任 霜，張文秀

（四川農業(yè)大學管理學院，四川成都 611130）

四川省耕地變化的社會經濟影響因素分析

任 霜，張文秀?

（四川農業(yè)大學管理學院，四川成都 611130）

采用1978－2012年四川省耕地面積、工業(yè)生產總值、非農業(yè)從業(yè)人口比重、固定資產投資額數據，利用Granger因果關系檢驗和誤差修正模型對這些因素之間的關系進行分析。研究結果表明，上述因素與耕地面積之間存在單向因果關系；在長期存在均衡關系，工業(yè)生產總值、非農業(yè)從業(yè)人口比重、固定資產投資額數據對耕地面積變化的彈性系數分別為0.076，－0.15和－0.07；在短期，對耕地變化有影響的是非農業(yè)從業(yè)人口比重，彈性系數為－0.26。最后，根據研究結果提出相關對策建議。

耕地變化；社會經濟因素；Granger因果檢驗；誤差修正模型；四川省

耕地是人類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］。耕地資源的數量和質量是保持農業(yè)可持續(xù)發(fā)展的首要因素，也是構建糧食生產能力不可替代的基本要素，更是維持社會經濟可持續(xù)發(fā)展重要的自然資源。目前，由于非農業(yè)建設、人口增長以及社會經濟的發(fā)展等原因，耕地被大量占用，長此以往，會危及國家糧食生產安全。

四川省是我國人口大省，保證四川的糧食生產是根本需求。四川省耕地變化不僅關系到四川糧食生產問題，更與四川省社會經濟的科學可持續(xù)發(fā)展息息相關。根據《四川省統計年鑒》資料顯示，2012年四川省耕地面積為399.15萬hm2，而1978年全省耕地面積為490.91萬hm2，四川省耕地面積在30年間呈現逐年遞減的趨勢，共減少91.76萬hm2，降幅達18.7%。加強耕地變化研究，提出與社會經濟發(fā)展相協調的合理利用耕地資源的建議，對保護耕地面積，維護耕地質量，促進社會和諧發(fā)展具有重要的意義。

目前，對于耕地變化的研究已經有不少成果。如鄧春梅等［1］認為經濟的快速發(fā)展，使農民生活水平大為改善，相應地，對于城市住房、公共基礎設施以及交通用地的需求量增加，耕地面積在這種環(huán)境下呈現減少的趨勢。王成軍等［2］認為在經濟發(fā)展過程中，工業(yè)發(fā)展和城市擴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］認為我國工業(yè)化城市化水平與耕地面積減少之間存在倒“U”型關系。鄭筠等［4］認為因固定資產的建設需要大量占用耕地，所以投資特別是固定資產的投資與耕地面積變化呈現反相關性。強妮等［5］認為第二產業(yè)和第三產業(yè)的快速發(fā)展，使人民的需求不斷增加，包括對土地利用上的各種需求，正是導致耕地減少的原因之一。郝潤梅等［6］認為人均工業(yè)產值、城鎮(zhèn)人口占總人口的比重對耕地數量變化的影響較大，全社會固定資產投資對耕地面積變化影響稍小?？傮w來看，這些研究大多認可了固定資產投資、人口比重以及工業(yè)產值對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的回歸分析或相關分析，而利用格蘭杰因果關系單獨研究這些因素對耕地變化的影響比較少。本文擬嘗試利用該方法對四川省耕地面積變化問題進行研究，以期為其他相關研究提供參考。

1 研究方法和數據來源

1.1 研究方法

本文根據四川省土地利用的實際情況并在相關研究的基礎上，選擇與四川省社會經濟發(fā)展及耕地面積相關的區(qū)域因素進行研究，具體包括非農從業(yè)人口比重（第二產業(yè)與第三產業(yè)合計比重）、工業(yè)生產總值、固定資產投資等變量。首先，對這些變量的時間序列進行平穩(wěn)性分析；其次，選用格蘭杰因果檢驗方法，分析這些變量能否對耕地面積變化之間進行有效的解釋；最后，利用誤差修正模型分析這些因素對耕地面積變動的長短期影響［7］。

1.2 數據來源與說明

本文選取四川省1978－2012年的耕地面積、工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重與固定資產投資額等相關數據作為研究的原始數據。數據均來自于各個年份的四川省統計年鑒。為了消除數據中存在的異方差現象，本文對選取的所有變量進行了取自然對數處理，將耕地面積記作ln CL、工業(yè)生產總值記作ln A、非農從業(yè)人口比重記作ln B、固定資產投資額為ln C。

2 社會經濟因素與耕地變化的因果關系分析

2.1 對各變量時間系列的平穩(wěn)性分析

單位根檢驗是檢驗時間序列是否為平穩(wěn)時間序列的一種方法，若某時間序列存在單位根就為非平穩(wěn)時間序列，因為時間序列中若存在單位根，過程就不平穩(wěn)，會導致傳統回歸分析中偽回歸現象的出現。本文采用ADF（Augmented Dickey?Fuller）檢驗方法，對ln CL，ln A，ln B和ln C進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表1。

表1 各變量的平穩(wěn)性分析結果

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單位根的假設；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；顯著水平5%下，△ln CL，△ln A均拒絕含有單位根的假設。由此可判定，耕地面積、工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重、固定資產投資是一階單整序列。

2.2 耕地變化與社會經濟因素關系的協整性檢驗

本文采用E?G（Engle?Granger）兩步法來檢驗耕地面積與工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重、固定資產投資額之間的協整關系，即將耕地面積與工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重、固定資產投資額回歸得到的殘差項進行平穩(wěn)性分析，結果見表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。由此可知，四川省耕地面積分別單獨與四川省固定資產投資、非農從業(yè)人員比重以及工業(yè)生產總值的變化存在長期穩(wěn)定的協整關系。

表2 協整關系檢驗結果

2.3 耕地面積與社會經濟因素的格蘭杰因果關系檢驗

耕地面積與工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重和固定資產投資額的格蘭杰（Granger）因果關系檢驗結果見表3。由表3可知，工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重和固定資產投資額等因素與耕地面積的變化存在單向因果關系，即工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重和固定資產投資額是導致耕地面積變化的原因，而耕地面積變化卻不是工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重、固定資產投資額變化的原因。這表明四川省社會經濟因素是導致耕地面積減少的原因，而以耕地面積減少為代價的發(fā)展對社會經濟的推動并不明顯。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

3 社會經濟因素對耕地變化的影響

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

△yt＝lagged（△y，△x）－λ·ECMt－1＋μt，0＜λ＜1。

再建立四川省工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重和固定資產投資額對四川省耕地面積影響的長期均衡方程。首先建立非農從業(yè)人口比重、固定資產投資額對耕地面積影響的長期均衡方程：

將上式殘差序列作為誤差修正項，并建立誤差修正模型。

公式（1）、公式（2）一起構成了耕地面積的計量模型。公式（1）反映的是耕地面積變化與固定資產投資、非農從業(yè)人口比重、工業(yè)生產總值之間的長期關系，公式（2）表示的是耕地短期波動，與各變量的短期變動及耕地自身隨時間的偏離趨勢程度有關。其中α與β分別代表各變量短期與長期的彈性，而誤差修正項系數則表示變量間長期穩(wěn)定關系對偏離均衡的調整。

3.1 對耕地變化的長期影響

根據以上公式得到的系數估計值如表4所示，其中得到調整后的R2為0.87，表示本文模型的擬合程度比較好。固定資產投資和非農從業(yè)人口比重對耕地面積的變化存在顯著的負影響。ln C系數為－0.071，說明固定資產的投資額每增加1百分點，耕地面積會相應的減少0.07百分點；ln B項系數為－0.155，表明非農從業(yè)人口比重每提高1百分點，耕地面積將減少0.155百分點。而工業(yè)生產總值對耕地面積變化存在著正影響，ln A項系數為0.076，表明工業(yè)生產總值增加1百分點，需要增加0.076百分點的耕地面積。這表明，在長期來看，社會的發(fā)展和固定資產的投資行為會導致耕地面積在一定程度上減少，其中非農從業(yè)人口比重的影響更大。

表4 各變量對耕地面積變化的長期影響

3.2 對耕地面積的短期波動影響

估計生成的誤差修正項ECMt－1，經過平穩(wěn)性分析，是平穩(wěn)的時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，估計結果見表5。

從表5可以看出，△ln A與△ln C項系數統計不顯著，表明地方工業(yè)的發(fā)展與固定資產的投資在短期內對耕地面積的波動影響不大，說明政府在大力發(fā)展工業(yè)、推動經濟發(fā)展的過程中，并沒有遠期的耕地保護目標，導致短期忽視對耕地的保護，使得耕地資源被破壞。△ln B項系數為－0.26，表示短期內，農業(yè)從業(yè)人口結構的變動對耕地面積變化具有顯著負向作用，其中非農業(yè)從業(yè)人口比重每提高1百分點，對應耕地的面積將減少0.26百分點。

表5 各變量對耕地面積的短期影響

4 小結與啟示

4.1 小結

工業(yè)生產總值、非農從業(yè)人口比重、固定資產投資額對耕地面積變化存在單向因果關系。耕地面積減少在一定程度上是由于社會經濟發(fā)展造成的，而社會經濟發(fā)展并不會因為耕地減少而變得更加好，甚至會因為耕地大量減少而導致社會經濟發(fā)展的基礎崩潰。

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

4.2 啟示

四川省是人口大省，也是勞動力轉移輸出大省，同時四川省耕地資源的特征是人均耕地面積較少與耕地細碎化，從而導致四川省耕地的利用強度不高。通過對耕地實行規(guī)模化經營，可以促進耕地利用，增加土地經濟效益，控制耕地面積減少，更好地協調耕地保護與社會經濟發(fā)展的關系。

四川省山地丘陵面積較多，存在一定水土流失現象，而耕地保護資金來源較少。所以應建立專項耕地保護基金，增加資金來源，擴大保護范圍，從土地出讓收入、耕占稅中籌集資金［8］。還可適當增加其他產業(yè)對耕地保護的反哺，通過工業(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，減小固定資產投資與工業(yè)發(fā)展對耕地的不良影響。

參考文獻：

［1］ 鄧春梅，張文秀.四川省耕地資源變化及其驅動因素研究［J］.合作經濟與科技，2013（13）：4－7.

［2］ 王成軍，何秀榮，費喜敏.工業(yè)化、城市化對耕地變化作用研究：基于國際視角的實證分析［J］.農業(yè)技術經濟，2012（11）：49－56.

［3］ 蔡慧，盧新衛(wèi)，任淑花.漢中耕地面積變化與城市化發(fā)展相關分析［J］.農業(yè)系統科學與綜合研究，2007，23（4）：385－388.

［4］ 鄭筠，張兆安.湖南省耕地變化的驅動力篩選和驅動機制分析［J］.國土資源科技管理，2014，31（1）：48－54.

［5］ 強妮，陳英.基于主成分分析法的區(qū)域耕地變化驅動力分析：以張掖市為例［J］.安徽農業(yè)科學，2009，37（3）：1271－1274.

［6］ 郝潤梅，柴玲.呼和浩特市耕地變化與社會經濟發(fā)展相關性的區(qū)域差異分析［J］.內蒙古師范大學學報：哲學社會科學版，2014（2）：121－124.

［7］ 王雨濛，吳娟，張安錄.湖北省耕地變化與社會經濟因素的實證分析［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2010，20（7）：107－111.

［8］ 張建華.論完善耕地保護共同責任機制的途徑［J］.嘉興學院學報，2014，26（1）：131－135.

（責任編輯：高 峻）

F 301

A

0528?9017（2015）11?1891?03

文獻著錄格式：任霜，張文秀.四川省耕地變化的社會經濟影響因素分析［J］.浙江農業(yè)科學，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，博士生導師，主要從事土地資源管理方面的研究工作。E?mail：cndzwx＠163.com。