中國省域土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間效應(yīng)

陸汝成，黃賢金

（1.廣西師范學院 資源與環(huán)境科學學院，南寧 530001；2.南京大學 地理與海洋科學學院，南京 210093）

中國省域土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間效應(yīng)

陸汝成1，黃賢金2

（1.廣西師范學院 資源與環(huán)境科學學院，南寧 530001；2.南京大學 地理與海洋科學學院，南京 210093）

采用空間計量經(jīng)濟學、空間回歸模型方法，對中國省域土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間特征，以及土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間相關(guān)性程度進行了分析。結(jié)果表明：1999年和2003年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地呈離散布局，空間分布規(guī)律不明顯，2007年從東到西主要在江蘇－河南－陜西－甘肅一線呈現(xiàn)階梯狀遞減。通過空間回歸分析表明土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地在空間上具有一定的相關(guān)性，但相關(guān)度并不是特別高。土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地除了受土地出讓純收益影響外，還受土地后備資源稟賦、政策等因素影響。

土地利用；土地整理復(fù)墾開發(fā)；空間回歸；空間效應(yīng)；中國省域

中國的土地整理復(fù)墾開發(fā)是在糧食安全、耕地保護的背景下開展的，土地整理復(fù)墾開發(fā)在補充耕地、保護耕地資源、提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力、優(yōu)化農(nóng)用地結(jié)構(gòu)、保障糧食和生態(tài)安全、惠民利民等方面發(fā)揮了重要作用［1］。土地整理復(fù)墾開發(fā)是解決中國土地利用問題的必然選擇，是加強耕地保護的“綠箱政策”措施，是促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的有效途徑，也是實施土地利用總體規(guī)劃，落實土地用途管制的重要手段［2］。當前一些學者對土地整理與新增耕地［3－4］、土地整理對耕地的影響等方面進行了研究［5－6］，而將土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地變化與其空間分布相結(jié)合來探討補充耕地時空演變規(guī)律的研究則相對較少。本文主要分析中國省域土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間特征，并運用空間計量經(jīng)濟學，通過空間回歸分析土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間相關(guān)性程度，為制定區(qū)域性的土地整理復(fù)墾開發(fā)政策提供依據(jù)。

1 研究方法

1.1 空間效應(yīng)

空間統(tǒng)計與空間計量經(jīng)濟都是對空間數(shù)據(jù)的分析方法?？臻g計量經(jīng)濟分析是將經(jīng)典統(tǒng)計和計量方法應(yīng)用于與地理位置及空間交互作用相關(guān)的地理空間數(shù)據(jù)，通過地理位置與空間聯(lián)系建立統(tǒng)計與計量模型，用統(tǒng)計和計量方法識別和度量空間變動的規(guī)律和空間模式的決定因素［7］。目前空間計量經(jīng)濟學和空間統(tǒng)計學研究中最為基礎(chǔ)也最為成熟的領(lǐng)域是探索性空間數(shù)據(jù)分析（Exploratory Spatial Data Analysis，簡稱ESDA），包括計量經(jīng)濟模型空間影響的確定、合并了空間影響的模型估計、空間影響存在的說明檢驗和診斷、空間預(yù)測等。區(qū)域中的經(jīng)濟地理行為之間一般都存在一定程度的空間交互作用，其不同于以往主流經(jīng)濟學中所廣泛采用的時間序列數(shù)據(jù)，空間數(shù)據(jù)具有空間效應(yīng)?？臻g效應(yīng)即空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性，共同反映了空間數(shù)據(jù)的主要性質(zhì)?？臻g相關(guān)性和空間異質(zhì)性往往同時存在于空間數(shù)據(jù)中，空間效應(yīng)決定了對空間數(shù)據(jù)的分析不能再延用以往對時間數(shù)據(jù)的分析方法［8］，采用現(xiàn)代的空間回歸、空間相關(guān)等空間計量方法。

1.2 空間回歸模型及參數(shù)估計

1.2.1 空間回歸模型 針對截面數(shù)據(jù)的空間回歸目前主要采用空間自回歸模型（SAC model），其表現(xiàn)形式為［9］：

式中：y——被解 釋 變 量；X——解 釋 變 量；W1，W2——被解釋變量、殘差項的（標準化）空間加權(quán)矩陣；ρ——空間回歸系數(shù)；參數(shù)β——反映解釋變量X對被解釋變量y的影響；μ——隨機誤差項向量；ε——正態(tài)分布的隨機誤差向量。

1.2.2 參數(shù)估計 在空間自回歸模型中，由于空間滯后被解釋變量Wy的引入，模型產(chǎn)生了內(nèi)生解釋變量問題，此時最小二乘估計是有偏的和不一致的。因此，傳統(tǒng)時間序列的計量經(jīng)濟學中常用的最小二乘估計不再適用于空間計量經(jīng)濟模型，需要采用極大似然估計方法進行參數(shù)估計。

Cliff，Ord研究了針對空間AR模型的 ML方法。Anselin給出了一般空間模型的MLE及其性質(zhì)。引入符號A、B，則有：

于是一般空間自回歸模型為：

y的對數(shù)似然函數(shù)為：

其中：

且要求：

為求參數(shù)β，ρ，λ，σ2的 MLE，通常通過構(gòu)造集中似然函數(shù)，將式（4），式（5）代入似然函數(shù)，估計ρ和λ，然后再估計β，σ2。λ，σ2均為參數(shù)。

空間加權(quán)矩陣主要是基于空間單元間的二進制鄰接性思想進行構(gòu)建，鄰接性由0和1表達。其元素定義形式為：

式（7）是基于鄰近概念的空間加權(quán)矩陣，因其對稱與計算簡單而最為常用，適合于測算地理空間效應(yīng)的影響，本文采用的是基于鄰近概念的空間加權(quán)矩陣。

2 中國省域土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間特征

根據(jù)《中國國土資源年鑒》（2000－2008年）統(tǒng)計分析，并從圖1了解到，1999－2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地變化波動大，升降狀況錯綜呈現(xiàn)，變化規(guī)律不太明顯。2006年為最高，達到了367 194.75hm2，但是2007年又急速下降到了最低，為195 835.61 hm2。變化最大的是黑龍江，2006年土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地為61 644.27hm2，2007年卻急劇減少到3 037.74hm2，減少了58 606.53hm2；其次是新疆，2006年土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地為33 966.98hm2，2007年減少到4 743.91hm2，減少了29 223.07hm2。土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的快速減少對耕地保護極為不利。2007年土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地急速下降的主要原因是2007年中國建設(shè)占用耕地188 285.96 hm2，與土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地數(shù)量接近，各省域主要為了應(yīng)付“占一補一”政策，側(cè)重建設(shè)占用耕地多少則應(yīng)補充多少，缺乏主動補充耕地行為，沒有根據(jù)本地后備資源潛力，盡力多補充耕地，各省域沒有真正負起責任為全國耕地保護大局做出自己應(yīng)有的貢獻。

中國省域土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地存在著時空差異。本文選取基期年1999年和中期的2003年以及2007年作為典型年份進行時空差異分析，而且2003年國家下發(fā)了“土地開發(fā)整理若干意見”和“國土資源部關(guān)于進一步采取措施落實嚴格保護耕地制度的通知”等規(guī)定，對耕地實行更加嚴格保護。2003－2007年，中國經(jīng)濟處于新一輪上升周期，經(jīng)濟處于高位運行態(tài)勢。在這一輪上升周期中，中國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出“地根經(jīng)濟”的特征，中央開始實施新一輪的宏觀調(diào)控，土地政策成為參與宏觀經(jīng)濟總量調(diào)控、參與產(chǎn)業(yè)和部門結(jié)構(gòu)調(diào)控和參與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展調(diào)控的手段之一。由1999－2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地均值的空間分布圖（圖2a）知，1999－2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地均值呈離散布局。不管是高值區(qū)還是低值區(qū)，東、中、西部，南方和北方均有分布，最高是內(nèi)蒙古，為33 049.14hm2；最低是海南，為339.51hm2。由圖2b、圖2c可知，1999年和2003年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地也呈離散布局，空間分布規(guī)律不明顯。2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地空間布局總體離散，局部集聚，而且局部地區(qū)從東到西呈現(xiàn)階梯狀遞減（圖2d）。高值區(qū)（＞10 000hm2）集聚分布在長三角的江蘇、浙江和華北地區(qū)的山東和河南；低值區(qū)（＜3 000hm2）主要集聚分布在西北部，即寧夏、甘肅、青海和西藏，其他還有離散分布于東西部。2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地局部地區(qū)呈現(xiàn)階梯狀遞減，從東到西主要在江蘇－河南－陜西－甘肅一線呈現(xiàn)階梯狀遞減。

圖1 1999－2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地變化情況

圖2 1999－2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間分布

3 土地出讓純收益對補充耕地的空間效應(yīng)

3.1 土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的效應(yīng)背景

《土地管理法》第五十五條規(guī)定，以出讓等有償使用方式取得國有土地使用權(quán)的建設(shè)單位，按照國務(wù)院規(guī)定的標準和辦法，繳納土地使用權(quán)出讓金等土地有償使用費和其他費用后，方可使用土地。財政部、國土資源部聯(lián)合發(fā)布的“用于農(nóng)業(yè)土地開發(fā)的土地出讓金使用管理辦法”規(guī)定，土地出讓金用于農(nóng)業(yè)土地開發(fā)的比例，按各市（地、州、盟）、縣（市、旗）不低于土地出讓平均純收益的15%確定。辦法中所稱的農(nóng)業(yè)土地開發(fā)主要包括：土地整理和復(fù)墾、宜農(nóng)未利用地的開發(fā)、基本農(nóng)田建設(shè)以及改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的土地開發(fā)。按照規(guī)定，土地出讓純收益應(yīng)該有一部分資金用于農(nóng)業(yè)土地開發(fā)，即用于土地整理復(fù)墾開發(fā)工作。因此本文用土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)進行空間效應(yīng)分析。

地理學第一定律認為，任何事物與其周圍事物之間都存在聯(lián)系，但與其相近的事物之間聯(lián)系更緊密。由于區(qū)域中的經(jīng)濟地理行為之間一般都存在一定程度的空間交互作用，其不同于以往主流經(jīng)濟學中所廣泛采用的時間序列數(shù)據(jù)，空間數(shù)據(jù)具有空間效應(yīng)。在空間經(jīng)濟學中，空間效應(yīng)泛指具有空間屬性的能夠影響經(jīng)濟活動分布的各種力量［10］。本文的空間效應(yīng)除了前面分析中國省域土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間特征外，還對1999－2007年土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地平均值的自然對數(shù)通過Moran'sI統(tǒng)計量進行空間效應(yīng)檢驗，測定變量之間是否存在空間自相關(guān)性，并構(gòu)建了基于鄰近概念的空間加權(quán)矩陣，運用空間計量經(jīng)濟學中的空間回歸模型，試圖分析1999－2007年中國省域的土地出讓純收益與土地整理復(fù)墾開發(fā)的空間相關(guān)性，并進行空間依賴性檢驗，作為土地出讓純收益與土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間效應(yīng)分析。

3.2 土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間回歸分析

3.2.1 數(shù)據(jù)處理與空間加權(quán)矩陣的建立 本文選取中國大陸31個省域1999－2007年的土地出讓純收益和土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地數(shù)據(jù)，考慮到取單個年份的數(shù)據(jù)回歸變異大，使用數(shù)據(jù)為1999－2007年的平均值。由于回歸分析一般要求數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，否則可能存在比例效應(yīng)。本文采用Kolmogorov－Smirnov法進行正態(tài)檢驗（p＜0.05，2－tailed），由于數(shù)據(jù)的平均值不符合正態(tài)分布，因此將數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)接近于正態(tài)分布。因此，以1999－2007年土地出讓純收益平均值的自然對數(shù)為解釋變量X，以1999－2007年土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地平均值的自然對數(shù)為被解釋變量 。對數(shù)據(jù)通過Moran'sI統(tǒng)計量進行空間效應(yīng)檢驗，得到 Moran'sI指數(shù)為0.278 9，p值為0.026 5，通過了5%水平下的顯著性檢驗，說明土地出讓純收益和土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地具有一定的空間自相關(guān)，可以進行空間自回歸分析。

將海南省假設(shè)為與廣東省鄰接，根據(jù)全國31個省域間的位置相鄰結(jié)構(gòu)和空間邊界鄰近關(guān)系（Rook），構(gòu)造出全國31個省域間的空間加權(quán)矩陣。即一個31階對稱方陣W，矩陣中元素Wij（i≠j）代表第i個省域與第j個省域的相鄰關(guān)系，相鄰時對應(yīng)的元素為1，否則即為0，當i＝j(luò)（即方陣主對角線上之元素）時，Wij＝0。對上述空間加權(quán)矩陣進行標準化，分別使每一行的和為1，即可得到標準化的空間加權(quán)矩陣W。

3.2.2 結(jié)果分析 運用Geodata軟件，通過1999－2007年中國土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)平均值的自然對數(shù)進行空間回歸，回歸結(jié)果見表1。

表1 1999－2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地與土地出讓純收益均值空間回歸結(jié)果

從表1可以看到，1999－2007年中國土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地均值的空間回歸模型擬合結(jié)果較好。擬合優(yōu)度為71.85%，F(xiàn)值為76.553 3，模型整體通過了5%水平的顯著性檢驗?？臻g回歸系數(shù)為0.599，通過了1%水平的顯著性檢驗。土地出讓純收益每增加1%，可以帶動土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地增長0.599%。從表2可知，在空間依賴性檢驗上，可以看到Moran'sI指數(shù)檢驗證明回歸誤差在1%的顯著性水平下具有空間依賴性。而為了區(qū)分是內(nèi)生的空間滯后還是空間誤差自相關(guān)，進行兩個拉格朗日乘子檢驗。結(jié)果顯示，拉格朗日乘數(shù)的空間滯后LMLAG檢驗量高于拉格朗日乘數(shù)的空間誤差LMER檢驗量。按照Anselin提出的準則可知，從理論上來講，在進一步構(gòu)建空間模型時，還可以選擇空間滯后模型而非空間誤差模型。

表2 1999－2007年土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地與土地出讓純收益均值空間依賴性檢驗

另外，土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地調(diào)整的空間相關(guān)系數(shù)R2adj為0.709 1，土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地在空間上具有一定的相關(guān)性。通過1999－2007年中國土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地均值回歸殘差分析了解到，回歸殘差高估值和低估值均較大，即離群值較大，離異程度高，說明了土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的相關(guān)度并不是特別高?？梢酝茰y，土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地除了受土地出讓純收益影響外，還受其他因素的影響。

4 結(jié)論

通過1999－2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的變化了解到，2007年各省域主要為了應(yīng)付“占一補一”政策，側(cè)重建設(shè)占用耕地多少則應(yīng)補充多少，缺乏主動補充耕地行為，沒有根據(jù)本地后備資源潛力，盡力多補充耕地，各省域沒有真正負起責任為全國耕地保護大局做出自己應(yīng)有的貢獻。通過中國省域土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地的空間特征分析，1999年和2003年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地呈離散布局，空間分布規(guī)律不明顯；2007年中國土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地空間布局總體離散，局部集聚，而且局部地區(qū)從東到西呈現(xiàn)階梯狀遞減。

運用空間計量經(jīng)濟學，構(gòu)建了基于鄰近概念的空間加權(quán)矩陣，通過空間回歸分析表明土地出讓純收益對土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地在空間上具有一定的相關(guān)性，但相關(guān)度并不是特別高。土地整理復(fù)墾開發(fā)補充耕地除了受土地出讓純收益影響外，還受土地后備資源稟賦、政策等因素影響。各省域土地出讓純收益很大一部分并不用于土地整理復(fù)墾開發(fā)，而用于城鎮(zhèn)、基礎(chǔ)設(shè)施等方面投資建設(shè)。

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Spatial Effect of Supplementary Cultivated Land of Land Reconsolidatiom，Reclamation and Exploitation in Chinese Provinces

LU Ru－cheng1，HUANG Xian－jin2
（1.College of Resources and Environmental Science，Guangxi Teachers Education University，Nanning530001，China；2.College of Geography and Oceanography Sciences，Nanjing University，Nanjing210093，China）

The purpose of this paper is to analyze spatial character of supplementary cultivated land of land reconsolidation，reclamation and exploitation in Cinese provinces，and analyze degree of spatial correlation of pure profit of transferring land with supplementary cultivated land of land reconsolidation.The solutions are spatial econometrics，spatial regression model.The results show that Chinese supplementary cultivated land of land reconsolidation，reclamation and exploitation from 1999to 2003took on discrete structure with unobvious regulations of spatial distribution，and decreased in terraced mainly in Jiangsu－He'nan－Shaanxi－Gansu from east to west in 2007.Through analyzing on spatial regression，it shows that pure profit of transferring land has certain correlation with supplementary cultivated land of land reconsolidation，reclamation and exploitation on spatial scale，but not in very high degree.It is concluded that supplementary cultivated land of land reconsolidation，reclamation and exploitation are affected by pure profit of transferring land as well as land reserved resources，policies and other factors.

land use；land reconsolidation reclamation and exploitation；spatial regression；spatial effect；Chinese provinces

F301.24；F323.22

A

1005－3409（2011）06－0172－05

2011－04－14

2011－05－22

廣西自然科學基金項目（2011GXNSFA018014）；廣西教育廳科研項目（200911LX265）；廣西師范學院博士科研啟動基金項目

陸汝成（1972－），男（壯族），廣西臨桂人，博士，副教授，主要從事土地利用與生態(tài)環(huán)境效應(yīng)研究。E－mail：lurucheng72＠163.com