建設用地擴張與經濟發展動態計量分析

馬愛慧，張安錄

（華中農業大學 土管學院，武漢 430070）

建設用地擴張與經濟發展動態計量分析

馬愛慧，張安錄

（華中農業大學 土管學院，武漢 430070）

文章以ADF檢驗、協整檢驗、Granger因果關系檢驗等經濟計量分析方法，探討我國經濟發展和建設用地擴張之間的動態發展關系和相互作用。研究結果：（1）我國的經濟發展序列與建設用地面積序列之間存在協整關系；（2）經濟發展與建設用地面積之間雖然存在相互影響與作用，但效果有差異；（3）建設用地面積增加是經濟發展的Granger因。研究結論：以城市建設用地擴張換取經濟發展只能是短期的經濟增長，只有土地的節約集約利用才能推進經濟的持續、健康和有序發展。

設用地；經濟發展；計量分析

0 前言

土地是人類賴以生存與發展不可替代稀缺資源，它決定了在土地資源具有寶貴的價值，是一種資產，正如馬克思在論述資本主義剩余價值的產生時指出：“勞動力和土地是形成財富的兩個原始要素，是一切財富的源泉。”具有資產性質的土地，在經濟發展中發揮重要作用。中國經濟在高速增長的同時呈現出幅度或大或小的波動現象，2003年下半年，為了抑制經濟發展過熱而提出土地宏觀調控政策，把土地政策作為國家宏觀調控的重要手段，期望通過調控土地供給以穩定宏觀經濟的增長，維持宏觀經濟的平穩運行。同樣經濟的發展進一步促進城市的建設，是否一定意味著建設用地的擴張？伴隨著經濟增長和產業結構的不斷的調整，我國土地利用結構與模式也發生了巨大變化，造成大量土地從農業部門轉移到非農產業部門，農地城市流轉規模不斷加大，建設用地不斷擴張。這是目前一致的觀點認為經濟發展不可避免帶動城市空間的蔓延，農地流轉城市建設用地是社會發展到一定階段必然選擇。建設用地擴展與經濟發展之間是一個雙向、動態復雜的關系。要測度或量化土地對經濟增長之間的關系，就必須借助生產函數。柯布和道格拉斯于1928年提出了分析生產要素與產出之間的數量關系模型，從定量的角度衡量了土地、資本、勞動力等要素對經濟增長的貢獻[1]。該模型的一般應用數學形式:

兩邊取對數得到:LnY=LnA+λt+αLnK+βLnL+γLnS

Y表示經濟增長,K、L、S分別表示資本、勞動力和建設用地數量，t表示時間。在經濟學上,α、β、γ分別表示產出的資本、勞動力和建設用地彈性，即要素投入增加1%時產出增長的百分比。可以看出S和Y之間存在線性關系LnY=c+γLnS。

國內有學者就有不少對此進行研究的，但都是從生產函數模型出發，從資本、勞動力、土地三者中分解出土地供給對經濟增長的影響或者直接將經濟變量的時間序列數據用于建模分析，沒有考慮經典計量經濟學建模過程中許多的假定條件，如序列的平穩性、正態性等。本文探討建設用地變化與經濟增長之間的關系，用計量經濟的時間序列的平穩性與否探討它們之間可能存在的關系。本文的分析對土地資源合理高效利用，經濟增長與土地利用之間協調發展具有一定的借鑒作用。

1 研究方法與過程

雖然有Cobb-Dauglas生產函數對建設用地與經濟增長關系有理論的支持，但要建立兩者之間的動態關系進行計量研究，必須符合模型假設的前提條件，才能分析兩者之間長期與短期的因果關系。

（1）平穩性檢驗

對經典回歸模型的成立的一個假設就是數據是平穩的。然而不幸的是在經濟領域，我們所得到許多時間序列觀測值大多不是平穩的，平穩性在計量經濟模型中有著舉足輕重地位，因此對時間序列平穩性檢驗必不可少[2]。單位根檢驗是統計檢驗中普遍采用的一種檢驗方法。檢驗一個時間序列Xt的平穩性，可通過檢驗帶有截距項的一階自回歸模型

Xt=a+pXt-1+ut

上式中的參數p是否小于1。式中的參數p>1或p=1時，時間序列是非平穩的。

（2）協整檢驗

只有兩個變量是協整的，即它們之間有長期的穩定關系，建立回歸模型才有經濟意義。本文采用常用德Engle和Granger于1987年提出的兩步檢驗法，也稱為EG檢驗。

（3）誤差修正模型

由于簡單的差分不一定能解決非平穩時間序列中所可能遇到的問題，因此，誤差修正模型成為一個很好的修正工具。

2 實證分析

2.1 數據來源

根據《中國統計年鑒》和《中國城市建設統計年鑒》，獲取1981～2007年中國經濟發展數據（國內生產總值）和城市建設用地面積。其中2005年的全國城市建設面積中沒有包括北京和上海，為保持數據的統一性和完整性，剔除2005年數據。為消除可能的異方差，對作回歸時序列取自然對數，取自然對數并不會改變變量間的統計性質，用“GDP”代替經濟增長，“CL”代替建設用地面積。

2.2 平穩性檢驗

直觀上，一個平穩時間序列可以看作一條圍繞其均值上下波動的曲線，非平穩指時間序列的統計規律隨著時間的位移而發生變化[3]。即在不同的時間段具有不同的均值，可能持續的上升或下降。所以可以首先通過時間序列的路徑圖來粗略判斷是否平穩（如圖1）。

時間序列GDP和CL的時序圖可以直觀的看出兩時間序列都呈持續上升的趨勢，可以初步判斷是非平穩的。下面用更為準確和重要的統計量進行統計檢驗—單位根檢驗。對序列進行ADF檢驗，檢驗結果表明:建設用地原始序列在10%顯著性水平下都是非平穩的，而建設用地一階差分序列在1%顯著性水平下則是平穩的；而經濟增長原時間序列在5%顯著性水平下是平穩的，而其一階差分序列則是平穩。

2.3 協整檢驗

所謂協整就是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述，非平穩經濟變量間存在的長期穩定的均衡關系就是協整關系[4]。 一般來說非平穩變量之間，若 Xt～I(d),Yt～I(d),則Zt=(aXt+bYt)～I(d)，即雖然變量是非平穩的，變量之間的線性組合卻可能是平穩的，平穩的前提條件就是非平穩的變量通過差分后是同階單整。

根據平穩檢驗可知：各原始序列是非平穩的，而其一階差分序列則是平穩的，表明對時間序列lnGDP和lnCL來說，都是一階單整I(1)，滿足協整檢驗的前提。它們之間某種線性組合可能存在著長期穩定關系，即它們之間可能存在協整關系。

圖1 GDP和CL時間序列

從計量經濟學的角度講，建立的模型變量的選擇是合理的，而且隨機誤差項一定是“白噪聲”的。它們之間協整關系檢驗可通過Engle-Granger檢驗。

首先，運用Eviews5.1，用變量lnCL對lnGDP進行普通最小二乘回歸，得到回歸模型的估計結果：

通過最小二乘法得到的回歸方程，各回歸系數T統計量在5%顯著性水平均顯著；F統計量為867.8101，精確顯著性水平為0.0000；DW統計量為1.6542，不存在自相關；擬合優度R2=0.9875，模型擬合較好，但這個回歸結果是根據兩個同階單整的非平穩隨機過程直接得到，可能存在偽回歸的問題，因此需對殘差項e進行單位根檢驗。

其次，檢驗上述回歸殘差序列的平穩性。檢驗方法也用單位根檢驗。ADF檢驗結果如下：由于檢驗統計量的結果為-3.9510小于顯著水平在1%的臨界值-2.6694，因此可以認為估計殘差序列e為平穩序列，表明建設用地與經濟增長之間存在協整關系，即該變量間存在長期的穩定“均衡”關系，兩者之間彈性系數為0..4180，即從長期來看GDP每提高1%，建設用地擴張0.418%。

2.4 誤差修正模型的建立

為了進一步考察我國兩者發展水平之間的動態關系，可以通過誤差修正模型（ECM）進行分析，其基本思路是若變量間存在協整關系，即表明這些變量間存在長期穩定關系，而這種長期的穩定關系是在短期動態過程中不斷調整下得以維持的。ECM研究變量中的長期分量相互抵消，產生了一個平穩的時間序列，之所以能夠這樣，是因為一種調節過程——誤差修正模型——在起作用，防止了長期關系的偏差在規模或數量上的擴大。因此，任何一組相互協整的時間序列都存在誤差修正模型，反映短期調節行為。模型表示：

△Yt=lagged(△Y,△X)-λecmt-1+ut

以穩定的時間序列et作為誤差修正項ECM建立如下模型：

△lnCLt=β1△lnGDP-λet-1+ut

通過EViews統計軟件測算，估計回歸模型結果如下：

同樣以LNGDP作為被解釋變量，建立估計回歸模型：

表1 序列ADF檢驗結果

表2 協整方程殘差序列ADF檢驗結果

表3 建設用地與經濟增長之間格蘭杰檢驗結果

R2=0.6124 AIC=-3.3205 SC=-3.1742 F=19.9581

兩者誤差修正模型ECM修正項系數都為負，并且統計上是顯著的，符合短期方程對長期方程的修正意義(即誤差修正機制為負反饋過程)。誤差修正系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，以lnCL為被解釋變量模型中誤差修正系數顯著，大小為-0.4421，調整力度較大，說明當短期波動偏離長期均衡時，將以44.21%的調整力度將非均衡狀態拉回到長期均衡狀態，以lnGDP為被解釋變量修正模型中誤差修正系數顯著，大小為-0.3085，調整力度相對來說小些，但同樣能糾正存在的偏差。

2.5 Granger因果檢驗

由于謬誤回歸的存在，使檢驗兩個序列之間的因果關系顯得更加重要，在判斷一個變量的變化是否會對另一個變量存在影響時[2]，我們常用到Granger提出的Granger因果檢驗。以LNGDP和LNCL兩時間序列做格蘭杰因果檢驗，數據如下所示。分別用滯后1，2，3，4期檢驗兩者之間關系。結果都顯示，對于LNCL不是LNGDP的原假設，拒絕第一類錯誤的概率都較大，表明LNCL不是LNGDP的原因的概率較大，不能拒絕原假設；而第二個檢驗的概率相對來說比較小，可以認為LNGDP是LNCL的格蘭杰原因。

運用Granger因果關系檢驗結果表明：在1%的顯著性水平下，“LNCL不是LNGDP變化Granger”的原假設在滯后1階時被拒絕，但“LNGDP不是LNCL變化的Granger”的原假設在滯后1、2、3、4階時均無法被拒絕。說明建設用地擴長是經濟增長的單向Granger原因，而經濟增長不是建設用地擴張的Granger原因。

3 結論與討論

本文所做的研究結果表明：

（1）我國的經濟發展序列與建設用地面積序列均為一階單整，它們之間具有協整關系。兩者處于長期的均衡狀態，但同時也有短期的波動，兩者之間相互影響。長期彈性系數為0.4180，短期彈性系數為0.642。表明經濟每增長1%，建設用地增加0.4180%，短期可能由于資金、技術、勞動力等原因使經濟增長與建設用地之間偏離這一彈性關系，短期均衡將以44.21%的調整力度將非均衡狀態拉回到長期均衡狀態。

（2）通過Granger因果關系檢驗可知建設用地擴長是經濟增長的單向Granger原因，而經濟增長不是建設用地擴張的Granger原因。這與我們傳統的認知經濟增長促進建設用地擴展，導致城市外延擴大是不相符的，導致原因可能是我國整體的經濟增長方式依然是粗放經營，建設用地面積擴展，刺激城市化、工業化進程的加快，建設用地增加面積必是從其他地類流轉而來，地類之間的收益差，活躍土地市場，當時獲得了較快的經濟增長，但隨后盲目圈地、城市無序的擴展、城市土地利用率較低、土地空置率高、土地閑置等問題，又阻礙經濟發展。同時也表明我國的經濟發展是以高投入獲得的高產出，經濟的增長是依靠外延式擴展道路，沒有充分利用城市中的積累效應。

由于是以全國的建設用地與經濟增長之間做的計量分析，只是全國的整體水平，有個別經濟發達地區，有較高的發展水平地區,可能已經有粗放經營向集約經營轉變，經濟增長將不再依賴于建設用地的外延擴張，建設用地擴張對經濟增長的影響和貢獻率隨著逐漸減小，只是更多的依賴于人力、資本、技術等生產要素的投入，這是符合經濟發展規律。同時也說明我國的大部分地區的經濟發展水平不高，處于起步階段，仍然是經濟發展的初級階段，其對土地要素依賴程度很高，由于這部分經濟落后地區的拽拉作用，使整個經濟水平處于粗放經營的初期階段。為驗證上述結論，需要進一步研究不同地區的經濟發展和建設用地擴展之間的關系，為不同地區不斷發展階段科學發展戰略提供依據。

4 政策建議

（1）協調耕地保護與經濟增長的根本出路在于轉變增長方，改變土地擴展刺激經濟增長的模式，這對促進我國土地高效利用和合理保護提供了歷史機遇和挑戰。傳統模式不僅浪費土地資源，增大環境影響的壓力、威脅到國家的糧食安全，而且使經濟增長缺乏活力和動力，轉變經濟增長模式，由更多資源的投入轉變成依賴于技術的投入，因此必須繼續嚴格土地管理政策，加強耕地資源的保護，嚴格控制農地流轉的規模，不僅是物質生活保障需要，也是促進技術進步、轉變經濟增長方式，是實現經濟可持續發展重要行政手段和工具的需要。

（2）轉變地方政府績效考核的方式，不能僅僅依賴于GDP的增長率，要依賴于 “經濟增長質量”的考核，將各方面工作重點放在轉變發展方式、調整經濟結構、提高經濟增長的質量和效益上來，立足于當地經濟社會的全面、協調、可持續發展。

因此，建設資源節約型、環境友好型新型社會，要求處理資源保護與經濟發展的關系，統籌好“吃飯”“建設”和“發展”問題，必須緊緊圍繞經濟增長方式的根本轉變，以提高土地利用效率為核心，以保護耕地、節約集約用地為重點，加快土地利用結構調整和土地利用方式轉變。

[1]王愛民,劉加林,尹向東.深圳市土地供給與經濟增長關系研究[J].熱帶地理.2005.25(1).

[2]童光榮,何耀.計量經濟學實驗教程[M].武漢:武漢大學出版社,2008.

[3]龐皓.計量經濟學[M]北京：科學出版社,2006.

[4]趙國慶.計量經濟學[M].北京:中國人民大學出版社,2001.

F224.0

A

1002－6487（2011）04－0112-03

國家自然科學基金資助項目(0773047)；國土資源部資助項目(08-01)

馬愛慧（1981-），女，河南上蔡人，博士研究生，研究方向：土地資源經濟。

張安錄（1964-），男，湖北麻城人，教授，博士生導師，研究方向：土地資源經濟。

（責任編輯/浩 天）