城市用地結(jié)構(gòu)對(duì)固定資產(chǎn)投資的影響研究
——以安徽省為例

曹 澤，張翊婷

(安徽建筑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，合肥 230000)

0 引言

土地供給總量與結(jié)構(gòu)對(duì)城市增長(zhǎng)的速度及模式都會(huì)產(chǎn)生影響，合理的土地供給結(jié)構(gòu)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有積極作用，而且運(yùn)作良好的土地市場(chǎng)有利于城市的可持續(xù)發(fā)展。

王愛民、劉加林、尹向東較早地提出了土地供給對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)有“隱性貢獻(xiàn)”的特點(diǎn)，并對(duì)土地供給和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了定量分析[1]。龍奮杰、郭明以2000-2006年中國(guó)293個(gè)城市的相關(guān)數(shù)據(jù)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了城市產(chǎn)業(yè)用地供給對(duì)城市GDP增長(zhǎng)有明顯的作用[2]。黃凌翔認(rèn)為城市土地供給數(shù)量、結(jié)構(gòu)、方式都會(huì)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)造成影響[3]。馬克星等認(rèn)為土地供給應(yīng)在考慮產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)上有差別地進(jìn)行配置[4]?？锉日J(rèn)為城市增長(zhǎng)與土地供給的類型有關(guān)[5]。陳治國(guó)、李成友、劉志有認(rèn)為土地供給對(duì)城市房地產(chǎn)影響很大，不合理的土地供給政策會(huì)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)負(fù)面影響[6]。高金龍、陳雯認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此在研究中應(yīng)根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與土地供給的關(guān)系對(duì)用地類型進(jìn)行分類[7]。

“一書兩證”政策是我國(guó)城市規(guī)劃的基本制度，其中的“一書”是指建設(shè)項(xiàng)目選址意見書，“兩證”是指建設(shè)用地規(guī)劃許可證和工程規(guī)劃許可證。安徽省政府響應(yīng)國(guó)家有關(guān)政策，積極探索社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城市建設(shè)之間的關(guān)系，其中土地供給特征研究是安徽省“一書兩證”政策研究項(xiàng)目中的重要內(nèi)容，尤其是在安徽省經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展、固定資產(chǎn)投資穩(wěn)步上升的階段，為保證政策的準(zhǔn)確性和指導(dǎo)性，需要通過(guò)相關(guān)研究，尋找政策與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)性，以期對(duì)城市規(guī)劃管理產(chǎn)生導(dǎo)向性作用。本文在安徽省“一書兩證”相關(guān)政策背景下，對(duì)土地供給特征進(jìn)行分析，研究各類型用地面積對(duì)于固定資產(chǎn)投資額產(chǎn)生的影響，并從土地規(guī)劃角度提出政策建議。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與數(shù)據(jù)處理

固定資產(chǎn)投資是社會(huì)進(jìn)行生產(chǎn)的基礎(chǔ)，投資額是GDP的重要組成部分，對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)起到促進(jìn)作用，因此選取安徽省各地市的固定資產(chǎn)投資額為被解釋變量，選取對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響較大的5種類型用地面積，即住宅面積(R)、商服面積(B)、廠房面積(M)、倉(cāng)儲(chǔ)面積(W)、公共設(shè)施面積(A)、市政設(shè)施面積(U)為解釋變量，探討用地結(jié)構(gòu)對(duì)固定資產(chǎn)投資額的影響。

統(tǒng)計(jì)年鑒中的固定資產(chǎn)投資額一般按現(xiàn)價(jià)計(jì)量，各年之間不具有可比性，需要通過(guò)平減處理將其轉(zhuǎn)化為可比較的實(shí)際固定資產(chǎn)投資額。具體方法如下：選取統(tǒng)計(jì)年鑒中安徽省16個(gè)地市2012-2016年的固定資產(chǎn)投資額即現(xiàn)價(jià)，以及1978年為基期的生產(chǎn)總值指數(shù)。通過(guò)換算得到以2012年為基期的各年的生產(chǎn)總值指數(shù)，將指數(shù)分別與2012年的固定資產(chǎn)投資額相乘計(jì)算出各年的不變價(jià)投資額，由平減指數(shù)=現(xiàn)價(jià)投資額/不變價(jià)投資額，將各年的現(xiàn)價(jià)與當(dāng)年的不變價(jià)投資額相除，可計(jì)算出各年的平減指數(shù)。2012年的實(shí)際固定資產(chǎn)投資額=2012年的現(xiàn)價(jià)投資額，將上一年的實(shí)際固定資產(chǎn)投資額與各年平減指數(shù)相乘，得出2013-2016年間可比較的實(shí)際固定資產(chǎn)投資額。數(shù)據(jù)來(lái)源選擇2012-2016這一時(shí)間段，是由于本文考察的內(nèi)容在安徽省各地市“一書兩證”項(xiàng)目背景下進(jìn)行，該項(xiàng)目中所能提供的土地批復(fù)時(shí)間最早始于2012年，而固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)目前只能獲取至2016年。

對(duì)各變量進(jìn)行相關(guān)性分析(見表1)，在表1中商服面積(B)與廠房面積(M)之間的相關(guān)性為0.850 552，說(shuō)明商服用地面積與廠房用地面積之間的相關(guān)性非常大，變量B與變量M高度相關(guān)，可合并為一項(xiàng)。

公共設(shè)施是指為市民提供公共服務(wù)產(chǎn)品的各種公共性、服務(wù)性設(shè)施，具體可分為教育、醫(yī)療、文娛、交通、科研、辦公等，公共設(shè)施的建立會(huì)對(duì)該地域的居民生活、政治、社會(huì)經(jīng)濟(jì)以及生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生較大影響。市政設(shè)施通常是由政府、法人或公民出資并進(jìn)行建造，是城市發(fā)展的基礎(chǔ)，包括城市水電、燃?xì)夤┙o網(wǎng)、通信工程、城市道路、垃圾處理站、污水處理站等[8]。由于公共設(shè)施面積(A)與市政設(shè)施面積(U)具有高度重合性，一般都是指市政基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)面積，區(qū)分于投資方式的不同，故將變量A與U合并。

綜上所述，6項(xiàng)指標(biāo)可合并為4項(xiàng)，即R，BM，W，AU，將其作為解釋變量，固定資產(chǎn)投資額(Y)作為被解釋變量，建立普通面板數(shù)據(jù)模型，分析R，BM，W，AU對(duì)Y的影響。

表1 基于規(guī)劃工程項(xiàng)目的供地面積相關(guān)分析

2 模型構(gòu)建

2.1 模型選擇

面板數(shù)據(jù)模型一般表示為：yit=αi+xitβi+μit，i=1，…n，t=1，…T。該模型區(qū)分于橫截面上的個(gè)體影響，滿足以下條件：①αi=αj，βi=βj；②αi≠αj，βi=βj；③αi≠αj，βi≠βj。當(dāng)模型的系數(shù)與截距項(xiàng)都不發(fā)生變化，即α與β值為常系數(shù)，此時(shí)的回歸模型為混合效應(yīng)模型；當(dāng)模型滿足條件②時(shí)，說(shuō)明該模型僅在截距項(xiàng)上有差異，此時(shí)的回歸模型為固定影響或隨機(jī)影響變截距模型；滿足條件③時(shí)，說(shuō)明該模型在個(gè)體與結(jié)構(gòu)方面的影響程度都不同，此時(shí)的回歸模型為固定影響或隨機(jī)影響變系數(shù)模型。

確定模型類型使用的檢驗(yàn)方法為Hausman檢驗(yàn)及F檢驗(yàn)。Hausman檢驗(yàn)主要用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑楣潭ㄓ绊懩Ｐ瓦€是隨機(jī)影響模型，具體步驟如下：原假設(shè)H0為個(gè)體，與回歸變量無(wú)關(guān)，建立隨機(jī)影響模型，假設(shè)H1為建立固定影響模型，檢驗(yàn)時(shí)如果Hausman統(tǒng)計(jì)量較大，P值遠(yuǎn)小于0.05時(shí)，則說(shuō)明模型拒絕原假設(shè)H0，滿足假設(shè)H1，即建立固定影響模型。利用Eviews8進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1所示，由此可知，Hausman統(tǒng)計(jì)量較大，且P值為0，遠(yuǎn)小于0.05，因此該模型在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)H0，接受假設(shè)H1，因此建立固定影響模型。

圖1 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

F檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趥€(gè)體影響或結(jié)構(gòu)影響，以此判斷模型建立采用變截距模型還是變系數(shù)模型，具體步驟如下：檢驗(yàn)以下兩個(gè)假設(shè)

H1：yit=αi+xitβi+μit；

H2：yit=α+xitβi+μit。

先檢驗(yàn)假設(shè)H2，若接受假設(shè)H2，則不再檢驗(yàn)假設(shè)H1，模型選用混合效應(yīng)模型。若拒絕假設(shè)H2，則檢驗(yàn)假設(shè)H1，若接受假設(shè)H1，則斜率都相等，即建立變截距模型；若拒絕假設(shè)H1，則建立變系數(shù)模型。F統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算方法如下：普通最小二乘估計(jì)中，變系數(shù)模型的殘差平方和為S1，變截距模型的殘差平方和為S2，混合效應(yīng)模型的殘差平方和為S3，S1，S3滿足：

(1)S1/σμ2～x2[n(T-K-1)]；

(2)假設(shè)H2條件下，S3/σμ2～x2[nT-(K+1)]和(S3-S1)/σμ2～x2[(n-1)(K+1)]；

(3)(S3-S1)/σμ2與S1/σμ2獨(dú)立。

計(jì)算F2的值：

通過(guò)查表可得F的臨界值，S1，S2滿足：

(1)假設(shè)H1條件下，S2/σμ2～x2[n(T-1)-K]，(S2-S1)/σμ2～x2[(n-1)K]；

(2)(S2-S1)/σμ2與S1/σμ2獨(dú)立。

其中，n表示地區(qū)數(shù)；K表示變量個(gè)數(shù)；T表示時(shí)期數(shù)。

由eviews8可得S1，S2，S3的值，協(xié)方差分析結(jié)果拒絕假設(shè)H2，接受假設(shè)H1，因此建立變截距模型。

通過(guò)Hausman檢驗(yàn)及F檢驗(yàn)可建立固定影響變截距模型，分析解釋變量住宅面積(R)、商服及廠房面積(BM)、倉(cāng)儲(chǔ)面積(W)、公共設(shè)施及市政設(shè)施面積(AU)對(duì)固定資產(chǎn)投資額(Y)的影響。除用地面積之外，社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)固定資產(chǎn)投資也具有較大影響，這些因素體現(xiàn)在不同的截距上，固定影響變截距回歸模型如下：

Yit=β0+β1Rit+β2Bit+β3Mit+β4Wit+β5Ait+β6Uit+μit。

其中，i表示各地市；t表示各年。

2.2 平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)

某些非平穩(wěn)的時(shí)間序列本身沒有聯(lián)系，會(huì)出現(xiàn)虛假回歸的現(xiàn)象，因此需要對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[9]。平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)包括LLC檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)，除Hadri檢驗(yàn)外，其余的原假設(shè)都存在單位根。若經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，則說(shuō)明序列具有平穩(wěn)性，否則不平穩(wěn)。通過(guò)Eviews軟件對(duì)R，BM，W，AU4個(gè)變量分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。從表2中可知，變量R，W都未通過(guò)檢驗(yàn)，不拒絕原假設(shè)。變量BM，AU通過(guò)檢驗(yàn)，證明BM，AU序列是平穩(wěn)的。而且通過(guò)一階差分結(jié)果可得，變量d(R)，d(BM)，d(W)，d(AU)的序列都是平穩(wěn)的。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)2.2單位根檢驗(yàn)可知變量序列符合一階單整，在序列平穩(wěn)的前提下進(jìn)行協(xié)整分析，檢驗(yàn)固定資產(chǎn)投資額(Y)與住宅面積(R)、商服及廠房面積(BM)、倉(cāng)儲(chǔ)面積(W)、公共設(shè)施及市政設(shè)施面積(AU)之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。通過(guò)Pedroni檢驗(yàn)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析。圖2為Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果，通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，Panel v-Statistic與Panel rho-Statistic的P值檢驗(yàn)結(jié)果較差，本文主要考慮以Panel ADF-Statistic與Group ADF-Statistic統(tǒng)計(jì)量為依據(jù)，Panel PP-Statistic與Group rho-Statistic，Panel ADF-Statistic與Group ADF-Statistic的P值較小，在顯著性水平5%下通過(guò)檢驗(yàn)，即說(shuō)明固定資產(chǎn)投資額(Y)與住宅面積(R)、商服及廠房面積(BM)、倉(cāng)儲(chǔ)面積(W)、公共設(shè)施及市政設(shè)施面積(AU)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

圖11給出了質(zhì)量流率=3g/s時(shí)，熱流密度和微通道分支數(shù)n 對(duì)最大形變?chǔ)玫挠绊?。從圖11中可知，n相同的情況下，γ隨著-的增大近似呈線性增長(zhǎng)。n 分別為3、4、6、8時(shí)，=55W/cm2時(shí)的最大形變分別為=5W/cm2時(shí)最大形變的5.94倍、5.93倍、5.79倍、5.80倍，增大了2.13、2.04、1.85、1.81μm。即當(dāng)熱流密度增大11倍時(shí)，各熱沉的最大形變?cè)龃?.79倍以上，增大顯著。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：***，**，*表示在1%，5%，10%的顯著性水平下參數(shù)是顯著的；d( )表示一階差分。

圖2 Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 回歸分析

據(jù)2012-2016年間安徽省16個(gè)地市面板數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，采用變截距的固定影響面板回歸模型進(jìn)行分析。為消除異方差性帶來(lái)的偏誤，分析中使用了截面加權(quán)的方法，結(jié)果如圖3所示。

圖3 回歸分析結(jié)果

由上述分析，可得到固定資產(chǎn)投資額與不同類型工程規(guī)劃用地間的回歸模型為：

Yit=909.7+0.03Rit+0.05BMit+0.69Wit+0.02AUit+2 714.11D1+686.4D2-139.35D3……-300.03D16。

(1)調(diào)整后的判別系數(shù)R2=0.990 9，方程整體擬合效果非常好，解釋能力很強(qiáng)。

(2)10%顯著性水平情況下，各參數(shù)T統(tǒng)計(jì)顯著，5%顯著性水平下，商服及廠房面積對(duì)投資額的影響顯著性水平稍弱?？傮w來(lái)說(shuō)模型中各解釋變量對(duì)固定資產(chǎn)投資額具有較顯著的解釋能力。模型不存在異方差與自相關(guān)性。

由上述回歸模型得，不同類型供地面積對(duì)固定資產(chǎn)投資額影響顯著，且差異較大。住宅面積R的系數(shù)為0.032，表明住宅面積每增加1萬(wàn)平方米的供給，可引起固定資產(chǎn)投資額增加320萬(wàn)元；BM的系數(shù)0.054，表明商服及廠房面積每增加1萬(wàn)平方米的供給，可引起固定資產(chǎn)投資額增加540萬(wàn)元；W的系數(shù)0.69，表明每增加1萬(wàn)平方米的倉(cāng)儲(chǔ)面積供給，可引起固定資產(chǎn)投資額增加6 900萬(wàn)元；AU的系數(shù)0.024，表明增加1萬(wàn)平方米的公共設(shè)施及市政設(shè)施面積供給，將引起固定資產(chǎn)投資額增加240萬(wàn)元。截距項(xiàng)反映了除土地面積以外的因素對(duì)固定資產(chǎn)投資額的影響，變截距模型表明，不同城市除土地之外社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)投資的影響差異巨大且顯著。

3 研究結(jié)果

我國(guó)1992年提出建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，主要通過(guò)宏觀調(diào)控的手段進(jìn)行市場(chǎng)調(diào)控。但完全市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)會(huì)帶來(lái)許多問題，就城市土地管理而言，完全市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的生產(chǎn)過(guò)剩等現(xiàn)象會(huì)直接影響城市土地供給，因此政府調(diào)控在城市土地管理中扮演十分重要的角色。政府在考慮社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展走向前提下，通過(guò)對(duì)土地的規(guī)劃、控制，實(shí)行有償使用制度，使得我國(guó)城市土地利用率呈上升趨勢(shì)。從上述研究結(jié)果中可以看出，安徽省的土地供給與城市固定資產(chǎn)投資額之間的關(guān)系十分密切，其影響程度逐漸增強(qiáng)并趨于平穩(wěn)。

(1)早期住宅用地對(duì)固定資產(chǎn)投資額的影響作用明顯，商服及廠房用地對(duì)固定資產(chǎn)投資額也有較大影響，但隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，住宅面積、商服及廠房用地面積對(duì)固定資產(chǎn)投資額的影響逐漸趨于平穩(wěn)。房地產(chǎn)業(yè)、商業(yè)、工業(yè)的發(fā)展與社會(huì)經(jīng)濟(jì)息息相關(guān)，政府、企業(yè)、公民都十分關(guān)注其發(fā)展?fàn)顩r，為保持產(chǎn)業(yè)發(fā)展的均衡，在城市規(guī)劃管理中，政府應(yīng)重視土地供給結(jié)構(gòu)平衡，根據(jù)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況進(jìn)行合理配置。

(2)公共設(shè)施與市政設(shè)施用地對(duì)固定資產(chǎn)投資額的影響程度較小。公用設(shè)施一般是保障居民日常生活的基礎(chǔ)設(shè)施，大多是非盈利的，但基礎(chǔ)設(shè)施的存在也與商業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)相互影響，起到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，因此，在土地規(guī)劃中應(yīng)合理使用土地，以保障必需的基礎(chǔ)設(shè)施。

(3)倉(cāng)儲(chǔ)用地對(duì)固定資產(chǎn)投資額的影響最大，說(shuō)明安徽省的物流行業(yè)呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的良好趨勢(shì)，其影響程度持續(xù)增長(zhǎng)。未來(lái)應(yīng)更加重視物流倉(cāng)儲(chǔ)相關(guān)土地供給，同時(shí)注意物流倉(cāng)儲(chǔ)的布局，以確保物流運(yùn)輸?shù)男剩沟蒙鐣?huì)經(jīng)濟(jì)與物流行業(yè)相互促進(jìn)，協(xié)調(diào)發(fā)展。

總之，土地資源是有限的，提高土地的利用效率、堅(jiān)持可持續(xù)發(fā)展是土地管理的政策方向。政府應(yīng)發(fā)揮合理的主導(dǎo)作用，推進(jìn)土地市場(chǎng)的發(fā)展。由于各地區(qū)的規(guī)劃管理水平與利益訴求有差異，需要依據(jù)其發(fā)展情況制定合適的城市規(guī)劃以及管理辦法，因地制宜，與時(shí)俱進(jìn)，協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1] 王愛民，劉加林，尹向東.深圳市土地供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究[J].熱帶地理，2005(1)：19-22.

[2] 龍奮杰，郭明.土地供給對(duì)中國(guó)城市增長(zhǎng)的影響研究[J].城市發(fā)展研究，2009(6)：83-87.

[3] 黃凌翔.土地供給經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)行時(shí)空變化特征及政策績(jī)效評(píng)價(jià)研究：基于宏觀調(diào)控視角[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2015，37(4)：74-78.

[4] 馬克星，劉紅梅，王克強(qiáng)，等.上海市土地市場(chǎng)供給側(cè)改革研究[J].中國(guó)土地科學(xué)，2017，31(1)：37-47.

[5] 匡兵，盧新海，周敏，等.武漢城市群城市用地結(jié)構(gòu)時(shí)空演變特征及其機(jī)理[J].經(jīng)濟(jì)地理，2016，36(5)：71-78.

[6] 陳治國(guó)，李成友，劉志有.中國(guó)城市土地供給政策對(duì)住房?jī)r(jià)格和城市發(fā)展影響研究[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2015，35(9)：24-33.

[7] 高金龍，陳雯.轉(zhuǎn)型期中國(guó)城市用地結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)演變及其機(jī)理：基于長(zhǎng)三角51個(gè)樣本城市的實(shí)證研究[J].長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，2017，26(4)：540-551.

[8] 王苗.市政設(shè)施建設(shè)養(yǎng)護(hù)管理[J].住宅與房地產(chǎn)，2016(6)：34.

[9] 李子奈，齊良書.關(guān)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型方法的思考[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2010(2)：69-83.