長株潭城市群土地利用變化與城市化的相互響應(yīng)研究

潘愛民,全斌,王昭生

（1.湖南科技大學商學院,湖南湘潭411201;2.湖南科技大學建筑與城鄉(xiāng)規(guī)劃學院,湖南湘潭 411201）

集約利用土地已成為發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟和建設(shè)節(jié)約型社會的重要內(nèi)容之一,也是國土資源管理部門的一項重點工作。自20世紀80年代以來,我國城市化獲得了長足發(fā)展。人口、產(chǎn)業(yè)等向城鎮(zhèn)集聚作為這一過程的顯著標志,使得城鎮(zhèn)建設(shè)用地數(shù)量急劇擴大,農(nóng)業(yè)用地面積相應(yīng)減少,城市化的快速發(fā)展中暴露了一些土地利用中的深層次問題,如城鎮(zhèn)擴張占用耕地過度膨脹、集約化水平與土地利用率低、土地利用結(jié)構(gòu)不合理等。從直觀上看,城市化是造成當前土地利用中存在問題的原因,但兩者之間的相互響應(yīng)究竟如何?即到底是土地利用程度的變化導(dǎo)致了城市化的提高,還是城市化的提高導(dǎo)致了土地利用程度的變化?它們之間是否存在一個長期的關(guān)系,如果存在一個長期的關(guān)系,短期內(nèi)如何波動和收斂?如果能通過實證分析回答這些問題,可以為完善城市化政策提供支持,也可以為解決當前土地利用存在的問題提供參考。

對于土地利用與城市化的關(guān)系,國內(nèi)外學者對其做了大量的研究,但迄今為止,尚沒有一個統(tǒng)一的結(jié)論。國外學者如 Braid R.M.[1]和 William Lockeretz[2]分析了城市化對土地利用的影響,指出城市化加速了城市就業(yè)人口的增長,造成居住區(qū)的擴大和低素質(zhì)人口的增加,從而擠占了大量工業(yè)和商業(yè)用地;Heilig G.K.[3]和Verburg P.H.[4]等認為深入的城市化能夠改變土地的利用模式,可以使品質(zhì)低的土地更加集約利用起來,從而解決更多人的溫飽和居住問題。國內(nèi)對此問題的研究也存在三種觀點:一種觀點認為:城市化會大量侵占耕地,致使耕地總面積持續(xù)減少[5];另一種則與此相反,認為城市化有利于土地的有效利用,是解決我國人多地少矛盾的主要途徑之一[6]。第三種觀點認為:城市化帶來建設(shè)用地的擴展,不是必然的[7]。國內(nèi)外學者們的相關(guān)研究多數(shù)是關(guān)于城市化對土地集約利用影響的定性分析,缺乏結(jié)合中國具體區(qū)域?qū)嵺`方面的定量研究,難以提供一些可供操作的區(qū)域城市化與土地利用方面的對策建議?；诖?本文擬以長株潭城市群為背景,試圖利用ADF檢驗、Johansen檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗以及誤差修正模型等計量方法,對該地區(qū)城市化水平的變化與土地利用程度的變化進行多變量動態(tài)計量分析,以探求城市化與土地利用的相互響應(yīng)機制。

1 研究區(qū)域、數(shù)據(jù)與方法

1.1 研究區(qū)域

長株潭城市群位于中國地貌第三級階梯向東南山丘過渡地帶,地處湘江下游,湘江縱貫?zāi)媳薄ｉL株潭地區(qū)東眺長江三角洲,南靠珠江三角洲,西連巴蜀、云貴,北依長江黃金水道,受華東、華南及武漢經(jīng)濟圈疊加影響,為湖南經(jīng)濟最發(fā)達區(qū)域。長沙、株洲、湘潭三地市,呈“品”字形分布,雄踞區(qū)內(nèi)北、東、西部。2008年末,長沙、株洲、湘潭三市的城市化率分別為61.25%、48.83%、49.44%,是中國城市化推進較快的區(qū)域之一。2007年12月,長株潭城市群獲準為全國“兩型社會”建設(shè)綜合配套改革實驗區(qū),成為全國6個綜配套改革實驗區(qū)之一[8]。

1.2 數(shù)據(jù)

(1)長沙、株洲與湘潭的城市化率,以人口城市化率的指標來代表,即非農(nóng)人口占城市總?cè)丝诘谋戎?分別以URBAN1,URBAN2,URBAN3表示。另外,以三市人口為權(quán)重將歷年的指標值進行加權(quán)平均,以求得長株潭地區(qū)的總體城市化率,用 TURBAN表示。數(shù)據(jù)來源于各年《長沙統(tǒng)計年鑒》、《湘潭統(tǒng)計年鑒》、《株洲統(tǒng)計年鑒》,通過直接獲取和計算加工而成,數(shù)據(jù)時間區(qū)間為1996-2008年。

(2)長株潭地區(qū)的土地利用指數(shù)(TDLY)。本文根據(jù)沈彥[8]等的研究,將土地利用程度按照土地自然綜合體在社會因素影響下的自然平衡狀態(tài)分為若干等級,采用土地利用指數(shù)研究長株潭城市群1996-2008年土地利用程度及其變化,根據(jù)土地利用程度綜合指數(shù)及土地利用程度變化模型的定量表達式,得到研究區(qū)土地利用程度及其變化的相關(guān)指數(shù)。原始數(shù)據(jù)來源于長株潭三市的土地變更資料。

(3)在實證研究過程中,取各變量的自然對數(shù)以消除異方差,分別記為:LURBAN1,LURBAN2,LURBAN3,LT URBAN,LTDLY。

1.3 檢驗方法

(1)平穩(wěn)性檢驗。在進行時間序列分析時,傳統(tǒng)上要求所采用的時間序列必須是平穩(wěn)的,即沒有隨機趨勢或確定性趨勢,否則將會產(chǎn)生“偽回歸”問題。但是,在現(xiàn)實經(jīng)濟中的時間序列通常是非平穩(wěn)的。為了使回歸有意義,可以對其實行平穩(wěn)化,采用的方法是對時間序列進行差分,然后對差分序列進行回歸。這樣的做法忽略了原時間序列包含的有用信息,而這些信息對分析問題來說又是必須的[9]。為了解決上述問題,可以采用協(xié)整方法,而要進行協(xié)整分析必須進行單位根檢驗。進行單位根檢驗有多種方法,如DF方法、ADF方法、PP方法,本文采用 ADF方法。ADF方法是對如下回歸方程中的δ系數(shù)進行t檢驗:

式中:Δ——一階差 分符 號 ;εt——隨 機 誤 差項;yt——所研究的時間序列;m——最佳滯后期數(shù);這個滯后期數(shù)保證εt誤差項的平穩(wěn)性。零假設(shè)H0∶yt是一個非平穩(wěn)序列,當δ顯著為負數(shù)時便拒絕原假設(shè)。在實際中,回歸的最佳滯后期數(shù)m是不知道的,本文采用Engle和Yoo提出的AIC法則來決定方程(1)的最佳滯后期數(shù),用Mackinnon臨界值進行判斷。如果一個序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過d次差分,則該序列被稱為d階單整,記為I(d)。

(2)協(xié)整檢驗。如果序列X1t,X2t,…,Xkt都是d階單整 ,存在一個向量 α=(α1,α2,…,αk),使得Zt=αX′t～I(d-b),其中b＞0,Xt=(X1t,X2t,…,Xkt),則認為序列X1t,X2t,…,Xkt是(d,b)協(xié)整(Cointegration),記為Xt～CI(d,b),α為協(xié)整向量。如果兩個變量都是單整變量,只有當他們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整;兩個以上變量如果具有不同的單整階數(shù),有可能經(jīng)過線性組合構(gòu)成低階單整變量。協(xié)整的意義在于它揭示變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。滿足協(xié)整的經(jīng)濟變量之間不能相互分離太遠,一次沖擊只能使它們短時間內(nèi)偏離均衡位置,在長期中會自動恢復(fù)到均衡位置[10]。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系,但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步驗證。Granger提出的因果關(guān)系檢驗可以解決此類問題。其基本原理是;在做Y對其他變量(包括自身的過去值)的回歸時,如果把X的滯后值包括進來能顯著地改進對Y的預(yù)測,我們就認為X是Y的Granger原因。類似定義Y是X的Granger原因。檢驗方程如下:

其中ut為零均值非自相關(guān)隨機誤差項;α,β為系數(shù)。

原假設(shè)為:H0;βj=0(j=1,…,n),意味著X不是Y的原因。若原假設(shè)成立則有:

令式(2)的殘差平方和為SSE1,(1)式的殘差平方和為SSE2,則應(yīng)服從自由度為(n,T-m-n-1)的F分布,其中T為樣本總量;m,n分別為Y和X的滯后階數(shù),可以根據(jù)赤池信息準則(AIC)來決定。

(4)誤差修正模型。誤差修正模型是協(xié)整分析的一個延伸。協(xié)整反映的是變量之間的長期均衡關(guān)系。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離的現(xiàn)象,則必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài),誤差修正模型將短期波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。在確定了長株潭地區(qū)土地利用與城市化指標長期的關(guān)系以后,可以估計它們之間的誤差修正模型。

2 實證結(jié)果

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗

對各變量分別進行ADF(augmented Dick-Fuller)檢驗(本文所有的檢驗都用Eviews 3.1軟件完成),檢驗結(jié)果如表1。

表1 各變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

平穩(wěn)性檢驗顯示LFIN,LEFI,LINV都是非平穩(wěn)的過程,而它們的一階差分都是平穩(wěn)過程。即LURBAN1,LURBAN2,LURBAN3與LTDLY都是一階單整,符合變量之間具有協(xié)整關(guān)系的同階單整的前提條件,也是對長株潭地區(qū)土地利用與城市化進行動態(tài)分析的前提。

2.2 協(xié)整檢驗

根據(jù)Johansen的最大似然方法對LURBAN1,LURBAN2,LURBAN3,LT URBAN與LTDLY之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗,其中最優(yōu)滯后期k的選擇,這里根據(jù)非約束的VAR模型的AIC和SC準則而得到,本文將模型的最優(yōu)滯后階數(shù)取為2,檢驗結(jié)果見表2。

表2 兩變量Johansen檢驗結(jié)果

從表 2可以知道,LURBAN1,LURBAN2,LTURBAN與LTDLY之間均存在長期的協(xié)整關(guān)系,但LURBAN3與LTDLY之間不存在協(xié)整關(guān)系、具體的協(xié)整方程如下:

從式(4)-(6)可以發(fā)現(xiàn),長株潭整體的城市化率均與該地區(qū)的土地利用程度存在一個長期的均衡關(guān)系,城市化率提高一個百分點,土地利用綜合程度提0.583 52個百分點,長沙與株洲城市化率的提高同樣可以帶來土地利用綜合程度的提高,當長沙、株洲的城市化率提高一個百分點的時候,總體的土地利用綜合程度可以提高0.285 32,0.232 64個百分點。這說明當前長株潭地區(qū)已進入快速城市化階段,人口、產(chǎn)業(yè)的集聚很明顯,非農(nóng)用地對農(nóng)用地的捕獲力呈逐年增強的趨勢,直接導(dǎo)致非農(nóng)用地的快速增加和農(nóng)用地的大量減少,土地利用整體上向利用強度增大和廣度增加發(fā)展。因而,從長期看,長株潭地區(qū)城市化率的提高有利于該地區(qū)土地利用水平的提高。另外,湘潭的城市化水平與整個地區(qū)的土地利用之間不存在一個長期的均衡關(guān)系,這可能與湘潭地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展緩慢有關(guān)。

從式(4)-(6)還可以發(fā)現(xiàn),在土地利用水平變化的過程中,長沙地區(qū)的城市化率的促進效果要大于株洲地區(qū)與湘潭地區(qū),這可能由于長株潭地區(qū)在一體化進程中,長沙地區(qū)的發(fā)展已經(jīng)遠遠超前于株洲、湘潭的發(fā)展,出現(xiàn)了規(guī)模土地利用效益。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗

根據(jù)赤池信息準則確定各變量的滯后階數(shù)為2,對變量之間的的因果關(guān)系進行檢驗。Granger指出在非協(xié)整的情況下,格蘭杰檢驗將是無效的。由于前面的結(jié)論表明LTDLY與LURBAN3不存在協(xié)整關(guān)系,故對這一組變量不進行Granger因果關(guān)系檢驗,檢驗結(jié)果如表3。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從表3可以知道,LTDLY與LTURBAN之間存在一個單向的因果關(guān)系,即LTURBAN是LTDLY的Granger原因,但LTDLY不是LTURBAN的Granger原因,這說明城市化水平的變化是長株潭地區(qū)整體土地利用水平變化的原因,城鎮(zhèn)化的有序推進是引起土地利用狀況變動的重要因素。然而,土地利用的變化不是該地區(qū)城市化水平變化的原因,廖進中指出,城市化是第二、三產(chǎn)業(yè)比重不斷增加、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)演進和升級的過程,其實質(zhì)就是農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率差距不斷縮小,農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民生活方式、行為方式趨于一致,城鄉(xiāng)差距逐步消除的過程,這個過程的產(chǎn)生主要是由于人口、產(chǎn)業(yè)向城市集聚能產(chǎn)生規(guī)模效益等[5]?？梢?城市化水平的提高是各種原因綜合的結(jié)果,并不僅僅是土地利用方面造成的。另外,從表3還可以看出,長沙、株洲市的城市化與土地利用之間也存在一個單向的因果關(guān)系,即城市化水平的提高是土地利用水平提高的原因,但土地利用水平的提高不是城市化水平提高的原因。因此認為提高城市化水平應(yīng)該從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變、戶籍制度的改革以及政府制度層面上著手。

2.4 誤差修正模型

建立誤差修正模型,首先需要選擇每一個變量的滯后長度,使用Hendry從一般到特殊的建模方法,一開始每個變量滯后1到2期,然后刪除那些不顯著的滯后期,以獲得最終的簡潔形式模型:

式(7)的決定系數(shù) R2較低,可能是缺省了變量的緣故,但這不影響已有變量間的關(guān)系。誤差修正項通過5%的顯著水平檢驗,從系數(shù)估計值-0.529 11來看,當短期波動偏離長期均衡時,將以-0.529 11的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài),符合反向作用機制。滯后一期的長株潭整體城市化水平的變動對當期該地區(qū)的土地利用水平具有負面影響,這與學者廖進中的研究結(jié)論大致吻合,只是存在系數(shù)的差別,這可能是由于采取的數(shù)據(jù)不同造成的。模型再一次說明,短期內(nèi),城鎮(zhèn)化不利于土地的集約化利用,但長期內(nèi)二者存在均衡關(guān)系,具有長期一致性。

3 結(jié)論

以長株潭城市群為背景,利用ADF檢驗、Johansen檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗以及誤差修正模型等計量方法,對該地區(qū)城市化水平的變化與土地利用水平的變化進行多變量動態(tài)計量分析,研究結(jié)論如下:

(1)長株潭地區(qū)的城市化率與該地區(qū)的土地利用程度存在一個長期的均衡響應(yīng)關(guān)系。從長株潭整體來看,城市化率提高一個百分點,土地利用綜合水平提高0.583 52個百分點,從長沙、株洲兩市來看,城市化率的提高同樣可以帶來土地利用綜合程度的提高,當長沙、株洲的城市化率提高一個百分點的時候,總體的土地利用綜合程度可以提高0.285 32,0.232 64個百分點?？梢哉J為,當前長株潭地區(qū)已進入快速城市化階段,人口、產(chǎn)業(yè)的集聚很明顯,非農(nóng)用地對農(nóng)用地的捕獲力呈逐年增強的趨勢,故而長株潭地區(qū)的整體城市化率的提高有利于該地區(qū)土地利用水平的提高。另外,由于長沙地區(qū)的發(fā)展較快,在土地利用上出現(xiàn)了規(guī)模效益。再者,湘潭地區(qū)的城市化水平變化對長株潭地區(qū)的土地利用水平?jīng)]有直接的響應(yīng)關(guān)系,這可能與湘潭所處的經(jīng)濟發(fā)展階段有關(guān)。

(2)城市化水平的變化是長株潭地區(qū)整體土地利用水平變化的Granger原因,城市化的有序推進是引起土地利用狀況變動的重要因素。然而,土地利用的變化不是該地區(qū)城市化水平變化的Granger原因。這說明長株潭地區(qū)的土地利用變化與城市化水平的變化存在一個單向的響應(yīng)機制。可見,城市化水平的提高是各種原因綜合的結(jié)果,并不僅僅是土地利用方面造成的,提高城市化水平應(yīng)該從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變、戶籍制度的改革以及政府制度層面上著手。

(3)短期內(nèi),長株潭地區(qū)的城市化不利于土地利用水平的提高,滯后一期的長株潭整體城市化水平的變動對當期該地區(qū)的土地利用水平具有負面影響,但出現(xiàn)這種均衡關(guān)系的偏離時,通過城市化水平變化的反向作用機制,可以以-0.529 11的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

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