龍開勝，李 敏

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

1 引言

基于現(xiàn)實(shí)存在的資源稀缺性，探究一個(gè)社會如何進(jìn)行組織才能最有效地利用其資源、實(shí)現(xiàn)有效的資源配置[1]，是一個(gè)十分重要的議題。近年來中國城市化快速發(fā)展，城市人口迅速增長，建設(shè)用地大量增加，大多數(shù)城市土地資源，尤其是“后備”建設(shè)用地資源稀缺已經(jīng)成為一個(gè)嚴(yán)峻的社會問題。為了緩解土地資源約束，為城市發(fā)展提供充足的資源和空間，無疑要提高資源的技術(shù)利用效率和社會利用效率[2-4]。但稀缺資源利用效率的提升，并不一定會緩解資源稀缺程度，因?yàn)橘Y源利用效率提升會加速資源總量消費(fèi)，反而會使資源更加稀缺，這在水資源、漁業(yè)資源等研究中得到證實(shí)[5-6]。對于城市土地而言，隨著土地利用效率的提升，如果缺乏有效的城市外延控制措施的配合，城市人口和經(jīng)濟(jì)總量擴(kuò)張必將導(dǎo)致城市建設(shè)用地?cái)?shù)量迅速增長[7-9]，由此導(dǎo)致城市規(guī)劃范圍內(nèi)可供給的建設(shè)用地不斷減少，城市土地尤其是建設(shè)用地稀缺程度越來越高。同時(shí)，城市用地規(guī)模的持續(xù)盲目擴(kuò)張，會對土地資源造成浪費(fèi)，長此以往的發(fā)展不利于城市土地利用效率的改善[10]。因此，科學(xué)闡述城市土地利用效率和稀缺程度之間的關(guān)系，協(xié)調(diào)提升城市土地利用效率與限制城市土地面積擴(kuò)張速度之間的關(guān)系是一個(gè)非常關(guān)鍵的問題。

為了更好地揭示城市土地稀缺和土地利用效率的相互作用，本文以長江三角洲城市土地為研究對象，借鑒傳統(tǒng)城市土地利用效率和考慮非期望產(chǎn)出下的城市土地利用效率，探討土地稀缺程度對于土地利用效率的影響，以及土地利用效率對土地稀缺程度產(chǎn)生的沖擊等核心問題。由于長江三角洲城市群是中國城市土地劇烈變動和人口迅速聚集的熱點(diǎn)地區(qū)[11]，城市建設(shè)用地“后備資源”緊缺，并且伴隨著城市土地利用效率整體偏低的現(xiàn)象[12]，以這一區(qū)域?yàn)檠芯繉ο笠簿哂械湫托院痛硇浴?/p>

2 計(jì)量模型設(shè)置與數(shù)據(jù)處理

2.1 計(jì)量模型設(shè)置

土地利用效率的高低影響土地稀缺程度，土地稀缺度映射到土地投入上，反過來影響土地利用效率的高低。土地稀缺度和土地利用效率之間存在著聯(lián)動關(guān)系。為了進(jìn)一步探究兩者之間的因果關(guān)系，采用向量自回歸（Vector Auto Regression, VAR）方法，將土地稀缺度、土地利用效率兩組變量作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行分析，將系統(tǒng)中所有變量視為內(nèi)生變量且允許存在不可觀測的個(gè)體異質(zhì)性（個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)）。但是VAR模型對數(shù)據(jù)長度要求較高，本文采用的數(shù)據(jù)是2003—2015年間的數(shù)據(jù)，不能滿足其要求。因此，使用面板向量自回歸（PVAR）的估計(jì)方法，該模型對時(shí)間序列的長度要求大大降低：如果以T為時(shí)間長度、以m為滯后項(xiàng)的階數(shù)，那么當(dāng)T≥m+3，就可以進(jìn)行參數(shù)估計(jì)；而當(dāng)T≥2m+2，就可以估計(jì)穩(wěn)態(tài)下的滯后項(xiàng)參數(shù)[13]。借鑒Holtz-Eakin等的研究[14]，建立PVAR基礎(chǔ)模型如下：

式（1）—式（2）中：Zait包含兩個(gè)變量向量，即傳統(tǒng)土地利用效率（用te1表示）和土地稀缺度；Zait-1表示滯后一期；Zbit包含兩個(gè)變量向量，即考慮非期望產(chǎn)出土地利用效率（用te2表示）和土地稀缺度；Zbit-1表示滯后一期。估計(jì)步驟分為以下兩步：

首先，進(jìn)行面板協(xié)整分析和面板Granger檢驗(yàn)。本文采用面板協(xié)整分析，將變量之間的短期波動和長期均衡結(jié)合在一起，以探究變量之間蘊(yùn)含的長期均衡關(guān)系。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)性是否具有經(jīng)濟(jì)學(xué)和理論意義，對研究變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

其次，進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)和預(yù)測方差分解。脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解是研究變量相互之間沖擊的影響與反應(yīng)的重要方法，兩者互為補(bǔ)充。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是模型中某一內(nèi)生變量的正交化新息對系統(tǒng)中其他內(nèi)生變量的影響，可以通過各變量對沖擊的動態(tài)反應(yīng)情況。預(yù)測方差分解是將預(yù)測誤差的來源分別歸因于各變量的正交化新息（也稱為新息核算），以評價(jià)每一個(gè)結(jié)構(gòu)對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度[15]。

面板協(xié)整分析與面板Granger檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)和預(yù)測方差分解均可運(yùn)用stata 14.0軟件完成。

2.2 數(shù)據(jù)處理

2.2.1 土地利用效率指標(biāo)

通常來說，土地利用效率可以簡單闡述為投入產(chǎn)出的比值；從環(huán)境約束角度看，可以考慮產(chǎn)出中的“副產(chǎn)品”即非期望產(chǎn)出，提出對土地利用效率產(chǎn)生負(fù)面影響的因素，從而獲得更為貼近實(shí)際情況的效率值[16]。分別測算傳統(tǒng)土地利用效率（te1）（即未考慮非期望產(chǎn)出，僅從基本投入產(chǎn)出角度測度的土地利用效率）、考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率（te2）（即剔除工業(yè)生產(chǎn)中具有負(fù)面效應(yīng)產(chǎn)出的土地利用效率）。為了便于比較，本文選取了相同的指標(biāo)。從勞動力、資金和土地生產(chǎn)要素投入角度出發(fā)，建立如表1所示的評價(jià)指標(biāo)。

表1 土地利用效率評價(jià)指標(biāo)體系Tab.1 Indexes of land use ef fi ciency assessment

本文首先采用基于產(chǎn)出導(dǎo)向的CCR模型的DEA（數(shù)據(jù)包絡(luò)分析）方法測算te1[17]。在CCR模型中，假設(shè)有n個(gè)決策單元，每個(gè)決策單元都有m種類型的輸入和s種類型的輸出，記輸入向量Xj=（x1j，x2j，…，xmj）T，產(chǎn)出向量Yj=（y1j，y2j，…，ysj）T。設(shè)決策單元的投入產(chǎn)出為（Xj0，Yj0），記為（X0，Y0），則該模型的一般表達(dá)式為：

式（3）中：θ為技術(shù)效率評價(jià)指數(shù)，也就是投入和產(chǎn)出的相對效率值；VD代表最小技術(shù)效率值；λj為投入和產(chǎn)出的權(quán)向量。

其次，考慮工業(yè)廢水、二氧化硫、煙塵等主要工業(yè)污染物對城市環(huán)境效益產(chǎn)生的負(fù)向影響，將其作為城市土地經(jīng)濟(jì)活動引入效率評價(jià)模型中。采用1997年Chung構(gòu)建的方向性環(huán)境距離函數(shù)測算te2[18]，假設(shè)在城市土地利用過程中投入用Z表示，產(chǎn)出分為兩種，其中期望產(chǎn)出為Y，非期望產(chǎn)出用X，產(chǎn)出水平的期望方向?yàn)镚=（Y，-X），即盡量增加Y而減少X[16]。函數(shù)公式如下：

式（4）中：P（Z）表示生產(chǎn)可能性集合；β表示期望產(chǎn)出Y增加、非期望產(chǎn)出X減少的最大可能性數(shù)。其中P（Z）可以表示如下：

在式（4）的基礎(chǔ)上，可以得出包含非期望產(chǎn)出的技術(shù)效率公式：

傳統(tǒng)土地利用效率和考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率均可用DEA-SOLVER Pro5.0軟件進(jìn)行計(jì)算，并且在這些分析之前要對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.2.2 土地稀缺度指標(biāo)

中國城市土地市場和公共政策的不完善削弱了土地市場反應(yīng)的效率[19]。城市建設(shè)用地資源的日趨緊張充分體現(xiàn)出土地資源對城市經(jīng)濟(jì)增長的約束，尤其是城鎮(zhèn)密集的東部沿海地區(qū)[4]。在已有研究中，城市土地稀缺度的衡量多采用城市建設(shè)用地面積與國有建設(shè)用地供應(yīng)總量的比值、城市建成區(qū)面積與建設(shè)用地審批面積比值等。但是，建設(shè)用地審批面積、國有建設(shè)用地供應(yīng)總量等行政規(guī)制色彩太強(qiáng)，與當(dāng)前城市建設(shè)用地的市場化趨勢存在一定的脫節(jié)。為了克服這個(gè)問題，使得土地稀缺度和土地利用效率之間具有內(nèi)在一致性，本文基于現(xiàn)實(shí)人均建設(shè)用地規(guī)模和標(biāo)準(zhǔn)人均建設(shè)用地規(guī)模差異角度衡量城市土地稀缺度狀況。若實(shí)際人均建設(shè)用地規(guī)模超出國家標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定的閾值，則建設(shè)用地規(guī)模不合理，城市擴(kuò)張受到限制，引發(fā)城市土地稀缺程度高等一系列問題。城市土地稀缺度計(jì)算公式具體如下：

式（7）中：LT為城市人均建設(shè)用地規(guī)?，F(xiàn)狀；LS為國家規(guī)定的城市建設(shè)用地規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)；S為城市土地稀缺度。因?yàn)槌鞘袛U(kuò)張?jiān)谝欢〞r(shí)期內(nèi)具有較強(qiáng)的慣性，人均建設(shè)用地規(guī)模針對性強(qiáng)，能很好地體現(xiàn)人口增長影響下的城市土地需求[20]。采用人均建設(shè)用地規(guī)模與標(biāo)準(zhǔn)的比值作為土地稀缺度的衡量指標(biāo)，充分結(jié)合了城市建設(shè)用地的市場化趨勢以及人口快速增長背景下的土地利用現(xiàn)狀。城市建設(shè)用地標(biāo)準(zhǔn)中人均建設(shè)用地規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)是一個(gè)范圍值，為了方便比較，本文均選擇各區(qū)間內(nèi)的最低值。

2.2.3 數(shù)據(jù)說明

本文采用長三角26個(gè)地級及以上城市2003—2015年面板數(shù)據(jù)，其中二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員、建成區(qū)面積、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙塵排放量、城市人均建設(shè)用地規(guī)模指標(biāo)來源于2004—2016年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，固定資產(chǎn)投資、非農(nóng)GDP來源于2004—2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除價(jià)格影響，非農(nóng)GDP指標(biāo)以2003年為基期，采用GDP平減指數(shù)進(jìn)行數(shù)值平減。針對城市建成區(qū)面積、建設(shè)用地面積個(gè)別年份數(shù)據(jù)缺失的情況，進(jìn)行插值處理。另外，本文指標(biāo)數(shù)據(jù)均選取市轄區(qū)數(shù)據(jù)，因?yàn)槭休爡^(qū)代表了城市的主體，人口密度更大，經(jīng)濟(jì)貿(mào)易更發(fā)達(dá)，更能反映城市的特征，土地稀缺性也更高[7]。

2.2.4 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

土地稀缺度和土地利用效率是根據(jù)大量宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算出的結(jié)果，隨時(shí)間變化的趨勢明顯。為確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，消除異方差的影響，本文對土地稀缺度序列、土地利用效率序列進(jìn)行對數(shù)化處理，并采用Levin-Lin-Chu（LLC）和Im-Pesaran-Shin（IPS）檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。當(dāng)兩種檢驗(yàn)方法的結(jié)果均表明序列穩(wěn)定時(shí)，才判斷序列是平穩(wěn)的。傳統(tǒng)土地利用效率對數(shù)（lnte1）、考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率對數(shù)（lnte2）以及土地稀缺度對數(shù)（lnsca）的單位根檢驗(yàn)結(jié)果是不平穩(wěn)的，故對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，一階差分后的dlnsca、dlnte1和dlnte2已經(jīng)是平穩(wěn)序列，即3組變量均是一階單整。

3 長三角城市土地利用效率與稀缺的關(guān)系研究

3.1 城市土地利用效率與土地稀缺度的協(xié)整分析與Granger因果檢驗(yàn)

盡管土地稀缺度對數(shù)（lnsca）與傳統(tǒng)土地利用效率對數(shù)（lnte1）、考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率對數(shù)（lnte2）序列是非平穩(wěn)的，但仍可能具有長期均衡關(guān)系。數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果說明3組變量均是一階單整的，符合協(xié)整分析前提條件。協(xié)整分析結(jié)果顯示dlnsca和dlnte1、dlnsca和dlnte2均顯著拒絕原假設(shè)，說明傳統(tǒng)土地利用效率、考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率與土地稀缺度之間均存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。

協(xié)整分析的結(jié)果表明，lnsca與lnte1、lnsca與lnte2之間均存在協(xié)整關(guān)系，但是并不能說明這種相關(guān)關(guān)系是否具有經(jīng)濟(jì)學(xué)和理論意義，因此需要運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)做進(jìn)一步分析。檢驗(yàn)結(jié)果說明dlnsca分別是dlnte1、dlnte2的Granger原因；反過來，dlnte1、dlnte2均不是dlnsca的Granger原因可以揭示土地效率和土地稀缺之間存在單向的因果關(guān)系。

3.2 最優(yōu)滯后階數(shù)確定與模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了提高估計(jì)效率，獲得最優(yōu)脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解結(jié)果，保證結(jié)果的有效性，需要進(jìn)行確定模型估計(jì)的最優(yōu)滯后階數(shù)，并對模型估計(jì)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文綜合考慮AIC、BIC、HQIC信息準(zhǔn)則，采用連玉君的stata軟件程序包（PVAR2）進(jìn)行滯后項(xiàng)的選擇[21]（表2）。模型1和模型2估計(jì)的最優(yōu)滯后階數(shù)均為2。

表2 滯后項(xiàng)選擇標(biāo)準(zhǔn)Tab.2 Selection criteria of delay item

本文主要采用INESSA LOVE提供的PVAR程序得到模型1和模型2穩(wěn)定估計(jì)及檢驗(yàn)結(jié)果[22]。其結(jié)果顯示PVAR模型的全部根的倒數(shù)值均位于單位圓內(nèi)，因此模型估計(jì)是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解。

3.3 城市土地利用效率與土地稀缺度的脈沖響應(yīng)分析

盡管Granger因果檢驗(yàn)說明城市土地利用效率與土地稀缺度之間存在單向因果關(guān)系，但是只是一種動態(tài)相關(guān)關(guān)系，表明的是一個(gè)變量是否對另一變量有“預(yù)測能力”。因此需要進(jìn)行脈沖響應(yīng)對變量之間的影響趨勢做進(jìn)一步驗(yàn)證。根據(jù)Granger檢驗(yàn)結(jié)果，在脈沖響應(yīng)分析中應(yīng)該按照lnsca～lnte順序?qū)ψ兞窟M(jìn)行排序，并將考察沖擊作用的期限設(shè)為10期。圖1、圖2匯總了Monte Carlo模擬500次的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

圖1 lnsca對lnte1、lnte2脈沖響應(yīng)比較Fig.1 Comparison of IRF of lnsca to lnte1 and IRF of lnsca to lnte2

圖2 lnte1、lnte2對lnsca的脈沖響應(yīng)比較Fig.2 Comparison of IRF of lnte1 to lnsca and IRF of lnte2 to lnsca

兩種土地利用效率對土地稀缺度的沖擊總體上均表現(xiàn)出先上升后下降的負(fù)向累積效應(yīng)，但是影響持續(xù)時(shí)間區(qū)別較大。從圖1中分析出具體脈沖響應(yīng)情況為： 對于1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差傳統(tǒng)土地利用效率（lnte1）沖擊，土地稀缺度（lnsca）體現(xiàn)為負(fù)向影響，并在滯后1期影響程度明顯增長，累積效應(yīng)為到滯后1期達(dá)到影響峰值，累積效應(yīng)為-0.1589，隨著滯后期數(shù)的延長，累積效應(yīng)逐漸減弱并在第6期后收斂于0；而對于一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率（lnte2）沖擊，土地稀缺度（lnsca）在滯后1期達(dá)到影響峰值，累積效應(yīng)為-0.019，但影響的持續(xù)期較長，到滯后10期才開始收斂于0。

土地稀缺對土地利用效率的沖擊影響程度持續(xù)下降，但是作用時(shí)間存在較大差異。從圖2中總結(jié)具體脈沖響應(yīng)情況為：對于1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差土地稀缺度（lnsca）沖擊，傳統(tǒng)土地利用效率（lnte1）在0期時(shí)反應(yīng)最強(qiáng)烈，效應(yīng)值為-0.017。之后呈現(xiàn)負(fù)向的變化趨勢，但是從第1期開始呈現(xiàn)正向變化趨勢，并從第4期之后收斂于0。而對于1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差土地稀缺度（lnsca）沖擊，考慮非期望產(chǎn)出土地利用效率（lnte2）產(chǎn)生明顯負(fù)向影響，仍在0期時(shí)達(dá)到影響峰值，效應(yīng)為-0.168，并隨著時(shí)間的推移逐漸減弱并從第8期開始收斂于0。

3.4 城市土地利用效率與土地稀缺度的預(yù)測方差分解

為了測度變量之間因果關(guān)系的強(qiáng)弱，接下來采用方差分解來對lnte1與lnsca、lnte2與lnsca兩組變量不同預(yù)測期限的均方誤差進(jìn)行分解。利用面板模型的方差分解，進(jìn)一步說明影響因素的大小，結(jié)果如下：

（1）土地利用效率沖擊對土地稀缺度尚無明顯影響。傳統(tǒng)土地利用效率、考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率對土地稀缺度的預(yù)測方差貢獻(xiàn)度分別為0%～15.6%、0%～2.9%。由于本文在測算土地利用效率時(shí)，選擇的是產(chǎn)出導(dǎo)向，關(guān)注的是在不增加投入的條件下，要達(dá)到技術(shù)有效各項(xiàng)產(chǎn)出應(yīng)該增加的程度（傳統(tǒng)土地利用效率中籠統(tǒng)指產(chǎn)出最大化；在考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率指期望產(chǎn)出最大，非期望產(chǎn)出最?。?。也就是說，無論當(dāng)傳統(tǒng)土地利用效率還是考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率改善或者惡化時(shí)，表示的是產(chǎn)出量的變動而非投入量的變動。而與土地稀缺度指標(biāo)中人均建設(shè)用地規(guī)模相關(guān)的建成區(qū)面積是效率測算中的投入指標(biāo)，因而并不會對土地稀缺度的變化產(chǎn)生影響。結(jié)合長三角地區(qū)城市發(fā)展的實(shí)際情況來看，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展已經(jīng)消耗了大量的資源，因而通過增加資源投入的方式增加產(chǎn)出，提高土地利用效率已經(jīng)不是最佳途徑。因此，無論是傳統(tǒng)土地利用效率（lnte1）還是考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率（lnte2），對土地稀缺的緩解作用均尚不明顯。

（2）土地稀缺度對考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率產(chǎn)生顯著影響，而傳統(tǒng)土地利用效率對土地稀缺度的影響仍不顯著，這一結(jié)果明顯區(qū)別于土地利用效率對稀缺度的影響。土地稀缺度對考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率的影響程度在持續(xù)下降，但仍保持50.8%～62.1%，而對傳統(tǒng)土地利用效率預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度僅為1.4%～1.7%。當(dāng)前長三角地區(qū)人均建設(shè)用地規(guī)模的不斷擴(kuò)大，建設(shè)用地“后備資源”儲量不足，不能再簡單通過增加投入的方式提高產(chǎn)出。傳統(tǒng)土地利用效率并沒有考慮工業(yè)生產(chǎn)活動中伴生的污染物等具有負(fù)面效應(yīng)的產(chǎn)出項(xiàng)，測算出的土地利用效率整體偏高，面對土地稀缺度沖擊所產(chǎn)生的負(fù)向效應(yīng)也不明顯。而本文測算的考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率，剔除了土地利用中產(chǎn)生廢棄物的負(fù)面影響，土地利用效率值比傳統(tǒng)土地利用效率值低。當(dāng)土地稀缺程度發(fā)生變化時(shí)，考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率會產(chǎn)生更為敏感的變化。該結(jié)果也對未來長三角地區(qū)城市化土地利用過程中“廢棄物”的治理有著警示作用，倘若無視土地利用環(huán)境的改善，對污染物的治理力度不夠有力，那么土地利用效率負(fù)向變化程度會越明顯，這對于城市建設(shè)是非常不利的。

4 主要結(jié)論與政策建議

4.1 主要結(jié)論

本文以長三角地區(qū)26個(gè)城市為研究對象，以城市土地利用效率和土地稀缺度的關(guān)系為切入點(diǎn)，采用多種經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析工具分別探究了傳統(tǒng)土地利用效率、考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率與土地稀缺度的交互影響，結(jié)果表明：

（1）研究時(shí)段內(nèi)，長三角地區(qū)城市土地利用效率對土地稀缺具有負(fù)向沖擊累積效應(yīng)，但土地利用效率對土地稀缺的預(yù)測方差貢獻(xiàn)度低于20%，表明城市土地利用效率提升尚未明顯緩解土地稀缺。這意味著城市發(fā)展過程中，如果建設(shè)用地規(guī)模擴(kuò)張得不到有效控制，縱使土地利用效率改善，也無益于土地稀缺的緩解。

（2）長三角地區(qū)城市土地稀缺對考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率帶來長期顯著負(fù)向沖擊，土地稀缺對考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率的預(yù)測方差貢獻(xiàn)度超過50%，表明城市土地稀缺增加對于考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率具有負(fù)向作用。當(dāng)剔除土地利用中的非期望產(chǎn)出后，土地利用效率出現(xiàn)明顯的下降趨勢，土地稀缺度對其造成的影響程度也更高。這與“土地稀缺度是考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率的Granger原因”的結(jié)果是一致的，也意味著隨著城市土地稀缺程度的加劇，土地利用效率改善將顯得更為迫切。

（3）土地稀缺對傳統(tǒng)土地利用效率短期內(nèi)產(chǎn)生負(fù)向沖擊，長期發(fā)展會逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛴绊懀恋叵∪睂鹘y(tǒng)土地利用效率預(yù)測方差貢獻(xiàn)度僅為1.4%～1.7%，表明城市土地稀缺增加對于傳統(tǒng)土地利用效率的沖擊并不明顯。

4.2 政策建議

本文以土地資源效率與稀缺的關(guān)系為研究對象，證明了土地稀缺提升的確會在某種程度上造成考慮非期望產(chǎn)出的土地利用效率的下降。同時(shí)需要注意的是，土地利用效率的提升并不會顯著緩解土地稀缺，或者說短期內(nèi)改變不了土地稀缺程度繼續(xù)加重的現(xiàn)實(shí)，再一次驗(yàn)證了資源效率的提升并不一定會緩解資源稀缺狀況。因此長三角城市土地利用過程中，隨著城市土地稀缺度不斷增加，提高土地利用強(qiáng)度，整治、盤活閑置土地，同時(shí)重視對土地利用過程中環(huán)境污染“副產(chǎn)品”的管制，嚴(yán)格把控污染物排放量和排放水平?？偠灾?，盡管長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度較高，但今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展不能繼續(xù)以犧牲環(huán)境為代價(jià)，只有嚴(yán)格土地管理，才能為資源永續(xù)利用提供更大的可能性。