基于通徑分析的城市建設用地擴張研究——以武漢市為例

梅 昀，鄧勝華

（華中農業大學土地管理學院，湖北 武漢 430070）

1 引言

2008年中華人民共和國國土資源部42號令和138號文件分別強調“充分發揮土地供應的宏觀調控作用，控制建設用地總量”［1］和“節約集約利用建設用地”［2］；同年8月，國務院常務會議審議并原則通過了《全國土地利用總體規劃綱要（2006－2020年）》，強調“從嚴控制建設用地總規模”［3］。

慎勇揚［4］、季斌［5］、楊楊［6］等運用主成分分析、空間統計學等，從不同的視角將城市建設用地擴張的驅動因素大致歸結為經濟發展、人口增長、基礎設施建設、城市化、制度等，但是沒有精確測度驅動因素與城市建設用地擴張的關系，對驅動因素的歸納總結不夠充分，對城市建設用地本身變化的研究不足。本文基于此剖析城市建設用地擴張驅動因素，綜合歸納其用地類型，定量刻畫驅動因素與其擴張的關系。

2 材料與方法

參考《武漢統計年鑒》［7］及中國資訊行［8］數據，結合已有研究成果，筆者選取城市建設用地及其驅動因素的相關指標，采用文獻資料法、主成分分析法、回歸分析法、通徑分析法等方法進行定量與定性研究。數據處理上，一是“增量”，即本年度指標值與上一年度的差；二是“Z標準化”，消除量綱與數量級的影響。

3 研究結果

3.1 驅動因素分析

3.1.1 經濟發展

經濟發展除了單純的經濟增長外，還包括產業結構的變化、社會成員生活水平的提高、環境與經濟可持續發展［9］。我們選取GDP、人均GDP、地均GDP、人均收入、全社會固定資產投資總額、建筑業總產值、房地產業生產總值、商品零售價格指數、居民消費價格指數、三產二產比、二產一產比等11項指標來表達經濟發展因素，令E1、E2、…、E11分別與之對應。其中地均GDP是武漢市當年GDP除以當年年末城市建設用地面積；人均收入為城市居民人均可支配收入、農村人均純收入與非農業人口比重、農業人口比重的加權平均數；三產二產比是第三產業生產總值與第二產業生產總值的比率，其他類推。

經多重共線診斷，最終篩選E1—E9來表達經濟發展。運用主成分分析對這9項指標進行降維，得第一、二主成分模型（式1、式2），其累計貢獻率達到87.92％。依據式1、式2計算其主成分值，再與各自方差貢獻率加權求和，得主成分組合值（表1），并計算回歸預測值（表2）。

3.1.2 人口增長

人口增長包括絕對數量和相對數量的增長，相對數量取決于人口自然增長率和人口凈遷移率。故選取總人口數P、人口自然增長率P1、人口凈遷移率P23項指標，建立二元一次回歸方程（式3）對原始數據進行理論修勻。回歸方程及各參數的檢驗概率分別為0.0003、0.0001、0.0039，擬合效果非常好。

依據式3，人口自然增長率變動1％標準化單位會引起總人口數變化0.8937％標準化單位；人口凈遷移率變化1％則總人口絕對數變化0.4944％。可見總人口數變化對人口自然增長率及凈遷移率是缺乏彈性的，這與長期以來的城鄉二元人口結構是分不開的。

表1 主成分值及組合值Tab.1 Principal com ponent values and its combination value

表2 回歸預測值Tab.2 Regress prediction value

3.1.3 城市化進程

城市化水平一般用一定地域內城市人口占總人口比例衡量。依據武漢統計年鑒，1996年的非農人口比重為58.04％，2005年則為62.08％，年均增長率為0.88％。

本文選取非農業人口比重、三產比重、二產一產比3項指標（其中三產比重指第三產業占GDP的份額）來研究城市化進程。其第一、二主成分如式4、式5，這兩主成分的累計方差貢獻率達86.48％。

本文采用標準化數據，故主成分系數可直接反映因子載荷大小：式4主要由U2、U3決定，指向產業結構城市化；式5主要由U1決定，指向人口城市化，其主成分值及組合值（表3）。產業結構城市化Z1U呈現出逐年加快的特征；人口城市化Z2U則表現出圍繞其均值上下波動的特征；組合值繼承了它們的一般變動趨勢。

3.2 城市建設用地綜合歸類

據《武漢統計年鑒》城市建設用地包含公共設施用地、工業用地、道路廣場用地、倉儲用地、市政公用設施用地、對外交通用地、綠地、居住用地、其他，令AC1—AC9分別與之對應，再令AC代表新增城市建設用地。

縱觀1996—2005年的統計數據，發現對外交通用地AC6固定不變即增量為零，直接剔除；經共線診斷，最終保留方差膨脹因子和條件指數均小于10的指數AC1—AC5和AC8，1996年武漢市的城市建設規模為233.00km2，2005年為255.42km2，年均增長率為1.03％，大于城市化水平的年均增長率。

表3 主成分值及組合值Tab.3 Principal component values and combination values

按性質和用途將剩余6類建設用地分為：公共用地（AC1、AC3、AC5）和商住工用地（AC2、AC4、AC8）。分別計算兩者的相關系數矩陣，進而計算其特征值并單位化得到權重（表4）。權重與對應標準化值加權平均得綜合分類指標AC135和AC248（表5）同時給出總體指標AC標準化值以示對比。

表4 權重Tab.4 Weights

表5 綜合指標Tab.5 Comprehensive indices

3.3 通徑分析

為了刻畫與描繪各驅動因素對新增城市建設用地的直接影響與間接影響，筆者引入通徑分析［10］。如果將Xi和Xj對Y的影響圖解為圖1，則稱Xi或Xj指向Y的連接線Xi→Y或Xj→Y為直接通徑，稱Xi→Xj→Y或Xj→Xi→Y為間接通徑。為了計算通經系數建立如式6的正規方程組。

圖1 通徑分析圖Fig.1 The chart of path analysis

式6中，riy為簡單相關系數；Qj為未知數。當i=j時，定義rij×Qj為直接通徑；當i≠j時，定義rij×Qj為間接通徑。依據式6，建立Z1E-2E、PP、Z1U-2U與AC的通徑分析，結果如表6，再建立AC135、AC248的通徑分析，結果如表7、表8。

通徑系數可視為自變量對因變量的標準效應，其絕對值反映標準影響力。將表6中一般通徑系數先求絕對值再歸一化處理，得表中括號內歸一數據，就很容易看清各效應的相對重要性。歸一化通徑系數只代表作用程度，作用方向同一般通徑系數。

第一，行數據刻畫了某一因素通過自身及其他因素對總體指標AC的直接效用與間接效用：（1）經濟發展對AC的直接效應為0.4638，其通過人口增長、城市化進程對AC的間接效應分別為0.0251和-0.5111，即經濟發展取值增加一個標準差單位，新增城市建設用地隨之增加的標準差單位數為0.4638；經濟發展通過人口增長及城市化進程的作用后，對新增城市建設用地的間接影響力分別為0.0251和-0.5111標準差單位數。（2）人口增長對AC的直接效應為0.1535，其一次間接效應分別為0.3149和-0.5317，各效應之間差異較大。（3）城市化進程對AC的直接效應為-0.5236，一次間接效應分別為0.4400和0.0365，各效應之間差異較大。

表6 通徑系數Tab.6 Path coefficients

表7 AC135通徑系數Tab.7 Path coefficients of AC135

表8 AC248通徑系數Tab.8 Path coefficients of AC248

第二，列數據描繪了各因素通過某一因素對AC的直接與間接效應：（1）各因素通過經濟發展對AC的直接效應與間接效應分別是0.4357和0.1451、0.4192，各效應間差異相對不大。（2）各因素通過人口增長對AC的直接效應與間接效應分別是0.5482和0.1826、0.2693，各效應間差異相對不大。（3）各因素通過城市化進程對AC的直接效應與間接效應分別是-0.4076和-0.3922、-0.2002，各效應間差異相對也不大。

第三，比較發現行歸一通徑系數波動程度明顯大于列歸一通徑系數。依據數理分析，行歸一化通徑系數的均值μR=0.3334、標準差σR=0.2096、變異系數CVR=62.8661；列歸一化通徑系數的均值μL=0.3333、標準差σL=0.1383、變異系數CVL=41.4835；CVR＞CVL，故波動程度前者大于后者。

第四，直接通徑系數中，城市化進程及經濟發展的影響較大（分別為-3.0502和2.6637），間接通徑系數中，經濟發展和城市化進程相互作用對城市建設用地擴張影響尤甚（分別為2.6637和-2.9352）。

第五，直接通徑系數的變化趨勢基本一致，但作用方向有別。表7中人口增長對AC的直接與間接作用與表6、表8截然相反。

第六，行歸一通徑系數變化規律基本一致，但不同用地類型驅動因素的側重點不同。經濟發展、人口增長的直接與間接效用AC135＞AC248，城市化進程則相反。

4 結論與探討

本文定量研究了各驅動因素與新增城市建設用地總體指標AC以及綜合分類指標AC135、AC248的直接與間接效應，得到以下幾點結論：

第一，經濟發展對城市建設用地擴張影響較大，直接效應為0.4638，經濟發展通過城市化進程的一次間接效應為-0.5111，不利于“從嚴控制建設用地總規模”，但它是經濟發展的間接反映。因此，無論是制定政策，還是城市土地參與宏觀調控，都需要引起足夠的重視。各因素通過經濟發展對AC的直接效應與間接效應分別是0.4357和0.1451、0.4192。綜上，經濟發展、城市化進程及其它們的耦合作用是重要的驅動因素。

第二，人口增長對AC的直接效應為0.1535，其一次間接效應分別為0.3149和-0.5317。各因素通過人口增長對AC的直接效應與間接效應分別是0.5482和0.1826、0.2693。表明人口增長對其擴張的直接作用不明顯，但通過經濟發展和城市化進程的間接作用顯著。因此，人口城市化、經濟發展導致的人口增加是重要的驅動因素。

第三，城市化進程對AC的直接效應為-0.5236，其一次間接效應分別為0.4400和0.0365。各因素通過城市化進程對AC的直接效應與間接效應分別是-0.4076和-0.3922、-0.2002。簡言之，城市化進程是城市建設用地擴張的重要控制因素，其直接效應為負，暗示決策者應調整好城市化的速度與建設用地節約集約利用之間的關系。

第四，城市化進程及經濟發展的直接通徑系數絕對值最大（分別為-3.0502、2.6637），而經濟發展和城市化進程相互作用的間接通徑系數絕對值較大（分別為2.6637、-2.9352），證明經濟發展、城市化進程及其它們的耦合作用是重要的驅動因素。

第五，‘CVR=62.8661’＞‘CVL=41.4835’，表明某一因素通過自身及其他因素對AC的直接與間接作用幅度大于各因素通過某一因素對AC的直接與間接作用。因此，制定短期政策時應注重發展經濟，提高城市化水平，長期政策需要合理控制建設用地規模，達到節約集約利用的目的，且兼顧經濟發展、產業結構城市化和人口城市化。

第六，經濟發展、人口增長對公共用地的直接效應與間接效應大于商住工用地，城市化進程則反之。這表明需要解決兩個問題：一是要保證經濟持續增長、城市化合理發展等所需的商住工用地，二是要保證城市公共空間的質量與數量，以促進“人地和諧”的城市理性增長。

（References）：

［1］國土資源部政策法規司.建設項目用地預審管理辦法（中華人民共和國國土資源部令第42號）［EB/OL］.http://www.mlr.gov.cn/zwgk/flfg/tdglflfg/200812/t20081219_113205.htm，2009-03-08/2009-07-18.

［2］國土資源部.城鄉建設用地增減掛鉤試點管理辦法（國土資發［2008］138號）［EB/OL］.http://www.mlr.gov.cn/xwdt/zytz/200903/t20090302_115435.htm，2009-03-10/2009-05-15.

［3］新華社.全國土地利用總體規劃綱要（2006－2020年）［EB/OL］.http://news.xinhuanet.com/newscenter/2008-10/23/content_10241429.htm.2009-01-15/2009-04-18.

［4］慎勇揚.建設用地擴張驅動力及調控政策研究［D］.杭州：浙江大學環境與資源學院，2005.

［5］季斌，林源源.環境資源視角下我國城市建設用地的驅動因素研究［J］.經濟學研究，2007，7：51-54.

［6］楊楊，吳次芳，韋仕川，等.中國建設用地擴展的空間動態演變格局［J］.中國土地科學，2008，22（1）：23-31.

［7］武漢市統計局.武漢統計年鑒［M］.北京：中國統計出版社，1995-2005.

［8］中國資訊行（China InfoBank）［DB/OL］.http://www.bjinfobank.com/.2009-03-16/2009-05-16.

［9］經濟發展［EB/OL］.http://baike.baidu.com/view/634852.htm，2009-01-15/2009-03-28.

［10］余家林，肖枝紅.多元統計及SAS應用［M］.武漢：武漢大學出版社，2008.