河南省城镇经济与土地利用效率关系研究

张红星



河南省城镇经济与土地利用效率关系研究

张红星

摘要：运用经济增长和集聚经济的相关理论，阐释城镇经济增长和城镇土地利用效率提高的相互促进关系，并以河南省城镇数据构成面板数据模型，通过格兰杰因果关系检验、协整检验和回归分析等计量环节加以实证检验，提出转变城镇经济增长指导思想、重视集聚经济微观基础建设、完善城镇新增用地供给机制等提升城镇土地利用效率的对策建议。

关键词：城镇经济；城镇土地；土地利用效率；计量分析

一、引言

河南作为传统农业大省，正力求抓住国家推进新型城镇化的历史机遇，实现经济社会的发展转型，提升全省城镇化水平，促进经济增长和产业结构升级。这是一个复杂的社会、经济空间结构变迁过程，其中必然涉及土地用途的转变，即大量农业用地转变为城镇用地。[1]同时，河南作为国家战略层面上的粮食生产核心区，承担着保护耕地的重任。要协调好二者之间的关系，出路在于按照中央会议精神，大力提高城镇土地利用效率。但是，各地政府长期以来受传统经济增长理论的局限，形成对经济增长投资拉动模式的依赖，着眼点多在增加资本数量上，以土地换资金，导致土地财政现象[2]和土地招商现象[3]。这样做的不良后果是，一方面，侵占农业用地，不利于耕地保护；另一方面，对城镇经济的集聚效益重视不够，不利于城镇经济高效增长。[4]。因此，有必要阐明城镇经济与土地利用效率之间的客观联系，促使有关部门认识到提升城镇土地利用效率对实现新型城镇化和发展地方经济的有利性和有效性，做到理论自信，在城市建设、招商引资、土地征收等各项工作中尊重客观经济规律，提高城镇经济发展质量。

二、基于经济增长和集聚经济的理论阐释

经济增长是一个经济体中国内生产总值或人均收入的持续增加过程。经济增长是长久以来人们追求的目标，对经济增长理论的探求也是源远流长。经济增长理论的演进，反映了学界对经济增长来源的认识不断深入。古典经济增长理论，注重劳动、土地对经济增长的作用，将资本与技术的作用放在较不突出的地位。新古典经济增长理论，开始突出资本对经济增长的核心作用，认为土地在经济增长中的作用是减弱的，并将其归入资本之中。随着新经济增长理论的发展，相对于要素投入而言，要素生产率提高对经济增长的重要性更受强调，相关研究逐渐深入。[5]概括而言，经济增长来源于生产要素投入的增加和经济效率的提升，而且经济效率提升发挥越来越重要的作用。在经济增长理论中，生产、管理技术水平的提高和人力资本的积累，是经济效率提高的重要来源。

源于产业区位研究的集聚经济理论，揭示了另一条性质不同的经济效率提升途径，即通过产业集聚的正向外部性形成地区范围内的规模报酬递增，其微观基础的核心是空间转移成本的降低和资源共享的收益，当然也包括知识溢出产生的创新和技术提升。一般来说，集聚经济是指经济活动在空间上集聚所带来的成本节约和经济效益提升。从集聚经济的空间维度来看,其作用一般随地理距离的增加而降低。[6]这就是说，人口和资本在空间范围的集聚自然提高了在该地区的经济活动分布密度。当然，来自不同微观基础的集聚效益，以及获得集聚效益的产业的不同特征，都会影响集聚经济地理分布。但总体来说，分布密度对于集聚经济具有重要意义。

新经济地理理论促进了经济增长理论与集聚经济理论的交融，将空间因素带入主流经济学，集聚经济对经济增长的作用逐步得到新经济理论的研究，土地在经济增长中的作用也得到重新认识。经济结构的不同部门，对土地的主要功能要求不同。从土地的生产功能和生态功能来看，保护耕地及生态用地对经济增长甚至人类社会的生存都具有重要意义。但城镇土地主要发挥承载功能，并非直接生产要素，其作用在于为资本和劳动等生产要素提供承载空间。[7]

基于土地的承载功能，城镇土地利用效率的提高，表现为单位面积土地上经济活动承载量的增加。通过资本-土地的要素替代，同样面积土地可以提供的承载空间具有更大的弹性。也就是说，通过土地集约利用，可以持续提升城镇土地利用效率。当然，其前提是经济体能够提供足够的资本，这就要求城镇经济较快增长。这样，集聚经济产生经济活动向城镇空间集中的动力，资本-土地要素替代使土地利用率提高得以实现，城镇经济增长和城镇土地利用效率提高形成互相促进的格局，其逻辑机理如图1所示：

图1

图1中浅灰色部分构成的小循环，反映的是不考虑空间集聚因素时，凯恩斯理论框架下的城镇经济增长。此时，经济增长的分析过程比较简单。浅灰色部分加上图形剩余部分，构成在空间集聚框架下的城镇经济增长整体过程。经济集聚效应、要素价格替代效应、规模收益递增等因素都参与其中，土地利用效率提升成为促进城镇经济增长的重要因素，城镇经济增长和城镇土地利用效率提高形成互相促进的格局。

三、针对河南省城镇数据的计量检验

上文分析表明，城镇土地利用效率提升有利于城镇经济集聚效益的发挥，使城镇经济增长和城镇土地利用效率形成互相促进的格局。下面基于河南城镇数据对此进行实证检验。其具体方法是以河南省省辖市数据构建面板数据模型，通过格兰杰因果关系检验、协整检验和回归分析等计量环节进行分析。

(一)指标选择和数据说明

1.指标选择

本文主要分析对象为城镇经济规模和城镇土地利用效率。城镇土地主要用于第二、第三产业，因此用城镇第二产业增加值与第三产业增加值之和表示城镇经济规模。基于城镇土地的承载功能，本文认为土地利用效率的提高表现为单位面积土地上经济承载量的增加，因此用地均产值表示城镇土地利用效率，其数值为城镇第二、第三产业增长值之和与城镇建成区土地面积的比值。

2.数据说明

本文采用河南省18个省辖市的相关数据构成面板数据模型，样本期为1995年至2014年。城镇第二产业增加值、第三产业增加值及对应的城镇建成区土地面积，均来自历年《河南统计年鉴》。为剔除价格变动对经济增长实际水平的影响，根据《河南统计年鉴》历年价格指数，以1995年为不变价格对城镇经济规模数值进行修正。历年《河南统计年鉴》中缺失的个别数据，根据相应城市统计资料数据补齐。

(二)计量分析

本文中计量分析借助于统计软件Eviews完成。

1.数据平稳性检验

运用两种单位根检验方法(LLC检验、IPS检验)分别对城镇经济规模序列(CSCZ)和土地利用效率(DJCZ)进行平稳性检验，数据如表1所示。检验结果说明，CSCZ和DJCZ同为一阶单整序列，二者存在协整的可能性。

表1CSCZ序列和DJCZ序列平稳性检验表

变量LLC检验t值P值PP-F检验W值P值平稳性CSCZ-0.41840.337813.56950.9997非平稳D(CSCZ)-5.03880.000076.56900.0001平稳DJCZ5.68731.00001.27621.0000非平稳D(DJCZ)-5.24920.0000393.24800.0000平稳

注：检验选项中包含个体截距及趋势项。

2.协整检验

运用Kao检验、Pedroni检验和Johansen检验三种方法相互印证，对18个省辖市20年的数据样本进行面板数据协整关系检验，结果见表2和表3。

表2面板数据协整的Kao检验和Pedroni检验(滞后阶数由SIC准则确定)

检验方法原假设统计量名统计量值(P值)Kao检验H0∶不存在协整关系(ρ=1)ADF 2.4756(0.0067)*Pedroni检验H0∶ρi=1H1∶ρi=ρ<1Panelv-Statistic 3.0091(0.0013)*Panelrho-Statistic-7.7744(0.0000)*PanelPP-Statistic-9.1548(0.0000)*PanelADF-Statistic0.0182(0.5073)H0∶ρi=1H1∶ρi<1Grouprho-Statistic-6.9205(0.0000)*GroupPP-Statistic-12.0775(0.0000)*GroupADF-Statistic1.2867(0.9009)

注：加“*”号表示在5%的显著性水平下被检验变量间存在协整关系。

表3面板数据协整的Johansen检验(序列有确定性趋势，协整方程只有截距)

原假设FisherStat.(fromtracetest)(P值)FisherStat.(frommax-eigentest)(P值)0个协整向量65.55(0.0019)*64.08(0.0027)*至少1个协整向量33.05(0.6096)33.05(0.6096)

注：加“＊”号表示在5%的显著性水平下被检验变量间存在协整关系。

表2和表3中数据支持样本序列之间存在协整关系，表明省辖市城镇经济规模和土地利用效率之间存在长期均衡关系，二者具有“一致变动”的趋势。

3.格兰杰因果关系检验

针对不同的滞后期数,分别检验CSCZ和DJCZ之间格兰杰因果关系，以确信检验中的随机误差项不存在序列相关。结果整理如表4。

表4CSCZ序列和DJCZ序列格兰杰因果关系检验表(显著性水平a=0.05)

滞后期数原假设F值(P值)结论3DJCZ不引导CSCZ4.1800(0.0063)引导CSCZ不引导DJCZ8.4561(2.0E-05)引导4DJCZ不引导CSCZ5.7119(0.0002)引导CSCZ不引导DJCZ8.7867(9.0E-07)引导5DJCZ不引导CSCZ4.6843(0.0004)引导CSCZ不引导DJCZ7.5659(9.0E-07)引导6DJCZ不引导CSCZ4.1288(0.0005)引导CSCZ不引导DJCZ7.3706(2.0E-07)引导

检验结果表明，在格兰杰因果关系的意义上CSCZ和DJCZ互相引导。这个结论和协整检验的结论一致。

4.回归分析

平稳性检验和协整检验表明，虽然CSCZ和DJCZ都是非平稳序列，但二者之间存在协整关系，可以进行回归方程估计，以确定具体的数量关系。为实现回归系数的无量纲化，对CSCZ和DJCZ取对数构成新的面板数据。对协整序列同时取对数形成的新序列也是协整序列，这样处理不会产生伪回归问题。

(1)个体效应影响方式检验

对面板数据进行回归方程估计之前，首先需要判断样本个体效应的影响方式。这里采用豪斯曼检验(Hausman test)进行判断，检验结果见表5。

表5豪斯曼固定效应/随机效应检验

原假设Chi-Sq.统计量Chi-Sq.自由度原假设成立概率截面随机效应5.459410.0195时间随机效应58.804710.0000

检验结果表明，应该选择建立个体固定效应模型。

(2)模型形式选择的F检验

为避免模型设定产生的偏差，提高参数估计有效性,还要针对lnCSCZ和lnDJCZ数据分别构造变系数模型、固定系数模型和不变参数模型进行估计，记录各种模型的估计残差平方和S1、S2、S3，按照下面公式(1)和公式(2)计算出统计量F1和F2(其中，T=20，为面板数据时期数；K=1，为自变量个数；N=18，为面板数据截面数)，从而确定模型形式。F检验结果如表6所示。统计量F1和F2都大于各自的临界值，说明应该选择变系数模型。

(1)

(2)

表6模型形式选择的F检验

模型类型残差平方和可决系数估计方程选择F统计量(临界值)变系数模型S1=31.960.8949选择F1=3.067(1.654)固定系数模型S2=37.100.8780拒绝F2=36.125(1.466)不变参数模型S3=153.110.4964拒绝

(3)回归模型估计

根据上文的个体效应影响方式检验和模型形式检验结果，针对样本数据应该建立固定效应的变系数模型。

模型具体形式如下：

lnCSCZit=c+ci+bilnDJZCit+uit，i=1，2，…，18，t=1，2，…，20

(3)

其中，c为18个省辖市截距项的平均值；ci反映各个省辖市个体截距项部分对平均值的偏离(ci加总为0)；bi为各个省辖市个体经济规模对土地利用效率的弹性，也即土地利用效率增加一个百分点，城镇经济规模增加bi个百分点。估计结果如表7所示。模型可决系数R2=0.895，表明模型拟合度较高。

表7固定效应截面变系数模型估计值(略去c、ci)

城市bit统计值(bi)城市bit统计值(bi)郑州2.117710.2134许昌2.45988.8883开封1.48269.5076漯河1.88159.5450洛阳1.573710.3533三门峡1.271910.6447平顶山1.41529.2382南阳1.93025.5023安阳1.34409.4885商丘1.35869.9065鹤壁1.434510.7562信阳2.21479.5705新乡1.62608.9464周口2.18266.9526焦作1.55249.5960驻马店2.06898.4328濮阳1.53418.4830济源1.389111.1037

表7中的数据表明，18个省辖市的弹性系数bi均大于0，说明土地利用效率提高对经济规模增长具有正向作用，符合理论预期。对bi序列进行统计分析，其平均值为1.71，即整体来讲，土地利用效率提高1个百分点，城镇经济规模可以提高1.71个百分点，说明提升土地利用效率对促进城镇经济增长效果明显。18个省辖市间也存在较大差异，最大值为许昌的2.459 8，最小值为三门峡的1.271 9。18个省辖市中，bi取值在2.0以上的有许昌、信阳、周口、郑州和驻马店5个省辖市，bi取值在1.5到2.0之间的有南阳、漯河、新乡、洛阳、焦作、濮阳6个省辖市，其余7个省辖市的bi取值在1.5以下。

四、结论和对策建议

基于河南18个省辖市城镇数据的计量检验，证明城镇经济规模和城镇土地利用效率之间存在协整关系。协整是经济变量间长期均衡关系的统计表示，协整变量之间存在维持均衡的内在机制，具有“一致变动”的趋势。这就说明，城镇经济增长和城镇土地利用效率提高互相促进的理论结论在这里是适用的。格兰杰因果关系检验也印证了这一点，城镇经济规模和土地利用效率互为对方的格兰杰原因。回归方程估计结果表明，提高城镇土地利用效率，对促进城镇经济增长的效果是显著的，平均而言，城镇土地利用效率提高1个百分点，城镇经济规模可以提高1.71个百分点。18个省辖市的弹性系数有较大差异，这可能是受到各自产业特点及其他个性因素的影响，但弹性系数最小值也达到1.2719，不影响整体结论的成立。

根据上述结论，结合河南省城镇土地利用情况提出如下对策建议。第一，地方政府必须转变城镇经济增长指导思想，充分理解提高土地利用效率对实现新型城镇化和发展地方经济的有利性和有效性，在工作中尊重客观经济规律，注重发展质量。第二，要重视集聚经济的微观基础建设。与其将大量资金投入新区开发的道路、水电等基础设施兴建，在侵占农地的同时，“开而不发”，造成投资上的分散与浪费[8]，不如将同样的资金用于城镇内部基础设施和公共服务的完善，提高城镇经济的吸引力，借助经济集聚效应促进城镇经济增长，而不必盲目追求以土地换资金。第三，要完善城镇新增用地供给机制，倒逼用地企业更加重视产业间经济联系和集聚效益，依靠高经济效率而非低用地成本来获得企业竞争力，促进经济增长方式转变。

参考文献：

[1]赵云泰,张晓玲,杜官印.新区建设中的土地利用问题：以河南省为例[J].中国土地,2014(6):24-26.

[2]曹飞.土地财政:本质、形成机理与转型之路[J].社会科学,2013(1):67-72.

[3]张莉,王贤彬,徐现祥.财政激励、晋升激励与地方官员的土地出让行为[J].中国工业经济,2011(4)：35-43.

[4]栗滢超,刘红娟.河南省城市土地利用效率评价[J].中国农学通报,2015(2):276-282.

[5]梁中堂,翟胜明.经济增长理论史研究：下[J].经济问题,2004(4):1-6.

[6]魏后凯.现代区域经济学[M].北京：经济管理出版社,2011.

[7]任旭峰.经济增长理论演进中的土地利用思想综述与辨析[J].经济学动态,2012(4):92-95.

[8]江飞涛,耿强,吕大国,等.地区竞争、体制扭曲与产能过剩的形成机理[J].中国工业经济,2012(6):44-56.

(责任编辑孟俊红)

Research on the Relationship between the Urban Economy and the Efficiency of the Urban Land Use in Henan Province

ZHANG Hongxing

(InstituteofEconomics,ZhengzhouAcademyofSocialSciences,Zhengzhou450015,China)

Abstract:With the theory of economic growth and the theory of agglomeration economy, the mutually reinforcing relationship between the urban growth and the efficiency of urban land use is revealed. Furthermore, Granger causality test, co-integration test and regression analysis based on the urban data of Henan province draw the same conclusion. Accordingly, policy suggestions such as reforming the guiding ideology of economic growth, valuing the agglomeration effects of urban economy and improving the mechanism of the supply of urban land, are put forward to promote the efficiency of urban land use.

Key words:urban economy; urban land; the efficiency of urban land use; econometric analysis

文章编号:1006-2920(2016)03-0078-06

doi:10.13892/j.cnki.cn41-1093/i.2016.03.015

作者简介：张红星，经济学博士，郑州市社会科学院经济所副研究员(郑州 450015)。

基金项目：2015年河南省软科学项目“城镇土地利用方式转变与新型城镇化关系研究”(152400410017)。