梁宝坤1，陆汝成，李冠2，李秋萍1，梁倩婧1，林莹1
（1. 广西师范学院 国土资源与测绘学院，广西 南宁 530001；
2. 浙江大学 公共管理学院，浙江 杭州 310029）
边境地区对捍卫国家主权和领土完整、巩固边防和社会稳定具有重大战略意义。随着“钓鱼岛”“南海”等争端形势的升级，边境地区日益成为各国广泛关注的焦点。同时，在经济全球化和区域经济一体化的大背景下，不同国家之间的互通往来日渐频繁，国界两侧的边境地区成为国际经济交流活动的重要空间和承载区域。而边境贸易作为边境地区的一种特有经济贸易形式，对推动跨国区域经济合作，促进地方财政收入，提高边境群众生活水平，有效维护边境地区稳定发挥着不可替代的作用[1]。在这样特殊的区位和经济发展模式的共同作用下，边境地区的社会经济不仅得到快速发展，其土地利用尤其是建设用地将发生深刻演变[2]。因此，边境贸易发展与土地利用变化相关问题日益成为学术研究的焦点。
目前，许多专家学者从全国和地区尺度[3-6]、驱动力[7-9]、脱钩分析[10-11]、建设用地的扩张与经济增长之间的贡献度[12-15]等角度对建设用地变化和经济增长之间的关系进行了大量研究。多数研究表明土地利用的变化尤其是建设用地的变化在一定程度上反映了社会经济发展的要求，是经济高速发展的必然结果[16]，经济增长同时也是推动建设用地扩张的基本经济因素[14]。对于边境贸易与经济增长方面的研究，目前学术界主要集中从边境贸易的内涵、特征、现状等进行定性分析[17-19]，并利用协整分析等计量经济方法对边境贸易与经济增长的关系[20-22]进行探讨。也有部分学者尝试对贸易发展与土地利用变化响应进行了相关研究[23]，但多数是贸易发展与耕地[24]、生态用地[25]等的响应研究，对于边境贸易发展与建设用地间相互关系的研究较少。
因此，本文在上述研究的基础上，选取广西边境的东兴市为例，采用协整分析、脉冲响应函数等计量经济方法，对东兴市1997—2012年间边境贸易发展与建设用地变化之间的互动关系进行研究，通过辨析两者关系，揭示边境贸易发展与建设用地变化的内在耦合机制，为边境地区有效制定供地政策、优化边境地区建设用地布局，通过土地利用方式的转变推动边境贸易发展方式转变升级，同时对其他沿边地区在发展过程中，如何更好地处理边境贸易发展与建设用地关系起到借鉴作用。
1 研究方法与数据处理
1.1 研究方法
传统的经济计量建模时使用的时间序列要求必须是平稳序列，若不平稳将会产生“伪回归”，进而导致错误的结论。而随着现代经济计量方法的发展，非平稳变量间的相互影响作用和均衡关系可以通过协整分析、Granger因果检验以及脉冲响应函数等数学方法进行分析[26]。本研究采用协整分析的相关理论方法，从双向视角考察边境贸易发展与建设用地之间是否存在长期均衡的关系及短动态的因果关系，同时求证其因果效应的作用方向与冲击强度。
1.1.1 数据的平稳性检验
在协整分析前，为避免时间序列的不稳定而造成的伪回归现象，需先对各变量序列进行平稳性检验。本文运用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法对边境贸易进出口总额与建设用地规模2个时间序列的平稳性进行检验，并确定其单整阶数。ADF检验的模型如下[27]：
（1）
（1）式中，Yt—待检验的变量，△—差分算子，α0—常数项，T—时间趋势，P—滞后值，εt—随机误差项。原假设为B0: γ =0，备选假设是B1: γ <0。若接受原假设B0则意味Yt存在单位根，即说明该序列变量是非平稳变量。
1.1.2 数据的协整检验
为了剔除变量间存在共同的随机性趋势，需通过协整关系检验变量间是否具有稳定的均衡关系。协整检验的方法有很多种，因本文研究的是边境贸易发展与建设用地规模二者间的协整关系，且Engle-Granger两步法（以下简称为E-G两步法）通常用于检验2个变量间的协整关系，故本文拟用E-G两步法进行研究。E-G两步法的基本原理是通过建议回归方程的残差是否平稳来判断回归方程是否合理，残差模型如下[28]：
（2）
式（2）中的Xt和Yt为同阶单整的序列。若残差是平稳的，则说明二者存在协整的关系，反之则不存在协整关系。
1.1.3 Granger因果检验
因协整检验只可揭示研究变量间是否存在长期均衡关系而无法分析其是否存在因果关系，故需采用Granger因果检验变量序列间的因果关系[29]�；舅悸肥前驯患煅榈谋淞孔魑桓鯲AR系统，在考察变量A是否是变量B产生的原因之前，先假设当前B的取值被其自身滞后期取值所能解释的程度，再验证观察通过引入A的滞后值能否明显提高B的被解释程度，如果可以，则称A是B的Granger原因[30]。检验方法为[31]：
（3）
（4）
（3）和（4）式中，λ为常数项，αi和αj分别是相应的回归系数。若假设“变量X非导致Y发生变化的原因”，则可对βi（i=1,2，…，m）=0检验。若检验结果拒绝原假设，则认为X是Y的Granger原因。同理，可对βj（j=1,2，…，m）=0检验以判断Y对X是否存在因果关系。
1.1.4脉冲响应函数
脉冲响应函数（Impulse Response Function, IRF）可用于衡量变量的动态特征及样本期外各变量间的Granger因果关系强度，从动态上把握系统内生变量的相互影响过程[29]。其函数形式如下[33]：
（5）
（6）
式（5）中，k—滞后阶数，ε1t、ε2t均为随机扰动项。若ε1t发生变化，Yt的值会随之发生改变且会通过当前的Yt值影响到Xt、Yt今后的取值。故可因此确定系统内各变量对自身及所有其他内生变量的变化反应情况。
1.1.5方差分解
方差分解是可用于研究表变量相互之间冲击的影响与反映的重要方法之一，通过构建方差分解模型进一步分析冲击对内生变量产生变化的贡献度以及对不同结构冲击的重要性进行评价，以揭示系统中一个变量对自身以及其他变量所造成的影响。
1.2 数据来源及处理
（1）建设用地规模指标。1997—2012年建设用地面积来源于历年东兴市土地利用变更数据、《东兴市土地志》、相关规划资料及数据统计资料等。
（2）边境贸易发展指标。本研究用边境贸易进出口总额衡量边境贸易发展水平。研究中使用的边境贸易统计数据主要来源于《东兴市统计年鉴（1996—2012）》。
（3）主要社会经济数据。来源于《广西统计年鉴》（1998—2013）、《防城港市统计年鉴》（2003—2013）、《东兴统计年鉴（1996—2012）》。
本研究中JS——建设用地面积的值， BT——边境贸易进出口总额值。图1反映的是1997—2012年东兴市建设用地面积与边境贸易进出口总额的变动趋势。从图1可以发现，二者均具有较明显的上升趋势，初步说明了它们是协整的。
图1 1997—2012年建设用地与边境贸易总额变化趋势
Fig.1 Tendency of Construction land and the total amount of Border trade from 1997 to 2012
1.3 研究概况
东兴市不仅是中国陆地边境线起点、海岸线终点的交汇城市，也是中国与东盟唯一海陆相连的口岸城市，其独特的地理位置为社会经济的快速发展奠定了基础。自东兴市1996年建市至2013年以来，对越边境贸易总额累计达到了1035.49亿元，年均增长率为25%，呈稳步攀升趋势。与之相伴随的是建设用地的扩张，东兴市建设用地规模由1996年的2454.21hm2增加到2012年的4858.50 hm2，年均增长率为4.36%，呈逐年扩张趋势。由此可知，东兴市的边境贸易发展与建设用地变化情况的同步趋势性比较明显，不仅在边境地区具有较好的代表性，同时也为本文提供了坚实的研究基础。
图2 东兴市区位图
Fig.1 The area chart of Dongxing
3 边境贸易发展与建设用地互动关系研究
3.1 平稳性检验
为了提高模型的拟合度并在一定程度上消除数据中存在的异方差现象，在不改变原始变量互动关系的基础上，对其进行自然对数（LN）变换。最终采用变量：建设用地面积（lnJS）和边境贸易进出口总额（lnBT）。
在协整分析之前，首先对lnBT与lnJS进行平稳性检验。用D(lnBT)和D(lnJS)分别表示边贸进出口总额、建设用地面积的一阶差分。运用ADF检验法对其水平序列及差分序列进行平稳性检验，结果如表1。
表1 时间序列的ADF检验
Table1 ADF test of temporal variable
|
变量
|
ADF值
|
1%临界值
|
5%临界值
|
10%临界值
|
检验形式
|
结论
|
|
lnBT
|
-1.8375
|
-4.7284
|
-3.7597
|
-3.3250
|
（C,T,0）
|
非平稳
|
|
lnJS
|
-1.2657
|
-4.7284
|
-3.7597
|
-3.3250
|
（C,T,0）
|
非平稳
|
|
D（lnBT）
|
-4.1537
|
-4.8864
|
-3.8290
|
-3.3630
|
（C,T,1）
|
平稳
|
|
D（lnJS）
|
-3.3667
|
-4.0044
|
-3.0989
|
-2.6904
|
（C,0,0）
|
平稳
|
注：①检验形式（C,T,L）中的C、T、L分别表示ADF检验中包含截距、时间趋势和滞后阶数，C或T为0表示不含截距或时间趋势；②滞后期的选择由EViews6.0根据SIC和AIC准则自动给出。
结果表明，lnBT和lnJS的ADF检验值均大于10%显著水平下的临界值，未能通过检验，故原序列是非平稳的。而其一阶差分D（lnBT）和D（lnJS）的ADF检验值小于5%显著性水平的临界值，拒绝了具有单位根的假设，即D（lnJS）和D（lnBT）均为平稳序列。表明研究期间，东兴市边境贸易发展与建设用地扩张的速度都相对较快，数据表现出的时间趋势性较强。
3.2 协整关系检验
由以上平稳性检验分析可知，lnJS和lnBT均为一阶单整序列，符合协整分析的的前提条件，可进一步检验其协整关系。把lnBT作为被解释变量， lnJS作为解释变量，利用OLS进行回归得到二者间的协整方程：
lnBT =3.4715lnJS－24.4048
R2=0.6940 F=31.7514 DW=0.4693
为检验协整方程的合理性，利用 ADF 法检验回归方程残差的平稳性。令et表示上述方程的残差，则残差方程为et = lnBT－3.4715lnJS＋24.4048。对其稳定性进行单位根检验，结果如表2，表明在10%显著性水平下，该残差序列是平稳的。
表2 残差的ADF检验结果
Table2 Results of ADF test of Residuals of Regression
|
变量
|
ADF值
|
1%临界值
|
5%临界值
|
10%临界值
|
结论
|
|
et
|
-1.8777
|
-2.7283
|
-1.9663
|
-1.6050
|
平稳
|
根据E-G检验结果， lnBT与lnJS之间存在协整关系，即长期均衡关系，同时表明在这样的关系中，建设用地的面积每增加1%，边境贸易发展水平则提高3.47%。
3.3 Granger因果关系检验
为检验lnBT与lnJS之间是否存在因果关系，按照Granger因果关系检验方法，对其进行检验，结果如表3。
表3 变量的Granger因果检验结果
Table3 Results of Granger causality test of temporal variable
|
零假设
|
lnJS不是lnBT的Granger原因
|
|
lnBT不是lnJS的Granger原因
|
|
滞后阶数
|
F统计量
|
P值
|
|
F统计量
|
P值
|
|
1
|
0.2015
|
0.6615
|
|
4.3773
|
0.0583
|
|
2
|
0.4142
|
0.6729
|
|
2.3962
|
0.1465
|
|
3
|
0.1473
|
0.9277
|
|
1.2537
|
0.3708
|
|
4
|
0.2870
|
0.8704
|
|
0.4792
|
0.7553
|
通过检验发现：在5%的显著性水平下，P值均大于临界值，表明都接受了原假设，即边境贸易的发展与建设用地规模变化均不是彼此的Granger原因。但二者无明显的Granger因果关系并不能说明它们之间不具有拉动效应。东兴市边境贸易的发展在带动当地产业发展、人力资本增值的同时会间接地促进当地经济的增长，而因经济增长所引致的边境贸易市场环境、口岸交通基础设施建设的完善等传导机制也会对边境贸易的发展起到一定推动作用。
3.4 脉冲响应函数
要考察边境贸易发展与建设用地面积间的相互冲击与响应效果，必须先建立两者的VAR模型，同时考虑到样本数据的自由度并根据AIC和SC准则，建立了lnBT与lnJS的滞后3阶模型，模型的检验结果如图3所示。横轴表示的是冲击作用的滞后期数，纵轴表示因变量对解释变量的响应程度，实线为变量受冲击后的走势，虚线为走势的正负两倍标准误差。
图2 lnJS与lnBT对一个标准差的冲击响应结果
Fig.2 Response of lnJS and lnBT to one S.E. innovations
由IRF的图解结果可知：当lnJS和lnBT分别受到自身一个标准差的冲击时，二者反映差异较大。lnJS对来自其自身的一个标准差冲击，在整个冲击期内的反应差异较大，初期反应迅速而强烈，在第1期就达到了最大值，随后一直下降，在第4~5期间略有起伏；而lnBT对自身的冲击力度较大，反应快速，在第3期达到波谷，随后又增强于第4~5期间并达到峰值，第5期后稍有衰减，之后又转为增强并保持了较为稳定的态势。而lnBT的一个标准差给lnJS带来的冲击起初为负向，但力度较小，仅在第1期呈现衰减，在第2期转为正向响应并在第4期达到了峰值，随后呈现的是相对稳定且平缓的正向响应迹象；在lnJS的一个标准差冲击后，对lnBT产生的是负向响应，冲击力度一般，在第1期至第10期略有起伏态势，相对稳定。
综上分析，对于变量lnBT的一个标准差的冲击，lnJS的响应较弱；而对于lnJS的冲击，lnBT相对较强，反应较为迅速，但反应的程度起伏较弱，对标准差的冲击保持负向反应�？芍�，东兴市建设用地面积的变化对边境贸易的发展的贡献度较小，而边境贸易的发展对建设用地面积的变化冲击相对较显著。该结果与实际情况是相符合的，就东兴市而言，随着边境贸易的发展，边境贸易市场环境、口岸建设对城市基础设施用地的需求增加，会引致建设用地规模的不断扩大。而经济的发展尤其是边境贸易的发展却是受到诸多方面的因素影响，如国际市场、宏观经济环境状况、边境贸易政策等，而与上述因素比较，建设用地变化这个间接的因素对边境贸易的发展与促进便显得相形见绌了。
3.5 方差分解分析
在研究VAR模型时，可通过构建方差分解模型进一步分析模型的动态特征，它可通过将系统中每个内生变量中的变化分解为对其它分量的冲击，进而给出影响内生变量的每个随机扰动项的相对重要性信息[34]。方差分解的结果如表4所示。表中Period 栏为预测期，本文研究选择是10期，S.E.栏表示lnBT和lnJS的预测标准误差，而lnBT与lnJS栏的数据分别代表以lnBT和lnJS为因变量的方程新息对每个时期预测标准误差的贡献度，每行两者之和是100。
表4 边境贸易发展与建设用地面积的方差分解结果
Table4 Results of Variance decomposition of lnBT and lnJS
|
Period
|
lnBT的方差分解
|
|
lnJS的方差分解
|
|
S.E.
|
lnBT
|
lnJS
|
|
S.E.
|
lnBT
|
lnJS
|
|
1
|
0.1259
|
100.0000
|
0.0000
|
|
0.1405
|
21.4142
|
78.5858
|
|
2
|
0.1452
|
99.0343
|
0.9657
|
|
0.1665
|
27.6684
|
72.3316
|
|
3
|
0.1561
|
97.5985
|
2.4015
|
|
0.1699
|
27.8871
|
72.1129
|
|
4
|
0.1857
|
97.9895
|
2.0105
|
|
0.1730
|
27.3770
|
72.6230
|
|
5
|
0.2087
|
98.3145
|
1.6855
|
|
0.1745
|
26.9924
|
73.0076
|
|
6
|
0.2230
|
98.4089
|
1.5911
|
|
0.1750
|
27.2129
|
72.7871
|
|
7
|
0.2439
|
98.4521
|
1.5479
|
|
0.1772
|
28.9043
|
71.0957
|
|
8
|
0.2667
|
98.7016
|
1.2984
|
|
0.1795
|
30.5785
|
69.4215
|
|
9
|
0.2853
|
98.8398
|
1.1602
|
|
0.1815
|
32.0616
|
67.9384
|
|
10
|
0.3055
|
98.8909
|
1.1091
|
|
0.1846
|
34.3714
|
65.6286
|
基于VAR模型的lnBT方差分解结果显示，lnBT受到来自自身冲击的影响较大，虽然后期略有下降但基本保持在98%左右。除此外，lnJS对lnBT的贡献率在第2期为0.97%，即东兴市边境贸易发展水平预测方差的0.97%可以由建设用地变动来进行解释，在第2期影响程度略有上升但随着时间的推移这种影响程度有所下降；从lnJS的方差分解结果看，lnJS虽然受到其自身的波动影响比较大，但不能忽视的是随后这种影响程度在逐渐下降，而lnBT对lnJS的影响在第2期增长得较快，后期则保持低速稳步增长态势。
以上数据分析说明，建设用地变化对边境贸易发展的贡献度较小，仅为1%左右，而边境贸易发展对建设用地变化的贡献度则相对较高，达到34%以上且在预测期间稳定持续上升。说明目前东兴市边境贸易的发展主要受国家和地方政府颁布实施的边境贸易政策、贸易方式等影响，而非建设用地扩张。
4 结论与讨论
通过对东兴市1997—2012年边境贸易发展与建设用地的互动关系研究，可得出以下结论：
东兴市边境贸易发展速度和建设用地的扩张相对较快，数据表现出的时间趋势性较强；虽然研究发现二者间存在长期均衡关系，但均不是彼此的Granger原因，二者之间的直接拉动效应不明显；而通过IRF和方差分解的分析发现建设用地的变化对边境贸易的发展带来的冲击响应比较弱，而边境贸易发展对建设用地的变化冲击响应相对较强，表明边境贸易发展后会出现建设用地的变化，但建设用地的变化不一定会促进边境贸易的发展。东兴市边境贸易的发展更多地是通过带动当地产业的调整、技术的升级、贸易结构的调整等方式的转变间接地推动经济的增长。边境贸易的发展对建设用地的冲击作用较强，故边境贸易发展方式的转变，将会引致边境贸易市场环境、口岸交通基础设施用地的改善，进而促使建设用地发生变化。因此，应注重从合理调整边境贸易发展的方式入手，进一步优化边境贸易进出口贸易商品结构，从不同层面提高边境贸易发展的水平，以促进东兴市社会经济的可持续发展。
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