江苏省耕地资源与经济发展计量与协调性分析

张梦琳　陈利根　龙开胜

摘要为促进耕地资源可持续利用与社会经济可持续发展。本文通过运用协整分析与Granger因果关系检验法，以及借鉴经济与环境协调度模型，对1978—2006年江苏省耕地数量与经济发展进行计量分析及协调性分析。结果表明，耕地数量与经济发展都是非平稳的时间序列，两者之间存在协整关系，且经济发展是耕地数量变化的单向Granger原因；耕地资源与经济发展的协调度较低，整体上呈调和型，但在时序上也表现出一定的层次性和阶段性。调和型状态下，耕地资源虽然能够保持在承载力阈值内，但只是短期内可以接受。研究结论揭示了耕地消耗将带来社会经济发展水平提高的良好愿望只是一种错觉。实际情况与此相悖。因此，有必要把严控耕地非农化、促进土地集约利用水平和提升经济发展质量作为解决耕地保护难题可供选择的途径。从而减少经济发展水平提高对耕地资源消耗的盲目依赖。促进耕地资源与经济发展的协调。

关键词耕地资源；经济发展；协整分析；Granger因果关系；协调性；江苏省

中图分类号F301.21文献标识码A文章编号1002-2104(2009)03-0082-05

耕地保护与经济发展是关系社会经济可持续发展的重要课题。学术界对其的研究成果颇为丰富。但在耕地与经济发展数量关系的研究方面，主要采用的是线性回归分析方法直接对耕地面积变化与GDP等社会经济因子进行回归。这种数学方法的运用，暗含着时间序列变量平稳的假定。一个序列是平稳的，则其生成过程不随时间的变化而变化，不管什么时间测量，其均值、方差、任意滞后阶之间的协方差都是稳定的。美国学者Nelson和Plosser曾在其研究中指出，多数的宏观经济时间序列都是不稳定的。因此，在未对变量时间序列的平稳性进行检验的情况下，直接对其进行回归分析，极容易产生伪回归问题，从而导致所建的回归模型没有解释意义。另外，虽然有关耕地资源与经济发展的研究很多，但对于两者变化发展的协调度在当前研究中还很欠缺。鉴于研究方法与研究内容的不足，本文采用近年来在经济领域广泛使用的协整理论，对江苏省耕地面积变化与经济发展两长序列进行计量分析，以探讨耕地数量变化与社会经济发展之间是否存在长期均衡关系与因果关系。另外，在借鉴经济与环境协调性研究的基础上，计算江苏省耕地面积与经济发展之间的协调度并对二者进行协调性分析。通过以上研究，以期对耕地资源可持续利用及社会经济可持续发展有所启示。

1研究方法及数据来源

1.1研究方法

(1)计量分析：协整分析和Granger因果关系。协整是指两个或两个以上的非平稳时间序列的线性组合能构成平稳的时间序列，则称这些非平稳时间序列是协整的，从而说明这些变量之间存在长期的均衡关系。为了检验两个时间序列x_t和Y_t是否协整，Engle和Granger于1987年提出了两步检验法，称为E—G检验法。其基本原理是，若序列x_t和Y_t都是d阶单整，用一个变量对另一个变量进行回归，有：Y_t=a+bx₁+e_t；对模型残差的估计值进行平稳性检验，如果残差序列是平稳的，则两变量之间具有协整关系，如果残差序列非平稳，则两变量之间不具有协整关系。

Granger因果关系是指对于服从平稳随机过程的两个变量x和y，如果用x、y各自的过去到现在的值预测y，比不用x的现在及过去的值预测y所得的预测值较为优良，那么，就存在着从x到y的因果关系。也就是，如果x有助于对y的预测，则x是y的Granger原因，否则x不是Y的Granger原因。

在进行协整分析与因果关系检验前，要首先对变量的平稳性进行检验，以避免时间序列不稳定性导致的伪回归现象。平稳性检验、协整分析与Granger因果关系检验通过Eviews 5.0软件计算完成。

(2)协调性分析：借鉴经济与环境协调性模型，即c_xy=(x+y)／x²+y²。其中c_xy表示经济发展与耕地资源的协调度，x为经济发展的提高速度，y为耕地资源的变化速率。

1.2数据来源及预处理

本文选取1978—2006年作为研究的时间段，涉及的变量指标有耕地面积和经济发展水平(用地区生产总值衡量)。变量数据均来源于《江苏统计年鉴(2007)》。为增强数据的可比性，首先对数据进行预处理。

(1)耕地数量指标。由于我国在1996年后采用了新的耕地普查数据，使公布的耕地数量统计口径不一。为得到连续时间序列的数据，本文对1996年以前的耕地数量进行平移，以实现数据对接。这样处理数据不会导致原序列之间相对差距的变动，只对1996年与1995年数据对接产生影响，但平移后的耕地面积更加符合我国的实际情况，并且这种方法已经在研究中得到应用。具体办法是1996年减少的耕地数量取前3年减少的平均值，从而获取1996年末耕地面积的理论值，然后用1996年的实际值减去理论值，得到平移数值为64.32×10⁴ hm²。将平移数值加到1978—1995年的耕地面积上，从而重建了这段时间内的耕地面积数据。为消除数据中的异方差，对耕地面积取自然对数，记为CLS。

(2)经济发展指标。为消除价格因素对地区生产总值(GDP)造成的剧烈波动，同时考虑数据获取方便性，本文根据以1952年为基期的GDP指数，将GDP换算成1952年不变价格计算的GDP。这样不影响数据的可比性。为消除数据中的异方差，对变量取自然对数，记为GDP。

2江苏省耕地资源与经济发展的计量分析：协整性与Granger因果关系检验

2.1变量序列的平稳性检验结果及分析

耕地数量和经济发展是宏观经济数据的组成部分，其时间序列有可能是非平稳的。为得到可靠的分析结果，本研究首先检验耕地数量、经济发展序列的平稳性。平稳性检验的方法采用单位根检验(Unit Root Test)，具体运用ADF检验法。检验结果见表1。

通过ADF单位根检验发现，未差分前，各变量代表的耕地数量和经济发展的ADF检验值均大于5％显著水平下的临界值，未能通过检验，表明序列是非平稳的。但各自经过一阶差分后，ADF检验值均小于1％显著水平下的临界值，表明序列已经平稳。由此可见，各序列是一阶单整的，即CLS—I(1)，GDP—I(1)。因此，耕地数量和经济发展的时间序列均呈非平稳波动趋势。这意味着直接对CLS与GDP进行回归分析很有可能得到虚假的结果，由此推断出的结论是不可靠的。

2.2变量之间的协整关系分析

尽管耕地数量与经济发展序列呈非平稳变化趋势。但

仍然可能是协整的，具有长期稳定的数量关系。协整分析的前提是各序列必须同阶单整，对于不是同阶单整的时间序列，不可能协整。平稳性检验表明CLS、GDP都是一阶单整序列，符合协整分析的前提条件。因此，本文进一步使用E-G两步法来检验CLS与GDP之间的协整关系。

运用Eviews 5.0软件，在主命令窗口输入：Is CLS cGDP，即进行OLS回归；然后输入命令：series e_t=resid，即提取残差序列，记为e_t。对e_t进行ADF检验，得到表2的结果。由于-2.3412小于显著性水平5％时的-1.9544，可以认为e_t是平稳序列，表明耕地数量(CIS)与经济发展(GDP)之间存在协整关系，也即两者之间存在长期均衡关系。

2.3耕地数量与经济发展的Granger因果关系检验

协整分析的结果表明，CLS与GDP之间均存在协整关系，但这并不说明变量之间必然存在因果关系以及因果关系的方向如何。下面对江苏省耕地面积、GDP之间的Granger因果关系进行检验，不断调整滞后阶，得到表3的检验结果。

从表3可以看到，“GDP不是CLS变化的Granger原因”的原假设在滞后阶1—3时，即分别在50.92％、45.67％、68.91％的置信度下拒绝原假设，即经济发展是耕地数量减少的Granger原因。而“CLS不是GDP变化的Granger原因”的原假设在滞后阶1—5时概率均较大，不能拒绝原假设，即耕地数量减少不是经济发展的Granger原因。因此，江苏省经济发展是耕地数量变化的单向Granger原因。

上述结论表明，随着江苏省区域经济的快速发展，耕地消耗已成为经济发展的代价。但从统计推断上看，耕地数量减少对经济发展的影响在统计上并不显著，在引起与被引起关系的推断上得不出耕地数量变化引起经济发展的结论。固然，耕地减少包括建设占用、农业结构调整、生态退耕以及灾毁等，其中某些途径(如灾毁)减少的耕地无法产生经济效益。但对于能够产生经济效益的途径(如建设占用)对经济的推动作用也显得细微，以至于统计推断上对经济发展变化的解释力很弱。这表明大量的耕地转为建设用地后，因土地的粗放利用而不能实现其应有的经济效益。因此，在当前经济增长越来越注重经济质量提升的背景下，盲目地把耕地资源作为发展经济的投入的做法是不可取的。

3江苏省耕地资源与经济发展的协调性分析

3.1协调度模型

协调度是度量系统之间或系统内部要素之间协调状况好坏的定量指标。耕地资源数量与经济发展的协调度是衡量不同经济发展水平阶段，耕地资源承载力与区域经济发展水平之间的耦合程度。借鉴经济与环境协调度的研究，设定耕地资源与经济发展水平的协调度模型为：

c_xy=(x+y)／x₂y₂

其中，x为经济发展的提高速度(其值为区域GDP增长率)，y为耕地资源的变化速率(其值=(当年耕地面积一上年耕地面积)／上年耕地面积×100％)。c_xy表示经济发展与耕地资源的协调度，-1.414xy