任 霜，張文秀

（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，四川成都 611130）

四川省耕地變化的社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響因素分析

任 霜，張文秀?

（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，四川成都 611130）

采用1978－2012年四川省耕地面積、工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)，利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和誤差修正模型對(duì)這些因素之間的關(guān)系進(jìn)行分析。研究結(jié)果表明，上述因素與耕地面積之間存在單向因果關(guān)系；在長(zhǎng)期存在均衡關(guān)系，工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)對(duì)耕地面積變化的彈性系數(shù)分別為0.076，－0.15和－0.07；在短期，對(duì)耕地變化有影響的是非農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重，彈性系數(shù)為－0.26。最后，根據(jù)研究結(jié)果提出相關(guān)對(duì)策建議。

耕地變化；社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素；Granger因果檢驗(yàn)；誤差修正模型；四川省

耕地是人類(lèi)生存必不可少的基本資源，但隨著人民生活水平不斷提高與人口的不斷增多，耕地資源卻日益減少［1］。耕地資源的數(shù)量和質(zhì)量是保持農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的首要因素，也是構(gòu)建糧食生產(chǎn)能力不可替代的基本要素，更是維持社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展重要的自然資源。目前，由于非農(nóng)業(yè)建設(shè)、人口增長(zhǎng)以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展等原因，耕地被大量占用，長(zhǎng)此以往，會(huì)危及國(guó)家糧食生產(chǎn)安全。

四川省是我國(guó)人口大省，保證四川的糧食生產(chǎn)是根本需求。四川省耕地變化不僅關(guān)系到四川糧食生產(chǎn)問(wèn)題，更與四川省社會(huì)經(jīng)濟(jì)的科學(xué)可持續(xù)發(fā)展息息相關(guān)。根據(jù)《四川省統(tǒng)計(jì)年鑒》資料顯示，2012年四川省耕地面積為399.15萬(wàn)hm2，而1978年全省耕地面積為490.91萬(wàn)hm2，四川省耕地面積在30年間呈現(xiàn)逐年遞減的趨勢(shì)，共減少91.76萬(wàn)hm2，降幅達(dá)18.7%。加強(qiáng)耕地變化研究，提出與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)的合理利用耕地資源的建議，對(duì)保護(hù)耕地面積，維護(hù)耕地質(zhì)量，促進(jìn)社會(huì)和諧發(fā)展具有重要的意義。

目前，對(duì)于耕地變化的研究已經(jīng)有不少成果。如鄧春梅等［1］認(rèn)為經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，使農(nóng)民生活水平大為改善，相應(yīng)地，對(duì)于城市住房、公共基礎(chǔ)設(shè)施以及交通用地的需求量增加，耕地面積在這種環(huán)境下呈現(xiàn)減少的趨勢(shì)。王成軍等［2］認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，工業(yè)發(fā)展和城市擴(kuò)張需要消耗一定的耕地，工業(yè)化城市化的發(fā)展是耕地減少的原因。蔡慧等［3］認(rèn)為我國(guó)工業(yè)化城市化水平與耕地面積減少之間存在倒“U”型關(guān)系。鄭筠等［4］認(rèn)為因固定資產(chǎn)的建設(shè)需要大量占用耕地，所以投資特別是固定資產(chǎn)的投資與耕地面積變化呈現(xiàn)反相關(guān)性。強(qiáng)妮等［5］認(rèn)為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，使人民的需求不斷增加，包括對(duì)土地利用上的各種需求，正是導(dǎo)致耕地減少的原因之一。郝潤(rùn)梅等［6］認(rèn)為人均工業(yè)產(chǎn)值、城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貙?duì)耕地?cái)?shù)量變化的影響較大，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資對(duì)耕地面積變化影響稍小。總體來(lái)看，這些研究大多認(rèn)可了固定資產(chǎn)投資、人口比重以及工業(yè)產(chǎn)值對(duì)耕地面積變化有一定的影響，但在研究方法上多采用的是傳統(tǒng)的回歸分析或相關(guān)分析，而利用格蘭杰因果關(guān)系單獨(dú)研究這些因素對(duì)耕地變化的影響比較少。本文擬嘗試?yán)迷摲椒▽?duì)四川省耕地面積變化問(wèn)題進(jìn)行研究，以期為其他相關(guān)研究提供參考。

1 研究方法和數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究方法

本文根據(jù)四川省土地利用的實(shí)際情況并在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，選擇與四川省社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及耕地面積相關(guān)的區(qū)域因素進(jìn)行研究，具體包括非農(nóng)從業(yè)人口比重（第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)合計(jì)比重）、工業(yè)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資等變量。首先，對(duì)這些變量的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性分析；其次，選用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，分析這些變量能否對(duì)耕地面積變化之間進(jìn)行有效的解釋?zhuān)蛔詈?，利用誤差修正模型分析這些因素對(duì)耕地面積變動(dòng)的長(zhǎng)短期影響［7］。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

本文選取四川省1978－2012年的耕地面積、工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重與固定資產(chǎn)投資額等相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究的原始數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均來(lái)自于各個(gè)年份的四川省統(tǒng)計(jì)年鑒。為了消除數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象，本文對(duì)選取的所有變量進(jìn)行了取自然對(duì)數(shù)處理，將耕地面積記作ln CL、工業(yè)生產(chǎn)總值記作ln A、非農(nóng)從業(yè)人口比重記作ln B、固定資產(chǎn)投資額為ln C。

2 社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素與耕地變化的因果關(guān)系分析

2.1 對(duì)各變量時(shí)間系列的平穩(wěn)性分析

單位根檢驗(yàn)是檢驗(yàn)時(shí)間序列是否為平穩(wěn)時(shí)間序列的一種方法，若某時(shí)間序列存在單位根就為非平穩(wěn)時(shí)間序列，因?yàn)闀r(shí)間序列中若存在單位根，過(guò)程就不平穩(wěn)，會(huì)導(dǎo)致傳統(tǒng)回歸分析中偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)。本文采用ADF（Augmented Dickey?Fuller）檢驗(yàn)方法，對(duì)ln CL，ln A，ln B和ln C進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 各變量的平穩(wěn)性分析結(jié)果

在5%的顯著性水平下，ln CL，ln A，ln B和ln C均不能拒絕含有一個(gè)單位根的假設(shè)；在1%的顯著性水平下，一階差分△ln B和△ln C均能拒絕含有單位根假設(shè)；顯著水平5%下，△ln CL，△ln A均拒絕含有單位根的假設(shè)。由此可判定，耕地面積、工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資是一階單整序列。

2.2 耕地變化與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素關(guān)系的協(xié)整性檢驗(yàn)

本文采用E?G（Engle?Granger）兩步法來(lái)檢驗(yàn)耕地面積與工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資額之間的協(xié)整關(guān)系，即將耕地面積與工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資額回歸得到的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性分析，結(jié)果見(jiàn)表2。ln A，ln B和ln C分別與ln CL在5%的顯著水平上，拒絕單位根的假設(shè)。由此可知，四川省耕地面積分別單獨(dú)與四川省固定資產(chǎn)投資、非農(nóng)從業(yè)人員比重以及工業(yè)生產(chǎn)總值的變化存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 耕地面積與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

耕地面積與工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重和固定資產(chǎn)投資額的格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。由表3可知，工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重和固定資產(chǎn)投資額等因素與耕地面積的變化存在單向因果關(guān)系，即工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重和固定資產(chǎn)投資額是導(dǎo)致耕地面積變化的原因，而耕地面積變化卻不是工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資額變化的原因。這表明四川省社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素是導(dǎo)致耕地面積減少的原因，而以耕地面積減少為代價(jià)的發(fā)展對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)并不明顯。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3 社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)耕地變化的影響

根據(jù)Granger表述定理，如果變量x與y之間存在協(xié)整關(guān)系，那么它們之間的短期非均衡關(guān)系總能用一個(gè)誤差修正模型表示。

△yt＝lagged（△y，△x）－λ·ECMt－1＋μt，0＜λ＜1。

再建立四川省工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重和固定資產(chǎn)投資額對(duì)四川省耕地面積影響的長(zhǎng)期均衡方程。首先建立非農(nóng)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資額對(duì)耕地面積影響的長(zhǎng)期均衡方程：

將上式殘差序列作為誤差修正項(xiàng)，并建立誤差修正模型。

公式（1）、公式（2）一起構(gòu)成了耕地面積的計(jì)量模型。公式（1）反映的是耕地面積變化與固定資產(chǎn)投資、非農(nóng)從業(yè)人口比重、工業(yè)生產(chǎn)總值之間的長(zhǎng)期關(guān)系，公式（2）表示的是耕地短期波動(dòng)，與各變量的短期變動(dòng)及耕地自身隨時(shí)間的偏離趨勢(shì)程度有關(guān)。其中α與β分別代表各變量短期與長(zhǎng)期的彈性，而誤差修正項(xiàng)系數(shù)則表示變量間長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系對(duì)偏離均衡的調(diào)整。

3.1 對(duì)耕地變化的長(zhǎng)期影響

根據(jù)以上公式得到的系數(shù)估計(jì)值如表4所示，其中得到調(diào)整后的R2為0.87，表示本文模型的擬合程度比較好。固定資產(chǎn)投資和非農(nóng)從業(yè)人口比重對(duì)耕地面積的變化存在顯著的負(fù)影響。ln C系數(shù)為－0.071，說(shuō)明固定資產(chǎn)的投資額每增加1百分點(diǎn)，耕地面積會(huì)相應(yīng)的減少0.07百分點(diǎn)；ln B項(xiàng)系數(shù)為－0.155，表明非農(nóng)從業(yè)人口比重每提高1百分點(diǎn)，耕地面積將減少0.155百分點(diǎn)。而工業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)耕地面積變化存在著正影響，ln A項(xiàng)系數(shù)為0.076，表明工業(yè)生產(chǎn)總值增加1百分點(diǎn)，需要增加0.076百分點(diǎn)的耕地面積。這表明，在長(zhǎng)期來(lái)看，社會(huì)的發(fā)展和固定資產(chǎn)的投資行為會(huì)導(dǎo)致耕地面積在一定程度上減少，其中非農(nóng)從業(yè)人口比重的影響更大。

表4 各變量對(duì)耕地面積變化的長(zhǎng)期影響

3.2 對(duì)耕地面積的短期波動(dòng)影響

估計(jì)生成的誤差修正項(xiàng)ECMt－1，經(jīng)過(guò)平穩(wěn)性分析，是平穩(wěn)的時(shí)間序列即零階單整的，故可以建立式（2）形式的誤差修正模型，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。

從表5可以看出，△ln A與△ln C項(xiàng)系數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著，表明地方工業(yè)的發(fā)展與固定資產(chǎn)的投資在短期內(nèi)對(duì)耕地面積的波動(dòng)影響不大，說(shuō)明政府在大力發(fā)展工業(yè)、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，并沒(méi)有遠(yuǎn)期的耕地保護(hù)目標(biāo)，導(dǎo)致短期忽視對(duì)耕地的保護(hù)，使得耕地資源被破壞?！鱨n B項(xiàng)系數(shù)為－0.26，表示短期內(nèi)，農(nóng)業(yè)從業(yè)人口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)耕地面積變化具有顯著負(fù)向作用，其中非農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重每提高1百分點(diǎn)，對(duì)應(yīng)耕地的面積將減少0.26百分點(diǎn)。

表5 各變量對(duì)耕地面積的短期影響

4 小結(jié)與啟示

4.1 小結(jié)

工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資額對(duì)耕地面積變化存在單向因果關(guān)系。耕地面積減少在一定程度上是由于社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的，而社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不會(huì)因?yàn)楦販p少而變得更加好，甚至?xí)驗(yàn)楦卮罅繙p少而導(dǎo)致社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)崩潰。

從長(zhǎng)期看，耕地面積變化受工業(yè)生產(chǎn)總值、非農(nóng)從業(yè)人口比重、固定資產(chǎn)投資的影響，且與耕地面積變化存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；在短期，耕地面積變化受非農(nóng)從業(yè)人口比重的影響較大，工業(yè)發(fā)展與固定資產(chǎn)投資對(duì)耕地的影響具有一定滯后性。

4.2 啟示

四川省是人口大省，也是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移輸出大省，同時(shí)四川省耕地資源的特征是人均耕地面積較少與耕地細(xì)碎化，從而導(dǎo)致四川省耕地的利用強(qiáng)度不高。通過(guò)對(duì)耕地實(shí)行規(guī)?；?jīng)營(yíng)，可以促進(jìn)耕地利用，增加土地經(jīng)濟(jì)效益，控制耕地面積減少，更好地協(xié)調(diào)耕地保護(hù)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。

四川省山地丘陵面積較多，存在一定水土流失現(xiàn)象，而耕地保護(hù)資金來(lái)源較少。所以應(yīng)建立專(zhuān)項(xiàng)耕地保護(hù)基金，增加資金來(lái)源，擴(kuò)大保護(hù)范圍，從土地出讓收入、耕占稅中籌集資金［8］。還可適當(dāng)增加其他產(chǎn)業(yè)對(duì)耕地保護(hù)的反哺，通過(guò)工業(yè)稅收以及城鎮(zhèn)土地使用稅中籌集資金以支持耕地的保護(hù)，減小固定資產(chǎn)投資與工業(yè)發(fā)展對(duì)耕地的不良影響。

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（責(zé)任編輯：高 峻）

F 301

A

0528?9017（2015）11?1891?03

文獻(xiàn)著錄格式：任霜，張文秀.四川省耕地變化的社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響因素分析［J］.浙江農(nóng)業(yè)科學(xué)，2015，56（11）：1891－1894.

DOI 10.16178／j.issn.0528?9017.20151159

2015?07?13

任 霜（1990－），男，四川成都人，在讀碩士研究生，主要從事土地資源管理方面的研究工作。E?mail：shuang0079＠163.com。

張文秀（1951－），女，四川成都人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事土地資源管理方面的研究工作。E?mail：cndzwx＠163.com。