基于格蘭杰因果實證的城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展互動機制研究

洪順發(fā),郭青海,何志超,劉 勇,徐凌星,Habimana Simbi Claudien,6

1 中國海洋大學(xué)國際事務(wù)與公共管理學(xué)院, 青島 266100 2 浙江理工大學(xué)建筑工程學(xué)院, 杭州 310018 3 中國科學(xué)院城市環(huán)境研究所, 廈門 361021 4 哈雷-維滕貝格馬丁路德大學(xué), 德國哈雷 60120 5 四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院, 成都 610064 6 中國科學(xué)院大學(xué), 北京 100049

快速城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展帶來了城市景觀的深刻變化[1]。作為城市景觀的重要類別,城市綠地是指以自然植被和人工植被為主要存在形態(tài)的城市利用地[2],是高密度人口聚集的城市中的自然本底,為人類城市生活提供支持、供給、調(diào)節(jié)和文化等方面的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù),已成為衡量人地關(guān)系和諧狀況[3]和居民生活質(zhì)量的重要方面。“綠水青山就是金山銀山”這一論斷是對中國生態(tài)文明建設(shè)的深刻闡釋,生態(tài)環(huán)境與財富積累并非“零和”博弈、非此即彼的關(guān)系,而是協(xié)同共存、相互促進的關(guān)系。城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展水平的互動機制研究是生態(tài)環(huán)境與社會財富積累關(guān)系研究的一個方面,開展這方面的研究將深化社會-經(jīng)濟-自然復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)研究,以及充實生態(tài)文明建設(shè)理論的實踐基礎(chǔ)。

城市綠地的經(jīng)濟效應(yīng)研究主要集中于評估城市綠地的使用價值[4]。條件估值法[5]、享樂價格法[6-7]是城市綠地生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值貨幣化研究的常用方法。有學(xué)者將城市綠地的蒸騰降溫功能與空調(diào)降溫功能類比,計算其經(jīng)濟價值[8]。此類城市綠地的經(jīng)濟效應(yīng)評價是用貨幣方式評價城市綠地價值,是對城市綠地這一公共物品所創(chuàng)造的公共福利的衡量,但并不直接體現(xiàn)城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展的互動關(guān)系。城市綠地的房地產(chǎn)增值效應(yīng)則直接反映城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系。一部分學(xué)者運用特征價值模型[9]、半對數(shù)特征價格模型[10]和地理加權(quán)回歸[11]探討城市綠地與房地產(chǎn)價格的關(guān)系,研究發(fā)現(xiàn)城市綠地能夠顯著提升住宅價格[12,13]。城市綠地的房地產(chǎn)增值效應(yīng)從側(cè)面證實了城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展存在相關(guān)關(guān)系。然而,房地產(chǎn)市場只是城市經(jīng)濟的組成成分之一,城市經(jīng)濟發(fā)展與城市綠地存在何種關(guān)系需要在宏觀層面進行細(xì)致探討。

宏觀層面上,李雪銘等[14]定性分析了城市綠地系統(tǒng)促進經(jīng)濟發(fā)展的機制,并以大連市為例構(gòu)建多元線性回歸模型分析城市綠地對經(jīng)濟增長的促進作用。類似的研究還有吳彤和倪紹祥[15]運用多元線性回歸的方法,發(fā)現(xiàn)南京市城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展水平存在顯著相關(guān)關(guān)系。Li等[16]利用2014年中國283個城市的截面數(shù)據(jù),通過空間回歸模型分析經(jīng)濟發(fā)展對城市綠化的促進作用,結(jié)果顯示人均GDP對城市綠地率具有正向影響。

總體而言,宏觀層面上的研究多采用回歸分析,結(jié)果多數(shù)只做到了揭示城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展存在相關(guān)關(guān)系。而城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展是否存在因果關(guān)系,因果關(guān)系究竟是經(jīng)濟發(fā)展影響城市綠地,還是城市綠地影響經(jīng)濟發(fā)展,抑或是雙向因果關(guān)系,這些都需要進一步探討。格蘭杰因果關(guān)系檢驗是從統(tǒng)計上探討兩個變量是否存在相互影響的因果關(guān)系以及這種因果關(guān)系的方向的統(tǒng)計方法[17]格蘭杰因果關(guān)系檢驗在城鎮(zhèn)化[18]、經(jīng)濟增長[19]、植被與氣候[20]等領(lǐng)域的因果關(guān)系的識別與驗證具有廣泛的應(yīng)用,是城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展因果關(guān)系識別的有力工具。

基于此,本研究綜合運用“格蘭杰因果關(guān)系檢驗”方法,檢驗城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展的因果互動關(guān)系,構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型探討城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展交互影響的方向與程度。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

“建成區(qū)綠地率”是城市綠化水平的表征值,人均GDP是反映城市富裕程度的重要指標(biāo),本研究選取2000—2016年中國地級市市轄區(qū)的人均GDP和市轄區(qū)建成區(qū)綠地率作為研究基礎(chǔ)數(shù)據(jù),剔除了數(shù)據(jù)缺失的樣本,最終獲得了2000—2016年17期237個截面的面板數(shù)據(jù),共4039個觀測值。人均GDP數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》(2000—2016),城市建成區(qū)綠地率來自于《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》(2000—2016)。分析軟件采用Eviews8.0和Stata16。

1.2 研究方法

采用面板格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗[21]探討城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展水平的因果關(guān)系,在此基礎(chǔ)上采用面板數(shù)據(jù)回歸量化分析城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展的交互影響大小。面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法見下：

(1)

(2)

式中,AGDP代表人均地區(qū)生產(chǎn)總值,UGR代表城市建成區(qū)綠地率,i為城市個體數(shù)量編號,本研究中取值為1—237,t為時期編號,本研究中取值為1—17；滯后階數(shù)P根據(jù)“AIC-赤池信息準(zhǔn)則”(Akaike′s information criterion)和“SC-斯瓦茨準(zhǔn)則”(Schwarz criterion)確定,滯后階數(shù)理論上取AIC與SC值最低值,然而滯后階數(shù)越大,數(shù)據(jù)損失就越多,當(dāng)階數(shù)為達3時,繼續(xù)增加滯后階數(shù)AIC和SC值變動較小,因此本研究中選擇滯后階數(shù)P值為3；式1中,檢驗原假設(shè)為“H0：β1=β2=…=βm=0”,即城市建成區(qū)綠地率不是經(jīng)濟發(fā)展水平的格蘭杰原因；式2中,檢驗原假設(shè)為“H0：α1=α2=…=αm=0”,即經(jīng)濟發(fā)展水平不是城市建成區(qū)綠地率的格蘭杰原因。

面板數(shù)據(jù)回歸模型：

ln(AGDPit)=αiln(UGRit)+ui+εit

(3)

ln(UGRit)=βiln(AGDPit)+ui+εit

(4)

式中,u為反映個體異質(zhì)性的截距項,ε為隨時間和個體而改變的擾動項。彈性的概念可以應(yīng)用在具有因果關(guān)系的概念中。α為“經(jīng)濟-綠地彈性”系數(shù),用來描述人均GDP隨建成區(qū)綠地率變動的情況,即當(dāng)建成區(qū)綠地率變化1%,人均GDP變動α%。β為“綠地-經(jīng)濟彈性”系數(shù),用來描述建成區(qū)綠地率隨人均GDP變動的情況,即當(dāng)人均GDP變動1%,城市綠地率變動β%。

2 研究結(jié)果

2.1 面板單位根檢驗

只有數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的(stationary),回歸分析及其相關(guān)檢驗才可信[17]。含有時間序列的數(shù)據(jù),如果表現(xiàn)出一致的變化趨勢(非平穩(wěn)),即使它們之間沒有任何經(jīng)濟關(guān)系,往往也表現(xiàn)出較高的可決系數(shù),即出現(xiàn)虛假回歸(spuriousregression)或偽回歸[17]。為了防止因共同的時間趨勢出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象,本研究對AGDP和UGR及其對數(shù)形式進行面板單位根檢驗。Harris and Tzavalis檢驗(HT檢驗)和Im-Pesaran-Skin檢驗(IPS檢驗)是適用于短面板,用以檢驗面板數(shù)據(jù)是否存在單位根,即變量是否平穩(wěn)的統(tǒng)計方法。由于本數(shù)據(jù)時間維度遠小于截面數(shù),屬于“短面板”,根據(jù)面板單位根檢驗的特征[21],開展HT檢驗和IPS檢驗,計算工具為Stata軟件。檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

面板單位根檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)：IPS檢驗中,全國、東部、中部和西部區(qū)域人均GDP均為非平穩(wěn)序列；而ln(AGDP)、UGR和ln(UGR)均在1%顯著性水平下拒絕存在面板單位根的假設(shè),即為平穩(wěn)序列。在HT檢驗中,所有變量均在1%顯著性水平下拒絕存在面板單位根,即為平穩(wěn)序列。在該面板數(shù)據(jù)中變量ln(AGDP)和ln(UGR)均在1%顯著性水平下通過了HT和IPS變量平穩(wěn)性檢驗,均為平穩(wěn)序列,不容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象,因而開展格蘭杰因果關(guān)系檢驗和面板數(shù)據(jù)回歸分析及相關(guān)檢驗有效。

2.2 格蘭杰因果關(guān)系分析

運用Eviews 8.0軟件開展格蘭杰因果關(guān)系檢驗,檢驗結(jié)果如表2所示。從面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果(表2)可以發(fā)現(xiàn)全國尺度上城市建成區(qū)綠地率與人均GDP存在互為因果關(guān)系,但存在明顯的區(qū)域差異。全國尺度上,城市建成區(qū)綠地率與人均GDP呈現(xiàn)極顯著的雙向格蘭杰因果關(guān)系,人均GDP影響建成區(qū)綠地率增長,同時建成區(qū)綠地率影響人均GDP增加。在東部地區(qū),城市建成區(qū)綠地率是人均GDP的格蘭杰原因假設(shè)未通過顯著性檢驗,人均GDP是城市建成區(qū)綠地率的格蘭杰原因通過了1%的顯著性檢驗,表明城市建成區(qū)綠地率與人均GDP呈現(xiàn)單向的因果關(guān)系,人均GDP影響建成區(qū)綠地率增長。在中部和西部地區(qū),城市建成區(qū)綠地率與人均GDP呈現(xiàn)顯著的雙向格蘭杰因果關(guān)系?？偟膩碚f,4個研究區(qū)域中,人均GDP顯著影響城市建成區(qū)綠地率增長,而在東部地區(qū)城市建成區(qū)綠地率與人均GDP因果關(guān)系不顯著,表明城市建成區(qū)綠地率增長對人均GDP影響較弱。

表2 城市建成區(qū)綠地率與經(jīng)濟發(fā)展水平的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

2.3 面板數(shù)據(jù)回歸分析

格蘭杰因果關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展互為因果、相互影響,但是不能確定這種關(guān)系是正向影響還是負(fù)向影響,以及影響程度。本文應(yīng)用面板數(shù)據(jù)回歸方法分析影響類型和程度,對全國、東部、中部和西部的城市面板數(shù)據(jù)進行綜合F檢驗和豪斯曼檢驗。Stata在固定效應(yīng)回歸(“xtreg,fe”)時輸出的全國：F(236,3791)=11.84,P=0.000；東部：F(89, 1439)=10.57,P=0.000；中部：F(93, 1503)=9.17,P=0.000；西部：F(52, 847)=14.09,P=0.000。結(jié)果顯示固定效應(yīng)回歸優(yōu)于混合回歸,豪斯曼檢驗的結(jié)果為全國：P=0.8040；東部：P=0.9959；中部：P=0.8375；西部：P=0.6185；表明隨機效應(yīng)回歸優(yōu)于固定效應(yīng)回歸。因此,本研究適合采用面板隨機效應(yīng)對模型進行回歸分析。

面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果(表3)均為大于零,表明城市建成區(qū)綠地率與人均GDP增長具有相互促進,存在“正向循環(huán)反饋”的互動關(guān)系,即城市綠地水平的提高能夠推動城市經(jīng)濟發(fā)展,而經(jīng)濟發(fā)展能夠拉動城市綠地建設(shè)。

表3 面板模型估計結(jié)果

城市建成區(qū)綠地率對人均GDP具有正向推動作用。在全國尺度、中部和西部地區(qū)存在城市綠地率增長率是經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因,綠地能夠促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展,而東部地區(qū)不存在綠地率對人均GDP的正向促進作用。在全國尺度上,城市建成區(qū)綠地率每增長1%,能夠帶動人均GDP增長0.217%。西部地區(qū)的“經(jīng)濟-綠地彈性”系數(shù)為0.306,表明西部地區(qū)城市綠地對經(jīng)濟的推動作用高于全國平均水平0.217。而中部地區(qū)“經(jīng)濟-綠地彈性”系數(shù)為0.205,略低于全國平均水平的0.217。

經(jīng)濟發(fā)展水平能夠拉動城市綠地建設(shè)。全國、東、中和西部地區(qū)人均GDP都是城市建成區(qū)綠地率增長的格蘭杰原因。全國尺度上人均GDP每提升1%,城市建成區(qū)綠地率提升1.44%。經(jīng)濟發(fā)展水平對城市綠地建設(shè)的拉動作用是西部地區(qū)>東部地區(qū)>中部地區(qū),人均GDP每增長1%,西部地區(qū)城市建成區(qū)綠地率增長1.53%,東部地區(qū)1.42%,中部地區(qū)1.36%。西部地區(qū)“綠地-經(jīng)濟彈性”系數(shù)最高為1.53,表明西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對城市綠地建設(shè)的拉動作用最大。從“經(jīng)濟-綠地彈性”系數(shù)來看,西部地區(qū)建成區(qū)綠地率每提升1%,人均GDP提升0.3%,即西部地區(qū)城市綠地對經(jīng)濟的拉動作用較高。

3 討論與結(jié)論

3.1 討論

本研究結(jié)果顯示城市建成區(qū)綠地率與人均GDP互為正向因果關(guān)系,即城市經(jīng)濟發(fā)展能夠促進城市綠地建設(shè),城市綠地建設(shè)水平的提高能夠反過來提升城市經(jīng)濟發(fā)展水平。而劉志強和邢琳琳[22]的研究認(rèn)為,城市綠地水平與各區(qū)域的經(jīng)濟社會發(fā)展未表現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系。一方面是因為研究中存在的尺度效應(yīng),劉志強和邢琳琳[22]的研究分析的是區(qū)域間(東、中、西、東北)城市綠地與經(jīng)濟社會發(fā)展之間并未出現(xiàn)明顯的相關(guān)關(guān)系,城市尺度的城市綠地與經(jīng)濟社會之間的關(guān)系在區(qū)域尺度上被掩蓋了。另一方面是在研究方法上,相比可視化及簡單統(tǒng)計分析,本研究運用“格蘭杰因果關(guān)系檢驗”的計量分析方法在因果關(guān)系實證研究更具效率。有學(xué)者研究認(rèn)為,城市綠地具有房產(chǎn)增值效應(yīng)[13,23-24]，城市綠地具有的生態(tài)、休閑等功能會影響消費者購買房屋和開發(fā)商拿地,從而提高住宅價格[9]。城市綠地對房地產(chǎn)增值效應(yīng)的研究有力地支撐了本文城市綠地對經(jīng)濟發(fā)展水平具有正向推動作用的研究結(jié)論,城市綠地推動經(jīng)濟發(fā)展水平的研究結(jié)果符合經(jīng)濟事實。

東部地區(qū)城市建成區(qū)綠地率并不是人均GDP增長的格蘭杰原因,城市綠地未明顯表現(xiàn)出對經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用,其原因可能是東部地區(qū)城市經(jīng)濟較為發(fā)達,城市建成區(qū)綠地率已達到較高水平,遠高于其他地區(qū)。邊際效用遞減,是指在一定時間內(nèi),在其他商品的消費數(shù)量保持不變的條件下,當(dāng)一個人連續(xù)消費某種物品時,隨著所消費的該物品的數(shù)量增加,物品的邊際效用有遞減的趨勢[25]。城市綠地的“消費”中遵循著這種邊際效用遞減規(guī)律,當(dāng)城市建成區(qū)綠地率已經(jīng)達到較高的水平,再提高建成區(qū)綠地率對“消費者”而言所增加的“滿足感”較低,因而城市建成區(qū)綠地率對經(jīng)濟的吸引作用也相對較弱。西部地區(qū)城市建成區(qū)綠地率最低,西部地區(qū)城市綠地對經(jīng)濟的拉動作用高于中部地區(qū),在一定程度上也符合邊際效用遞減規(guī)律的解釋結(jié)果。

基于城市綠地與城市經(jīng)濟發(fā)展的“正向循環(huán)反饋”關(guān)系,可以將其概括為“綠磁效應(yīng)”和“需求效應(yīng)”。城市綠地具有的生態(tài)、休閑功能能夠吸引居民和企業(yè)入駐,尤其是對城市綠地需求較高的第三產(chǎn)業(yè)[26]。城市綠地吸引游客和投資者入駐[27],間接促進地方旅游業(yè)和相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。有學(xué)者將城市綠地在社區(qū)種族間交往中的“吸引”作用概括為“綠磁”(Green Magnet)[28]。本研究借鑒這一概念,將其從社交層面拓展到經(jīng)濟層面,將城市綠地對經(jīng)濟的推動效應(yīng),即綠地本身所具有的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)對個人和企業(yè)的“吸引”概括為“綠磁效應(yīng)”(Green Magnet Effect)。除少數(shù)私家園林外,城市綠地是典型的公共物品,具有非排他性和非競爭性。城市綠地的規(guī)劃與建設(shè)主體主要是政府部門運用公共財政資金投資建設(shè)。城市經(jīng)濟發(fā)展水平使當(dāng)?shù)卣畵碛懈嗫晒┲涞馁Y金支撐城市綠地的供給和維護[17]。需求是消費者愿意而且能夠購買的商品總和。城市經(jīng)濟發(fā)展水平越高,政府財政收入越高,城市綠地的需求也就相應(yīng)地提高。因而,將城市經(jīng)濟發(fā)展對城市綠地建設(shè)的促進作用概括為“需求效應(yīng)”(Green Demand Effect),經(jīng)濟發(fā)展、生活水平的提高對城市綠地面積增加和質(zhì)量提升的需求持續(xù)增長。

自然地理條件對人口分布、交通、經(jīng)濟發(fā)展等人口活動具有基礎(chǔ)性的影響。城市綠地是城市生態(tài)系統(tǒng)中最主要的自然要素,除了受經(jīng)濟條件的影響外,也受城市自然地理條件的制約。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),海拔、地形、溫度、濕度等自然地理條件會對城市綠地建設(shè)具有顯著的影響[29]。在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上,在一篇文章中同時開展自然、經(jīng)濟對城市綠地率的互動機制研究較難,因篇幅限制本文僅探討城市經(jīng)濟發(fā)展與城市建成區(qū)綠地率之間的存在因果關(guān)系,未關(guān)注自然要素對城市綠地率的制約。未來可進一步研究自然地理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展等因素如何影響城市綠地的規(guī)劃與建設(shè),“自然地理環(huán)境-經(jīng)濟發(fā)展-城市綠地建設(shè)”之間存在何種因果互動機制。

3.2 結(jié)論與建議

本文基于城市面板數(shù)據(jù),運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗和面板數(shù)據(jù)回歸模型分析城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展水平的關(guān)系。研究證實了城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展水平存在雙向因果關(guān)系,即存在“正向循環(huán)反饋”的互動關(guān)系。從全國尺度上看,經(jīng)濟發(fā)展水平能夠促進城市綠地建設(shè),城市綠地建設(shè)亦能促進經(jīng)濟發(fā)展(圖1)。

圖1 城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展正向循環(huán)反饋概念框架

東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平是城市綠地建設(shè)的格蘭杰原因,而城市綠地并不是經(jīng)濟發(fā)展水平的格蘭杰原因。西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與城市綠地交互影響強度最大。鑒于城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展存在因果互動關(guān)系,未來的城市規(guī)劃中應(yīng)從自然-經(jīng)濟互動的視角出發(fā),在環(huán)境宜居與經(jīng)濟發(fā)展中尋找平衡點,實現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟互相促進的良性互動格局。東部地區(qū)運用城市綠地率的提升來拉動經(jīng)濟發(fā)展的空間比較小,應(yīng)著眼于提高城市綠地質(zhì)量,實現(xiàn)城市綠地的體系化,創(chuàng)造高品質(zhì)的城市綠色空間。中、西部應(yīng)在兼顧城市綠地質(zhì)量的基礎(chǔ)上,在新增城鎮(zhèn)建設(shè)用地中合理增加城市綠色空間,在存量城市建設(shè)用地中開展土地整理,盤活存量,見縫插綠,合理拓展城市綠色空間。

以往的多元線性回歸僅證實了城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展存在相關(guān)關(guān)系,本研究運用因果關(guān)系分析方法證實了其因果關(guān)系的存在。對城市綠地的“綠磁效應(yīng)”和經(jīng)濟發(fā)展的“需求效應(yīng)”的高度概括對城市綠地與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系研究和城市規(guī)劃具有借鑒意義。限于篇幅,并未對兩種效應(yīng)進行分解研究,未來研究可將“綠磁效應(yīng)”和“需求效應(yīng)”分解,開展更加細(xì)致的探討。