中國建設用地擴張的驅動力分析

2014-05-30 13:43:41王世忠

安徽農學通報 2014年8期

王世忠

摘要：研究目的：研究建設用地擴張的驅動力。研究方法：基于改進C-D生產函數修正的STIRPAT模型和嶺回歸方法。研究結果：在其他條件相同的情況下，總人口每增加1%，將導致建設用地增加0.211 0%，城市化率每提高1%，將導致建設用地增加0.054 2%，人均可支配收入每提高1%，將導致建設用地增加0.025 5%；貨幣資本投入每增加1%，將導致建設用地增加0.015 7%。研究結論：（1）人口增長是中國建設用地擴張的最主要驅動力。（2）城市化是中國建設用地擴張的重要驅動力，城市化率的提高并沒有導致建設用地總量的減少。（3）社會富裕水平和建設用地總面積之間不存在環境Kuznets曲線。（4）貨幣資本和建設用地之間的替代關系不明顯，技術進步對土地集約利用水平提高的促進作用遠遠沒有發揮出來。

關鍵詞：建設用地；改進C-D生產函數；改進STIRPAT模型；嶺回歸；驅動力

中圖分類號 F301.24 文獻標識碼 A 文章編號 1007-7731（2014）08-01-06

Abstract：In this paper，in order to explore the driving forces of construction land expansion，improved C-D production function、improved STIRPAT model and ridge regression were used to analyze the relationship between Chinas construction land and population、GDP、urbanization rate、capital input、labor input、technical progress、social affluence level during the period 1985 to 2008.The results indicate that： When the other conditions are the same，each increase of 1% of the total population will lead to the increase of construction land 0.2110%，each increase of 1% of the urbanization rate will lead to the increase of construction land 0.054 2%，each increase of 1% of the per capita disposable income，will lead to the increase of construction land 0.025 5%，each increase of 1% of the monetary capital input，will lead to the increase of construction land 0.015 7%.It is concluded that：（1）Population growth is the main driving force of construction land expansion.（2）Urbanization rate is the important driving force of construction land expansion.Although the city construction land intensive and economical utilization level is far greater than the rural，the rise in percentage of population residing in urban areas does not lead to reduce the total amount of construction land.（3）There is no environmental Kuznets curve between construction land and social affluence level，and with the increase of social wealth，the construction land demand has been increasing year by year.（4）There is no obvious substitution relationship between money capital and construction land.The role of technical progress to promote the level of land intensive utilization is performing far under capacity，and the speed of technical improvement is far greater than the one to improve the construction land intensive use level.

Key words：Construction land；Improved C-D production function；Improved STIRPAT model；Ridge regression；Driving forces

建設用地是承載人類非農經濟生產活動的主要基礎，同時也是二三產業經濟生產中重要的生產要素之一。隨著中國人口的增長，社會經濟的迅速發展，城市化進程的加快，人多地少的矛盾日益突出，耕地保護與建設用地擴張之間的矛盾更加尖銳。因此，對中國建設用地增長的驅動力進行分析，找出影響建設用地增長的核心變量，對于制定符合中國實際的土地利用規劃，有效地調控建設用地總規模，促進社會和經濟可持續發展具有重要意義。

目前，國外有關建設用地增長驅動力的研究主要分為城市擴張驅動力研究和農村居民點用地變化驅動力的研究[1-4]，而國內則主要側重于區域尺度和城市尺度的建設用地擴張的驅動力研究[5-9]，全國尺度和農村尺度的建設用地規模變化的驅動力研究相對較少[10-12]；在研究方法上，大多采用選取指標進行相關分析、回歸分析、主成分分析等計量分析方法來研究建設用地擴張的驅動力。STIRPAT模型最早由York等在2003年提出，目前已被廣泛的應用于生態環境和能源壓力的研究中，但已有的研究對反映技術水平的評價指標非常不統一，有采用研發投資強度和單位能源產出率[13]，能源強度[14]，第二產業比重[15]，第三產業比重[16]等一系列差異巨大的評價指標，而技術水平的評價指標不同，會對研究結果產生很大影響。本文擬用改進的C-D生產函數來推導出反映某一地區技術水平的表達式，在此基礎上對原有STIRPAT模型進行修正，并采用嶺回歸方法來分析全國建設用地擴張與人口、GDP、城市化率、貨幣資本投入、勞動力投入、技術進步以及社會富裕水平之間的驅動關系。

在本研究中，由于建設用地的生態價值幾乎為0，因此，環境壓力I用建設用地總面積來表示；人口數量P用人口總數來表示；富裕度A以人均可支配收入來表示。

2 模型的數據及其處理

模型的數據主要是來自國家統計局網站、國土資源統計年鑒、全國土地利用變更調查以及中國科學院地理與資源所的1985-2008年全國歷年統計數據：

（1）本文研究所指的建設用地類型包括：居民點及獨立工礦用地、交通運輸用地和水利設施用地等三大類，參照的標準是從2002年起執行的《全國土地分類》（過渡期適用）標準。但是2001年之前我國的土地利用分類系統一直沿用的是1984年9月頒布的《土地利用現狀調查技術規程》中的《土地利用現狀分類》的標準。在前后2個標準中，水利設施用地的含義有所差異，農村道路用地的歸屬有所不同。因此，在整理2001年之前的建設用地數據時，應將《土地利用現狀分類》（1984）中水域類型里面的水庫水面以及人工建筑物劃歸建設用地類型，而將交通運輸用地中的農村道路分離出去，以使建設用地數量前后保持統計分類的一致性。

（2）資本本身是一個寬泛的概念，作為生產要素的資本可以包括物質資本、人力資本和土地，本文的資本指的是物質資本。在整個社會的經濟活動中，即時資本不易得到，考慮到數據的可獲得性，研究者一般會用資本存量來代替。目前學術界有關資本存量的估算方法廣泛采用了戈登史密（Goldsmith）在1951年開創的永續盤存法，其后被普遍應用于大多數的經合組織國家（OECD）[22]。資本存量的估算可以采用相對效率幾何遞減模型，計算公式如下所示：

[Kt=Kt-1（1-δt）+It=Kt-1-Dt+It] （10）

式中，t指的是第t年，該模型中隱含了4個變量，其一為當年投資（I）；其二為投資品價格指數；其三為經濟折舊率（[δ]）或年度折舊額（D）；其四為基年的資本存量（K）。本文基年采用1978年，折舊率和基準年的資本存量數據參照張軍等（2004）的研究成果[23]。

（3）為了保證可比性，對當年價的GDP、人均可支配收入和每年的固定資產投資額進行了調整，按照不變價格計算，統一修正到1978年。

3 研究結果與分析

3.1 模型結果由于對原始數據進行了對數變換，其誤差項反映的是一種相對誤差，而相對誤差往往具有同方差性，因此采用STIRPAT模型本身能較好的解決模型的異方差問題。考慮到原始數據是時間序列數據，首先利用最小二乘法（Ordinary least square，OLS）對回歸模型（8）式進行估計，估計結果和相關統計量見表1所示。

由表1可知，調整后的R2分別為0.996 8，F統計量的p值為0.000 0，殘差平方和為0.000 4，說明自變量能較好地解釋因變量的變化，模型整體擬合效果很好；但在顯著性水平為0.05的情況下，各變量的系數基本上都沒有通過顯著性檢驗。通過各變量間的自相關檢驗發現，各指標之間存在較強的共線性問題。當變量間存在多重共線性時，用OLS方法估計的模型回歸參數將很不穩定，回歸系數的方差隨著多重共線性強度的增加而加速增長，造成回歸方程高度顯著的情況下，有些回歸系數卻通不過顯著性檢驗，甚至無法對回歸系數的正負號給予合理的經濟解釋[24]。基于保持模型結構的考慮以及更長時間序列的數據難以獲得，本文通過嶺回歸分析法來削弱多重共線性的不利影響，嶺回歸的嶺跡圖見圖1所示。

從圖1可以看出，當k=0.15時候，各個回歸系數基本達到穩定，因此取k=0.15，嶺回歸的估計結果和方程統計量如表2所示。

由表2可以看出，調整后的R2為0.992 3，表示因變量變異的99.23%可以由模型來解釋，另外F統計量的p值為0.000 0，殘差平方和為0.001，說明模型整體擬合效果很好，非常顯著，并且在顯著性水平為0.05的情況下，各變量的系數全部通過顯著性檢驗，并且嶺回歸的殘差平方和為0.001，與OLS估計的0.00 04相差不大，嶺回歸的估計結果顯然比OLS估計結果更好。

由嶺回歸估計模型（8）式可得到的回歸方程為：

[LnI=15.6834+0.2110LnP+0.0542LnU+0.0255LnA+] [0.0019Ln2A+0.0207LnQ+0.0157LnK+0.0828LnL] （11）

從（11）式各指標的系數可以看出，人口的增長對建設用地的增加起到主要促進作用，在其他條件相同的情況下，總人口每增加1%，將導致建設用地增加0.211 0%，可見，我國建設用地增長的第一驅動力來自人口增長。除此以外，城市化和經濟發展對建設用地需求也起到重要的推動作用，在其他條件相同的情況下，城市化率每提高1%，將導致建設用地增加0.054 2%；GDP每增長1%，將導致建設用地增加0.020 7%；人均可支配收入每提高1%，將導致建設用地增加0.025 5%；貨幣資本投入每增加1%，將導致建設用地增加0.015 7%；勞動力資本投入每增加1%，將導致建設用地增加0.082 8%。

由（9）式可得下式（12）：

[EEIA=β21+2β22lnA=0.025 5+0.003 8lnA] （12）

由上式（12）可知，[β22]值為正，由此可確定不存在環境Kuznets曲線，也不存在環境開始改善的富裕狀態值，即社會富裕水平和建設用地總面積之間不存在環境Kuznets曲線。

3.2 模型結果分析（1）人口增長和建設用地增長的關系分析。建設用地是人類活動的一種主要的土地利用類型。我國自實行計劃生育政策以來，雖然人口的增長率大大的降低，但龐大的人口基數，導致每年巨大的新增人口數量。根據統計年鑒可知，從1985-2008年間，總共增加了約2.7億人口，年平均新增人口達到約1 123萬人。因此，每年龐大的人口增量必將導致建設用地需求量的快速增長。

（2）城市化和建設用地增長的關系分析。雖然城市的土地集約節約利用水平遠遠大于農村，但隨著中國城市化率的提高并沒有導致建設用地總量的減少。究其原因是許多農村人口“離鄉不離土”，導致農村和城市建設用地雙重增長，農村人口的減少并沒有導致農村居民點用地總量的減少。因此，只有加快實施城鄉建設用地指標的“增減掛鉤”機制，完善農村宅基地的退出機制和解決“偽城市化”問題，才能減輕城市化導致的建設用地擴張的壓力[25-26]。

（3）社會富裕水平和建設用地增長關系分析。中國社會富裕水平和建設用地總面積之間并不存在環境Kuznets曲線。究其原因是隨著人們生活水平的提高和人們的攀比心理作祟，導致人均居住面積逐年增大，并且房地產作為投資和投機的功能被逐年強化，導致“一戶多宅”現象較為嚴重。因此，只有合理引導人們的住房消費心理，抑制房地產的投機和投資需求，才能減輕社會富裕水平提高對建設用地增長的壓力[27]。

（4）技術進步和建設用地的集約利用水平的關系分析。根據（8）式和（11）式，可知：[α=-0.7585]；[β=-4]，因此，可得下式：

[T=A0eλt=QK-αL-β=QK0.7585L4] （13）

由（13）式可得中國歷年的技術對經濟的貢獻值T。如果以單位建設用地的GDP產出作為建設用地的集約利用水平的評價指標，則可得圖2和3。由圖2、3可知，技術水平和建設用地集約利用水平之間存在正向的非線性關系，隨著技術水平的提高，建設用地的集約利用水平逐年提高，但技術水平的提高速度遠遠大于建設用地集約利用水平的提高速度。究其原因是：相比商業和住宅用地，工業用地的價格沒有體現出應有的價值水平，為了吸引投資，許多地方政府間競相壓低工業地價，甚至出現“零地價”和“負地價”，人為的扭曲了建設用地和資本的配置關系，降低了土地集約和節約利用水平[28-29]。

3.3 回歸方程的結構穩定性檢驗自1985-2008年的24a間，我國經濟社會發生了巨大變化，在此期間，建設用地擴張的影響因素也會發生結構性改變。換句話說，把1985-2008年當成一個時期來估算建設用地擴張的影響因素可能不是很合適，因此需要估算某一時間點前后建設用地擴張的影響因素的變化情況。

一般檢驗回歸方程的結構穩定性可以采取Chow檢驗，但是Chow檢驗只能判斷前后2個時期回歸方程是否穩定，而不能判斷2個方程的差異所在，虛擬變量法則正好能彌補這一缺陷[21]。由于人口增長是建設用地增加的第一驅動力，下面通過在回歸模型（8）式中加入虛擬變量DN來檢驗第N年前后人口增長對建設用地增加的影響情況是否發生了結構性變化，新模型如（14）式所示：

[LnI=f+b1LnP+δDnLnP+b2LnU+β21LnA+β22Ln2A] [+β3LnQ-αβ3LnK-ββ3LnL+e1] （14）

其中，DN為時間虛擬變量（N為檢驗的年份），如檢驗1993年是否為結構斷點，則D1993在1978-1992年取值為0，1993-2008年取值為1，其他變量的意義同上。若估計結果中[δ]顯著不為零，則說明N為結構斷點。

在20世紀70年代“晚、稀、少”生育政策影響下，中國人口的總和生育水平，在1992年前后首次降至更替水平以下[30]。因此，本文選擇檢驗1993年前后人口增長對建設用地擴張的影響情況是否發生了結構性變化，對（14）式進行回歸分析。與前面的做法類似，首先進行OLS估計，若發現變量間存在多重共線性，則改用嶺回歸方法進行估計。根據選擇嶺參數的原則確定k值，發現在1993年前后，人口增長對建設用地擴張的影響未發生結構性變化。表3列出了用嶺回歸做結構穩定性檢驗的估計結果，同時也列出了OLS估計的結果作為對比。

比較嶺回歸和OLS估計的結果發現：在OLS估計中不顯著的系數，用嶺回歸估計后變得顯著，說明嶺回歸估計結果比OLS估計要好。此外，[D1993LnP]的系數為0.001 0，雖然是正值，但并不是顯著地不為零，說明在1993年前后人口增長對建設用地擴張的影響情況未發生結構性變化。因此，原先把1985-2008年當成一個時期來估算人口增長對建設用地擴張的影響情況是合適的，回歸方程的結構是穩定的。

4 研究結論

本文采用改進C-D生產函數和改進的STIRPAT模型對中國建設用地增長的驅動力進行了研究，研究結果表明：（1）人口增長是中國建設用地擴張的最主要驅動力。中國巨大的人口基數和逐年的人口增量，是建設用地擴張的主要原因。（2）城市化是中國建設用地擴張的重要驅動力。雖然城市建設用地集約和節約利用水平遠遠大于農村，但城市化率的提高并沒有導致建設用地總量的減少。（3）社會富裕水平和建設用地總面積之間不存在環境Kuznets曲線，并且隨著社會富裕度的提高，對建設用地的需求量逐年增大。（4）貨幣資本和建設用地之間的替代關系不明顯。技術進步對土地集約利用水平的提高的促進作用遠遠沒有發揮出來，技術水平的提高速度遠遠大于建設用地集約利用水平的提高速度。

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