詹國輝

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇南京210095）

華東經(jīng)濟(jì)

城市建設(shè)用地利用效率及其影響因素探究
——以江蘇省13個城市為例

詹國輝

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇南京210095）

文章通過梳理土地利用的既有文獻(xiàn)，借助三階段DEA模型對江蘇省13個地級市的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證測度，研究發(fā)現(xiàn)，江蘇省域內(nèi)只有南京市與蘇州市的土地利用效率處于高度有效，而其余11個地級城市則處于中度和低度的土地利用效率范圍之中。同時，建構(gòu)面板數(shù)據(jù)回歸模型，以土地、勞動力以及資本等投入要素對土地利用效率進(jìn)行面板回歸及協(xié)整檢驗，研究表明，在投入因素方面，建設(shè)用地面積、固定資產(chǎn)投資總額、財政支出和第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)均對江蘇省域的土地利用效率產(chǎn)生顯著性的正向效應(yīng)，但第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)并無顯著影響。為此，結(jié)合江蘇省的實(shí)際狀況，提出相應(yīng)的對策路徑，以期提高江蘇省土地利用的有效性。

；城市發(fā)展；建設(shè)用地；三階段DEA；效率

一、問題提出

自1978年改革開放以來，隨著市場經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展，中國城鎮(zhèn)化率得到顯著提升。城鎮(zhèn)化率從1978年的17.92%發(fā)展到2016年的57.35%，增長了3.21倍。而江蘇省域城鎮(zhèn)化率轉(zhuǎn)變更為明顯，2016年城鎮(zhèn)化率為67%，是1978年城鎮(zhèn)化率（13.7%）的4.89倍，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全國平均增長率。囿于江蘇省“人多地少”的集約型困境，過快的城鎮(zhèn)化已然暴露出建設(shè)用地資源的緊缺以及建設(shè)用地利用的低效。因此，如何有效把握新型城鎮(zhèn)化過程中建設(shè)用地利用有效性已成為當(dāng)下城鎮(zhèn)化改革的現(xiàn)實(shí)命題。為此，本文基于江蘇省域的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，借助計量模型方法，有效探求在轉(zhuǎn)型期的改革進(jìn)程中江蘇省域的建設(shè)用地利用效率，同時測度出影響建設(shè)用地利用效率的因素，以期推動江蘇省建設(shè)用地要素的集約轉(zhuǎn)型。

國外關(guān)于城市土地利用的研究已從原先生態(tài)空間演繹拓展到土地利用過程的決策發(fā)生機(jī)理及動力機(jī)制等內(nèi)容。隨著城市的擴(kuò)張，城市土地規(guī)劃的集體行動對土地利用效率產(chǎn)生外部性影響［1］，有學(xué)者指出不同地域土地支付能力的異質(zhì)化，引致了各處地價的差異［2］。此外，更多國外研究重點(diǎn)集中在城市土地利用的合理配置、集約化的再利用及測度方法和應(yīng)用上［3-4］?；趪庋芯康幕A(chǔ)，國內(nèi)學(xué)者對城市土地利用效率展開相應(yīng)研究。其中，測度指標(biāo)已從初始研究的單一化指標(biāo)轉(zhuǎn)變?yōu)槎嗑S度內(nèi)容的測度指標(biāo)體系［5］，研究方法拓展為主成分分析法（FCA）、灰色關(guān)聯(lián)模型、DEA模型、SBM-Undesirable模型等［6-7］，研究對象從單一城市、城市群區(qū)域延伸到全國范圍［8-9］。但囿于諸多學(xué)術(shù)研究的研究方法、計量指標(biāo)體系等的異質(zhì)化，致使測度結(jié)果差異性較大。此外，少數(shù)文獻(xiàn)對土地利用的時空特征進(jìn)行了研究［10］。盡管學(xué)界人士通過多種實(shí)證分析法對土地利用效率進(jìn)行了測度，其仍未有效彌補(bǔ)模型測度和效率測算的既有缺陷，為此本文通過初始的三階段DEA模型來有效測度土地利用效率，并進(jìn)一步地借助協(xié)整檢驗與面板回歸模型來判定各項投入要素對土地利用效率的影響效應(yīng)。

二、初始模型設(shè)定與檢驗

（一）模型建構(gòu)

本文建構(gòu)三階段DEA模型測度方法程序如下：

第一階段，傳統(tǒng)DEA模型?；诔鞘薪ㄔO(shè)用地利用的外在復(fù)雜性和多變性，采用了可變規(guī)模報酬的BC2模型。DEA模型公式表示為：

第二階段：SFA模型。建構(gòu)SFA結(jié)構(gòu)模型的關(guān)鍵環(huán)節(jié)在于厘清出模型應(yīng)有的松弛變量，并將其作為外部環(huán)境投入要素。松弛變量的模型表達(dá)方式為：

其中，sij即松弛變量，且滿足于sij≥0；xij是第i個決策單元中第j項要素所要投入的實(shí)際值，x'ij是其理想值。對于sij而言，由DEA模型所測算得到。zi（環(huán)境解釋變量）作為自變量，以其投入值建構(gòu)SFA模型：

其中，zi=[] z1,z2,z3,…,zki表示為實(shí)證樣本內(nèi)存有k個環(huán)境變量，β是其回歸系數(shù)，fj(zi,β)則表示環(huán)境變量與初始設(shè)定sij之間的影響關(guān)系，fj(zi,β)=ziβ。而vij+uij是誤差的綜合形式，這兩者均服從于正態(tài)分布N(μ,σ2vi)，且vij和uij是相互獨(dú)立不相關(guān)的。利用相關(guān)軟件（Frontier4.1）對（3）式進(jìn)行極大似然估計，最終求解出模型中的各項參數(shù)（β、σ2、γ等）。其中，根據(jù)γ值的大小，可判定哪些是主導(dǎo)因素。其估算方式為：

其中，變量φ和?表示密度函數(shù)與分布函數(shù)，ei則是模型的系統(tǒng)性誤差。與此同時，隨機(jī)誤差vij的估計模型為：

由此，對x'ij的優(yōu)化求解是：

（二）指標(biāo)數(shù)據(jù)的選取

具體指標(biāo)以及說明見表1所列。

表1 指標(biāo)體系

（三）實(shí)證檢驗

為了有效反映各項經(jīng)濟(jì)運(yùn)行變量在松弛項中的具體影響，需要對其進(jìn)行獨(dú)立回歸檢驗，從而有效地表征其具體的作用。倘若其回歸系數(shù)是為正值，則說明經(jīng)濟(jì)運(yùn)行變量值的變化程度會顯著提高投入變量的實(shí)際值。

基于上文模型的建構(gòu)，SFA回歸的帶估計和參數(shù)檢驗結(jié)果見表2和表3所列。

表2 第二階段SFA回歸待估計參數(shù)結(jié)果

表3 第二階段SFA回歸參數(shù)檢驗結(jié)果

表2和表3的數(shù)據(jù)值反映出如下內(nèi)容：一是人均道路面積（RD）。其對JYM、GZT、CZ在0.01置信水平下通過顯著性檢驗，L1、L2在0.05置信水平下通過顯著性檢驗。而固定資產(chǎn)總額、財政支出數(shù)額以及第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)對建設(shè)用地效率是一種負(fù)向關(guān)系。對于建設(shè)用地面積、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)以及人均能占用的道路面積與其呈現(xiàn)正向關(guān)系，但影響系數(shù)并不大。二是科技環(huán)境（KH）。GZT、CZ在0.01置信水平下通過顯著性檢驗，JYM在0.05置信水平下得到負(fù)向顯著性檢驗，但數(shù)值較小。足見科技環(huán)境對土地利用效率是負(fù)向關(guān)系。三是外貿(mào)依存度（WY）。JYM、GZT、CZ在1%的置信水平下得到了顯著性檢驗，同時還可以觀察到其相關(guān)系數(shù)均表現(xiàn)出正值，這說明對外依存度的提高有助于江蘇省的土地利用和開發(fā)，并且這種利用效率還是比較高的。

（四）調(diào)整后的再檢驗

根據(jù)上文并參照（6）式得出檢驗結(jié)果見表4所列。

表4 調(diào)整后的檢驗結(jié)果

表4顯示的是有關(guān)江蘇省土地開發(fā)與利用效率值的分配圖景。江蘇省土地利用效率的TE、PTE、SE已由初始的0.961 2、0.976 9和0.966 7下降到現(xiàn)在的0.765 8、0.982 6和0.782 7。顯而易見，PTE值呈現(xiàn)下降趨勢，但STE下降幅度更為明顯，最終引致了TE值的進(jìn)一步下降，且下降幅度比較顯著。

為此，就需要對江蘇省域內(nèi)的具體地級市進(jìn)行分析，得出江蘇省13個地級市的土地利用效率變動境況如下：一是效率值沒有發(fā)生明顯變動，蘇州和南京市各項效率指標(biāo)數(shù)值均為1.000，且規(guī)模報酬（Returns to Scale）是保持不變的，這足以證明這兩個城市的土地利用效率在整個樣本區(qū)內(nèi)的有效性更為顯著；二是其他城市的土地利用效率均在第三階段中明顯存在下降的態(tài)勢，其中，變動情況較小的城市有南通、無錫、徐州以及揚(yáng)州等四個城市，其降幅不大，始終保持在0.8數(shù)值節(jié)點(diǎn)以上，這表明了南通、無錫、徐州以及揚(yáng)州等城市的土地利用效率仍舊屬于“中度有效”趨勢范圍之中。此外，其他七個地級市（淮安、常州、連云港、鹽城、鎮(zhèn)江、泰州、宿遷）的土地利用效率呈現(xiàn)出明顯下降趨勢。

三、進(jìn)一步分析與探討

下文嘗試從土地資本、勞動力等要素提取投入因子來計算土地利用的效率值，以期測度出江蘇省域內(nèi)土地利用效率的影響效應(yīng)。依據(jù)江蘇省域內(nèi)的13個城市土地利用效率得分，并將所調(diào)整的各個投入要素因子進(jìn)行一定的計量分析，同時還要剔除相關(guān)的外部環(huán)境變量因素。將本節(jié)中所要測度的建設(shè)用地面積、固定資產(chǎn)投資、地方財政支出、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)作為被解釋變量，分別表示為x1、x2、x3、x4和x5。與此同時，將土地利用效率的得分?jǐn)?shù)值作為被解釋變量y。借助Eviews7.2軟件測度相應(yīng)的投入要素的因子系數(shù)。其具體的模型如下：

（一）序列平穩(wěn)性檢驗

借助統(tǒng)計分析軟件，得到檢驗結(jié)果見表5所列。

表5 單位根檢驗結(jié)果

表5的單位根結(jié)果表明了接受“存在單位根”之原假設(shè)，進(jìn)一步證明了關(guān)于建設(shè)用地面積的數(shù)據(jù)序列呈現(xiàn)出“非平穩(wěn)”態(tài)勢。為此，再對該序列變量進(jìn)行一階差分，得到檢驗結(jié)果見表6所列。

表6 一階差分后單位根檢驗的最終結(jié)果

表6的結(jié)果顯示其拒絕了原先的假設(shè)，這一變量序列已呈現(xiàn)出平穩(wěn)的狀態(tài)，同時亦證明了變量x1的序列呈現(xiàn)一階單整。同理可對其他變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，所得結(jié)果是：被解釋變量序列y和解釋變量序列x2、x4、x5均呈現(xiàn)出一階單整，而對于解釋變量序列x3則為二階單整。倘若數(shù)據(jù)中的變量是存在非同階單整，則不能對此序列進(jìn)行協(xié)整檢驗，此時最為關(guān)鍵性的工作在于如何對變量序列進(jìn)行差分抑或是進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)化，最終使得變量序列轉(zhuǎn)換為同階序列。因此，為了使各項變量能夠有效地呈現(xiàn)出可行性，就需要對進(jìn)行x3一階差分檢驗，結(jié)果反襯出x3仍然屬于“一階單整序列”，此時即可進(jìn)行后續(xù)的協(xié)整檢驗。

（二）序列協(xié)整檢驗

本文所采用的檢驗方法是以Grange兩步法為基礎(chǔ)的面板協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果見表7所列。

表7 協(xié)整檢驗結(jié)果

由表7可見，基于現(xiàn)行前提假設(shè)存在“無協(xié)整關(guān)系”，為此，在對變量序列進(jìn)行Kao檢驗中，ADF在1%置信水平下得到顯著性檢驗，其拒絕了原假設(shè)。與此同時，在Pedron檢驗法中囊括了七種方法，只有四種檢驗方法是在1%置信水平下拒絕了原假設(shè)。由此可以得出，江蘇省域土地開發(fā)與利用效率值與各項投入要素的變量因子之間存在協(xié)整關(guān)系。

（三）回歸模型建立與檢驗

無論選擇何種回歸模型檢驗，都必須對其進(jìn)行豪斯曼檢驗，以便確定能夠選擇何種模型來分析。豪斯曼檢驗結(jié)果見表8所列。

表8Hausman1/4檢驗結(jié)果

從表8的檢驗結(jié)果來看，由于檢驗的P值=0.09< 0.10，即土地利用效率模型在10%的置信水平下是拒絕原假設(shè)的，進(jìn)一步確定了應(yīng)以固定效應(yīng)模型來分析。為了檢驗調(diào)研數(shù)據(jù)適用于何種回歸面板模型，本文借助于協(xié)方差方法來進(jìn)行分析，具體如下：

如若所測度的樣本數(shù)據(jù)接受H2，則可以判斷出其數(shù)據(jù)分布是符合不變參數(shù)模型，而這不需要進(jìn)一步的回歸檢驗；如若拒絕了H2，后續(xù)需要對H1進(jìn)行檢驗。一旦后續(xù)會拒絕H1，則其符合可變參數(shù)模型。如上檢驗數(shù)據(jù)是以F統(tǒng)計量為中間測度變量，模型方程為：

但須明確的是，在H2存在的境況下，F(xiàn)2統(tǒng)計量是必然要服從于以上相應(yīng)自由度下的F分布狀況。同理可得，在H1的境況下F1統(tǒng)計量亦服從F分布。最終F1統(tǒng)計量的模型方程為：

基于上文模型以及F統(tǒng)計量的建構(gòu)，將殘差平方和的數(shù)值代入到（9）式中，檢測出的統(tǒng)計量F2= 0.246。因此，在5%的顯著性水平下，F(xiàn)2

表9 模型回歸估計結(jié)果

表9的回歸結(jié)果顯示，擬合優(yōu)度達(dá)到0.586，而經(jīng)過調(diào)整后的擬合優(yōu)度也才0.543，但足見其模型擬合較為良好。而在5%的置信水平下，未能通過顯著性檢驗的是解釋變量僅有x5，其他變量都能通過顯著性檢驗。此外還能看出這一擬合模型在整體維度上呈現(xiàn)出良好檢驗之勢。而當(dāng)應(yīng)用調(diào)整后的模型進(jìn)行再次回歸測度后，其DW檢驗的數(shù)值達(dá)到2.168。更為關(guān)鍵的是，在自由度下DU<2.168<4-DL的測度結(jié)果下，可將此模型判斷為不存在一階自相關(guān)（First Order Autocorrelation）。由此可以認(rèn)為，經(jīng)過調(diào)整后的不變參數(shù)模型的回歸檢驗過程有助于詮釋和解讀江蘇省域內(nèi)土地利用效率的實(shí)踐之需。

與此同時，需要將各項解釋變量（x1、x2、x3、x4、x5）對被解釋變量（y）的影響效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證詮釋，具體如下：一是土地投入要素。x1對y在5%的置信水平下得到顯著性檢驗，并且這兩者之間存在正相關(guān)性檢驗，相關(guān)系數(shù)為0.003，證實(shí)了建設(shè)用地面積與土地利用效率之間是正向關(guān)系，建設(shè)用地面積的增加有助于提升土地利用效率。二是資本投入要素。x2和x3對y的正向影響作用是顯著性的，但其影響系數(shù)比較小。三是勞動力的投入要素。x4對y有顯著性影響，而x5對y則表現(xiàn)無顯著性影響。

四、結(jié)論與政策啟示

隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷加快，地方政府面臨著GDP績效考核的壓力，城鄉(xiāng)發(fā)展的空間規(guī)模在不斷擴(kuò)張，與此同時，中央政府對地方政府在城鎮(zhèn)化發(fā)展方面的常態(tài)化要求，兩者之間構(gòu)成了發(fā)展“悖論”。而這一政策行為所帶來的問題是挑戰(zhàn)了現(xiàn)行的建設(shè)用地制度，城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中的建設(shè)用地資源日益短缺。本文借助于三階段DEA模型，通過計算和分析江蘇省13個地級市在2000-2016年的建設(shè)用地利用效率得分，發(fā)現(xiàn)多數(shù)地級市的建設(shè)用地利用效率處于中低度以及中度狀態(tài)，而只有蘇州和南京市是處于高度有效性狀態(tài)。此外，建設(shè)用地面積和第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)均對江蘇省建設(shè)用地利用效率產(chǎn)生了顯著性的正向效應(yīng)，但是第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)對建設(shè)用地利用效率在統(tǒng)計學(xué)上尚無顯著性，勞動力投入的綜合效力對建設(shè)用地利用效率提高有促進(jìn)作用。

基于上文的實(shí)證分析，結(jié)合江蘇省域內(nèi)的實(shí)際境況，本文嘗試提出相應(yīng)的政策路徑：一是制定合理的建設(shè)規(guī)劃方案，實(shí)現(xiàn)建設(shè)用地面積的合理化，實(shí)現(xiàn)城市擴(kuò)張的有序化。對于新增城市建設(shè)用地，合理引導(dǎo)和規(guī)劃用地布局，同時需要結(jié)合地級市的發(fā)展規(guī)劃，逐步搬遷和改善工業(yè)園區(qū)用地，實(shí)現(xiàn)建設(shè)用面積的集約型利用。二是推動二、三產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級，從而改變土地利用結(jié)構(gòu)。傳統(tǒng)土地利用的生產(chǎn)模式集中為高能耗、高投入、低技術(shù)特征，無法發(fā)揮土地利用的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢。因此，要推動產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級尤其是第二產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級，整合外部高層次人才，減少工業(yè)勞動力的高消耗，實(shí)現(xiàn)人力資本與工業(yè)能源資本的優(yōu)化與配置，最終改善城市建設(shè)用地的利用效率。三是優(yōu)化財政支出的結(jié)構(gòu)，提升地級市用地的利用效率。在各個地級市土地集約利用的同時，應(yīng)當(dāng)優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，嚴(yán)格審批建設(shè)用地投資事項，在保證“少投入、高利用”原則下實(shí)現(xiàn)江蘇省域地級市用地的利用效率。四是集約式利用建設(shè)用地資源。各個地級市必須提高集約式建設(shè)用地的效率，嚴(yán)格把控審批權(quán)，尤其是對農(nóng)地、耕地、林地、礦區(qū)等的審批。與此同時，還應(yīng)有效盤活現(xiàn)有建設(shè)用地面積，充分挖掘建設(shè)用地存量的內(nèi)在潛力，對荒地、廢棄地以及海邊鹽堿地等再度利用，實(shí)現(xiàn)建設(shè)用地利用的有效性。

［1］Yeh A G O，Wu F.The New Land Development Process and Urban Development in Chinese Cities［J］.International Journal of Urban and Regional Research，1996，20（2）：330-353.

［2］Alonso W.A Theory of the Urban Land Market［J］.Papers in Regional Science，1960，6（1）：149-157.

［3］Fisch O.Optimal Allocation of Land to Transportation in a Non-Optimal UrbanStructure［J］.Regional Science and Urban Economics，1982，12（2）：235-246.

［4］Su D Z.GIS-Based Urban Modeling：Practices，Problems and Prospects［J］.International Journal of Geographical Information Science，1998，12（7）：651-671.

［5］王海濤，婁成武，崔偉.遼寧城市化進(jìn)程中土地利用結(jié)構(gòu)效率測評分析［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2013，33（4）：132-138.

［6］張志輝.中國城市土地利用效率研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2014，30（7）：134-149.

［7］楊勇，郎永建.開放條件下內(nèi)陸地區(qū)城鎮(zhèn)化對土地利用效率的影響及區(qū)位差異［J］.中國土地科學(xué)，2011，25（10）：19-26.

［8］梁流濤，許立民.生計資本與農(nóng)戶的土地利用效率［J］.中國人口.資源與環(huán)境，2013，23（3）：63-69.

［9］吳九興.土地利用政策：市場效率與社會效率——以建設(shè)用地為例［J］.經(jīng)濟(jì)體制改革，2010，27（5）：12-17.

［10］梁流濤，趙慶良，陳聰.中國城市土地利用效率空間分異特征及優(yōu)化路徑分析——基于287個地級以上城市的實(shí)證研究［J］.中國土地科學(xué)，2013，27（7）：48-54.

A Study on the Land Use Efficiency and Its Influencing Factors of Urban Construction—Evidence from 13 Cities in Jiangsu Province

ZHAN Guo-hui
（College of Public Administration,Nanjing Agriculture University,Nanjing 210095，China）

This paper,by sorting out the existing literature of land use and employing a three-stage DEA model,makes an empirical measurement on the data of 13 prefecture-level cities in Jiangsu province.The study shows that the land use efficiency of Nanjing and Suzhou cities is highly effective,whereas the other 11 prefecture-level cities are in the middle and low levels of land use efficiency in the province.Moreover,the paper,by building a regression model of panel data,conducts the panel regression and cointegration test on the land use efficiency by means of input factors,such as land,labor and capital,etc.The study indicates that input factors,including construction land area,total investment in fixed assets,fiscal expenditure and the number of employed persons in the second industry, have significant positive impacts on the land use efficiency in the province,but the number of employees in the tertiary industry has no significant impact.To this end,the paper,combined with the actual situation of the province,proposes the appropriate countermeasures and paths,in order to improve the effectiveness of land use in Jiangsu province.

urban development;construction land;three-stage DEA;efficiency

F061.6；F061.5

A

1007-5097（2017）06-0011-05

［責(zé)任編輯：余志虎］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.06.002

2016-12-10

國家社會科學(xué)基金項目（14BGL150）；江蘇省普通高校研究生科研創(chuàng)新計劃項目（KYLX16_1002）

詹國輝（1989-），男，江西婺源人，博士研究生，研究方向：土地政策與公共服務(wù)。