广州市旧村庄更新的市场化程度及其影响因素研究

第36卷,第3期

国土资源科技管理

ScientificandTechnoloicalManaementofLandandResourcesgg

:/doi10.3969.issn.1009-4210.2019.03.007j

,Vol.36No.3

Jun.15,2019 摘 要:基于旧村庄更新模式维度,构建旧村庄更新市场化指数模型,利用2007—2016年广州市面板数据,测算旧村庄更新市场化程度。以旧村庄更新市场化程度为因变量,以人均土地面积,城镇化率,第一产业产值,非农产业产值比重,人均可支配收入,土地财政依赖度,土地市场政策变量为自变量,运用多元线性回归模型、格兰杰因果关系检验和脉冲响应函数等方法,分析旧村庄更新的市场化程度与其影响因素之间的动态关系,结果表明:政策变量、人均土地面积、城镇化率、土地财政依赖度与旧村庄更新市场化程度之间存在着单向因果关系;城镇化率、非农产值比重、政策变量对旧村庄更新市场化程度存在正向冲击,土地财政依赖度为负向冲击。

关键词:旧村庄更新;市场化程度;多元线性回归;格兰杰因果检验

)中图分类号:K902;F301.1 文献标志码:A 文章编号:1009-4210-(201903-076-13

,renewalmarketizationindexmodelandusedthepaneldataofGuanzhoufrom2007to2016tomeasuretheg

:,AbstractBasedonthedimensionoftheoldvillaerenewalmodelthispaerconstructedanoldvillaegpg

dereeofmarketizationoftheoldvillae.Takinhemarketizationdereeofoldvillaerenewalasgggtgg

,,,-valuetheproortionofnonariculturaloututvaluethepercaitadisosableincomedereeoflandpgpppg

收稿日期:2019-04-21

););)基金项目:国家社会科学基金项目(中央高校基金项目(广东大学生科技创新培育项目(11BGL084x2C2180180dh2018a0047ggpj

,作者简介:李明月(男,教授,硕士生导师,从事土地经济与土地规划研究。1969—),:通信作者:庾 峥(男,从事土地经济与土地规划研究。E-1992—)meailuzhen12@q.comyg9q

,,,deendentvariableandtakinhepercaitalandareatheurbanizationratetheprimarndustrututpgtpyiyop

广州市旧村庄更新的市场化程度及其

影响因素研究

()华南理工大学公共管理学院,广东广州510640

李明月,庾 峥,张志鸿

OntheMarketizationDereeandItsInfluencinactorsofOldggF

VillaeRenewalinGuanzhouCitggy

--LIMinue,YUZhenZHANGZhihongyg,g)China

(,,ColleeofPublicAdministrationSouthChinaUniversitfTechnoloGuanzhou510640,gyogyg

·76·

第3期

李明月,等:广州市旧村庄更新的市场化程度及其影响因素研究

,linearreressionmodelGranercausalitestandimulseresonsefunctiontoanalzethednamicggytppyyrelationshietweenthedereeofmarketizationofoldvillaerenewalanditsinfluencinactors.Thepbgggf,urbanizationratelandfinancialdeendenceandthedereeofmarketizationofoldvillaerenewal.Thepgg,,-resultsshowthatthereisaonewaausalrelationshietweenpolicariablesercaitalandareaycpbyvpp,-urbanizationratetheproortionofnonariculturaloututvalueandpolicariableshaveapositiveimactpgpyvpneativeimact.gp

,financialdeendenceandlandmarketpolicariablesasindeendentvariablesthispaerusedmultilepyvppp

,onthemarketizationdereeofoldvillaerenewalwhilethedereeoflandfinancedeendencehasagggp:;;;Keordsrenewalofoldvillaedereeofmarketizationmultilelinearreressionranercausalitestggpgggytyw

大量农村集体建设用地低效率使用,城市土地呈外延式无序扩张,长期的城乡二元结构使

]1

。进行城市更城市用地日趋紧张与农村用地无法充分利用成为一对似乎无法调和的矛盾[

新,释放存量用地满足城市用地需求,既是现实倒逼下的无奈选择,也是城市发展到一定阶段后的必经之路。在原国土资源部的支持下,广东省于2旧城镇、旧厂房、旧009年就启动了以““村庄”等用地整治为重点的“三旧”改造。随着时间的推移,三旧”改造逐渐被更规范的“城市更新”所取代,但工作内容仍是旧城镇、旧厂房、旧村庄改造。2广州市纳入“三旧”改016年底,

[]2

()/的11787km32。

2

,造标图建库用地的面积5其中包含2约为全市存量建设用地总量85.23km72条旧村庄用地,

结合学界研究与实践经验,根据城市更新主体及出资主体的不同,现有的城市更新主要

3]

。政府单向主导的基于有:政府主导模式、集体主导模式、市场主导模式及半市场化模式等[

社会稳定的土地再开发利益分配方案难以获得参与者的集体认同,使城市更新陷入“政府不放权,改造无动力”的困境;与单纯的政府主导相比,由村集体来主导旧村庄改造具有更大的可行性;市场主导模式容易出现城市更新方向失衡、强度失控、连片更新缺乏、历史保护不足等问

4]5]

;。完善制度题[要破除当前管治模式的弊端,还需从政府单向治理走向市场多元合作治理[

供给、逐步培育社区参与意识、创新社区治理模式,实现社会福利的最大化与公平分享是实现

]6

,市场多元化治理的重要基础与必要前提[树立综合性与渐进式改造理念,建构主要利益相关7]。者良性互动机制,是成功改造基本条件[

总体而言,城市更新的理论研究尚停留在改造条件、模式等定性方面,定量方面的研究成

]89]

、果较为少见。本文借鉴谭丹等[姚睿等[的研究成果,基于2007—2016年广州市的面板数

据,针对旧村庄更新不同模式量化其市场化程度,选择影响其市场化程度的因素建立多元线性回归模型,分析旧村庄更新中市场化程度与影响因素之间的动态关系,为完善城市更新治理模式提供对策建议。

·77·

国土资源科技管理第36卷

(一)旧村庄更新模式的市场化程度界定

一 广州市旧村庄更新市场化程度测算

本文的旧村庄采用广州市城市更新局《广州市旧村庄更新实施办法》中的定义,是指市行

“政区域范围内,符合旧村庄改造政策且纳入城市更新(三旧”改造)数据库的旧村庄,以及经市

10]

。目前,政府同意,与旧村庄连片的其他存量建设用地、零星农用地等统筹整理的成片区域[

学界尚未有旧村庄更新市场化程度的定义,本文将旧村庄更新的市场化程度定义为:在旧村庄更新中,运用土地资本和市场手段更新改造的市场化发展水平和程度。

化模式。旧村庄更新的不同模式中,土地供应方式不同直接体现了旧村庄更新过程中市场化运作和政府干预程度的不同,即反映了旧村庄更新市场化的发育程度。这一点得到李永乐和吴群研究的印证,他们认为,不同交易方式市场化水平由低到高的次序为协议、招标、挂牌、拍

11]

。根据旧村庄更新的改造主体、卖[土地供应方式、融资方式不同,可将旧村庄更新模式的市

目前旧村庄更新主要有4种模式:政府主导模式、村集体主导模式、半市场化模式及市场

——非市场化的旧村庄更新政府主导模式和村集体主导模式—1.

场化程度划分为3个等级:非市场化、半市场化及市场化。

政府主导模式是以政府为主导,政府直接投资,对拆迁村民进行妥善安置后政府进行开发

建设;土地供应方式为征收储备,村集体经济组织不参与土地出让收益分成。村集体主导模式是村集体和村民自行筹资开发,完成拆迁安置、回迁建设和商品房建设的全部工作;土地供应方式为自主改造,未引入开发商参与旧村庄更新。两种模式下土地均未进入一级市场,归为非——半市场化的旧村庄更新半市场化模式—2.

市场化的旧村庄更新,将此模式的市场化指数定为0。

半市场化模式是指在村民村集体主导模式的基础上,通过引入开发商,借助其资金、技术

和经验,通过签订合作协议明确彼此的权利义务,合作完成改造;土地供应方式为协议出让,此——市场化的旧村庄更新市场主导模式—3.

模式归类为半市场化的旧村庄更新,市场化指数为0.5。

市场主导模式是指开发商全程参与城中村改造过程,改造资金由开发商承担,按市场化的

方式来进行征地、拆迁、补偿、安置、建设、销售等工作。土地供应方式为政府招标,此模式归类为市场化的旧村庄更新。市场主导模式的市场化指数定为1。各模式具体描述如表1所示。发育程度:

]12

,借鉴钱忠好等对国有土地市场化水平测度的研究成果[本文测算旧村庄更新市场化的

M=i=1

n∑Zfi=1

nii∑Zi×100%

()1

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第3期

李明月,等:广州市旧村庄更新的市场化程度及其影响因素研究

式中:三旧改造”批复的旧村庄数量;M为旧村庄更新市场化指数;Zi年取得广州市“fi为第i为不同的旧村庄更新模式对应的市场化修正系数。(二)数据的来源与测算结果

—2以2以广州市的旧村庄更新为研究对象,所有基础数据来源于007016年10年为研究期,

广州市城市更新局网站历年批复的旧村改造项目汇总表。鉴于2广州市019年广州市机构改革,—2城市更新局已经被撤并,相关信息已停止更新,目前笔者仅能从官方渠道获取2007016年已批复的旧村庄数据。其中42007—2016年广州市共有67个村获批全面改造,2个已启动改造或完成改造,因此本文选取这42个村的数据进行旧村庄更新市场化指数测算。通过广州市城市更新局网站及政府公示文件统计,这4市2个村中政府主导模式及村集体主导模式共8个,场主导模式2半市场化模式9个。5个,具体结果见表1与表2。

将整理后的相关数据代入公式(得到广州市21)007—2016年的旧村庄更新市场化程度,

表1 2007—2016年广州市旧村庄更新市场化指数的测算结果

广州

2007年0.75

2008年0.67

2009年0.67

2010年0.80

2011年0.83

2012年0.83

2013年0.88

2014年0.63

2015年0.57

2016年0.5

表2 2007—2016年广州市旧村庄更新市场化指数测算结果的统计性描述

观察值

统计性描述

42

平均值0.71

标准差0.13

最大值0.88

最小值0.50

旧村庄更新市场化程度呈下降趋势,由0一村一策”2007—2009年,.75降至0.67;2007年在“

如图1所示,根据变化趋势可将广州市旧村庄更新市场化程度分为3个阶段:第一阶段

图1 2007—2016年广州市旧村庄更新市场化程度的测算结果趋势

·79·

国土资源科技管理第36卷

政策背景下,猎德村被纳入改造试点范围,广州市开始加快推进旧村庄更新,旧村庄更新市场“留守户”有所增加,市场化指数小幅下降。第二阶段为2009—2013年广州旧村庄更新市场化猎德村改造成功增强了政府对市场参与旧村庄更新的信心,逐步放开市场化的更新模式,房企参与度空前提升。第三阶段为2一013—2016年。2013年原国土资源部叫停了广州旧村改造“村一策”的灵活试点政策,要求按照国家规定应储尽储后进行土地出让。广州市旧村庄更新进入停滞调整阶段,政府及相关职能部门总结旧改经验,拟定政策,进行内部改革,将三旧改造办公室职责等整合划入城市更新局,旧村庄市场化程度有所降低,由0.88降至0.50。

化指数为0处于较高水平;宏观经济下行,旧村庄更新中.75,2008年由于受金融危机等影响,程度从0总体呈上升趋势;.67提高至0.88,2009年广州市出台利好的三旧改造政策,2010年,

(一)模型选择

二 旧村庄更新市场化程度的影响因素分析

人均土地面积,城镇化率,第一产业产值,非农产业产值比重,人均可支配收入,土地财政

依赖度,土地市场政策变量对旧村庄更新的市场化均有着重要的影响作用,为定量地揭示它们对旧村庄更新市场化的影响,本文拟选择采用多元线性回归,格兰杰因果关系检验和脉冲响应分析的方法。多元线性回归分析1.

本文首先建立各因素对旧村庄市场化程度的影响模型。若有n个样本点观测值,设多元

线性回归分析模型结构如下:

…,式中:即Y= 表示n个样本点所观测到的广州Y为n阶因变量观测值向量, ,ynyyy1,2,3,,…,…,…;…,表示多组影响因素在n个样本点x1,xxx1,xxx1,xx kn 11,12,1n;21,22,2n;k1,k2,…,所组成的自变量矩阵;即ε= 阶总体回归参数ε为阶随机项向量,εb为(k+1)εεε ;n1,2,3,…,向量,即b= bbbb 。n1,2,3,

Y=bX+ε()2

市旧村庄更新市场化程度变量矩阵;阶解释变量观测值矩阵,即X=X为n×(k+1)

格兰杰因果关系检验2.

在预测一组数据的未来信息时,如果加入另一组数据过去的信息比仅用该数据自身的过

去信息的预测结果更好,那么就说明这两组数据之间具有格兰杰因果关系。在实证分析中检验变量间的因果关系及方向通常采用线性向量自回归方程来实现的:

Xt=Yt=

p=1l3

m=1

∑aXm∑aXpl1

t-p++

q=1l4

t-mn=1

·80·

∑bY∑bYl2

-qtq+tε()3()4

nt-n+tη 第3期

2

李明月,等:广州市旧村庄更新的市场化程度及其影响因素研究

式中:如果使用F统计检验或者χ统计检验能够得出

会影响对X则Y在式(中如果4)t未来信息的预测,t并不是格兰杰Xt引起的原因。相应的,脉冲响应分析3.

说明Y的过去信息不∑b=0的结果,

ptptt∑am则X如果=0,t并不是格兰杰引起Yt的原因;

则Y是格兰杰引起X的原因。∑b≠0,

为对各自变量与旧村庄更新市场化之间的动态变化规律进行研究,本文采用西姆斯提出

,的向量自回归模型(通过所有变量的滞后变量来构造模型,以有效降低内生性问题对模VAR)

13]

。本文尝试通过建立VA型估计的影响,使最小二乘估计变得可行[R模型来估计自各自变

量变化的一个冲击对旧村庄更新市场化程度的影响。若上述反应为正,说明两者之间存在正向影响,且该反应的系数值越大,表示冲击越强。反之亦然。(二)变量的选取

8]

采用表1中测算的旧村庄更新市场化程度(作为因变量。参考谭丹等[的研究,将mratio)

,,),),人均土地面积(城镇化率(第一产业产值(非农产业产值比重(人均可支配收ar)ur)inip,,)入(土地财政依赖度(土地市场政策变量(对旧村庄更新市场化程度具有重要影响的in)lr)op]8

。需指出的是,—2因素作为自变量[以上变量如无特别说明,均直接或间接来源于2008017年

广州市统计年鉴,各变量含义如下。人均土地面积1.

人均土地面积对旧村庄更新市场化具有重要的影响。人均土地面积越小,意味着用地供

需关系越为紧张,旧村庄更新的需求更旺盛,进而使得更多旧村庄纳入改造范围,旧村庄土地进入市场,对市场化程度有一定的正向作用。以广州市历年土地面积除以广州市相应的常住人口得到对应年份的人均土地面积。城镇化率2.

城镇化率反映了国家或地区经济、文化等综合实力的指标,亦是衡量国家或地区治理水平

的重要指标。城镇化的发展可能对旧村庄更新市场化产生多方面的影响,通常来说,城镇化发

14]

。在展水平与建设用地占用农业用地的面积,两者之间存在着类似于倒“型的变化规律[U”

倒“形曲线的前半段,当城市处于城镇化快速发展阶段时,大量农村人口因进城务工、求学U”

,等原因向城镇迁移,这对城镇资源环境承载力提高了更高的要求,不可避免地导致“农转非”进而扩大土地一级市场规模。而在倒“形曲线的后半段,当城市的城镇化达到较高水平后,U”土地利用方式转为节约集约用地,可供新增建设用地空间受到抑制,转而增加对存量土地的开发需求,特别是拥有较为丰富土地资源的旧村庄。本文所讨论的旧村庄更新是农村集体建设用地的二次开发,用广州市城镇人口占常住人口的比值来表示城镇化率。第一产业产值3.

第一产业发展规模很大程度反映该地区农业生产水平以及农民从事农业生产的意愿。农

·81·

国土资源科技管理第36卷

,民基于比较优势的考虑,会舍去从事农业生产,更青睐从事非农生产,更渴望转变为“城镇人”激发村民对旧村庄更新的意愿,最终会影响旧村庄更新市场化的程度。非农产业比重4.

非农产业比重是反映产业结构的重要指标。非农产业的发展,增加了对建设用地的需求,

——旧村庄,但新增建设用地可供空间受到抑制,需求转向最大的存量土地主体—而得益于“三旧改造”政策,旧村庄入市变得可能,极大释放了需求,促进了旧村庄更新市场的形成。城镇人均可支配收入5.

城镇人均可支配收入反映地区社会经济的发展程度及地区房地产市场的需求水平。一方

面,城镇人均可支配收入越高,说明地区经济发展水平越高,对产业和人口吸引力越大,促使地区对土地有更大的需求,去承载这些产业和人口。另一方面,城镇人均可支配收入越高,说明地区房地产市场需求越旺盛且越可能产生多层次的需求,催生出更为强烈的建设用地需求,使得旧村庄更新市场更为活跃。土地财政依赖度6.

土地出让金占财政收入的比重体现了地方政府对土地财政的依赖程度。土地出让金占财

政收入的比重越高,政府越需要通过出让土地以获得收入,进而政府在旧村庄更新博弈中,更,倾向于“收储土地,应储尽储”以掌握旧村庄更新市场的主导权。故土地财政依赖度是反映旧村庄更新市场化程度的重要影响因素。采用土地出让金占财政收入的比重来表示土地财政依赖度。政策变量7.

政府制定旧村更新相关政策,根本目的是为了对市场主体的更新活动进行规范,使得旧村

庄的二次开发更加高效。鉴于尚未有明确的农村建设用地入市的法律法规,旧村庄改造依据各地市出台的旧村庄更新政策实施,故旧村庄更新政策导向性对旧村庄更新市场主体、准入原则等有着至关重要的影响。

为量化政策变量,本文梳理研究期间广州市旧村庄更新的相关政策对各年的土地市场政策变量进行主观赋值:将2理由是广州市于2中007—2009年的政策变量定义为7,006年提出“调”发展战略,目的解决中心城区的功能配置和能级提升问题,走内涵式发展道路;广东省政府标志着广东省开启“三旧改造”探索之旅;广州市则出台文件,确定了市区两级2009年78号文,政府主导,以村集体为实施主体,允许开发商参与等原则,坚持“让利于民,利益归村”分配原,则,坚持“依法行政,尊重居民自治,保障改造推进”此阶段政府为旧村庄改造顺利推进,制定了许多行之有效的制度。将2理由是为保障2010—2012年的政策变量定义为9,010年广州亚运会的顺利举办,广州市主抓中心城区旧村庄改造,提出多样化的改造模式(政府主导、村集体,主导、开发商主导和半市场化模式)并坚持“一村一策”的灵活模式推进旧村庄更新的改造,其中猎德村于2这给当时广州市旧村庄更新市场带来极007年采取公开出让融资方式启动改造,

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李明月,等:广州市旧村庄更新的市场化程度及其影响因素研究

大的信心,政府主导旧村更新积极性高,村民和开发商亦是如此。将2013—2015年的政策变量定义为5,理由是2广州市出台文件,明确指出旧城改造必须政府主导,禁止开发商012年底,要求土地出让按照国家规定应储尽储,政府对旧村更新的改造控制力度从严。将2016年及以后的政策变量定义为2,理由是2广州市出台《广州市城市更新办法》以及《广州市015年12月,,旧村庄更新实施办法》文件指出,融资地块由政府储备公开出让的,按申请办理土地出让手续时点市场评估价2融资地块可自主改造也可以合作改造,这一定程度上降0%计收土地出让金,低了改造主体和市场参与的积极性。基于广州市统计年鉴数据整理及计算,得到表3。

表3 2007—2016年广州旧村庄更新市场化程度的影响因素变量

年份2007200820092010201120122013201420152016

(km

人均土地面积/

2/万人)

直接参与。2国土资源部叫停了广州“旧村改造一村一策、一厂一策”的灵活试点政策,013年,

城镇化率/%

82.1782.2382.5383.7884.1385.0285.2785.4385.5386.06

第一产业

产值/万元1498737169184917228371885645204542021376202284630218699322684092400400

7.066.676.265.855.835.795.755.685.515.29

非农产业

产值比重/%

97.9097.9698.1198.2598.3598.4298.5398.6998.7598.78

人均可支配

(收入/元/年)22469.2225316.7227609.5930658.4934438.0838053.5242049.1442954.6046734.6050949.70

土地财政

依赖度/%

政策变量

7779995552

0.140.210.290.330.200.100.190.320.330.23

为使得各项指标具有可比性,需将原始数据进行无量纲处理,本文选择极值法进行标准化处理。计算公式如下:

,xxi-imin

()X5i=

-,,xximaximin

…,式中:i=1,2,n;Xi个评价指标的相对评分值;xi个评价指标的原始数据。i为第i为第

多元线性回归分析1.

(三)旧村庄更新市场化程度的影响因素计量分析

mratio=0.8617+0.6370ur+1.1654ni+1.1343in+0.0558o-0.4931lr-0.0619ar-0.1199ipp()城镇化率:在置信水平为5%中,城镇化率对旧村庄更新的市场化影响是正向显著的,1

从表4看,有4个因素与旧村庄更新市场化程度呈正相关:

运用E采用多元线性回归的方法,得到如下结果:views8.0作为回归分析的工具,

其回归系数为0广州市城镇化水平已高达8走内涵式挖掘存量土.6370。2016年底,6.06%,地的利用模式,是应对新时代土地集约利用的要求,也是提升广州市旧村庄用地利用效率必经

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国土资源科技管理第36卷

之路,利于旧村庄更新市场的发育。

显著的,其回归系数为1需要更多高效利用土地.1558。广州市处于产业结构优化升级阶段,、“的工业商业,推动了“工改工”工改商”等旧厂改造,为区域聚集人口和产业资源,更能吸引社会各界促进旧村庄更新。

著,但其回归系数为1与预期假设相符。.0343,

()人均可支配收入:虽然人均可支配收入对旧村庄更新的市场化的影响在统计学上不显3

()政策变量:在置信水平为5%中,政策变量对旧村庄更新的市场化影响是正向显著的,4

()非农产业比重:在置信水平为5%中,非农产业比重对旧村庄更新的市场化影响是正向2

其回归系数为1是诸多影响因子中影响系数最大的。在前文变量选取中运用特尔菲法.1654,从1~数值越高代表政策支持市场化程度越高,政策变量与旧村庄更新市10量化了政策变量,场化程度呈正相关,即政策越支持市场化形式进行旧村庄更新,开发商的参与度更高,村集体及村民的积极性也更高,旧村庄更新的市场化程度随之提高。

两个因素与旧村庄更新市场化程度呈负相关:

回归系数为-促使政府更关注旧村庄更新中土地收储方式和0.4931。土地财政依赖度越高,利益分配收入方案等,从而加强在旧村庄更新中的主导作用,一定程度上阻碍旧村庄更新市场化发展。

其回归系数分别为-村民对旧村庄更新的意愿越强-00.0619、.1199。人均土地面积越小,烈,进而促进旧村庄更新市场化程度。第一产业产值的回归系数为-0与农业用地的增.1199,加将压缩旧村庄更新的市场化空间的假设相符。

()虽然人均土地面积和第一产业产值对旧村庄更新的市场化影响在统计学上不显著,但2

()在置信水平为1土地财政依赖度对旧村庄更新的市场化影响是正向显著的,其10%中,

表4 多元线性回归模型分析结果

变量

城镇化率(ur))非农产值比重(ni人均可支配收入(in)土地财政依赖度(lr)人均土地面积(ar))第一产业产值(ip政策变量(o)p系数0.63701.15581.0343

-0.4931-0.0619-0.1199

T绝对值

1.89742.47331.07361.43570.67040.49562.3865

Prob.

*

0.0495**0.0225*

0.16150.0883*0.27340.5716

*0.0236*

注:*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显著。

1.1654

·84·

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李明月,等:广州市旧村庄更新的市场化程度及其影响因素研究

格兰杰因果关系检验2.

多元线性回归分析的结果初步说明了各自变量与旧村庄更新市场化程度之间的相关关

(的回归结果在统计学上显著。选取这4个变量进行进一步的分析,旨在研究这种相关关系lr)

究竟是谁引起的结果,变量之间是否构成因果关系,故需要进一步对这4个自变量和旧村庄更新市场化程度进行格兰杰因果检验。

关于滞后阶数的选择问题,根据VAR建立方程中的AIC、SC最小准则确定。经过试算,

,),系,其中在1城镇化率(非农产值比重(政策变量(和土地财政依赖度0%水平下,ur)nio)p发现滞后阶数为2时,AIC,SC最小。检验结果如表5所示。

表5 格兰杰因果关系检验结果

变量城镇化率ur原始假设

F统计值

3.714662.356594.293313.569534.984703.136702.579450.13618

概率0.04510.24260.03770.16090.02120.18400.08520.8778

对原假设的判断

在5%的水平上拒绝原假设接受原假设

ur不是mratio的格兰杰原因mratio不是ur的格兰杰原因

非农产值比重nini不是mratio的格兰杰原因mratio不是ni的格兰杰原因

在5%的水平上拒绝原假设接受原假设

政策变量poo不是mratio的格兰杰原因pmratio不是po的格兰杰原因

在5%的水平上拒绝原假设接受原假设

土地财政依赖度lrlr不是mratio的格兰杰原因mratio不是lr的格兰杰原因

在10%的水平上拒绝原假设接受原假设

期间,检验结果接受因变量旧村庄更新市场化程度不是各自变量的格兰杰原因的原假设;城镇化率u非农产值比重nr,i和政策变量po在5%的显著性水平上拒绝以上影响因素不是因变量旧村庄更新市场化程度的格兰杰原因的原假设,土地财政依赖度lr在10%的显著性水平上拒绝以上影响因素不是因变量旧村庄更新市场化程度的格兰杰原因的原假设。也就说明,从长,期来看,自变量城镇化率u非农产值比重n政策变量p会引r,io和土地财政依赖度lr的变化,起因变量旧村庄更新市场化程度的变化,但旧村庄更新市场化程度的变化并不能显著影响上述变量的变化,即局部无法显著影响整体。脉冲响应分析3.

根据单位根检验结果,各变量最佳滞后均数为二阶,建立城镇化率与旧村庄更新市场化指

表5表明上述4个影响因素与旧村庄更新市场化程度之间存在着单向的因果关系:研究

数变量自回归滞后二阶模型,同理,非农产值比重、政策变量和土地财政依赖度亦是如此。分别对每个模型中自变量施加一个标准差的脉冲,并选取滞后一期至十期的累计响应系数,如图2所示。

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国土资源科技管理第36卷

()城镇化率a

()非农产值比重b

()政策变量c()土地财政依赖度d

图2 各影响因素对旧村庄更新市场化的脉冲响应

达到峰值约0.1。正向冲击在随后的几期内逐渐回落并减少为0。这说明了城镇化率的提升对旧村庄更新的市场化程度在短期内有着较强的正向作用,而从长期来看影响程度逐渐)回落。由图2(可知:非农产值比重对旧村庄更新市场化程度存在正向冲击,在1期变达到b最大值为0并在2期有较小的负向冲击,随后在0横轴附近轻微波动。这说明了非农产.06,)值比重对旧村庄更新市场化的影响的即时性较强,在短期内的影响较大。由图2(可知:政c策变量对旧村庄更新市场化程度存在正向冲击,并且分别于2期和6期到达峰值。短期内正向冲击影响较大,且长期来看正向冲击一直维持在较高水平。这说明了政策对旧村庄更新市场化的支持对旧村庄更新市场化程度的正向作用是长期可持续的,短期内冲击效应强)烈,在接收冲击的滞后十期内也一直保持着较大的影响。由图2(可知:土地财政依赖度对d旧村庄更新市场化程度存在负向冲击,并于3期达到峰值约为-0.1。说明土地财政依赖度对旧村庄更新市场化程度的负向影响是先大后小的情况,在接收冲击后的3期影响达到最大,随后逐渐减小为0。

)由图2(可知:城镇化率对旧村庄更新市场化程度存在正向冲击,并在滞后1期和3期a

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第3期

李明月,等:广州市旧村庄更新的市场化程度及其影响因素研究

(一)主要结论

三 主要结论与政策内涵

基于2测算旧村庄更新市场化程度,007—2016年广州市旧村改造相关指标的面板数据,

运用多元线性回归分析、格兰杰因果关系检验和脉冲响应函数分析等,分析旧村庄更新市场化程度的影响因素,并进一步探索旧村庄更新市场化程度与其影响因素的动态关系,研究表明:

研究期间,对广州市旧村庄更新市场化程度呈正向显著影响的变量为城镇化率、非农产值比重和政策变量;负向显著影响的变量为土地财政依赖度;影响不显著的变量为城镇人均可支配收入、人均土地面积和第一产业产值。在1回归系数由强到弱排序为:政策0%显著水平下,变量、非农产值比重、城镇化率、土地财政依赖度。之间存在着单向因果关系。

研究期间,政策变量、人均土地面积、城镇化率、土地财政依赖度与旧村庄更新市场化程度基于脉冲分析的结论,城镇化率对旧村庄更新市场化程度存在正向冲击,在滞后1期与

非农产值比重对旧村庄更新市场化程度存在正向冲击,在滞后3期达到峰值后逐渐减小为0;

政策变量对旧村庄更新市场化程度存在正向冲击,并且1期达到峰值后在X轴附近轻微波动;

分别于2期和6期到达峰值,短期内正向冲击影响较大,且长期来看正向冲击一直维持在较高水平。土地财政依赖度对旧村庄更新市场化程度存在负向冲击,且负向影响呈现先大后小的总体趋势。(二)政策内涵

旧村庄更新是我国经济社会发展到一定历史阶段的必然结果:既能大量减少农村低效用

地,改善农村面貌;又能满足城市新兴产业用地旺盛需求,促进城市发展,一举多得。在可预见的将来必然成为一种趋势与潮流。

土地财政依赖度、政策变量分别是旧村庄更新市场化程度两个最重要负向、正向影响因素。在土地财政依赖度较高的广州,政府应寻找新的经济增长点,破解土地财政困境。政府在出台相关政策时,不过分纠结于看得见的改造经济利益,而应明确职能和定位,谨守“守夜人”角色,注重发挥市场作用,以提高旧村庄更新改造效率为终极目标。

在我国,市场已经成为资源配置的基础方式。在市场可以发挥作用且应当发挥作用的领域,市场化程度越高,效率越高。实行土地供给侧结构性改革,是充分发挥市场配置资源的优势,是中国土地制度具有里程碑意义的创新之举。作为存量建设用地的主体农村集体经营性建设用地能入市,无疑是对土地一级市场供给的有益补充,更利于提高土地利用集约度。当然,农村集体建设用地入市尚处于探索阶段,广东省应借助“十年三旧改造”的实践,进一步探索总结多元化的农村集体建设用地入市模式、入市市场规范、入市相关主体的权责等经验,为其他地区城市更新提供经验借鉴。

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