建設用地擴張與城市化動態(tài)計量分析——以無錫市為例

馬 凱，潘煥學

（北京林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083）

一、引言

現(xiàn)有關于城市化與建設用地關系的研究普遍認為城市化是建設用地增長的主要驅(qū)動力。談明洪等指出，城市人口對空間的需求是城市擴張的最初動力，城市人口的增加必然表現(xiàn)為城市居民對住房、交通和公共設施等方面的需求加強，城市人口的增加是城市土地擴張的直接動因[1]。章波等將城市化視為區(qū)域土地利用變化的一個主要驅(qū)動因素，經(jīng)濟發(fā)展和城市化帶來了人口的非農(nóng)化加快和建成區(qū)面積的不斷擴張，引起城市區(qū)域建設用地面積的大量增加[2]。李剛等認為，伴隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，吸引了大量本地農(nóng)村剩余人口和外來人口從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，引起非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)人口在地域上的集聚，從而導致工業(yè)用地、居住用地以及與之相配套的交通等基礎設施用地的不斷擴展[3]。

不過，也有少數(shù)學者考慮了城市化對促進建設用地集約利用的作用。宋戈等指出，在城鎮(zhèn)化水平較低時，城市擴張的方式是以擴大土地面積的外延式發(fā)展途徑為主，城市建設用地外延增長必然占用大量耕地，但是從長期看，隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，城鎮(zhèn)化發(fā)展有利于節(jié)約土地[4]。邊學芳等提出城市化的高級化發(fā)展過程，同時也是城市土地的集約利用過程[5]。蔡繼明，周炳林[6]、張文忠等[7]研究還發(fā)現(xiàn)不同的城市化模式[6]和城市化發(fā)展階段[7]對于建設用地擴張存在不同影響。

由此來看，城市化與建設用地擴展之間實質(zhì)上應是一個雙向、復雜、動態(tài)的關系，但目前學術界對這種關系僅局限于定性描述[8]，缺乏實證檢驗。鑒于此，本文以我國無錫市為例，以其1990-2011 年的城市化水平與建設用地面積的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎，運用目前在學術界廣泛關注的計量經(jīng)濟方法——協(xié)整理論和Granger 因果檢驗，對二者之間的動態(tài)機制進行探究，以期能夠有所新的發(fā)現(xiàn)。

二、指標選取與數(shù)據(jù)

在對城市化與城市建設用地擴展關系的動態(tài)計量分析中，主要選取了兩個指標：城市建設用地（CL）指標，用城市建設用地面積（km2）作為研究對象；城市化（UR）指標，用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋頊y度，單位為%。

選取的時間段為1990—2011 年。城鎮(zhèn)人口、總?cè)丝诘葦?shù)據(jù)來源于各年的 《無錫統(tǒng)計年鑒》；城市建設用地面積數(shù)據(jù)來自于各年 《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》。又考慮到序列的對數(shù)變換不會改變原序列的協(xié)整關系和短期調(diào)整模式，還能消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差現(xiàn)象，對兩變量取自然對數(shù)，記為LnUR 和LnCL。

三、實證過程與結(jié)果分析

（一）變量的單位根檢驗

在進行協(xié)整分析前，首先需要對各變量進行單位根檢驗。本文采用ADF 檢驗法對LnURt 和LnCLt 進行檢驗，檢驗時采用AIC 最小準則自動選擇滯后階數(shù)，結(jié)果見表1。

從表1 可以看出，在5%的顯著性水平下，LnUR 和LnCL 均存在單位根，為非平穩(wěn)序列；但經(jīng)過一階差分之后，兩個序列在1%顯著性水平下均不存在單位根，都變?yōu)槠椒€(wěn)序列。所以，都是一階單整序列，即都為I（1）。

（二）變量的協(xié)整檢驗

由于LnUR 和LnCL 都是一階單整序列，滿足協(xié)整分析前提。本文采用Johansen 檢驗法來進行變量的協(xié)整檢驗。根據(jù)表2 的檢驗結(jié)果，似然比跡檢驗結(jié)果和似然比最大特征值檢驗結(jié)果均顯示，在5%的顯著水平下，均拒絕沒有協(xié)整方程的假設，即變量LnUR 和LnCL 之間存在1 個協(xié)整關系，表明二者之間存在長期均衡關系。

（三）誤差修正模型的建立

由于LnURt 和LnCLt 之間存在協(xié)整關系，根據(jù)格蘭杰定理，一組具有協(xié)整關系的變量之間一定具有誤差修正模型（ECM）的表達式存在。因此我們可以進一步建立LnURt 和LnCLt 之間的誤差修正模型。又觀察到LnUR 和LnCL 在2000 年前后發(fā)生了明顯的結(jié)構(gòu)性變化，所以引入虛擬變量dv（dummy variable）作為外生變量來反映這種變化。結(jié)構(gòu)變量dv 的取值如下：2000 年及以前取值為0，2000 年之后取值為1。最終結(jié)果見表3。

表1 單位根檢驗結(jié)果

表2 協(xié)整關系檢驗結(jié)果

表3 誤差修正模型估計結(jié)果

表3 的第一部分是對協(xié)整方程的擬合。表3中t 統(tǒng)計量在0.01 的顯著性水平上顯著異于零，表明LnUR 和LnCL 之間存在長期均衡關系。在把LnCL 的系數(shù)標準化為1 之后，LnUR 的系數(shù)為13.3453，表明兩者之間具有正相關關系。城市化水平每提高1 個百分點，將引起城市建設用地面積擴展13.34528%。表3 的第二部分是對誤差修正模型的估計。從中可以看出，誤差修正項系數(shù)均為負值，顯著性水平都為0.01，符合短期方程對長期方程的修正意義（即誤差修正機制為負反饋過程），同時表明LnUR 和LnCL 均會對短期不均衡做出調(diào)整而收斂于長期均衡。

上述內(nèi)容表明，無論城市化水平和建設用地面積哪一方的變動產(chǎn)生離差，都會引發(fā)自身和另一方的變化，從而消除離差實現(xiàn)長期均衡。由此可以看出，從長期來看，無錫市城市化水平和建設用地面積互為Granger 因。如果由于某種原因?qū)е鲁鞘谢胶统鞘薪ㄔO用地面積之間的均衡偏離1 個單位，那么下期△LnCLt 會減少0.081434 個單位，△LnURt 會減少0.5141 個單位，表明DLnURt 的變化幅度要大于DLnCLt 的變化幅度，這也正好解釋了前面表1 中無錫市城市建設用地面積擴展比城市化水平具有更穩(wěn)定的向上趨勢性。

另外，在ECM 估計結(jié)果的基礎上還可以看出，短期內(nèi)建設用地面積變化受滯后1、2 期的城市化水平變化的影響顯著，說明短期內(nèi)城市化水平變化是建設用地面積變化的Granger 因，并且受滯后1 期城市化水平變化的影響為正，受滯后2 期城市化水平變化的影響為負。另外，從各解釋變量的系數(shù)來看，短期內(nèi)建設用地受自身波動的影響較大，受城市化水平波動的影響較小。短期內(nèi)城市化水平變化受滯后1、2 期建設用地面積變化的影響不顯著，說明短期內(nèi)建設用地面積變化不是城市化水平變化的Granger 因。相比之下，城市化水平自身波動對城市化水平的影響卻很顯著。

四、結(jié)論與啟示

本研究根據(jù)1990—2011 年的時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗、誤差修正模型對無錫市城市化水平與城市建設用地規(guī)模擴展進行計量分析，得到主要結(jié)論如下。

第一，協(xié)整分析結(jié)果表明，無錫城市化水平與城市建設用地面積存在單一的協(xié)整關系。也就是說，從長期看，無錫市城市化與城市建設用地規(guī)模之間存在穩(wěn)定的均衡關系，每當城市化水平提高1 個百分點，城市建設用地面積將相應地擴展13.34%。這表明，無錫市城市化的迅速發(fā)展促進了建設用地面積的持續(xù)增加，建設用地的有效供給也滿足了城市化發(fā)展的用地需求，建設用地的充分供應為城市化發(fā)展提供了必要的外部保障。這啟示我們，無論是城市化發(fā)展戰(zhàn)略的制定還是城市土地利用結(jié)構(gòu)、方式的規(guī)劃，都必須在全面考慮城市化與城市建設用地二者長期均衡關系的基礎上，權衡各自的利弊大小，相機抉擇。

第二，盡管從長期來看，無錫市城市化水平和建設用地面積互為Granger 因果，但城市化水平的提高對建設用地供給量的依賴并不明顯。從短期來看，一個地區(qū)城市化的發(fā)展水平雖然受到建設用地供給量的影響，但是這種影響并不是決定性的。盡管如此，通過虛擬變量的設置發(fā)現(xiàn)，城市建設用地內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變化對城市化水平的提高有較強的解釋力。這一研究結(jié)果表明，建設用地總量與結(jié)構(gòu)同時影響著城市化的發(fā)展水平，相對于建設用地供給總量，建設用地的結(jié)構(gòu)對城市化水平的影響更為明顯。因此，在城市化發(fā)展過程中，決策部門不僅要注重建設用地供給量的保障，也要采取相關措施優(yōu)化建設用地的結(jié)構(gòu)，使其更為科學合理，從而為城市化的有序發(fā)展提供支撐。

第三，一般來講，相較于農(nóng)業(yè)用地，城鎮(zhèn)用地有更高的集約化水平。因此，伴隨著城市化的發(fā)展，大量農(nóng)村人口涌入城鎮(zhèn)，農(nóng)村居住建設用地被置換出來。從總量上來看，城市化的發(fā)展不僅不會增加建設用地的規(guī)模，反而會通過土地利用效率的提高達到節(jié)約用地的效果。[9]本文的研究結(jié)果支持了這一說法。從誤差修正模型估計結(jié)果來看，城市化水平的提高雖然1 年后增加了對土地的引致需求，但是在2 年后卻提高了建設用地的集約化程度，而且這種所謂的集約效應比需求效應更為顯著。因此，加快農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移步伐，及時開發(fā)整理因城市化而閑置的農(nóng)業(yè)用地，把農(nóng)村建設用地的減少和城鎮(zhèn)建設用地的增加有機結(jié)合起來，改變傳統(tǒng)的建設用地粗放利用方式，走“高度”內(nèi)涵式與“合理”外延式相結(jié)合的發(fā)展道路，應是今后無錫市城市建設用地的發(fā)展方向之一。

[1]談明洪，李秀彬，呂昌河.我國城市用地擴張的驅(qū)動力分析[J].經(jīng)濟地理，2003（5）：635-639.

[2]章波，濮勵杰，黃賢金，等.城市區(qū)域土地利用變化及驅(qū)動機制研究——以長江三角洲地區(qū)為例[J].長江流域資源與環(huán)境，2005（1）：28-33.

[3]李剛，陳瑩.我國東南沿海高速城市化地區(qū)土地利用動態(tài)變化及趨勢——以福建省晉江市為例[J].經(jīng)濟地理，2006（3）：409-411，417.

[4]宋戈，吳次芳，王楊.城鎮(zhèn)化發(fā)展與耕地保護關系研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2006（1）：64-67.

[5]邊學芳，吳群，劉瑋娜.城市化與中國城市土地利用結(jié)構(gòu)的相關分析[J].資源科學，2005（3）：73-78.

[6]蔡繼明，周炳林.論城市化與耕地保護[J].社會科學，2005（6）：5-12.

[7]張文忠，王傳勝，呂昕，等.珠江三角洲土地利用變化與工業(yè)化和城市化的耦合關系[J].地理學報，2003（5）：677-685.

[8]吳次芳，陸張維，楊志榮，等.中國城市化與建設用地增長動態(tài)關系的計量研究[J].中國土地科學，2009（2）：18-23.

[9]鄭財貴.城鄉(xiāng)建設用地協(xié)調(diào)互動研究——以重慶市為例[D].成都：西南大學，2007.