新疆綠洲縣域建設(shè)用地配置效率及優(yōu)化措施研究*
——以烏魯木齊縣為例

王藝潔，付萬(wàn)年，劉志有※

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，烏魯木齊 830052； 2.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，烏魯木齊 830052)

0 引言

建設(shè)用地是世界各國(guó)城市化發(fā)展的重要載體和基本保障。近年來(lái)隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、現(xiàn)代化進(jìn)程的穩(wěn)步推進(jìn)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對(duì)建設(shè)用地的需求持續(xù)增加，大量農(nóng)業(yè)用地轉(zhuǎn)化為建設(shè)用地?；诋?dāng)前嚴(yán)峻的建設(shè)用地利用現(xiàn)狀，人們充分認(rèn)識(shí)到提高建設(shè)用地供給量必須以建設(shè)用地集約有效利用為重點(diǎn)，因此有關(guān)建設(shè)用地配置的研究備受關(guān)注，相關(guān)研究成果也陸續(xù)出現(xiàn)。

建設(shè)用地配置對(duì)政府在優(yōu)化土地資源配置、土地市場(chǎng)宏觀調(diào)控和提高土地利用率等方面具有顯著的影響，同時(shí)也是重要的調(diào)節(jié)手段。目前，已有學(xué)者從不用角度對(duì)建設(shè)用地配置效率進(jìn)行研究，并定性定量的揭示了影響建設(shè)用地配置效率的因素[1-2]。王曉青、李建強(qiáng)(2014)運(yùn)用Jeffry模型測(cè)算了我國(guó)31個(gè)省份的建設(shè)用地配置效率，并在此基礎(chǔ)上采用逐步回歸法分析了建設(shè)用地配置效率的影響，揭示影響我國(guó)建設(shè)用地配置效率的因素[3]。趙偉等[4](2016)以2003—2012年中國(guó)大陸相關(guān)資料為基礎(chǔ)，研究認(rèn)為研究期內(nèi)中國(guó)城市建設(shè)用地利用效率整體偏低，且呈現(xiàn)出“東部高、西部次之、中部最低”的空間格局。盧新海等[5](2016)運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法測(cè)度中國(guó)大陸31個(gè)省(直轄市、自治區(qū))2001—2014年的城市建設(shè)用地利用效率綜合指數(shù)，并根據(jù)基尼系數(shù)分解法，結(jié)合面板數(shù)據(jù)模型對(duì)中國(guó)城市建設(shè)用地利用效率的空間非均衡程度及其影響因素進(jìn)行了定量刻畫(huà)?？傮w上看，現(xiàn)有研究多采取定量方法對(duì)多個(gè)區(qū)域的建設(shè)用地配置效率進(jìn)行分析研究，但對(duì)西部綠洲地區(qū)的研究相對(duì)薄弱，并且將綠洲縣域建設(shè)用地納入研究范圍內(nèi)更不多見(jiàn)。

新疆綠洲面積僅占全疆土地總面積的3.73%，有限的土地資源在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、資源開(kāi)發(fā)、人口增長(zhǎng)等因素面前面臨著越來(lái)越嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。烏魯木齊縣作為烏魯木齊市的直轄縣，具有獨(dú)特的地緣優(yōu)勢(shì)，其特殊的地理和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，決定著更要重視對(duì)建設(shè)用地配置效率的研究。鑒于此，文章對(duì)2005—2014年烏魯木齊縣的建設(shè)用地配置效率進(jìn)行測(cè)算，得出配置效率得分，為烏魯木齊縣優(yōu)化建設(shè)用地配置、制定合理的發(fā)展規(guī)劃提出對(duì)策建議。

1 研究區(qū)概況

烏魯木齊縣處于準(zhǔn)噶爾盆地南緣的天山北麓凹陷谷地之中，是新疆維吾爾自治區(qū)首府烏魯木齊市唯一的市轄縣。截止2014年末全縣總?cè)丝?.26萬(wàn)人，有漢、回、維吾爾、哈薩克等26個(gè)民族，少數(shù)民族人口4.01萬(wàn)人，占總?cè)丝?4.06%。農(nóng)牧民人均純收入1.36萬(wàn)元，增長(zhǎng)18.30%。全縣完成地區(qū)生產(chǎn)總值21.02億元，固定資產(chǎn)投資完成額為43.45億元。第一產(chǎn)業(yè)7.09億元，第二產(chǎn)業(yè)5.70億元，第三產(chǎn)業(yè)8.23億元。完成社會(huì)消費(fèi)品零售總額8.45億元。地方財(cái)政收入11.43億元，地方財(cái)政支出17.17億元。全縣總面積4 141km2，其中農(nóng)用地35.49萬(wàn)hm2，占土地總面積的85.69%； 建設(shè)用地1.89萬(wàn)hm2，占土地總面積的4.56%； 其他土地4.04萬(wàn)hm2，占土地總面積的9.75%。

2 烏魯木齊縣綠洲建設(shè)用地配置效率模型分析

為了準(zhǔn)確反映出烏魯木齊縣建設(shè)用地配置情況，借鑒龐雅頌[6](2014)相關(guān)研究成果，結(jié)合評(píng)價(jià)對(duì)象的實(shí)際情況，采用基于主成分分析的模糊綜合評(píng)價(jià)方法對(duì)烏魯木齊縣建設(shè)用地配置效率進(jìn)行評(píng)價(jià)，利用主成分分析法消除評(píng)價(jià)指標(biāo)之間的相互影響，減少指標(biāo)選擇的工作量，并且考慮到評(píng)價(jià)指標(biāo)內(nèi)部的復(fù)雜性，通過(guò)模糊綜合評(píng)價(jià)法進(jìn)行評(píng)價(jià)分析。

2.1 指標(biāo)體系構(gòu)建

該文參考瞿忠瓊(2006)和王良健(2015)的研究[7-8]，選取結(jié)構(gòu)配置效率、經(jīng)濟(jì)配置效率和公平配置效率3個(gè)方面， 16個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)刻畫(huà)出建設(shè)用地配置情況，具體評(píng)價(jià)指標(biāo)如表1所示。

表1 建設(shè)用地配置效率評(píng)價(jià)指標(biāo)

結(jié)構(gòu)配置效率經(jīng)濟(jì)配置效率公平配置效率建設(shè)用地比例(X1)地均GDP增長(zhǎng)(X5)城鄉(xiāng)居民收入差距比(X10)居住用地比例(X2)地均財(cái)政收入比重(X6)恩格爾系數(shù)(X11)土地利用率(X3)固定資產(chǎn)投資占財(cái)政收入比重(X7)城鎮(zhèn)就業(yè)人員比例(X12)城鎮(zhèn)化率(X4)人均GDP增長(zhǎng)(X8)人均生態(tài)用地面積(X13)人均工業(yè)總產(chǎn)值增加(X9)人均道路面積(X14)人均居住面積(X15)人均建設(shè)用地面積(X16)

該文所整理的土地?cái)?shù)據(jù)主要來(lái)源于烏魯木齊縣國(guó)土資源局，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2014年《烏魯木齊縣統(tǒng)計(jì)年鑒》《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他相對(duì)指標(biāo)依據(jù)相應(yīng)原始數(shù)據(jù)計(jì)算而得。另外，該文參考陳逸(2017)的研究[9]，對(duì)所選取評(píng)價(jià)指標(biāo)及建設(shè)用地面積數(shù)據(jù)口徑統(tǒng)一為全縣。

2.2 主成分模型分析

使用SPSS19.0軟件直接對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行運(yùn)算，提取主成分。利用SPSS進(jìn)行降維處理，計(jì)算得出指標(biāo) X1，X2，…，X16的相關(guān)性系數(shù)矩陣、主成分貢獻(xiàn)率，按照累積方差大于85%的原則，可以提出4個(gè)主成分(表2)。4個(gè)新產(chǎn)生的變量作為主成分已包含了16項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的全部信息。利用主成分的“特征根的平方根與單位化特征向量乘積等于主成分載荷”的性質(zhì)，得到4個(gè)主成分系數(shù)矩陣(表3)，說(shuō)明各主成分在各指標(biāo)上的載荷。

表2 主成分分析

成份解釋的總方差初始特征值提取平方和載入合計(jì)方差的(%)累計(jì)(%)合計(jì)方差的(%)累計(jì)(%)18.26851.67251.6728.26851.67251.67222.52515.78067.4522.52515.78067.45232.26914.17981.6312.26914.17981.63141.5439.64491.2751.5439.64491.27550.9876.16697.44160.3212.00799.44870.0730.45599.90380.0140.08699.98990.0020.011100.000101.172E-157.326E-15100.000114.380E-162.738E-15100.000121.556E-169.727E-16100.000134.664E-172.915E-16100.00014-2.588E-16-1.618E-15100.00015-6.152E-16-3.845E-15100.00016-1.205E-15-7.528E-15100.000

表3 主成分得分系數(shù)

成份1234X10.1140.005-0.041-0.094X2-0.037-0.130-0.3280.183X30.120-0.015-0.0090.005X40.0830.099-0.060-0.428X50.1170.000-0.101-0.009X60.098-0.065-0.0380.271X7-0.0450.2730.0650.038X80.1150.0260.0660.124X90.114-0.0050.0330.176X100.0040.328-0.1020.266X11-0.0420.2940.113-0.202X120.0270.297-0.2280.208X13-0.0950.0150.2350.130X140.1020.0050.1890.085X15-0.106-0.081-0.1090.217X160.023-0.0090.3590.273 注:提取方法為主成份

依據(jù)指標(biāo)得分，構(gòu)建主成分線(xiàn)性方程。

Z1=0.114*X1+(-0.037*X2)+0.12*X3+0.083*X4+0.117*X5+0.098*X6+(-0.045*X7)+0.115*X8+0.114*X9+0.004*X10+(-0.042*X11)+0.027*X12+(-0.095*X13)+0.102*X14+(-0.106*X15)+0.023*X16

Z2=0.005*X1+(-0.13*X2)+(-0.015*X3)+0.099*X4+0*X5+(-0.065*X6)+0.273*X7+0.026*X8+(-0.005*X9)+0.328*X10+0.294*X11+0.294*X12+0.015*X13+0.005*X14+(-0.081*X15)+(-0.009*X16)

Z3=(-0.041*X1)+(-0.0328*X2)+(-0.009*X3)+(-0.060*X4)+(-0.101*X5)+(-0.038*X6)+0.065*X7+0.066*X8+0.033*X9+(-0.102*X10)+0.113*X11+(-0.228*X12)+0.235*X13+0.189*X14+(-0.109*X15)+0.359*X16

Z4=(-0.094*X1)+0.183*X2+0.005*X3+(-0.428*X4)+(-0.009*X5)+0.271*X6+0.038*X7+0.124*X8+0.176*X9+0.266*X10+(-0.202*X11)+0.208*X12+0.13*X13+0.85*X14+0.217*X15+0.273*X16

將指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)(變化量)標(biāo)準(zhǔn)化后，得標(biāo)準(zhǔn)化后的原始數(shù)據(jù)，見(jiàn)表4所示。

將表4數(shù)據(jù)代入Z1、Z2、Z3和Z4的線(xiàn)性方程，得出2005—2014年主成分的指標(biāo)數(shù)據(jù)。見(jiàn)表5所示。

表4 2005—2014年標(biāo)準(zhǔn)化后原始數(shù)據(jù)

指標(biāo)2005200620072008200920102011201220132014X10.000 000 0.014 985 0.051 483 0.088 259 0.697 445 0.946 537 0.961 254 1.000 000 0.857 709 0.907 471 X20.160 621 0.166 652 0.182 411 0.198 199 1.000 000 0.006 007 0.012 872 0.027 736 0.000 000 0.012 251 X30.002 805 0.000 000 0.002 795 0.020 447 0.339 544 0.635 351 0.635 070 0.635 093 0.560 764 1.000 000 X40.000 000 0.014 924 0.022 043 0.044 579 0.088 766 1.000 000 0.395 190 0.378 355 0.394 954 0.326 314 X50.000 000 0.035 880 0.070 572 0.108 828 0.642 155 0.792 268 0.601 403 0.664 910 0.879 078 1.000 000 X60.000 000 0.002 227 0.021 588 0.046 666 0.248 563 0.167 219 0.178 995 0.288 170 0.397 430 1.000 000 X70.206 110 1.000 000 0.769 690 0.368 670 0.000 000 0.368 704 0.209 485 0.050 764 0.855 372 0.166 279 X80.000 000 0.062 277 0.120 953 0.181 552 0.293 942 0.426 482 0.659 996 0.704 221 0.899 612 1.000 000 X90.000 000 0.032 166 0.059 331 0.139 685 0.254 846 0.340 257 0.564 338 0.461 432 0.600 534 1.000 000 X100.000 000 1.000 000 0.949 544 0.842 405 0.729 942 0.683 142 0.816 619 0.638 263 0.626 003 0.742 408 X110.315 296 0.863 415 1.000 000 0.960 941 0.310 535 0.849 562 0.925 424 0.775 502 0.659 694 0.000 000 X120.000 000 1.000 000 1.000 000 1.000 000 1.000 000 0.993 631 0.761 161 0.576 458 1.000 000 1.000 000 X131.000 000 0.962 174 0.929 919 0.892 189 0.009 774 0.000 000 0.416 193 0.376 596 0.318 150 0.303 086 X140.000 165 0.000 000 0.015 500 0.027 210 0.130 152 0.212 116 1.000 000 0.977 487 0.736 196 0.777 102 X150.853 441 0.842 712 0.859 318 0.869 658 1.000 000 0.000 000 0.203 494 0.209 068 0.137 966 0.141 825 X160.551 088 0.531 610 0.558 316 0.574 002 0.250 163 0.000 000 1.000 000 0.955 191 0.650 311 0.635 032 數(shù)據(jù)來(lái)源:數(shù)學(xué)計(jì)算所得

表5 2005—2014年主成分指標(biāo)數(shù)據(jù)

1×10-2

表6 評(píng)語(yǔ)等級(jí)

2.3 綜合評(píng)價(jià)

2.3.1 構(gòu)建評(píng)語(yǔ)等級(jí)論語(yǔ)及隸屬度

參考蘇麗麗(2016)的研究[10]，利用語(yǔ)義學(xué)標(biāo)度將配置水平分為3個(gè)評(píng)價(jià)級(jí)別：好、一般、差。為了便于計(jì)算，將主觀評(píng)價(jià)的語(yǔ)義學(xué)標(biāo)度進(jìn)行量化，并依次賦值為3、2及1。詳見(jiàn)表6。

考慮到不同的人建立的模糊隸屬函數(shù)都不同，但反映同一模糊概念時(shí)又殊途同歸。為便于計(jì)算，該文借鑒何宏(2012)[11]相關(guān)研究成果，并結(jié)合主成分指標(biāo)數(shù)據(jù)，選取常見(jiàn)的半梯形函數(shù)作為主成分隸屬函數(shù)。

Z 對(duì)評(píng)價(jià)等級(jí)“好”的隸屬函數(shù)為：

Z 對(duì)評(píng)價(jià)等級(jí)“一般”的隸屬函數(shù)為：

Z 對(duì)評(píng)價(jià)等級(jí)“差”的隸屬函數(shù)為：

2.3.2 建立模糊隸屬矩陣及綜合評(píng)價(jià)

將表3中Z1、Z2、Z3和Z4的值分別代入上述隸屬函數(shù)，計(jì)算評(píng)判對(duì)象對(duì)評(píng)語(yǔ)集中各元素的隸屬程度，可得到2005—2014年的模糊隸屬矩陣。

用主成分貢獻(xiàn)率表示模糊權(quán)重向量 A，則

A=(0.516 72， 0.157 80， 0.141 79， 0.096 44)

利用加權(quán)平均 M(●，⊕)模糊合成算子將 A 與 R 合成得到模糊綜合評(píng)價(jià)結(jié)果向量 B，并對(duì)綜合評(píng)價(jià)向量E進(jìn)行等級(jí)評(píng)定。實(shí)證研究得出以下結(jié)論。

(1)2005—2009年烏魯木齊縣的評(píng)價(jià)值小于2，建設(shè)用地配置效率等級(jí)為一般， 2010—2014年的評(píng)價(jià)值大于2，其配置效率等級(jí)為好。

(2)從動(dòng)態(tài)分析來(lái)看，烏魯木齊縣建設(shè)用地市場(chǎng)發(fā)展不穩(wěn)定，建設(shè)用地配置效率波動(dòng)幅度較大。2005—2008年受到烏魯木齊市政府提出的“旅游資源開(kāi)發(fā)”的戰(zhàn)略影響，烏魯木齊縣建設(shè)用地配置數(shù)量不斷增加，從而影響配置效率持續(xù)增長(zhǎng)； 2010年后隨著政府對(duì)土地市場(chǎng)的宏觀調(diào)控政策影響和土地自由競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)的作用下，建設(shè)用地配置效率趨于穩(wěn)定增長(zhǎng)； 2011—2012年，隨著烏魯木齊市城市蔓延發(fā)展的需要，將部分轄區(qū)轉(zhuǎn)交其他區(qū)管理，致使行政轄區(qū)內(nèi)面積減少，影響縣人民政府及國(guó)土管理部門(mén)對(duì)建設(shè)用地審批管理，從而促進(jìn)了土地集約利用，提高了建設(shè)用地配置效率。

(3)從影響建設(shè)用地配置效率的因素來(lái)看，對(duì)烏魯木齊縣國(guó)有建設(shè)用地配置受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平、土地市場(chǎng)、政府政策4個(gè)方面的影響。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)： 2005—2010年隨著烏魯木齊縣第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展逐漸占主導(dǎo)地位，所需建設(shè)用地面積持續(xù)增長(zhǎng)，建設(shè)用地比例也占縣域面積的較大比例， 2010年后隨著第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度減緩，審批程序不斷完善，建設(shè)用地面積逐漸得到了控制。在此基礎(chǔ)上，土地管理行政部門(mén)開(kāi)始對(duì)審批過(guò)的建設(shè)用地進(jìn)行管理，清查審批后出現(xiàn)的違規(guī)、違法用地等問(wèn)題。

城鎮(zhèn)化水平：城鎮(zhèn)化水平持續(xù)增長(zhǎng)使烏魯木齊縣城鎮(zhèn)人口數(shù)量不斷增加，加大了對(duì)建設(shè)用地的需求，建設(shè)用地占用了大量土地，促進(jìn)了土地市場(chǎng)發(fā)展，也影響了建設(shè)用地配置效率的提升。

土地市場(chǎng)：我國(guó)以招拍掛形式取得的建設(shè)用地所要支付的土地出讓金較高，影響著建設(shè)用地直接收益，獲取建設(shè)用地的價(jià)格體現(xiàn)了土地交易的結(jié)果，也反映了市場(chǎng)化手段所取得的成果，更是市場(chǎng)因素的重要代表。當(dāng)獲取建設(shè)用地的成本增大時(shí)，促使建設(shè)用地使用者提高土地利用率，促進(jìn)單位建設(shè)用地產(chǎn)出的增長(zhǎng)，隨著建設(shè)用地市場(chǎng)化程度的提高和市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用影響下，建設(shè)用地配置效率必然會(huì)有所提高。

政府政策： 2011年以來(lái)烏魯木齊市委、市政府認(rèn)識(shí)到城市蔓延發(fā)展的需要，先后將烏魯木齊縣多個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)建制移交新市區(qū)、經(jīng)開(kāi)區(qū)管理，使得烏魯木齊縣建設(shè)用地?cái)?shù)量有所減少，國(guó)土管理部門(mén)進(jìn)一步加強(qiáng)了對(duì)建設(shè)用地的審批管理，促進(jìn)了建設(shè)用地集約利用。

3 新疆綠洲縣域建設(shè)用地優(yōu)化配置措施

3.1 實(shí)現(xiàn)綠洲縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高城鎮(zhèn)化水平

產(chǎn)業(yè)化結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化水平作為影響建設(shè)用地配置的重要因素，兩者的變化會(huì)引起建設(shè)用地配置效率變化。烏魯木齊縣地理位置優(yōu)越，旅游資源豐富，應(yīng)依托其特有的優(yōu)勢(shì)，全力建設(shè)發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。與此同時(shí)，完善綠洲基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高烏魯木齊縣城鎮(zhèn)化水平，轉(zhuǎn)變土地利用方式，也是提高綠洲縣域建設(shè)用地配置效率的重要手段。

3.2 引導(dǎo)土地市場(chǎng)走向科學(xué)化、規(guī)劃化，充分發(fā)揮市場(chǎng)作用

首先，正確引導(dǎo)土地市場(chǎng)的發(fā)展，規(guī)范土地市場(chǎng)的管理。建設(shè)用地供應(yīng)首先應(yīng)滿(mǎn)足國(guó)家的發(fā)展需要，其次才應(yīng)該符合市場(chǎng)的發(fā)展規(guī)律，這就說(shuō)明建設(shè)用地供應(yīng)不僅需要市場(chǎng)調(diào)節(jié)，更需要政府宏觀調(diào)控，并且要完善土地出讓的相關(guān)法律法規(guī)制度，有效發(fā)揮法律法規(guī)在土地市場(chǎng)的積極作用。第二，提高土地利用率。因地制宜對(duì)城市土地資源進(jìn)行開(kāi)發(fā)利用，充分發(fā)揮其利用潛力，加大對(duì)存量土地的盤(pán)活整合，控制建設(shè)用地低效使用，深度開(kāi)發(fā)利用土地資源，提高建設(shè)用地使用率及容積率，提高土地資源綜合利用效益。同時(shí)要做好烏魯木齊縣閑置土地?cái)?shù)量、質(zhì)量控制，深入挖掘土地資源內(nèi)在潛力，增加對(duì)其研究的人、財(cái)、物三方面的投入，提高對(duì)其的研究力度。

3.3 發(fā)揮政府職能，保證建設(shè)用地配置合理性

土地配置制度是土地市場(chǎng)的健康、有序發(fā)展的重要保障，只有在加強(qiáng)城市土地配置制度宏觀調(diào)控的基礎(chǔ)上，才能夠充分發(fā)揮法律法規(guī)制度對(duì)土地配置中的作用，并對(duì)土地配置進(jìn)行引導(dǎo)、管理，控制土地配置數(shù)量，促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。烏魯木齊縣人民政府應(yīng)規(guī)范土地市場(chǎng)中的行為，打擊土地市場(chǎng)中存在的投機(jī)行為，避免土地市場(chǎng)產(chǎn)生違法、違規(guī)現(xiàn)象。當(dāng)土地市場(chǎng)失靈時(shí)，政府應(yīng)及時(shí)采取宏觀調(diào)控手段進(jìn)行干預(yù)修復(fù)。政策作為影響建設(shè)用地配置重要因素之一，政府應(yīng)充分發(fā)揮政策導(dǎo)向性作用，為土地市場(chǎng)健康有序發(fā)展制定合理可行的政策，引導(dǎo)建設(shè)用地配置合理使用。

3.4 制定土地集約利用的激勵(lì)機(jī)制，保持縣域均衡發(fā)展

大力推進(jìn)土地集約、節(jié)約利用是基于該縣特殊的資源國(guó)情和發(fā)展階段的現(xiàn)實(shí)選擇，土地集約利用也是促進(jìn)烏魯木齊縣經(jīng)濟(jì)高速且平穩(wěn)發(fā)展，調(diào)整、提升其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要措施。因此需要土地管理部門(mén)積極參與建立健全土地資源長(zhǎng)效利用機(jī)制，并制定土地集約利用激勵(lì)機(jī)制，全面引導(dǎo)土地集約的利用，保證縣域可持續(xù)發(fā)展。