河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與耕地數(shù)量關(guān)系的計量分析

陳昱

(鄭州輕工業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，鄭州450002)

0 引言

隨著我國城市化、工業(yè)化進(jìn)程的加快，耕地保護(hù)與經(jīng)濟(jì)建設(shè)之間的矛盾日益突出［1］，引起了眾多學(xué)者的關(guān)注。目前相關(guān)研究主要集中在耕地數(shù)量變化的經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力［2－3］，耕地面積與城鎮(zhèn)化、收入差距、人口增長、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整［4－6］以及不同階段經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系［7－8］等方面。研究方法多采用多元線性回歸分析、相關(guān)性分析等［9］。然而，多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)時間序列是不平穩(wěn)的［10］，在未對時間序列平穩(wěn)性分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸，極易產(chǎn)生“偽回歸”問題，導(dǎo)致回歸模型沒有解釋意義。也有少部分學(xué)者采用Granger因果檢驗(yàn)以及協(xié)整理論來揭示耕地面積變化與其影響因素之間的關(guān)系［11－13］，取得了較好的效果，但對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與耕地數(shù)量變化之間的長短期動態(tài)關(guān)系結(jié)合以及二者之間影響機(jī)制的研究仍較為欠缺。

河南省耕地資源稟賦優(yōu)異，是我國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省和糧食主產(chǎn)區(qū)。2011年，河南省糧食作物播種面積為9 859.87萬hm2，主要糧食作物總產(chǎn)量為5 542.50萬t，占全國糧食總產(chǎn)量的9.70%。穩(wěn)定河南省糧食產(chǎn)量對于實(shí)現(xiàn)“十二五”規(guī)劃提出的“保障國家糧食安全的首要目標(biāo)”具有重要作用。同時，河南省作為中國人口大省和中部崛起的重要陣地，伴隨著20世紀(jì)80年代以來的經(jīng)濟(jì)快速增長，土地利用變化和經(jīng)濟(jì)增長二者關(guān)系表現(xiàn)得更為明顯和完整，在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展地區(qū)具有較好的典型性和代表性。對該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與耕地數(shù)量的關(guān)系進(jìn)行研究，一方面有助于河南省在中部崛起過程中妥善處理耕地保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，另一方面可以對經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)在發(fā)展過程中更好地處理二者的關(guān)系提供借鑒。因此，本研究選取1978—2011年河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與耕地數(shù)量長期時間序列數(shù)據(jù)，分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展與耕地數(shù)量變化之間的長期與短期動態(tài)關(guān)系，以期為區(qū)域土地利用長期與短期戰(zhàn)略規(guī)劃提供依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1)ADF檢驗(yàn)。通過ADF檢驗(yàn)分析變量是否平衡，對于非平穩(wěn)變量通過差分確定其單整階數(shù)。2)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。采用E-G兩步法檢驗(yàn)變量的協(xié)整性。3)建立誤差修正模型(ECM)。在確定變量間協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上建立ECM，考察其動態(tài)關(guān)系，將變量間的長期關(guān)系和短期效應(yīng)有機(jī)結(jié)合在一起。4)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。衡量隨機(jī)擾動項(xiàng)一個標(biāo)準(zhǔn)誤差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前及未來取值的影響。5)方差分解。分析每個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)率，評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性［14］。

1.2 數(shù)據(jù)來源

耕地數(shù)量變化情況采用1978—2011年河南省耕地面積(S)數(shù)據(jù)來衡量。選取人均GDP(G)和地方財政收入(R)來反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。之所以選取人均GDP指標(biāo)，是考慮到人均GDP較之GDP總量更能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平［15］。為消除價格因素的影響，將各年度GDP以1978年為基期進(jìn)行折算:Gy=G1978×(當(dāng)年GDP指數(shù)/100)。式中:Gy為y年度的GDP;G1978為1978年的GDP。

指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于1985—2012年《河南統(tǒng)計年鑒》。將耕地數(shù)量、人均GDP和地方財政收入分別取自然對數(shù)，從而消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差現(xiàn)象。

2 實(shí)證分析

2.1 ADF檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews 6.0軟件對ln S，ln G和ln R進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)(表1)。在10%的顯著性水平下，ln S，ln G和ln R均不能拒絕存在單位根的假設(shè)，表明序列是非平穩(wěn)的。經(jīng)一階差分后，Δln S和Δln R在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的假設(shè)，Δln G在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的假設(shè)，說明差分后的序列是平穩(wěn)的。因此，ln S，ln G和ln R是一階單整序列，即ln S～I(xiàn)(1)，ln G～I(xiàn)(1)，ln R～I(xiàn)(1)。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Result of stationary analysis of variables

2.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明變量間可能存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，進(jìn)一步采用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

1)運(yùn)用最小二乘法(OLS)對ln S，ln G和ln R進(jìn)行回歸?；貧w模型如下:

式中:et為殘差序列;Es為回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差;T為t檢驗(yàn)值;R2為方程決定系數(shù);Ra2為校正后的決定系數(shù)。

2)殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。將回歸模型轉(zhuǎn)化為:

對殘差序列et的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果(表2)表明，在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的假設(shè)，即et為平穩(wěn)序列，表明ln S，ln G和ln R之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。ln G的系數(shù)為－0.06，表明人均GDP每增長1%，耕地面積將減少0.06%;ln R的回歸系數(shù)為0.07，表明地方財政收入每增加1%，耕地面積將增加0.07%。這一方面說明了隨著地方財政收入的增加，政府對耕地保護(hù)的投資如農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等對耕地保護(hù)起到了積極的作用;另一方面說明近年來實(shí)施的糧食直補(bǔ)等補(bǔ)償政策，對提高耕地保護(hù)主體的積極性起到了正向的促進(jìn)作用，有效抑制了耕地資源過度性流失。

表2 殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Result of stationary analysis of residual

2.3 誤差修正模型

對于存在協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量，必然可以建立誤差修正模型［16］，即:

式中:Δyt和Δxt表示差分處理后的變量序列;Et－1表示前一期(t－1)的非均衡誤差;γEt－1表示誤差修正項(xiàng);γ表示修正系數(shù)。

協(xié)整檢驗(yàn)證明ln S與ln G、ln R之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，則非均衡誤差為:

式中:ln St－1，ln Gt－1和ln Rt－1分別表示前一期的耕地面積對數(shù)值、人均GDP對數(shù)值和地方財政收入對數(shù)值。

將其帶入(3)式，應(yīng)用最小二乘法估計其參數(shù)，得到ln S與ln G，ln R的誤差修正模型為:

式中:R2表示方程決定系數(shù);R表示校正后的決定系數(shù);DW統(tǒng)計量表示杜賓－瓦特森統(tǒng)計量。

誤差修正項(xiàng)系數(shù)為－0.12，說明短期內(nèi)耕地數(shù)量變化受到人均GDP、地方財政收入以及前一期非均衡程度的多重影響，在誤差反向修正機(jī)制作用下，當(dāng)期偏離程度的12.29%將在下一期被修正。Δln G的系數(shù)為－0.05，且通過顯著性檢驗(yàn)，說明短期內(nèi)人均GDP每增長1%，，耕地面積將減少0.05%。如果地方政府從短期內(nèi)提升政績的角度考慮，靠犧牲耕地為代價換取經(jīng)濟(jì)發(fā)展，則極易造成對耕地的過度占用。Δln R的系數(shù)為0.01，反映了短期內(nèi)財政收入每增加1%，耕地需要增加0.01%，說明河南省作為農(nóng)業(yè)大省，耕地作為重要的生產(chǎn)要素，地方財政收入的增加對耕地具有較強(qiáng)的依賴性。

2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

2.4.1 向量自回歸模型(VAR)。VAR模型是進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的前提。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)的要求，經(jīng)試算，建立ln S與ln G，ln R的VAR(2)模型。檢驗(yàn)結(jié)果(表3)顯示模型對數(shù)似然值較大，AIC和SC值均為自由度允許范圍內(nèi)的最小值，說明模型擬合較好。模型的系數(shù)矩陣為:

表3 VAR模型檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Result of VAR model test

2.4.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。在VAR模型基礎(chǔ)上，采用漸進(jìn)解析法計算響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，數(shù)據(jù)顯示時期設(shè)為10(圖1)。其中實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶，縱軸表示因變量對自變量的響應(yīng)程度(%)，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)(a)?？梢钥闯?①在受到各自一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時，ln S，ln G和ln R表現(xiàn)出不同的反應(yīng)。ln S對自身沖擊表現(xiàn)出持續(xù)的負(fù)向反應(yīng)，起初略有波動，整體呈下降趨勢(圖1a);ln G對自身沖擊反應(yīng)迅速并在第3期達(dá)到峰值，后平穩(wěn)發(fā)展(圖1e);ln R在受到自身沖擊后，第1期即達(dá)到峰值，后緩慢下降至第5期開始平穩(wěn)上升并趨于穩(wěn)定(圖1i)。②ln G沖擊ln S產(chǎn)生的影響比ln S沖擊ln G產(chǎn)生的影響大。在受到ln G一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，ln S先緩慢下降，在第3期達(dá)到最低點(diǎn)，后持續(xù)上升;而ln G對ln S一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊起初逐漸下降，到第4期達(dá)到波谷，后開始逐漸上升。③ln S受ln R沖擊的影響小于ln R受ln S沖擊的影響。說明耕地面積變化對地方財政收入的影響較為明顯，而地方財政收入對耕地面積變化的影響相對不顯著(圖1g，圖1c)。④ln G對ln R具有明顯的拉動作用，而在ln R的沖擊下，ln G反應(yīng)平穩(wěn)，且表現(xiàn)出滯后效應(yīng)。

圖1 ln S，ln G和ln R對各自一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)結(jié)果Fig.1 Response of ln S，ln G and ln R to one S.E.innovations

2.5 方差分解分析

為分析每個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化產(chǎn)生影響的程度，進(jìn)而評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，建立方差分解模型［17］。在VAR(2)模型的基礎(chǔ)上，得到ln S與ln G，ln R的方差分解結(jié)果(表4)。ln S，ln G，ln R中數(shù)據(jù)為因變量方程新息對各期預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)誤的貢獻(xiàn)率，Es表示預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)誤差?？梢钥闯觯琹n S雖受自身波動的影響比較大，但不容忽視的是，隨著時間的推移，影響程度開始逐漸下降，與此同時，ln G和ln R卻不斷提升對ln S的影響。ln G對ln S的影響呈現(xiàn)出在波動中上升的趨勢，從第4期開始基本維持在6%左右，ln R對ln S的影響雖然一直較小，但卻表現(xiàn)出不斷上升的態(tài)勢，第10期已經(jīng)達(dá)到了4.19%，三者相互交替對耕地數(shù)量變化產(chǎn)生著影響。這說明，將內(nèi)生變量中的變化分解為對VEC分量沖擊結(jié)果后，耕地數(shù)量變化可部分通過經(jīng)濟(jì)發(fā)展及地方財政收入來解釋。ln S對ln G的解釋能力表現(xiàn)出持續(xù)下降的態(tài)勢，ln R對ln G卻表現(xiàn)出了持續(xù)上升的勢頭，到第10期已經(jīng)達(dá)到了4.55%。ln R對自身的影響不斷下降，平均下降幅度達(dá)到了6.47%，而ln S和ln G卻不斷提升著對ln R的影響，特別是ln G，第10期比第1期的解釋能力提高了53.92%，而ln S對ln R的方差貢獻(xiàn)在第10期達(dá)到14.29%，顯然高于ln R對ln S的解釋能力(4.19%)。變量方差分解分析顯示，隨著城市化和工業(yè)化發(fā)展進(jìn)程的加快，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對耕地非農(nóng)化的壓力不斷增大，耕地數(shù)量變化對來自經(jīng)濟(jì)發(fā)展的沖擊影響較為顯著，反之則并不明顯;地方財政收入對耕地數(shù)量變化的解釋能力小于耕地數(shù)量變化對地方財政收入的解釋能力，說明耕地數(shù)量變化對地方財政收入增加有重要貢獻(xiàn)，而地方財政對耕地保護(hù)的投入不足，這與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析一致。

表4 ln S，ln G，ln R方差分解結(jié)果Tab.4 Result of variancedecomposition of ln S，ln G and ln R

3 結(jié)論與啟示

3.1 結(jié)論

河南省耕地面積與人均GDP、地方財政收入均為一階單整序列，即ln S～I(xiàn)(1)，ln G～I(xiàn)(1)，ln R～I(xiàn)(1)。短期內(nèi)，耕地數(shù)量與人均GDP、地方財政收入之間存在波動，但在12.29%的調(diào)整力度下，其長期關(guān)系趨于穩(wěn)定。耕地面積變化對來自人均GDP的沖擊反應(yīng)強(qiáng)烈，人均GDP對耕地面積變化的解釋能力基本維持在6%左右，而耕地面積變化對人均GDP的解釋能力卻不斷下降。耕地面積變化對增加地方財政收入的作用越來越大，而地方財政收入對耕地保護(hù)的投入還不足。

3.2 政策啟示

河南省耕地面積與人均GDP、地方財政收入之間的長期作用是穩(wěn)定而持續(xù)的，但短期內(nèi)則充滿了不確定性。協(xié)調(diào)“吃飯與建設(shè)”之間的矛盾，應(yīng)制定長短期相結(jié)合的多樣化措施。1)從內(nèi)部挖潛入手，提高土地利用率，實(shí)現(xiàn)土地利用從粗放型向集約型轉(zhuǎn)變。2)按照建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會的要求，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，改變地方政府GDP至上的發(fā)展觀念，重構(gòu)政績考核體系，強(qiáng)化碳排放量指標(biāo)，引導(dǎo)發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)。3)從法律上承認(rèn)耕地資源生態(tài)價值、社會價值以及發(fā)展權(quán)價值的存在，給予耕地保護(hù)主體以合理的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償并將其納入征地補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，提高耕地占用的經(jīng)濟(jì)成本，抑制地方政府的征地沖動，利用經(jīng)濟(jì)杠桿減少“圈而不用，多占少用”的現(xiàn)象。4)增強(qiáng)糧食直補(bǔ)、農(nóng)資綜合直補(bǔ)等惠農(nóng)支農(nóng)力度，逐步建立起國家與農(nóng)民、超額承擔(dān)耕地保護(hù)義務(wù)地區(qū)與未盡到耕地保護(hù)義務(wù)地區(qū)等多層次的耕地保護(hù)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償機(jī)制，顯化耕地保護(hù)的重要性，在有效維護(hù)國家糧食安全的同時促進(jìn)河南省經(jīng)濟(jì)又快又好發(fā)展。

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