢，直到2013年開始有上升的趨向。從產業內部結構變動趨勢看，第一產業內部結構有所改觀，農、林、牧、漁及其服務業的比例為78．75∶1．22∶13．77∶0．51∶5．75，但農業占主要地位的格局仍舊保持；第二產業中，工業占比為28．5%，其中重工業占工業的63．8%，主要依托農產品資源、礦產資源和能源資源等來發展。綜上分析得出，兵團的產業結構與全國同期水平存在很大差距。

（二）土地利用結構動態變化

根據土地利用統計和變更資料，2013年兵團土地總面積705．79萬公頃，其中農用地430．32萬公頃，占60．97%；建設用地27．10萬公頃，占3．84%；未利用地248．37萬公頃，占35．19%。在2013年兵團農用地內部結構中，各用地類型占農用地總面積的比例分別為：耕地28．93%、園地3．48%、林地21．29%、牧草地40．02%、其他農用地6．29%。其中牧草地面積較大，園地面積最小。在兵團建設用地的內部結構中，各用地類型占建設用地總面積的比例分別為：居民點及工礦用地54．63%、交通運輸用地4．67%、水利設施用地40．71%，可見居民點及工礦用地占有相當大的比重。

隨著兵團經濟發展以及工業化、城鎮化水平提高，各類用地面積發生了很大變動，1997年到2013年，兵團建設用地和農用地面積都呈增長趨勢。16年期間建設用地面積共增長了6．81萬公頃，年均增長0．43萬公頃，年均增長率為2．1%，其中居民點及工礦用地增長面積加大，占總增長面積的65．26%，交通運輸用地增長速度最快，為94．34%。農用地面積共增長了28．58萬公頃，年均增長1．77萬公頃，年均增長率為0．44%。

三、模型設定

VAR模型提供了一種讓數據決定模型動態結構的手段，常用于預測相互聯系的時間序列系統分析隨機擾動對變量系統的動態影響。該模型描述在同一樣本期間內的n個變量（內生變量）可以作為它們過去值的線性函數，即通過把系統中每一個內生變量，作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。該模型的分析方法是基于數據的平穩性檢驗、Johansen協整檢驗、最優滯后期的選擇、脈沖響應分析、Granger因果檢驗以及方差分解等一系列步驟完成。VAR模型的一般數學表達式為：

其中：yt是k維內生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數，t是樣本個數。k*k維矩陣Φ1，…，Φp和k*d維矩陣H是待估計的系數矩陣。εt是k維擾動列向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關且不與等式右邊的變量相關。

四、變量選取及數據統計

（一）變量選取

衡量結構變化程度的重要指標是結構變化率，因每年產業結構與用地結構都在不同程度的發生變化，二者的變化存在一定的聯系，為深入分析二者的相互關系，采用結構變化率和偏差系數來研究。利用偏差系數判斷兩者的結構差距，以此反映結構間的不對稱狀態，偏差系數越大，表明產業結構與用地結構的差距越大，兩者愈不對稱協調，土地利用結構和產業結構的效益愈低下，反之亦然。偏差系數為二者結構變化率之差的絕對值，結構變化率的計算公式如下：

公式中Di為結構變化率，是衡量結構變化程度的重要指標，G0為基期結構，Gi為t期結構，n為類型的數量。

（二）數據來源及統計分類

本文中數據涉及產業經濟和土地利用兩大類別，主要依據歷年的《新疆生產建設兵團統計年鑒》和歷年土地利用現狀變更調查報告整理所得。為滿足模型設計需要，需將土地利用結構轉換為產業用地結構，構建與產業分類相匹配的土地利用類型分類體系。參照《土地利用現狀分類》和三次產業分類法，借鑒相關研究結果，對區域土地利用按產業進行劃分。即把耕地、園地、林地、牧草地和其他農用地歸為第一產業用地，將居民點及工礦用地和水庫水面歸為第二產業用地，將交通用地和水利設施用地等歸為第三產業用地，未利用地歸為后備產業用地。

（三）兵團產業結構與用地結構的偏差分析

根據公式（1）分別計算歷年總的產業結構和用地結構的變化程度及各產業的偏差系數，繼而應用偏差系數對兩者結構差異加以分析。計算結果如表1所示。從偏差系數來看，產業結構與用地結構間的偏差總體呈上升趨勢，從1997年的0．0357上升到2013年的0．0669，且產業結構的調整快于用地結構變動。從各產業的偏差中看出，第一、二產業呈逐步上升趨勢，其中第二產業變化幅度相對較大，主要與兵團加強工業化發展尤其是近年來提出的“三化”（即城鎮化、新型工業化與農業現代化）建設加強了產業結構的調整力度有關，在提出走新型工業化以來加大了對工業的重視程度，工業的發展步伐加快，但卻忽略了第三產業的發展，占GDP比重由1995年的27．74%上升到2013年的29．2%，在2001年以前得到稍快發展，之后恰逢新型工業化發展時期，反而呈下降趨勢，與此同時用地結構變動也較小，因而使得第三產業的偏差呈現縮小趨勢。

五、模型估計及結果分析

在構建VAR模型前要先進行數據序列的平穩性檢驗，時間序列數據分析是以平穩序列數據為基礎的，因此需要對所研究的時間序列數據進行平穩性檢驗。X表示用地結構變化率；Y表示產業結構變化率，△X、△Y為相應的一階差分序列。

（一）變量的單位根與協整檢驗

表1 1997－2013年兵團結構變化率及偏差系數

表2 變量的單位根檢驗結果

運用Eviews6．0，首先對各序列采用ADF檢驗，結果如表2所示。從表2中可以看出，在5%的顯著性水平下，產業結構變動指標（Y）與用地結構變動指標（X）兩個序列均存在單位根是非平穩序列，而經過一階差分后，△Y、△X的統計量各為－9．2873和－3．5354，均在α=5%臨界值以內，也即兩序列在α=5%水平下是一階單整平穩序列，即，Y－I（1），X－I（1）滿足協整檢驗的前提。

采用最大特征根跡統計量和最大特征值統計量進行檢驗，結果見表3。檢驗結果顯示，對于零假設情況，跡統計量為14．8859，大于5%顯著水平下的12．3209，最大特征根統計量14．5853＞11．2248，所以拒絕原假設，結果均表明在5%的顯著性水平下序列Y與X存在一個協整方程。對于存在1個協整假設情況，跡統計量0．3006＜4．1299，說明在5%的顯著性水平下接受原假設，即兩變量間只存在一個協整關系，從而表明產業結構與用地結構兩者之間存在長期均衡關系。

（二）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

上述協整檢驗的結果表明產業結構與用地結構間存在長期均衡關系，但這種關系是否構成Granger因果關系還需要進一步驗證。由于Granger因果關系檢驗結果與滯后期的長度有關，分別選取1－5期進行檢驗，檢驗結果如表4所示。首先考慮產業結構變化是否是引起用地結構的Granger原因，在5%的顯著性水平下，當滯后階數為5期時，P值為0．045，小于0．05，拒絕原假設，在1－4期時，P值均大于0．05，也即在5期時產業結構變化是用地結構變化的Granger原因，可見兵團產業結構演變促進了用地結構的變動，只是這種變化的影響存在5期的滯后反映，產業結構變化先于用地結構變化，主要是由于目前在國家節能減排大的背景和新型工業化發展的形勢下，兵團產業的發展方式也逐步在向集約型轉變，資源利用率也有所提高；從1－5期的滯后期情況看，其P值均大于0．05，則接受原假設，也就是說用地結構變化不是產業結構變化的Granger原因，說明兵團產業結構與用地結構之間存在單向的因果關系，意味著土地對產業經濟的宏觀調控作用尚未得到發揮。這種結論與諸多學者的研究有所差異，這與兵團特殊的行政體制有一定的關聯，兵團屬于黨、政、軍、企合一的特殊組織，其經濟運行方式源自于計劃經濟，行政指令性較強，這種行政指令式的經濟調節會使產業結構的調整與用地結構變動在市場經濟大背景下有偏差。

表3 變量的協整檢驗結果

圖1 基于VAR模型的脈沖響應曲線圖

表4 基于不同滯后期的格蘭杰因果關系檢驗結果

（三）脈沖響應分析

脈沖響應分析能夠直觀反映兩變量間的動態交互作用及效應。選取1997－2013年的產業結構變化率與產業用地變化率的數據建立二者間VAR模型，進行脈沖響應分析。結果見圖1。在圖1中，橫軸代表沖擊作用的滯后期間數，考察期為10期，縱軸表示各變量對沖擊的響應程度；實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負（＋/－）兩個標準差偏離帶。圖1（a）表示產業結構變化對用地結構變化的響應函數時間路徑，當在本期給用地結構變化實施一個正沖擊后，對產業結構的影響程度在不同時期有所差異，在當期產業結構變化率則不受影響，表明用地結構對產業結構的影響有一定的滯后性，在第2期處于優化狀態，但優化程度處于遞減趨勢，到第3期則呈現惡化狀態，處于最低點，隨后第4期后的沖擊作用又由負轉正，但用地結構對產業結構優化的提升力度非常小，長期來看幾乎接近于0，也就是說短期內用地結構對產業結構會有顯著的影響，但長期看這種作用變得越來越不顯著，表明前期的用地結構變化對后期產業結構的調整需要的適應能力減弱；圖1（b）表示用地結構變化對產業結構變化的響應時間路徑，當在本期給產業結構變化率實施一個正沖擊后，用地結構變化率圍繞零值點上下震蕩，在第1期就有較大反應，用地結構變化率在前3期也處于優化態勢，第4、5期則處于惡化狀態，第6、7期又是提升狀態，第8期又回到不利態勢，這表明產業結構調整引起的用地結構的變化比較顯著，而到第8期之后前期的產業結構調整可能對后期用地結構變化產生的影響不是很突出。從二者的相互脈沖響應情況看，短期內的動態響應較為顯著，長期內二者的響應相對較弱，用地結構變動對產業結構調整的沖擊效果要強于產業結構調整對用地結構變動的沖擊效果。因為產業結構的調整需要資金的支持，兵團主要是農業經濟為主導的產業結構，其地理環境使其極易受到自然災害等影響，以及工業的發展又多以資源或原材料的初加工為主，產業結構的優化升級需要大量資金，但資金處于短缺狀態，為此制約著產業結構的調整進程。

（四）方差分解分析

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻率，進而評價不同結構沖擊的重要性。表5給出了產業結構對用地結構的方差分解結果，從中看出兵團產業結構調整其自身的貢獻率占到95%以上，意味著如果當期產業結構調整優化的效果較好，則未來期其優化升級的步伐就會更快；兵團用地結構的變化對產業結構變化的貢獻較小，貢獻最大時才達到2．55%，但數據表明用地結構的變化對產業結構的變化率是積極的正向作用，而且隨著時間的推移，此作用也在慢慢增加，這與脈沖響應函數分析的結論是一致的。從兵團用地結構的方差分解結果可知，用地結構的變化除了自身的貢獻外，產業結構變化的貢獻率也是一種正向作用，這種貢獻基本維持在22%左右，最大時達到24．88。這就說明產業結構對用地結構的支持作用要比用地結構對產業結構的支持作用顯著。

表5 與序列的方差分解結果

六、結論與建議

（一）研究結論

通過建立產業結構調整指標和用地結構變化指標，利用偏差系數初步分析二者間的結構關系，并進一步利用結構變化率進行ADF單位根檢驗和Johansen協整檢驗，然后基于VAR模型，進行Granger因果檢驗、脈沖響應函數及方差分解，分析產業結構與用地結構之間的影響程度和持續時間，及確定兩者的方差貢獻程度，得出如下結論：

1．兵團產業結構與用地結構之間的偏離程度在逐步增加。兵團用地結構的調整滯后于產業結構的調整，二者間的結構調整不同步；同時各產業間的偏差變化也有差異，除第三產業的產業結構與用地結構較為協調，第一、二產的狀況與總體狀態趨同。

2．兵團產業結構與用地結構之間存在長期穩定的均衡關系。兵團產業結構演變促進了用地結構的變動，產業結構的調整會使用地結構發生相應的變動，促進用地結構的進一步合理化，但這種促進作用相對較緩慢，存在5期的滯后反映。另外，產業結構受到沖擊后的反應要快于用地結構所受沖擊后的反應，二者結構變化更多的是短期內較顯著，長期來看土地資源利用還不能反作用于產業經濟的發展，也就是說作為土地政策參與宏觀調控的最主要方式——產業間的供地調整，尚未體現出調控引發的產業結構變化。

3．兵團產業結構調整與用地結構變動受其自身因素的影響均大于來自對方作用的影響。也即產業結構調整的原因主要來自于其產業發展自身原因的影響，而由于用地結構變動的促進作用相對較小，同樣用地結構的變動受其自身因素的影響要大于產業結構調整對其的影響，但是且隨時間的推移，兩變量受自身的影響將逐漸弱化，來自對方影響的力度逐步增強，二者間關系有向協調同步的勢頭趨近。若土地利用結構合理化便能夠促進產業結構的調整優化，反之若土地資源利用不當，結構不合理也可能阻礙產業結構的優化升級，成為產業結構調整的約束因子。

（二）主要建議

1．遵循市場經濟規律，制定符合兵團區情的產業政策，促進產業結構的優化升級。針對兵團這種特殊體制，因對其產業經濟發展和用地狀況的政府調控力度依舊較大，為順應社會主義市場經濟發展，這就要求其科學合理調整產業政策，合理布局產業發展，科學選擇主導產業，進而促進土地合理利用。如依據兵團的區域優勢，大力發展特色產業，尤其體現在第一產業方面，應加強對該產業內部結構的調整與優化，大力發展特色林果業，合理調整種植業結構，確定合理的糧經飼用地比例；加快第二、三產業的發展與產業轉型，可通過產業鏈延伸、提高產品附加值，提升行業技術水平，促進產業結構的優化升級。

2．發揮土地政策尤其供應政策對宏觀經濟調控的作用。兵團經濟屬于綠洲經濟，其產業發展受到自然環境的約束，且第二產業大多屬于資源依賴型，建議建立科學的土地管理制度，加強土地資源節約集約利用。如通過科學的土地供應政策和價格政策，對高附加值產業以及循環產業等給予支持，鼓勵產業集約式發展，而對高消耗產業則予以適當限制；同時，以土地集約利用政策參與經濟宏觀調控，轉變相應產業用地方式，提高土地資源利用率，促進土地經濟效益與生態效益統一。兩者只有形成良好的互動，才能從根本上真正解決用地結構與產業結構的雙重優化。

［2］溫尚錕．濟南市產業結構與土地利用結構關系研究［D］．山東師范大學，2013．

［3］馮年華．略論產業結構優化與土地利用結構調整［J］．人文地理，1995，10（3）：64－67．

［4］張軍濤，楊蔭凱．唐山市土地利用結構變化分析［J］．地理學與國土研究，2000，16（1）：93－96．

［5］孟媛，張鳳榮，姜廣輝，等．北京市產業結構與土地利用結構的關系研究［J］．地域研究與開發，2011，30（3）：108－111．

［6］張穎，王群，王萬茂．中國產業結構與用地結構相互關系的實證研究［J］．中國土地科學，2007，21（2）：4－11．

［7］李冠，童新華，張亮．南寧市產業結構調整與土地利用結構變化關系研究［J］．江西農業學報，20l0，22（7）：152－155．

［8］閆紅磊，孫鵬舉，劉學錄．基于信息熵的蘭州市土地利用結構和產業結構的關系［J］．甘肅農業大學學報，2013，48（5）：130－136．

［9］周健．張掖市產業結構與土地利用的互動關系分析［J］．河南科學，2014，32（7）：1364－1366．

（責任編輯：胡宜挺）

［1］陳麗紅，石培基．蘭州市產業結構與土地利用結構的相關性研究［J］．國土與自然資源研究，2008，（3）：22－23．

石河子大學農業現代化研究中心資助項目（NYXDH1208）；自治區人文社科重點研究基地資助項目（XJEDU020214C06）。

張風麗（1978－），女，山東菏澤人，副教授，碩士，研究方向：農業經濟管理、資源經濟。