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城市化与城市建成区扩张间的关系
——基于中国大陆地区2002-2012年时序数据
摘 要 ：采用中国大陆地区2002-2012年数据，选择时间序列分析方法对城市化与城市建设用地之间关系进行了实证检验。结果表明: 城市化与城市建设用地间存在协整关系，城市化水平每提高1%，城市用地扩张1.79% ，城市化对城市用地扩张的拉动作用较大; 短期内城市建设用地偏离均衡时，下期将会有36.8%被调整到均衡状态，而当城市化发生偏离时，系统内不具备此力量; 短期内城市化与城市用地扩张互为因果关系，长期内仅存在从城市化到城市用地扩张的Granger原因：提出应实施节地型城市化战略; 严格控制中小城市、县城及建制镇人均建设用地规模; 完善配套措施，解决半城市化问题，积极稳妥地推进城乡建设用地增减挂钩; 不同的主体功能区实施差别化的城市用地扩张管控政策; 改革对地方官员考核机制，降低地方政府对土地财政的依赖。
关键词：土地经济; 城市化; 城市建设用地; 时间序列分析方法
1.引言
城市化也称之为城镇化，是指由农业为主的传统乡村社会向以工业和服务业为主的现代城市社会逐渐转变的历史过程，包括人口职业转变、产业结构转变、土地及地域空间变化，城市化也是城市文明对农村生活和生产方式不断施加影响的过程。我国处于快速城市化阶段，1978年以来，城市化率以每年约1%的幅度增加，城市人口规模从1.72亿增长到6.91亿，年均增长率4.29%。城市化进程的快速推进，城市人口规模的大幅度增加，引起城市用地快速扩张，引致大量的农业用地流转为城市建设用地，我国城市建设用地从2004年30406.19 扩张到 2012年45565.76，年均扩张率高达14.99%。城市用地快速扩张带来一系列问题：大量优质农田被占用，虽实施耕地占补平衡政策，但由于新补充的农田质量较低，一定程度上危及国家粮食安全; 城市用地过快扩张催生了新的群体——失地农民，由于土地流转的增值收益分配机制不够科学，失地农民权益得不到有效保障，一定程度上危及社会稳定; 城 市用地过快扩张还改变了土地的利用形态，使农业用地向建设用地转变，破坏土壤肥力，一定程度上破坏生态环境，减少生物多样性，挤压生物生存空间。 城市化进程既表现在城市化率提高，也表现在城市用地占土地总面积的比例增加，城市化与城市用地的关系随着城市化所处阶段不同而表现出不同的规律。一般而言，城市人口占总人口比例低于30% 时，城市呈点状分布，城市用地规模占比较小，且增长较为缓慢; 城市人口占总人口比例达到30% ，一个国家或地区将进入快速城市化阶段，城市用地规模快速扩张，大量侵占农田或未利用地; 当城市化率达到70%-75%时，城市化进入成熟阶段，城市用地规模保持基本稳定，建设用地与农业用地之间的矛盾不再突出。该规律有利于从定性角度理解城市化与城市建设用地二者之间关系，但还需要从定量角度深化对二者关系的认识，本文利用中国大陆地区数据对城市化率与城市建设用地关系进行分析，对于认识我国城市化进程规律，制定城市用地扩张的管控政策具有现实意义。
2.文献综述
理论界关于城市化与城市建设用地关系的研究侧重于城市化是城市建设用地扩张的驱动力方面。城市化进程，首先表现为城市人口增加、经济快速发展及非农产业产值比重提高，因此作为一切生产生活活动承载体的土地必然随之扩张。其次，城市化也通过生活方式和价值观念的转变，改变原来的土地利用结构，使边缘区农业用地逐渐转作非农业用地，，从而促进城市用地的扩张。最后，城市化的内涵不仅包括人口的城市化、生活方式的城市化，还包
括土地的城市化，即土地从农业用途向非农用途转变，通常土地所有权随之发生变化，由集体土地转变为国有土地。实证研究方面，城市化是城市用地扩张重要影响因子的研究结论得到众多文献支持。邓胜华等和梅昀等研究发现经济发展、人口增长、城市化是武汉市商、住、工用地扩张的主要驱动因素。刘诗苑等对厦门市的研究表明城市化和工业化共同推动建设用地的扩张，经济发展是建设用地扩张的根本原因。居玲华等认为城镇化率对张掖绿洲建设用 地变化的影响程度仅次于第三产业比重、年末总人。曹银贵等利用相关分析法研究发现青海省城镇建设用地与城镇化水平、第二产业从业人员、全社会固定资产投入相关性最高。苑韶峰等的研究表明城市化对浙江省 69 县市建设用地扩张正向拉动作用的重心，由浙西南丘陵地区，转移到浙东南沿海地区。上述研究集中于区域层面——某个城市、某个省份或某个具有共同特征( 经济特征、气候特征等) 的区域。赵可等利用全国面板数据也验证了在东部与西部地区，城市化对城市建设用地扩张均能够起到正向拉动作用。 上述文献仅考察城市化对城市建设用地扩张的影响，并没有研究城市用地扩张对城市化的反向作用，本文认为城市用地扩张至少通过 。 个渠道影响城市化进程，一是城市用地扩张为更多的人口和产业活动提供承载功能，从而促进城市化进程，称之为“资源保障效应”； 二是城市用地扩张主要来源于农业用地，从农用地到城市建设用地的流转主要由城市政府委托的土地储备机构完成，大部分土地增值被城市政府占有，构成独具特色的“土地财政”现象，“土地财政”对经济发展有一定的负面影响，但也为城市化进程提供了资金上的支持，称之为“资金保障效应”。因此城市化与城市建设用地扩张相互影响，学术界应将城市化与城市建设用地纳入同一系统分析，赵可等、蒋南平等、吴次芳等进行了相关研究，但研究结论存在差异，如赵可等认为城市建设用地扩张有利于城市化进程，而吴次芳等的研究则表明建设用地数量的增加对城市化水平提高的贡献有限。研究结论存在差异的主要原因在于研究期、城市化率等设定不一致。城市化与城市用地扩张应协调发展，否则将导致人口过度城市化或城市用地过快扩张。从本质上讲，城市化与城市土地利用的协调性表现为人口与土地资源的合理匹配，土地资源得到合理配置，城市化处于健康发展状态。一些文献运用异速生长模型 解析城市人口规模与城市用地规模之间的关系，得出近期我国土地城市化的速度明显快于人口城市化的速度，城市化与城市用地扩张不协调的结论。还有文献通过构建协调系数、离差系数、紧凑程度指标等测度二者之间的协调性，也得出了城市化与城市用地扩张不协调的结论。城市化与城市建设用地的关系一直是理论界研究的热点，研究呈现出2个重要特征: 一是研究文献多集中于分析城市化是城市建设用地扩张的驱动力、城市化与城市建设用地是否协调发展等方面; 二是研究主要采用计量分析方法，特别是相关分析法、通径分析法、主成分分析法广为采用，少量文献运用时间序列分析法和面板数据分析法。少有研究考察城市化和城市建设用地二者的长期均衡和短期动态关系，分析城市用地扩张对城市化的影响。本文结合时间序列分析中的协整分析与误差修正模型，利用中国大陆地区2002-2011 年的数据，考察城市化与城市建设用地之间的关系。
3.研究方法、变量选取与数据来源 3.1研究方法
本研究采用时间序列分析中的协整理论和方法，对城市化与城市建设用地之间的关系进行检验，采用的主要计量方法有: （1） 首先采用ADF法和PP法对城市化与城市建设用地两个时间序列的平稳性进行检验，以确定单整阶数。（2）如上述检验结果表明两个序列同阶单整，则利用EG两步法检验城市化与城市建设用地间的协整关系，如两个序列非同阶单整，经过差分变换后再进行处理。（3） 在城市化与城市建设用地之间存在协整关系的前提下，建立误差修正模型，考察二
者之间的短期动态关系.（4）利用Granger因果关系检验来判断城市化与城市建设用地之间的因果关系。
3.2变量选取与数据来源
（1）城市化（UR）测度城市化的指标有很多，包括城市化水平与城市化质量两大类。前者的测度指标体系较为成熟，后者的测度指标处于不断完善中。城市化水平测度指标分为单一指标法与复合指标法，其中采用城市人口占总人口的比重测度城市化水平的方法被世界各国广为采用，也有学者选取不同时期城市建设用地占土地总面积的比重或一定时期内非城市性地域( 主要是农业用地) 转变为城市性地域的比率来测度城市化水平。考虑到数据的可获取性及权威性，本文选取城市人口占总人口比重测度城市化水平。城市化水平数据来源于《中国统计年鉴2012》。我国政府对城市人口的统计范围不仅包括城市，还包括县城和建制镇，因此城市化也可以理解为城镇化。
中国2002-2012年城市化率变化趋势如图1，随着农业机械化水平的提高，更多农村富余劳动力到城市工作、安家，以寻求更好的工作机会与更高的收入水平; 地方政府逐渐放开对农民工的落户条件，推行户籍制度改革和公共服务的均等化，城市化水平进一步提高到51.27%，达到世界平均水平。
（2）城市建设用地( LAND)。该变量选取城市建成区面积( KM2) 作为测度指标，数据来源于国家统计局网站，城市建成区是指一个市政区范围内经过征用的土地和实际建设发展起来的非农业生产建设的地段，包括市区集中连片的部分以及分散在近郊区域与城市有密切联系，具有基本完善的市政公用设施的城市建设用地( 如机场、污水处理厂、通讯设施等) ，建成区能客观反映城市建设发展在地域上的分布，标志着城市不同发展时期建设用地状况的规模和大小，因此选取建成区面积测度城市建设用地规模具有合理性。中国2004-2012年建成区面积变化趋势如图2，图2表明在研究期内，城市建设用地一直呈扩张态势，该时间 段内所有经营性土地必须实行招拍挂出让制度，经营性土地价格大幅度上涨，城市用地年均扩张率5.01%。 4.实证分析
为尽可能消除异方差，研究分别对UR 和 LAND2个时间序列进行了对数化处理，新序列为lnUR 和lnLAND，这样处理并不改变二者之间的关系。计量分析软件采用的是EVIEWS7.0 。
4.1平稳性检验
传统计量经济学方法适合处理平稳数据，而现实经济中时间序列与面板数据多存在着非平稳问题，如果直接对非平稳数据进行回归就可能导致伪回归，使得分析偏离正确的轨道，甚至失去意义。本文中使用的城市化(lnUR ) 与城市建设用地(lnLAND) 均为时间序列数据，因
此必须首先对这2个时间序列进行平稳性检验。
平稳性检验有很多方法，其中以单位根检验最为常用，研究选择单位根检验中的ADF检验和PP检验考察 lnUR 和lnLAND的序列的平稳性，检验结果见表1。
表1中的ADF和PP检验结果表明，即使在10%的显著性水平上，lnUR和lnLAND 序列的检验值也都大于临界值，即检验值的绝对值小于临界值的绝对值，而这2种检验方法均为左侧单侧检验，因此检验结果为lnUR和lnLAND序列非平稳.lnUR的一阶差分序列dlnUR的 ADF与PP检验值的绝对值均大于5%显著性水平的临界值的绝对值，因此dlnUR 在该显著性水平上平稳。dlnLAND序列的ADF检验与PP检验结果支持该序列在1%显著性水平上平稳。因此lnUR 和lnLAND序列都是一阶单整序列，即 lnUR~I（1），lnLAND~I（1）
表1 变量的单位根检测结果
变量 LnUR dlnUR lnLAND dlnLAND 注:
???,??,?
ADF检验
检验值C,T,L） -0.133（C,0,1） -3.169（C,0,0） -2.461（C,T,1） -4.980（C,0,0）
临界值 -2.625 -2.972 -3.225 -3.689
???????
PP检验
检验值（C,T,L） -1.109（C,0,3） -3.327（C,0,3） -2.155（C,T,2） -5.024（C,0,2）
临界值 0.213 -2.972 -3.222 -3.689
???????
结论 非平稳 平稳 非平稳
平稳
结论 非平稳 平稳 非平稳
平稳
分别表示在1%,5%,10%的统计水平上显著dlnLAND、dlnUR为.LnUR、lnLAND序列的一阶差
分序列; ( C,T,L) 表示ADF检验时包含常数项、时间趋势项和滞后阶数，滞后阶数由Eviews7.0软件根据SIC准则自动给出; 括号中的百分比为检验的显著性水平; ( C,T,B) 表示PP检验时包含常数项\时间趋势项和采用Bartlett kernel估计方法时根据Andrews Bandwidth选择的带宽.
4.2协整关系检验
时间序列通常非平稳，经济领域的变量多为一阶单整序列，少部分变量为二阶单整序列，
ADF和PP检验结果表明lnUR与 lnLAND 序列即为一阶单整序列。在此条件下，如果直接对这2个序列进行回归分析，仍然可能是伪回归，若同阶单整序列间存在协整关系，回归结果则变得有意义。因此在对非平稳的时间序列进行回归分析时，除进行单位根检验外，还须进行协整关系检验。Engle和Grange指出两个或多个非平稳的时间序列的线性组合可能是平稳的，假如这样一种平稳的或I（0）的线性组合存在，这些非平稳( 有单位根)时间序列之间被认为具有协整关系。协整关系检验主要有 2种方法:EG两步法与 JJ检验法，前者基于残差进行检验，后者基于回归系数进行检验，研究选取EG两步法对lnUR与lnLAND 之间的协整关系进行考察。首先，将城市建设用地作为被解释变量，以城市化作为解释变量进 行回归分析，得到回归方程：
lnLAND=3.65+1.79lnUR+[AR（1）=1.44]+[AR（2）=-0.58] （1） t=(5.85) (10.36) (8.33) (-3.32)
AdjR2=0.996，F=2249.56,DW=2.34
式( 1) 各回归系数的t值及整个模型的F值的P值均低于1%，因此各回归系数的T统计量和F统计量高度显著，整体拟合优度达到0.996,DW值为2.34，残差不存在自相关，回归结果较为满意。其次，令ei表示回归方程(1) 的残差，利用ADF法对残差进行平稳性检验。根据EG两步法原理，如 et平稳，则城市化水平与城市建设用地之间存在协整关系; 反之，两变量间不存在协整关系。表2为 et的 ADF检验结果，检验结果表明在1%显著性水平上残差序列平稳。EG两步法检验结果表明，lnUR与 lnLAND 间存在协整关系，即长期稳定的均衡关系。
表2 回归残差et 的ADF检验 序列 et ADF检验值 -5.304 1%临界值 -2.647 5%临界值 -1.953 10%临界值 -1.610 检验形式 （0,0,5） 检验结果 平稳