武漢市農用地集約利用與農村經濟發展的動態計量分析

鄧琛 董利民 馮兆華

摘要：根據武漢市2003—2013年的統計數據，結合數據平穩性檢驗、協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗等計量方法，對武漢市農用地集約利用水平和農村經濟發展水平間的關系進行實證分析。結果表明，武漢市農用地集約利用水平和農村經濟發展水平整體上都呈現波動上升的總趨勢，農用地集約利用水平與農村經濟發展水平存在長期均衡關系及單向因果關系，農村經濟發展是農用地集約利用的格蘭杰原因。

關鍵詞：武漢市；農用地；集約利用；農村經濟發展；協整檢驗；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F301.24 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2016）06-1629-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2016.06.064

在當前愈演愈烈的城鎮化進程中，城鎮化的快速發展是推動城市現代化以及經濟增長的強大動力，然而，目前城鎮化的發展多偏向于土地城鎮化，即依靠增加城市面積、擴大城市規模片面地發展城市化，這導致了對土地的需求與日俱增。然而，土地的面積是有限的，土地自然供給是無彈性的，在發展新型城鎮化以及嚴守18億畝耕地紅線的雙重壓迫下，要求集約節約利用土地，這是實現經濟可持續增長以及確保糧食安全的重要途徑。因而，研究土地集約利用成為目前的熱點議題之一。武漢市近年來城鎮化發展迅速，工業“倍增”計劃、武漢“1+6”城市空間全域城鎮化戰略、農村信息化戰略以及都市農業現代化提升戰略的大力實施，促使武漢市綜合實力得到了提升。本研究以武漢市為例，綜合運用多種計量方法，探討武漢市2003—2013年的農用地集約利用水平與農村經濟發展之間的動態關系。

1 研究綜述

從研究內容來看，目前的研究主要集中在土地集約利用的評價指標體系構建、效益評價以及土地利用與經濟發展之間的關系等內容。在研究土地集約利用評價指標體系構建時，有的學者從利用程度、投入強度、產出效益等方面來構建指標體系，有的分別從勞動集約指數、資金集約指數以及技術集約指數三方面來構建，還有的學者基于PSR框架的視角來研究[1-3]；在探討土地集約利用與經濟發展二者間的關系時，大部分學者都是研究城市土地集約利用與經濟發展的關系，建設用地與城市經濟增長的關系等，或者耕地與經濟發展的關系，少有農用地與農村經濟發展之間方面的研究。

從研究方法來看，評價土地集約利用的方法主要有熵值法、層次分析法、回歸分析法、動態神經網絡模型等[1-5]；分析土地集約利用與經濟發展之間的關系時，有采用空間計量分析、遙感監測、灰色關聯分析以及時間序列回歸分析等涉及到自然科學的地理方法和社會科學的經濟分析法，目前采用較多的是用計量模型來研究二者的長期動態關系[6-12]，這種方法能夠更準確地反映出不同時期二者的變化發展和相互影響關系。

從研究范圍來看，大部分研究都是從行政區劃的角度來研究，有的從宏觀視角來研究中國多個省市的土地集約利用與經濟發展之間的關系[9]；有的從中觀視角來研究省域范圍內二者的關系[10]；有的研究某個市或地區的土地集約利用與經濟發展之間的關系[11]；也有的學者打破傳統的行政區劃視角，以洱海流域為空間范圍來研究該區域內的土地集約利用與經濟增長之間的關系[12]。

2 研究區域概況

武漢市是湖北省省會城市，地處中國腹地中心，江漢平原東部，市內江河交錯，湖泊眾多，故又稱為江城。武漢市下轄江漢、洪山等7個中心城區以及江夏、新洲等6個遠城區。近幾年來，武漢市城鎮化發展迅猛，工業“倍增”計劃、“1+6”城市空間全域城鎮化戰略、農村信息化戰略以及都市農業現代化提升戰略的大力實施，促使武漢市綜合實力得到了提升。截至2013年末，武漢市全境面積總計8 494.41 km2，戶籍總人口822.05萬人，其中農業人口266.18萬人，占總人口的32.38%。2013年，武漢市全年固定資產投資5 974.53億元，比2012年增長19.1%；全年地區生產總值9 051.27億元，比2012年增長10.0%；全年完成農業總產值530.27億元，比2012年增長4.5%。其中，種植業305.10億元，增長8.5%；林業6.59億元，增長22.9%；牧業118.67億元，下降2.4%；漁業83.66億元，增長0.6%；農林牧漁服務業16.25億元，增長6.2%。

4 計量分析

4.1 單位根檢驗

由于現實中時間序列通常是非平穩的，所以在進行協整檢驗之前，都需要對時間序列進行平穩性分析，也稱為單位根檢驗，檢驗是否存在單位根。單位根檢驗的方法有多種，如DF檢驗法、ADF檢驗法，本研究用Eviews 6.0軟件的ADF方法來檢驗，其檢驗結果見表1。從表1可以看出，lnALIU和lnAEG的ADF檢驗值均大于5%的臨界值，表明二者都存在一個單位根，因而這兩個變量的水平值都是不平穩的。對這個變量進行一階差分后，lnALIU和lnAEG在5%的水平下，其ADF值均小于5%的臨界值，拒絕了二者存在一個單位根的假設，說明lnALIU和lnAEG同為一階單整序列，因此可以對這兩個變量進行協整檢驗。

4.2 協整檢驗

進行協整檢驗的必要條件是變量須為一階單整序列，雖然武漢市農用地集約利用水平和農村經濟發展水平二者是非平穩的時間序列，但是通過前面單位根檢驗可知，二者在一階差分的情況下拒絕了存在單位根的假設，是一階單整序列，因此可以對其進行協整檢驗，來進一步分析二者的長期關系。本研究采用E-G兩步法來分析武漢市農用地集約利用水平和農村經濟發展水平的協整關系，首先建立了一個以lnALIU和lnAEG為變量的OLS回歸方程，lnALIU為被解釋變量，lnAEG為解釋變量，其回歸方程如下：

lnALIU=-0.337 83+0.721 42lnAEG R2=0.519 86（7）

建立回歸方程后，建立一個殘差數列，并用ADF單位根檢驗法檢驗此殘差數列是否存在單位根，具體結果見表2。

結果（表2）表明，殘差序列的ADF檢驗值小于1%～10%顯著性水平下的臨界值，即殘差序列是平穩的，因此武漢市農用地集約利用水平和農村經濟發展水平間存在協整關系，從長期看是均衡的。由lnALIU和lnAEG的回歸方程可知，R2為0.519 86，表明方程的擬合優度較好，并且lnALIU和lnAEG之間存在正向影響，lnAEG的系數為0.721 42，表明在長期內，當農村經濟發展水平每提高1%，農用地集約利用水平就會相應地提高0.721 42%。

4.3 誤差修正模型

協整關系檢驗體現的是變量間的長期均衡關系，但是在短期內，變量會受到某些因素的影響而變得不均衡，因此為了修正這種短期的波動，需要對其進行誤差修正。本研究運用Eviews 6.0軟件來構建武漢市農用地集約利用水平和農村經濟發展的誤差修正模型，其誤差修正模型結果見表3。

根據表3的結果，可以得到以lnALIU為被解釋變量，lnAEG為解釋變量的誤差修正模型：

lnALIU=0.281 761+0.174 208lnAEG-1.060 036U（8）

該模型的R2為0.840 174，表明方程的擬合優度很好，式中lnAEG的系數為0.174 208，表明在短期內農村經濟發展水平每提高1%，農用地集約利用綜合指數就會相應地提高0.174 208%；誤差修正項U的系數為-1.060 036，符合反向作用機制，當短期波動偏離長期均衡時，就會以-1.060 036的速度回歸到均衡的狀態。

4.4 格蘭杰因果關系檢驗

通過前面的分析，武漢市農用地集約利用水平和農村經濟發展水平存在長期均衡關系，為了進一步分析變量之間的因果關系，采用格蘭杰因果檢驗方法來具體分析這兩個變量之間的因果關系。在進行格蘭杰因果關系分析時，滯后階數的確定尤為重要，本研究在分析過程中遵循AIC和SC信息準則來確定最優滯后階數，檢驗結果詳情見表4。

表4的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，“lnAEG不是lnALIU的格蘭杰原因”的假設在滯后2期時被拒絕，而“lnALIU不是lnAEG的格蘭杰原因”的假設在滯后1期、2期、3期均無法被拒絕，說明武漢市農用地集約利用與農村經濟發展之間存在單向因果關系，農村經濟發展是農用地集約利用的格蘭杰原因，而農用地集約利用并不是農村經濟發展的格蘭杰原因。由此可見，農村經濟的發展可以提高農用地集約度，優化農用地利用方式，促進農用地利用效率的提高，從而實現農用地集約利用水平的提升；而農村經濟的發展很大程度上并不依賴于農用地的集約利用。

5 結論與啟示

5.1 結論

在研究武漢市農用地集約利用和農村經濟發展之間的關系時，本研究選取2003—2013年為數據樣本期，綜合平穩性檢驗、協整檢驗、建立誤差修正模型以及格蘭杰因果檢驗等動態計量模型，對武漢市農用地集約利用與農村經濟發展的動態關系進行探討，得出以下結論。

1）在2003—2013年間，武漢市農用地集約利用水平和農村經濟發展水平整體上都呈現波動上升的總趨勢。其中農用地集約利用水平波動較大，在2005—2007年以及2011年呈現出下降的趨勢；而農村經濟發展水平波動較小，只在2010年有明顯的下降趨勢。

2）武漢市農用地集約利用與農村經濟發展雖然在短期內是不均衡的，但是二者存在長期均衡的一階協整關系，當武漢市農村經濟發展水平提高時，武漢市的農用地集約利用水平也會隨之提高，呈現一致變動的趨勢。

3）農用地集約利用與農村經濟發展的誤差修正模型表明當短期波動偏離長期均衡時，就會以 -1.060 036的速度回歸到均衡的狀態。

4）武漢市農用地集約利用與農村經濟發展之間存在單向因果關系，農村經濟發展是農用地集約利用的格蘭杰原因，說明農村經濟的發展可以促進農用地集約利用水平的提高，而農村經濟的發展很大程度上并不依賴于農用地的集約利用。

5.2 啟示

通過上述結論可知，武漢市農用地集約利用與農村經濟發展彼此之間是有聯系有影響的。武漢市農村經濟的發展可以促進農用地集約利用水平的提高，農村經濟的發展不僅可以提供更多的資金支持和技術支撐，促使農用地利用方式得到優化，農業產業結構得到調整，提高農用地的利用效率，從而使土地資源能夠集約利用。但農用地集約利用對農村經濟發展的影響較小，首要原因是經濟的發展主要是依靠增加要素的投入，土地的利用方式影響不大；另外，雖然農用地集約利用能夠提高農作物的產出，增加農民在傳統農業生產方面的收入，但是農村經濟的發展并不僅僅依賴于農業生產，同時也要依靠農村非農產業的發展。

因此，要轉變農村經濟發展方式，優化農業產業結構，將種植結構單一、收益低的傳統農作物的方式向種植結構多元化、經濟效益高的方式轉變，依托城市發展、立足優勢產業調整農業結構，使農業內部結構趨向合理化。同時，建立健全農村基礎設施建設，大力發展都市農業，加快農業現代化的發展步伐，提高農業科技創新能力，培養一批掌握農業現代化知識和技能的科研人員。

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