任國平，劉黎明，管青春，馬 聰，孫 錦

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基于變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)的都市農(nóng)業(yè)景觀演變階段分析

任國平1,2，劉黎明1※，管青春1，馬 聰1，孫 錦1

（1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院，北京 100193； 2.湖南城市學(xué)院管理學(xué)院，益陽 413000）

為準(zhǔn)確判定經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化的結(jié)構(gòu)突變時點(diǎn)，劃分都市農(nóng)業(yè)景觀演變階段，該文以上海市西郊的青浦區(qū)為例，利用1978－2015年的經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)景觀時間序列數(shù)據(jù)，采用Gregory-Hansen變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)對該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)景觀面積變化進(jìn)行分析。結(jié)果表明：長時段的不考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的協(xié)整檢驗(yàn)方法，對處于經(jīng)濟(jì)社會快速轉(zhuǎn)型期的上海市青浦區(qū)并不合適；而變結(jié)構(gòu)協(xié)整方法能較好地反映長時段內(nèi)經(jīng)濟(jì)和社會結(jié)構(gòu)變化，體現(xiàn)該區(qū)經(jīng)濟(jì)和社會系統(tǒng)內(nèi)部長期均衡關(guān)系；青浦區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長是以犧牲農(nóng)業(yè)景觀資源為代價而實(shí)現(xiàn)的；1978－2015年青浦區(qū)農(nóng)業(yè)景觀演變可劃分為3個階段：低水平協(xié)同階段（1978－1995年）、反向推動階段（1995－2007年）和經(jīng)濟(jì)拉動階段（2007－2015年）。該結(jié)果既有助于協(xié)調(diào)該區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)業(yè)景觀資源保護(hù)問題，為土地空間整治提供重要的理論依據(jù)，又能對經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)域更好處理二者關(guān)系提供科學(xué)借鑒。

土地利用；土地整治；農(nóng)業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長；農(nóng)業(yè)景觀；變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)；階段劃分；青浦區(qū)

0 引 言

自然資源是人類生存發(fā)展不可或缺的物質(zhì)基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)的快速增長從未間斷對自然資源的消耗[1]，經(jīng)濟(jì)增長和資源消耗一直是資源經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)注的熱點(diǎn)[2]。都市農(nóng)業(yè)景觀作為都市影響范圍內(nèi)的耕地、園地、林地、草地、水域等多種景觀的鑲嵌體[3]，是人類不可替代的自然資源，其數(shù)量和質(zhì)量狀況不僅決定著都市生態(tài)安全[4]，更決定著都市區(qū)域的社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展水平[5]。然而，在快速城鎮(zhèn)化推進(jìn)和經(jīng)濟(jì)快速增長的強(qiáng)外界干擾下，都市農(nóng)業(yè)景觀類型、格局、過程和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化頻繁[6]，造成景觀破碎化、土地質(zhì)量退化和環(huán)境惡化，威脅著都市生態(tài)安全[7]；這反過來又影響著都市區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和城鎮(zhèn)化的數(shù)量和質(zhì)量，成為制約都市經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素[8-9]。曲福田等[10]、吳群等[11]、李永樂等[12]學(xué)者研究表明：經(jīng)濟(jì)增長過程與農(nóng)業(yè)土地資源變化趨勢間存在對應(yīng)關(guān)系，不同經(jīng)濟(jì)增長階段，農(nóng)業(yè)土地資源變化特征不同。因此，引入論文關(guān)注的問題：改革開放以來受到內(nèi)外部沖擊劇烈的都市城郊區(qū)域其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)景觀資源數(shù)量到底是如何變化的？能否劃分出演變階段？不同階段內(nèi)兩者的因果關(guān)系如何？

目前，學(xué)者對于經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀資源的研究主要從全國和省級尺度開展[10-11,13]；出于對糧食安全和社會穩(wěn)定考慮，研究的對象主要是經(jīng)濟(jì)增長與耕地資源數(shù)量變化為主[14-16]；對經(jīng)濟(jì)增長與耕地資源數(shù)量變化采用的研究方法主要為協(xié)整分析法[12]、脫鉤分析法[14]、線性回歸分析法[16]、脫耦分析法[17]等；對經(jīng)濟(jì)增長與耕地資源數(shù)量變化研究基本的共識為經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致土地資源減少[11-12,18-19]。綜上看出學(xué)者們對上述研究取得了較多較好的研究成果，但是仍存在以下不足：1）在全國或省級尺度上開展的經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)土地資源的研究成果是否適應(yīng)小尺度區(qū)域如縣級？2）大部分研究對象指向經(jīng)濟(jì)增長和耕地資源數(shù)量之間關(guān)系研究，但是，從1999年國土資源部下發(fā)《關(guān)于切實(shí)做好耕地占補(bǔ)平衡工作的通知》開始，建設(shè)用地占用耕地基本實(shí)現(xiàn)占補(bǔ)平衡，耕地資源數(shù)量基本維持平衡，在此種背景下如何通過計量經(jīng)濟(jì)模型分析經(jīng)濟(jì)增長與耕地資源數(shù)量變化的關(guān)系？3）多數(shù)計量經(jīng)濟(jì)模型分析方法需要所分析的時間序列數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，而上述研究方法卻缺少對數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性和突變性分析，可能導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)偏差。4）在經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致農(nóng)業(yè)土地資源減少這個基本共識下，是否還具有其他階段特征？因此，針對上述問題，研究采用Gregory-Hansen變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)對都市郊區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)景觀面積變化分析，試圖找尋結(jié)構(gòu)突變時點(diǎn)，劃分都市農(nóng)業(yè)景觀演變階段；一方面可以克服時間序列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性和突變性產(chǎn)生的“偽回歸”問題，另一方面將研究對象定位在農(nóng)業(yè)景觀資源上，可以克服耕地數(shù)量在1999年后變化不明顯的缺陷。

上海市作為中國經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的國際性大都市之一，是中國傳統(tǒng)的人口密集區(qū)和經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展地區(qū)；而處于上海大都市城郊結(jié)合部的青浦區(qū)被認(rèn)為是土地利用變化最劇烈、人地系統(tǒng)矛盾最尖銳的區(qū)域[4]。伴隨著中國改革開放以來的經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，農(nóng)業(yè)景觀資源變化與經(jīng)濟(jì)增長二者的關(guān)系更為明顯和完整，該區(qū)域?qū)ρ芯可鲜鰡栴}具有極好的代表性和典型性。研究該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化，一方面有助于協(xié)調(diào)該區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中建設(shè)與資源保護(hù)問題；另一方面，能對經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)域更好處理二者關(guān)系提供科學(xué)借鑒。

1 研究方法與模型

1.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

多數(shù)社會經(jīng)濟(jì)時間序列屬于非平穩(wěn)序列，其序列的方差、均值和協(xié)方差隨時間變化發(fā)生改變[1]，而經(jīng)典回歸模型需要建立在序列平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，對非平穩(wěn)時間序列采用回歸分析會出現(xiàn)變量序列的“偽回歸”問題[20]。但是，非平穩(wěn)時間序列的線性組合可能構(gòu)成平穩(wěn)序列，這樣即能開展相關(guān)的計量經(jīng)濟(jì)分析。單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)建立在時間序列非平穩(wěn)的假設(shè)基礎(chǔ)上，通過對比檢驗(yàn)值與臨界值的大小，通過拒絕序列非平穩(wěn)性的假設(shè)來檢驗(yàn)序列為平穩(wěn)序列。本文采用ADF（augmented dickey-fuller）單位根檢驗(yàn)和PP（Phillips-Perron）檢驗(yàn)對時間序列平穩(wěn)性同時檢驗(yàn)，以保證檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性。

1.2 協(xié)整檢驗(yàn)

若2個或者2個以上的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但其線性組合是平穩(wěn)的，則序列之間可能存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系[21]。協(xié)整檢驗(yàn)可揭示變量序列間是否存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；若每個時間序列均為單整數(shù)階，則表示變量序列間存在顯著的協(xié)整關(guān)系[22]。本文對不考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整分析采用構(gòu)建單整序列回歸方程，并用ADF檢驗(yàn)方程殘差序列是否平穩(wěn)的EG (Engle-Granger)檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，具體分析步驟參見文獻(xiàn)[23]。

1.3 變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整理論在分析時間序列經(jīng)濟(jì)變量的長期均衡關(guān)系中得到較多的應(yīng)用，但常規(guī)的協(xié)整檢驗(yàn)方法存在缺陷，即默認(rèn)研究的經(jīng)濟(jì)序列在同一體制和制度下產(chǎn)生，而忽視了社會變革、體制改變、金融危機(jī)、自然災(zāi)害等劇烈的外生沖擊可能造成數(shù)據(jù)生成過程中變量的系數(shù)發(fā)生結(jié)構(gòu)性時變問題[2]。然而，在長時間內(nèi)，經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系往往隨著社會體制變革而發(fā)生改變，特別是對正處在經(jīng)濟(jì)社會轉(zhuǎn)型時期的中國來說表現(xiàn)更為明顯[24]。變結(jié)構(gòu)協(xié)整理論主要應(yīng)用于存在結(jié)構(gòu)突變的時間序列間的協(xié)整分析，因其能準(zhǔn)確及時檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)關(guān)系的變化而得到廣泛應(yīng)用。

1.3.1 變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型

1）標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整模型

式中y為因變量；x為維向量；為常數(shù)項(xiàng)，α為系數(shù)向量；為時間變化趨勢變量，為觀測值。

2）水平漂移型（C）：截距項(xiàng)存在結(jié)構(gòu)突變

3）水平趨勢項(xiàng)漂移型（C/T）：截距項(xiàng)存在結(jié)構(gòu)突變且含時間趨勢項(xiàng)

式中為時間變化趨勢變量系數(shù)。

4）狀態(tài)開關(guān)型（C/S）：截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)都存在結(jié)構(gòu)突變

公式（2）－（4）構(gòu)成參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)的完整方法，通過檢驗(yàn)上述3公式方程殘差的平穩(wěn)性來判斷是否存在協(xié)整關(guān)系。

1.3.2 突變時點(diǎn)估計

變結(jié)構(gòu)突變時點(diǎn)估計分為外生性結(jié)構(gòu)突變時點(diǎn)估計和內(nèi)生性結(jié)構(gòu)突變時點(diǎn)估計；前者根據(jù)經(jīng)驗(yàn)和歷史事件認(rèn)為設(shè)定突變時點(diǎn)，主觀性較強(qiáng)且對滯后性考慮不足；后者通過數(shù)據(jù)挖掘技術(shù)估計突變時點(diǎn)，客觀性較好[26]。因此，本文采用Gregory-Hansen檢驗(yàn)的內(nèi)生性結(jié)構(gòu)突變對時點(diǎn)進(jìn)行估計，循序檢驗(yàn)過程見文獻(xiàn)[27]；為增強(qiáng)穩(wěn)健性，進(jìn)一步運(yùn)用“Chow檢驗(yàn)”對檢驗(yàn)出的突變時點(diǎn)進(jìn)行驗(yàn)證[28]。

1.4 誤差修正模型

具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列可構(gòu)建誤差修正模型（error correction model, ECM），該模型引入長期均衡模型的誤差項(xiàng)作為解釋變量，通過長短期參數(shù)描述長期均衡對短期變化的反饋調(diào)整機(jī)制；這樣既可克服傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)模型忽視“偽回歸”問題，又可克服建立查分模型忽視水平變量信息的弱點(diǎn)[29]。對于具有協(xié)整關(guān)系的變量的ECM模型如下：

1.5 因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)得到的變量之間關(guān)系并不能說明其間的因果關(guān)系方向，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上檢驗(yàn)一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。如果變量有助于預(yù)測變量，即在的滯后值回歸中，添加的滯后值，可以明顯提升回歸精度，則是的Granger原因。檢驗(yàn)方法如下：

式中為最大滯后階數(shù)；檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列不是序列的Granger原因，即β=0。若不能拒絕假設(shè)，則序列不是序列的Granger原因；反之，則序列是序列的Granger原因[30]。

綜上，該文采用經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀的時間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用不考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整分析和考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整分析，對樣本時段內(nèi)的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)進(jìn)行估計，以此劃分都市農(nóng)業(yè)景觀演變階段，其具體流程見圖1。

圖1 技術(shù)路線圖

2 數(shù)據(jù)來源及處理

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究采用的經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀變化數(shù)據(jù)主要來源于1978－2015年青浦區(qū)社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒、國民經(jīng)濟(jì)資料和土地統(tǒng)計臺賬等。1）為更真實(shí)反映經(jīng)濟(jì)增長水平和減少統(tǒng)計誤差[12]，經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值描述，其中1978－1985年的數(shù)據(jù)來源于《青浦縣統(tǒng)計匯編》、1986－2001年的數(shù)據(jù)來源于青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)委員會的《青浦經(jīng)濟(jì)年鑒》、2002－2015年的數(shù)據(jù)來源于《青浦區(qū)統(tǒng)計年鑒》；2）該區(qū)人口數(shù)據(jù)采用常住人口描述，其中1978—1995年的數(shù)據(jù)來源于《青浦縣國民經(jīng)濟(jì)資料匯編》、1996－2015年的數(shù)據(jù)來源于《青浦區(qū)統(tǒng)計年鑒》；3）農(nóng)業(yè)景觀數(shù)據(jù)采用農(nóng)用地變化數(shù)據(jù)描述，其中1978－1984年的數(shù)據(jù)來源于《青浦縣統(tǒng)計匯編》、1985－1997年的數(shù)據(jù)來源于《青浦農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、1998－2004年的數(shù)據(jù)來源于青浦區(qū)規(guī)劃與土地管理局的土地詳查數(shù)據(jù)、2005－2015年數(shù)據(jù)來源于土地統(tǒng)計臺賬。

2.2 數(shù)據(jù)處理

為保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，對原始數(shù)據(jù)處理如下：1）為克服通貨膨脹對GDP的影響，按照當(dāng)年的名義統(tǒng)計數(shù)據(jù)和按可比價格計算的GDP進(jìn)行指數(shù)平減；2）農(nóng)業(yè)景觀采用耕地景觀、園地景觀、林地景觀、草地景觀和水域景觀（含養(yǎng)殖水域和坑塘水域）用地描述；3）研究跨度內(nèi)青浦區(qū)經(jīng)歷多次土地分類標(biāo)準(zhǔn)，為克服不同時段統(tǒng)計范圍和口徑的差異，研究參照《土地利用現(xiàn)狀分類標(biāo)準(zhǔn)（國標(biāo)GB/T21010-2007）》進(jìn)行統(tǒng)一地類轉(zhuǎn)換；4）農(nóng)業(yè)景觀用地受政策影響變化頻繁，特別是耕地景觀表現(xiàn)更為明顯[12]，為克服歷史因素對耕地統(tǒng)計誤差，本研究采用葉浩和濮勵杰學(xué)者的方法對1978－1995年的耕地數(shù)據(jù)進(jìn)行梳理和重建，具體方法見文獻(xiàn)[31]；5）為克服數(shù)據(jù)序列波動性和異方差影響，對經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)和農(nóng)業(yè)景觀用地變化數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)變換，分別記為lnECO和lnAGR；6）本研究所有的模型估計和檢驗(yàn)均采用計量經(jīng)濟(jì)軟件Eview8.0完成，計算結(jié)果見圖2。

圖2 1978－2015年青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)景觀面積變化

3 結(jié)果分析

3.1 不考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由于研究采用經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)景觀時間序列可能具有非平穩(wěn)性，進(jìn)而導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象使得各項(xiàng)統(tǒng)計檢驗(yàn)毫無意義[32]。因此，要對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。只有當(dāng)序列變量檢驗(yàn)結(jié)果為單整同階數(shù)列才能開展協(xié)整循序檢驗(yàn)，進(jìn)而分析兩變量之間的長期均衡關(guān)系。

3.1.1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

序列變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)是構(gòu)建模型的重要前提。ADF單位根檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)的零假設(shè)均為單位根存在。采用帶有截距項(xiàng)（）和時間趨勢項(xiàng)（）的模型，滯后期的選擇根據(jù)LR準(zhǔn)則、AIC準(zhǔn)則、SIC準(zhǔn)則和HQ準(zhǔn)則決定[32]，由表1，基于最小赤池準(zhǔn)數(shù)原則（AIC）且通過10%的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果，確定滯后階數(shù)為1。

表1 滯后階數(shù)驗(yàn)結(jié)果

注：*、**和***分別表示在90%、95%和99%置信區(qū)間上顯著，下同。

Note: *, **and *** showed significant in the 90%, 95% and 99% confidence intervals, respectively, the same below.

對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnECO）和農(nóng)業(yè)景觀面積（lnAGR）單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下（表2）。在滯后階數(shù)固定為1，截距項(xiàng)和時間趨勢項(xiàng)構(gòu)成的3種組合類型下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)景觀面積的時間序列ADF和PP檢驗(yàn)值都大于90%、95%和99%檢驗(yàn)水平的臨界值，為非平穩(wěn)序列，故無法對青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)景觀面積的時間序列數(shù)據(jù)開展協(xié)整檢驗(yàn)。然而，經(jīng)一階分差處理后的ΔlnECO和ΔlnAGR序列檢驗(yàn)值均通過顯著性檢驗(yàn)，故無法拒絕單位根零假設(shè)為平穩(wěn)序列。因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)景觀面積的時間序列為一階單整序列，可開展協(xié)整檢驗(yàn)。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：為截距項(xiàng)，為時間趨勢項(xiàng)，為滯后階數(shù)，1為殘差序列。

Note:was intercept,was time trend item,was lags,1was residual sequence.

3.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)景觀面積的時間序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，對上述2變量序列采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)景觀面積的時間序列采用最小二乘法進(jìn)行回歸，建立一元線性回歸方程生成一個殘差序列1；對該殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，零假設(shè)為1存在一個單位根。ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示殘差序列1平穩(wěn)（表2），表明lnECO和lnAGR序列存在協(xié)整關(guān)系，即1978－2015年，青浦區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化之間存在長期均衡關(guān)系，協(xié)整方程如下：

lnECO=-1.059lnAGR+8.579+E(=1,2,…,) （8）

(2=0.885 7, D.W.=0.124 5,=259.557)

上述協(xié)整方程的經(jīng)濟(jì)含義為：青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)每增長1%，農(nóng)業(yè)景觀面積減少1.059%，說明農(nóng)業(yè)景觀面積的減少推動著該區(qū)經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定增長。

3.1.3 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)景觀面積的時間序列協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果僅表明2者之間存在單向依賴性；為判斷兩者之間的相互依賴性，需要對該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積采用Granger因果關(guān)系4期滯后期檢驗(yàn)，以此來檢驗(yàn)2者是否存在因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表3所示，在4個滯后期內(nèi)lnECO和lnAGR序列均拒絕了原假設(shè)。因此，青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化間存在雙向的Granger因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致農(nóng)業(yè)景觀面積的減少，而農(nóng)業(yè)景觀面積的減少推動該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，兩者之間存在長期的雙向均衡關(guān)系。

綜上，采用不考慮變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)對青浦區(qū)1978—2015年經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化分析結(jié)果顯示，兩變量存在長期的雙向均衡關(guān)系。但是該結(jié)果存在以下問題：1）與大多數(shù)學(xué)者研究的結(jié)論差異較大甚至相反，如：楊桂山等[13]、曲福田等[10]、吳群等[11]、孔偉等[33]、葉浩等[31]、李永樂等[12]；2）與政府近年來推行的土地保護(hù)政策背道而馳，如：《國務(wù)院關(guān)于深化改革嚴(yán)格土地管理的決定》（2004）、《國務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)土地調(diào)控有關(guān)問題的通知》（2006）、《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)節(jié)約集約用地的通知》（2008）、《國土資源部關(guān)于開展開發(fā)區(qū)土地集約利用評價工作的通知》（2008）等；3）雖然檢驗(yàn)系數(shù)顯著，但公式（8）的lnAGR估計系數(shù)（數(shù)量變化幅度）與估計符號（數(shù)量變化方向）與1978－2015年農(nóng)業(yè)景觀用地數(shù)量變化預(yù)期并不一致，因?yàn)閺慕?jīng)驗(yàn)的角度分析位于國際性都市上海郊區(qū)的青浦區(qū)不可能在改革開放的38 a間一直保持經(jīng)濟(jì)每增長1%農(nóng)業(yè)景觀用地數(shù)量減少1.059%的這種經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。所以，研究認(rèn)為由于單位根協(xié)整檢驗(yàn)的前提是變量間的長期均衡關(guān)系穩(wěn)定，而該區(qū)的區(qū)位特殊性受外部沖擊可能導(dǎo)致變量間的結(jié)構(gòu)突變，進(jìn)而導(dǎo)致采用不考慮變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可能存在誤差。因此需要重新考慮結(jié)構(gòu)突變下該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀變化間的均衡關(guān)系。

3.2 變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

1978以來青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)景觀面積變化可能產(chǎn)生結(jié)構(gòu)突變，以至于采用不考慮變結(jié)構(gòu)的協(xié)整檢驗(yàn)無法準(zhǔn)確刻畫兩變量間的均衡關(guān)系。以下將采用Gregory-Hansen變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行分析，試圖找尋結(jié)構(gòu)突變時點(diǎn)，劃分都市農(nóng)業(yè)景觀演變階段。

3.2.1 突變時點(diǎn)估計結(jié)果

表4 Gregory-Hansen變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：Ⅰ和Ⅱ分別表示第一結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)和第二結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。

Note:Ⅰ and Ⅱ represent the first structure mutation point and the second structure mutation point respectively.

突變時點(diǎn)估計的準(zhǔn)確性程度直接影響本研究對青浦區(qū)農(nóng)業(yè)景觀演變階段的劃分的精度。因此，為提高估計時點(diǎn)的準(zhǔn)確性和穩(wěn)健性，研究進(jìn)一步采用“Chow檢驗(yàn)”對Gregory-Hansen參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證（表5）。

表5 Chow斷點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)果

通過Chow檢驗(yàn)得到如下結(jié)果：從統(tǒng)計量的相伴概率分析，斷點(diǎn)（1995年）可以在1%的顯著性水平上拒絕樣本（1978－2015年）擬合的方程無顯著性差異零假設(shè)；斷點(diǎn)（2007年）可以在5%的顯著性水平上拒絕樣本（1995－2015年）擬合的方程無顯著性差異零假設(shè)。因此，上述2個結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)劃分的各階段具有統(tǒng)計意義，即1978－2015年間青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化存在結(jié)構(gòu)性突變，且突變的時間點(diǎn)為1995年和2007年。

3.2.2 變結(jié)構(gòu)模型與誤差檢驗(yàn)結(jié)果

2個突變點(diǎn)造成整個研究樣本時段（1978－2015年）的單位根檢驗(yàn)失效。因此，需重新對樣本時段組合進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本研究仍采用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)對各個時段的經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積序列進(jìn)行檢驗(yàn)（表6）。檢驗(yàn)結(jié)果表明：各時段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)景觀面積的時間序列單位根檢驗(yàn)為非平穩(wěn)，而2者的時間序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果為一階單整平穩(wěn)序列，故可以開展變結(jié)構(gòu)模型估計。

表6 不同階段的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：Δ為序列變量的一階差分；PP檢驗(yàn)法的截尾期由序列樣本自動獲取。

Note: Δ was the first difference of sequence variable ; the truncated period of PP test is automatically obtained from sequence samples.

為研究經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化之間的長期均衡關(guān)系，利用最小二乘法對劃分的各階段樣本序列進(jìn)行模型構(gòu)建公式（9）~（23），并依據(jù)AIC準(zhǔn)則和HQ準(zhǔn)則，對各階段回歸方程的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)（表7）。

各階段殘差序列檢驗(yàn)結(jié)果顯示（表8），前3個回歸方程（公式9，12，15）的殘差序列均通過5%顯著水平下的臨界值，因此殘差1t、2t和3t是平穩(wěn)序列，即樣本序列的1階段、2階段和3階段的經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積間存在長期均衡關(guān)系；而公式（18）和公式（21）的殘差序列沒有通過檢驗(yàn)，因此4t和5t是非平穩(wěn)序列，4階段和5階段的經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積間不存在長期均衡關(guān)系。

通過分析1t、2t和3t3個階段構(gòu)建的誤差修正模型（公式11，14，17）得到被解釋變量的波動分為短期波動和長期均衡。1）長期均衡參數(shù)估計量說明，青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)每增長1%，該區(qū)農(nóng)業(yè)景觀面積將分別減少0.438%、0.919%和0.223%；2）誤差修正模型的短期修正系數(shù)反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，3階段的估計值分別為0.251、?0.517和?1.025，說明1978—2015年的樣本中經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)景觀變化幅度較大，各階段當(dāng)期對前期的非均衡狀態(tài)拉回長期均衡狀態(tài)的力度較大，特別是在3階段（2007—2015年），也進(jìn)一步表明經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積在短期內(nèi)還受其他因素影響較大，需要外力協(xié)助才能回歸平衡；3）從長期均衡參數(shù)和短期修正系數(shù)的絕對值看，農(nóng)業(yè)景觀面積減少對青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用逐漸減弱，而其他要素（如勞動力和資本等）對該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用增大。

表7 不同階段的模型構(gòu)建結(jié)果

表8 殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.3 變結(jié)構(gòu)因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

對上述存在長期均衡關(guān)系的3個階段樣本序列進(jìn)行變量間因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果（表9）表明：1）1978－1995年，青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化互為因果關(guān)系，都通過5%顯著水平，而拒絕原假設(shè)；因此，經(jīng)濟(jì)增長是該區(qū)農(nóng)業(yè)景觀用地減少的原因，而農(nóng)業(yè)景觀用地作為重要的要素投入成為經(jīng)濟(jì)增長的原因；2）1995—2007年，青浦區(qū)農(nóng)業(yè)景觀用地減少成為經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger原因，只有“l(fā)nAGR不是lnECO的Granger原因”通過10%顯著水平檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)；3）2007—2015年，青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長成為農(nóng)業(yè)景觀用地減少的單向Granger原因，只有“l(fā)nECO不是lnAGR的Granger原因”通過5%顯著水平檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)。

3.3 模型比較

為檢驗(yàn)不考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的協(xié)整模型（公式（8））和考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型（公式（9），（12），（15））對1978－2015年青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化模擬的準(zhǔn)確性，研究通過Eviews8.0軟件，采用平均絕對誤差MAE（mean absolute error）統(tǒng)計量、平均相對誤差MRE（average relative error）統(tǒng)計量、均方根誤差RMSE（root mean square error）統(tǒng)計量、泰爾系數(shù)和赤池信息準(zhǔn)則（akaike information criterion）5個統(tǒng)計指標(biāo)開展檢驗(yàn)（見表10）。

表9 不同階段Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表10 模型估計比較結(jié)果

通過對4個模型估計結(jié)果表明：不考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的協(xié)整模型（式（8））的MAE統(tǒng)計量、MRE統(tǒng)計量、RMSE統(tǒng)計量、泰爾系數(shù)和AIC統(tǒng)計量都高于考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型（公式（9），（12），（15））統(tǒng)計量，且數(shù)值差異較大。因此，變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型的性能優(yōu)于不考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整模型，誤差較小，精確度較高，擬合效果較好。式（8）是一個靜態(tài)方程，使用數(shù)據(jù)表達(dá)序列間的關(guān)系較少考慮其他因素的影響；然而社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)受經(jīng)濟(jì)體制和政治制度的更新影響并不是穩(wěn)定不變的，尤其是改革開放以來中國的社會經(jīng)濟(jì)處于急速的轉(zhuǎn)型期，系統(tǒng)受其沖擊而產(chǎn)生突變可能性增大；變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析能較好的反映經(jīng)濟(jì)關(guān)系和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化，體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部長期均衡關(guān)系。

3.4 都市農(nóng)業(yè)景觀演變階段特征分析

在變結(jié)構(gòu)協(xié)整循序檢驗(yàn)和突變點(diǎn)估計結(jié)果的基礎(chǔ)上，采用誤差修正模型長期均衡參數(shù)誤差修正模型短期修正系數(shù)和Granger因果關(guān)系3個檢驗(yàn)結(jié)果，來識別青浦區(qū)各個階段的農(nóng)業(yè)景觀演變特征，并對產(chǎn)生該種特征的原因進(jìn)行分析。

1）低水平協(xié)同階段（1978—1995年）

此階段經(jīng)濟(jì)每增長1%對應(yīng)減少農(nóng)業(yè)景觀面積0.438%(=?0.438)，當(dāng)期對前期偏離非均衡的短期調(diào)整符合正向修正機(jī)制（=0.251），以農(nóng)業(yè)景觀土地要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)為主（的符號為正），經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化互為因果關(guān)系。

此階段特征為經(jīng)濟(jì)發(fā)展較慢、農(nóng)業(yè)景觀面積變化較慢和以農(nóng)業(yè)景觀土地要素對經(jīng)濟(jì)增長調(diào)控的低水平協(xié)同階段。此階段處于改革開放初期，經(jīng)過長期的計劃經(jīng)濟(jì)模式，經(jīng)濟(jì)增長較為緩慢，位于都市城郊的青浦區(qū)仍然保持著以農(nóng)為主的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，政府對于刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展的手段并不多，主要以農(nóng)業(yè)景觀用地這種較為單一的土地要素進(jìn)行，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展緩慢地推動著該區(qū)經(jīng)濟(jì)前行；通過1987年的全國土地市場建立和1992年社會主義市場經(jīng)濟(jì)制度正式確定，該區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢逐漸顯現(xiàn)，以土地為主和外資為輔助推經(jīng)濟(jì)發(fā)展，形成了經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀用地互為因果的發(fā)展模式。此階段一直延續(xù)到1995年，以1994年中國政府的分稅制改革為節(jié)點(diǎn)。Gregory-Hansen變結(jié)構(gòu)協(xié)整突變點(diǎn)估計也成功地捕獲到了該突變點(diǎn)，不過為1995年，可能的原因?yàn)榻?jīng)濟(jì)活動普遍具有滯后效應(yīng)，因此估計出的突變時點(diǎn)后推了1年。

2）反向推動階段（1995－2007年）

此階段經(jīng)濟(jì)每增長1%農(nóng)業(yè)景觀用地減少0.919%（=?0.919），當(dāng)期對前期偏離非均衡的短期調(diào)整為反向修正機(jī)制（=?0.517），農(nóng)業(yè)景觀土地要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)減弱（的符號為負(fù)），在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長還受到其他要素影響，且農(nóng)業(yè)土地要素和其他要素的貢獻(xiàn)大致齊平，農(nóng)業(yè)景觀面積變化為經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。

此階段特征為：經(jīng)濟(jì)增長異常迅猛，工業(yè)化和城市化進(jìn)程加快，開發(fā)區(qū)、工業(yè)園區(qū)和高新技術(shù)區(qū)大量涌現(xiàn)，占用大量的農(nóng)業(yè)景觀用地，農(nóng)業(yè)景觀資源作為極其重要的經(jīng)濟(jì)刺激資源支撐著經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，其快速的消耗成為經(jīng)濟(jì)增長的代價。造成上述發(fā)展模式的重要原因?yàn)?992年鄧小平南巡講話和1994年分稅制改革，特別是后者。分稅制集中財權(quán)使地方政府的財政缺口增大，為尋找新的預(yù)算外財政收入來源，地方政府的行為由“經(jīng)營企業(yè)”向“經(jīng)營土地”轉(zhuǎn)變，由此政府財源重點(diǎn)逐漸向土地征收、開發(fā)和出讓轉(zhuǎn)移，特別是分稅制改革后土地出讓金全部劃歸地方政府所有，更加刺激了對城市建設(shè)用地擴(kuò)張，而其聚焦的重點(diǎn)為農(nóng)業(yè)景觀用地。地方政府通過經(jīng)營土地獲得了“一石二鳥”的效果，即獲得大量土地出讓金和房地產(chǎn)行業(yè)的衍生稅收，解除了地方財政壓力；也通過基礎(chǔ)設(shè)施和土地優(yōu)惠政策吸引資本進(jìn)入，極大的促進(jìn)了地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，在財政激勵作用下，青浦區(qū)大規(guī)模征地，開發(fā)區(qū)遍地開花成為了一種必然現(xiàn)象。

3）經(jīng)濟(jì)拉動階段（2007－2015年）

此階段經(jīng)濟(jì)每增長1%農(nóng)業(yè)景觀用地減少0.223% (=?0.223)，當(dāng)期對前期偏離非均衡的短期調(diào)整為反向修正機(jī)制(=?1.025)，農(nóng)業(yè)景觀土地要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)非常有限（的符號為負(fù)），在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長主要受到其他要素影響，經(jīng)濟(jì)增長是農(nóng)業(yè)景觀面積變化的Granger原因。

此階段的特征為：該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長從“量”轉(zhuǎn)向“質(zhì)”的調(diào)整，經(jīng)濟(jì)增長成為農(nóng)業(yè)景觀面積減少的主要原因，農(nóng)業(yè)景觀面積減少幅度放緩；農(nóng)業(yè)景觀資源投入量順應(yīng)了該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的要求，農(nóng)業(yè)景觀資源的土地要素作為參與經(jīng)濟(jì)增長的要素之一，發(fā)揮了自身應(yīng)有的作用。主要原因是在經(jīng)歷了前一階段經(jīng)濟(jì)粗放發(fā)展后，中央及地方政府加緊了土地審批權(quán)限，改變了土地資源投入的力度和方式，如《國務(wù)院關(guān)于深化改革嚴(yán)格土地管理的決定》《國務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)土地調(diào)控有關(guān)問題的通知》《國務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)土地調(diào)控有關(guān)問題的通知》《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)節(jié)約集約用地的通知》《國土資源部關(guān)于開展開發(fā)區(qū)土地集約利用評價工作的通知》《國土資源部關(guān)于印發(fā)<城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤時點(diǎn)管理辦法>的通知》《關(guān)于印發(fā)集建區(qū)外現(xiàn)狀建設(shè)用地減量化工作實(shí)施意見的通知》《關(guān)于青浦區(qū)集建區(qū)外建設(shè)用地減量化工作實(shí)施方案的通知》等一系列法律和規(guī)章的出臺。在上述政策的驅(qū)使下，青浦區(qū)利用都市城郊優(yōu)越的區(qū)位條件，將以農(nóng)業(yè)景觀資源數(shù)量投入刺激經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展模式逐漸轉(zhuǎn)向充分利用優(yōu)質(zhì)的外商投資加速該區(qū)資本積累的步伐，間接通過技術(shù)外溢和市場競爭提高企業(yè)的競爭力；在集約節(jié)約土地的背景下發(fā)展經(jīng)濟(jì)，減少了農(nóng)業(yè)景觀資源投入，也奠定了此階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的基礎(chǔ)。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

采用上海市城郊青浦區(qū)1978－2015年的經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀的時間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用不考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整分析和考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整分析，對樣本時段內(nèi)的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)進(jìn)行估計，以此劃分都市農(nóng)業(yè)景觀演變階段并對其背后的原因進(jìn)行分析，得到以下結(jié)論。

1）長時段的協(xié)整分析對經(jīng)濟(jì)社會處于轉(zhuǎn)型期的青浦區(qū)并不合適，而變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析能較好反映長時段內(nèi)經(jīng)濟(jì)和社會結(jié)構(gòu)變化，體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和社會系統(tǒng)內(nèi)部長期均衡關(guān)系。1978－2015年中國處于經(jīng)濟(jì)制度快速的變革期，尤其對處于都市城郊的青浦區(qū)來說，接受內(nèi)外沖擊更加劇烈；在此種背景下經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)伴隨經(jīng)濟(jì)體制的變革和政治制度的更新不可能一層不變，以靜態(tài)的不考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整分析，難以捕捉到長時段內(nèi)經(jīng)濟(jì)序列的突變狀態(tài)，進(jìn)而難以真實(shí)的描述經(jīng)濟(jì)關(guān)系和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化；而變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析能準(zhǔn)確及時捕捉經(jīng)濟(jì)時間序列的突變時機(jī)，揭示經(jīng)濟(jì)變量間的真實(shí)關(guān)系。

2）青浦區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長是以犧牲農(nóng)業(yè)景觀資源為代價而實(shí)現(xiàn)的。通過構(gòu)建的誤差修正模型長期均衡參數(shù)分析，3個階段內(nèi)其值均為負(fù)數(shù)（?0.438、?0.919和?0.223）；從變結(jié)構(gòu)因果檢驗(yàn)結(jié)果分析，3個階段內(nèi)農(nóng)業(yè)景觀面積減少均為經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。以上結(jié)果可很好地證明1978－2015年，青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長不可避免地會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)景觀面積的減少，農(nóng)業(yè)景觀資源作為推動該區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長的關(guān)鍵要素，在整個研究時段內(nèi)發(fā)揮著非常重要的作用且得到了實(shí)證。

3）1978－2015年青浦區(qū)農(nóng)業(yè)景觀演變可劃分為3個階段：低水平協(xié)同階段（1978－1995年）、反向推動階段（1995－2007年）和經(jīng)濟(jì)拉動階段（2007－2015年）。其中：低水平協(xié)同階段（1978－1995年）的模型檢驗(yàn)結(jié)果為此階段經(jīng)濟(jì)每增長1%對應(yīng)減少農(nóng)業(yè)景觀面積0.438%、短期調(diào)整為正向修正機(jī)制、以農(nóng)業(yè)景觀土地要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)為主、經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化互為因果關(guān)系，其階段特征為經(jīng)濟(jì)增長較慢、農(nóng)業(yè)景觀面積變化較慢和以農(nóng)業(yè)景觀土地要素對經(jīng)濟(jì)增長調(diào)控的低水平協(xié)同；反向推動階段（1995－2007年）的模型檢驗(yàn)結(jié)果為此階段經(jīng)濟(jì)每增長1%農(nóng)業(yè)景觀用地減少0.919%、短期調(diào)整為反向修正機(jī)制、農(nóng)業(yè)景觀土地要素和其他要素的貢獻(xiàn)大致齊平、農(nóng)業(yè)景觀面積變化為經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，其階段特征為農(nóng)業(yè)景觀資源數(shù)量銳減，農(nóng)業(yè)景觀資源作為及其重要的經(jīng)濟(jì)刺激資源支撐著經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，其快速的消耗成為經(jīng)濟(jì)增長的代價；經(jīng)濟(jì)拉動階段（2007－2015年）的模型檢驗(yàn)結(jié)果為此階段經(jīng)濟(jì)每增長1%農(nóng)業(yè)景觀用地減少0.223%、短期調(diào)整為反向修正機(jī)制（=?1.025），農(nóng)業(yè)土地要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)非常有限、經(jīng)濟(jì)增長是農(nóng)業(yè)景觀面積變化的Granger原因，其階段特征為農(nóng)業(yè)景觀面積減少幅度放緩，農(nóng)業(yè)景觀資源投入量順應(yīng)了該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的要求，農(nóng)業(yè)景觀資源的土地要素作為參與經(jīng)濟(jì)增長的要素之一，發(fā)揮了自身應(yīng)有的作用。

4.2 政策建議

基于上述實(shí)證分析的結(jié)果，對于青浦區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀資源戰(zhàn)略研究具有重要的指導(dǎo)意義。

1）由于青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)景觀面積變化在不同的階段存在長期的均衡關(guān)系，更深層的意義上證明：該區(qū)在一定程度上采取保守型和嚴(yán)格的農(nóng)業(yè)景觀資源特別是農(nóng)業(yè)土地資源保護(hù)政策，將不會對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。雖然當(dāng)該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長總量擴(kuò)大時，對農(nóng)業(yè)景觀資源的需求會隨之增加，但是通過調(diào)整經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和投入要素配置結(jié)構(gòu)、集約節(jié)約用地措施，能減少對農(nóng)業(yè)景觀資源需求，用盡可能少的農(nóng)業(yè)景觀資源支撐該區(qū)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長是可行的，文中對經(jīng)濟(jì)拉動階段（2007—2015年）的實(shí)證結(jié)果很好的驗(yàn)證該觀點(diǎn)。

2）深化對內(nèi)對外開放，提升引進(jìn)來和走出去水平。雖然該區(qū)前兩個階段表現(xiàn)出農(nóng)業(yè)景觀資源是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)景觀資源依賴性非常強(qiáng)；但是從第三階段開始經(jīng)濟(jì)增長是農(nóng)業(yè)景觀資源的Granger原因，農(nóng)業(yè)景觀資源對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)非常有限，在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長主要受到其他要素影響。因此，青浦區(qū)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)景觀資源依賴性較弱。鑒于此，該區(qū)在處理經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀資源的關(guān)系時應(yīng)依靠優(yōu)越的區(qū)位條件引入更多的要素（如國內(nèi)外資本、先進(jìn)技術(shù)、管理措施等）參與該區(qū)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)，轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。將利用外資、轉(zhuǎn)變方式和調(diào)整結(jié)構(gòu)結(jié)合起來，建立各類投資合作機(jī)制，營造良好投資環(huán)境，更加注重引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)和高素質(zhì)人才，更加注重吸引聚集跨國公司總部、國際組織和國內(nèi)各類企業(yè)總部，提升總部經(jīng)濟(jì)發(fā)展能級和外資利用水平。推動企業(yè)更好地利用2個市場、2種資源，提升走出去水平。鼓勵企業(yè)開展科技創(chuàng)新、項(xiàng)目對接、信息交流、人力資源開發(fā)等對外合作。

3）完善規(guī)劃體系，推進(jìn)城鄉(xiāng)體制改革。從構(gòu)建的誤差修正模型和序列單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果看，長期的均衡和短期的起伏都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程的常態(tài)；當(dāng)短期的波動偏離長期均衡時，誤差修正項(xiàng)將以一定的力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡常態(tài)。因此，該區(qū)政府不必為兩者短期內(nèi)產(chǎn)生的波動與起伏過多的擔(dān)憂。該區(qū)在處理經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀資源的關(guān)系時，應(yīng)采取長期的而非短期的發(fā)展策略，制定科學(xué)合理的城市規(guī)劃、土地利用規(guī)劃和經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃，強(qiáng)調(diào)管控作用，嚴(yán)格限制資源（農(nóng)業(yè)土地資源）規(guī)模和標(biāo)準(zhǔn)，有效調(diào)控資源的利用效率和程度；注重該區(qū)城市內(nèi)涵發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)升級和集聚，擴(kuò)大單位土地收益，提升單位農(nóng)業(yè)景觀資源對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的保障作用。

4）穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)村綜合改革，實(shí)現(xiàn)資源高效利用。通過對經(jīng)濟(jì)拉動階段（2007－2015年）分析表明，青浦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化間僅存在單向的因果關(guān)系，即農(nóng)業(yè)景觀資源是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，而經(jīng)濟(jì)增長卻不是農(nóng)業(yè)景觀資源減少的Granger原因，該結(jié)果背后的深意更加令人深思。經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長必然帶來農(nóng)業(yè)景觀資源的減少，但是農(nóng)業(yè)景觀資源作為經(jīng)濟(jì)增長關(guān)鍵生產(chǎn)要素卻沒有對該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長起到完全的推動作用。因此，農(nóng)業(yè)景觀資源對經(jīng)濟(jì)增長的作用依舊有限，并沒有實(shí)現(xiàn)該區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀資源高水平協(xié)同。雖然近些年青浦區(qū)政府為推動區(qū)域的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型做出了較多較好的嘗試，如推行《關(guān)于印發(fā)集建區(qū)外現(xiàn)狀建設(shè)用地減量化工作實(shí)施意見的通知》、《青浦區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》和以土地整治為背景的郊野公園實(shí)施方案等；但是該區(qū)仍然存在較強(qiáng)的短期行為，如松懈的土地監(jiān)管行為，企業(yè)布局較為分散，集聚程度不高，單位產(chǎn)能投入產(chǎn)出效率低下等問題[34]。建議加強(qiáng)農(nóng)村“三資”管理，健全集體資產(chǎn)監(jiān)管體制和運(yùn)營機(jī)制，探索集體資產(chǎn)保值增值發(fā)展模式，建立成員財產(chǎn)性收入長效機(jī)制。分類推進(jìn)農(nóng)村土地制度改革，規(guī)范流轉(zhuǎn)土地承包經(jīng)營權(quán)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營。

本研究以都市城郊的青浦區(qū)為研究對象開展經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀面積變化間的協(xié)整檢驗(yàn)得到上述研究結(jié)論。由于青浦區(qū)各地域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，對該區(qū)內(nèi)部不同區(qū)域間的研究，以及經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)景觀資源動態(tài)互動機(jī)制研究將是進(jìn)一步研究的重點(diǎn)。同時，有待將研究區(qū)域拓展至欠發(fā)達(dá)地區(qū)或非都市郊區(qū)，以拓展該方法的適用范圍。

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Analysis on evolution stages of agricultural landscape in metropolitan based on variable structure co-integration test

Ren Guoping1,2, Liu Liming1※, Guan Qingchun1, Ma Cong1, Sun Jin1

(1.,100193; 2.413000,)

The economic growth and the change of agricultural landscape resources quantity have significant temporal variability and evolution stages. Researching the relationship between the 2 parties and recognizing the stage characteristics have always been a hot topic in the region of resource economics. This study tried to find the point of structural mutation, divided the evolution stages of urban agricultural landscape, and analyzed the reasons. It used time series data of the economic growth and the change of agricultural landscape resources quantity in the year from 1978 to 2015. Meanwhile, it also used the Gregory-Hansen integration test with structural break to analyze the relationship between them in the western suburbs of Qingpu District in Shanghai City. The results showed that: 1) The co-integration test of long period without considering the structural break point was not suitable for the Qingpu District which had been in the transitional period; the co-integration test with structural break analysis could reflect the change of economic and social structure in long time, and reflect the long-term equilibrium relationship between the economic and social system. It was difficult to capture the sudden change of economic sequence in a long time with the static integration analysis without considering the structural change. Meanwhile, it was also difficult to describe the changes of economic relations and economic structure. However, variable structure co-integration analysis could accurately and timely capture the mutation time of economic time series, and reveal the true relationship between economic variables. 2) The evolution of agricultural landscape could be divided into 3 stages in Qingpu District during the period of 1978-2015: Low level synergy stage (1978-1995), reverse push stage (1995-2007) and economic pull stage (2007-2015). The characteristics of low level synergy stage were slow economic growth, slow change in agricultural landscape area and low level coordination of agricultural landscape land elements to economic growth. In the reverse push stage, the characteristics were the sharp decrease of agricultural landscape resources. Agricultural landscape resources, which were the important economic stimulus resources, supported the rapid economic development, and its fast consumption had become the cost of economic growth. And in the economic pull stage, the characteristics were the reduction of the agricultural landscape area, and the input of agricultural landscape resources conformed to the requirement of economic growth. The land elements of agricultural landscape resources played an important role as one of the elements that participated in economic growth. 3) The economic growth was realized at the expense of agricultural landscape resources in Qingpu District. The analysis of the long-term equilibrium parameters of the error correction model showed that the values in the 3 stages were negative (-0.438, -0.919 and -0.223). From the analysis of variable structure causality test, the decrease of the number of agricultural land landscapes in the 3 stages was the Granger reason for economic growth. These results could well prove that during the period of the year from 1978 to 2015, the growth of economic in Qingpu District inevitably led to the reduction of the number of agricultural landscapes. The results are helpful to coordinate the economic development in that region and the protection of agricultural landscape resources. They also can provide scientific references for the less developed regions to better handle with the relationship between economic development and protection of agricultural landscape resources.

land use; land consolidation; agriculture; economic growth; agricultural landscape; co-integration test with structural break; evolution stage; Qingpu district

10.11975/j.issn.1002-6819.2017.24.033

F301.2

A

1002-6819(2017)-24-0249-12

2017-08-22

2017-11-29

國家自然科學(xué)基金（41471455）

任國平，男，湖南益陽人，博士生，研究方向?yàn)橥恋乩煤袜l(xiāng)村景觀規(guī)劃。Email：renguoping82@163.com

劉黎明，男，浙江上虞人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)橥恋乩门c鄉(xiāng)村景觀規(guī)劃。Email：liulm@cau.edu.cn

任國平，劉黎明，管青春，馬 聰，孫 錦. 基于變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)的都市農(nóng)業(yè)景觀演變階段分析[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2017，33(24)：249－260. doi：10.11975/j.issn.1002-6819.2017.24.033 http://www.tcsae.org

Ren Guoping, Liu Liming, Guan Qingchun, Ma Cong, Sun Jin. Analysis on evolution stages of agricultural landscape in metropolitan based on variable structure co-integration test[J]. Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering (Transactions of the CSAE), 2017, 33(24): 249－260. (in Chinese with English abstract) doi：10.11975/j.issn.1002-6819.2017.24.033 http://www.tcsae.org