近十年中國(guó)建設(shè)用地?cái)U(kuò)張空間特征——基于與固定資本和二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的比較分析

姜 海，王 博，李成瑞，曲福田

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中國(guó)土地問(wèn)題研究中心，江蘇 南京 210095）

對(duì)于正處于城市化、工業(yè)化快速發(fā)展時(shí)期的中國(guó)，資本、勞動(dòng)力、土地都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不可或缺的基本生產(chǎn)要素[1]。一些學(xué)者已將土地（建設(shè)用地）納入到中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究。李明月等研究發(fā)現(xiàn)3種要素對(duì)上海市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率由大到小依次為土地、資本、勞動(dòng)力[2]。李奇旆認(rèn)為開(kāi)發(fā)區(qū)近84%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以由土地、資本和勞動(dòng)力的投入來(lái)解釋[3]。姜海等發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段演進(jìn)，建設(shè)用地?cái)U(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)逐漸減弱[4]。喻燕等應(yīng)用索洛增長(zhǎng)模型測(cè)出武漢市建設(shè)用地利用處于報(bào)酬遞減階段[5]。張占錄等指出，資本、勞動(dòng)力和土地的匹配協(xié)調(diào)是影響經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的重要因素，土地粗放利用有可能破壞生產(chǎn)和諧性，降低產(chǎn)出量[6]?？梢?jiàn)，持續(xù)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要不同生產(chǎn)要素在空間、結(jié)構(gòu)上合理組合，研究資本、勞動(dòng)力和土地在空間配置上的關(guān)系有助于理解中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域差異。但是，目前鮮有研究3種生產(chǎn)要素在大尺度空間配置格局上的相似性（或差異），多集中于單要素或小區(qū)域的探討[7-9]。作為近年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要源泉，土地（尤其是建設(shè)用地）空間配置格局與區(qū)域發(fā)展、生態(tài)環(huán)境保護(hù)等具有重要關(guān)系，并且具有相對(duì)特殊的配置機(jī)制。揭示建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的空間特征、成因及影響，對(duì)于完善土地資源配置機(jī)制，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。鑒于此，本文應(yīng)用1999—2008年分省（市、區(qū)）經(jīng)濟(jì)社會(huì)和土地統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，比較近十年中國(guó)固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、建設(shè)用地3種基本生產(chǎn)要素增長(zhǎng)率的空間自相關(guān)性，研究建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的空間特征，解釋其產(chǎn)生的原因及影響，為完善土地發(fā)展權(quán)配置機(jī)制提供參考。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究范圍為中國(guó)大陸31個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）。以歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，計(jì)算整理得到1999—2008年分?。ㄊ?、區(qū)）二三產(chǎn)業(yè)GDP、固定資本存量、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地的增長(zhǎng)率。建設(shè)用地面積根據(jù)歷年《國(guó)土資源綜合統(tǒng)計(jì)年報(bào)》、《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》整理而來(lái)。從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與土地利用關(guān)系出發(fā)，研究考察的建設(shè)用地包括城鎮(zhèn)村建設(shè)用地、工礦用地和交通用地①根據(jù)2001年《全國(guó)土地分類（試行）》，2001年以后農(nóng)村道路不再統(tǒng)計(jì)為建設(shè)用地，需要對(duì)1999—2001年交通用地統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，以消除研究時(shí)期內(nèi)建設(shè)用地面積統(tǒng)計(jì)口徑變化帶來(lái)的影響。本研究采用以下步驟修正以上數(shù)據(jù)：首先，假設(shè)2002年交通用地（不含農(nóng)村道路）增長(zhǎng)率等于2002—2005年平均增長(zhǎng)率，結(jié)合2002年末交通用地（不含農(nóng)村道路）面積，估計(jì)得到2001年末交通用地（不含農(nóng)村道路）面積；其次，結(jié)合2001年交通用地（包含農(nóng)村道路）面積統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，估計(jì)2001年農(nóng)村道路面積；最后，假設(shè)1999—2001年歷年農(nóng)村道路增長(zhǎng)率與當(dāng)年交通用地（含農(nóng)村道路）增長(zhǎng)率相等，估算出歷年農(nóng)村道路和交通用地（不含農(nóng)村道路）面積。。二三產(chǎn)業(yè)GDP、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、當(dāng)年固定資本形成總額等數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。固定資本存量（1998年可比價(jià)）采用永續(xù)盤(pán)存法估算[10]。

1.2 分析方法

1.2.1 空間自相關(guān)分析 Anselin等學(xué)者指出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究應(yīng)采用改進(jìn)后的統(tǒng)計(jì)分析方法來(lái)考慮與地理位置相關(guān)的空間數(shù)據(jù)關(guān)聯(lián)和依賴性的影響[11]。本文應(yīng)用Geoda軟件，采用全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)和局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)對(duì)不同地區(qū)固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、建設(shè)用地的增長(zhǎng)率進(jìn)行空間自相關(guān)性分析。

（1）全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)。全局Moran’s I指數(shù)反映空間鄰接或鄰近的區(qū)域單元屬性值的相似程度。

式1中，xi為區(qū)域i的屬性值（如建設(shè)用地增長(zhǎng)率）；n為區(qū)域總數(shù)；Wij為空間權(quán)重矩陣，代表空間單元i和j之間的影響程度。

（2）局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)。全局Moran’s I指數(shù)對(duì)空間自相關(guān)的全局評(píng)估忽略了空間過(guò)程的潛在不穩(wěn)定性，有必要進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析。本文采用LISA中的局部Moran’s I指數(shù)和Moran’s I散點(diǎn)圖檢驗(yàn)各地區(qū)固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、土地（建設(shè)用地）3種要素增長(zhǎng)率的局部空間自相關(guān)性。局部Moran’s I指數(shù)定義為：

Ii值為正，表示該區(qū)域單元周圍聚集相似值（高值或低值），Ii值為負(fù)則表示周圍聚集非相似值。Moran’s I散點(diǎn)圖是對(duì)局部Moran’s I指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z和WZ數(shù)據(jù)可視化的二維圖示，4個(gè)象限分別對(duì)應(yīng)區(qū)域單元與其相鄰單元的局部空間聯(lián)系形式：第I象限——高值區(qū)域單元被高值區(qū)域所包圍 （高—高）；第II象限——低值區(qū)域單元被高值區(qū)域所包圍 （低—高）；第III象限——低值區(qū)域單元被低值區(qū)域所包圍 （低—低）；第IV象限——高值區(qū)域單元被低值區(qū)域所包圍 （高—低）。I、III象限為正的空間自相關(guān)，II、IV象限為負(fù)的空間自相關(guān)。

1.2.2 空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

（1）基礎(chǔ)模型設(shè)定。結(jié)合相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論與參考文獻(xiàn)[12-13]，將建設(shè)用地作為獨(dú)立要素引入柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas）生產(chǎn)函數(shù)：

式4中，A是常數(shù)項(xiàng)，Q、K、L、CL分別表示二三產(chǎn)業(yè)GDP、固定資本存量、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地的面積率，α1、α2、 α3分別表示固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地的產(chǎn)出彈性系數(shù)。式4兩邊取對(duì)數(shù)，得到：

（2）空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。采用空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）?？臻g滯后模型主要應(yīng)用于研究相鄰主體或地區(qū)行為對(duì)系統(tǒng)內(nèi)其他主體或地區(qū)行為存在影響的情形，其表達(dá)式為：

式6中，y為因變量；X為n×k階的外生解釋變量矩陣；W為n×n階的空間權(quán)重矩陣；ρ為空間自回歸系數(shù)，反映了樣本觀測(cè)值中的空間依賴作用；α為X的參數(shù)向量；m為白噪聲。

空間誤差模型通過(guò)誤差項(xiàng)來(lái)體現(xiàn)機(jī)構(gòu)或地區(qū)間的相互關(guān)系。數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

式7—8中，ε為隨機(jī)誤差向量；λ為n×1的截面因變量向量的空間誤差系數(shù)，衡量樣本觀察值中的空間依賴作用；u為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量；參數(shù)β反映了自變量X對(duì)因變量y的影響。

1.2.3 聚類分析 本文依據(jù)固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、建設(shè)用地2000—2008年增長(zhǎng)率，采用K-Means聚類算法對(duì)各?。ㄊ?、區(qū)）進(jìn)行聚類分析，并與空間自相關(guān)分析結(jié)果進(jìn)行比較，以驗(yàn)證空間分析結(jié)果。

2 生產(chǎn)要素增長(zhǎng)率的空間相關(guān)性分析

2.1 全局空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

采用全局Moran’s I指數(shù)分別對(duì)2000—2008年31個(gè)省（市、區(qū)）3類生產(chǎn)要素的增長(zhǎng)率進(jìn)行全局空間自相關(guān)性檢驗(yàn)（表1）①由于海南省與廣東省相鄰，空間自相關(guān)分析時(shí)將其與廣東省作為一個(gè)樣本。下同。。

2000—2008年固定資本增長(zhǎng)率全局Moran’s I指數(shù)為負(fù)，不顯著。2000—2001年、2008年表現(xiàn)出較強(qiáng)的正空間自相關(guān)，2004—2005年表現(xiàn)出較強(qiáng)的負(fù)空間自相關(guān)，其他年份不存在顯著空間自相關(guān)性。說(shuō)明固定資本增長(zhǎng)率的空間自相關(guān)性隨時(shí)間推移波動(dòng)較大，沒(méi)有明顯的空間集聚或空間分散狀態(tài)。

2000—2008年二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增長(zhǎng)率全局Moran’s I指數(shù)為正，在5%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明總體上趨于空間聚集。但研究時(shí)期內(nèi)近1/2的年份二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的空間自相關(guān)檢驗(yàn)不顯著，正、負(fù)全局Moran’s I指數(shù)交替出現(xiàn)，說(shuō)明二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)空間集聚狀態(tài)并不十分明顯。

2000—2008年建設(shè)用地增長(zhǎng)率的全局Moran’s I指數(shù)為正，在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。除了2003年，其他年份均表現(xiàn)出顯著的空間自相關(guān)性，且2004年以來(lái)全局Moran’s I指數(shù)逐漸增大。與固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比較，建設(shè)用地?cái)U(kuò)張呈現(xiàn)明顯的空間集群狀態(tài)，表現(xiàn)出不同的空間動(dòng)態(tài)發(fā)展特征。

表1 2000—2008年不同生產(chǎn)要素增長(zhǎng)率全局Moran’s I指數(shù)Tab.1 Global Moran’s I of growth rates of different production factors from 2000 to 2008

2.2 局部空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

空間自相關(guān)的全局評(píng)估會(huì)掩蓋反常的局部狀況或小范圍的局部不穩(wěn)定性，本文采用局部Moran’s I指數(shù)和Moran’s I散點(diǎn)圖來(lái)探測(cè)局部的空間聚集程度?？傮w上來(lái)看，2000—2008年不同生產(chǎn)要素Moran’s I散點(diǎn)圖表現(xiàn)出與全局Moran’s I指數(shù)相同的特征。?。ㄊ小^(qū)）固定資本增長(zhǎng)率的觀測(cè)值主要分布在II、IV象限，說(shuō)明以不同類型觀測(cè)值之間的空間關(guān)聯(lián)為主（高—低、低—高）；二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地增長(zhǎng)率的觀測(cè)值主要分布在I、III象限，說(shuō)明以相似觀測(cè)值之間的空間關(guān)聯(lián)為主（高—高、低—低），表現(xiàn)出一定的空間集聚特征（圖1）。

同時(shí)，分別計(jì)算2000年、2002年、2004年、2006年、2008年、2000—2008年建設(shè)用地增長(zhǎng)率局部Moran’s I指數(shù)，繪制相應(yīng)的Moran’s I空間分布圖，進(jìn)一步分析建設(shè)用地增長(zhǎng)率局部空間聚集程度（圖2）。

圖1 2000—2008年不同生產(chǎn)要素增長(zhǎng)率Moran’s I散點(diǎn)圖Fig.1 Scatter diagram of Moran’s I of growth rates of different production factors from 2000 to 2008

圖2 建設(shè)用地增長(zhǎng)率Moran’s I空間分布圖Fig.2 Spatial distribution diagram of Moran’s I of growth rate of construction land from 2000 to 2008

結(jié)果顯示，2000年建設(shè)用地增長(zhǎng)率存在由內(nèi)蒙古自治區(qū)、山西省、陜西省、寧夏回族自治區(qū)、青海省組成的低—低集群，由江蘇省、浙江省、福建省組成的高—高集群。2002年?yáng)|部地區(qū)建設(shè)用地增長(zhǎng)率保持高—高集群特征（統(tǒng)計(jì)上不顯著），同時(shí)出現(xiàn)了由新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)組成的高—高集群，而內(nèi)蒙古自治區(qū)、山西省、陜西省等仍表現(xiàn)出低—低集群特征。2004年建設(shè)用地增長(zhǎng)率全局Moran’s I指數(shù)減弱，以山西省、河南省、湖北省組成的低—低集群為主，但東部地區(qū)仍表現(xiàn)出高—高集群特征（統(tǒng)計(jì)上不顯著）。2006年，建設(shè)用地增長(zhǎng)率高—高集群省份有所增加，北部地區(qū)處于低—低集群狀態(tài)。2008年建設(shè)用地增長(zhǎng)率高—高集群的范圍縮小，低—低集群的范圍有所擴(kuò)大?？梢?jiàn)，除西藏自治區(qū)以外，北部、中部、西部大部分地區(qū)建設(shè)用地增長(zhǎng)率長(zhǎng)期處于低—低空間自相關(guān)集群，東部沿海大部分地區(qū)處于高—高集群，建設(shè)用地增長(zhǎng)率的東西差別十分顯著，東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)建設(shè)用地規(guī)模差異呈持續(xù)擴(kuò)大趨勢(shì)。

2.3 空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)與分析

空間自相關(guān)檢驗(yàn)分析表明建設(shè)用地?cái)U(kuò)張?jiān)诳臻g上存在自相關(guān)性。因此，以樣點(diǎn)獨(dú)立假設(shè)為基本出發(fā)點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和建設(shè)用地?cái)U(kuò)張關(guān)系傳統(tǒng)分析模型存在一定缺陷，需要引入空間變量對(duì)經(jīng)典的線性模型進(jìn)行修正，消除樣本數(shù)據(jù)在空間維度上存在的相關(guān)性和異質(zhì)性。本文應(yīng)用2000—2008年分省二三產(chǎn)業(yè)GDP、固定資本存量、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和建設(shè)用地?cái)?shù)據(jù)，通過(guò)普通最小二乘法（OLS）對(duì)基本模型進(jìn)行估計(jì)，其后通過(guò)空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）進(jìn)行修正，分析建設(shè)用地?cái)U(kuò)張與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

比較3個(gè)模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值發(fā)現(xiàn)，SLM和SEM的Log-likelihood值均大于OLS，說(shuō)明SLM、SEM模型優(yōu)于OLS模型（表2）。從系數(shù)上看，OLS的估計(jì)結(jié)果中二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)變量L的系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，經(jīng)過(guò)模型修正后，各變量系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其中，空間系數(shù)ρ和λ通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明各省（市、區(qū)）建設(shè)用地?cái)U(kuò)張?jiān)诳臻g上存在溢出效應(yīng)，也驗(yàn)證了地區(qū)之間建設(shè)用地?cái)U(kuò)張存在相互關(guān)系，需要引入空間差異性和空間依賴性對(duì)傳統(tǒng)OLS線性模型進(jìn)行修正。

表2 建設(shè)用地?cái)U(kuò)張與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系模型估計(jì)結(jié)果Tab.2 Regression results of relationship between construction land expansion and economic growth

3 不同區(qū)域生產(chǎn)要素增長(zhǎng)率聚類分析結(jié)果

聚類分析結(jié)果表明，2000—2008年中國(guó)大部分?。ㄊ?、區(qū)）固定資本增長(zhǎng)率處于220.79%—305.93%之間，西南地區(qū)和東北地區(qū)部分?。ㄊ小^(qū)）固定資本增長(zhǎng)率較高，其中內(nèi)蒙古自治區(qū)、重慶市固定資本增長(zhǎng)率分別達(dá)到571.35%和568.91%，固定資本增長(zhǎng)在空間上未表現(xiàn)出明顯的集聚現(xiàn)象（圖3）。2000—2008年二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增長(zhǎng)率呈現(xiàn)較為明顯的南北分異特征，北部地區(qū)增長(zhǎng)率普遍較低，但空間上未出現(xiàn)高增長(zhǎng)率集群地區(qū)。與固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)空間格局變化比較，建設(shè)用地增長(zhǎng)率呈現(xiàn)出較明顯的“東西高、中北低”的空間集聚特征，東部沿海地區(qū)和西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)建設(shè)用地增長(zhǎng)率明顯高于中部和北部地區(qū)。

圖3 2000—2008年不同生產(chǎn)要素增長(zhǎng)率聚類分析結(jié)果Fig.3 Cluster analysis diagram of growth rates of different production factors from 2000 to 2008

對(duì)各?。ㄊ小^(qū)）建設(shè)用地增長(zhǎng)率進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，2000—2008年全國(guó)建設(shè)用地平均增長(zhǎng)率為10.84%。其中，中部和北部地區(qū)16個(gè)?。ㄊ小^(qū)）建設(shè)用地增長(zhǎng)率較低，在2%—11%之間。京津地區(qū)和江浙地區(qū)建設(shè)用地?cái)U(kuò)張速度最快，平均增長(zhǎng)率達(dá)到25%。此外，西部的西藏自治區(qū)、新疆維吾爾族自治區(qū)和東部沿海地區(qū)其他省份（包括福建省、廣東省、上海市、山東省、廣西壯族自治區(qū)等）建設(shè)用地?cái)U(kuò)張速度也較快，平均增長(zhǎng)率達(dá)到15%。

4 建設(shè)用地?cái)U(kuò)張空間集聚特征的成因及風(fēng)險(xiǎn)

近十年中國(guó)建設(shè)用地?cái)U(kuò)張存在顯著的空間自相關(guān)性，表現(xiàn)為中部、北部地區(qū)低—低集群和東部沿海地區(qū)高—高集群，區(qū)域間建設(shè)用地規(guī)模差異持續(xù)擴(kuò)大。導(dǎo)致建設(shè)用地?cái)U(kuò)張空間特征與固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)出現(xiàn)偏離的因素可能包括：（1）不同區(qū)域土地利用比較優(yōu)勢(shì)差異；（2）土地要素的不可流動(dòng)性；（3）土地發(fā)展權(quán)國(guó)家計(jì)劃配置方式。比較不同?。ㄊ?、區(qū)）2000年土地利用比較優(yōu)勢(shì)與2000—2008年建設(shè)用地增長(zhǎng)率，發(fā)現(xiàn)二者的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.7298。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，按照比較優(yōu)勢(shì)來(lái)配置土地，可以從總體上提高土地利用總福利[14]；其次，由于土地要素本身缺乏流動(dòng)性，在東部地區(qū)建設(shè)用地的經(jīng)濟(jì)效益顯著高于中西部地區(qū)的情形下[15]，無(wú)論是在市場(chǎng)機(jī)制還是計(jì)劃體系下，東部地區(qū)都會(huì)獲取更多的建設(shè)用地指標(biāo)[16]。所以，不同地區(qū)土地利用比較優(yōu)勢(shì)差異和土地要素自身的不可流動(dòng)性是中國(guó)建設(shè)用地?cái)U(kuò)張空間集聚特征的主要影響因素。同時(shí)，為了加強(qiáng)對(duì)地方政府土地配置行為的引導(dǎo)與控制，國(guó)家實(shí)行土地發(fā)展權(quán)計(jì)劃管理。長(zhǎng)期以來(lái)，土地利用計(jì)劃指標(biāo)分配的主要依據(jù)是經(jīng)濟(jì)總量、增長(zhǎng)速度和基于中長(zhǎng)期管理的土地利用總體規(guī)劃，具有明顯的路徑依賴特征[17]。因此，即使近年固定資本和二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的空間配置格局已經(jīng)開(kāi)始發(fā)生變化，在改革開(kāi)放初期獲取較多建設(shè)用地指標(biāo)的東部沿海地區(qū)仍舊能夠保持在土地發(fā)展權(quán)競(jìng)爭(zhēng)上的優(yōu)勢(shì)，最終導(dǎo)致建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的空間格局與固定資本和二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)出現(xiàn)分化①違法用地行為也可能影響建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的空間格局。但歷年《國(guó)土資源綜合統(tǒng)計(jì)年報(bào)》、《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》違法案件統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，違法用地（包括未經(jīng)批準(zhǔn)占地、非法批地）面積占建設(shè)用地增量的比例低于10%，且地區(qū)之間不存在顯著差異，違法用地行為對(duì)建設(shè)用地?cái)U(kuò)張空間規(guī)律的影響較小。。

由于土地利用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、生態(tài)環(huán)境保護(hù)的關(guān)系，建設(shè)用地?cái)U(kuò)張繼續(xù)向東部沿海地區(qū)集聚可能引發(fā)以下問(wèn)題：一是進(jìn)一步拉大中西部地區(qū)與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距，使地區(qū)間公平問(wèn)題更加突出；二是東部沿海地區(qū)建設(shè)用地繼續(xù)高速擴(kuò)張，造成局部地區(qū)生態(tài)環(huán)境壓力過(guò)大，破壞地區(qū)可持續(xù)發(fā)展的資源與環(huán)境基礎(chǔ)，出現(xiàn)區(qū)域性生態(tài)危機(jī)。

5 結(jié)論與討論

通過(guò)對(duì)2000—2008年不同生產(chǎn)要素增長(zhǎng)率進(jìn)行全局空間空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，與固定資本和二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比較，近十年建設(shè)用地?cái)U(kuò)張表現(xiàn)出明顯的空間集聚特征，東部沿海地區(qū)出現(xiàn)高—高集群，中部和北部地區(qū)表現(xiàn)為低—低集群，建設(shè)用地總量的區(qū)域差異仍在持續(xù)擴(kuò)大。該現(xiàn)象產(chǎn)生的原因可以追溯至不同地區(qū)土地利用比較優(yōu)勢(shì)差異和土地的不可流動(dòng)性，而土地利用計(jì)劃管理則進(jìn)一步強(qiáng)化并延續(xù)了建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的空間集聚程度。由于建設(shè)用地?cái)U(kuò)張持續(xù)向東部沿海地區(qū)集聚可能進(jìn)一步拉大地區(qū)間發(fā)展差距，導(dǎo)致局部地區(qū)土地開(kāi)發(fā)強(qiáng)度過(guò)高而出現(xiàn)生態(tài)危機(jī)，需要反思現(xiàn)行土地發(fā)展權(quán)區(qū)域配置機(jī)制，發(fā)展更加合理的建設(shè)用地總量控制手段，或?qū)ΜF(xiàn)有管理工具進(jìn)行改進(jìn)。例如，結(jié)合主體功能區(qū)規(guī)劃，改革建設(shè)用地指標(biāo)增量管理模式，實(shí)行區(qū)域建設(shè)用地總量控制下的動(dòng)態(tài)監(jiān)管等。同時(shí)，研究結(jié)果還表明分析中國(guó)建設(shè)用地?cái)U(kuò)張時(shí)空規(guī)律及其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系時(shí)，需要考慮建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的空間集聚特征，改進(jìn)分析方法和模型。

本研究重點(diǎn)從不同生產(chǎn)要素空間配置格局動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)的相似性（或差異）出發(fā)，分析中國(guó)建設(shè)用地?cái)U(kuò)張的空間特征及其影響。受國(guó)家土地統(tǒng)計(jì)資料限制，研究時(shí)期主要集中于近十年。如果能夠?qū)?000年以前建設(shè)用地?cái)U(kuò)張和固定資本、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增長(zhǎng)的空間特征進(jìn)行對(duì)比分析，可進(jìn)一步增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性。

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