建設(shè)用地與社會經(jīng)濟(jì)關(guān)系的局域空間計(jì)量分析——基于浙江省69縣市的實(shí)證研究

苑韶峰，楊麗霞

（1.浙江工商大學(xué)土地資源管理系, 浙江 杭州 310018；2.浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院資源環(huán)境與城鄉(xiāng)規(guī)劃管理系，浙江 杭州 310018）

隨著社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，建設(shè)用地的快速擴(kuò)張日益成為中國土地利用變化的主要特征之一[1]。許多研究表明，建設(shè)用地的快速擴(kuò)張必然要占用周邊的耕地，導(dǎo)致優(yōu)質(zhì)耕地的損失，從而影響國家的糧食安全[2-3]。學(xué)術(shù)界對建設(shè)用地與社會經(jīng)濟(jì)的關(guān)系進(jìn)行了較為豐富的研究，其中，建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的特征及其驅(qū)動機(jī)制研究是重要內(nèi)容之一[4]。建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的社會經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因素主要包括自然因素與社會經(jīng)濟(jì)因素。相對于前者，社會經(jīng)濟(jì)因素活躍且易于探測[5]，這些社會經(jīng)濟(jì)因素主要包括人口和經(jīng)濟(jì)因素、城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素。相關(guān)研究大多是基于長時間序列數(shù)據(jù)而建立全局模型進(jìn)行線性擬合的，往往忽視了區(qū)域間數(shù)據(jù)的空間相關(guān)性[6-8]。由于各區(qū)域間的社會經(jīng)濟(jì)條件和建設(shè)用地資源稟賦存在空間差異，致使其對建設(shè)用地變化的影響在區(qū)域上表現(xiàn)為非均衡性，而傳統(tǒng)的計(jì)量方法對長時間序列數(shù)據(jù)的擬合無法揭示空間差異所帶來的影響。本文選取人口數(shù)量、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) （三產(chǎn)/二產(chǎn)）和城市化水平作為代表影響建設(shè)用地規(guī)模的驅(qū)動因子，構(gòu)建局域空間計(jì)量模型——GWR模型，把要素間的地理空間聯(lián)系納入模型估計(jì)之中，研究社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對建設(shè)用地?cái)U(kuò)展的影響，以期為“十二五”規(guī)劃中建設(shè)用地的合理利用提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究方法與指標(biāo)選擇

1.1 空間自相關(guān)性分析

空間自相關(guān)性分析用于判斷某種地理現(xiàn)象或某一屬性值在空間上的聚集特性，一般用Moran’s I指數(shù)來測度，計(jì)算公式如式1[9]:

式1中，n為研究對象的數(shù)目，xi為觀測值，為xi的平均值。Wij為研究對象i與j之間的空間連接矩陣，表示空間單元間潛在的相互作用力量。Moran’s I值為[-1,1]，值越接近于1，表明空間正相關(guān)越強(qiáng)，空間實(shí)體呈聚合分布，值越接近于-1，表明空間負(fù)相關(guān)性越強(qiáng)，空間實(shí)體呈離散分布；值等于0，表明空間單元屬性呈現(xiàn)隨機(jī)分布的，不存在空間自相關(guān)性[10]。

1.2 地理加權(quán)回歸模型

地理加權(quán)回歸模型（GWR）是將數(shù)據(jù)的地理位置引入到回歸參數(shù)中，利用鄰近觀測值的子樣本數(shù)據(jù)信息進(jìn)行局域回歸估計(jì)，能夠反映參數(shù)在不同空間的非平穩(wěn)性，這有效彌補(bǔ)了普通最小二乘法（OLS）線性回歸模型的缺陷，其模型結(jié)構(gòu)為[15]：

式2中，yi為第i區(qū)域因變量的值，xij為第i區(qū)域第j個自變量的值，（ui，vi）為第i個區(qū)域質(zhì)心的空間坐標(biāo)，βj（ui，vi）（j=0，1，…，n）為第i個區(qū)域質(zhì)心在空間坐標(biāo)（ui，vi）處的未知參數(shù)，εi為第i個區(qū)域的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

1.3 指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

決定一個地區(qū)建設(shè)用地規(guī)模的主要的社會經(jīng)濟(jì)因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值、總?cè)丝凇⒊鞘谢胶偷诙⑷a(chǎn)業(yè)總值[12-13]。鑒于此，本文采用2005－2010年的人口數(shù)量、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值）、城市化水平（城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤橹笜?biāo)，以浙江省所轄的69個縣市作為基本空間單元①嘉興、湖州、杭州、紹興和寧波等5地市及所轄區(qū)縣屬于環(huán)杭州灣地區(qū)；臺州、溫州2地市及所轄區(qū)縣屬于浙東南沿海地區(qū)；金華、麗水和衢州3地市及所轄區(qū)縣屬于浙中及西南內(nèi)陸地區(qū)。，構(gòu)建關(guān)于建設(shè)用地影響因素的空間計(jì)量模型：

式3中，下標(biāo)i代表第i個縣域。因變量I為建設(shè)用地面積；自變量P、A、T和U分別為人口數(shù)量、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化水平，α0為常數(shù)項(xiàng)，εi為誤差項(xiàng)，α1、α2、α3、α4為回歸系數(shù)。

各區(qū)域的人口數(shù)量、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平的數(shù)據(jù)均來源于2006和2011年的《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》以及69縣市的統(tǒng)計(jì)年鑒；建設(shè)用地的數(shù)據(jù)來源于2005年和2010年69縣市的土地利用變更詳查數(shù)據(jù)。為了使分析更有意義，盡可能消除異方差，各變量都進(jìn)行了對數(shù)化處理，處理后的變量為lnIi，lnPi，lnAi，lnTi，lnUi。根據(jù)彈性系數(shù)概念，P、A、T和U每發(fā)生1%變化，將分別引起I發(fā)生α1%、α2%、α3%及α4%變化。

2 結(jié)果與分析

2.1 建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的空間特性

本文采用建設(shè)用地?cái)U(kuò)張速度來測度69縣市的建設(shè)用地的變化情況。建設(shè)用地?cái)U(kuò)張速度表示單位時間內(nèi)建設(shè)用地面積變化的幅度，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為: Rs= （Kb-Ka）/Ka×1/T×100%，式中：Ka、Kb分別為各區(qū)域研究期初及研究期末的建設(shè)用地面積；T為研究時段的跨度，本文中時間設(shè)定為5年。Rs為年均變化率。

計(jì)算結(jié)果顯示，浙江省69縣市的建設(shè)用地?cái)U(kuò)張速度差異明顯。69縣市有48縣市的建設(shè)用地年均增長率小于全省水平（4.40%），而其中，位于衢州的常山縣、開化縣，麗水的縉云縣以及寧波的象山縣和寧海縣等，這些區(qū)域建設(shè)用地年均增長率僅為0.27%－2.00%，由于這些區(qū)域地處低山丘陵和沿海圍墾地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低，相應(yīng)地對建設(shè)用地壓力也較小。加之低丘緩坡和沿海圍墾資源較為豐富，從而有效緩解了建設(shè)用地緊張的局面，并且成為浙江省土地后備資源的重要發(fā)展區(qū)域，也是新增建設(shè)的主要區(qū)域。金華市區(qū)、臺州市區(qū)、寧波市區(qū)、舟山市區(qū)，建設(shè)用地?cái)U(kuò)張速度遠(yuǎn)高于全省同期水平，尤其是金華市區(qū)，建設(shè)用地年均增長率高達(dá)16.18%，這主要是金華市經(jīng)濟(jì)社會正處在加速發(fā)展時期，區(qū)域經(jīng)濟(jì)提速，必須要加快市區(qū)建設(shè)發(fā)展，擴(kuò)大城市規(guī)模，從而使得建設(shè)用地?cái)U(kuò)展過快。而寧波市區(qū)、舟山市區(qū)，由于上海國際航運(yùn)中心的建設(shè)和國際臨港產(chǎn)業(yè)大規(guī)模向中國東部沿海地區(qū)的轉(zhuǎn)移，新增建設(shè)用地大量增加，從而加速了這些區(qū)域建設(shè)用地的擴(kuò)展，研究期內(nèi)年均增長率達(dá)到9.28%－10.37%。

2.2 建設(shè)用地的空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

利用ArcGIS 9.3軟件對69縣市的建設(shè)用地?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行空間自相關(guān)性分析，2005年和2010年的Moran’s I分別為0.23和0.21，并在0.01水平上通過蒙特卡羅模擬方法顯著性檢驗(yàn)，說明這兩個年份各縣市建設(shè)用地面積均呈正的空間自相關(guān)，即表示69縣市的建設(shè)用地面積的空間分布并非完全隨機(jī)性，而是呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的空間聚集特征，這并不滿足傳統(tǒng)的經(jīng)典統(tǒng)計(jì)和計(jì)量分析中相互獨(dú)立、隨機(jī)分布的基本假設(shè)，因此，需要應(yīng)用納入空間效應(yīng)的空間計(jì)量方法來分析浙江省69個縣市建設(shè)用地面積的社會經(jīng)濟(jì)影響因素。

2.3 建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的局域空間計(jì)量分析

本文應(yīng)用GWR的加權(quán)二乘法（WLS）對2005和2010年浙江省69縣市的數(shù)據(jù)建立GWR模型，模型如下：

GWR模型能解釋建設(shè)用地?cái)U(kuò)張總變異的92.00 %，而OLS模型僅能反映72.30 %，R2和調(diào)整R2得到顯著改善，并且有效地縮減了殘差平方和（從9.50縮減到5.50），由此可判斷，GWR模型優(yōu)于OLS模型。

2005年，4個解釋變量對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的彈性系數(shù)在69縣市間差異明顯（圖1）。其中，人口數(shù)量對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的彈出系數(shù)分布在0.35—1.00，與其他3個變量相比，其影響程度最大。69縣市的人口數(shù)量對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張均為正向影響，但在空間上呈現(xiàn)由浙西南到浙東北杭州灣、浙東南沿海地區(qū)逐漸增強(qiáng)的趨勢。這主要是因?yàn)檎銝|北環(huán)杭州灣地區(qū)和浙東南地區(qū)都是沿海地區(qū)，區(qū)位條件優(yōu)越、交通便利、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、二三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，吸引了大量外來人口[14]；而浙西南內(nèi)陸地區(qū)為山地和丘陵地段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后，對外來人口吸引力較小。浙東北杭州灣的嘉興、湖州、寧波、舟山等12縣市，人口數(shù)量每增加1.00%，建設(shè)用地面積將擴(kuò)張0.95%，而浙西南麗水、衢州等13縣市，人口每增加1.00%，建設(shè)用地將擴(kuò)張0.42%，兩者相差2.26倍。

由圖1知，人均GDP對建設(shè)用地影響的彈性系數(shù)主要分布在0.01—0.55，表明除湖州市區(qū)、嘉興市區(qū)、平湖縣等6縣市外均為正向，在空間分布上呈現(xiàn)從浙東北向浙西南依次遞增的格局。浙西南地區(qū)的麗水、衢州等11市縣，為了提高區(qū)域綜合競爭優(yōu)勢和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，土地價格相對較低，使得建設(shè)用地?cái)U(kuò)展較快，這些區(qū)域人均GDP提高1%，建設(shè)用地將擴(kuò)張0.50%，而浙東北的杭州市區(qū)、紹興市區(qū)、寧波等14縣市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，嚴(yán)格限制和提高建設(shè)用地的準(zhǔn)入門檻，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級，進(jìn)一步增加了人均GDP，其人均GDP每提高1.00%，建設(shè)用地將擴(kuò)張0.22%。而嘉興市區(qū)等6縣市，人均GDP對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的影響不大，這主要是由于這些區(qū)域在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展過程中，為了突圍建設(shè)用地瓶頸，進(jìn)行了“兩分兩換”的土地改革，致使經(jīng)濟(jì)發(fā)展對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張沒有明顯的推動作用。

受政府“退二進(jìn)三”政策的推動，69縣市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了大調(diào)整，第三產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占比重不斷升高，三產(chǎn)/二產(chǎn)由2005年的75.06%提高到2010年的84.37%，年均調(diào)整幅度達(dá)到1.86%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化可促進(jìn)集約用地，由圖1可知，69縣市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張均為負(fù)向影響，但在空間上呈現(xiàn)“兩頭高，中間低”的格局，這主要是因?yàn)榇景部h、義烏市、三門縣、舟山等14縣市，第三產(chǎn)業(yè)比重較高，占到45%以上，并且這些區(qū)域三產(chǎn)/二產(chǎn)值超過1.00，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度將會減弱，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)幅度每增加1.00%，建設(shè)擴(kuò)張可以減少占地0.07%；而欠發(fā)達(dá)地區(qū)的泰順縣、慶元縣、文成等9縣市，由于建設(shè)用地的準(zhǔn)入門檻較低，致使土地浪費(fèi)嚴(yán)重，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，可以大幅減少建設(shè)擴(kuò)張占用土地規(guī)模，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)幅度每增加1.00%，建設(shè)擴(kuò)張可以減少占地0.50%。城市化對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的拉動作用，在空間上呈現(xiàn)以淳安縣、龍游縣等6縣市為核心的圈層結(jié)構(gòu)，這些圈層結(jié)構(gòu)的核心，由于土地的保障而承接了很多發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)，促使城市人口大量增加，從而增加對居住、休閑娛樂等方面的用地需求。這些區(qū)域的城市化水平每提升1.00%，建設(shè)用地規(guī)模將擴(kuò)展0.52%。圈層結(jié)構(gòu)越到外圍，城市化對建設(shè)用地的正向拉動作用越弱。慶元縣、泰順縣等8縣市，地處山地和丘陵地段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后，對外來人口吸引力較小。這些區(qū)域城市化每提升1.00%，建設(shè)用地規(guī)模將擴(kuò)張0.05%。嘉興等7縣市，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，城市化起步較早，率先探索統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，有效挖掘農(nóng)村土地，從而緩解了城市化過程中土地資源配置的難題。這些區(qū)域城市化每提高1.00%，能夠抑制建設(shè)用地規(guī)模擴(kuò)張0.15%。

圖1 2005年各自變量對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張彈性系數(shù)空間分布Fig.1 Spatial variation of the coefficient estimation of independent variable in 2005

由圖2可知，人口數(shù)量對建設(shè)用地影響的彈性系數(shù)分布在0.44—1.00，對比圖1可知，2010年人口數(shù)量對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的正向拉動作用增強(qiáng)，尤其是浙西南的麗水、衢州等9縣市，人口數(shù)量每增加1.00%，建設(shè)用地?cái)U(kuò)張規(guī)模由2005年的0.40%增大到0.53%。這主要是近5年來，這些區(qū)域通過“山海協(xié)作”戰(zhàn)略，承接了發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)，從而吸引了大量的外來人口。2010年人均GDP對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張均為正向影響，彈性系數(shù)分布在0.20—0.75，而2005年主要分布在0.01—0.55，可見其正向影響程度均有不同比例的上升，江山市、遂昌縣等5縣市人均GDP比2005年翻了2倍，其對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張程度增強(qiáng)了1.40倍。而經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的嘉興、湖州、杭州等19縣市，人均GDP對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張程度增強(qiáng)了2.70倍，由此可見，69縣市經(jīng)濟(jì)增長的推動還依賴于土地要素的投入。相比2005年，2010年69縣市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對建設(shè)用地影響的彈性系數(shù)分布在0.01—0.36和-0.32—0.00表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張既有正向拉動作用，也有負(fù)向抑制作用。江山市、淳安縣等10縣市，低丘緩坡資源較為豐富，但缺少產(chǎn)業(yè)支撐。近5年來，浙江省實(shí)施的“山海協(xié)作”戰(zhàn)略致使這些區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)比重下降，三產(chǎn)/二產(chǎn)比值有所降低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對建設(shè)用地起著正向拉動作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)幅度每增加1.00%，建設(shè)用地將擴(kuò)張0.25%。而對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張負(fù)向抑制作用的區(qū)域有所縮減，其影響程度有所減弱。欠發(fā)達(dá)地區(qū)的泰順縣、慶元縣、文成等9縣市，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)幅度每增加1.00%，建設(shè)擴(kuò)張占地從2005年的0.50%減少到0.15%。由圖2可知，2010年城市化水平對建設(shè)用地影響的正向彈性系數(shù)與2005年相似，但城市化水平對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張正向拉動作用的重心，由2005年浙西南的淳安縣、龍游縣等6縣市，轉(zhuǎn)移到浙東南沿海地區(qū)的溫州、臺州等13縣市，這些縣市土地資源短缺，建設(shè)用地緊張，近5年來，城市化水平從2005年的56.00%提高到62.00%，年平均增長1.20%，快速城市化進(jìn)一步加劇了用地緊張。城市化水平每提高1.00%，建設(shè)用地將擴(kuò)張0.53%。而湖州、 嘉興等18縣市，積極推廣“宅基地置換房產(chǎn)”的“嘉興模式”，騰出了大量可用于開發(fā)的建設(shè)用地，致使這些區(qū)域城市化水平的提高對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張產(chǎn)生負(fù)向抑制作用，其深層次的原因有待進(jìn)一步研究。

圖2 2010年各自變量對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張彈性系數(shù)空間分布Fig.2 Spatial variation of the coefficient estimation of independent variable in 2010

3 結(jié)論

（1）研究期內(nèi)，浙江省69縣市建設(shè)用地?cái)U(kuò)張速度區(qū)域差異性明顯。48縣市的建設(shè)用地年均增長率小于全省水平（4.40%），有6個縣市的建設(shè)用地年均增長率超過10.00%，尤其是金華市區(qū)，建設(shè)用地年均增長率高達(dá)16.18%。在這些區(qū)域，必須嚴(yán)格控制建設(shè)用地規(guī)模，加快由外延擴(kuò)張向內(nèi)涵挖潛、由粗放低效向集約高效轉(zhuǎn)變，同時以土地供應(yīng)的硬約束來推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的根本轉(zhuǎn)變。

（2）人口數(shù)量、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（三產(chǎn)/二產(chǎn)）和城市化水平這4個解釋變量對69縣市建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的影響差異明顯。環(huán)杭州灣地區(qū)的30個縣市的人口數(shù)量對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張影響程度最大；浙西南內(nèi)陸地區(qū)的10個縣市，其人均GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張影響程度較大；而城市化對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張正向拉動作用的重心，由浙西南丘陵山地，轉(zhuǎn)移到浙東南沿海地區(qū)，同時負(fù)向抑制作用的區(qū)域也有所擴(kuò)大。

（3）人口數(shù)量對建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的影響力度最大，其次為人均GDP。建設(shè)用地?cái)U(kuò)展的最終變化趨勢是由人口數(shù)量和人均GDP的正向拉動作用、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化水平的正負(fù)作用等各種驅(qū)動力作用的綜合決定的。因此，政府應(yīng)針對不同區(qū)域特性實(shí)施差別化管理。在環(huán)杭州灣地區(qū)，政府應(yīng)嚴(yán)控新增建設(shè)用地規(guī)模，通過內(nèi)涵挖潛，增減掛鉤進(jìn)行內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整，并通過投資強(qiáng)度、規(guī)模控制、行業(yè)用地標(biāo)準(zhǔn)等硬約束指標(biāo)推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，即改造提升傳統(tǒng)特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)；在沿海地區(qū)和山區(qū)，政府應(yīng)加強(qiáng)規(guī)劃統(tǒng)籌和政策引導(dǎo)，積極引導(dǎo)城鄉(xiāng)建設(shè)通過圍填海和造地發(fā)展“工業(yè)梯田”來合理拓展建設(shè)用地新空間，使這些區(qū)域抓住產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域轉(zhuǎn)移的機(jī)遇，積極引進(jìn)發(fā)展高端產(chǎn)業(yè)，形成較高層次的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展。

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