中國城市建成區擴張與經濟增長關系的動態計量分析

蔡 俊，項 錦 雯，董 斌

(1.安徽農業大學經濟管理學院，安徽 合肥 230036；2.安徽建筑大學法政學院，安徽 合肥 230016；3.安徽農業大學理學院，安徽 合肥 230036)

中國城市建成區擴張與經濟增長關系的動態計量分析

蔡 俊1，項 錦 雯2*，董 斌3

(1.安徽農業大學經濟管理學院，安徽 合肥 230036；2.安徽建筑大學法政學院，安徽 合肥 230016；3.安徽農業大學理學院，安徽 合肥 230036)

以1981-2014年全國時間序列數據為基礎，應用協整理論計量分析了城市建成區擴張與經濟增長的短期波動與長期均衡效應。研究結果如下：1)兩者都是二階單整序列。2)兩者是正相關的長期均衡關系：城市建成區擴張水平lnJCQ每上升1%,經濟增長水平lnGDP就會上升2.57%。3)二階差分D(lnJCQ,2)與 D(lnGDP,2)的長期均衡對短期偏離的調整力度分別達到41%與-36%。4)城市建成區擴張是經濟增長的Grange原因，而反向關系得不到實證支持。5)對于lnJCQ一個標準差的沖擊，lnGDP響應較強烈，而對于lnGDP一個標準差的沖擊，lnJCQ反應較弱。6)lnJCQ對lnGDP的解釋力度達79.66%,而lnGDP對lnJCQ的解釋力度僅6.66%。研究結果表明，城市建成區擴張將導致經濟增長，而經濟增長不一定導致城市建成區擴張。這有助于形成集約用地的“倒逼機制”，以較少的土地資源消耗保持國民經濟健康較快發展。

城市建成區擴張；經濟增長；Grange；脈沖響應函數；方差分解

0 引言

協調城市建成區規模擴張與經濟增長關系，實現“保發展與保糧食”雙贏，保障新型城鎮化推進成為實踐與理論界不可回避的熱點問題。圍繞城市建成區規模擴張與經濟增長的相互影響關系的研究成果豐碩，主要分為三方面：第一，經濟增長等因素對城市建成區規模擴張的驅動作用研究。基本一致的結論是經濟增長的正向驅動作用，劉瑞等認為不同區域與經濟增長階段的作用程度存在差異[1]。第二，城市建成區規模擴張對經濟增長貢獻的研究。結論一：正向不同程度的貢獻[2-11]，研究的貢獻程度結果有所差異，可能的原因是時間尺度、空間尺度及計量方法等不同;結論二：未來逐漸降低的正向貢獻，李效順等[12，13]認為隨著工業化進程推進，經濟增長對建設用地依賴性由強逐漸減弱;結論三：持否定態度，城市土地的需求是引致需求，單純擴大城市建成區土地面積并不能推動經濟增長[14]，城市空間擴張對耕地的影響最大[15]。第三，兩者相互影響關系研究以應用“脫鉤理論”[16]與庫茲涅茨曲線模型[17]較多，協整理論應用較少。

上述研究成果對解釋城市建成區擴張與經濟增長兩系統之間的互動關系作出了重要貢獻，但在計量兩者相互影響關系時，多應用傳統回歸方法，較易忽略變量數據的共線性與穩定性，可能會造成偽回歸。協整理論分析能克服上述缺陷，但是應用協整理論分析兩者相互影響關系的現有文獻較少[18，19];又由于樣本的地區范圍有限，并且沒有考慮到近幾年新型城鎮化推進的影響，“經濟發展是建設用地擴張的單向Granger 原因”的結論難以解釋“上海等城市近期的經濟穩步較快增長，但城市建成區卻零擴張”的現實狀況。因此，在時間尺度上考慮近幾年新型城鎮化推進的影響，在空間尺度上以全國地級及以上城市為樣本，應用協整理論計量分析兩者全過程動態關系非常必要，可為制定協調城市建成區擴張與經濟增長良性互動關系政策提供理論支撐。

1 中國城市建成區擴張與經濟增長現狀

1.1 數據來源與處理

城市建成區面積、GDP與GDP指數數據來源于《中國城市統計年鑒(1980-2015)》、《中國統計年鑒(1980-2015)》，同時，GDP數據均以1980年為基期年，參照當年GDP指數修正為可比價。研究期設定為1981-2014年，一方面保障協整分析不少于22個觀察時間序列，另一方面保障研究時期涵蓋新型城鎮化戰略實施階段。研究對象為全國31省市區(不含港澳臺)的城市建成區范圍，數據統計以地級及以上城市為基本樣本。

1.2 中國城市建成區擴張與經濟增長現狀

統計結果見圖1。從中國城市建成區擴張面積看，1981-2014年34年間建成區面積擴張總量達42 335 km2，年均增長1 245 km2，年均增長率為5.8%。新型城鎮化戰略實施階段(2010-2014年)5年間中國城市建成區面積年均增長率下降到5.5%，反映了以人為本的新型城鎮化戰略有效控制了城市建成區擴張。從GDP增長情況看，研究期內34年間增長總量達104 907億元，年均增長率達9.7%。新型城鎮化戰略實施階段經濟增長率下降到8.5%，反映了國家經濟增長數量降速，但質量與效應實現了提高。

圖1 1981-2014年中國城市建成區面積與經濟增長現狀

總體看，1981年以來中國的城市建成區面積與經濟增長水平都不斷提高，具有相同的增長態勢，這從一定程度上可以推測兩者存在相互影響關系，而是否互為或單方面因果關系則需要進一步驗證。從增長的動態過程看，經濟增長水平總體上增長趨勢波動不大，而城市建成區面積的增長趨勢波動較頻繁，兩者間究竟是否存在長期協整關系及影響效應的動態全過程則需要進一步驗證。

2 中國城市建成區擴張與經濟增長的動態關系計量分析

本文應用協整理論，基于VAR模型進行Granger因果檢驗、VEC、IRF和方差分解以反映城市建成區擴張與經濟增長的全過程動態關系。為消除可能存在的異方差并使趨勢線性化，對所有研究原序列分別取自然對數，得到城市建成區擴張水平(lnJCQ)與經濟增長水平(lnGDP)[20]。

2.1 變量的單位根檢驗

在對城市建成區擴張水平(lnJCQ)與經濟增長水平(lnGDP)進行協整分析之前，采用ADF檢驗法先進行平穩性檢驗，即檢驗是否存在單位根。從檢驗結果(表1)看，原水平序列lnJCQ、lnGDP的ADF值均大于10%顯著水平下的臨界值，未能通過顯著性檢驗，表現出非平穩特征；各序列經過一階差分后，D(lnJCQ)與D(lnGDP)的ADF值也未能通過顯著性檢驗，表現出非平穩特征；各序列經過二階差分后，D(lnJCQ，2)與D(lnGDP，2)的ADF值(-5.2240，-5.2663)均小于1%顯著性水平下的臨界值(-4.3561，-4.2846)，P(0.0014，0.0009)值均小于5%，由此可見，lnJCQ與lnGDP序列都是二階單整序列，即lnJCQP～I(2)，lnGDP～I(2)，可通過協整模型檢驗其是否具有長期的協整關系。

表1 序列ADF檢驗結果

2.2 協整檢驗

lnJCQ與lnGDP序列都是二階單整序列，符合協整分析前提。通過Johansen協整檢驗，在EVIEWS8.0軟件中操作，檢驗結果見表2。在5%以上的顯著性水平下，lnGDP與lnJCQ之間存在協整關系與一個協整方程，即兩者存在長期的均衡關系。

表2 城市建成區擴張與經濟增長的Johansen協整檢驗結果

標準化后的協整關系結果見表3，協整方程式為：

lnGDP=2.573498×lnJCQ

(1)

通過式(1)可得lnJCQ與lnGDP是正相關的長期均衡關系：lnJCQ每上升1%，lnGDP就會上升2.57%。

表3 標準化的協整關系結果

調整系數值檢驗協整關系是否有效，其值最少有一為負才可以說明該協整方程有效。實驗結果(表4)顯示兩調整系數值皆為負(-0.223828，-0.027766)，則該協整關系有效。

表4 調整系數值

2.3 誤差修正模型

建立矢量誤差修正模型(VEC)檢驗長期均衡對短期偏離誤差調整的力度，根據檢驗結果，誤差修正項(CointEQ1)形式表示為：

CointEQ1=D(lnJCQ)-4.037864D(lnGDP)-0.007533

(2)

根據檢驗結果，估計的VEC模型系數矩陣為：

(3)

式(3)VEC模型的2個方程的解釋變量是原序列的二階差分。VEC模型的誤差修正項CointEQt-1的系數估計值含義為：方程的誤差修正項系數分別為-0.36和0.41，說明城市建成區擴張二階序列以41%的力度調整短期偏離到均衡狀態；經濟增長二階序列以-36%的力度調整。

2.4 Granger因果關系分析

2.4.1 城市建成區擴張與經濟增長的VAR模型及檢驗Granger因果關系是利用VAR模型進行一組系數顯著性檢驗，因此首先建立lnJCQ與lnGDP變量的VAR模型，綜合依據模型整體檢驗結果的5個指標，在AIC值最小的情況下的滯后期為2，建立滯后2階VAR模型，模型系數矩陣如式(4)。模型整體檢驗結果見表5，表明擬合結果較理想，同時VAR模型的特征根倒數的模皆小于1，認為VAR模型穩定，可基于VAR模型進行Granger、脈沖分析及方差分解，以分析lnJCQ與lnGDP的動態關系。

(4)

表5 向量自回歸模型整體檢驗結果

2.4.2 城市建成區擴張與經濟增長的Granger因果關系分析 以VAR模型為基礎，分別將lnJCQ與lnGDP做因變量,檢驗其所有滯后項是否對另一個變量的當期值有影響，如果影響不顯著，則不存在因果關系，反之存在因果關系。實驗結果如表6，可以看出，在短期中，lnJCQ的變動是lnGDP變動的原因，其中P值是0.0012，這種Granger原因非常顯著，即城市建成區擴張是經濟增長的Granger原因，城市建成區擴張能顯著解釋或者預測經濟增長。在短期中，lnGDP的變動不是lnJCQ變動的原因，經濟增長不能解釋或者預測城市建成區擴張。

表6 lnJCQ與lnGDP的Granger因果關系檢驗結果

2.5 脈沖響應分析

繪制IRF脈沖響應函數反映lnJCQ與lnGDP兩者之間的全面動態影響路徑(圖2)。實線為沖擊效應計算值，虛線為響應函數值加或減兩倍標準誤差的置信帶[21]。

lnGDP對來自自身一個標準差沖擊的反應呈現研究期維持正向，在第2期達到峰值，之后呈下降趨勢;lnJCQ對來自自身一個標準差沖擊的反應基本保持平穩正向作用。lnGDP對來自lnJCQ一個標準差沖擊的反應呈現持續波動較大的正向作用，且作用力度較大,在第1期為0,反映了城市建成區擴張對經濟增長影響的滯后性,在第7期達到峰值之后略有減弱態勢，反映了土地要素驅動經濟增長作用力在近期呈減弱態勢，土地資源利用與經濟增長方式趨于集約方向;lnJCQ對來自lnGDP一個標準差沖擊的反應呈現基本平穩的正向作用，但作用力度相對較弱。

脈沖函數分析的結論：我國城市建成區擴張對經濟增長的驅動作用相對較強，而經濟增長對城市建成區擴張的驅動作用相對較弱。

2.6 方差分解

方差分解提供每個擾動項因素影響各個變量的相對程度，從而解釋各個變量方差變動沖擊的重要程度(表7)。由表7可知，經濟增長變動方差由自身變動解釋的部分快速下降，由期初的100%快速下降到期末的20.34%；城市建成區擴張變動方差由自身變動解釋的部分平緩波動上升，由期初的91.45%平緩上升到期末的93.34%；經濟增長變動方差由城市建成區擴張變動解釋的部分快速上升，由期初的0%快速上升到期末的79.66%；城市建成區擴張方差變動由經濟增長變動解釋的部分平緩下降，由期初的8.55%平緩下降到期末的6.66%。

圖2 lnGDP與lnJCQ對各自一個標準差沖擊響應結果

表7 城市建設用地擴張與經濟增長的方差分解結果

方差分解分析的結論如下：我國城市建成區擴張對經濟增長的貢獻相對較強，解釋力度達79.66%；而經濟增長對城市建成區擴張的貢獻相對較弱，解釋力度僅6.66%。這與前文脈沖函數分析結論一致。

綜合因果分析、脈沖分析與方差分析可得：城市建成區擴張將導致經濟增長，而經濟增長不一定導致城市建成區擴張，該研究結論能很好地解釋中國發展實踐。城市建成區擴張的理論效應是：拉動投資基礎設施、促進人口城鎮化、筑巢引鳳與產業入園等，直接導致經濟增長。實踐上，我國長期以來各地方主要依靠的是土地資源、勞動力等要素投入規模的擴張拉動經濟增長，這與本研究結論一致。但是，經濟增長不一定導致城市建成區擴張，理論上，我國經濟增長的核心動力正向創新轉變，土地資源、勞動力等要素從粗放投入轉型為集約利用；實踐方面，上海市在2010-2014年城市建成區面積始終保持在998.8 km2，而經濟年均增長9.3%，真正實現了經濟增長的高效高質量推進，且城市建成區零擴張。2014年1月10日全國國土資源工作會議講話精神：2014年以后不再安排人口500萬以上特大城市新增建設用地，該政策就是踐行城市建成區零擴張的社會經濟可持續發展模式。

3 結論與啟示

本文應用協整理論，基于VAR模型進行Granger因果檢驗、VEC、IRF和方差分解,反映城市建成區擴張與經濟增長的全過程動態關系，結論如下：1)城市建成區擴張與經濟增長都是二階單整序列。2)兩者是正相關的長期均衡關系：lnJCQ每上升1%，lnGDP就會上升2.57%。3)VEC模型檢驗表明：城市建成區擴張二階序列D(lnJCQ,2)的長期均衡對短期偏離的調整力度達到41%；經濟增長二階序列D(lnGDP,2)的長期均衡對短期偏離的調整力度達到-36%。4)Granger檢驗：lnJCQ是lnGDP的Granger原因，而反向關系得不到實證支持。5)脈沖響應函數的分析結果如下：對于lnJCQ的一個標準差的沖擊，lnGDP響應較強烈，而對于lnGDP的一個標準差的沖擊，lnJCQ的反應較弱。6)方差分析顯示：城市建成區擴張對經濟增長的解釋力度達79.66%，而經濟增長對城市建成區擴張的解釋力度僅6.66%。相對于以往的研究，本研究在方法上應用協整理論，在時間尺度與空間尺度上更全面，保障了結論的可靠性。

研究結果揭示：城市建成區擴張將導致經濟增長，而經濟增長不一定導致城市建成區擴張。該理論能很好地解釋中國發展實踐。我國長期以來，各地方主要依靠的是土地資源、勞動力等要素投入規模的擴張拉動經濟增長；自新型城鎮化推行以來，上海市等特大城市實現了經濟增長的高效高質量推進，但城市建成區面積零擴張。研究結論從理論上支撐和指導了中國未來經濟增長路徑：不以犧牲土地換取發展的模式是完全可以實現的。鑒于區域差異，在全國范圍推行城市建成區零擴張的社會經濟發展模式不可一刀切，特大城市可以不安排新增建設用地，倒逼土地存量挖潛推進城鎮化；其他城市在未來經濟轉型發展過程中，通過設立“用地門檻”等策略，形成集約用地的“倒逼機制”，探索城市“緊湊式發展”、“精明增長”、“內填式開發”與“集約式發展”等用地模式， 以較少的土地資源消耗保持國民經濟健康較快發展。因此，應用協整理論分析不同區域的城市建成區擴張與經濟增長互動關系，探索區域差別化城市土地利用模式與政策,是未來進一步深入研究的重點。

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Dynamic Econometric Analysis of the Relationship between Expansion of Urban Built-up Area and Economic Growth in China

CAI Jun1,XIANG Jin-wen2,DONG Bin3

(1.CollegeofEconomicandManagement,AnhuiAgriculturalUniversity,Hefei230036;2.InstituteofLawandPolitics,AnhuiArchitectureUniversity,Hefei230016；3.SchoolofScience,AnhuiAgriculturalUniversity,Hefei230036,China)

Based on the national time-series data during 1981-2014 and the theory of co-integration,the short-term volatility and long-term equilibrium effect of the relationship between expansion of urban built-up area and economic growth in China was analyzed.The results show as follows.1) Both list are lnJCQ～I(2)and lnGDP～I(2).2) There is positive long-term equilibrium relationship:when lnJCQincreases 1%,lnGDPgoes up by 2.57%.3) The adjustment strength of long-term equilibrium to short-term deviation of D( lnJCQ,2) and D(lnGDP,2) reaches 41% and -36% respectively.4) The expansion of urban built-up area is the Grange cause of economic growth,and we can′t get an empirical support of inverse relationship.5) For the impact of one standard deviation lnJCQ,lnGDPresponse is strong,with a standard deviation of lnGDP, lnJCQ′s reaction is weaker.6) The explanation strength of lnJCQfor lnGDPis 79.66% and the explanation strength of lnGDPfor lnJCQis 6.66%.Conclusion is:expansion of urban built-up area will lead to economic growth,and economic growth does not necessarily lead to expansion of urban built-up area.Policy implications are:forming the"reversed transmission mechanism"of intensive land use,with less land resource consumption to maintain healthy and rapid development of national economy.

expansion of urban built-up area;economic growth;Grange;impulse response function;variance decomposition

2016-04-21；

2016-05-22

安徽省國土資源科技項目“安徽經濟發展與城市土地集約利用協調研究”(2011-k-25);農業部軟科技項目“城市化快速進程中農村宅基地退出補償機制研究”

蔡俊(1975-)，男，講師，博士，從事土地資源管理教學與科研。*通訊作者E-mail:119194674@qq.com

10.3969/j.issn.1672-0504.2016.04.017

F299.2;F224

A

1672-0504(2016)04-0100-06