馬愛慧，張安錄

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 土管學(xué)院，武漢 430070）

建設(shè)用地?cái)U(kuò)張與經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)態(tài)計(jì)量分析

馬愛慧，張安錄

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 土管學(xué)院，武漢 430070）

文章以ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法，探討我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和建設(shè)用地?cái)U(kuò)張之間的動(dòng)態(tài)發(fā)展關(guān)系和相互作用。研究結(jié)果：（1）我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展序列與建設(shè)用地面積序列之間存在協(xié)整關(guān)系；（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展與建設(shè)用地面積之間雖然存在相互影響與作用，但效果有差異；（3）建設(shè)用地面積增加是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Granger因。研究結(jié)論：以城市建設(shè)用地?cái)U(kuò)張換取經(jīng)濟(jì)發(fā)展只能是短期的經(jīng)濟(jì)增長，只有土地的節(jié)約集約利用才能推進(jìn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、健康和有序發(fā)展。

設(shè)用地；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；計(jì)量分析

0 前言

土地是人類賴以生存與發(fā)展不可替代稀缺資源，它決定了在土地資源具有寶貴的價(jià)值，是一種資產(chǎn)，正如馬克思在論述資本主義剩余價(jià)值的產(chǎn)生時(shí)指出：“勞動(dòng)力和土地是形成財(cái)富的兩個(gè)原始要素，是一切財(cái)富的源泉?！本哂匈Y產(chǎn)性質(zhì)的土地，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮重要作用。中國經(jīng)濟(jì)在高速增長的同時(shí)呈現(xiàn)出幅度或大或小的波動(dòng)現(xiàn)象，2003年下半年，為了抑制經(jīng)濟(jì)發(fā)展過熱而提出土地宏觀調(diào)控政策，把土地政策作為國家宏觀調(diào)控的重要手段，期望通過調(diào)控土地供給以穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)的增長，維持宏觀經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行。同樣經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)一步促進(jìn)城市的建設(shè)，是否一定意味著建設(shè)用地的擴(kuò)張？伴隨著經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷的調(diào)整，我國土地利用結(jié)構(gòu)與模式也發(fā)生了巨大變化，造成大量土地從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)部門，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模不斷加大，建設(shè)用地不斷擴(kuò)張。這是目前一致的觀點(diǎn)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可避免帶動(dòng)城市空間的蔓延，農(nóng)地流轉(zhuǎn)城市建設(shè)用地是社會(huì)發(fā)展到一定階段必然選擇。建設(shè)用地?cái)U(kuò)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間是一個(gè)雙向、動(dòng)態(tài)復(fù)雜的關(guān)系。要測(cè)度或量化土地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，就必須借助生產(chǎn)函數(shù)?？虏己偷栏窭褂?928年提出了分析生產(chǎn)要素與產(chǎn)出之間的數(shù)量關(guān)系模型，從定量的角度衡量了土地、資本、勞動(dòng)力等要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)[1]。該模型的一般應(yīng)用數(shù)學(xué)形式:

兩邊取對(duì)數(shù)得到:LnY=LnA+λt+αLnK+βLnL+γLnS

Y表示經(jīng)濟(jì)增長,K、L、S分別表示資本、勞動(dòng)力和建設(shè)用地?cái)?shù)量，t表示時(shí)間。在經(jīng)濟(jì)學(xué)上,α、β、γ分別表示產(chǎn)出的資本、勞動(dòng)力和建設(shè)用地彈性，即要素投入增加1%時(shí)產(chǎn)出增長的百分比。可以看出S和Y之間存在線性關(guān)系LnY=c+γLnS。

國內(nèi)有學(xué)者就有不少對(duì)此進(jìn)行研究的，但都是從生產(chǎn)函數(shù)模型出發(fā)，從資本、勞動(dòng)力、土地三者中分解出土地供給對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響或者直接將經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)用于建模分析，沒有考慮經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)建模過程中許多的假定條件，如序列的平穩(wěn)性、正態(tài)性等。本文探討建設(shè)用地變化與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，用計(jì)量經(jīng)濟(jì)的時(shí)間序列的平穩(wěn)性與否探討它們之間可能存在的關(guān)系。本文的分析對(duì)土地資源合理高效利用，經(jīng)濟(jì)增長與土地利用之間協(xié)調(diào)發(fā)展具有一定的借鑒作用。

1 研究方法與過程

雖然有Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)對(duì)建設(shè)用地與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系有理論的支持，但要建立兩者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行計(jì)量研究，必須符合模型假設(shè)的前提條件，才能分析兩者之間長期與短期的因果關(guān)系。

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)經(jīng)典回歸模型的成立的一個(gè)假設(shè)就是數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。然而不幸的是在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，我們所得到許多時(shí)間序列觀測(cè)值大多不是平穩(wěn)的，平穩(wěn)性在計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中有著舉足輕重地位，因此對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)必不可少[2]。單位根檢驗(yàn)是統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中普遍采用的一種檢驗(yàn)方法。檢驗(yàn)一個(gè)時(shí)間序列Xt的平穩(wěn)性，可通過檢驗(yàn)帶有截距項(xiàng)的一階自回歸模型

Xt=a+pXt-1+ut

上式中的參數(shù)p是否小于1。式中的參數(shù)p>1或p=1時(shí)，時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

只有兩個(gè)變量是協(xié)整的，即它們之間有長期的穩(wěn)定關(guān)系，建立回歸模型才有經(jīng)濟(jì)意義。本文采用常用德Engle和Granger于1987年提出的兩步檢驗(yàn)法，也稱為EG檢驗(yàn)。

（3）誤差修正模型

由于簡單的差分不一定能解決非平穩(wěn)時(shí)間序列中所可能遇到的問題，因此，誤差修正模型成為一個(gè)很好的修正工具。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，獲取1981～2007年中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)（國內(nèi)生產(chǎn)總值）和城市建設(shè)用地面積。其中2005年的全國城市建設(shè)面積中沒有包括北京和上海，為保持?jǐn)?shù)據(jù)的統(tǒng)一性和完整性，剔除2005年數(shù)據(jù)。為消除可能的異方差，對(duì)作回歸時(shí)序列取自然對(duì)數(shù)，取自然對(duì)數(shù)并不會(huì)改變變量間的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，用“GDP”代替經(jīng)濟(jì)增長，“CL”代替建設(shè)用地面積。

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

直觀上，一個(gè)平穩(wěn)時(shí)間序列可以看作一條圍繞其均值上下波動(dòng)的曲線，非平穩(wěn)指時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律隨著時(shí)間的位移而發(fā)生變化[3]。即在不同的時(shí)間段具有不同的均值，可能持續(xù)的上升或下降。所以可以首先通過時(shí)間序列的路徑圖來粗略判斷是否平穩(wěn)（如圖1）。

時(shí)間序列GDP和CL的時(shí)序圖可以直觀的看出兩時(shí)間序列都呈持續(xù)上升的趨勢(shì)，可以初步判斷是非平穩(wěn)的。下面用更為準(zhǔn)確和重要的統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)—單位根檢驗(yàn)。對(duì)序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明:建設(shè)用地原始序列在10%顯著性水平下都是非平穩(wěn)的，而建設(shè)用地一階差分序列在1%顯著性水平下則是平穩(wěn)的；而經(jīng)濟(jì)增長原時(shí)間序列在5%顯著性水平下是平穩(wěn)的，而其一階差分序列則是平穩(wěn)。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

所謂協(xié)整就是對(duì)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量長期均衡關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述，非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量間存在的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系就是協(xié)整關(guān)系[4]。 一般來說非平穩(wěn)變量之間，若 Xt～I(xiàn)(d),Yt～I(xiàn)(d),則Zt=(aXt+bYt)～I(xiàn)(d)，即雖然變量是非平穩(wěn)的，變量之間的線性組合卻可能是平穩(wěn)的，平穩(wěn)的前提條件就是非平穩(wěn)的變量通過差分后是同階單整。

根據(jù)平穩(wěn)檢驗(yàn)可知：各原始序列是非平穩(wěn)的，而其一階差分序列則是平穩(wěn)的，表明對(duì)時(shí)間序列l(wèi)nGDP和lnCL來說，都是一階單整I(1)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。它們之間某種線性組合可能存在著長期穩(wěn)定關(guān)系，即它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

圖1 GDP和CL時(shí)間序列

從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度講，建立的模型變量的選擇是合理的，而且隨機(jī)誤差項(xiàng)一定是“白噪聲”的。它們之間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)可通過Engle-Granger檢驗(yàn)。

首先，運(yùn)用Eviews5.1，用變量lnCL對(duì)lnGDP進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到回歸模型的估計(jì)結(jié)果：

通過最小二乘法得到的回歸方程，各回歸系數(shù)T統(tǒng)計(jì)量在5%顯著性水平均顯著；F統(tǒng)計(jì)量為867.8101，精確顯著性水平為0.0000；DW統(tǒng)計(jì)量為1.6542，不存在自相關(guān)；擬合優(yōu)度R2=0.9875，模型擬合較好，但這個(gè)回歸結(jié)果是根據(jù)兩個(gè)同階單整的非平穩(wěn)隨機(jī)過程直接得到，可能存在偽回歸的問題，因此需對(duì)殘差項(xiàng)e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

其次，檢驗(yàn)上述回歸殘差序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)方法也用單位根檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如下：由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果為-3.9510小于顯著水平在1%的臨界值-2.6694，因此可以認(rèn)為估計(jì)殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明建設(shè)用地與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，即該變量間存在長期的穩(wěn)定“均衡”關(guān)系，兩者之間彈性系數(shù)為0..4180，即從長期來看GDP每提高1%，建設(shè)用地?cái)U(kuò)張0.418%。

2.4 誤差修正模型的建立

為了進(jìn)一步考察我國兩者發(fā)展水平之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，可以通過誤差修正模型（ECM）進(jìn)行分析，其基本思路是若變量間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，而這種長期的穩(wěn)定關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程中不斷調(diào)整下得以維持的。ECM研究變量中的長期分量相互抵消，產(chǎn)生了一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列，之所以能夠這樣，是因?yàn)橐环N調(diào)節(jié)過程——誤差修正模型——在起作用，防止了長期關(guān)系的偏差在規(guī)?；驍?shù)量上的擴(kuò)大。因此，任何一組相互協(xié)整的時(shí)間序列都存在誤差修正模型，反映短期調(diào)節(jié)行為。模型表示：

△Yt=lagged(△Y,△X)-λecmt-1+ut

以穩(wěn)定的時(shí)間序列et作為誤差修正項(xiàng)ECM建立如下模型：

△lnCLt=β1△lnGDP-λet-1+ut

通過EViews統(tǒng)計(jì)軟件測(cè)算，估計(jì)回歸模型結(jié)果如下：

同樣以LNGDP作為被解釋變量，建立估計(jì)回歸模型：

表1 序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 協(xié)整方程殘差序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表3 建設(shè)用地與經(jīng)濟(jì)增長之間格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

R2=0.6124 AIC=-3.3205 SC=-3.1742 F=19.9581

兩者誤差修正模型ECM修正項(xiàng)系數(shù)都為負(fù)，并且統(tǒng)計(jì)上是顯著的，符合短期方程對(duì)長期方程的修正意義(即誤差修正機(jī)制為負(fù)反饋過程)。誤差修正系數(shù)大小反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度，以lnCL為被解釋變量模型中誤差修正系數(shù)顯著，大小為-0.4421，調(diào)整力度較大，說明當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以44.21%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到長期均衡狀態(tài)，以lnGDP為被解釋變量修正模型中誤差修正系數(shù)顯著，大小為-0.3085，調(diào)整力度相對(duì)來說小些，但同樣能糾正存在的偏差。

2.5 Granger因果檢驗(yàn)

由于謬誤回歸的存在，使檢驗(yàn)兩個(gè)序列之間的因果關(guān)系顯得更加重要，在判斷一個(gè)變量的變化是否會(huì)對(duì)另一個(gè)變量存在影響時(shí)[2]，我們常用到Granger提出的Granger因果檢驗(yàn)。以LNGDP和LNCL兩時(shí)間序列做格蘭杰因果檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)如下所示。分別用滯后1，2，3，4期檢驗(yàn)兩者之間關(guān)系。結(jié)果都顯示，對(duì)于LNCL不是LNGDP的原假設(shè)，拒絕第一類錯(cuò)誤的概率都較大，表明LNCL不是LNGDP的原因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)；而第二個(gè)檢驗(yàn)的概率相對(duì)來說比較小，可以認(rèn)為LNGDP是LNCL的格蘭杰原因。

運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：在1%的顯著性水平下，“LNCL不是LNGDP變化Granger”的原假設(shè)在滯后1階時(shí)被拒絕，但“LNGDP不是LNCL變化的Granger”的原假設(shè)在滯后1、2、3、4階時(shí)均無法被拒絕。說明建設(shè)用地?cái)U(kuò)長是經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger原因，而經(jīng)濟(jì)增長不是建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的Granger原因。

3 結(jié)論與討論

本文所做的研究結(jié)果表明：

（1）我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展序列與建設(shè)用地面積序列均為一階單整，它們之間具有協(xié)整關(guān)系。兩者處于長期的均衡狀態(tài)，但同時(shí)也有短期的波動(dòng)，兩者之間相互影響。長期彈性系數(shù)為0.4180，短期彈性系數(shù)為0.642。表明經(jīng)濟(jì)每增長1%，建設(shè)用地增加0.4180%，短期可能由于資金、技術(shù)、勞動(dòng)力等原因使經(jīng)濟(jì)增長與建設(shè)用地之間偏離這一彈性關(guān)系，短期均衡將以44.21%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到長期均衡狀態(tài)。

（2）通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可知建設(shè)用地?cái)U(kuò)長是經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger原因，而經(jīng)濟(jì)增長不是建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的Granger原因。這與我們傳統(tǒng)的認(rèn)知經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)建設(shè)用地?cái)U(kuò)展，導(dǎo)致城市外延擴(kuò)大是不相符的，導(dǎo)致原因可能是我國整體的經(jīng)濟(jì)增長方式依然是粗放經(jīng)營，建設(shè)用地面積擴(kuò)展，刺激城市化、工業(yè)化進(jìn)程的加快，建設(shè)用地增加面積必是從其他地類流轉(zhuǎn)而來，地類之間的收益差，活躍土地市場(chǎng)，當(dāng)時(shí)獲得了較快的經(jīng)濟(jì)增長，但隨后盲目圈地、城市無序的擴(kuò)展、城市土地利用率較低、土地空置率高、土地閑置等問題，又阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。同時(shí)也表明我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是以高投入獲得的高產(chǎn)出，經(jīng)濟(jì)的增長是依靠外延式擴(kuò)展道路，沒有充分利用城市中的積累效應(yīng)。

由于是以全國的建設(shè)用地與經(jīng)濟(jì)增長之間做的計(jì)量分析，只是全國的整體水平，有個(gè)別經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，有較高的發(fā)展水平地區(qū),可能已經(jīng)有粗放經(jīng)營向集約經(jīng)營轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)增長將不再依賴于建設(shè)用地的外延擴(kuò)張，建設(shè)用地?cái)U(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響和貢獻(xiàn)率隨著逐漸減小，只是更多的依賴于人力、資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素的投入，這是符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律。同時(shí)也說明我國的大部分地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高，處于起步階段，仍然是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級(jí)階段，其對(duì)土地要素依賴程度很高，由于這部分經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的拽拉作用，使整個(gè)經(jīng)濟(jì)水平處于粗放經(jīng)營的初期階段。為驗(yàn)證上述結(jié)論，需要進(jìn)一步研究不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和建設(shè)用地?cái)U(kuò)展之間的關(guān)系，為不同地區(qū)不斷發(fā)展階段科學(xué)發(fā)展戰(zhàn)略提供依據(jù)。

4 政策建議

（1）協(xié)調(diào)耕地保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長的根本出路在于轉(zhuǎn)變?cè)鲩L方，改變土地?cái)U(kuò)展刺激經(jīng)濟(jì)增長的模式，這對(duì)促進(jìn)我國土地高效利用和合理保護(hù)提供了歷史機(jī)遇和挑戰(zhàn)。傳統(tǒng)模式不僅浪費(fèi)土地資源，增大環(huán)境影響的壓力、威脅到國家的糧食安全，而且使經(jīng)濟(jì)增長缺乏活力和動(dòng)力，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長模式，由更多資源的投入轉(zhuǎn)變成依賴于技術(shù)的投入，因此必須繼續(xù)嚴(yán)格土地管理政策，加強(qiáng)耕地資源的保護(hù)，嚴(yán)格控制農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)模，不僅是物質(zhì)生活保障需要，也是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展重要行政手段和工具的需要。

（2）轉(zhuǎn)變地方政府績效考核的方式，不能僅僅依賴于GDP的增長率，要依賴于 “經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量”的考核，將各方面工作重點(diǎn)放在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、提高經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和效益上來，立足于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會(huì)的全面、協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展。

因此，建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型新型社會(huì)，要求處理資源保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，統(tǒng)籌好“吃飯”“建設(shè)”和“發(fā)展”問題，必須緊緊圍繞經(jīng)濟(jì)增長方式的根本轉(zhuǎn)變，以提高土地利用效率為核心，以保護(hù)耕地、節(jié)約集約用地為重點(diǎn)，加快土地利用結(jié)構(gòu)調(diào)整和土地利用方式轉(zhuǎn)變。

[1]王愛民,劉加林,尹向東.深圳市土地供給與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[J].熱帶地理.2005.25(1).

[2]童光榮,何耀.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)教程[M].武漢:武漢大學(xué)出版社,2008.

[3]龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M]北京：科學(xué)出版社,2006.

[4]趙國慶.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:中國人民大學(xué)出版社,2001.

F224.0

A

1002－6487（2011）04－0112-03

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(0773047)；國土資源部資助項(xiàng)目(08-01)

馬愛慧（1981-），女，河南上蔡人，博士研究生，研究方向：土地資源經(jīng)濟(jì)。

張安錄（1964-），男，湖北麻城人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：土地資源經(jīng)濟(jì)。

（責(zé)任編輯/浩 天）