建设用地扩张与城市化动态计量分析——以无锡市为例

马 凯，潘焕学

（北京林业大学 经济管理学院，北京 100083）

一、引言

现有关于城市化与建设用地关系的研究普遍认为城市化是建设用地增长的主要驱动力。谈明洪等指出，城市人口对空间的需求是城市扩张的最初动力，城市人口的增加必然表现为城市居民对住房、交通和公共设施等方面的需求加强，城市人口的增加是城市土地扩张的直接动因[1]。章波等将城市化视为区域土地利用变化的一个主要驱动因素，经济发展和城市化带来了人口的非农化加快和建成区面积的不断扩张，引起城市区域建设用地面积的大量增加[2]。李刚等认为，伴随着城镇化的发展，吸引了大量本地农村剩余人口和外来人口从事非农业生产，引起非农产业和非农人口在地域上的集聚，从而导致工业用地、居住用地以及与之相配套的交通等基础设施用地的不断扩展[3]。

不过，也有少数学者考虑了城市化对促进建设用地集约利用的作用。宋戈等指出，在城镇化水平较低时，城市扩张的方式是以扩大土地面积的外延式发展途径为主，城市建设用地外延增长必然占用大量耕地，但是从长期看，随着城镇化水平的提高，城镇化发展有利于节约土地[4]。边学芳等提出城市化的高级化发展过程，同时也是城市土地的集约利用过程[5]。蔡继明，周炳林[6]、张文忠等[7]研究还发现不同的城市化模式[6]和城市化发展阶段[7]对于建设用地扩张存在不同影响。

由此来看，城市化与建设用地扩展之间实质上应是一个双向、复杂、动态的关系，但目前学术界对这种关系仅局限于定性描述[8]，缺乏实证检验。鉴于此，本文以我国无锡市为例，以其1990-2011 年的城市化水平与建设用地面积的统计数据为基础，运用目前在学术界广泛关注的计量经济方法——协整理论和Granger 因果检验，对二者之间的动态机制进行探究，以期能够有所新的发现。

二、指标选取与数据

在对城市化与城市建设用地扩展关系的动态计量分析中，主要选取了两个指标：城市建设用地（CL）指标，用城市建设用地面积（km2）作为研究对象；城市化（UR）指标，用城镇人口占总人口的比重来测度，单位为%。

选取的时间段为1990—2011 年。城镇人口、总人口等数据来源于各年的 《无锡统计年鉴》；城市建设用地面积数据来自于各年 《中国城市建设统计年鉴》。又考虑到序列的对数变换不会改变原序列的协整关系和短期调整模式，还能消除数据中可能存在的异方差现象，对两变量取自然对数，记为LnUR 和LnCL。

三、实证过程与结果分析

（一）变量的单位根检验

在进行协整分析前，首先需要对各变量进行单位根检验。本文采用ADF 检验法对LnURt 和LnCLt 进行检验，检验时采用AIC 最小准则自动选择滞后阶数，结果见表1。

从表1 可以看出，在5%的显著性水平下，LnUR 和LnCL 均存在单位根，为非平稳序列；但经过一阶差分之后，两个序列在1%显著性水平下均不存在单位根，都变为平稳序列。所以，都是一阶单整序列，即都为I（1）。

（二）变量的协整检验

由于LnUR 和LnCL 都是一阶单整序列，满足协整分析前提。本文采用Johansen 检验法来进行变量的协整检验。根据表2 的检验结果，似然比迹检验结果和似然比最大特征值检验结果均显示，在5%的显著水平下，均拒绝没有协整方程的假设，即变量LnUR 和LnCL 之间存在1 个协整关系，表明二者之间存在长期均衡关系。

（三）误差修正模型的建立

由于LnURt 和LnCLt 之间存在协整关系，根据格兰杰定理，一组具有协整关系的变量之间一定具有误差修正模型（ECM）的表达式存在。因此我们可以进一步建立LnURt 和LnCLt 之间的误差修正模型。又观察到LnUR 和LnCL 在2000 年前后发生了明显的结构性变化，所以引入虚拟变量dv（dummy variable）作为外生变量来反映这种变化。结构变量dv 的取值如下：2000 年及以前取值为0，2000 年之后取值为1。最终结果见表3。

表1 单位根检验结果

表2 协整关系检验结果

表3 误差修正模型估计结果

表3 的第一部分是对协整方程的拟合。表3中t 统计量在0.01 的显著性水平上显著异于零，表明LnUR 和LnCL 之间存在长期均衡关系。在把LnCL 的系数标准化为1 之后，LnUR 的系数为13.3453，表明两者之间具有正相关关系。城市化水平每提高1 个百分点，将引起城市建设用地面积扩展13.34528%。表3 的第二部分是对误差修正模型的估计。从中可以看出，误差修正项系数均为负值，显著性水平都为0.01，符合短期方程对长期方程的修正意义（即误差修正机制为负反馈过程），同时表明LnUR 和LnCL 均会对短期不均衡做出调整而收敛于长期均衡。

上述内容表明，无论城市化水平和建设用地面积哪一方的变动产生离差，都会引发自身和另一方的变化，从而消除离差实现长期均衡。由此可以看出，从长期来看，无锡市城市化水平和建设用地面积互为Granger 因。如果由于某种原因导致城市化水平和城市建设用地面积之间的均衡偏离1 个单位，那么下期△LnCLt 会减少0.081434 个单位，△LnURt 会减少0.5141 个单位，表明DLnURt 的变化幅度要大于DLnCLt 的变化幅度，这也正好解释了前面表1 中无锡市城市建设用地面积扩展比城市化水平具有更稳定的向上趋势性。

另外，在ECM 估计结果的基础上还可以看出，短期内建设用地面积变化受滞后1、2 期的城市化水平变化的影响显著，说明短期内城市化水平变化是建设用地面积变化的Granger 因，并且受滞后1 期城市化水平变化的影响为正，受滞后2 期城市化水平变化的影响为负。另外，从各解释变量的系数来看，短期内建设用地受自身波动的影响较大，受城市化水平波动的影响较小。短期内城市化水平变化受滞后1、2 期建设用地面积变化的影响不显著，说明短期内建设用地面积变化不是城市化水平变化的Granger 因。相比之下，城市化水平自身波动对城市化水平的影响却很显著。

四、结论与启示

本研究根据1990—2011 年的时间序列数据，利用协整检验、误差修正模型对无锡市城市化水平与城市建设用地规模扩展进行计量分析，得到主要结论如下。

第一，协整分析结果表明，无锡城市化水平与城市建设用地面积存在单一的协整关系。也就是说，从长期看，无锡市城市化与城市建设用地规模之间存在稳定的均衡关系，每当城市化水平提高1 个百分点，城市建设用地面积将相应地扩展13.34%。这表明，无锡市城市化的迅速发展促进了建设用地面积的持续增加，建设用地的有效供给也满足了城市化发展的用地需求，建设用地的充分供应为城市化发展提供了必要的外部保障。这启示我们，无论是城市化发展战略的制定还是城市土地利用结构、方式的规划，都必须在全面考虑城市化与城市建设用地二者长期均衡关系的基础上，权衡各自的利弊大小，相机抉择。

第二，尽管从长期来看，无锡市城市化水平和建设用地面积互为Granger 因果，但城市化水平的提高对建设用地供给量的依赖并不明显。从短期来看，一个地区城市化的发展水平虽然受到建设用地供给量的影响，但是这种影响并不是决定性的。尽管如此，通过虚拟变量的设置发现，城市建设用地内部结构的变化对城市化水平的提高有较强的解释力。这一研究结果表明，建设用地总量与结构同时影响着城市化的发展水平，相对于建设用地供给总量，建设用地的结构对城市化水平的影响更为明显。因此，在城市化发展过程中，决策部门不仅要注重建设用地供给量的保障，也要采取相关措施优化建设用地的结构，使其更为科学合理，从而为城市化的有序发展提供支撑。

第三，一般来讲，相较于农业用地，城镇用地有更高的集约化水平。因此，伴随着城市化的发展，大量农村人口涌入城镇，农村居住建设用地被置换出来。从总量上来看，城市化的发展不仅不会增加建设用地的规模，反而会通过土地利用效率的提高达到节约用地的效果。[9]本文的研究结果支持了这一说法。从误差修正模型估计结果来看，城市化水平的提高虽然1 年后增加了对土地的引致需求，但是在2 年后却提高了建设用地的集约化程度，而且这种所谓的集约效应比需求效应更为显著。因此，加快农村人口向城市转移步伐，及时开发整理因城市化而闲置的农业用地，把农村建设用地的减少和城镇建设用地的增加有机结合起来，改变传统的建设用地粗放利用方式，走“高度”内涵式与“合理”外延式相结合的发展道路，应是今后无锡市城市建设用地的发展方向之一。

[1]谈明洪，李秀彬，吕昌河.我国城市用地扩张的驱动力分析[J].经济地理，2003（5）：635-639.

[2]章波，濮励杰，黄贤金，等.城市区域土地利用变化及驱动机制研究——以长江三角洲地区为例[J].长江流域资源与环境，2005（1）：28-33.

[3]李刚，陈莹.我国东南沿海高速城市化地区土地利用动态变化及趋势——以福建省晋江市为例[J].经济地理，2006（3）：409-411，417.

[4]宋戈，吴次芳，王杨.城镇化发展与耕地保护关系研究[J].农业经济问题，2006（1）：64-67.

[5]边学芳，吴群，刘玮娜.城市化与中国城市土地利用结构的相关分析[J].资源科学，2005（3）：73-78.

[6]蔡继明，周炳林.论城市化与耕地保护[J].社会科学，2005（6）：5-12.

[7]张文忠，王传胜，吕昕，等.珠江三角洲土地利用变化与工业化和城市化的耦合关系[J].地理学报，2003（5）：677-685.

[8]吴次芳，陆张维，杨志荣，等.中国城市化与建设用地增长动态关系的计量研究[J].中国土地科学，2009（2）：18-23.

[9]郑财贵.城乡建设用地协调互动研究——以重庆市为例[D].成都：西南大学，2007.