潘愛(ài)民,全斌,王昭生

（1.湖南科技大學(xué)商學(xué)院,湖南湘潭411201;2.湖南科技大學(xué)建筑與城鄉(xiāng)規(guī)劃學(xué)院,湖南湘潭 411201）

集約利用土地已成為發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)和建設(shè)節(jié)約型社會(huì)的重要內(nèi)容之一,也是國(guó)土資源管理部門(mén)的一項(xiàng)重點(diǎn)工作。自20世紀(jì)80年代以來(lái),我國(guó)城市化獲得了長(zhǎng)足發(fā)展。人口、產(chǎn)業(yè)等向城鎮(zhèn)集聚作為這一過(guò)程的顯著標(biāo)志,使得城鎮(zhèn)建設(shè)用地?cái)?shù)量急劇擴(kuò)大,農(nóng)業(yè)用地面積相應(yīng)減少,城市化的快速發(fā)展中暴露了一些土地利用中的深層次問(wèn)題,如城鎮(zhèn)擴(kuò)張占用耕地過(guò)度膨脹、集約化水平與土地利用率低、土地利用結(jié)構(gòu)不合理等。從直觀上看,城市化是造成當(dāng)前土地利用中存在問(wèn)題的原因,但兩者之間的相互響應(yīng)究竟如何?即到底是土地利用程度的變化導(dǎo)致了城市化的提高,還是城市化的提高導(dǎo)致了土地利用程度的變化?它們之間是否存在一個(gè)長(zhǎng)期的關(guān)系,如果存在一個(gè)長(zhǎng)期的關(guān)系,短期內(nèi)如何波動(dòng)和收斂?如果能通過(guò)實(shí)證分析回答這些問(wèn)題,可以為完善城市化政策提供支持,也可以為解決當(dāng)前土地利用存在的問(wèn)題提供參考。

對(duì)于土地利用與城市化的關(guān)系,國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)其做了大量的研究,但迄今為止,尚沒(méi)有一個(gè)統(tǒng)一的結(jié)論。國(guó)外學(xué)者如 Braid R.M.[1]和 William Lockeretz[2]分析了城市化對(duì)土地利用的影響,指出城市化加速了城市就業(yè)人口的增長(zhǎng),造成居住區(qū)的擴(kuò)大和低素質(zhì)人口的增加,從而擠占了大量工業(yè)和商業(yè)用地;Heilig G.K.[3]和Verburg P.H.[4]等認(rèn)為深入的城市化能夠改變土地的利用模式,可以使品質(zhì)低的土地更加集約利用起來(lái),從而解決更多人的溫飽和居住問(wèn)題。國(guó)內(nèi)對(duì)此問(wèn)題的研究也存在三種觀點(diǎn):一種觀點(diǎn)認(rèn)為:城市化會(huì)大量侵占耕地,致使耕地總面積持續(xù)減少[5];另一種則與此相反,認(rèn)為城市化有利于土地的有效利用,是解決我國(guó)人多地少矛盾的主要途徑之一[6]。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為:城市化帶來(lái)建設(shè)用地的擴(kuò)展,不是必然的[7]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者們的相關(guān)研究多數(shù)是關(guān)于城市化對(duì)土地集約利用影響的定性分析,缺乏結(jié)合中國(guó)具體區(qū)域?qū)嵺`方面的定量研究,難以提供一些可供操作的區(qū)域城市化與土地利用方面的對(duì)策建議?；诖?本文擬以長(zhǎng)株潭城市群為背景,試圖利用ADF檢驗(yàn)、Johansen檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)以及誤差修正模型等計(jì)量方法,對(duì)該地區(qū)城市化水平的變化與土地利用程度的變化進(jìn)行多變量動(dòng)態(tài)計(jì)量分析,以探求城市化與土地利用的相互響應(yīng)機(jī)制。

1 研究區(qū)域、數(shù)據(jù)與方法

1.1 研究區(qū)域

長(zhǎng)株潭城市群位于中國(guó)地貌第三級(jí)階梯向東南山丘過(guò)渡地帶,地處湘江下游,湘江縱貫?zāi)媳薄ｉL(zhǎng)株潭地區(qū)東眺長(zhǎng)江三角洲,南靠珠江三角洲,西連巴蜀、云貴,北依長(zhǎng)江黃金水道,受華東、華南及武漢經(jīng)濟(jì)圈疊加影響,為湖南經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)區(qū)域。長(zhǎng)沙、株洲、湘潭三地市,呈“品”字形分布,雄踞區(qū)內(nèi)北、東、西部。2008年末,長(zhǎng)沙、株洲、湘潭三市的城市化率分別為61.25%、48.83%、49.44%,是中國(guó)城市化推進(jìn)較快的區(qū)域之一。2007年12月,長(zhǎng)株潭城市群獲準(zhǔn)為全國(guó)“兩型社會(huì)”建設(shè)綜合配套改革實(shí)驗(yàn)區(qū),成為全國(guó)6個(gè)綜配套改革實(shí)驗(yàn)區(qū)之一[8]。

1.2 數(shù)據(jù)

(1)長(zhǎng)沙、株洲與湘潭的城市化率,以人口城市化率的指標(biāo)來(lái)代表,即非農(nóng)人口占城市總?cè)丝诘谋戎?分別以URBAN1,URBAN2,URBAN3表示。另外,以三市人口為權(quán)重將歷年的指標(biāo)值進(jìn)行加權(quán)平均,以求得長(zhǎng)株潭地區(qū)的總體城市化率,用 TURBAN表示。數(shù)據(jù)來(lái)源于各年《長(zhǎng)沙統(tǒng)計(jì)年鑒》、《湘潭統(tǒng)計(jì)年鑒》、《株洲統(tǒng)計(jì)年鑒》,通過(guò)直接獲取和計(jì)算加工而成,數(shù)據(jù)時(shí)間區(qū)間為1996-2008年。

(2)長(zhǎng)株潭地區(qū)的土地利用指數(shù)(TDLY)。本文根據(jù)沈彥[8]等的研究,將土地利用程度按照土地自然綜合體在社會(huì)因素影響下的自然平衡狀態(tài)分為若干等級(jí),采用土地利用指數(shù)研究長(zhǎng)株潭城市群1996-2008年土地利用程度及其變化,根據(jù)土地利用程度綜合指數(shù)及土地利用程度變化模型的定量表達(dá)式,得到研究區(qū)土地利用程度及其變化的相關(guān)指數(shù)。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于長(zhǎng)株潭三市的土地變更資料。

(3)在實(shí)證研究過(guò)程中,取各變量的自然對(duì)數(shù)以消除異方差,分別記為:LURBAN1,LURBAN2,LURBAN3,LT URBAN,LTDLY。

1.3 檢驗(yàn)方法

(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí),傳統(tǒng)上要求所采用的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的,即沒(méi)有隨機(jī)趨勢(shì)或確定性趨勢(shì),否則將會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問(wèn)題。但是,在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的。為了使回歸有意義,可以對(duì)其實(shí)行平穩(wěn)化,采用的方法是對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行差分,然后對(duì)差分序列進(jìn)行回歸。這樣的做法忽略了原時(shí)間序列包含的有用信息,而這些信息對(duì)分析問(wèn)題來(lái)說(shuō)又是必須的[9]。為了解決上述問(wèn)題,可以采用協(xié)整方法,而要進(jìn)行協(xié)整分析必須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。進(jìn)行單位根檢驗(yàn)有多種方法,如DF方法、ADF方法、PP方法,本文采用 ADF方法。ADF方法是對(duì)如下回歸方程中的δ系數(shù)進(jìn)行t檢驗(yàn):

式中:Δ——一階差 分符 號(hào) ;εt——隨 機(jī) 誤 差項(xiàng);yt——所研究的時(shí)間序列;m——最佳滯后期數(shù);這個(gè)滯后期數(shù)保證εt誤差項(xiàng)的平穩(wěn)性。零假設(shè)H0∶yt是一個(gè)非平穩(wěn)序列,當(dāng)δ顯著為負(fù)數(shù)時(shí)便拒絕原假設(shè)。在實(shí)際中,回歸的最佳滯后期數(shù)m是不知道的,本文采用Engle和Yoo提出的AIC法則來(lái)決定方程(1)的最佳滯后期數(shù),用Mackinnon臨界值進(jìn)行判斷。如果一個(gè)序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過(guò)d次差分,則該序列被稱為d階單整,記為I(d)。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)。如果序列X1t,X2t,…,Xkt都是d階單整 ,存在一個(gè)向量 α=(α1,α2,…,αk),使得Zt=αX′t～I(xiàn)(d-b),其中b＞0,Xt=(X1t,X2t,…,Xkt),則認(rèn)為序列X1t,X2t,…,Xkt是(d,b)協(xié)整(Cointegration),記為Xt～CI(d,b),α為協(xié)整向量。如果兩個(gè)變量都是單整變量,只有當(dāng)他們的單整階數(shù)相同時(shí)才可能協(xié)整;兩個(gè)以上變量如果具有不同的單整階數(shù),有可能經(jīng)過(guò)線性組合構(gòu)成低階單整變量。協(xié)整的意義在于它揭示變量之間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。滿足協(xié)整的經(jīng)濟(jì)變量之間不能相互分離太遠(yuǎn),一次沖擊只能使它們短時(shí)間內(nèi)偏離均衡位置,在長(zhǎng)期中會(huì)自動(dòng)恢復(fù)到均衡位置[10]。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。Granger提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可以解決此類問(wèn)題。其基本原理是;在做Y對(duì)其他變量(包括自身的過(guò)去值)的回歸時(shí),如果把X的滯后值包括進(jìn)來(lái)能顯著地改進(jìn)對(duì)Y的預(yù)測(cè),我們就認(rèn)為X是Y的Granger原因。類似定義Y是X的Granger原因。檢驗(yàn)方程如下:

其中ut為零均值非自相關(guān)隨機(jī)誤差項(xiàng);α,β為系數(shù)。

原假設(shè)為:H0;βj=0(j=1,…,n),意味著X不是Y的原因。若原假設(shè)成立則有:

令式(2)的殘差平方和為SSE1,(1)式的殘差平方和為SSE2,則應(yīng)服從自由度為(n,T-m-n-1)的F分布,其中T為樣本總量;m,n分別為Y和X的滯后階數(shù),可以根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)來(lái)決定。

(4)誤差修正模型。誤差修正模型是協(xié)整分析的一個(gè)延伸。協(xié)整反映的是變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離的現(xiàn)象,則必然會(huì)通過(guò)對(duì)誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài),誤差修正模型將短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。在確定了長(zhǎng)株潭地區(qū)土地利用與城市化指標(biāo)長(zhǎng)期的關(guān)系以后,可以估計(jì)它們之間的誤差修正模型。

2 實(shí)證結(jié)果

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)各變量分別進(jìn)行ADF(augmented Dick-Fuller)檢驗(yàn)(本文所有的檢驗(yàn)都用Eviews 3.1軟件完成),檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示LFIN,LEFI,LINV都是非平穩(wěn)的過(guò)程,而它們的一階差分都是平穩(wěn)過(guò)程。即LURBAN1,LURBAN2,LURBAN3與LTDLY都是一階單整,符合變量之間具有協(xié)整關(guān)系的同階單整的前提條件,也是對(duì)長(zhǎng)株潭地區(qū)土地利用與城市化進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析的前提。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)Johansen的最大似然方法對(duì)LURBAN1,LURBAN2,LURBAN3,LT URBAN與LTDLY之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),其中最優(yōu)滯后期k的選擇,這里根據(jù)非約束的VAR模型的AIC和SC準(zhǔn)則而得到,本文將模型的最優(yōu)滯后階數(shù)取為2,檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 兩變量Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

從表 2可以知道,LURBAN1,LURBAN2,LTURBAN與LTDLY之間均存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系,但LURBAN3與LTDLY之間不存在協(xié)整關(guān)系、具體的協(xié)整方程如下:

從式(4)-(6)可以發(fā)現(xiàn),長(zhǎng)株潭整體的城市化率均與該地區(qū)的土地利用程度存在一個(gè)長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,城市化率提高一個(gè)百分點(diǎn),土地利用綜合程度提0.583 52個(gè)百分點(diǎn),長(zhǎng)沙與株洲城市化率的提高同樣可以帶來(lái)土地利用綜合程度的提高,當(dāng)長(zhǎng)沙、株洲的城市化率提高一個(gè)百分點(diǎn)的時(shí)候,總體的土地利用綜合程度可以提高0.285 32,0.232 64個(gè)百分點(diǎn)。這說(shuō)明當(dāng)前長(zhǎng)株潭地區(qū)已進(jìn)入快速城市化階段,人口、產(chǎn)業(yè)的集聚很明顯,非農(nóng)用地對(duì)農(nóng)用地的捕獲力呈逐年增強(qiáng)的趨勢(shì),直接導(dǎo)致非農(nóng)用地的快速增加和農(nóng)用地的大量減少,土地利用整體上向利用強(qiáng)度增大和廣度增加發(fā)展。因而,從長(zhǎng)期看,長(zhǎng)株潭地區(qū)城市化率的提高有利于該地區(qū)土地利用水平的提高。另外,湘潭的城市化水平與整個(gè)地區(qū)的土地利用之間不存在一個(gè)長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,這可能與湘潭地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢有關(guān)。

從式(4)-(6)還可以發(fā)現(xiàn),在土地利用水平變化的過(guò)程中,長(zhǎng)沙地區(qū)的城市化率的促進(jìn)效果要大于株洲地區(qū)與湘潭地區(qū),這可能由于長(zhǎng)株潭地區(qū)在一體化進(jìn)程中,長(zhǎng)沙地區(qū)的發(fā)展已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超前于株洲、湘潭的發(fā)展,出現(xiàn)了規(guī)模土地利用效益。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為2,對(duì)變量之間的的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。Granger指出在非協(xié)整的情況下,格蘭杰檢驗(yàn)將是無(wú)效的。由于前面的結(jié)論表明LTDLY與LURBAN3不存在協(xié)整關(guān)系,故對(duì)這一組變量不進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以知道,LTDLY與LTURBAN之間存在一個(gè)單向的因果關(guān)系,即LTURBAN是LTDLY的Granger原因,但LTDLY不是LTURBAN的Granger原因,這說(shuō)明城市化水平的變化是長(zhǎng)株潭地區(qū)整體土地利用水平變化的原因,城鎮(zhèn)化的有序推進(jìn)是引起土地利用狀況變動(dòng)的重要因素。然而,土地利用的變化不是該地區(qū)城市化水平變化的原因,廖進(jìn)中指出,城市化是第二、三產(chǎn)業(yè)比重不斷增加、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)演進(jìn)和升級(jí)的過(guò)程,其實(shí)質(zhì)就是農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率差距不斷縮小,農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民生活方式、行為方式趨于一致,城鄉(xiāng)差距逐步消除的過(guò)程,這個(gè)過(guò)程的產(chǎn)生主要是由于人口、產(chǎn)業(yè)向城市集聚能產(chǎn)生規(guī)模效益等[5]。可見(jiàn),城市化水平的提高是各種原因綜合的結(jié)果,并不僅僅是土地利用方面造成的。另外,從表3還可以看出,長(zhǎng)沙、株洲市的城市化與土地利用之間也存在一個(gè)單向的因果關(guān)系,即城市化水平的提高是土地利用水平提高的原因,但土地利用水平的提高不是城市化水平提高的原因。因此認(rèn)為提高城市化水平應(yīng)該從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變、戶籍制度的改革以及政府制度層面上著手。

2.4 誤差修正模型

建立誤差修正模型,首先需要選擇每一個(gè)變量的滯后長(zhǎng)度,使用Hendry從一般到特殊的建模方法,一開(kāi)始每個(gè)變量滯后1到2期,然后刪除那些不顯著的滯后期,以獲得最終的簡(jiǎn)潔形式模型:

式(7)的決定系數(shù) R2較低,可能是缺省了變量的緣故,但這不影響已有變量間的關(guān)系。誤差修正項(xiàng)通過(guò)5%的顯著水平檢驗(yàn),從系數(shù)估計(jì)值-0.529 11來(lái)看,當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),將以-0.529 11的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài),符合反向作用機(jī)制。滯后一期的長(zhǎng)株潭整體城市化水平的變動(dòng)對(duì)當(dāng)期該地區(qū)的土地利用水平具有負(fù)面影響,這與學(xué)者廖進(jìn)中的研究結(jié)論大致吻合,只是存在系數(shù)的差別,這可能是由于采取的數(shù)據(jù)不同造成的。模型再一次說(shuō)明,短期內(nèi),城鎮(zhèn)化不利于土地的集約化利用,但長(zhǎng)期內(nèi)二者存在均衡關(guān)系,具有長(zhǎng)期一致性。

3 結(jié)論

以長(zhǎng)株潭城市群為背景,利用ADF檢驗(yàn)、Johansen檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)以及誤差修正模型等計(jì)量方法,對(duì)該地區(qū)城市化水平的變化與土地利用水平的變化進(jìn)行多變量動(dòng)態(tài)計(jì)量分析,研究結(jié)論如下:

(1)長(zhǎng)株潭地區(qū)的城市化率與該地區(qū)的土地利用程度存在一個(gè)長(zhǎng)期的均衡響應(yīng)關(guān)系。從長(zhǎng)株潭整體來(lái)看,城市化率提高一個(gè)百分點(diǎn),土地利用綜合水平提高0.583 52個(gè)百分點(diǎn),從長(zhǎng)沙、株洲兩市來(lái)看,城市化率的提高同樣可以帶來(lái)土地利用綜合程度的提高,當(dāng)長(zhǎng)沙、株洲的城市化率提高一個(gè)百分點(diǎn)的時(shí)候,總體的土地利用綜合程度可以提高0.285 32,0.232 64個(gè)百分點(diǎn)?？梢哉J(rèn)為,當(dāng)前長(zhǎng)株潭地區(qū)已進(jìn)入快速城市化階段,人口、產(chǎn)業(yè)的集聚很明顯,非農(nóng)用地對(duì)農(nóng)用地的捕獲力呈逐年增強(qiáng)的趨勢(shì),故而長(zhǎng)株潭地區(qū)的整體城市化率的提高有利于該地區(qū)土地利用水平的提高。另外,由于長(zhǎng)沙地區(qū)的發(fā)展較快,在土地利用上出現(xiàn)了規(guī)模效益。再者,湘潭地區(qū)的城市化水平變化對(duì)長(zhǎng)株潭地區(qū)的土地利用水平?jīng)]有直接的響應(yīng)關(guān)系,這可能與湘潭所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段有關(guān)。

(2)城市化水平的變化是長(zhǎng)株潭地區(qū)整體土地利用水平變化的Granger原因,城市化的有序推進(jìn)是引起土地利用狀況變動(dòng)的重要因素。然而,土地利用的變化不是該地區(qū)城市化水平變化的Granger原因。這說(shuō)明長(zhǎng)株潭地區(qū)的土地利用變化與城市化水平的變化存在一個(gè)單向的響應(yīng)機(jī)制。可見(jiàn),城市化水平的提高是各種原因綜合的結(jié)果,并不僅僅是土地利用方面造成的,提高城市化水平應(yīng)該從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變、戶籍制度的改革以及政府制度層面上著手。

(3)短期內(nèi),長(zhǎng)株潭地區(qū)的城市化不利于土地利用水平的提高,滯后一期的長(zhǎng)株潭整體城市化水平的變動(dòng)對(duì)當(dāng)期該地區(qū)的土地利用水平具有負(fù)面影響,但出現(xiàn)這種均衡關(guān)系的偏離時(shí),通過(guò)城市化水平變化的反向作用機(jī)制,可以以-0.529 11的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

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