城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的動(dòng)態(tài)響應(yīng)分析*
——以重慶市為例

張 煒

(重慶交通大學(xué)，重慶 400074)

0 引言

在我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展背景下，城鎮(zhèn)人口急劇擴(kuò)張，城鄉(xiāng)用地格局變動(dòng)劇烈，土地利用深度及利用廣度處于不斷轉(zhuǎn)型的變化時(shí)期[1-2]。一方面，城鎮(zhèn)化有利于耕地利用集約度的提高，對(duì)耕地起到一定的保護(hù)作用。另一方面，城鎮(zhèn)化的發(fā)展導(dǎo)致建設(shè)用地需求不斷增加，在此趨勢(shì)下，耕地?cái)?shù)量不斷減少，糧食安全日益受到威脅[3]，而耕地利用集約化對(duì)增加耕地單位面積產(chǎn)量，提升耕地利用水平，緩解耕地壓力具有重要影響。由此可見，城鎮(zhèn)化與耕地集約利用具有一定的關(guān)聯(lián)。因而，協(xié)調(diào)城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間的關(guān)系，構(gòu)建新形勢(shì)下可持續(xù)發(fā)展的耕地利用模式，是新型城鎮(zhèn)化發(fā)展及實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要保障，是協(xié)調(diào)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與糧食安全的關(guān)鍵所在[4-7]。

近年來，國內(nèi)外專家學(xué)者對(duì)于城鎮(zhèn)化及耕地集約化的研究主要集中在時(shí)空演變、耦合類型、影響因素及問題對(duì)策等方面，如慕智玉[8]認(rèn)為四川省耕地集約度及城鎮(zhèn)化水平不高但區(qū)域差； 郭施宏等[9]以山東省為研究區(qū)，對(duì)城市化與城市土地集約利用程度進(jìn)行耦合協(xié)調(diào)關(guān)系研究； 韓玉[10]等基于城鎮(zhèn)化背景并運(yùn)用魚骨分析法列舉黃淮海平原耕地集約利用水平的影響因素； 郭小忠[11]結(jié)合我國城鎮(zhèn)化及耕地利用集約化特性闡述目前其所存在的問題，并從統(tǒng)籌規(guī)劃、產(chǎn)城融合、土地整治等方面提出建設(shè)性建議； 總體來看，以上研究均為城鎮(zhèn)化及耕地利用集約化奠定豐富的研究基礎(chǔ)，但兩者動(dòng)態(tài)響應(yīng)的量化研究仍相對(duì)較少，僅吳紅[12]基于VAR向量自回歸模型對(duì)安徽省城鎮(zhèn)化及耕地集約利用動(dòng)態(tài)響應(yīng)情況進(jìn)行分析，這充分表明我國對(duì)動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系研究不成熟?；诖?，文章以重慶市為研究區(qū)，選取城鎮(zhèn)化及耕地利用集約化評(píng)價(jià)指標(biāo)，利用向量自回歸模型對(duì)城鎮(zhèn)化及耕地利用集約化動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系進(jìn)行分析，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。

1 研究區(qū)及研究方法

1.1 研究區(qū)概況

重慶市地處中國西南部，東鄰湖北、湖南，南靠貴州，西接四川，北連陜西，地理位置東經(jīng)105°11′～110°11′、北緯28°10′～32°13′，是我國西部大開發(fā)重要的戰(zhàn)略支點(diǎn)、“一帶一路”和長江經(jīng)濟(jì)帶重要聯(lián)結(jié)點(diǎn)，簡稱渝或巴。重慶市地勢(shì)由南北向長江河谷逐級(jí)降低，西北部和中部以丘陵、低山為主，總地勢(shì)東南部、東北部高，中部和西部低，由南北向長江河谷逐級(jí)降低。重慶屬亞熱帶季風(fēng)性濕潤氣候，年平均氣溫16～18℃。2016年重慶市常住人口3 048.43萬人，比2015年增加31.88萬人，其中城鎮(zhèn)人口1 908.45萬人，占總?cè)丝诒壤秊?2.60%，比2015年提高1.66%。重慶市耕地總面積162.3萬hm2，農(nóng)用耕地開發(fā)度與集約利用水平較高，是全國重要的糧食主產(chǎn)區(qū)， 2017年重慶市農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值2 008.26億元，糧食作物產(chǎn)量1 167.15萬t，同比增長0.1%。

1.2 研究方法

1.2.1 研究方法

向量自回歸模型，主要用于捕捉動(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。非平穩(wěn)序列可能會(huì)產(chǎn)生虛假回歸現(xiàn)象，所以需要先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[15-17]。公式如下：

(1)

表1 指標(biāo)選取變量說明

變 量代碼城鎮(zhèn)化城鎮(zhèn)人口比例UP(urban population)二、三產(chǎn)業(yè)比例STP(secondary and tertiary Industry proportion)土地城鎮(zhèn)化LU(land urbanization)集約化復(fù)種指數(shù)CI(cropping index)化肥投入CUI(chemical fertilizer use intensity)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力TPAM(total power of agricultural machinery)

1.2.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

城鎮(zhèn)化表征指標(biāo)多樣，根據(jù)重慶市實(shí)際情況及查閱相關(guān)文獻(xiàn)，該文選取城鎮(zhèn)人口比例(城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤?%)、二、三產(chǎn)業(yè)比例(二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國民生產(chǎn)總值的比值/%)以及土地城鎮(zhèn)化(人均建成區(qū)面積/hm2)等對(duì)城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行測(cè)度。耕地利用集約化是指在一定面積的土地上，集中地投入較多的生產(chǎn)資料和生活勞動(dòng)，使用先進(jìn)的技術(shù)和管理方法，以求在較小面積的土地上獲得高額產(chǎn)量和收入的一種農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式。，耕地利用集約化評(píng)價(jià)指標(biāo)選取復(fù)種指數(shù)(農(nóng)作物總播種面積與耕地面積的比值/%)、化肥投入(單位面積化肥施用量/kg)及農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(單位面積耕地的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力/kW)。

城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化的表現(xiàn)方面呈現(xiàn)出多樣性，是一個(gè)內(nèi)含豐富的多層次系統(tǒng)。首先，確定指標(biāo)選取原則為“以人為本”和“可持續(xù)發(fā)展”。其次，指標(biāo)具有科學(xué)性、典型性、可操作性及系統(tǒng)性。最后，根據(jù)重慶市的實(shí)際情況以及便于資料收集與目標(biāo)分析。

該文以重慶市為研究地理單元，研究所需數(shù)據(jù)來源于2000—2016年《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，國家統(tǒng)計(jì)局及重慶市統(tǒng)計(jì)局，部分缺失數(shù)據(jù)來源于重慶市農(nóng)業(yè)廳等公布的相關(guān)年度報(bào)告，經(jīng)整理，建立原始數(shù)據(jù)庫并運(yùn)用相關(guān)模型及軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析與處理(表1)。

2 數(shù)據(jù)分析

2.1 時(shí)間序列的單根檢驗(yàn)

為避免未回歸現(xiàn)象發(fā)生，采用ADF方法對(duì)UP、STP、LU、CI、CUI及TPAM 6個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果來看(表2)，UP的ADF檢驗(yàn)值為0.127，分別大于1%、5%、10%顯著水平下的-4.312、-3.254及-2.168，說明該序列不穩(wěn)定，對(duì)其進(jìn)行一階差分后得到D(UP)均小于1%、5%、10%顯著水平下的值，故說明該序列為穩(wěn)定序列。同理，說明UP、STP、LU、CI、CUI及TPAM 6個(gè)時(shí)間序列均為平穩(wěn)序列。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

變量檢驗(yàn)值臨界值檢驗(yàn)結(jié)果1%5%10%UP0.127-4.312-3.245-2.168不平穩(wěn)D(UP)-3.632-3.292-2.691-2.226平穩(wěn)STP-4.128-3.688-3.122-2.988平穩(wěn)D(STP)-4.589-4.433-3.856-3.126平穩(wěn)LU-2.978-4.119-3.792-3.177不平穩(wěn)D(LU)-5.123-2.198-1.083-0.117平穩(wěn)CI-4.563-5.167-4.788-3.672平穩(wěn)D(CI)-3.697-3.667-2.790-0.987平穩(wěn)CUI-1.918-4.776-3.554-2.586不平穩(wěn)D(CUI)-4.228-4.132-2.444-0.243平穩(wěn)TPAM-3.477-3.223-2.987-2.668平穩(wěn)D(TPAM)-3.672-3.865-3.689-2.779平穩(wěn)

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

該文構(gòu)建向量自回歸模型，并根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)與施瓦茨準(zhǔn)則(SC)對(duì)上述時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，若多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列能都構(gòu)成平穩(wěn)時(shí)間序列，則說明上述變量之間存在長期的均衡關(guān)系，其中AIC與SC值越小，說明模型擬合效果越好。由表3可得，各變量之間協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果P值均低于5%的顯著水平，即在5%的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。即說明重慶市城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間存在長期的均衡關(guān)系，說明近年來重慶市城鎮(zhèn)化發(fā)展水平及耕地集約利用較為協(xié)調(diào)。

2.3 脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析

對(duì)變量(UP、STP、LU、CI、CUI及TPAM)進(jìn)行計(jì)量分析，得出重慶市城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間存在因果關(guān)系。該文繼續(xù)運(yùn)用脈沖響應(yīng)法分析上述變量相互作用關(guān)系，由表4可知各變量之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系，UP對(duì)CI沖擊呈現(xiàn)出由負(fù)值向正值轉(zhuǎn)變的過程，從第六期開始轉(zhuǎn)為正值，說明復(fù)種指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)化人口比例逐漸呈現(xiàn)出正向影響。同理可以看出，CI對(duì)STP、LU及CI均表現(xiàn)出正向影響，其中對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(zhèn)化沖擊較不明顯，對(duì)自身復(fù)種指數(shù)較為明顯。CUI對(duì)UP、STP、LU及CUI沖擊均較小，較不明顯，對(duì)STP前期及LU呈現(xiàn)為負(fù)值，說明化肥投入對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(zhèn)化表現(xiàn)出負(fù)向影響，化肥投入導(dǎo)致的環(huán)境污染等問題對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展產(chǎn)生了一定的影響。TPAM對(duì)UP、STP、LU及TPAM沖擊程度差異較大，其中對(duì)STP、LU及TPAM表現(xiàn)出負(fù)向影響，說明重慶市農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)人口城鎮(zhèn)化表現(xiàn)出正向影響，對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例、土城鎮(zhèn)化及自身有負(fù)向作用，農(nóng)業(yè)的機(jī)械化推進(jìn)鄉(xiāng)村人口轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，勞動(dòng)力數(shù)量有所下降。

在對(duì)上述變量進(jìn)行脈沖分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步進(jìn)行方差分解，分析各變量沖擊對(duì)系統(tǒng)變量動(dòng)態(tài)變化的相對(duì)重要性。由表5可得，重慶市城鎮(zhèn)人口比例、二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(zhèn)化的沖擊對(duì)復(fù)種指數(shù)解釋的水平不同，其中復(fù)種指數(shù)方差分解結(jié)果受自身沖擊而影響較大，解釋水平較高，后期二、三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化貢獻(xiàn)率逐步緩慢升高，到第八期總貢獻(xiàn)率達(dá)到70%。二、三產(chǎn)業(yè)比例的沖擊對(duì)化肥投入沖擊的貢獻(xiàn)率基本保持在11% ～14%之間，城鎮(zhèn)人口比例、二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(zhèn)化總貢獻(xiàn)率不斷上升，整體來看10期內(nèi)均不斷增大。重慶市城鎮(zhèn)人口比例、二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(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，其中城鎮(zhèn)人口比例對(duì)其貢獻(xiàn)率基本保持在20%左右，后期變化較小?？傮w來看，脈沖響應(yīng)與方差分解分析結(jié)果具有較高的一致性。

表4 脈沖響應(yīng)結(jié)果

時(shí)期CI對(duì)UP沖擊CI對(duì)STP沖擊CI對(duì)LU沖擊CI對(duì)CI沖擊CUI對(duì)UP沖擊CUI對(duì)STP沖擊CUI對(duì)LU沖擊CUI對(duì)CUI沖擊TPAM對(duì)UP沖擊TPAM對(duì)STP沖擊TPAM對(duì)LU沖擊TPAM對(duì)TPAM沖擊1-0.0230.0140.0030.0360.001-0.008-0.0030.0380.015-0.001-0.003-0.0022-0.0340.0170.0150.0370.006-0.005-0.0050.0370.017-0.002-0.006-0.0073-0.0360.0210.0190.0390.0080.001-0.0080.0350.017-0.003-0.007-0.0084-0.0180.0240.0260.0350.0120.006-0.0090.0290.018-0.004-0.009-0.0125-0.0020.0260.0290.0310.0130.008-0.0120.0270.021-0.003-0.012-0.01360.0030.0200.0310.0280.0150.004-0.0150.0270.022-0.005-0.023-0.01570.0110.0180.0370.0250.0170.006-0.0130.0260.023-0.006-0.024-0.01480.0140.0150.0410.0210.0160.007-0.0140.0250.024-0.006-0.027-0.01390.0210.0120.0210.0170.0150.008-0.0170.0260.021-0.005-0.028-0.014100.0230.0020.0150.0120.0130.008-0.0160.0250.020-0.003-0.027-0.015

表5 方差分解結(jié)

時(shí)期UP對(duì)CI貢獻(xiàn)率STP對(duì)CI貢獻(xiàn)率LU對(duì)CI貢獻(xiàn)率CI對(duì)CI貢獻(xiàn)率UP對(duì)CUI貢獻(xiàn)率STP對(duì)CUI貢獻(xiàn)率LU對(duì)CUI貢獻(xiàn)率CUI對(duì)CUI貢獻(xiàn)率UP對(duì)TPAM貢獻(xiàn)率STP對(duì)TPAM貢獻(xiàn)率LU對(duì)TPAM貢獻(xiàn)率TPAM對(duì)TPAM貢獻(xiàn)率10.230.140.130.500.110.110.230.550.230.110.230.4320.240.170.150.440.160.120.250.470.240.120.260.4730.260.210.190.340.180.110.280.430.260.130.270.4840.280.240.160.320.210.140.290.360.270.140.290.4250.230.260.190.320.220.150.320.310.300.130.320.4360.230.230.210.330.230.130.350.290.310.130.330.3570.210.210.270.310.250.120.330.300.340.140.360.3480.240.250.210.300.240.130.340.290.340.140.370.3390.210.220.210.360.260.140.370.230.320.140.380.34100.230.220.250.300.220.130.360.290.340.130.370.35

3 結(jié)論與討論

該文選擇城鎮(zhèn)化及耕地集約化指標(biāo)，基于ADF方法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行時(shí)間序列單根檢驗(yàn)，并利用VAR模型分析重慶市城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系，且運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)與施瓦茨準(zhǔn)則(SC)證明城鎮(zhèn)化與耕地利用集約化之間存在長期均衡關(guān)系，主要得出以下結(jié)論。

(1)城鎮(zhèn)人口比例對(duì)復(fù)種指數(shù)沖擊響應(yīng)呈現(xiàn)出由負(fù)轉(zhuǎn)正的態(tài)勢(shì)，表明復(fù)種指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)化人口比例逐漸呈現(xiàn)出正向影響。

(2)復(fù)種指數(shù)對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化及復(fù)種指數(shù)均表現(xiàn)出正向影響，其中對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(zhèn)化沖擊較不明顯，對(duì)自身復(fù)種指數(shù)較為明顯。

(3)化肥投入對(duì)城鎮(zhèn)人口比例、二、三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化及化肥投沖擊均較小，且對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)為負(fù)值，說明化肥投入對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(zhèn)化表現(xiàn)出負(fù)向影響。

(4)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)城鎮(zhèn)人口比例、二、三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化及農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力沖擊程度差異較大，其中對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化及農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力表現(xiàn)出負(fù)向影響，說明農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)人口城鎮(zhèn)化表現(xiàn)出正向影響，對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)比例、土城鎮(zhèn)化及自身有負(fù)向作用。

(5)復(fù)種指數(shù)方差分解結(jié)果受自身沖擊而影響較大，解釋水平較高，二、三產(chǎn)業(yè)比例、土地城鎮(zhèn)化貢獻(xiàn)率在第八期總貢獻(xiàn)率達(dá)到70%； 二、三產(chǎn)業(yè)比例的沖擊對(duì)化肥投入沖擊的貢獻(xiàn)率基本保持在11% ～14%之間，城鎮(zhèn)人口比例、二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(zhèn)化總貢獻(xiàn)率不斷上升。城鎮(zhèn)人口比例、二、三產(chǎn)業(yè)比例及土地城鎮(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，其中城鎮(zhèn)人口比例對(duì)其貢獻(xiàn)率基本保持在20%左右，后期變化較小。

該文探索性地分析了城鎮(zhèn)化與耕地集約利用化之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系，具有一定的理論意義，但依舊存在某些不足，主要表現(xiàn)在以下3方面：(1)由于VAR模型相對(duì)復(fù)雜，因此，該文認(rèn)為未來的研究方向應(yīng)是如何將VAR模型簡便化并更好地闡述其兩者關(guān)系。(2)該文旨在分析城鎮(zhèn)化與耕地集約利用化動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系，但兩者之間關(guān)系相對(duì)復(fù)雜，如何更好地分析兩者之間關(guān)系并分離兩者的相互關(guān)系是未來研究的核心問題。(3)后期對(duì)城鎮(zhèn)化及耕地集約化之間動(dòng)態(tài)關(guān)系研究應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注在影響因素及驅(qū)動(dòng)機(jī)制方面。