耕地资源与经济的增长关系：基于中国省级面板数据的实证分析*，本文主要内容关键词为：实证论文,耕地论文,中国论文,省级论文,面板论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
耕地作为一种日益稀缺的资源，其重要性已受到政府和学术界的广泛关注，耕地资源与经济增长之间关系的问题也得到越来越多的重视，尤其是在布朗提出“谁来养活中国”这个议题以后，两者之间关系的问题很快成为学者们关注的焦点。“是将更多的农地资源转变为建设用地来保障经济的稳定增长，还是对农地资源转变为建设用地的行为予以限制来保护人类社会最基本的生命线？”这是一场到目前为止还没有停止的争论(谭荣、曲福田，2006)。对于人地关系本已紧张的中国来说，这一争论的结果尤为重要。
目前中国正处在“双中期区间”阶段，即工业化中期和城市化中期阶段(李晓西、张琦等，2006)，未来20年将迎来工业化、城市化和人口增长的三大高峰，这一时期也将是社会经济发展与资源环境保护间的矛盾最尖锐的时期。土地是最基本的自然资源，耕地是土地的精华，担负着保证国家粮食安全、生态环境安全和社会稳定的作用(郭琳、严金明，2007)。研究表明，当城市化水平在30％～70％时，一个国家或地区处于城市化高速发展阶段，同时这一时期也是建设用地增加和耕地减少最快的时期(张琦等，2007)。2003年和2004年中国城市化水平分别为40.53％和41.76％，因此，中国近期必然会出现耕(农)地非农化加快的趋势。所以，如何在顺利推进工业化和城市化进程以及保持经济持续、快速、健康发展的同时，正确处理好耕地资源与经济增长之间的关系，成为中国土地利用和管理过程中必须考虑的重要问题。基于此，本文试图研究耕地资源与经济增长两者之间的内在依存和因果关系，以期为中国制定合理的耕地利用政策提供参考。
二、文献综述
关于耕地资源与经济增长关系的研究可以追溯到威廉·配第。他提出了“土地是财富之母”的经典论断，开创了研究耕地资源的先河。真正意义上首次利用经济增长的理论模型分析耕地资源与经济增长关系的是Nicholes(1970)。他在新古典增长理论的基础上构建了一个包含土地要素的经济增长数理模型，认为如果去除投机因素，可以得到一个稳定的长期平衡增长路径。Rhee(1991)通过建立一个包含土地的两代迭代数理模型，证明了如果土地收入占总收入的比例不变，那么，经济是动态有效的。葛成杰、华伟(2007)在区分生产用土地和消费用土地的基础上，进一步探讨了土地的新古典经济最优增长模型。崔云(2007)根据大卫·罗默的自然资源“增长尾效”理论①，计算出1978-2005年中国土地资源的“增长尾效”平均每年约为1.26个百分点，即由于土地资源的消耗，中国的经济增长速度平均每年降低了1.26％。但是，谢书玲、王铮、薛俊波(2005)的研究表明，土地的“增长尾效”为1.32％，水资源与土地资源共同引起的“增长尾效”为1.45％。与土地资源“增长尾效”理论研究的结论不同，毛振强、左玉强(2007)指出土地投入每增加1％，第二、第三产业总产值增长1.038％，是土地、资金和劳动力三要素中产出弹性最大的一个。
此外，一部分学者的研究得出耕地资源与经济增长之间存在很强的相关关系的结论(例如张琦等，2007；张琦，2007；郭贯成，2001；李兆富、杨桂山，2007)；部分文献利用经验模态分解方法(例如张衍广等，2007)、退耦研究方法(例如郭琳、严金明，2007)和脱钩方法(例如陈百明、杜红亮，2006)对耕地资源与经济增长的关系进行了研究。其中，张衍广等(2007)认为，GDP增长的波动对耕地资源数量周期性变化有驱动作用；郭琳、严金明(2007)指出，1998-2005年期间中国及其多数省份建设占用耕地规模已呈现相对于经济增长(用第二和第三产业产值表示)、城镇化发展程度(用城镇化水平增量表示)以及总人口增长(用常住人口增量表示)的退耦过程，耕地占用压力已有所缓解；陈百明、杜红亮(2006)根据耕地占用和经济增长的脱钩指标体系，提出了耕地占用和经济增长脱钩的新型土地管理制度。
还有一部分学者根据环境库兹涅茨曲线假说，结合中国有关情况实证检验了是否存在耕地资源库兹涅茨曲线问题。曲福田、吴丽梅(2004)根据天津市、山东省、江苏省、上海市、广东省和福建省6个省(市)的数据，提出了耕地资源库兹涅茨曲线。之后许多学者围绕着耕地资源与经济增长的关系，对该曲线是否存在问题进行了检验(例如董国新、邹江，2006；蔡银莺、张安录，2005；何蓓蓓、刘友兆，2008)，均得出了耕地资源库兹涅茨曲线存在的结论。
综上所述，目前，学术界对耕地资源与经济增长关系的理论研究和实证研究尚未取得一致结论。笔者对此有以下几点评析：第一，在数理模型的构建上，一些学者把土(耕)地作为经济增长的投入要素，而没有考虑耕地资源的特殊性。耕地资源具有功能多样和不同用途下边际效益不同的特点，这样，势必存在着将耕地用于“吃饭”还是用于“建设”的矛盾。耕地存量一旦低于耕地阈值，必然引起粮食安全问题，进而导致经济增长不可持续。第二，在分析方法的选择上，由于使用的分析方法(从文献来看，主要有经验模态分解方法、退耦研究方法、脱钩方法和计量分析方法②)不一样，所以，得到的结论也就不一样。第三，在数据的选用上，无论是相关分析，还是回归分析，大多数研究使用的是时间序列数据，且都假定这些时间序列数据是平稳的。这样就存在“伪回归”的可能，从而意味着当前研究得出的耕地资源与经济增长之间的回归关系式和两者之间具有高度相关性的结论有可能是错误的。第四，大多数学者仅分析了耕地资源与经济增长单方面的关系，而没有涉及两者的内在依存关系。尽管陈利根、龙开胜(2007)利用协整与误差修正模型、脉冲响应函数与方差分解分析方法，探讨了耕地资源与经济增长的相互作用，但是，他们使用的是时间序列数据，与面板数据相比，时间序列数据的样本容量小，因此，他们协整分析的结果可能就有低的“检验势”③。
鉴于此，本文试图利用中国省级面板数据，采用新近发展起来的基于面板数据的单位根检验、协整检验和因果检验方法，分析耕地资源与经济增长的内在依存关系和因果关系④，以克服现有相关研究中存在的“伪回归”问题，并提高协整分析的“检验势”。
三、模型设计和研究方法
(一)模型设计
根据经济学理论，耕地资源与经济增长的关系是相互的。一方面，耕地资源是一种不可再生资源，是一种生产要素，一定存量的耕地资源是经济增长的必要条件；另一方面，经济增长需要耕地资源为其提供空间载体，经济增长会造成一定量的耕地资源的减少。因此，本文构建了以下表征耕地资源和经济增长关系的计量模型：
(二)研究方法
本文采用基于面板数据的单位根检验、协整检验和因果检验方法来分析耕地资源与经济增长的关系。基本思路包括三步：首先，进行单位根检验，以分析面板数据的稳定性，为协整分析奠定基础；其次，进行协整分析，以检验耕地资源是否与经济增长存在长期均衡关系；最后，如果确立了耕地资源和经济增长的长期均衡关系，应用误差纠正模型进行短期和长期的因果关系检验。
1.单位根检验。单位根检验分为两种：一种是假设所有的面板单位都包含着相同的单位根，即同质性假设，代表性检验方法有LLC检验、Breitung检验和Hadri检验等；另一种是放松了同质性假设、更接近现实的异质性假设，代表性检验方法有IPS检验和PP检验等。为克服选择一种方法进行检验所带来的偏差，本文运用IPS检验和PP检验两种方法来进行这一检验。
2.协整检验。本文采用Pedroni(1999)提出的异质面板数据的协整分析方法，检验变量间的长期协整关系。该模型为：
如果存在从耕地资源到经济增长的单向因果关系，说明耕地资源是推动经济增长的重要因素，不存在“诅咒效应”⑤；如果存在从经济增长到耕地资源的单向因果关系，说明经济增长是影响耕地资源数量变化的因素，随着经济增长以及工业化和城市化进程的推进，耕地资源会以建设用地等形式被占用，呈现减少的态势；如果两者存在双向因果关系，说明耕地资源是促进经济增长的重要因素，同时经济增长也会引起耕地资源数量的变化。
四、数据说明和分析
(一)数据说明
在耕地资源指标的选择上，鉴于数据的来源和可获得性，本文选取耕地面积来度量耕地资源的丰裕程度。在经济增长指标的选择上，本文选择用GDP反映经济增长情况，样本区间为1990-2007年。文中所有的基础数据均来自于1991-2008年的《中国统计年鉴》⑥和1999-2008年的《中国国土资源统计年鉴》⑦。由于中国在1996年后采用了新的耕地普查数据，为使各省(区、市)的耕地面积数据不出现较大的变化，本文对1990-1995年间各省(区、市)的耕地面积进行了重新梳理。根据叶浩、濮励杰(2007)提出的计算方法，首先计算出1990-1995年间耕地面积减少的年平均值，得到1996年的耕地面积数据，然后用1996年新的耕地普查数据减去所计算出的1996年耕地面积数值，将所得到的差值分别加到1990-1995年的耕地面积之上，得到1990-1995年各省(区、市)与1996年后口径一致的耕地面积数值。为剔除物价水平变动的影响，将各年度GDP按1990年不变价进行折算。
由于各区域之间经济发展水平和耕地资源数量存在较大差异，因此，本文基于区域经济理论及《中国统计年鉴》的划分方法，将中国分为东部、中部、西部地区分别进行考察。其中，东部地区包括辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南11个省(市)，中部地区包括吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省(区)，西部地区包括内蒙古、陕西、青海、宁夏、新疆、甘肃、四川、贵州、云南、广西10个省(区)。由于耕地资源面积数据缺失，本文的研究区域没有包括重庆市和西藏自治区。
(二)数据分析
伴随着经济增长，中国耕地资源出现不断减少的态势(如图1所示)。在1990-2007年期间，中国耕地面积平均每年减少了65多万公顷。
图1 1990-2007年中国耕地面积变化趋势
注：1990-1995年和2007年的耕地面积数据是根据叶浩、濮励杰(2007)的计算方法计算出来的。
同时，中国的耕地资源存在区际分布不均的状况(如图2所示)。无论是在1996年中国耕地资源普查前，还是在普查后，中部地区拥有最大的耕地面积，其次是西部地区，最小的是东部地区。并且，随着各地区经济不同程度的发展，三个地区的耕地面积虽然都不断缩减，但减少幅度存在差异，减少幅度最大的是东部地区，其次是西部地区，再次是中部地区。
图2 1990-2007年中国东部、中部和西部地区耕地面积变化趋势
注：1990-1995年和2007年各个区域的耕地面积数据是根据叶浩、濮励杰(2007)的计算方法估算出来的。
图3 中国东部、中部和西部地区1990-2007年实际地区生产总值变化趋势
从经济增长状况来看，中国形成了东部地区、中部地区和西部地区三大经济梯级地带。从图3可以看出，自从20世纪90年代以来，中国东部、中部和西部地区就呈现出梯级发展的态势，区际发展不平衡。其中，东部地区经济发展基础雄厚，经济增长较快，成为中国经济增长的第一阶梯。中部地区和西部地区分别是第二阶梯和第三阶梯。
东部地区以最小的耕地面积创造出较多的地区生产总值，而中部、西部地区耕地面积较大，经济规模反而不如东部地区。这是否意味着耕地资源存在“诅咒效应”呢？是否意味着耕地资源对经济增长没有影响呢？耕地资源与经济增长之间到底存在什么关系呢？这是本文关心和希望得到解答的问题。
五、实证结果及分析
(一)单位根检验
利用IPS和PP检验方法，本文对Lny和Lnx进行平稳性检验，检验结果(见表1)表明，东部、中部和西部地区的Lny和Lnx均有单位根(尽管利用IPS检验方法对含有截距项和时间趋势项的Lny的检验结果并不理想，但并不影响总体效果)。但是，经过一阶差分后，用同样方法检验后发现，东部、中部和西部地区Lny和Lnx的一阶差分值(无论是含有截距项，还是含有截距项和时间趋势项)在10％的显著性水平上都通过了检验，因此，东部、中部和西部地区的Lny和Lnx都是一阶单整序列。
(二)协整检验
通过单位根检验，本文发现东部、中部、西部地区的Lny和Lnx均为一阶单整序列。因此，两变量间可能存在长期协整关系。根据Pedroni(1999)提出的异质面板数据的协整检验方法，对Lny和Lnx间的协整关系进行检验，结果见表2。
从表2可以看出，东部和中部地区的7个统计量，都在10％及以下的水平上通过了显著性检验，所以，这两个地区的Lny和Lnx之间存在长期协整关系。西部地区仅有Panel-PP统计量在10％的水平上没有通过显著性检验，其余6个统计量在10％及以下的水平上均通过了显著性检验。但是，因为在小样本(T＜20)中，Group-ADF统计量最有效力，其次是Panel-v和Panel-ρ统计量，所以，Panel-PP统计量没有通过显著性检验的情况对西部地区Lny和Lnx之间存在长期协整关系的结论没有影响。因此，在东部、中部和西部地区，Lny和Lnx之间存在长期协整关系。
(三)因果检验
由上述协整检验结果可以得出东部、中部、西部地区的Lny和Lnx之间存在长期协整关系的结论，但是，协整关系仅表明耕地资源和经济增长间在长期内存在因果关系，两者间具体的因果关系方向仍不能明确。所以，必须在长期协整分析的基础上，构建误差纠正模型，以分析耕地资源和经济增长间具体的因果关系方向，检验结果见表3。
由表3可知，在东部地区，短期内，尽管dLnx(-2)的估计系数不显著，但dLnx(-1)和dLnx(-2)联合检验的F(2，159)值为14.14，其对应的p值为0.00，这说明，在1％的显著性水平下，拒绝耕地资源不是经济增长的Granger原因的原假设；dLny(-1)和dLny(-2)的估计系数分别在10％和1％的水平上显著不为零，也拒绝经济增长不是耕地面积变化的Granger原因的原假设。在长期内，由于ecm的系数
拒绝耕地资源不是经济增长的Granger原因的原假设，而接受经济增长不是耕地面积变化的Granger原因的原假设。这意味着，短期内耕地资源与经济增长之间存在双向因果关系，长期内存在从耕地资源到经济增长的单向因果关系。
同理，在中部地区，短期内耕地资源与经济增长之间存在双向因果关系，长期内存在从耕地资源到经济增长的单向因果关系；在西部地区，短期内和长期内耕地资源与经济增长之间均存在双向因果关系。
由此可以看出，短期内，在东部、中部和西部地区，耕地资源是促进经济增长的重要因素，但是，随着经济增长以及工业化和城市化进程的加快，越来越多的耕地资源必然被占用，将耕地资源用于“吃饭”还是用于“建设”的矛盾必将日益突出，这是中国各个区域在短期的经济发展过程中必然会遇到的首要问题。
但是，在长期内，随着中国区际经济发展程度的不同，东部、中部和西部地区耕地资源与经济增长之间会呈现出不同的因果关系。随着经济发展达到一定的阶段以及工业化和城市化进程达到一定的程度，东部和中部地区必然会积极采取措施减少对耕地资源的占用，平衡耕地资源在“吃饭”和“建设”用途间的使用，保障人类社会最基本的生命线。
而在西部地区，经济发展基础较为薄弱，经济发展相对落后，因此，经济增长是西部地区长期面临的首要任务。无论是在长期，还是在短期，耕地资源是促进该地区经济增长的重要因素。目前，西部地区正充分利用西部大开发的时机，加快推进工业化和城市化进程，所以，将不可避免地出现耕地资源快速非农化的现象。
六、结论与政策含义
本文利用最新发展的面板单位根检验方法、面板协整检验方法和面板因果检验方法，通过构建耕地资源与经济增长之间的面板计量模型，在省级层面检验与分析了耕地资源与经济增长之间的内在依存和因果关系。研究得出了以下几点结论：第一，东部、中部和西部地区耕地资源和实际地区生产总值的对数两个变量均为一阶单整序列；第二，东部、中部和西部地区耕地面积和经济增长之间均存在长期协整关系，这意味着在长期内，在中国的三大区域，耕地资源对经济增长有促进作用，并且可以通过误差纠正机制，保持耕地资源与经济增长间的长期协整关系；第三，从短期来看，无论是东部地区，还是中部地区，抑或是西部地区，耕地资源与经济增长之间存在双向因果关系；从长期来看，东部和中部地区存在从耕地资源到经济增长的单向因果关系，而西部地区存在耕地资源与经济增长之间的双向因果关系。
从上述研究结论中，可以得出以下两点政策含义。第一，无论在长期内，还是在短期内，耕地资源是影响经济增长的重要因素，不存在耕地资源的“诅咒效应”。所以，中国要继续采取保护耕地的政策，完善耕地资源战略储备制度、耕地总量动态平衡制度和耕地产权制度等，确保18亿亩的“红线”。第二，从区域来看，随着经济增长，东部和中部地区在短期内必然出现耕地资源非农化现象，因此，东部和中部地区应在发展经济的同时加强对耕地资源的利用进行动态、有效的监管，实施耕地资源节约型的城市理性增长政策，避免耕地资源过度非农化。对于生态环境比较脆弱的西部地区而言，无论是在短期内，还是在长期内，保护耕地资源则显得更为重要。
*非常感谢中国科学院地理科学与资源研究所倪建华为本文提供了大量的数据资料；同时，非常感谢匿名审稿人提出的宝贵修改意见。当然，文责自负。
注释：
①自然资源的“增长尾效”，又称“增长阻力”。按照新增长理论，自然资源的约束导致人均资源利用量下降，没有自然资源约束时的经济增长速度与存在自然资源约束时的经济增长速度之间的差额为“增长尾效”，两者间差额越大，增长尾效越大。
②限于篇幅，本文省去对各种方法的原理的详细说明，具体内容可以参见相关文献。
③检验势就是检验功效，具体是指当假设检验不拒绝原假设时，推断正确的概率就是检验功效。
④计量经济学中的因果关系是从预测这个角度来说的，不同于哲学里的“因果”关系。它主要考察两个变量之间的先导—滞后关系，如果用x和y的过去值一起对y进行预测，比只用y的过去值进行预测产生的误差更小，则认为x与y有因果关系。
⑤自然资源的“诅咒效应”，简称为“资源诅咒”，是指自然资源的丰富不仅不能促进经济发展，反而拖累经济发展的一种经济现象。
⑥国家统计局：《中国统计年鉴》(1991-2008年，历年)，中国统计出版社。
⑦国土资源部：《中国国土资源统计年鉴》(1999-2008年，历年)，地质出版社。
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