項錦雯袁宏偉雷蕾陳笑雨蔡俊

(1.安徽建筑大學(xué)公共管理學(xué)院，安徽 合肥 230601；2.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支撐與引擎，然而“警惕中國城鎮(zhèn)化表面繁榮”“土地城鎮(zhèn)化超前”與“人口城鎮(zhèn)化滯后”等城市病同時成為社會各界不可回避的熱點問題，而諸多現(xiàn)象集焦于城鎮(zhèn)化質(zhì)量不高這一實質(zhì)核心，突出體現(xiàn)在人口城鎮(zhèn)化滯后[1]。2013年11月，習(xí)總書記明確指出，“城鎮(zhèn)化不是土地城鎮(zhèn)化，而是人口城鎮(zhèn)化”[2]。十八大、十九大與國家“十四五”規(guī)劃一直在倡導(dǎo)我國新型城鎮(zhèn)化“以人為核心的城鎮(zhèn)化”“高質(zhì)量城鎮(zhèn)化”“人民城市為人民”等核心理念，因此，探討土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化全過程動態(tài)發(fā)展對新型城鎮(zhèn)化建設(shè)具有重要意義。

學(xué)術(shù)界對土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化互動發(fā)展予以了高度關(guān)注，且研究成果豐碩。從研究的結(jié)論來看主要分2類：我國目前土地城鎮(zhèn)化超過人口城鎮(zhèn)化[3]；部分地區(qū)人口城鎮(zhèn)化超過土地城鎮(zhèn)化[4]。從研究內(nèi)容來看主要分2類：兩者協(xié)調(diào)發(fā)展影響因素與策略，主要有國家投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模與速度、房地產(chǎn)發(fā)展及土地供給[5]、產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化進(jìn)程[6]、區(qū)位因素和社會保障因素[7]等影響因素，農(nóng)村土地財產(chǎn)收益分配、逆制土地財政依賴與人口城鎮(zhèn)化成本分擔(dān)機(jī)制等政策策略[8]；土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展時空特征，主要有省域范疇[9]、經(jīng)濟(jì)帶[10]、城市群[11]與地級城市[12]等空間尺度測度協(xié)調(diào)度，也有結(jié)合生態(tài)發(fā)展[13]與產(chǎn)業(yè)發(fā)展[14]開展空間特征分析等。

已有研究成果對詮釋和指導(dǎo)土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化互動發(fā)展具有重要參考價值，但也存在著一些不足。針對兩者協(xié)調(diào)度測度大部分局限于靜態(tài)的空間分析，缺少時間演進(jìn)過程中動態(tài)測度；大部分研究側(cè)重于研究全國整體、流域或者發(fā)達(dá)地區(qū)土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)性，對中部省份兩者互動關(guān)系研究鮮為少見?；谝陨险J(rèn)識，本文嘗試應(yīng)用協(xié)整理論考察2005—2019年15a期間土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化互動發(fā)展的動態(tài)演變過程，研判兩者動態(tài)發(fā)展規(guī)律；以中部安徽省16城市為研究對象，構(gòu)建兩者發(fā)展水平指標(biāo)體系，研判兩者的動態(tài)演變特征。以期對現(xiàn)有的研究有所補(bǔ)充，同時為促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)提供理論指導(dǎo)。

1 研究區(qū)概況

安徽省處于地處暖溫帶和亞熱帶的過渡地帶,自然條件優(yōu)越，處于泛長三角洲經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)，發(fā)展?jié)摿Υ蟆?010年國家批準(zhǔn)皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移區(qū)設(shè)立，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化發(fā)展迅猛。根據(jù)安徽省統(tǒng)計年鑒，全省二三產(chǎn)增加值按可比價格計算，從2005年的4759億元增加至2019年末的37114億元，增加超過7倍，城鎮(zhèn)化水平由2005年33.50%增加到2019年的57.02%，年均增長1.68個百分點，全省城鎮(zhèn)建成區(qū)面積從2005年的1123km2增加至2019年2242km2，年均增長7.11個百分點。以產(chǎn)業(yè)承接區(qū)安徽16城市的城鎮(zhèn)建成區(qū)為研究范圍，探討兩者互動發(fā)展演進(jìn)過程，研判兩者發(fā)展水平與互動關(guān)系，對安徽產(chǎn)業(yè)承接過程中促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)意義重大。

2 研究方法

2.1 指標(biāo)體系與權(quán)重確立

本文在借鑒前人及筆者已有研究基礎(chǔ)上[15,16]，在土地城鎮(zhèn)化質(zhì)量(LU)的評價中，主要從土地投入水平等4個層次建立指標(biāo)體系。根據(jù)人口城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵，并結(jié)合安徽現(xiàn)階段人口城鎮(zhèn)化的任務(wù)和重點，分別從人口構(gòu)成、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)水平與社會服務(wù)4個方面構(gòu)建人口城鎮(zhèn)化質(zhì)量(PU)的評價指標(biāo)體系，熵值法確定二級指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)，見表1。

表1 評價指標(biāo)體系

2.2 數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本研究所有數(shù)據(jù)主要來源于2006—2020年安徽省統(tǒng)計年鑒等。以1998年為不變價調(diào)整相關(guān)產(chǎn)值，保障數(shù)據(jù)的可比性。具體在計量檢驗過程中，對LU與PU取自然對數(shù)得到lnLU與lnPU以消除異方差[17]。

2.3 研究方法

傳統(tǒng)的回歸分析方法不能考察兩變量動態(tài)全過程變化，本文在兩時間序列變量(lnLU；lnLP)協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，運(yùn)用VEC模型考察兩時間序列變量(lnLU；lnLP)長期變化對短期變化的調(diào)整力度，深入分析兩時間序列變量(lnLU；lnLP)的Granger因果關(guān)系，脈沖分析與方差分解反映兩時間序列變量(lnLU；lnLP)作用的全過程動態(tài)關(guān)系]17]。

3 土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化水平評價結(jié)果

以安徽省16個地級市的城鎮(zhèn)建成區(qū)為評價范圍，按照前文研究方法計算安徽省2005—2019年的土地城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化水平的綜合評價值,結(jié)果如表2所示。

表2 2005—2019年安徽省土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化水平的評價值

從表2的計算結(jié)果來看，2005—2012年，安徽土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化水平平穩(wěn)持續(xù)提高，人口城鎮(zhèn)化水平滯后；2013—2016年，土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化水平快速上升，土地城鎮(zhèn)化水平滯后；2017—2019年人口城鎮(zhèn)化水平平穩(wěn)持續(xù)提高，土地城鎮(zhèn)化水平快速上升，且土地城鎮(zhèn)化水平超過人口城鎮(zhèn)化水平。2005—2012年安徽兩者的增長率變化基本同步，且土地城鎮(zhèn)化增長率變化超過人口城鎮(zhèn)化增長率變化；2013—2014年兩者增長率變化急劇波動，且人口城鎮(zhèn)化增長率變化超過土地城鎮(zhèn)化增長率變化；2015—2019年兩者增長率變化下行，但土地城鎮(zhèn)化增長率變化超過人口城鎮(zhèn)化增長率變化。

總體看來，15a以來安徽兩者發(fā)展水平總體上不斷提高，具有相同的增長態(tài)勢，兩者的增長率變化方向也基本同步，但人口城鎮(zhèn)化水平滯后，不同時期兩者增長率變化程度不同，因此，籠統(tǒng)地概括兩者關(guān)系不能完全反映兩者存在的相互影響關(guān)系，有必要對兩者間全過程動態(tài)關(guān)系進(jìn)行計量分析。

4 土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化動態(tài)關(guān)系的實證計量分析

4.1 變量的單位根檢驗

依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)與筆者前期成果[16，17]，應(yīng)用EVIEWS 8.0軟件，采用ADF檢驗法檢驗兩時間序列變量(lnLU；lnLP)平穩(wěn)性，即檢驗是否存在單位根。結(jié)果顯示，lnLU、lnPU、一階差分后D(lnLU)、D(lnPU)的ADF值分別為-0.5480、-2.3395、-2.5651、3.0757，均大于10%臨界值-3.3423、-3.3883、-3.3630、-3.3630，4組數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)特征；二階差分后D(lnLU，2)與D(lnPU，2)的ADF值T(T:-4.4723、-5.9728，P：0.0210、0.0027)均小于臨界值T(-3.8753、-3.8753，P:5%)，單位根檢驗結(jié)論：lnLU與lnPU是二階單整序列，即lnLU～I(xiàn)(2)，lnPU～I(xiàn)(2)?？赏ㄟ^協(xié)整分析檢驗其是否具有長期的協(xié)整關(guān)系。

4.2 協(xié)整檢驗

由單位根檢驗的D(lnLU，2)與D(lnPU,2)時間系列變量為二階單整，因此通過協(xié)整分析檢驗存在協(xié)整方程與否。依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)與筆者前期成果[16,17]，Johansen方法(跡檢驗與最大特征值檢驗)協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示，跡檢驗與最大特征值檢驗中，沒有協(xié)整關(guān)系假設(shè)的檢驗P值都是0.0000，因此拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，協(xié)整關(guān)系是存在的；至多存在一個協(xié)整關(guān)系假設(shè)的檢驗P值都是0.8362，因此接受至多存在一個協(xié)整關(guān)系假設(shè)。因此，協(xié)整檢驗結(jié)果表明lnLU與lnPU有一個協(xié)整方程表達(dá)兩者作用關(guān)系(P:5%)。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整關(guān)系結(jié)果見表4，標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程：

lnPU=0.897030×lnLU

(1)

故lnLU與lnPU是正相關(guān)的長期均衡關(guān)系，lnLU每上升1%將驅(qū)動lnPU上升0.897%。

調(diào)整系數(shù)值表明，lnLU與lnPU變量動態(tài)關(guān)系偏離協(xié)整關(guān)系后的調(diào)整速度，如果為正值反映誤差會更大，lnLU與lnPU變量調(diào)整系數(shù)值最少有一為負(fù)值才能證明調(diào)整誤差會變小，證明該協(xié)整方程有效。lnLU與lnPU變量調(diào)整系數(shù)值皆為負(fù)(-0.546740，-0.031033)，標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程通過檢驗。

表4 標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系結(jié)果

4.3 誤差修正模型

進(jìn)一步檢驗協(xié)整關(guān)系中l(wèi)nLU與lnPU的長期均衡對短期偏離誤差調(diào)整力度，建立矢量誤差修正模型(VECM)，即在原Johansen方法檢驗的協(xié)整關(guān)系中加入一個誤差修正項，根據(jù)檢驗結(jié)果，誤差修正項(CointEQ1)計算如下：

CointEQ1=D(lnLU，2)-0.92646×D(lnPU,

2)-0.00501

(2)

根據(jù)檢驗結(jié)果，估計的VECM模型系數(shù)矩陣：

(3)

式(3)VECM模型系數(shù)矩陣的2個方程的誤差修正項(CointEQ1)系數(shù)分別為0.06和3.07，這表明D(lnLU，2)與D(lnPU,2)分別以6%與307%的力度調(diào)整短期偏離到均衡狀態(tài)。

4.4 Granger因果關(guān)系分析

Granger因果關(guān)系檢驗是以VAR模型為基礎(chǔ)，在VAR模型穩(wěn)定前提下檢驗D(lnLU)與D(lnPU)的Granger因果關(guān)系。VAR模型系數(shù)矩陣如式(4)所示。模型整體檢驗結(jié)果的決定性殘差協(xié)方差(dof adj.)等6個指標(biāo)表明擬合得較理想且穩(wěn)定。

(4)

Granger因果關(guān)系實驗結(jié)果顯示，滯后1階，即短期中，D(lnLU)的變動是D(lnPU)變動的原因，其中P值是0.0000，即土地城鎮(zhèn)化增長是人口城鎮(zhèn)化增長的Granger原因，土地城鎮(zhèn)化增長能非常顯著解釋或者預(yù)測人口城鎮(zhèn)化增長。滯后2階，即長期中，D(lnPU)的變動不是D(lnLU)變動的原因，其中P值是0.4486，人口城鎮(zhèn)化增長不能解釋或者預(yù)測土地城鎮(zhèn)化增長。

4.5 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)(impulse response function)用于計算隨機(jī)擾動項(random disturbance term)的一個標(biāo)準(zhǔn)差(one S.E.innovations)沖擊下的D(lnLU)與D(lnPU)當(dāng)前與未來取值的動態(tài)變化軌跡，見圖1[17]。

人口城鎮(zhèn)化增長D(lnPU)對來自土地城鎮(zhèn)化增長D(lnLU)一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊(one S.E.innovations)的反應(yīng)在研究期呈現(xiàn)較大幅度波動，作用力度相對較強(qiáng)，即土地城鎮(zhèn)化很大程度影響了人口城鎮(zhèn)化。在1期影響最大，2期波動至3期達(dá)到新高值，之后下降至5期谷底，近期再呈下降趨勢。對這一現(xiàn)象的解釋：早期，各地政府以犧牲土地?fù)Q取發(fā)展勢頭迅猛；國家自2004年暫停農(nóng)用地轉(zhuǎn)用審批制度,一定程度逆制了安徽各地城市土地擴(kuò)張，進(jìn)而人口城鎮(zhèn)化推進(jìn)緩慢；2008年國家4萬億元投入的帶動下，勢必帶來城鎮(zhèn)建成區(qū)快速擴(kuò)張，安徽進(jìn)入快速土地與人口城鎮(zhèn)化階段；而2012年國家經(jīng)濟(jì)速度放緩，安徽各地土地供給緊縮，人口城鎮(zhèn)化同步減緩?？傊?，國家宏觀經(jīng)濟(jì)背景下的土地政策推動了人口城鎮(zhèn)化，即土地城鎮(zhèn)化很大程度影響了人口城鎮(zhèn)化。

圖1 D(lnLU)與D(lnPU)對各自一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊響應(yīng)結(jié)果

土地城鎮(zhèn)化增長D(lnLU)對來自人口城鎮(zhèn)化增長D(lnPU)一個標(biāo)準(zhǔn)差(one S.E.innovations)沖擊的反應(yīng)在研究期呈現(xiàn)較小幅度波動，即人口城鎮(zhèn)化對土地城鎮(zhèn)化影響不明顯。在1期、2期波動至3期達(dá)到峰值，之后下降至5期谷底，近期再呈上升趨勢。這樣的結(jié)果與前文Grange因果關(guān)系檢驗結(jié)果一致，即人口城鎮(zhèn)化對土地城鎮(zhèn)化解釋程度較弱。

土地城鎮(zhèn)化增長D(lnLU)對來自自身一個標(biāo)準(zhǔn)差(one S.E.innovations)沖擊的反應(yīng)在研究期呈現(xiàn)較小幅度波動，這反映各地建設(shè)用地擴(kuò)張成本不是抑制其趨勢的主要因素；人口城鎮(zhèn)化增長D(lnPU)對來自自身一個標(biāo)準(zhǔn)差(one S.E.innovations)沖擊的反應(yīng)在研究期呈現(xiàn)較大幅度波動，這反映各地人口城鎮(zhèn)化自身質(zhì)量很大程度影響其速度。這兩者的動態(tài)影響路徑基本與土地政策調(diào)整路徑一致，進(jìn)一步說明了土地城鎮(zhèn)化影響顯著。

脈沖函數(shù)分析的結(jié)論：安徽土地城鎮(zhèn)化對人口城鎮(zhèn)化的驅(qū)動作用相對較強(qiáng)，而人口城鎮(zhèn)化對土地城鎮(zhèn)化的驅(qū)動作用相對較弱。

4.6 方差分解

方差分解(Variance Decomposition)是進(jìn)一步計算隨機(jī)擾動項(random disturbance term)影響D(lnLU)與D(lnPU)變量的相對程度，見表5。

表5 土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化的方差分解結(jié)果

由表5方差分解表顯示，D(lnLU)由自身變動解釋的部分平緩波動，維持在33.02%左右；D(lnLU)由D(lnPU)變動解釋的部分快速上升到第3期，之后波動非常小，維持在33.65%左右。D(lnPU)由自身變動解釋的部分快速下降，由初期的100%快速下降到第3期的68.57%，之后波動非常小，維持在66.35%左右；D(lnPU)由D(lnLU)解釋的部分平緩波動下降，維持在66.98%左右。

方差分解分析的結(jié)論：安徽D(lnLU)對D(lnPU)的貢獻(xiàn)相對較強(qiáng)(66.98%)；而D(lnPU)對D(lnLU)的貢獻(xiàn)相對較弱(33.65%)。

綜合因果分析、脈沖分析與方差分析的研究得出，研究期內(nèi)，安徽D(lnLU)對D(lnPU)的貢獻(xiàn)相對較強(qiáng)，即土地擴(kuò)張主導(dǎo)影響人口向城市轉(zhuǎn)移；而D(lnPU)對D(lnLU)的貢獻(xiàn)相對較弱，即實現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化的過程不僅僅依賴土地擴(kuò)張的支撐。該研究結(jié)論能很好地解釋研究期內(nèi)安徽城鎮(zhèn)化發(fā)展實踐中人口與土地的動態(tài)關(guān)系。土地城鎮(zhèn)化理論效應(yīng)方面，地方政府土地財政沖動，城鎮(zhèn)建成區(qū)擴(kuò)張，失地農(nóng)戶向城市轉(zhuǎn)移，直接導(dǎo)致人口數(shù)量城鎮(zhèn)化；土地財政促進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施投資、筑巢引鳳、吸引人力資本與產(chǎn)業(yè)集聚，城鎮(zhèn)居民就業(yè)機(jī)會增多、收入增加，土地投入與產(chǎn)出增強(qiáng)等，直接導(dǎo)致人口質(zhì)量城鎮(zhèn)化。然而，長期以來，各地政府往往偏好于以地生財，追求產(chǎn)業(yè)園多且大及GDP總量等政績工程，直接驅(qū)使城鎮(zhèn)建成區(qū)無序擴(kuò)張，農(nóng)民被迫市民化，人口數(shù)量的城鎮(zhèn)化增長，也就是土地城鎮(zhèn)化對人口數(shù)量城鎮(zhèn)化貢獻(xiàn)較強(qiáng)。人口城鎮(zhèn)化的理論效應(yīng)方面，城鎮(zhèn)化推進(jìn)城鎮(zhèn)人口數(shù)量增加，政府增加土地投入，筑巢引鳳、吸引人力資本與產(chǎn)業(yè)集聚，城鎮(zhèn)居民就業(yè)機(jī)會增多、收入增加，統(tǒng)籌教育、醫(yī)療、科技與文化等事業(yè)全面發(fā)展，農(nóng)轉(zhuǎn)非人口真正市民化，土地投入與產(chǎn)出增強(qiáng)，土地內(nèi)涵式城鎮(zhèn)化。然而，由于農(nóng)轉(zhuǎn)非人口真正市民化需要巨大的成本支出，政府財權(quán)與事權(quán)不匹配及官員考核機(jī)制等造成各級政府較少關(guān)注農(nóng)轉(zhuǎn)非人口的就業(yè)、收入與保障等民生問題，直接導(dǎo)致的是土地內(nèi)涵式城鎮(zhèn)化質(zhì)量不高，即對土地城鎮(zhèn)化貢獻(xiàn)較弱。

5 結(jié)論與啟示

本文在2005—2019年安徽省兩時間序列變量(lnLU；lnLP)協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上，運(yùn)用VEC模型考察兩變量長期變化對短期變化的調(diào)整力度，深入分析兩變量Granger因果關(guān)系，脈沖分析與方差分解反映兩變量作用的全過程動態(tài)關(guān)系，結(jié)論得出，lnLU與lnPU是二階單整序列；lnLU每上升1%將驅(qū)動lnPU上升0.897%；D(lnLU，2)與D(lnPU,2)分別以6%與307%的力度調(diào)整短期偏離到均衡狀態(tài)；D(lnLU)的變動是D(lnPU)變動的Granger原因；脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分析表明，安徽D(lnLU)對D(lnPU)的貢獻(xiàn)相對較強(qiáng)(66.98%)，而D(lnPU)對D(lnLU)的貢獻(xiàn)相對較弱(33.65%)。

研究結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)承接過程中，安徽土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化相互依存，相互影響，土地城鎮(zhèn)化對人口城鎮(zhèn)化貢獻(xiàn)相對較強(qiáng)，而人口城鎮(zhèn)化對土地城鎮(zhèn)化貢獻(xiàn)相對較弱?；谝陨戏治觯瑸楦纳坪屯七M(jìn)安徽省土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展提出以下建議：分時序與空間差別化推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程；摒棄唯GDP考核指標(biāo)，建立綜合性的官員考核制度，逆制政府土地外延式城鎮(zhèn)化沖動，激勵和導(dǎo)向政府行為價值取向轉(zhuǎn)變；構(gòu)建多元主體的成本分擔(dān)機(jī)制，切實推進(jìn)人口城鎮(zhèn)化。主體應(yīng)該涵蓋中央政府、地方政府、企業(yè)和個人，涉及到配套機(jī)制包括政府間事權(quán)財權(quán)匹配、房產(chǎn)稅等稅制、企業(yè)員工保障與農(nóng)民土地產(chǎn)權(quán)收益與流轉(zhuǎn)等機(jī)制。