尹春麗, 宋文博, 范慧平, 郭子龍, 王 楊, 孟慶香,3

(1.西安文理學(xué)院 生物技術(shù)學(xué)院, 西安 710062; 2.河南農(nóng)業(yè)大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院, 鄭州 450002; 3.河南省高校農(nóng)業(yè)資源與環(huán)境工程技術(shù)研究中心, 鄭州 450002)

河南省農(nóng)用地集約利用與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

尹春麗1, 宋文博2, 范慧平2, 郭子龍2, 王 楊2, 孟慶香2,3

(1.西安文理學(xué)院 生物技術(shù)學(xué)院, 西安 710062; 2.河南農(nóng)業(yè)大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院, 鄭州 450002; 3.河南省高校農(nóng)業(yè)資源與環(huán)境工程技術(shù)研究中心, 鄭州 450002)

農(nóng)用地集約利用水平關(guān)系到區(qū)域糧食安全，與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變息息相關(guān)，對(duì)農(nóng)用地集約利用水平進(jìn)行測(cè)度并對(duì)農(nóng)用地集約利用與農(nóng)民收入水平進(jìn)行動(dòng)態(tài)研究，可以為區(qū)域土地可持續(xù)發(fā)展提供重要參考。本研究利用河南省1978—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建適合河南省農(nóng)用地集約利用評(píng)價(jià)的指標(biāo)體系，借助BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)對(duì)河南省農(nóng)用地集約利用水平進(jìn)行綜合測(cè)度，并在此基礎(chǔ)上采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析考察農(nóng)用地集約利用與農(nóng)民收入之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系。研究表明：1978—2012年間，河南省農(nóng)用地集約利用水平整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。農(nóng)民收入水平與農(nóng)用地集約利用指數(shù)互為Granger因果關(guān)系，農(nóng)用地集約利用指數(shù)每提高1個(gè)單位，會(huì)引起農(nóng)民收入提高0.628 7個(gè)單位。脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果顯示，農(nóng)用地集約利用水平的提高將促進(jìn)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)，且對(duì)農(nóng)民收入變化的解釋能力隨著時(shí)間推移逐漸增強(qiáng)。

農(nóng)用地; 集約利用; 農(nóng)民收入; BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò); 計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

河南省地處我國(guó)中東部，地理位置優(yōu)越，具有承東啟西、連南貫北的樞紐作用，是我國(guó)重要的產(chǎn)糧區(qū)，在全國(guó)改革發(fā)展大局中具有重要戰(zhàn)略地位。2011年10月國(guó)務(wù)院印發(fā)《國(guó)務(wù)院關(guān)于支持河南省加快建設(shè)中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的指導(dǎo)意見》，建設(shè)中原經(jīng)濟(jì)區(qū)正式上升為國(guó)家戰(zhàn)略，推進(jìn)河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)整個(gè)中原地區(qū)乃至全國(guó)都有極其重要的意義。發(fā)展河南省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，不僅是加快中原經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)的重要基礎(chǔ)，更是扭轉(zhuǎn)工農(nóng)差距、城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距的關(guān)鍵所在。要完成這一偉大歷史任務(wù)，重點(diǎn)難點(diǎn)在于如何提高農(nóng)民的收入水平。國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)如何提高農(nóng)民收入問題進(jìn)行了較為深入的分析和研究，總結(jié)起來可以歸為以下幾個(gè)觀點(diǎn)：農(nóng)民利益保護(hù)理論、就業(yè)優(yōu)先理論、市場(chǎng)化帶動(dòng)理論和城鎮(zhèn)化推進(jìn)理論。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城市化進(jìn)程不斷加快，農(nóng)產(chǎn)品需求和建設(shè)活動(dòng)占用耕地的數(shù)量并行增加，城市發(fā)展和農(nóng)地保護(hù)的矛盾愈演愈烈。一些學(xué)者已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)用地集約利用水平的變化有時(shí)甚至比耕地面積銳減更能影響到我國(guó)的糧食安全問題[1-2]，農(nóng)用地集約利用通過增加人力、物力和技術(shù)投入，提升耕地產(chǎn)出率，在有限的耕地上實(shí)現(xiàn)更多的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出。國(guó)內(nèi)外許多研究結(jié)論也表明，農(nóng)用地集約利用可滿足農(nóng)民糧食需求，使其有機(jī)會(huì)走出生產(chǎn)率較低的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)而從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)民收入的增加在很大程度上受這種勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響[3-4]。由此可見，農(nóng)用地集約利用與農(nóng)民收入之間存在著某種必然聯(lián)系。

國(guó)內(nèi)關(guān)于農(nóng)用地集約利用的相關(guān)研究，主要集中在評(píng)價(jià)方法上，如牛毓君等[5]采用模糊綜合評(píng)價(jià)模型對(duì)晉城市1998—2008年期間的農(nóng)用地集約利用進(jìn)行了計(jì)算；王培東等[6]以滄州為例，構(gòu)建了基于PSR(Pressure-States-Response)模型的農(nóng)用地集約利用評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并對(duì)其2000—2010年的農(nóng)用地集約利用水平進(jìn)行了評(píng)價(jià)。也有研究涉及到農(nóng)用地集約利用與經(jīng)濟(jì)之間的定量分析，如李兆富、楊貴山等[7]對(duì)蘇州市近50 a來的耕地面積和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了定量研究，認(rèn)為兩者具有高精度的指數(shù)遞減相關(guān)關(guān)系；王千[8]利用2006年截面數(shù)據(jù)，對(duì)河北省138個(gè)縣(市)的農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)和人均收入進(jìn)行了相關(guān)分析和回歸分析，認(rèn)為農(nóng)用地集約利用水平對(duì)農(nóng)民收入有影響，且影響程度受經(jīng)濟(jì)因素的沖擊較大?？傮w來看，關(guān)于農(nóng)用地集約利用與農(nóng)民收入的相關(guān)研究主要基于截面數(shù)據(jù)或者面板數(shù)據(jù)，利用時(shí)間序列進(jìn)行兩者之間的動(dòng)態(tài)研究較少。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增長(zhǎng)和耕地不斷減少的趨勢(shì)下，研究河南省農(nóng)用地集約利用變化過程以及與農(nóng)民收入之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，對(duì)于提高河南省農(nóng)用地利用效率，推進(jìn)土地集約利用轉(zhuǎn)型，促進(jìn)農(nóng)村繁榮，確保河南省在我國(guó)糧食大省的地位有著重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù) 農(nóng)用地利用是一個(gè)多層次的復(fù)雜系統(tǒng)，農(nóng)用地利用集約與否需要考慮經(jīng)濟(jì)、資源、環(huán)境和社會(huì)等子系統(tǒng)多方面的均衡，因此必須建立一套合理的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系來描述這樣的多維矢量。本研究在遵循科學(xué)性、可操作性、動(dòng)態(tài)性、代表性和全面性的基礎(chǔ)上，參考現(xiàn)有研究成果[9-14]，從投入強(qiáng)度、利用強(qiáng)度、產(chǎn)出效率和持續(xù)狀況4個(gè)方面出發(fā)，選取12個(gè)指標(biāo)建立適合河南省農(nóng)用地集約利用評(píng)價(jià)的指標(biāo)體系(圖1)，采用BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)計(jì)算河南省農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)。

圖1 河南省農(nóng)用地集約利用評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)是由D.E.Rumelhart和J.L.McClelland提出的一種利用誤差反向傳播訓(xùn)練算法的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)[15]，它是一種模仿人類大腦神經(jīng)的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)，原理是梯度最速下降法，通過不斷地調(diào)整權(quán)值改善系統(tǒng)，使網(wǎng)絡(luò)總誤差降到最小[16]。該研究在農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)的計(jì)算中，選用BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)主要考慮到以下兩個(gè)方面：第一，BP 神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)各個(gè)神經(jīng)元之間能夠?qū)崿F(xiàn)信息雙向傳導(dǎo)，主要用于求解系統(tǒng)的誤差最小點(diǎn)，具有良好的系統(tǒng)優(yōu)化特性，農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)的計(jì)算本質(zhì)上就是尋找各個(gè)指標(biāo)和綜合指數(shù)之間的函數(shù)關(guān)系，最后進(jìn)行評(píng)判。第二，BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)可以實(shí)現(xiàn)對(duì)任意區(qū)間內(nèi)的連續(xù)函數(shù)進(jìn)行逼近，通過隱含層可在保證訓(xùn)練精度的基礎(chǔ)上，完成任何維度之間的函數(shù)映射，BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)這種連續(xù)映照的逼近能力，足可滿足農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)的計(jì)算要求。其具體步驟如下：

確定逼近模型網(wǎng)絡(luò)拓?fù)浣Y(jié)構(gòu)：BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)在處理不同問題時(shí)需要與之相對(duì)應(yīng)的輸入層和輸出層節(jié)點(diǎn)數(shù)，隱含層的節(jié)點(diǎn)數(shù)一般要根據(jù)模型的復(fù)雜性綜合判斷。在農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)計(jì)算中，輸入層的節(jié)點(diǎn)數(shù)是指標(biāo)體系的個(gè)數(shù)；輸出層的節(jié)點(diǎn)數(shù)為綜合指數(shù)得分，即只有一層。模型輸入的數(shù)據(jù)需要進(jìn)行無量綱化處理，公式如下：

(1)

式中：ki′——指標(biāo)無量綱化處理之后的因子分值，也是網(wǎng)絡(luò)輸入值；ki——指標(biāo)原始數(shù)據(jù)的因子分值；kmin，kmax——神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的最小和最大輸入?yún)?shù)。

確定隱含層節(jié)點(diǎn)數(shù)：隱含層的節(jié)點(diǎn)數(shù)直接關(guān)乎BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的預(yù)測(cè)成敗，數(shù)量多會(huì)造成訓(xùn)練時(shí)間過長(zhǎng)甚至?xí)霈F(xiàn)“過度逼近”的現(xiàn)象，因誤差較大而訓(xùn)練效果不理想；數(shù)量少可能導(dǎo)致整個(gè)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)不能獲取解決問題的信息。到目前，在隱含層節(jié)點(diǎn)數(shù)的選擇上，還沒有確切的理論作為指導(dǎo)，該研究采用葛哲學(xué)與孫志強(qiáng)[17]的方法，選用隱含層數(shù)=2×輸入層數(shù)+輸出層數(shù)的算法來確定隱含層個(gè)數(shù)。

確定學(xué)習(xí)速率和期望誤差：BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)中，學(xué)習(xí)速率Lr直接關(guān)乎到每次循環(huán)訓(xùn)練所生成的權(quán)值變化。通常來說，Lr越大就越能減少訓(xùn)練次數(shù)，但卻不能保證系統(tǒng)絕對(duì)收斂；而較小的學(xué)習(xí)速率卻能在保證相同的訓(xùn)練誤差下，實(shí)現(xiàn)收斂速度的快速下降。學(xué)術(shù)界一般認(rèn)為學(xué)習(xí)速率在0.01到0.8之間最優(yōu)，在本次研究中，為保證系統(tǒng)的穩(wěn)定性和絕對(duì)收斂，選取0.01作為網(wǎng)絡(luò)的學(xué)習(xí)速率Lr。訓(xùn)練過程產(chǎn)生的誤差有標(biāo)準(zhǔn)誤差、全局誤差和均方誤差，由于均方誤差在抗干擾能力上明顯優(yōu)于其他兩種，本研究選取均方誤差作為判斷標(biāo)準(zhǔn)。

1.1.2 農(nóng)用地集約利用水平與農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析 在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中，我們所得到的時(shí)間序列觀測(cè)值基本上不是在平穩(wěn)過程中產(chǎn)生的。如果采用非平穩(wěn)時(shí)間序列來研究變量之間的相互關(guān)系，極有可能出現(xiàn)虛假相關(guān)和偽回歸現(xiàn)象，從而使毫無關(guān)系的變量之間得出較高擬合度的回歸方程，這樣的回歸結(jié)果往往是謬誤的[18]。為了避免出現(xiàn)虛假相關(guān)和謬誤回歸問題，本研究在對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)采用協(xié)整理論，對(duì)河南省農(nóng)用地集約利用水平與農(nóng)民收入之間的關(guān)系進(jìn)行分析，在驗(yàn)證兩者關(guān)系平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡和短期動(dòng)態(tài)因果關(guān)系，以及因果關(guān)系的效應(yīng)方向和沖擊強(qiáng)度。

(1) 常用時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法有以下幾種：散點(diǎn)圖法、自相關(guān)函數(shù)法和單位根檢驗(yàn)，該研究主要采用ADF檢驗(yàn)(Augmented Dickey-Fuller Test)，常用的ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ陀幸韵氯N模型：

(2)

(3)

(4)

式中：yt——時(shí)間序列；ut——為白噪聲序列；Δ——差分運(yùn)算符，其中p=1,2,3或者由實(shí)驗(yàn)來確定，模型1沒有常數(shù)列和時(shí)間趨勢(shì)；模型2僅含有常數(shù)項(xiàng)，沒有時(shí)間趨勢(shì)；模型3含有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)采用AIC準(zhǔn)則，在模型極大似然估計(jì)的基礎(chǔ)上, 對(duì)模型的階數(shù)和相應(yīng)參數(shù)同時(shí)給出一種最佳估計(jì)[19]。

(2) 協(xié)整性檢驗(yàn)分為兩變量和多變量檢驗(yàn)，這里針對(duì)本研究的目的，僅給出兩變量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)方法。從隨機(jī)游走序列yt=yt-1+ut可知，其一階差分序列Δyt=yt-yt-1是平穩(wěn)序列，可以稱之為“一階單整時(shí)間序列”，記為I(1)。以此類推，若一個(gè)非平穩(wěn)序列必須取d階差分才變?yōu)槠椒€(wěn)序列，則稱原序列是d階單整時(shí)間序列，記為I(d)。本研究采用恩格爾—格蘭杰法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，首先求出兩變量的單整的階，若兩變量的單整的階相同，則用OLS法估計(jì)長(zhǎng)期均衡方程yt=bo+b1xt+ut，并保存殘差et，作為均衡誤差ut的估計(jì)值，若et是平穩(wěn)的，則yt與xt是協(xié)整的，反之不是協(xié)整。

(3) 格蘭杰因果性檢驗(yàn)假定有關(guān)y和x每一變量的預(yù)測(cè)信息全部包含在這些變量的時(shí)間序列之中。檢驗(yàn)要求估計(jì)以下的方程：

(5)

(6)

若式(5)中滯后的X的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)整體的顯著不為0，同時(shí)式(6)中之后的y的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著為0，則稱X是引起y變化的Grange原因。

(4) 向量自回歸模型研究的是變量序列間長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)關(guān)系，一般用于分析系統(tǒng)受到來之于隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)帶來的動(dòng)態(tài)沖擊，測(cè)量系統(tǒng)中變量所受到這些動(dòng)態(tài)沖擊的影響。

yt= a1yt-1+a2yt-2+…+

apyt-p+bxt+et(t=1,2,…,T)

(7)

式中：yt——內(nèi)生變量；xt——外生變量；p——滯后階數(shù)；T——樣本數(shù)；et——擾動(dòng)變量。

脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差沖擊的反映，主要描述的是在當(dāng)期以及未來遠(yuǎn)期內(nèi)生變量受誤差沖擊的影響力度，由此來判斷變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系[20]。

方差分解則提供了另外一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)關(guān)系的方法。不同于脈沖響應(yīng)函數(shù)的是，方差分解分析每一結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，即將系統(tǒng)的均方誤差(MeanSquareError)分解成各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，以此評(píng)價(jià)不同變量沖擊的重要程度[21]，可由如下過程加以描述：

(8)

(9)

為了測(cè)定單個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)yi的方差貢獻(xiàn)有多大，定義如下尺度：

(10)

方差貢獻(xiàn)率(RVC)是描述第j個(gè)變量擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊的方差相對(duì)于第i個(gè)變量yi的方差貢獻(xiàn)度，以此來衡量第j個(gè)變量對(duì)第i個(gè)變量的影響程度。

1.2 數(shù)據(jù)來源

該研究使用的數(shù)據(jù)資料，均來源于《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》(各年)，時(shí)間區(qū)間為1978—2012年。其中，化肥施用量為折純量，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值選取第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值代替。在河南省農(nóng)用地集約利用水平和農(nóng)民收入的協(xié)整關(guān)系研究中，選取農(nóng)民純收入(PI)來表示農(nóng)民收入的情況，選取BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)得出的農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)(AI)來表示農(nóng)用地集約利用水平。同時(shí)，對(duì)所選擇的變量取自然對(duì)數(shù)來消除可能存在的異方差，為方便表示均省略Ln符號(hào)。

2 實(shí)證研究

2.1 農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)的測(cè)度

該研究采用MATLAB工具箱及其語言編程求解BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)。根據(jù)計(jì)算工作的特點(diǎn)，網(wǎng)絡(luò)訓(xùn)練數(shù)據(jù)通常是由各種研究對(duì)象的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)成，如勞力投入指數(shù)和農(nóng)用地產(chǎn)值密度等，由于農(nóng)用地集約利用評(píng)價(jià)研究尚沒用統(tǒng)一的判斷標(biāo)準(zhǔn)。研究參照有關(guān)文獻(xiàn)的選取方法，使用線性內(nèi)插法，通過構(gòu)建各項(xiàng)指標(biāo)原始數(shù)據(jù)的最大值和最小值區(qū)間，線性設(shè)定影響等級(jí)，農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)為10分，梯度為0.5，由0到10分別表示農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)由低到高([0，2)表示集約度最低，[2，4)表示集約度較低，[4，6)表示集約度一般，[6，8)表示集約度較高，[8，10]表示集約度最高)。

將21個(gè)得分值作為BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的輸出數(shù)據(jù)，并將評(píng)價(jià)指標(biāo)通過線性內(nèi)插法處理為21個(gè)等級(jí)，最后得到12組共252個(gè)訓(xùn)練用的樣本數(shù)據(jù)，作為輸入數(shù)據(jù)。

結(jié)合前述BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)計(jì)算步驟，設(shè)置隱含層神經(jīng)元個(gè)數(shù)為25個(gè)，神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的拓?fù)浣Y(jié)構(gòu)為12×25×1。隱含層和輸出層網(wǎng)絡(luò)分別采用Sigmoid型激活函數(shù)和Purelin型激活函數(shù)，學(xué)習(xí)速率Lr設(shè)置為0.01，最大循環(huán)次數(shù)設(shè)置為1 000，均方誤差MSE為10-5。

從圖2a可以看出，經(jīng)過335次訓(xùn)練后，BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)均方誤差達(dá)到設(shè)定的精度；采用Scaled共軛梯度算法對(duì)BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)輸出結(jié)果和期望結(jié)果的擬合程度進(jìn)行考察，由圖2b可知BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)最終的期望結(jié)果為Output=0.9999Target+0.000054，表明訓(xùn)練模型對(duì)輸入和輸出樣本有著較強(qiáng)的仿真能力，可以進(jìn)行仿真訓(xùn)練。將河南省農(nóng)用地集約利用評(píng)價(jià)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)導(dǎo)入訓(xùn)練好的網(wǎng)絡(luò)，得到1978—2012年河南省農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)(表1)。從表1可見，1978—1993年期間，河南省農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)波動(dòng)上升，除1986年、1988年出現(xiàn)較強(qiáng)烈的下降外，整體呈現(xiàn)緩慢增長(zhǎng)，此階段屬于河南省農(nóng)用地集約利用的初步形成時(shí)期；1994—2012年期間，農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)迅速增長(zhǎng)，連續(xù)大幅增加，18a間由2.711增長(zhǎng)到9.867，此階段屬于河南省農(nóng)用地集約利用的快速發(fā)展時(shí)期。

2.2 農(nóng)用地集約利用與農(nóng)民收入計(jì)量分析

2.2.1 平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn) 利用EViews計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件，對(duì)河南省1978—2010年AI和PI兩列時(shí)間序列進(jìn)行單位根的穩(wěn)定性檢驗(yàn)(最優(yōu)滯后期根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定)。2個(gè)變量時(shí)間序列的原始序列、一階差分和二階差分ADF檢驗(yàn)EViews輸出結(jié)果見表2。

由表2可以看出，在原假設(shè)H0:δ≥0下，時(shí)間序列AI的單位根τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為0.316 0，在1%，5%，10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-2.641 7，-1.952 1，-1.610 4。顯然，上述τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值大于5%水平下的DW臨界值，從而接受假設(shè)H0:δ≥0，表明AI序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。對(duì)序列AI進(jìn)行一階差分并進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，依然得出ΔAI的τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的DW臨界值，是非平穩(wěn)的。故需對(duì)AI進(jìn)行二次差分，得出Δ2AI的τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于5%水平下的DW臨界值，表明至少可以在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，序列Δ2AI為平穩(wěn)的，且AI為二階單整序列，即AI—I(2)。同理，可得出PI為二階單整序列，PI—I(2)。

圖2 BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)訓(xùn)練過程(a)和輸出期望相應(yīng)圖(b)

年份農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)等級(jí)描述年份農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)等級(jí)描述年份農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)等級(jí)描述19780.008最低19902.741較低20025.444一般19790.026最低19912.531較低20035.935一般19800.076最低19922.679較低20046.018較高19810.310最低19932.523較低20056.246較高19820.283最低19942.711較低20066.262較高19831.000最低19952.895較低20077.024較高19841.500最低19963.368較低20087.951較高19851.756最低19973.540較低20098.361最高19861.064最低19983.813較低20109.240最高19872.265較低19994.749一般20119.621最高19881.187最低20005.680一般20129.867最高19892.648較低20015.635一般———

由于AI和PI屬于同階單整，采用恩格爾—格蘭杰兩步法檢驗(yàn)判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)AI和PI進(jìn)行OLS回歸，得到方程：

PI=6.4372+0.6287AI

(11)

t=(52.770) (9.195)

對(duì)上面OLS回歸方程殘差時(shí)間序列εt做單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值小于在5%顯著性水平下的DW臨界值。說明回歸模型不存在謬誤回歸，它們之間存在著協(xié)整關(guān)系。同時(shí)可以說明，隨著AI每提高1個(gè)單位，會(huì)引起PI提高0.628 7個(gè)單位。

說明：檢驗(yàn)形勢(shì)中的C、T和K分別表示截距、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，Δ表示一階差分，Δ2表示二階差分。

2.2.2 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn) 對(duì)AI和PI進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。從表3中可知，在滯后期為2，3，4時(shí)，在5%的概率下均拒絕了“PI does not Granger Cause AI”和“AI does not Granger Cause PI”的原假設(shè)，這說明河南省農(nóng)用地集約利用水平和農(nóng)民收入之間互為Granger因果關(guān)系。由此可知，河南省農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)的大小將會(huì)對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生影響，農(nóng)民收入也會(huì)反過來影響農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)，至于這種沖擊的強(qiáng)度和方向如何，仍需對(duì)其進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

表3 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù) 脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對(duì)于一個(gè)變量的沖擊反映，在前面驗(yàn)證PI和AI存在Granger因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，建立脈沖響應(yīng)函數(shù)分析兩者的動(dòng)態(tài)影響。

運(yùn)用EViews建立AI和PI的自回歸模型(最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SC最小標(biāo)準(zhǔn)準(zhǔn)則確定)：

(12)

基于自回歸模型建立它們之間的脈沖響應(yīng)模型，作用時(shí)間為10 a。檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示，縱軸表示脈沖響應(yīng)，橫軸表示跟蹤期，虛線表示響應(yīng)函數(shù)值加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。

首先考察農(nóng)用地集約利用水平對(duì)農(nóng)民收入的沖擊反映。從圖3a中看出，農(nóng)用地集約利用水平對(duì)農(nóng)民收入信息的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)曲線，總體上呈現(xiàn)較強(qiáng)的正向響應(yīng)，在前4期處于波動(dòng)狀態(tài)，在第4期之后呈現(xiàn)出穩(wěn)定的、強(qiáng)度平穩(wěn)增強(qiáng)的正向響應(yīng)。這說明農(nóng)用地集約利用水平和農(nóng)民收入之間存在著緊密的聯(lián)系，農(nóng)用地集約利用水平對(duì)農(nóng)民收入在初期產(chǎn)生負(fù)向響應(yīng)主要是由于集約利用需要投入大量的人力和財(cái)力，而產(chǎn)出需要一定時(shí)間積累方能顯現(xiàn)。第4期后出現(xiàn)持續(xù)增強(qiáng)的正向響應(yīng)，表明農(nóng)用地集約利用水平能明顯拉動(dòng)農(nóng)民收入水平的提升，且這種拉動(dòng)具有長(zhǎng)期性。而后考察農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)用地集約利用水平的沖擊反映。從圖3b可以看出，農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)用地集約利用水平新息一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)，基本維持穩(wěn)定的正向響應(yīng)。這說明農(nóng)民收入的提高使農(nóng)民有能力投入更多的勞力、農(nóng)機(jī)、化肥等生產(chǎn)要素，從而促進(jìn)農(nóng)用地集約利用水平的提高。

(a) 農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)用地集約利用水平的沖擊響應(yīng)路徑 (b) 農(nóng)用地集約利用水平對(duì)農(nóng)民收入的沖擊響應(yīng)路徑

圖3脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

2.2.4 方差分解 方差分解主要分析系統(tǒng)中各個(gè)變量的隨機(jī)沖擊對(duì)自身及其其它變量變化的貢獻(xiàn)性。根據(jù)方差分解理論模型，對(duì)AI和PI的預(yù)測(cè)均方誤差進(jìn)行分解，結(jié)果見圖4。

從圖4a中可以看出，農(nóng)民收入的波動(dòng)在第1期僅受自身波動(dòng)的影響，第5期后出現(xiàn)穩(wěn)定下降，在第10期達(dá)到82.64%。農(nóng)用地集約利用水平對(duì)農(nóng)民收入波動(dòng)的沖擊在第2期開始顯現(xiàn)，到第4期前均相對(duì)微弱，穩(wěn)定在1.47%，第5期開始，沖擊影響呈現(xiàn)出穩(wěn)定增長(zhǎng)的趨勢(shì)，到第10期達(dá)到17.36%，并保持著遞增的趨勢(shì)。從圖4b可知，農(nóng)用地集約利用水平在第1期受自身波動(dòng)的影響為80.34%，而后顯著上升并穩(wěn)定在96.3%。農(nóng)用地集約利用水平的波動(dòng)在第1期受農(nóng)民收入的沖擊最強(qiáng)，為19.65%，此后呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，后期區(qū)域穩(wěn)定在預(yù)測(cè)方差的3.70%左右?？傮w而言，農(nóng)民收入和農(nóng)用地集約利用水平均是自身預(yù)測(cè)誤差方差的主要來源，但是長(zhǎng)期來講，農(nóng)用地集約利用水平在農(nóng)民收入預(yù)測(cè)誤差方差的貢獻(xiàn)將會(huì)越來越大，可見它的發(fā)展對(duì)河南省農(nóng)民收入的變化有著越來越重要的作用。

(a)農(nóng)民收入水平的預(yù)測(cè)方差分解 (b)農(nóng)用地集約利用水平的預(yù)測(cè)方差分解

圖4方差分解圖

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié) 論

從投入強(qiáng)度、利用程度、產(chǎn)出效益和持續(xù)狀況4個(gè)層面共12個(gè)指標(biāo)建立河南省農(nóng)用地集約利用評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，借助BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)對(duì)河南省1978—2012年農(nóng)用地土地集約利用水平進(jìn)行測(cè)度，發(fā)現(xiàn)農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)整體上升，間有波動(dòng)。1978—1993年期間屬于河南省農(nóng)用地集約利用的初步形成時(shí)期，1994—2012年期間，農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)迅速增長(zhǎng)，此階段屬于河南省農(nóng)用地集約利用的快速發(fā)展時(shí)期。

平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn)表明，1978年以來，河南省農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)和農(nóng)民收入水平存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)每提高1個(gè)單位水平，將引起農(nóng)民收入提高0.628 7個(gè)單位水平。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明河南省農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)和農(nóng)民收入之間互為Granger原因。脈沖函數(shù)分析結(jié)果顯示，農(nóng)用地集約利用綜合指數(shù)對(duì)農(nóng)民收入第2期才產(chǎn)生影響，且為負(fù)向；第4期之后轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)，強(qiáng)度平穩(wěn)增強(qiáng)。說明隨著河南省農(nóng)用地集約利用水平的提升，農(nóng)民收入水平也將隨之增長(zhǎng)，農(nóng)用地集約利用水平提升產(chǎn)生的效益需要一定時(shí)間積累方能顯現(xiàn)。方差分解結(jié)果顯示農(nóng)民收入和農(nóng)用地集約利用水平均是自身預(yù)測(cè)誤差方差的主要來源，隨著時(shí)間的推移，農(nóng)民收入受自身影響逐漸減少，受農(nóng)用地利用集約度提升的影響不斷加強(qiáng)。農(nóng)用地集約利用水平受自身的影響不斷增長(zhǎng)，受農(nóng)民收入的影響逐漸減少?？傮w來說，農(nóng)用地利用集約度的提升對(duì)農(nóng)民收入變化的解釋能力正在逐步增強(qiáng)，農(nóng)用地利用集約度的提升對(duì)提高河南省農(nóng)民收入有著重要意義。

3.2 討 論

通過對(duì)改革開放以來河南省農(nóng)用地集約利用與農(nóng)民收入之間的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析，得出河南省農(nóng)用地利用水平的提高對(duì)農(nóng)民收入有著重大的推動(dòng)作用，農(nóng)用地集約利用給農(nóng)民帶來糧食增產(chǎn)，滿足其糧食需求，在基本生存得到保障的基礎(chǔ)上投身非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民收入的增加；另外農(nóng)用地集約利用促進(jìn)農(nóng)作物產(chǎn)值的提升同樣促進(jìn)了農(nóng)民收入水平的提高。政府在進(jìn)行宏觀調(diào)控的過程中，應(yīng)該對(duì)農(nóng)用地集約利用足夠重視，制定符合河南省實(shí)際情況的農(nóng)用地利用、保護(hù)政策，促進(jìn)農(nóng)用地集約利用持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展。

根據(jù)研究結(jié)論，短期內(nèi)農(nóng)用地集約利用水平對(duì)農(nóng)民收入為負(fù)向沖擊，但長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)農(nóng)民收入為正向影響。因此，在制定相關(guān)政策時(shí)，應(yīng)當(dāng)以長(zhǎng)期政策為主，短期政策為輔，在保證正向效應(yīng)的基礎(chǔ)上，盡量削弱短期負(fù)向沖擊帶來影響。由于農(nóng)民收入水平也是農(nóng)用地集約利用水平的原因，說明兩者之間存在一定的良性交替維拉關(guān)系，農(nóng)民收入水平的提高，能夠促進(jìn)其在土地上投入更多的資本，有利于農(nóng)用地集約利用技術(shù)的采用，但同時(shí)也會(huì)誘發(fā)農(nóng)民忽視對(duì)農(nóng)用地的保護(hù)，出現(xiàn)“只使用，不保養(yǎng)”的情況，因此農(nóng)用地集約利用度并非越高越好，應(yīng)當(dāng)合理調(diào)控農(nóng)用地集約利用的投入和使用，使利用效益最優(yōu)?？梢姡乱徊接斜匾獙?duì)比研究不同時(shí)期農(nóng)用地集約利用與農(nóng)民收入之間的協(xié)調(diào)程度，為實(shí)現(xiàn)優(yōu)化河南省土地利用結(jié)構(gòu)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雙軌并行提供科學(xué)依據(jù)，讓政府在制定具體政策時(shí)有的放矢。

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AnAnalysisofDynamicEconometricRelationshipbetweenIntensiveAgriculturalLandUtilizationandIncomeGrowthofRuralFarmersinHe′nanProvince

YIN Chun-li1, SONG Wen-bo2, FAN Hui-ping2, GUO Zi-long2, WANG Yang2, MENG Qing-xiang2,3

(1.CollegeofBiotechnology,Xi′anUniversity,Xi′an710062,China; 2.CollegeofRecoursesandEnvironmentalSciences,He′nanAgriculturalUniversity,Zhengzhou450002,China; 3.He′nanProvinceCollegesandUniversitiesofAgriculturalResourcesandEnvironmentalEngineeringCenterforTechnologyResearch,Zhengzhou450002,China)

The levels of intensive agricultural land utilization are closely related to accelerated transformation of economic development patterns. By measuring and calculating the agricultural land use intensity, the variation and its interaction with economic growth of intensive agricultural land utilization in He′nan Province was studied. This paper, based on time-series data from 1978 to 2012 of He′nan Province, constructed the index system of agricultural land use intensity, calculated the levels of intensive agricultural land utilization by using BP ANN when the index system of agricultural land use intensity of He′nan Province was constructed. On this basis, a statistical approach was adopted to analyze relationship between intensive agricultural land utilization and income growth of rural farmers in He′nan Province. The results showed that the levels of intensive agricultural land utilization in He′nan Province had been gradually increasing since 1978. By employing co-integration analysis, granger causality test can notice that the intensive agricultural land utilization and income growth of rural farmers have Granger causal relationship to each other, when the intensive agricultural land utilization levels increased by 1 unit, 0.628 7 unit of income growth of rural framers increased. The impulse response function and variance decomposition showed that with the increase of the intensive agricultural land utilization level, the indices of farmer per capita income will promote too. Its explanation capability of the income growth of rural farmers will be enhanced over time.

agricultural land; intensive utilization; income of the farmers; BP ANN; econometric analysis

2014-02-17

：2014-03-15

國(guó)土部中國(guó)地質(zhì)調(diào)查局地質(zhì)調(diào)查項(xiàng)目(12120113007300)

尹春麗(1977—),女,河南沈丘人,博士,講師,主要從事生物化工及環(huán)境生態(tài)研究。E-mail:yinchunli1977@126.com

孟慶香(1977—),女,河南新鄉(xiāng)人,副教授,博士,研究方向?yàn)橥恋乩迷u(píng)價(jià)、區(qū)域規(guī)劃。E-mail:qxmeng@126.com

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：1005-3409(2014)05-0185-08