侯情情，周 偉,2，袁 濤,2，劉孝陽，郭 平

（1. 中國地質(zhì)大學(xué)（北京）土地科學(xué)技術(shù)學(xué)院，北京 100083；2. 國土資源部土地整治重點實驗室，北京 100083）

山東省建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系研究

侯情情1，周 偉1,2，袁 濤1,2，劉孝陽1，郭 平1

（1. 中國地質(zhì)大學(xué)（北京）土地科學(xué)技術(shù)學(xué)院，北京 100083；2. 國土資源部土地整治重點實驗室，北京 100083）

基于山東省1995～2014年建設(shè)用地數(shù)量與經(jīng)濟發(fā)展水平的測度，采用計量經(jīng)濟軟件EViews，運用平穩(wěn)性檢驗、回歸分析、協(xié)整檢驗、向量誤差修正模型等計量方法，對其建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)關(guān)系進行研究。研究結(jié)果表明：（1）山東省建設(shè)用地面積（LnC）與經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）兩個時間序列數(shù)據(jù)存在很強的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)高達0.997，經(jīng)濟每增長一個百分點，建設(shè)用地向外擴張0.639 1±0.056 1個百分點。（2）山東省經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地擴張之間存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。經(jīng)濟發(fā)展是建設(shè)用地擴張的單向Granger原因。（3）山東省經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地擴張的相關(guān)關(guān)系具有全國平均水平的共性。經(jīng)濟發(fā)展對建設(shè)用地擴張的影響程度遠高于江蘇省1989～2007階段研究值，土地利用集約度低于江蘇省。各級政府應(yīng)正確認(rèn)識經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地擴張之間的關(guān)系，摒棄通過建設(shè)用地擴張推動經(jīng)濟發(fā)展的想法，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，探討立體開發(fā)節(jié)地模式及中小城市人口分流等，以利于未來城市空間拓展和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

建設(shè)用地擴張；經(jīng)濟發(fā)展；相關(guān)關(guān)系；山東省

隨著經(jīng)濟飛速發(fā)展，中國進入快速城市化階段[1]，土地作為人類活動的載體，城市空間區(qū)域的快速向外擴張使土地供需矛盾日益加劇[2]。城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系研究一直受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。有關(guān)城市建設(shè)用地擴張的研究主要集中在擴張?zhí)卣鱗3-5]、影響因素[6-8]、模式[9-11]、抑制措施[12-13]等方面。除此之外，許多學(xué)者研究建設(shè)用地對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻[14-16]，普遍認(rèn)為建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展具有很強的相關(guān)性[17]。姜海等[15]研究表明在經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展條件下，隨著經(jīng)濟發(fā)展，建設(shè)用地擴張的作用逐漸減小。錢納里探討城市化率與人均國民生產(chǎn)總值之間的關(guān)系，得出經(jīng)典模型[18-23]。趙可等[24]研究結(jié)果表明中國1981～2007年經(jīng)濟增長是建設(shè)用地擴張的單向Granger原因。李鵬等[25]在全國研究基礎(chǔ)上進行分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省1989～2007年經(jīng)濟發(fā)展對建設(shè)用地擴張的影響程度低于全國平均水平。郭施宏等[26]研究得出山東省17個地市中大部分城市的城市化水平與土地集約利用程度不協(xié)調(diào)。然而，Bloom等[27]研究180個國家得出城市化與經(jīng)濟增長無關(guān)的結(jié)論。陳曉紅等[28]研究全國261個地級市，結(jié)果表明城市建成區(qū)擴張幅度與人均國民生產(chǎn)總值沒有相關(guān)性。這些觀點為城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展相互關(guān)系研究提供全新視角。土地城市化[29]與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系有待重新審視。

山東省作為東部沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展重要組成部分，正處于城市發(fā)展轉(zhuǎn)型階段，城市化所伴隨的城市建設(shè)用地擴張現(xiàn)象明顯，土地城市化[29]和空間失控現(xiàn)象極為嚴(yán)重[30]。據(jù)《山東省統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)表明，截止2014年底，城市建設(shè)用地面積達到4 400.10 km2，在1995年基礎(chǔ)上增長250.77%。然而，經(jīng)濟快速發(fā)展、建設(shè)用地快速擴張的20 a，山東省建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系研究處于空白，筆者力求客觀探尋經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地擴張的相關(guān)關(guān)系。從時間和空間尺度上對比分析，山東省建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系是否遵循1981～2007年全國平均水平研究規(guī)律，并與江蘇省1989～2007階段研究對比，是否表現(xiàn)出時間趨勢和差異性，以期為經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和未來城市空間拓展方向提供有價值的參考。

1 研究區(qū)域與方法

1.1 研究區(qū)域

山東省處于中國東部沿海、黃河下游，北緯34°22'54''～38°24'00''、東經(jīng)114°47'30''～122°42'18''之間，包括半島和內(nèi)陸兩部分，半島突出于渤海、黃海之中；內(nèi)陸自北向南與河北、河南、安徽、江蘇4省接壤，總面積15.8萬km2。該省GDP從1995年的4 953.35億元到2014年的59 426.59億元，增長了12倍，成為經(jīng)濟第三大省。建設(shè)用地從1995年的1 254.40 km2增加到2014年的4 400.10 km2，建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的同步性，對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)二者間關(guān)系研究具有一定的代表性。

1.2 研究方法

（1）基于AR模型修正的線性回歸法[25]：在線性回歸的基礎(chǔ)上，檢驗擾動項的自相關(guān)性，使回歸具有可信度。

（2）協(xié)整分析法：一組非平穩(wěn)的時間序列存在一個平穩(wěn)線性組合的長期均衡關(guān)系[31]。常用方法是E-G兩步法[32]和Johansen檢驗法[33]。

（3）向量序列誤差修正模型（VEC）：在長期均衡情況下，分析短期波動，是建立在協(xié)整基礎(chǔ)上的向量自回歸模型（VAR）[25]。

（4）Granger因果檢驗：Granger檢驗的是先后次序和信息內(nèi)容，而非一般意義上的某種因果關(guān)系[25]。

2 數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

基于山東省1995～2014年城市建設(shè)用地數(shù)量與經(jīng)濟發(fā)展水平的測度，以城市建設(shè)用地面積C作為建設(shè)用地擴張變量研究指標(biāo)，探究二者間的相關(guān)關(guān)系，數(shù)據(jù)來源于該省國土局土地利用更新調(diào)查數(shù)據(jù)和《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫庫》。經(jīng)濟發(fā)展變量選擇地區(qū)生產(chǎn)總值GDP作為研究變量，來源于《山東省統(tǒng)計年鑒》。為了剔除價格指數(shù)和通貨膨脹的影響，根據(jù)GDP指數(shù)，將當(dāng)年的GDP調(diào)整為以1995年為基年實際GDP。

為了消除兩組時間序列數(shù)據(jù)存在異方差，首先對原始數(shù)據(jù)建設(shè)用地面積C和經(jīng)濟發(fā)展GDP兩個時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，新數(shù)列為LnC和LnGDP，這并不影響二者之間的協(xié)整關(guān)系。通過回歸分析得出二者存在正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)0.997。從圖1可以看出，1995～2014年山東省GDP指數(shù)和建設(shè)用地面積穩(wěn)定增長，具有正相關(guān)。

圖1 山東省經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地面積的變化趨勢

3 建設(shè)用地面積與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系分析

3.1 統(tǒng)計數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，使用較多的是單位根檢驗，筆者使用的是增廣迪基-富勒檢驗，即ADF檢驗（表1）。

表1 單位根檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明，建設(shè)用地面積（LnC）和經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）以及其一階差分序列ADF檢驗值都大于臨界值，表明LnC、LnGDP、兩者一階差分序列都是非平穩(wěn)的。在5%顯著性水平下，兩者的二階差分序列，其ADF檢驗值都小于臨界值，因此兩者的二階差分序列是平穩(wěn)的，因此，建設(shè)用地面積C和GDP兩個序列是二階單整序列，即LnC～I（2），LnGDP～I（2），可以對建設(shè)用地面積和經(jīng)濟發(fā)展序列進行協(xié)整檢驗。

3.2 統(tǒng)計數(shù)據(jù)的回歸分析

將經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）作為解釋變量，將建設(shè)用地面積（LnC）作為被解釋變量，運用EViews 6.0軟件做LnC和LnGDP之間的散點圖（如圖2），從圖中可以看出二者具有線性關(guān)系，然后對LnC和LnGDP序列數(shù)據(jù)采用普通最小二乘法（OLS）進行回歸分析，得到回歸方程如下：

回歸結(jié)果的R2是0.989 4，接近于1，說明模型擬合很好。根據(jù)Dubrin-Watson（德賓-沃森）統(tǒng)計量臨界值表，在5%檢驗水平下，樣本容量為20，回歸模型中解釋變量個數(shù)為1的DW臨界值是：dl=1.20，du=1.41，檢驗結(jié)果中DW值為0.322 6，0＜0.322 6＜1.20，說明殘差序列很可能存在正相關(guān)，并且根據(jù)拉格朗日乘數(shù)檢驗（Lagrange multiplier，簡稱LM），結(jié)果如表2，在差異顯著性水平下，LnC和LnGDP序列相關(guān)的LM統(tǒng)計量，拒絕不存在自相關(guān)的假設(shè)，殘差序列一階自相關(guān)，變量間的真實關(guān)系該模型不能準(zhǔn)確表達，因此建立AR（1）模型對回歸方程進行修正，結(jié)果如下：

經(jīng)過修正的模型R2和DW統(tǒng)計量值說明修正后的模型擬合度提高，與此同時，序列相關(guān)的LM檢驗結(jié)果如下：修正前F值為36.038 9，Prob.F（2，16）為0，R2為16.366 9，Prob.Chi-Square（2）為0.000 3；修正后F值為9.165 9，Prob.F（2,14）為0.002 9，R2為10.772 8，Prob.Chi-Square（2）為0.004 6。

修正后的模型結(jié)果表明：經(jīng)濟每增加一個單位，建設(shè)用地面積增加0.639 1±0.056 1個單位（0.056 1是回歸結(jié)果中LnGDP系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差）。

3.3 統(tǒng)計數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系檢驗

根據(jù)以上檢驗結(jié)果，建設(shè)用地面積C和GDP都是二階單整序列。Engle和Granger于1987年提出兩步檢驗法[34]，即E-G檢驗法和Johansen檢驗法，用于檢驗兩個時間序列之間的協(xié)整關(guān)系。

圖2 建設(shè)用地面積與經(jīng)濟發(fā)展散點圖

3.3.1 E-G兩步法 利用E-G兩步法，使用ADF單位根檢驗方程的殘差序列e，檢驗形式是既不包含趨勢項也不包含常數(shù)項，殘差序列e的ADF檢驗值為-3.278 2，遠小于1%顯著水平-2.708 1，在差異極顯著水平下，殘差序列e是平穩(wěn)系列。

因此建設(shè)用地面積與經(jīng)濟發(fā)展之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是長期均衡關(guān)系。

3.3.2 Johansen協(xié)整檢驗 對建設(shè)用地面積（LnC）與經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）序列數(shù)據(jù)做Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表2：

表2 Johansen檢驗結(jié)果

根據(jù)檢驗結(jié)果可知，統(tǒng)計量值19.805 2＞15.494 7，2.237 9＜3.841 5，說明建設(shè)用地面積C與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化向量是（1，-0.634 6），與式（2）的回歸結(jié)果比較接近。

綜合上述兩種檢驗結(jié)果，確定建設(shè)用地C與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.4 統(tǒng)計數(shù)據(jù)的向量誤差修正模型

向量誤差修正模型（簡稱VEC模型）是對向量自回歸模型（簡稱VAR模型）中變量間存在協(xié)整關(guān)系的修正模型。上述協(xié)整檢驗表明建設(shè)用地面積與經(jīng)濟發(fā)展之間具有協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系[31]。用d（LnCt-1）、d（LnGDPt-1）、d（LnCt-2）和d（LnGDPt-2）分別表示LnC 和LnGDP的一階和二階差分序列，建立模型，通過EViews 6.0估計的VAR方程如下：

估計系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差：（0.383 4）（0.283 9）（0.213 9）（0.762 2）（0.629 4）

t統(tǒng)計量：（2.474 8）（4.548 6）（-4.032 2）（1.565 6）（-1.358 6）

R2=0.997 6 F=1 374.963 0

公式（3）中各回歸系數(shù)統(tǒng)計量均差異顯著，R2=0.997 6接近于1，說明模型的擬合度較高，F(xiàn)統(tǒng)計量顯著，模型整體效果較好。

估計系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差：（0.383 4）（0.283 9）（0.213 9）（0.762 2）（0.629 4）

t統(tǒng)計量：（2.474 8）（4.548 6）（-4.032 2）（1.565 6）（-1.358 6）

R2=0.997 6 F=1 374.963 0

公式（4）中各回歸系數(shù)統(tǒng)計量均差異顯著，R2=0.999 7接近于1，說明模型的擬合度較高，F(xiàn)統(tǒng)計量顯著，模型整體效果較好。

3.5 統(tǒng)計數(shù)據(jù)的Granger因果性檢驗

上述協(xié)整檢驗表明建設(shè)用地面積與經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期均衡關(guān)系，運用Granger因果性檢驗[35]分析二者間的因果關(guān)系。

表3是建設(shè)用地擴張（C）與經(jīng)濟發(fā)展（GDP）的Granger檢驗結(jié)果。

結(jié)果表明：

P（F＞2.962 0）=0.087 1＜0.1

P（F＞2.363 5）=0.133 2＞0.1

表3 建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展的Granger因果檢驗

因此在5%置信水平上，拒絕LnGDP不是LnC的Granger原因的假設(shè)，接受LnC不是LnGDP的Granger原因。經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）是建設(shè)用地擴張（LnC）的原因，而建設(shè)用地擴張（LnC）不是經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）的原因，山東省建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展之間存在單向因果關(guān)系。經(jīng)濟的快速發(fā)展必然會導(dǎo)致建設(shè)用地擴張，但是由于用地粗放、不集約，建設(shè)用地擴張不一定會帶來經(jīng)濟發(fā)展。結(jié)合山東省近年實際情況來看，隨著經(jīng)濟發(fā)展，城市化進程加快，城市攤大餅式擴張現(xiàn)象嚴(yán)重，城市近郊附近大量農(nóng)用地轉(zhuǎn)為建設(shè)用地。隨著新農(nóng)村建設(shè)推進，鄉(xiāng)村城市化興起，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及鄉(xiāng)村工業(yè)發(fā)展，使農(nóng)村建設(shè)用地面積不斷增加。

3.6 研究結(jié)果

（1）山東省建設(shè)用地面積與經(jīng)濟發(fā)展序列都是非平穩(wěn)序列，都是二階單整序列，即LnC～I（2），LnGDP～I（2）。數(shù)據(jù)具有較強的時間趨勢性，增長速度較大。二者密切相關(guān)，相關(guān)系數(shù)高達0.997，并且在AR模型修正的基礎(chǔ)上，城市建設(shè)用地擴張（LnC）與經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）之間存在線性關(guān)系?；貧w分析表明，經(jīng)濟每增長一個百分點，建設(shè)用地向外擴張0.639 1 ±0.056 1個百分點。山東省城市化正處于起步階段，基礎(chǔ)設(shè)施不健全，隨著城市與鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施完善，這個系數(shù)會逐漸降低。

（2）山東省經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）與建設(shè)用地面積（LnC）之間存在協(xié)整關(guān)系。通過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整參數(shù)向量得出，經(jīng)濟每增長一個百分點，建設(shè)用地向外擴張0.634 6個百分點，與AR模型修正的線性回歸結(jié)論一致，說明經(jīng)濟發(fā)展水平不會影響二者間長期均衡關(guān)系。經(jīng)濟發(fā)展是建設(shè)用地擴張的單向Granger原因。結(jié)合山東省實際情況，經(jīng)濟快速發(fā)展，人口、產(chǎn)業(yè)集聚，城市急需向外擴張，致使建設(shè)用地面積增加。然而，經(jīng)濟發(fā)展受到政策、市場、供給與需求等因素影響，與之相比，建設(shè)用地擴張這個間接因素對經(jīng)濟發(fā)展的影響就沒那么明顯。

（3）山東省經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地擴張的關(guān)系具有1981～2007階段全國平均水平研究的共性[24]。然而，1995～2014階段山東省經(jīng)濟發(fā)展對建設(shè)用地擴張影響程度略低于全國平均水平，說明山東省經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地擴張關(guān)系有其自身的特殊性，在相同的經(jīng)濟增長速度下，山東省建設(shè)用地擴張速度低于全國平均值，這與姜海等[15]研究得出隨著經(jīng)濟發(fā)展，建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長相關(guān)關(guān)系逐漸減小的結(jié)論相一致，遵循經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地擴張相關(guān)關(guān)系的發(fā)展趨勢。

（4）李鵬等[25]研究得出1989～2007階段江蘇省，經(jīng)濟增長一個百分點，建設(shè)用地向外擴張0.135 7個百分點。1995～2014年山東省經(jīng)濟發(fā)展對建設(shè)用地擴張的影響程度遠高于江蘇省十年前的值，山東省土地利用集約度低于江蘇省。同為東部沿海地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展對建設(shè)用地擴張影響卻有很大差別，主要原因是兩省自然資源與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)各異。東部沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展由南向北推進，江蘇省城市化開始時期早于山東省，與之相應(yīng)的城市與鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施比較完善，短期內(nèi)經(jīng)濟增長對建設(shè)用地擴張的影響減弱。隨著經(jīng)濟發(fā)展，山東省應(yīng)該建立一種理性均衡機制，使經(jīng)濟增長與建設(shè)用地擴張二者均衡、可持續(xù)發(fā)展。

4 結(jié) 論

（1）經(jīng)濟發(fā)展是建設(shè)用地擴張的單向Granger原因。建議作為決策者的各級政府摒棄通過建設(shè)用地擴張推動經(jīng)濟發(fā)展的想法，經(jīng)濟發(fā)展、GDP考核不應(yīng)該通過建設(shè)用地擴張實現(xiàn)，各地區(qū)要嚴(yán)把建設(shè)用地審核，嚴(yán)格控制建設(shè)用地擴張。規(guī)范用地轉(zhuǎn)化機制，正確認(rèn)識經(jīng)濟發(fā)展與建設(shè)用地擴張的關(guān)系。中國土地對經(jīng)濟增長的貢獻度很大，許多地方政府以低價征收土地，轉(zhuǎn)化為非農(nóng)地后以高價格賣給開發(fā)商，構(gòu)成地方政府的主要財政收入。

（2）逐漸降低經(jīng)濟發(fā)展對建設(shè)用地擴張的影響程度，提高土地利用率，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高二三產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率，從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動。因地制宜，建立立體開發(fā)模式，探討節(jié)地型產(chǎn)業(yè)，建立一種集約型增長模式緩解經(jīng)濟增長對建設(shè)用地擴張的影響。下一步，山東省應(yīng)該探討一種適合省情的理性均衡模式，使得經(jīng)濟發(fā)展（LnGDP）與建設(shè)用地擴張（LnC）均衡、可持續(xù)發(fā)展，這種機制可能是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、農(nóng)村居民點整理或者土地整理等，還有待進一步研究。

（3）城市所容納人口數(shù)量存在一個“規(guī)模經(jīng)濟”上限，大量人口涌向大城市，必然會帶來城市建設(shè)用地擴張，打破原定的城市發(fā)展邊界。因此要積極發(fā)揮中小城市的“人口分流”作用，通過抑制人口向大城市集聚而控制建設(shè)用地擴張。結(jié)合山東省實際情況，人口主要集中在省會城市濟南，青島、煙臺等沿海城市，人口密度過大，基本生活需求迫使城市空間向外拓展。隨著高校駐足、外商投資、鐵路網(wǎng)的覆蓋等基礎(chǔ)設(shè)施、民生工程的建設(shè)，根據(jù)《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》中相關(guān)指標(biāo)值，得出臨沂、曲阜、濟寧、兗州、淄博、日照等城市發(fā)展迅速，生活舒適度較高，建議人口向這些城市流動，進而推動經(jīng)濟增長與建設(shè)用地擴張協(xié)調(diào)發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：肖彥資）

The Relationship between Construction Land Expansion and Economic Development in Shandong Province

HOU Qing-qing1，ZHOU Wei1,2，YUAN Tao1,2，LIU Xiao-yang1，GUO Ping1
（1. School of Land Science and Technology, China University of Geosciences (Beijing), Beijing 100083,PRC; 2. Key Laboratory of Land Regulation Ministry of Land Resources, Beijing 100083, PRC）

Based on the measurement of the number of construction land and the level of economic development in Shandong Province from 1995 to 2014, the econometric software EViews is used to calculate the construction land expansion and economy by using the measurement method of stationary test, regression analysis, cointegration test and vector error correction model. The results show that: (1) There is a strong correlation between land use area (LnC) and economic development (LnGDP) in Shandong Province, the correlation coefficient is 0.997, and the construction land expands 0.6391 for every 1% 0.0561 percentage points. (2) There is a cointegration relationship between economic development and construction land expansion in Shandong Province. Economic development is the unidirectional Granger cause of construction land expansion. (3) Compared with the national and Jiangsu provinces, the correlation between the economic development and the expansion of construction land in Shandong Province has the commonality of the national average. The impact of economic development on the expansion of construction land is much higher than that of Jiangsu Province in 1989-2007, and the land use intensity is lower than Jiangsu Province. It is suggested that governments at all levels should correctly understand the relationship between economic development and construction land expansion, abandon the idea of promoting economic development through expansion of land for construction purposes, optimize the industrial structure, explore the pattern of three-dimensional development and the population diversion of small and medium-sized cities, so as to promote urban space expansion and sustainable economic development in the future.

construction land expansion; economic development; correlation; Shandong Province

F293.2

A

1006-060X（2017）04-0119-05

10.16498/j.cnki.hnnykx.2017.004.033

2017-02-07

中國土地勘測規(guī)劃院科技項目（H12238）

侯情情（1991-），女，山東菏澤市人，碩士研究生，主要從事土地利用方向的研究。

周 偉