安徽省城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系

吳 紅，張曉玲

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安徽省城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系

吳 紅1，張曉玲2

（1. 安徽機(jī)電職業(yè)技術(shù)學(xué)院，蕪湖241002；2. 中國(guó)土地勘測(cè)規(guī)劃院，北京 100035）

為分析城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的動(dòng)態(tài)關(guān)系，促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展，該文在構(gòu)建城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系理論框架的基礎(chǔ)上，基于傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)安徽省1998—2014年相關(guān)數(shù)據(jù)，建立向量自回歸（vector autoregression VAR）模型，檢驗(yàn)兩者之間的協(xié)整關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的互饋關(guān)系。結(jié)果表明，復(fù)種指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)人口比例沖擊的響應(yīng)先為負(fù)向后為正向，貢獻(xiàn)率為14.4%；對(duì)二三產(chǎn)業(yè)比例和土地城鎮(zhèn)化則均產(chǎn)生負(fù)向響應(yīng)，并呈先增加后減少的趨勢(shì)，貢獻(xiàn)率分別為10.4%、15.6%?；释度雽?duì)城鎮(zhèn)人口比例的沖擊產(chǎn)生正向的響應(yīng)，貢獻(xiàn)率為12.1%；對(duì)二三產(chǎn)業(yè)比例有正向和負(fù)向響應(yīng)，反應(yīng)強(qiáng)度先增加后減少，解釋水平為1.2%；對(duì)土地城鎮(zhèn)化產(chǎn)生先增加后趨于平穩(wěn)的負(fù)向響應(yīng)，貢獻(xiàn)率為22.3%。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)城鎮(zhèn)人口比例的反應(yīng)為正向的先增加后趨于平穩(wěn)，貢獻(xiàn)率為20.3%；對(duì)二三產(chǎn)業(yè)比例的負(fù)向響應(yīng)的解釋水平為2.4%；對(duì)土地城鎮(zhèn)化的沖擊呈現(xiàn)負(fù)向增加的響應(yīng)，且貢獻(xiàn)率高達(dá)66.3%?？傮w來(lái)看，城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)耕地利用集約化有正向推動(dòng)作用，但集約化需要適度發(fā)展，過(guò)快的城鎮(zhèn)化不利于可持續(xù)集約化的實(shí)現(xiàn)；耕地利用集約化對(duì)城鎮(zhèn)化的影響程度相對(duì)較低，說(shuō)明耕地集約利用水平的提高僅可在一定程度上支持城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

土地利用；整治；模型；城鎮(zhèn)化；耕地利用集約化；VAR模型；脈沖函數(shù)

0 引 言

當(dāng)前，中國(guó)的城鎮(zhèn)化已邁入快速發(fā)展軌道，并促使土地利用在深度和廣度上呈現(xiàn)劇烈轉(zhuǎn)型[1-2]。尤其城鎮(zhèn)化帶來(lái)的建設(shè)用地急劇擴(kuò)張導(dǎo)致耕地面積不斷減少，影響農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)[3]，給糧食安全帶來(lái)巨大挑戰(zhàn)[4]。在耕地?cái)?shù)量不斷減少的形勢(shì)下，耕地利用集約化可以帶來(lái)明顯的單位面積產(chǎn)量增加[5-6]，在滿足糧食需求剛性增長(zhǎng)中扮演著重要的角色[7-10]。因此，耕地利用集約化成為中國(guó)在人地矛盾尖銳、糧食安全壓力下的最佳選擇。然而，快速的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中，城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的關(guān)系是怎樣的? 在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、新的消費(fèi)結(jié)構(gòu)與需求等新形勢(shì)下，城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的良好互動(dòng)關(guān)系已然成為協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展與糧食安全的關(guān)鍵。

目前，相關(guān)研究主要集中在城鎮(zhèn)化對(duì)耕地集約利用的影響機(jī)制[11-12]，城鎮(zhèn)化與耕地集約利用的時(shí)空差異分析[13-14]等方面。彭沖等認(rèn)為新型城鎮(zhèn)化對(duì)土地集約利用有顯著的正向影響[1]；朱莉芬等以中國(guó)東部14?。ㄊ校槔龑?shí)證了城鎮(zhèn)化對(duì)耕地的影響，認(rèn)為總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是影響耕地變化的主要因素，城鎮(zhèn)化對(duì)耕地減少起到一些緩解的作用[15]。然而，郭麗英等通過(guò)對(duì)環(huán)渤海地區(qū)耕地變化動(dòng)態(tài)特征的定量分析，發(fā)現(xiàn)隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷加快，耕地非農(nóng)化及其利用非糧化呈現(xiàn)加劇趨勢(shì)[16]。此外，有研究表明城鎮(zhèn)化與化肥的使用強(qiáng)度呈正相關(guān)，城鎮(zhèn)化帶來(lái)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)藥化肥使用增加，產(chǎn)生了一系列負(fù)面環(huán)境效應(yīng)[17-19]?？梢?jiàn)，城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間不一定是必然的因果關(guān)系。然而，關(guān)于兩者動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系的機(jī)理剖析與量化研究仍相對(duì)較少，有必要在明確二者互饋機(jī)制的基礎(chǔ)上開(kāi)展深入的系統(tǒng)分析，為解析新型城鎮(zhèn)化背景下的土地利用問(wèn)題、推動(dòng)五化協(xié)同提供科學(xué)依據(jù)。

安徽省地跨長(zhǎng)江、淮河南北，是中國(guó)中部的農(nóng)業(yè)大省，屬于典型的傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)。近年來(lái)，安徽經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)、城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，城鎮(zhèn)人口的比例從1998年的22.3%增加到2014年的49.2%。作為中國(guó)十三個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)之一，2014年全省糧食產(chǎn)量達(dá)到1 399.95萬(wàn)t，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為 4 223.73億元，在全國(guó)排名11位。但是，同期耕地面積卻減少6.36萬(wàn)hm2，化肥施用量增加8.46萬(wàn)t?？梢?jiàn)，伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與快速城鎮(zhèn)化，耕地面積減少、投入快速增長(zhǎng)2種形勢(shì)并存。鑒于此，本文在分析城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化相互影響機(jī)制的基礎(chǔ)上，以安徽省作為典型案例區(qū)，基于城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的時(shí)間序列數(shù)據(jù)（1998-2014年），建立（vector autoregression VAR）模型，檢驗(yàn)兩者之間的協(xié)整關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析安徽省城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的互饋關(guān)系，以期為促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)同發(fā)展提供科學(xué)依據(jù)。

1 城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的相互影響機(jī)制

城鎮(zhèn)化通過(guò)人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、社會(huì)城鎮(zhèn)化和土地城鎮(zhèn)化等方面影響著耕地利用集約化水平的各個(gè)方面[9,17]。人口城鎮(zhèn)化的過(guò)程中，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，農(nóng)村勞動(dòng)力減少，農(nóng)民人均耕地面積提高，對(duì)耕地集約化過(guò)程產(chǎn)生積極影響。然而，農(nóng)村勞動(dòng)力的大量轉(zhuǎn)移，勢(shì)必導(dǎo)致耕地利用的勞動(dòng)力投入不足，進(jìn)而可能通過(guò)大規(guī)模的機(jī)械化投入替代勞動(dòng)力，帶來(lái)集約化結(jié)構(gòu)改變。經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化則通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的變化影響耕地利用中勞動(dòng)力、資本的投入及產(chǎn)出情況。社會(huì)城鎮(zhèn)化過(guò)程中，由于人們生活生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變，現(xiàn)代生產(chǎn)要素和經(jīng)營(yíng)模式勢(shì)必對(duì)傳統(tǒng)的經(jīng)營(yíng)方式產(chǎn)生沖擊，進(jìn)而產(chǎn)生耕地集約利用程度與方式的變化。城鄉(xiāng)空間結(jié)構(gòu)變化帶來(lái)的土地城鎮(zhèn)化過(guò)程，導(dǎo)致耕地面積持續(xù)減少，進(jìn)而引致耕地利用方式和集約化水平發(fā)生變化。

耕地利用集約化通過(guò)投入強(qiáng)度、利用程度、產(chǎn)出效果和持續(xù)狀況等影響城鎮(zhèn)化。其中投入強(qiáng)度主要包括化肥、農(nóng)藥、地膜以及農(nóng)業(yè)機(jī)械等物質(zhì)投入的持續(xù)增加，利用程度包括復(fù)種指數(shù)和耕地?cái)?shù)量，產(chǎn)出效果包括地均產(chǎn)值和廢水廢氣等排放物，持續(xù)狀況包括勞均產(chǎn)值和人均勞動(dòng)力耕地面積。綜合來(lái)看，城鎮(zhèn)化和耕地利用集約化之間存在著相互促進(jìn)和相互制約的復(fù)雜互饋關(guān)系（圖1）。

城鎮(zhèn)化和耕地利用集約化表現(xiàn)為2個(gè)交織影響的動(dòng)態(tài)過(guò)程，不同的城鎮(zhèn)化類型形成不同的集約化格局，二者呈現(xiàn)對(duì)立統(tǒng)一的關(guān)系。城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化均屬于不同的系統(tǒng)，二者之間進(jìn)行物質(zhì)要素與能量的交換與流動(dòng)。其中，城鎮(zhèn)化從供給和需求2方面對(duì)耕地利用集約化有正向促進(jìn)作用。反之，耕地利用集約化為城鎮(zhèn)化的健康發(fā)展提供經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和物質(zhì)保障。同時(shí)，不同形態(tài)類型城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化在運(yùn)行方式和動(dòng)力機(jī)制等方面達(dá)到一種動(dòng)態(tài)平衡，促進(jìn)城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的協(xié)同發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 研究方法

2.1.1 模型選擇

向量自回歸模型簡(jiǎn)稱VAR（vector autoregression）模型，主要用來(lái)捕捉動(dòng)態(tài)隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量的影響，解釋每個(gè)變量基于自身的滯后和其他變量的滯后情況[20-21]。基于時(shí)間序列的VAR模型，假設(shè)變量的時(shí)間序列是穩(wěn)定的，但非平穩(wěn)序列可能會(huì)產(chǎn)生虛假回歸現(xiàn)象。所以，需先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果原始時(shí)間序列并不是靜止的，應(yīng)該做協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)確定一個(gè)時(shí)間序列是否運(yùn)行平衡。與此同時(shí)，利用Granger因果檢驗(yàn)來(lái)考察內(nèi)生變量之間因果關(guān)系的方向。由于Granger因果檢驗(yàn)的任何一種檢驗(yàn)結(jié)果都和滯后期的選擇有關(guān)，因此通常對(duì)不同的滯后長(zhǎng)度進(jìn)行試驗(yàn)。

VAR模型的數(shù)學(xué)公式：

Y=1Y1+…+Φ Y–p+HX+?（1）

式中Y是維內(nèi)生變量列向量，X是維外生變量列向量，是滯后階數(shù)，是樣本個(gè)數(shù)?！渚S矩陣1,,Φ和′維矩陣是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。?是維擾動(dòng)列向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)且不與等式右邊的變量相關(guān)，假設(shè)S是?的協(xié)方差矩陣，是一個(gè)（′）的正定矩陣。

2.1.2 變量說(shuō)明

城鎮(zhèn)化水平的測(cè)度方法多樣，有的以單一的城鎮(zhèn)人口比例或非農(nóng)業(yè)人口比例來(lái)衡量城鎮(zhèn)化水平，有的從經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、環(huán)境、土地等方面選擇多項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行綜合測(cè)度[22-23]。本文選擇城鎮(zhèn)人口比例、二三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化作為城鎮(zhèn)化的表征指標(biāo)（表1）。耕地集約利用實(shí)質(zhì)上是增加單位耕地面積的勞動(dòng)和資本投入以期獲得更多經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的過(guò)程[24-27]。概括而言，耕地集約利用的測(cè)度主要有3種方式：1）使用復(fù)種指數(shù)衡量耕地集約利用水平[28]；2）從單位耕地面積的產(chǎn)出測(cè)度耕地集約利用水平[29]；3）從投入強(qiáng)度、利用程度和利用效率等方面構(gòu)建指標(biāo)體系測(cè)度耕地集約利用水平[28,30]。復(fù)種指數(shù)是指農(nóng)作物播種總面積與耕地面積的比值。由于自然地理?xiàng)l件差異，不同區(qū)域的作物結(jié)構(gòu)有相當(dāng)大的變化。同樣的糧食產(chǎn)量，但作物構(gòu)成在中國(guó)南、北方之間卻截然不同。而種植頻率提供了一個(gè)利用相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)來(lái)衡量整體土地利用強(qiáng)度的方式，因此本文將復(fù)種指數(shù)作為測(cè)度耕地利用集約化的一個(gè)指標(biāo)。其次，分別選擇化肥、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力兩個(gè)投入指標(biāo)代表增產(chǎn)性投入和省工性投入（表1）。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文相關(guān)數(shù)據(jù)均是安徽省1998—2014年省級(jí)尺度的數(shù)據(jù)。其中，所涉及的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要有城鎮(zhèn)人口、總?cè)丝?、GDP、二三產(chǎn)業(yè)GDP、城鎮(zhèn)建成區(qū)面積、復(fù)種指數(shù)、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力等，均來(lái)自安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒（1999–2015年）。

表1 VAR模型中變量說(shuō)明

3 結(jié)果與分析

3.1 單根檢驗(yàn)

為避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，需要首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF檢驗(yàn)時(shí)間序列UP、STP、LU、TE、PA、CUI、TPAM的平穩(wěn)性。從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看（表2），UP的ADF檢驗(yàn)值為0.898，分別大于1%顯著水平下臨界值–3.959、5%顯著水平下臨界值–3.081以及10%顯著水平下臨界值–2.681，說(shuō)明該序列不穩(wěn)定。對(duì)UP進(jìn)行二階差分后，即D（UP）的ADF檢驗(yàn)值為–4.219，分別小于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值–4.122、–3.145、–2.714，說(shuō)明該序列為平穩(wěn)序列。STP、LU的ADF檢驗(yàn)值均大于5%、10%的顯著性水平上的臨界值，說(shuō)明STP和LU序列是平穩(wěn)的。同理，CI、CUI和TPAM是非平穩(wěn)的，分別對(duì)CI一階差分，CUI和TPAM二階差分后，原假設(shè)分別在1%、10%、1%的顯著性水平上被拒絕，即序列是平穩(wěn)的。

表2 變量序列單位根檢驗(yàn)（ADF）結(jié)果

注：（1）***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著；（2）D（UP）為UP的差分變量，下同；（3）在檢驗(yàn)類型列，C（Constant）代表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻谐?shù)項(xiàng)；T（Trend）代表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻汹厔?shì)變量；T后的數(shù)字是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械臏箅A數(shù)。

Note: (1)***、**、*represent significant differences at 1%, 5%，10% levels. (2) The D(UP) represents the difference variable of UP in the variable cell column. (3) In test type, C represents the constant in test mode, T represents the trend in test mode, the number behind T represents lag order in the test mode.

3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

若多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合能構(gòu)成平穩(wěn)的時(shí)間序列，則稱這些非平穩(wěn)時(shí)間序列是協(xié)整的，從而說(shuō)明這些變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。本文用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，首先構(gòu)建向量自回歸模型（VAR），根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（Akaike information criterion，AIC）與施瓦茨準(zhǔn)則（Schwarz criterion，SC），AIC和SC的值越小，模型擬合效果越好。AIC與SC值在滯后3期的值較小，擬合效果較好；選擇不同檢驗(yàn)類型進(jìn)行協(xié)整估計(jì)，得到協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（表3）。從表3可見(jiàn)，各變量之間協(xié)整檢驗(yàn)的值均在5%的顯著水平，即在95%的置信度下存在一個(gè)協(xié)整方程，說(shuō)明城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間存在協(xié)整關(guān)系，即城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，具有長(zhǎng)期的一致性。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：（1）**表示在5%的水平下顯著；（2）檢驗(yàn)類型中，C（Constant）代表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻谐?shù)項(xiàng)，T（Trend）代表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻汹厔?shì)變量，T后的數(shù)字是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械臏箅A數(shù)。

Note: (1)** represent significant differences at 5% levels. (2) In test type, C represents the constant in test mode, T represents the trend in test mode, the number behind T represents lag order in the test mode.

3.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過(guò)初步建立VAR模型已經(jīng)確定城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，下面采用Granger檢驗(yàn)進(jìn)一步探明城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的傳導(dǎo)關(guān)系。

由表4可見(jiàn)，原假設(shè)“UP不是CI的格蘭杰原因”，滯后3期與2期的值為0.032、0.033，均小于0.05，協(xié)整檢驗(yàn)中AIC的值在滯后3期最小，即擬合效果最好，因此，在5%的顯著水平下，滯后3期，原假設(shè)不成立，即UP是CI的格蘭杰原因；同理，原假設(shè)“CI不是UP的格蘭杰原因”未被拒絕，說(shuō)明UP和CI的因果關(guān)系是單向的。UP和CUI在滯后4期，10%的顯著水平下，存在格蘭杰因果關(guān)系，即UP是CUI的格蘭杰原因。滯后1期，10%的顯著水平下，UP是TPAM的格蘭杰原因。假設(shè)STP不是CI的格蘭杰原因，在滯后期2，值為是0.039，在5%顯著水平下，STP是CI的格蘭杰原因，但CI不是STP的格蘭杰原因。STP和CUI、TPAM之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。滯后3期，10%的顯著水平下，CI是LU的格蘭杰原因。滯后4期，5%的顯著水平下，LU是CUI的格蘭杰原因。滯后2期，10%的顯著水平下，LU是TPAM的格蘭杰原因?？傮w來(lái)看，UP和TPAM、LU和TPAM、UP和CI、STP和CI、UP和CUI、LU和CUI之間均存在格蘭杰因果關(guān)系，即表明城鎮(zhèn)化會(huì)影響耕地利用集約化，耕地利用集約化也會(huì)反作用于城鎮(zhèn)化。

注：**、*分別表示在5%、10%的水平下顯著。

Note: **、* represent significant differences at 5%,10% levels.

3.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

進(jìn)一步對(duì)建立的VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2。圖2中，橫坐標(biāo)表示滯后期，縱坐標(biāo)表示各變量響應(yīng)的根模的倒數(shù)，圓點(diǎn)為方程的特征根。對(duì)于VAR模型而言，所有根模的倒數(shù)小于1，即方程的特征根位于單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的。因此，通過(guò)圖2可以判定所建的VAR模型是穩(wěn)定的，可進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法用來(lái)描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)由誤差項(xiàng)所帶來(lái)沖擊的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)大小的沖擊后，對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所產(chǎn)生的影響程度。

圖3橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示被解釋變量的變化響應(yīng)程度。藍(lán)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，兩側(cè)紅線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶，即該圖表示給解釋變量一個(gè)沖擊后，被解釋變量的變化。從圖3a可以看出，CI對(duì)UP的沖擊中前5期為負(fù)值，第6期既有正值又有負(fù)值，在前期城鎮(zhèn)人口比例的沖擊引起復(fù)種指數(shù)的負(fù)響應(yīng)，減小到-0.019，但它上升到大約0后沖擊趨于平穩(wěn)，主要是因?yàn)檗r(nóng)村人口大量向城鎮(zhèn)遷移可能導(dǎo)致撂荒、減少種植面積等，導(dǎo)致復(fù)種指數(shù)減小。圖3b顯示了CI對(duì)STP的沖擊，復(fù)種指數(shù)對(duì)二三產(chǎn)業(yè)比例的影響為一次性正面沖擊；二三產(chǎn)業(yè)比例對(duì)復(fù)種指數(shù)的積極響應(yīng)，峰值為第4期的0.006，之后，反應(yīng)減弱。可見(jiàn)，二三產(chǎn)業(yè)比例的增加表示著非農(nóng)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，往往帶來(lái)耕地面積的快速減少，在總的播種面積不變的情況下，復(fù)種指數(shù)增大。圖3c顯示了CI對(duì)LU的沖擊，土地城鎮(zhèn)化對(duì)復(fù)種指數(shù)沖擊的積極響應(yīng)，響應(yīng)峰值為第4期的0.015，之后，反應(yīng)減弱并趨于0。由此表明，人均建成區(qū)面積的增加使耕地面積減少，在總的播種面積不變的情況下，復(fù)種指數(shù)增大。圖3d為CI對(duì)CI的沖擊，在最初的沖擊之后，響應(yīng)峰值為第2期的0.036，之后的8個(gè)時(shí)期復(fù)種指數(shù)的積極作用強(qiáng)度逐漸減弱。這表明，復(fù)種指數(shù)的強(qiáng)度不斷增長(zhǎng)的勢(shì)頭在早期，后期其強(qiáng)度逐漸減緩。

圖3e為CUI對(duì)UP的沖擊，在前2個(gè)時(shí)期，城鎮(zhèn)人口比例對(duì)化肥投入強(qiáng)度的沖擊產(chǎn)生負(fù)響應(yīng)，峰值為第2期的-0.101，之后上升到1后逐漸趨于平緩。主要是農(nóng)村人口大量向城市遷移，城鎮(zhèn)人口比例增加，農(nóng)村勞動(dòng)力減少，勢(shì)必通過(guò)增加化肥投入來(lái)增加農(nóng)作物產(chǎn)量。圖3f為CUI對(duì)STP的沖擊，在前2個(gè)時(shí)期，二、三產(chǎn)業(yè)比例對(duì)化肥投入強(qiáng)度的沖擊產(chǎn)生負(fù)響應(yīng)，峰值為第2期的-0.802。第3、4期化肥投入對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例是正向沖擊，之后維持在0.50的平穩(wěn)狀態(tài)。這表明，在前期城鎮(zhèn)人口比例增加使化肥投入強(qiáng)度增加，但是后期由于生產(chǎn)成本上升對(duì)農(nóng)戶額外的壓力，所以他們選擇降低化肥的使用。圖3g為CUI對(duì)LU的沖擊，在前2個(gè)時(shí)期，城鎮(zhèn)人口比例對(duì)土地城鎮(zhèn)化產(chǎn)生負(fù)響應(yīng)逐漸增強(qiáng)，峰值為第2期的-3.7，之后減弱為3并趨于平穩(wěn)。圖3h為CUI對(duì)CUI的沖擊，在最初的沖擊之后，響應(yīng)峰值為第1期的7.4，之后減小到第2期的5.4，然后上升到第3期的5.8，后7個(gè)時(shí)期化肥投入強(qiáng)度逐漸減弱。這表明，在早期化肥投入強(qiáng)度先增加后減小，后期其強(qiáng)度逐漸減緩并趨于平穩(wěn)。

圖3i中TPAM對(duì)UP為正向沖擊，即城鎮(zhèn)人口比例對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力產(chǎn)生積極響應(yīng)。前4期的沖擊逐漸增強(qiáng)到峰值0.041后趨于平緩，主要是由于城鎮(zhèn)人口比例的增加，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中會(huì)通過(guò)增加農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的投入來(lái)替代農(nóng)村勞動(dòng)力的投入。圖3j中TPAM對(duì)STP的沖擊為負(fù)向沖擊，二、三產(chǎn)業(yè)比例對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的響應(yīng)并不明顯，在整個(gè)時(shí)期內(nèi)僅變化了0.053。隨著二、三產(chǎn)業(yè)比例的增加，農(nóng)業(yè)機(jī)械的加工與制造更加完善，同時(shí)，部分農(nóng)戶轉(zhuǎn)變就業(yè)方式，農(nóng)村勞動(dòng)力數(shù)量相對(duì)減少，因此會(huì)選擇增加農(nóng)業(yè)機(jī)械的投入。圖3k中TPAM對(duì)LU的沖擊為負(fù)向沖擊，土地城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的沖擊產(chǎn)生負(fù)向的響應(yīng)，人均建成區(qū)面積的增加造成耕地面積的減少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中通過(guò)增加農(nóng)業(yè)機(jī)械的投入來(lái)增加產(chǎn)量。圖3l為T(mén)PAM對(duì)TPAM的沖擊，最初的沖擊之后，在第2期達(dá)到一個(gè)最低峰值0.133，之后，土地城鎮(zhèn)化對(duì)自身的積極響應(yīng)在0.144上趨于平穩(wěn)。這表明，在早期土地城鎮(zhèn)化的響應(yīng)先減小，后期逐漸減緩并趨于平穩(wěn)。依據(jù)圖3的脈沖響應(yīng)分析，得出城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系演化，具體見(jiàn)表5。

表5 城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系演化

3.5 方差分解

在VAR模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行預(yù)測(cè)方差分解，進(jìn)一步分析不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。脈沖響應(yīng)函數(shù)是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化或者模型受到?jīng)_擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，而方差分解描述的是VAR模型中各變量的沖擊對(duì)系統(tǒng)變量動(dòng)態(tài)變化的相對(duì)重要性。由圖4a-d可以看出，首先，城鎮(zhèn)人口比例、二三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化的沖擊對(duì)復(fù)種指數(shù)解釋的水平不同。結(jié)果表明，復(fù)種指數(shù)預(yù)測(cè)誤差方差受自身沖擊而影響較大，解釋水平基本保持在86.2%左右，城鎮(zhèn)人口比例緩慢上升到第5期后達(dá)到14.4%，二三產(chǎn)業(yè)比例的貢獻(xiàn)率在第7期之后達(dá)到10.4%，后期趨于平穩(wěn)。與此同時(shí)，土地城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率在第9期達(dá)到15.6%。其次，城鎮(zhèn)人口比例、二三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化對(duì)化肥投入沖擊的貢獻(xiàn)率不同（圖4e-h）。化肥投入強(qiáng)度的貢獻(xiàn)率為77.7%，城鎮(zhèn)人口比例持續(xù)上升到第10期后達(dá)到12.1%，二三產(chǎn)業(yè)的比例基本保持在1.2%的貢獻(xiàn)不變，土地城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率在第4期達(dá)到22.3%后趨于平穩(wěn)。此外，城鎮(zhèn)人口比例、二三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力沖擊的貢獻(xiàn)率差異較大（圖4i-l）。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)自己的沖擊的貢獻(xiàn)率為78.4%，城鎮(zhèn)人口比例持續(xù)上升到第10期后達(dá)到20.3%，二三產(chǎn)業(yè)比例的貢獻(xiàn)率在第7期之后達(dá)到2.4%，后期不變。相比較而言，土地城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率最大，且呈不斷增加的趨勢(shì)，在第10期達(dá)到66.3%?？傮w來(lái)看，方差分析和脈沖響應(yīng)分析的具有一致性。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié) 論

本文選擇城鎮(zhèn)人口比例、二三產(chǎn)業(yè)比例及人均建成區(qū)面積分別代表人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化及土地城鎮(zhèn)化，選擇復(fù)種指數(shù)、化肥投入和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力綜合表征耕地利用集約化水平，基于VAR模型分析城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系，主要得出以下結(jié)論：

1）復(fù)種指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)人口比例沖擊的響應(yīng)有正向和負(fù)向，對(duì)二三產(chǎn)業(yè)比例和土地城鎮(zhèn)化產(chǎn)生負(fù)向響應(yīng)并呈先增加后減少的趨勢(shì)。復(fù)種指數(shù)預(yù)測(cè)誤差方差解釋自己的沖擊的貢獻(xiàn)率高達(dá)86.2%，但對(duì)城鎮(zhèn)人口比例、二三產(chǎn)業(yè)比例和土地城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)均相對(duì)較小，分別為14.4%、10.4%、15.6%。

2）化肥投入對(duì)城鎮(zhèn)人口比例的沖擊產(chǎn)生正向的響應(yīng)，且在前期積極回應(yīng)，后期趨于平穩(wěn)；對(duì)二三產(chǎn)業(yè)比例有正向和負(fù)向響應(yīng)，反應(yīng)強(qiáng)度先增加后減少；對(duì)土地城鎮(zhèn)化產(chǎn)生先增加后趨于平穩(wěn)的響應(yīng)?；释度氲姆讲罘纸饨忉屃?0年期間自己的沖擊的貢獻(xiàn)達(dá)77.7%，城鎮(zhèn)人口比例的貢獻(xiàn)度為12.1%，土地城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率相對(duì)較大，并在第4期達(dá)到22.3%，對(duì)二三產(chǎn)業(yè)比例沖擊的解釋水平最低，為1.2%。

3）農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)城鎮(zhèn)人口比例的沖擊呈現(xiàn)先增加后趨于平穩(wěn)的正向響應(yīng)，但對(duì)二三產(chǎn)業(yè)比例和土地城鎮(zhèn)化的響應(yīng)是相反的，其中，二三產(chǎn)業(yè)比例對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的負(fù)向沖擊是呈逐漸增加趨勢(shì)的，而土地城鎮(zhèn)化的沖擊是先快速增加后緩慢增加的。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)自己的沖擊的貢獻(xiàn)率為78.4%，土地城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的沖擊的貢獻(xiàn)率高達(dá)65.1%，城鎮(zhèn)人口比例的貢獻(xiàn)率持續(xù)上升到第10期后達(dá)到20.3%，而二三產(chǎn)業(yè)比例的貢獻(xiàn)率為2.4%。土地城鎮(zhèn)化對(duì)耕地利用集約化的影響更為顯著，貢獻(xiàn)率達(dá)66.3%。

4）綜合來(lái)看，城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間呈現(xiàn)短期內(nèi)正向和負(fù)向的動(dòng)態(tài)響應(yīng)，長(zhǎng)期趨于均衡的趨勢(shì)。耕地利用集約化與城鎮(zhèn)化之間相互作用的影響程度存在明顯差異，城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)耕地利用集約化有較大正向推動(dòng)作用，但耕地利用集約化對(duì)城鎮(zhèn)化影響程度相對(duì)較低。

4.2 討 論

本文探索性的分析了區(qū)域城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系，對(duì)推動(dòng)耕地利用集約化動(dòng)態(tài)過(guò)程與效應(yīng)的研究具有一定的價(jià)值。但在二者關(guān)系內(nèi)涵的理解以及實(shí)證結(jié)果分析的深化等方面還存在一定的不足，尤其是在新型城鎮(zhèn)化、“五化同步”、耕地保護(hù)、土地整治等諸多國(guó)家戰(zhàn)略實(shí)施下，有待通過(guò)進(jìn)一步的研究繼續(xù)完善。在考察已有相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，本文認(rèn)為未來(lái)可能需重點(diǎn)回答下列科學(xué)問(wèn)題：1）解析新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化背景下耕地利用集約化對(duì)城鎮(zhèn)化的響應(yīng)機(jī)制。耕地利用集約化與城鎮(zhèn)化之間存在復(fù)雜的耦合關(guān)系，如何從影響城鎮(zhèn)化的眾多機(jī)制中把二者的相互影響分離出來(lái)，進(jìn)一步深入研究城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化耦合響應(yīng)，是未來(lái)研究的核心問(wèn)題。2）揭示耕地利用的集約化與城鎮(zhèn)化的響應(yīng)過(guò)程對(duì)人地關(guān)系地域系統(tǒng)的反饋機(jī)制。在深入研究城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化耦合響應(yīng)的基礎(chǔ)上，如何評(píng)價(jià)二者對(duì)人地關(guān)系地域系統(tǒng)產(chǎn)生的影響，如何定量評(píng)估不同環(huán)境條件和空間尺度的耕地利用集約化與城鎮(zhèn)化協(xié)同發(fā)展的可持續(xù)性，實(shí)現(xiàn)耕地利用的可持續(xù)集約化和綠色城鎮(zhèn)化，亟需重點(diǎn)關(guān)注。3）由于土地城鎮(zhèn)化對(duì)耕地利用集約化的影響更為顯著，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中應(yīng)盡量減少土地城鎮(zhèn)化，避免其造成耕地的過(guò)度流失，否則即使耕地利用集約化程度再高，也無(wú)法彌補(bǔ)因耕地流失造成的糧食安全的缺口，對(duì)糧食安全、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化及新型城鎮(zhèn)化的實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生不利的影響。因此，有待選取適宜尺度、典型區(qū)域，構(gòu)建城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化研究體系，進(jìn)一步探索二者之間演化的過(guò)程、格局、效應(yīng)和趨勢(shì)，提出促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化與耕地利用可持續(xù)集約化協(xié)同發(fā)展的典型模式和特色路徑。

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Dynamic response relationship between urbanization and cultivated land use intensification in Anhui province

Wu Hong1, Zhang Xiaoling2

(1.241002,; 2.100035,)

Land use issue under the background of new-type urbanization has attracted serious attention in the land management discipline. The research is focusing on analyzing the dynamic relationship between the urbanization and the intensification use of cultivated land and promoting the coordinated development of new-type urbanization and agricultural modernization. Firstly, the research established a theoretic framework of dynamic response relationship between urbanization and cultivated land use intensification based on Anhui Province, which is a traditional agriculture area. The research built up a vector autoregression (VAR) model with the data from 1998 to 2014 in terms of social economic development and land use. And the co-integration relationship between urbanization and cultivated land use intensification is verified by taking impulse response analysis and variance decomposition analysis, and finally the dynamic response relationship of urbanization and intensification of cultivated land use is elaborated. The results show that: First, the multiple cropping index has significant response to the impact of urban population proportion, in both positive and negative aspects, and the contribution rate is 14.4%. It has negative response to the secondary and tertiary industry proportion and the transformation of agricultural land to non-agricultural land, and the response effect has a volatility change in time series that increases in the early stage and declines later. The contribution rate is 10.4% and 15.6% accordingly. Second, the intensity of chemical fertilizer use has a positive response to the impact of urban population proportion and a contribution rate of 12.1%. However, the intensity of chemical fertilizer use has both positive and negative response to the secondary and tertiary industry proportion, and the intensity rises and then decreases and the construal level is 1.2%. Regarding the transformation of agricultural land to non-agricultural land, the response is negative and the response is going up in the early stage and then keeps stable and the contribution rate is 22.3%. Third, the total power of agricultural machinery shows a positive response to urban population proportion with a trend of increasing first and remaining stable later on. The contribution rate is 20.3%. However, the construal level is 2.4% with a negative response to the secondary and tertiary industry proportion. It has a negative impact on the transformation of agricultural land to non-agricultural land and the contribution rate is 66.3%. In general, the level of urbanization and the intensive use of cultivated land have very obvious inter-influence for each other. The outcome of this research shows the improvement of urbanization level actively promotes the intensive use of cultivated land to some extent. However, the inter-influence between them is not a simple linear relation, if the urbanization process was too fast; it would go against the concept of sustainable intensive use of cultivated land, and even lead to the extensive use of cultivated land. The outcome of the research shows that the intensive use of cultivated land has an impact on urbanization, whereas, the impact is relatively low, which indicates that the improvement of intensive use of cultivated land can facilitate the urbanization development to some extent.

land use; consolidation; models; urbanization; cultivated land use intensification; vector autoregression model; impulse response function

10.11975/j.issn.1002-6819.2017.12.034

F301.21

A

1002-6819(2017)-12-0262-08

2016-12-16

2017-05-21

國(guó)土資源部公益性行業(yè)科研專項(xiàng)“新型城鎮(zhèn)化的區(qū)域國(guó)土空間利用質(zhì)量提升技術(shù)”（201411014）

吳 紅，女，副教授，主要從事經(jīng)濟(jì)地理與新型城鎮(zhèn)化研究，蕪湖 安徽機(jī)電職業(yè)技術(shù)學(xué)院，241002。Email：ahjdwuh@126.com.

吳 紅，張曉玲.安徽省城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2017，33(12)：262－269. doi：10.11975/j.issn.1002-6819.2017.12.034 http://www.tcsae.org

Wu Hong, Zhang Xiaoling. Dynamic response relationship between urbanization and cultivated land use intensification in Anhui province[J]. Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering (Transactions of the CSAE), 2017, 33(12): 262－269. (in Chinese with English abstract) doi：10.11975/j.issn.1002-6819.2017.12.034 http://www.tcsae.org