姜 海，王 博，李成瑞，曲福田

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中國土地問題研究中心，江蘇 南京 210095）

對于正處于城市化、工業(yè)化快速發(fā)展時期的中國，資本、勞動力、土地都是經(jīng)濟增長不可或缺的基本生產(chǎn)要素[1]。一些學(xué)者已將土地（建設(shè)用地）納入到中國經(jīng)濟增長研究。李明月等研究發(fā)現(xiàn)3種要素對上海市經(jīng)濟增長的貢獻率由大到小依次為土地、資本、勞動力[2]。李奇旆認為開發(fā)區(qū)近84%的經(jīng)濟增長可以由土地、資本和勞動力的投入來解釋[3]。姜海等發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟發(fā)展階段演進，建設(shè)用地擴張對經(jīng)濟增長的貢獻逐漸減弱[4]。喻燕等應(yīng)用索洛增長模型測出武漢市建設(shè)用地利用處于報酬遞減階段[5]。張占錄等指出，資本、勞動力和土地的匹配協(xié)調(diào)是影響經(jīng)濟產(chǎn)出的重要因素，土地粗放利用有可能破壞生產(chǎn)和諧性，降低產(chǎn)出量[6]。可見，持續(xù)的經(jīng)濟發(fā)展需要不同生產(chǎn)要素在空間、結(jié)構(gòu)上合理組合，研究資本、勞動力和土地在空間配置上的關(guān)系有助于理解中國經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域差異。但是，目前鮮有研究3種生產(chǎn)要素在大尺度空間配置格局上的相似性（或差異），多集中于單要素或小區(qū)域的探討[7-9]。作為近年中國經(jīng)濟增長的主要源泉，土地（尤其是建設(shè)用地）空間配置格局與區(qū)域發(fā)展、生態(tài)環(huán)境保護等具有重要關(guān)系，并且具有相對特殊的配置機制。揭示建設(shè)用地擴張的空間特征、成因及影響，對于完善土地資源配置機制，促進經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。鑒于此，本文應(yīng)用1999—2008年分?。ㄊ?、區(qū)）經(jīng)濟社會和土地統(tǒng)計數(shù)據(jù)，比較近十年中國固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、建設(shè)用地3種基本生產(chǎn)要素增長率的空間自相關(guān)性，研究建設(shè)用地擴張的空間特征，解釋其產(chǎn)生的原因及影響，為完善土地發(fā)展權(quán)配置機制提供參考。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

研究范圍為中國大陸31個?。ㄊ?、區(qū)）。以歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，計算整理得到1999—2008年分省（市、區(qū)）二三產(chǎn)業(yè)GDP、固定資本存量、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地的增長率。建設(shè)用地面積根據(jù)歷年《國土資源綜合統(tǒng)計年報》、《中國國土資源年鑒》整理而來。從經(jīng)濟增長與土地利用關(guān)系出發(fā)，研究考察的建設(shè)用地包括城鎮(zhèn)村建設(shè)用地、工礦用地和交通用地①根據(jù)2001年《全國土地分類（試行）》，2001年以后農(nóng)村道路不再統(tǒng)計為建設(shè)用地，需要對1999—2001年交通用地統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行修正，以消除研究時期內(nèi)建設(shè)用地面積統(tǒng)計口徑變化帶來的影響。本研究采用以下步驟修正以上數(shù)據(jù)：首先，假設(shè)2002年交通用地（不含農(nóng)村道路）增長率等于2002—2005年平均增長率，結(jié)合2002年末交通用地（不含農(nóng)村道路）面積，估計得到2001年末交通用地（不含農(nóng)村道路）面積；其次，結(jié)合2001年交通用地（包含農(nóng)村道路）面積統(tǒng)計數(shù)據(jù)，估計2001年農(nóng)村道路面積；最后，假設(shè)1999—2001年歷年農(nóng)村道路增長率與當(dāng)年交通用地（含農(nóng)村道路）增長率相等，估算出歷年農(nóng)村道路和交通用地（不含農(nóng)村道路）面積。。二三產(chǎn)業(yè)GDP、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、當(dāng)年固定資本形成總額等數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。固定資本存量（1998年可比價）采用永續(xù)盤存法估算[10]。

1.2 分析方法

1.2.1 空間自相關(guān)分析 Anselin等學(xué)者指出經(jīng)濟增長研究應(yīng)采用改進后的統(tǒng)計分析方法來考慮與地理位置相關(guān)的空間數(shù)據(jù)關(guān)聯(lián)和依賴性的影響[11]。本文應(yīng)用Geoda軟件，采用全局空間自相關(guān)檢驗和局部空間自相關(guān)檢驗對不同地區(qū)固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、建設(shè)用地的增長率進行空間自相關(guān)性分析。

（1）全局空間自相關(guān)檢驗。全局Moran’s I指數(shù)反映空間鄰接或鄰近的區(qū)域單元屬性值的相似程度。

式1中，xi為區(qū)域i的屬性值（如建設(shè)用地增長率）；n為區(qū)域總數(shù)；Wij為空間權(quán)重矩陣，代表空間單元i和j之間的影響程度。

（2）局部空間自相關(guān)檢驗。全局Moran’s I指數(shù)對空間自相關(guān)的全局評估忽略了空間過程的潛在不穩(wěn)定性，有必要進行局部空間自相關(guān)分析。本文采用LISA中的局部Moran’s I指數(shù)和Moran’s I散點圖檢驗各地區(qū)固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、土地（建設(shè)用地）3種要素增長率的局部空間自相關(guān)性。局部Moran’s I指數(shù)定義為：

Ii值為正，表示該區(qū)域單元周圍聚集相似值（高值或低值），Ii值為負則表示周圍聚集非相似值。Moran’s I散點圖是對局部Moran’s I指數(shù)的標準化檢驗統(tǒng)計量Z和WZ數(shù)據(jù)可視化的二維圖示，4個象限分別對應(yīng)區(qū)域單元與其相鄰單元的局部空間聯(lián)系形式：第I象限——高值區(qū)域單元被高值區(qū)域所包圍 （高—高）；第II象限——低值區(qū)域單元被高值區(qū)域所包圍 （低—高）；第III象限——低值區(qū)域單元被低值區(qū)域所包圍 （低—低）；第IV象限——高值區(qū)域單元被低值區(qū)域所包圍 （高—低）。I、III象限為正的空間自相關(guān)，II、IV象限為負的空間自相關(guān)。

1.2.2 空間計量經(jīng)濟模型

（1）基礎(chǔ)模型設(shè)定。結(jié)合相關(guān)經(jīng)濟理論與參考文獻[12-13]，將建設(shè)用地作為獨立要素引入柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas）生產(chǎn)函數(shù)：

式4中，A是常數(shù)項，Q、K、L、CL分別表示二三產(chǎn)業(yè)GDP、固定資本存量、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地的面積率，α1、α2、 α3分別表示固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地的產(chǎn)出彈性系數(shù)。式4兩邊取對數(shù)，得到：

（2）空間計量經(jīng)濟學(xué)模型。采用空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）?？臻g滯后模型主要應(yīng)用于研究相鄰主體或地區(qū)行為對系統(tǒng)內(nèi)其他主體或地區(qū)行為存在影響的情形，其表達式為：

式6中，y為因變量；X為n×k階的外生解釋變量矩陣；W為n×n階的空間權(quán)重矩陣；ρ為空間自回歸系數(shù)，反映了樣本觀測值中的空間依賴作用；α為X的參數(shù)向量；m為白噪聲。

空間誤差模型通過誤差項來體現(xiàn)機構(gòu)或地區(qū)間的相互關(guān)系。數(shù)學(xué)表達式為：

式7—8中，ε為隨機誤差向量；λ為n×1的截面因變量向量的空間誤差系數(shù)，衡量樣本觀察值中的空間依賴作用；u為正態(tài)分布的隨機誤差向量；參數(shù)β反映了自變量X對因變量y的影響。

1.2.3 聚類分析 本文依據(jù)固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、建設(shè)用地2000—2008年增長率，采用K-Means聚類算法對各省（市、區(qū)）進行聚類分析，并與空間自相關(guān)分析結(jié)果進行比較，以驗證空間分析結(jié)果。

2 生產(chǎn)要素增長率的空間相關(guān)性分析

2.1 全局空間自相關(guān)性檢驗

采用全局Moran’s I指數(shù)分別對2000—2008年31個?。ㄊ小^(qū)）3類生產(chǎn)要素的增長率進行全局空間自相關(guān)性檢驗（表1）①由于海南省與廣東省相鄰，空間自相關(guān)分析時將其與廣東省作為一個樣本。下同。。

2000—2008年固定資本增長率全局Moran’s I指數(shù)為負，不顯著。2000—2001年、2008年表現(xiàn)出較強的正空間自相關(guān)，2004—2005年表現(xiàn)出較強的負空間自相關(guān)，其他年份不存在顯著空間自相關(guān)性。說明固定資本增長率的空間自相關(guān)性隨時間推移波動較大，沒有明顯的空間集聚或空間分散狀態(tài)。

2000—2008年二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增長率全局Moran’s I指數(shù)為正，在5%的水平上通過顯著性檢驗，說明總體上趨于空間聚集。但研究時期內(nèi)近1/2的年份二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的空間自相關(guān)檢驗不顯著，正、負全局Moran’s I指數(shù)交替出現(xiàn)，說明二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)空間集聚狀態(tài)并不十分明顯。

2000—2008年建設(shè)用地增長率的全局Moran’s I指數(shù)為正，在1%的水平上通過顯著性檢驗。除了2003年，其他年份均表現(xiàn)出顯著的空間自相關(guān)性，且2004年以來全局Moran’s I指數(shù)逐漸增大。與固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比較，建設(shè)用地擴張呈現(xiàn)明顯的空間集群狀態(tài)，表現(xiàn)出不同的空間動態(tài)發(fā)展特征。

表1 2000—2008年不同生產(chǎn)要素增長率全局Moran’s I指數(shù)Tab.1 Global Moran’s I of growth rates of different production factors from 2000 to 2008

2.2 局部空間自相關(guān)性檢驗

空間自相關(guān)的全局評估會掩蓋反常的局部狀況或小范圍的局部不穩(wěn)定性，本文采用局部Moran’s I指數(shù)和Moran’s I散點圖來探測局部的空間聚集程度?？傮w上來看，2000—2008年不同生產(chǎn)要素Moran’s I散點圖表現(xiàn)出與全局Moran’s I指數(shù)相同的特征。?。ㄊ?、區(qū)）固定資本增長率的觀測值主要分布在II、IV象限，說明以不同類型觀測值之間的空間關(guān)聯(lián)為主（高—低、低—高）；二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地增長率的觀測值主要分布在I、III象限，說明以相似觀測值之間的空間關(guān)聯(lián)為主（高—高、低—低），表現(xiàn)出一定的空間集聚特征（圖1）。

同時，分別計算2000年、2002年、2004年、2006年、2008年、2000—2008年建設(shè)用地增長率局部Moran’s I指數(shù)，繪制相應(yīng)的Moran’s I空間分布圖，進一步分析建設(shè)用地增長率局部空間聚集程度（圖2）。

圖1 2000—2008年不同生產(chǎn)要素增長率Moran’s I散點圖Fig.1 Scatter diagram of Moran’s I of growth rates of different production factors from 2000 to 2008

圖2 建設(shè)用地增長率Moran’s I空間分布圖Fig.2 Spatial distribution diagram of Moran’s I of growth rate of construction land from 2000 to 2008

結(jié)果顯示，2000年建設(shè)用地增長率存在由內(nèi)蒙古自治區(qū)、山西省、陜西省、寧夏回族自治區(qū)、青海省組成的低—低集群，由江蘇省、浙江省、福建省組成的高—高集群。2002年東部地區(qū)建設(shè)用地增長率保持高—高集群特征（統(tǒng)計上不顯著），同時出現(xiàn)了由新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)組成的高—高集群，而內(nèi)蒙古自治區(qū)、山西省、陜西省等仍表現(xiàn)出低—低集群特征。2004年建設(shè)用地增長率全局Moran’s I指數(shù)減弱，以山西省、河南省、湖北省組成的低—低集群為主，但東部地區(qū)仍表現(xiàn)出高—高集群特征（統(tǒng)計上不顯著）。2006年，建設(shè)用地增長率高—高集群省份有所增加，北部地區(qū)處于低—低集群狀態(tài)。2008年建設(shè)用地增長率高—高集群的范圍縮小，低—低集群的范圍有所擴大?？梢姡鞑刈灾螀^(qū)以外，北部、中部、西部大部分地區(qū)建設(shè)用地增長率長期處于低—低空間自相關(guān)集群，東部沿海大部分地區(qū)處于高—高集群，建設(shè)用地增長率的東西差別十分顯著，東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)建設(shè)用地規(guī)模差異呈持續(xù)擴大趨勢。

2.3 空間計量經(jīng)濟模型估計與分析

空間自相關(guān)檢驗分析表明建設(shè)用地擴張在空間上存在自相關(guān)性。因此，以樣點獨立假設(shè)為基本出發(fā)點的經(jīng)濟增長和建設(shè)用地擴張關(guān)系傳統(tǒng)分析模型存在一定缺陷，需要引入空間變量對經(jīng)典的線性模型進行修正，消除樣本數(shù)據(jù)在空間維度上存在的相關(guān)性和異質(zhì)性。本文應(yīng)用2000—2008年分省二三產(chǎn)業(yè)GDP、固定資本存量、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地數(shù)據(jù)，通過普通最小二乘法（OLS）對基本模型進行估計，其后通過空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）進行修正，分析建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

比較3個模型的對數(shù)似然函數(shù)值發(fā)現(xiàn)，SLM和SEM的Log-likelihood值均大于OLS，說明SLM、SEM模型優(yōu)于OLS模型（表2）。從系數(shù)上看，OLS的估計結(jié)果中二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)變量L的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，經(jīng)過模型修正后，各變量系數(shù)均通過顯著性檢驗，其中，空間系數(shù)ρ和λ通過10%水平的顯著性檢驗，說明各?。ㄊ小^(qū)）建設(shè)用地擴張在空間上存在溢出效應(yīng)，也驗證了地區(qū)之間建設(shè)用地擴張存在相互關(guān)系，需要引入空間差異性和空間依賴性對傳統(tǒng)OLS線性模型進行修正。

表2 建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長關(guān)系模型估計結(jié)果Tab.2 Regression results of relationship between construction land expansion and economic growth

3 不同區(qū)域生產(chǎn)要素增長率聚類分析結(jié)果

聚類分析結(jié)果表明，2000—2008年中國大部分?。ㄊ?、區(qū)）固定資本增長率處于220.79%—305.93%之間，西南地區(qū)和東北地區(qū)部分?。ㄊ?、區(qū)）固定資本增長率較高，其中內(nèi)蒙古自治區(qū)、重慶市固定資本增長率分別達到571.35%和568.91%，固定資本增長在空間上未表現(xiàn)出明顯的集聚現(xiàn)象（圖3）。2000—2008年二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增長率呈現(xiàn)較為明顯的南北分異特征，北部地區(qū)增長率普遍較低，但空間上未出現(xiàn)高增長率集群地區(qū)。與固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)空間格局變化比較，建設(shè)用地增長率呈現(xiàn)出較明顯的“東西高、中北低”的空間集聚特征，東部沿海地區(qū)和西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)建設(shè)用地增長率明顯高于中部和北部地區(qū)。

圖3 2000—2008年不同生產(chǎn)要素增長率聚類分析結(jié)果Fig.3 Cluster analysis diagram of growth rates of different production factors from 2000 to 2008

對各?。ㄊ?、區(qū)）建設(shè)用地增長率進行比較發(fā)現(xiàn)，2000—2008年全國建設(shè)用地平均增長率為10.84%。其中，中部和北部地區(qū)16個?。ㄊ小^(qū)）建設(shè)用地增長率較低，在2%—11%之間。京津地區(qū)和江浙地區(qū)建設(shè)用地擴張速度最快，平均增長率達到25%。此外，西部的西藏自治區(qū)、新疆維吾爾族自治區(qū)和東部沿海地區(qū)其他省份（包括福建省、廣東省、上海市、山東省、廣西壯族自治區(qū)等）建設(shè)用地擴張速度也較快，平均增長率達到15%。

4 建設(shè)用地擴張空間集聚特征的成因及風(fēng)險

近十年中國建設(shè)用地擴張存在顯著的空間自相關(guān)性，表現(xiàn)為中部、北部地區(qū)低—低集群和東部沿海地區(qū)高—高集群，區(qū)域間建設(shè)用地規(guī)模差異持續(xù)擴大。導(dǎo)致建設(shè)用地擴張空間特征與固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)出現(xiàn)偏離的因素可能包括：（1）不同區(qū)域土地利用比較優(yōu)勢差異；（2）土地要素的不可流動性；（3）土地發(fā)展權(quán)國家計劃配置方式。比較不同?。ㄊ?、區(qū)）2000年土地利用比較優(yōu)勢與2000—2008年建設(shè)用地增長率，發(fā)現(xiàn)二者的相關(guān)系數(shù)達到0.7298。根據(jù)經(jīng)濟學(xué)原理，按照比較優(yōu)勢來配置土地，可以從總體上提高土地利用總福利[14]；其次，由于土地要素本身缺乏流動性，在東部地區(qū)建設(shè)用地的經(jīng)濟效益顯著高于中西部地區(qū)的情形下[15]，無論是在市場機制還是計劃體系下，東部地區(qū)都會獲取更多的建設(shè)用地指標[16]。所以，不同地區(qū)土地利用比較優(yōu)勢差異和土地要素自身的不可流動性是中國建設(shè)用地擴張空間集聚特征的主要影響因素。同時，為了加強對地方政府土地配置行為的引導(dǎo)與控制，國家實行土地發(fā)展權(quán)計劃管理。長期以來，土地利用計劃指標分配的主要依據(jù)是經(jīng)濟總量、增長速度和基于中長期管理的土地利用總體規(guī)劃，具有明顯的路徑依賴特征[17]。因此，即使近年固定資本和二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的空間配置格局已經(jīng)開始發(fā)生變化，在改革開放初期獲取較多建設(shè)用地指標的東部沿海地區(qū)仍舊能夠保持在土地發(fā)展權(quán)競爭上的優(yōu)勢，最終導(dǎo)致建設(shè)用地擴張的空間格局與固定資本和二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)出現(xiàn)分化①違法用地行為也可能影響建設(shè)用地擴張的空間格局。但歷年《國土資源綜合統(tǒng)計年報》、《中國國土資源年鑒》違法案件統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，違法用地（包括未經(jīng)批準占地、非法批地）面積占建設(shè)用地增量的比例低于10%，且地區(qū)之間不存在顯著差異，違法用地行為對建設(shè)用地擴張空間規(guī)律的影響較小。。

由于土地利用與經(jīng)濟增長、生態(tài)環(huán)境保護的關(guān)系，建設(shè)用地擴張繼續(xù)向東部沿海地區(qū)集聚可能引發(fā)以下問題：一是進一步拉大中西部地區(qū)與東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差距，使地區(qū)間公平問題更加突出；二是東部沿海地區(qū)建設(shè)用地繼續(xù)高速擴張，造成局部地區(qū)生態(tài)環(huán)境壓力過大，破壞地區(qū)可持續(xù)發(fā)展的資源與環(huán)境基礎(chǔ)，出現(xiàn)區(qū)域性生態(tài)危機。

5 結(jié)論與討論

通過對2000—2008年不同生產(chǎn)要素增長率進行全局空間空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)檢驗發(fā)現(xiàn)，與固定資本和二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比較，近十年建設(shè)用地擴張表現(xiàn)出明顯的空間集聚特征，東部沿海地區(qū)出現(xiàn)高—高集群，中部和北部地區(qū)表現(xiàn)為低—低集群，建設(shè)用地總量的區(qū)域差異仍在持續(xù)擴大。該現(xiàn)象產(chǎn)生的原因可以追溯至不同地區(qū)土地利用比較優(yōu)勢差異和土地的不可流動性，而土地利用計劃管理則進一步強化并延續(xù)了建設(shè)用地擴張的空間集聚程度。由于建設(shè)用地擴張持續(xù)向東部沿海地區(qū)集聚可能進一步拉大地區(qū)間發(fā)展差距，導(dǎo)致局部地區(qū)土地開發(fā)強度過高而出現(xiàn)生態(tài)危機，需要反思現(xiàn)行土地發(fā)展權(quán)區(qū)域配置機制，發(fā)展更加合理的建設(shè)用地總量控制手段，或?qū)ΜF(xiàn)有管理工具進行改進。例如，結(jié)合主體功能區(qū)規(guī)劃，改革建設(shè)用地指標增量管理模式，實行區(qū)域建設(shè)用地總量控制下的動態(tài)監(jiān)管等。同時，研究結(jié)果還表明分析中國建設(shè)用地擴張時空規(guī)律及其與經(jīng)濟增長的關(guān)系時，需要考慮建設(shè)用地擴張的空間集聚特征，改進分析方法和模型。

本研究重點從不同生產(chǎn)要素空間配置格局動態(tài)變化趨勢的相似性（或差異）出發(fā)，分析中國建設(shè)用地擴張的空間特征及其影響。受國家土地統(tǒng)計資料限制，研究時期主要集中于近十年。如果能夠?qū)?000年以前建設(shè)用地擴張和固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增長的空間特征進行對比分析，可進一步增強研究結(jié)論的可靠性。

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