經濟增長、城鎮化與耕地非農化關系的計量分析

宋雨婷

摘要：非農用地增加且耕地缺乏有效保護對經濟可持續發展是一大障礙。運用協整分析和Granger因果分析方法，利用江蘇省1999～2014年的統計數據分析江蘇省耕地非農化的內在機制。結果表明，經濟增長是耕地非農化的單向Granger成因，兩者存在協整關系；城鎮化水平和耕地非農化存在協整關系且互為因果。應正確地認識與積極地看待耕地非農化問題，加強耕地保護，集約利用土地，轉變經濟增長方式，實現土地可持續利用和經濟可持續發展的良性循環。

關鍵詞：經濟增長；城鎮化；耕地非農化；Granger因果關系分析；江蘇省

中圖分類號：F301.21 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2017）15-2975-04

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2017.15.044

Abstract： The increase of non-agricultural land and the lack of effective protection of arable land can be a obstacle to the sustainable development of the economy. Method of co-integration analysis and Granger causality test were employed. According to the statistical data of Jiangsu Province in 1999～2014，the internal mechanism of cultivated land conversion is studied. Results show that economic development is a unilateral Granger cause of non-agricultural land quantity and a co-integration relation has been found between them. Urbanization is a multilateral Granger cause of non-agricultural land quantity and has a co-integration relation with it. We should take a right and positive attitude toward the problems， protect arable land，use land intensively and change the mode of economic growth to achieve sustainable land use and sustainable economic development.

Key words： economic developments；urbanization；cultivated land conversion；Granger causality test；Jiangsu Province

耕地的減少途徑主要包括農業結構調整、建設用地占用、生態退耕和災毀[1]。中國社會經濟快速發展，城鎮化、工業化加劇了對土地的需求量，城鎮用地、住宅用地、工業用地、交通用地等建設用地的擴張導致了耕地的退縮，產業非農化推動耕地非農化。由于土地利用方式變更具有困難性，非農占用使得耕地的耕作層被破壞，在一段時間內利用方式和社會效益會很難改變，轉化成建設用地通常是不可逆的[2]。因此，耕地非農化的實質是耕地和建設用地相互競爭土地資源配置的過程。

中國對耕地非農化問題的研究開始于20世紀90年代實行耕地總量動態平衡土地政策[3]。目前，國內研究有基于耕地非農化和經濟發展數據，運用數理統計模型從全國和地區的尺度進行相關分析，得出經濟的發展是以消耗耕地為代價的結論[4-6]。但也有運用RS和GIS技術來預測分析耕地變化，得出耕地非農化和經濟發展不顯著相關的結論[7]。然而，經濟增長、城鎮化是否必然引起耕地非農化，還是耕地非農化推動了經濟增長、城鎮化，在不同地區三者關系的實際情況是否不同，本研究采用協整分析和Granger因果分析方法對這一問題進行探討。

1 研究區域

在沿海經濟發達地區，非農用地增加且耕地缺乏有效保護，對經濟可持續發展是一大障礙。本研究以江蘇省為研究對象分析耕地非農化的內在機制，提出協調經濟增長、城鎮化和耕地保護的建議和措施。

江蘇省位于中國東部沿海，地處富饒的長三角地區，平原遼闊，河湖眾多，全省氣候溫和，自然條件優越，特別適合農業生產。2014年江蘇省耕地面積為45 779 hm2，人均耕地面積為573.62 m2，后備資源匱乏，因此，建設用地主要占用的是耕地資源。1999～2014年江蘇省的耕地面積逐步減少，從圖1和圖2可以看出，隨著江蘇省經濟穩步增長和城鎮化率逐漸上升，耕地非農化面積呈現出明顯的波動性。國內生產總值由1999年7 697.8億元增至2014年65 088.32億元，年平均增長率為15.38%，始終保持較高的經濟增長水平，人均GDP為8.19萬元，居全國第二位。同時，城鎮化水平不斷提高，從1999年34.94%上升至2014年65.21%。全省的工業化進程由蘇南地區引領逐步向第二階段過渡，第二產業占GDP比重以略慢一些的速度逐步下降，目前依然占主導地位。

2 研究方法

計量經濟學中的因果關系是指變量之間的依賴性，作為結果的應變量Y是由作為原因的解釋變量X所決定的，解釋變量的變化引起應變量的變化。在一個回歸方程中，無法確定變量之間是否具有因果關系，有時稱X是Y的原因，這一因果關系更多是先驗設定的[8]。而Granger因果關系檢驗可以用來確定經濟變量之間是否存在因果關系以及影響的方向。endprint

在進行Granger因果關系檢驗之前，首先應對序列進行平穩性檢驗，如平穩即可進行Granger因果關系檢驗，如不平穩則進行協整檢驗。協整檢驗的思想是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，本研究采用AEG方法進行檢驗，即先利用OLS（最小二乘估計）對兩個變量進行回歸分析，得到回歸模型，再提取殘差序列，檢驗殘差序列是否平穩，如果殘差序列平穩，則表明兩個變量之間存在協整關系，否則不存在協整關系[9]。協整檢驗的前提是各序列是同階單整，對變量進行差分。差分平穩后，可以用差分項進行Granger因果關系檢驗，來判定變量變化的先后時序，檢驗變量之間的因果關系。

Granger因果關系的檢驗：如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應當發生在Y的變化之前[10]。其原假設是X不是引起Y變化的Granger原因或Y不是引起X變化的Granger原因。Granger因果關系檢驗是通過檢驗有限制條件回歸和無限制條件回歸的殘差平方和是否發生顯著變化來實現的，因此，檢驗統計量是F統計量來決定是否拒絕原假設[11]。本研究基于江蘇省1999～2014年的時間序列數據，采用協整分析和Granger因果關系檢驗方法，用 Eviews 8.0進行數據檢驗，得出研究結論。

3 因果關系分析

3.1 變量選取

選取江蘇省1999～2014年的耕地非農化面積（L），將每年新增建設用地占用耕地面積定義為某年的耕地非農化面積。選取人均GDP經濟增長水平衡量經濟增長（E），選取城鎮化率（R）表示城鎮化水平。資料數據均來自于《江蘇省統計年鑒》和中國經濟與社會發展統計數據庫。采用人均GDP代表經濟增長水平，理由是與GDP總量相比，人均GDP更能體現經濟增長的水平，且可以抵消一些人口因素對GDP水平估計的影響。為消除時間序列存在的異方差現象，減少波動，對所使用的經濟增長和耕地數據進行對數化處理。

3.2 單位根檢驗

為了避免偽回歸，需要先進行單位根檢驗，以確定數據的平穩性。采用ADF檢驗進行單位根檢驗，耕地非農化、人均GDP和城鎮化率都是不平穩的，都至少存在一個單位根。因此，對3個變量進行一階差分。如果一個非平穩時間序列Xt經過d次差分達到平穩，則稱其為d階單整序列，記作I（d）[12，13]。一階差分后，耕地非農化、人均GDP和城鎮化率不再存在單位根，具有平穩性。經過ADF檢驗，由表1可知，耕地非農化、人均GDP和城鎮化率是I（1）序列。

3.3 協整檢驗

平穩性檢驗結果表明，各變量是一階單整的，符合協整分析前提條件，可以由協整檢驗考察是否存在長期均衡關系。對耕地非農化面積和人均GDP進行回歸的OLS估計，估計方程如下（方程下方括號內為t統計量）：

提取殘差序列，記為e1進行ADF檢驗，如果殘差存在單位根，則變量之間不存在均衡關系，反之，存在均衡關系。表2結果顯示，殘差單位根檢驗t統計量為-4.881 1，大于在1%的檢驗水平的臨界值，因此拒絕殘差序列e1存在單位根的原假設，即認為殘差序列e1是平穩的，人均GDP和耕地非農化面積的對數之間存在長期均衡關系。同樣，對耕地非農化面積和城鎮化率進行OLS估計，估計方程如下：

對殘差序列e2進行ADF檢驗，t統計量為 -6.685 9，大于在1%的檢驗水平的臨界值，殘差序列e2是平穩的，即城鎮化率和耕地非農化面積的對數之間存在長期均衡關系，結果見表2。回歸方程系數估計值為負數，具體看來是由于江蘇省耕地非農化面積隨時間而波動，與不同階段土地管理政策有關。

3.4 Granger因果檢驗結果

從Granger因果關系檢驗結果來看，人均GDP在滯后階為1時，在73%的置信度下，是耕地非農化的Granger成因。在滯后階為2、3、4時，分別在86%、95%和99%的置信度下，是耕地非農化的Granger成因。而拒絕耕地非農化不是人均GDP的Granger成因的概率，在滯后階為1、2時分別為0.241 3和0.227 0，在滯后階為3、4時分別為0.346 3和0.343 8，因而不能拒絕原假設，即耕地非農化不是人均GDP的Granger成因。

城鎮化水平在滯后階為1、2、3時，分別在96%、92%和89%的置信度下，是耕地非農化的Granger成因，耕地非農化在滯后階為1、2、3時，在99%、99%和93%的置信度下是城鎮化水平的Granger成因，即滯后1、2、3階的耕地非農化是城鎮化的Granger成因。

4 結果分析及政策建議

4.1 結果分析

經濟增長是耕地非農化的單向Granger成因。江蘇省經濟快速發展的過程中，各產業對建設用地產生了巨大需求，耕地資源的減少是必不可少的，這和已有的研究成果相一致。農業用地和建設用地的經濟產出差距巨大，土地所有者追求經濟收益最大化，建設用地的邊際收益要遠遠高于耕地的邊際收益。另外，新增建設用地的成本在當前技術水平下比城市存量土地重建成本低[14，15]，所以各產業單位熱衷于新增建設用地。耕地非農化是人類追求土地利用利潤最大化的結果，是資源由低效向高效利用的轉化，是社會經濟快速增長越不過的一道門檻。經濟增長對耕地非農化的影響存在滯后期是因為資金運行需要一定的周期。耕地非農化不是經濟增長的Granger成因，因此，大量占用耕地為經濟發展貢獻力量的言論是不成立的。耕地減少的途徑除了建設用地占用，還有農業結構調整、生態退耕及災毀。這些途徑較之建設用地占用產生的經濟效益很小，且土地規劃不利、土地粗放利用產生的經濟效益也會縮減。這也間接表明，江蘇省在發展過程中一定程度上存在建設用地粗放利用的問題。

城鎮化水平和耕地非農化互為Granger成因，城鎮化水平對耕地非農化的影響比經濟增長更為明顯。一方面，城市人口增加，對居住、交通等用地的需求也隨之增加，從而導致耕地轉化為非農用地；另一方面，糧食安全和城市發展的矛盾要求城市進行土地集約利用。在滯后階為4時，城鎮化水平和耕地非農化不存在因果關系。這是由于江蘇省在人均耕地缺乏的壓力下，逐漸注重土地整理、舊城區改造等工作，有效地實施耕地占補平衡。近年來，新興技術產業發展，生態產業進駐鄉村，江蘇省出現“逆城市化”現象也可以解釋滯后4階的因果關系的轉變。endprint

4.2 政策建議

本研究采用Granger因果關系分析方法，分析江蘇省經濟增長、城鎮化和耕地非農化的因果關系變化趨勢，據此為適時調整土地政策提出建議。通過以上分析表明，經濟增長、城鎮化水平與耕地非農化之間存在協整關系。耕地非農化不是經濟增長的Granger成因，因此不能盲目地把耕地資源作為發展經濟的投入。城鎮化進程和耕地非農化互為因果、相互影響，協調耕地和建設用地之間的矛盾需要以城鎮化為切入點[16]。

面對耕地非農化過程中的較多問題，本研究認為應該正確地認識與積極地看待耕地非農化，為保障經濟的快速發展與社會的穩定，必須加強耕地保護，完善土地管理制度，利用現代信息技術加強基本農田的監督管理；走集約利用土地道路，盡量少占或不占耕地，推進節地型經濟發展技術對土地的替代；重視土地開發、復墾和整理，統一規劃農村宅基地，改革現行征地制度；轉變經濟增長方式[17-20]，提高經濟發展質量和調整產業結構，實現土地可持續利用和經濟可持續發展的良性循環。

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