建設用地與社會經濟關系的局域空間計量分析——基于浙江省69縣市的實證研究

苑韶峰，楊麗霞

（1.浙江工商大學土地資源管理系, 浙江 杭州 310018；2.浙江財經學院資源環(huán)境與城鄉(xiāng)規(guī)劃管理系，浙江 杭州 310018）

隨著社會經濟發(fā)展，建設用地的快速擴張日益成為中國土地利用變化的主要特征之一[1]。許多研究表明，建設用地的快速擴張必然要占用周邊的耕地，導致優(yōu)質耕地的損失，從而影響國家的糧食安全[2-3]。學術界對建設用地與社會經濟的關系進行了較為豐富的研究，其中，建設用地擴張的特征及其驅動機制研究是重要內容之一[4]。建設用地擴張的社會經濟驅動因素主要包括自然因素與社會經濟因素。相對于前者，社會經濟因素活躍且易于探測[5]，這些社會經濟因素主要包括人口和經濟因素、城鎮(zhèn)化和產業(yè)結構因素。相關研究大多是基于長時間序列數據而建立全局模型進行線性擬合的，往往忽視了區(qū)域間數據的空間相關性[6-8]。由于各區(qū)域間的社會經濟條件和建設用地資源稟賦存在空間差異，致使其對建設用地變化的影響在區(qū)域上表現為非均衡性，而傳統(tǒng)的計量方法對長時間序列數據的擬合無法揭示空間差異所帶來的影響。本文選取人口數量、人均GDP、產業(yè)結構 （三產/二產）和城市化水平作為代表影響建設用地規(guī)模的驅動因子，構建局域空間計量模型——GWR模型，把要素間的地理空間聯(lián)系納入模型估計之中，研究社會經濟發(fā)展對建設用地擴展的影響，以期為“十二五”規(guī)劃中建設用地的合理利用提供科學依據。

1 研究方法與指標選擇

1.1 空間自相關性分析

空間自相關性分析用于判斷某種地理現象或某一屬性值在空間上的聚集特性，一般用Moran’s I指數來測度，計算公式如式1[9]:

式1中，n為研究對象的數目，xi為觀測值，為xi的平均值。Wij為研究對象i與j之間的空間連接矩陣，表示空間單元間潛在的相互作用力量。Moran’s I值為[-1,1]，值越接近于1，表明空間正相關越強，空間實體呈聚合分布，值越接近于-1，表明空間負相關性越強，空間實體呈離散分布；值等于0，表明空間單元屬性呈現隨機分布的，不存在空間自相關性[10]。

1.2 地理加權回歸模型

地理加權回歸模型（GWR）是將數據的地理位置引入到回歸參數中，利用鄰近觀測值的子樣本數據信息進行局域回歸估計，能夠反映參數在不同空間的非平穩(wěn)性，這有效彌補了普通最小二乘法（OLS）線性回歸模型的缺陷，其模型結構為[15]：

式2中，yi為第i區(qū)域因變量的值，xij為第i區(qū)域第j個自變量的值，（ui，vi）為第i個區(qū)域質心的空間坐標，βj（ui，vi）（j=0，1，…，n）為第i個區(qū)域質心在空間坐標（ui，vi）處的未知參數，εi為第i個區(qū)域的隨機誤差項。

1.3 指標選擇與數據來源

決定一個地區(qū)建設用地規(guī)模的主要的社會經濟因素是國內生產總值、總人口、城市化水平和第二、三產業(yè)總值[12-13]。鑒于此，本文采用2005－2010年的人口數量、人均GDP、產業(yè)結構（第三產業(yè)產值/第二產業(yè)產值）、城市化水平（城鎮(zhèn)人口占總人口比例）為指標，以浙江省所轄的69個縣市作為基本空間單元①嘉興、湖州、杭州、紹興和寧波等5地市及所轄區(qū)縣屬于環(huán)杭州灣地區(qū)；臺州、溫州2地市及所轄區(qū)縣屬于浙東南沿海地區(qū)；金華、麗水和衢州3地市及所轄區(qū)縣屬于浙中及西南內陸地區(qū)。，構建關于建設用地影響因素的空間計量模型：

式3中，下標i代表第i個縣域。因變量I為建設用地面積；自變量P、A、T和U分別為人口數量、人均GDP、產業(yè)結構和城市化水平，α0為常數項，εi為誤差項，α1、α2、α3、α4為回歸系數。

各區(qū)域的人口數量、人均GDP、產業(yè)結構、城市化水平的數據均來源于2006和2011年的《浙江統(tǒng)計年鑒》以及69縣市的統(tǒng)計年鑒；建設用地的數據來源于2005年和2010年69縣市的土地利用變更詳查數據。為了使分析更有意義，盡可能消除異方差，各變量都進行了對數化處理，處理后的變量為lnIi，lnPi，lnAi，lnTi，lnUi。根據彈性系數概念，P、A、T和U每發(fā)生1%變化，將分別引起I發(fā)生α1%、α2%、α3%及α4%變化。

2 結果與分析

2.1 建設用地擴張的空間特性

本文采用建設用地擴張速度來測度69縣市的建設用地的變化情況。建設用地擴張速度表示單位時間內建設用地面積變化的幅度，其數學表達式為: Rs= （Kb-Ka）/Ka×1/T×100%，式中：Ka、Kb分別為各區(qū)域研究期初及研究期末的建設用地面積；T為研究時段的跨度，本文中時間設定為5年。Rs為年均變化率。

計算結果顯示，浙江省69縣市的建設用地擴張速度差異明顯。69縣市有48縣市的建設用地年均增長率小于全省水平（4.40%），而其中，位于衢州的常山縣、開化縣，麗水的縉云縣以及寧波的象山縣和寧?？h等，這些區(qū)域建設用地年均增長率僅為0.27%－2.00%，由于這些區(qū)域地處低山丘陵和沿海圍墾地區(qū)，經濟發(fā)展水平相對較低，相應地對建設用地壓力也較小。加之低丘緩坡和沿海圍墾資源較為豐富，從而有效緩解了建設用地緊張的局面，并且成為浙江省土地后備資源的重要發(fā)展區(qū)域，也是新增建設的主要區(qū)域。金華市區(qū)、臺州市區(qū)、寧波市區(qū)、舟山市區(qū)，建設用地擴張速度遠高于全省同期水平，尤其是金華市區(qū)，建設用地年均增長率高達16.18%，這主要是金華市經濟社會正處在加速發(fā)展時期，區(qū)域經濟提速，必須要加快市區(qū)建設發(fā)展，擴大城市規(guī)模，從而使得建設用地擴展過快。而寧波市區(qū)、舟山市區(qū)，由于上海國際航運中心的建設和國際臨港產業(yè)大規(guī)模向中國東部沿海地區(qū)的轉移，新增建設用地大量增加，從而加速了這些區(qū)域建設用地的擴展，研究期內年均增長率達到9.28%－10.37%。

2.2 建設用地的空間自相關性檢驗

利用ArcGIS 9.3軟件對69縣市的建設用地數據進行空間自相關性分析，2005年和2010年的Moran’s I分別為0.23和0.21，并在0.01水平上通過蒙特卡羅模擬方法顯著性檢驗，說明這兩個年份各縣市建設用地面積均呈正的空間自相關，即表示69縣市的建設用地面積的空間分布并非完全隨機性，而是呈現出強烈的空間聚集特征，這并不滿足傳統(tǒng)的經典統(tǒng)計和計量分析中相互獨立、隨機分布的基本假設，因此，需要應用納入空間效應的空間計量方法來分析浙江省69個縣市建設用地面積的社會經濟影響因素。

2.3 建設用地擴張的局域空間計量分析

本文應用GWR的加權二乘法（WLS）對2005和2010年浙江省69縣市的數據建立GWR模型，模型如下：

GWR模型能解釋建設用地擴張總變異的92.00 %，而OLS模型僅能反映72.30 %，R2和調整R2得到顯著改善，并且有效地縮減了殘差平方和（從9.50縮減到5.50），由此可判斷，GWR模型優(yōu)于OLS模型。

2005年，4個解釋變量對建設用地擴張的彈性系數在69縣市間差異明顯（圖1）。其中，人口數量對建設用地擴張的彈出系數分布在0.35—1.00，與其他3個變量相比，其影響程度最大。69縣市的人口數量對建設用地擴張均為正向影響，但在空間上呈現由浙西南到浙東北杭州灣、浙東南沿海地區(qū)逐漸增強的趨勢。這主要是因為浙東北環(huán)杭州灣地區(qū)和浙東南地區(qū)都是沿海地區(qū)，區(qū)位條件優(yōu)越、交通便利、經濟發(fā)展水平高、二三產業(yè)快速發(fā)展，吸引了大量外來人口[14]；而浙西南內陸地區(qū)為山地和丘陵地段，經濟發(fā)展相對滯后，對外來人口吸引力較小。浙東北杭州灣的嘉興、湖州、寧波、舟山等12縣市，人口數量每增加1.00%，建設用地面積將擴張0.95%，而浙西南麗水、衢州等13縣市，人口每增加1.00%，建設用地將擴張0.42%，兩者相差2.26倍。

由圖1知，人均GDP對建設用地影響的彈性系數主要分布在0.01—0.55，表明除湖州市區(qū)、嘉興市區(qū)、平湖縣等6縣市外均為正向，在空間分布上呈現從浙東北向浙西南依次遞增的格局。浙西南地區(qū)的麗水、衢州等11市縣，為了提高區(qū)域綜合競爭優(yōu)勢和經濟發(fā)展，土地價格相對較低，使得建設用地擴展較快，這些區(qū)域人均GDP提高1%，建設用地將擴張0.50%，而浙東北的杭州市區(qū)、紹興市區(qū)、寧波等14縣市的經濟發(fā)展水平較高，嚴格限制和提高建設用地的準入門檻，促進了產業(yè)結構調整和升級，進一步增加了人均GDP，其人均GDP每提高1.00%，建設用地將擴張0.22%。而嘉興市區(qū)等6縣市，人均GDP對建設用地擴張的影響不大，這主要是由于這些區(qū)域在經濟快速發(fā)展過程中，為了突圍建設用地瓶頸，進行了“兩分兩換”的土地改革，致使經濟發(fā)展對建設用地擴張沒有明顯的推動作用。

受政府“退二進三”政策的推動，69縣市產業(yè)結構進行了大調整，第三產業(yè)在國內生產總值中所占比重不斷升高，三產/二產由2005年的75.06%提高到2010年的84.37%，年均調整幅度達到1.86%。產業(yè)結構優(yōu)化可促進集約用地，由圖1可知，69縣市的產業(yè)結構對建設用地擴張均為負向影響，但在空間上呈現“兩頭高，中間低”的格局，這主要是因為淳安縣、義烏市、三門縣、舟山等14縣市，第三產業(yè)比重較高，占到45%以上，并且這些區(qū)域三產/二產值超過1.00，產業(yè)結構調整力度將會減弱，產業(yè)結構幅度每增加1.00%，建設擴張可以減少占地0.07%；而欠發(fā)達地區(qū)的泰順縣、慶元縣、文成等9縣市，由于建設用地的準入門檻較低，致使土地浪費嚴重，通過產業(yè)結構調整，可以大幅減少建設擴張占用土地規(guī)模，即產業(yè)結構幅度每增加1.00%，建設擴張可以減少占地0.50%。城市化對建設用地擴張的拉動作用，在空間上呈現以淳安縣、龍游縣等6縣市為核心的圈層結構，這些圈層結構的核心，由于土地的保障而承接了很多發(fā)達地區(qū)轉移的產業(yè)，促使城市人口大量增加，從而增加對居住、休閑娛樂等方面的用地需求。這些區(qū)域的城市化水平每提升1.00%，建設用地規(guī)模將擴展0.52%。圈層結構越到外圍，城市化對建設用地的正向拉動作用越弱。慶元縣、泰順縣等8縣市，地處山地和丘陵地段，經濟發(fā)展相對滯后，對外來人口吸引力較小。這些區(qū)域城市化每提升1.00%，建設用地規(guī)模將擴張0.05%。嘉興等7縣市，經濟發(fā)展水平較高，城市化起步較早，率先探索統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，有效挖掘農村土地，從而緩解了城市化過程中土地資源配置的難題。這些區(qū)域城市化每提高1.00%，能夠抑制建設用地規(guī)模擴張0.15%。

圖1 2005年各自變量對建設用地擴張彈性系數空間分布Fig.1 Spatial variation of the coefficient estimation of independent variable in 2005

由圖2可知，人口數量對建設用地影響的彈性系數分布在0.44—1.00，對比圖1可知，2010年人口數量對建設用地擴張的正向拉動作用增強，尤其是浙西南的麗水、衢州等9縣市，人口數量每增加1.00%，建設用地擴張規(guī)模由2005年的0.40%增大到0.53%。這主要是近5年來，這些區(qū)域通過“山海協(xié)作”戰(zhàn)略，承接了發(fā)達地區(qū)轉移的產業(yè)，從而吸引了大量的外來人口。2010年人均GDP對建設用地擴張均為正向影響，彈性系數分布在0.20—0.75，而2005年主要分布在0.01—0.55，可見其正向影響程度均有不同比例的上升，江山市、遂昌縣等5縣市人均GDP比2005年翻了2倍，其對建設用地擴張程度增強了1.40倍。而經濟發(fā)達的嘉興、湖州、杭州等19縣市，人均GDP對建設用地擴張程度增強了2.70倍，由此可見，69縣市經濟增長的推動還依賴于土地要素的投入。相比2005年，2010年69縣市的產業(yè)結構對建設用地影響的彈性系數分布在0.01—0.36和-0.32—0.00表明產業(yè)結構對建設用地擴張既有正向拉動作用，也有負向抑制作用。江山市、淳安縣等10縣市，低丘緩坡資源較為豐富，但缺少產業(yè)支撐。近5年來，浙江省實施的“山海協(xié)作”戰(zhàn)略致使這些區(qū)域第三產業(yè)比重下降，三產/二產比值有所降低，產業(yè)結構對建設用地起著正向拉動作用，產業(yè)結構幅度每增加1.00%，建設用地將擴張0.25%。而對建設用地擴張負向抑制作用的區(qū)域有所縮減，其影響程度有所減弱。欠發(fā)達地區(qū)的泰順縣、慶元縣、文成等9縣市，產業(yè)結構幅度每增加1.00%，建設擴張占地從2005年的0.50%減少到0.15%。由圖2可知，2010年城市化水平對建設用地影響的正向彈性系數與2005年相似，但城市化水平對建設用地擴張正向拉動作用的重心，由2005年浙西南的淳安縣、龍游縣等6縣市，轉移到浙東南沿海地區(qū)的溫州、臺州等13縣市，這些縣市土地資源短缺，建設用地緊張，近5年來，城市化水平從2005年的56.00%提高到62.00%，年平均增長1.20%，快速城市化進一步加劇了用地緊張。城市化水平每提高1.00%，建設用地將擴張0.53%。而湖州、 嘉興等18縣市，積極推廣“宅基地置換房產”的“嘉興模式”，騰出了大量可用于開發(fā)的建設用地，致使這些區(qū)域城市化水平的提高對建設用地擴張產生負向抑制作用，其深層次的原因有待進一步研究。

圖2 2010年各自變量對建設用地擴張彈性系數空間分布Fig.2 Spatial variation of the coefficient estimation of independent variable in 2010

3 結論

（1）研究期內，浙江省69縣市建設用地擴張速度區(qū)域差異性明顯。48縣市的建設用地年均增長率小于全省水平（4.40%），有6個縣市的建設用地年均增長率超過10.00%，尤其是金華市區(qū)，建設用地年均增長率高達16.18%。在這些區(qū)域，必須嚴格控制建設用地規(guī)模，加快由外延擴張向內涵挖潛、由粗放低效向集約高效轉變，同時以土地供應的硬約束來推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，進而實現經濟發(fā)展方式的根本轉變。

（2）人口數量、人均GDP、產業(yè)結構（三產/二產）和城市化水平這4個解釋變量對69縣市建設用地擴張的影響差異明顯。環(huán)杭州灣地區(qū)的30個縣市的人口數量對建設用地擴張影響程度最大；浙西南內陸地區(qū)的10個縣市，其人均GDP和產業(yè)結構對建設用地擴張影響程度較大；而城市化對建設用地擴張正向拉動作用的重心，由浙西南丘陵山地，轉移到浙東南沿海地區(qū)，同時負向抑制作用的區(qū)域也有所擴大。

（3）人口數量對建設用地擴張的影響力度最大，其次為人均GDP。建設用地擴展的最終變化趨勢是由人口數量和人均GDP的正向拉動作用、產業(yè)結構和城市化水平的正負作用等各種驅動力作用的綜合決定的。因此，政府應針對不同區(qū)域特性實施差別化管理。在環(huán)杭州灣地區(qū)，政府應嚴控新增建設用地規(guī)模，通過內涵挖潛，增減掛鉤進行內部結構調整，并通過投資強度、規(guī)模控制、行業(yè)用地標準等硬約束指標推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，即改造提升傳統(tǒng)特色優(yōu)勢產業(yè)，大力發(fā)展高新技術產業(yè)；在沿海地區(qū)和山區(qū)，政府應加強規(guī)劃統(tǒng)籌和政策引導，積極引導城鄉(xiāng)建設通過圍填海和造地發(fā)展“工業(yè)梯田”來合理拓展建設用地新空間，使這些區(qū)域抓住產業(yè)跨區(qū)域轉移的機遇，積極引進發(fā)展高端產業(yè)，形成較高層次的產業(yè)結構，從而實現跨越式發(fā)展。

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