龍茂乾，孟曉晨

(北京大學 城市與環(huán)境學院，北京100871)

0 引言

改革開放以來，中國的經(jīng)濟增長取得了舉世矚目的成就，與之相伴的是高速度的城市發(fā)展，城市數(shù)量、城市人口及城市建成區(qū)的面積都得到迅速增長［1］。全國地級市及以上城市市轄區(qū)建成區(qū)面積由1999年的1.5萬km2增長到2012年的3.6萬km2，增長了1.4倍，平均建成區(qū)面積增長了0.9倍。2014年，中國城鎮(zhèn)化率已達54.77%，城市建成區(qū)面積擴大和人口增長，成為改革開放以來中國城市發(fā)展最為顯著的特征。與此同時，值得注意的是，中國在過去20多年中，土地城鎮(zhèn)化遠遠快于人口城鎮(zhèn)化。從國際經(jīng)驗看，土地城鎮(zhèn)化的速度稍微比人口城鎮(zhèn)化提前。事實上，1990—2000年中國土地城鎮(zhèn)化比人口城鎮(zhèn)化的速度快1.71倍，2000—2010年前者比后者快1.85倍，而國際上公認的系數(shù)是1.12左右。這直接反映了中國城市空間迅猛擴張的現(xiàn)實。

城市空間擴張背后的動力機制一直是學者們研究的重點。在理論上，W.Alonso，E.S.Mills，R.F.Muth 繼承了杜能關(guān)于地租與運輸成本相互替代的原理，創(chuàng)建了城市單中心空間結(jié)構(gòu)的理論框架［2-4］。W.C.Wheaton對單中心城市用地特征進行了具有普遍意義的比較靜態(tài)分析［5］。之后，J.K.Brueckner綜合了 R.F.Muth 和E.M.Mills的單部門(住房生產(chǎn))模型，建立的分析框架取得了與W.Wheaton相同的結(jié)果［6］。這些研究為把單中心城市模型引入到城市間的橫截面數(shù)據(jù)研究鋪平了道路。J.K.Brueckner等在這方面進行了首個實證研究，用Box-Cox模型對40個美國小城市的用地規(guī)模進行統(tǒng)計分析，發(fā)現(xiàn)城市人口、收入和郊區(qū)地價是城市用地規(guī)模的主要決定因素［7］，其他對美國的研究也得出了相似的結(jié)論［8-9］。D.T.McGrath對美國33個較大都市區(qū)的研究以及Y.Song等對美國普查數(shù)據(jù)中448個城市的研究也驗證了這一結(jié)論［10-11］。

城市空間擴張的研究也引起了國內(nèi)學者的極大關(guān)注，主要集中在影響因素的定量分析上［12-14］。X.Deng等采用中國2 348個縣級單位的數(shù)據(jù)對城市空間擴張進行了計量分析［15］，但是只有因變量是建成區(qū)范圍內(nèi)，而自變量的指標均包含了農(nóng)村地區(qū)，并非僅限于城市建成區(qū)范圍。S.Ke等根據(jù)城市經(jīng)濟學原理，結(jié)合中國實際，建立了城市用地規(guī)?！胺忾]”和“開放”模型，對所有地級市和縣級市進行實證檢驗，得出的結(jié)論驗證了單中心城市模型［16］。

城市人口增長推動城市空間擴張的研究比較豐富，此外，學者對中國城市郊區(qū)化也做了相關(guān)研究。一般認為，郊區(qū)化在中國的顯現(xiàn)是在20世紀90年代［17］，一些學者認為北京、廣州、沈陽、杭州、蘇州、無錫、常州、長春等城市已經(jīng)進入了郊區(qū)化過程［18-24］。上述研究多是基于城區(qū)人口和郊區(qū)人口相對變化的角度，并未對城市空間擴張中的郊區(qū)化動力進行具體分析。近期的相關(guān)研究集中在居住郊區(qū)化［25-28］和中外郊區(qū)化進程對比［29-30］等角度。對比美國郊區(qū)化，呂拉昌從推力和拉力2個角度建立了中國郊區(qū)化動力機制的綜合分析框架［31］。但郊區(qū)化推動力在中國城市空間擴張中到底起到多大作用，目前還缺乏研究。

國內(nèi)學者對中國城市空間擴張影響因素的探討還沒有區(qū)分城鎮(zhèn)化動力和郊區(qū)化動力。而由于二者的作用機制不同，這種探討對于理解和調(diào)控城市空間擴張有著理論和現(xiàn)實意義。

城市經(jīng)濟學的原理表明，城市人口增長和交通改善等會導致城市空間擴張。城市空間擴張是城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間和地理體現(xiàn)［32］，同時郊區(qū)化已經(jīng)成為中國城市建成區(qū)擴張不可忽視的力量。因此，本研究區(qū)分了城鎮(zhèn)化動力和郊區(qū)化動力，并驗證二者在中國城市空間擴張中有沒有起作用，起多大作用，哪一個居主導地位。

1 理論基礎(chǔ)與數(shù)據(jù)

根據(jù)城市經(jīng)濟學的基本原理，城市邊界擴張的影響因素有4個市場力量，分別是人口規(guī)模、收入水平、交通成本和農(nóng)業(yè)地租。城市經(jīng)濟學的分析框架中設(shè)定城市邊界為 k，總?cè)丝跒閘，交通成本為t，收入水平為y，農(nóng)業(yè)地租為r，經(jīng)過推導得到:

這組偏導數(shù)的含義是明顯的:在市場作用下，人口規(guī)模擴大導致城市邊界擴大;收入的增長導致消費者尋求更寬大的居住空間，相應地帶來城市用地擴張;交通成本的增加使人們盡可能居住在離市中心較近的區(qū)域，導致城市邊界向內(nèi)移動;城市邊緣農(nóng)業(yè)地租越高，能在同地塊上產(chǎn)生高于從事農(nóng)業(yè)收益的城市活動就越少，城市擴張的阻力也就越大，城市用地規(guī)模自然也越小。

城市人口規(guī)模擴大，對住房的需求就會增加，城市房價曲線就會升高。在消費層面，住房價格升高導致各個區(qū)位的人均住房面積減少;在生產(chǎn)層面，住房價格升高會導致土地租金上升，房地產(chǎn)開發(fā)商(即住房生產(chǎn)者)就會減少土地消費，結(jié)果會出現(xiàn)更高的建筑和面積更小的住房，各個區(qū)位上的城市人口密度就會增加。在新的均衡下，城市則表現(xiàn)為建成區(qū)擴大、住房面積變小、住房價格和土地租金升高，人口密度和建筑密度會增大。在形態(tài)上，從中心CBD(O點)到郊區(qū)的房價曲線平行向上方移動，結(jié)果便是房價曲線與農(nóng)業(yè)地租曲線的交點——城市邊界由k向外擴展到k1(圖1a)。

保持其他因素不變，收入水平提高，對住房的消費就會增加，城市居民會傾向于在距離CBD較遠的區(qū)位居住(此處的住房價格相比于CBD要低)。與此同時，由于人口規(guī)模不變，CBD附近的城市居住人口減少，則會導致CBD附近的住房價格下降。假設(shè)以k0為界，CBD到k0之間的房價會下降，k0以外的房價會升高。在形態(tài)上，住房價格在不同區(qū)位的變化表現(xiàn)為房價曲線的逆時針旋轉(zhuǎn)，城市邊界則由k向外擴展到k1(圖1b)。

交通成本降低與收入水平提高對城市邊界的影響結(jié)果相似。在收入水平不變的情況下，交通成本降低，居民通勤節(jié)省的交通成本隨距離的增加而增加，距CBD越遠的居民交通成本的節(jié)省越大，從而對住房的支付價格越高，使得房價曲線發(fā)生旋轉(zhuǎn)。同樣假設(shè)以k0為界，k0以內(nèi)的房價會降低，k0以外的房價會升高，在形態(tài)上也表現(xiàn)為房價曲線的逆時針旋轉(zhuǎn)，城市邊界則由k向外擴展到k1(圖1b)。交通成本降低會引發(fā)人口外遷，而上升的收入水平使得遷出去的人口能在郊區(qū)購買更大面積的住房，外圍的房價會上升，而市區(qū)的房價會下降。

相對而言，農(nóng)業(yè)地租的影響較為簡單。保持其他因素不變，農(nóng)業(yè)地租降低，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)地租曲線向下平移，城市邊界附近的土地價格降低，住房面積就會上升。在形態(tài)上，農(nóng)業(yè)地租曲線向下平移，結(jié)果便是城市邊界由k向外擴展到k1(圖1c)。

圖1 城鎮(zhèn)化、郊區(qū)化與農(nóng)業(yè)地租與城市空間擴張的關(guān)系Fig.1 Urbanization，suburbanization，agriculture rent and urban spatial expansion

有必要對城鎮(zhèn)化和郊區(qū)化做出界定。在城鎮(zhèn)化各種定義中，有一種較為主流的提法是:人口向城市集中的過程即為城鎮(zhèn)化［33］。人口由農(nóng)村進入城市導致城市人口的增加，雖然城鎮(zhèn)之間的人口遷移也有一定規(guī)模，但鑒于中國正處于城鎮(zhèn)化高速發(fā)展的階段，因此，將城鎮(zhèn)人口增長定義為城鎮(zhèn)化。郊區(qū)化是城市集聚到一定階段的一種離心擴散現(xiàn)象，導致郊區(qū)的發(fā)展，而居民收入水平提高和交通基礎(chǔ)設(shè)施改善對于中國城市郊區(qū)化有著促進作用［34］。根據(jù)上述分析，交通成本降低和收入水平提高會引發(fā)城市人口向外遷移，進而導致城市邊界向外擴展。隨著城市中上階層人口移居城市郊區(qū)，城市中心城區(qū)以外的郊區(qū)鄉(xiāng)村區(qū)域的城鎮(zhèn)化過程稱之為郊區(qū)化，而交通成本降低和收入水平提高帶來的結(jié)果正是郊區(qū)化，稱其為郊區(qū)化動力。因此，在影響城市邊界的市場因素中，城市人口規(guī)模擴大代表著城鎮(zhèn)化動力，交通成本降低和收入水平提高代表著郊區(qū)化動力，辨識和分析這2種動力對于理解中國城市空間擴張進程有著理論和現(xiàn)實意義。

根據(jù)單中心模型，除了農(nóng)業(yè)地租之外，其他所有因素的數(shù)據(jù)都應是城市建成區(qū)范圍內(nèi)，而非市域范圍。城市建成區(qū)邊界為因變量，有學者用建成區(qū)面積來近似替代，也有學者用城市建成區(qū)半徑來替代。實際上建成區(qū)邊界與建成區(qū)面積是指數(shù)關(guān)系，比較成熟的回歸方程是用雙對數(shù)函數(shù)來擬合，得到的回歸系數(shù)前者是后者的1/2。經(jīng)過驗證，2種因變量替代方式都有效，二者并無本質(zhì)差別。本研究選用城市市轄區(qū)建成區(qū)面積作為因變量，數(shù)據(jù)來自于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

結(jié)合中國的情況，城市建成區(qū)人口規(guī)模用市轄區(qū)人口規(guī)模來表示，嚴格意義上應該是市轄區(qū)范圍內(nèi)的常住人口。但由于缺乏各城市歷年常住人口的有效數(shù)據(jù)，只能選擇戶籍人口來代替。用市轄區(qū)職工平均工資來表示收入水平。由于難以統(tǒng)計和估計的“灰色收入”普遍存在，平均工資很可能會低估城市居民的收入水平。

在中國特殊制度背景下，城市土地歸國家所有，城市郊區(qū)的土地農(nóng)業(yè)地租顯然無法準確衡量，因此，需要用近似指標或者經(jīng)濟意義相似的指標來代替。由經(jīng)驗可知，土地征收補償金和建設(shè)用地招、拍、掛和協(xié)議出讓等方式并不能真實反映城市的農(nóng)業(yè)地租。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，選取具有相似經(jīng)濟意義的市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為近似指標來衡量城市空間擴張過程中的阻力。根據(jù)相關(guān)法律，耕地征收補償中的土地補償費、安置補助費以及地上附著物和青苗的補償費，基本上是按照或參照該耕地被征收前3年平均產(chǎn)值的倍數(shù)來確定，因此，選擇該指標具有一定的合理性。實際上市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值這一相似性指標低估了農(nóng)業(yè)地租。

交通成本一直以來都是不易衡量的因素。國外學者用平均公共汽車費用、戶均小汽車擁有量等近似指標來替代。根據(jù)中國的情況，每千人擁有的公共汽車數(shù)量、城市路網(wǎng)密度、人均道路長度、人均道路面積均可用來衡量交通成本。人均道路面積涵蓋了城市道路長度和寬度，能更全面地反映城市內(nèi)部交通成本，因此，選用市轄區(qū)人均道路面積來衡量城市的交通成本。

根據(jù)《中國城市統(tǒng)計年鑒》(1994—2011)數(shù)據(jù)，選取數(shù)據(jù)齊全的城市為樣本①由于數(shù)據(jù)缺失和行政區(qū)劃調(diào)整的原因，各年樣本數(shù)不同，城市個數(shù)從181到285個不等，歷年樣本數(shù)在表2中列出。，選擇市轄區(qū)建成區(qū)面積(U)、市轄區(qū)人口規(guī)模(P)、市轄區(qū)職工平均工資(I)、市轄區(qū)人均道路面積(R)和市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(A)5個指標來進行多元線性回歸(表1)。

表1 變量解釋Tab.1 Variables explanation

文獻綜述中的國際實證研究檢驗了線性、半對數(shù)和雙對數(shù)函數(shù)，半對數(shù)和雙對數(shù)函數(shù)的擬合程度相似，都遠勝于線性函數(shù)模型。根據(jù)前人經(jīng)驗，建立模型如下:

式中:β0為截距項;β1，β2，β3，β4為系數(shù)項;ε 為殘差 。

首先，利用1993—2010年的截面數(shù)據(jù)分別進行多元回歸分析，定量估計4個因素對城市用地擴張的影響。其次，通過分析歷年的變化，得出中國的城市空間擴張在1998年存在突變點。通過鄒至莊檢驗可以發(fā)現(xiàn)，1998年前后，中國城市空間擴張影響因素的回歸系數(shù)發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變化。為了驗證市場化進程以來各個因素對中國城市空間擴張的具體影響，選擇1999—2010年的數(shù)據(jù)構(gòu)造平衡面板，選擇固定效應模型估計具體影響程度。通過對定量結(jié)果的判斷，分析城鎮(zhèn)化動力與郊區(qū)化動力的相對大小。

2 結(jié)果與分析

2.1 截面回歸結(jié)果

對1993—2010年的截面數(shù)據(jù)進行多元線性回歸(表2)。結(jié)果顯示，除收入水平外，其他自變量均通過顯著性水平為1%的檢驗。收入水平(I)在部分年份不顯著，特別是在1999年以前的所有年份都不通過t檢驗。截面數(shù)據(jù)的擬合效果1993—2010年逐漸提高，尤其是2007—2010年的R2值均在0.8以上，自變量均通過檢驗，城市人口的參數(shù)估計值和顯著性明顯高于其他變量。這表明，在2007—2010年的城鎮(zhèn)化進程中，中國城市空間擴張(表現(xiàn)在城市市轄區(qū)建成區(qū)面積擴大)進程基本符合市場規(guī)律。與此同時，城市居民收入水平在1993—1998年的城市空間擴張中沒有發(fā)揮明顯作用。

那么，2004—2006年的回歸結(jié)果中收入水平的回歸系數(shù)不顯著的原因是什么呢?2004—2006年，各地區(qū)房價平均價都迅速攀升，大大超過了往年平均速度［35］。有學者認為2004年以前中國房地產(chǎn)市場沒有出現(xiàn)泡沫［36］?；貧w系數(shù)不顯著的原因，一個可能的解釋是在2004—2006年間房地產(chǎn)價格高漲表現(xiàn)出的房地產(chǎn)泡沫阻斷了城市居民收入和城市空間擴張之間的傳遞機制，另一種可能的原因是改革開放后中國家庭收入多元化，工資性收入只占個人實際收入的一部分，導致收入對城市空間擴張的影響不清晰和個別年份不顯著。

從回歸系數(shù)的歷年變化中也可以發(fā)現(xiàn)一些有價值的結(jié)論。比如，收入水平這一變量的回歸系數(shù)在2007年以后明顯提高，這對應的是中國房地產(chǎn)市場的蓬勃發(fā)展時期。同樣，農(nóng)業(yè)地租這一變量的回歸系數(shù)在2007年以后逐漸變小，反映的可能是中國城市快速建設(shè)進程中越來越小的阻力。

表2 歷年截面回歸結(jié)果Tab.2 Regression results of cross section data over the years

城市市轄區(qū)人口的逐年增長代表的是城鎮(zhèn)化進程，市轄區(qū)人口變量歷年的回歸系數(shù)明顯大于其他幾個變量，而交通成本的降低和收入水平的提高蘊含的是郊區(qū)化的趨勢，二者的回歸系數(shù)均小于市轄區(qū)人口規(guī)模的回歸系數(shù)，但有逐年增大的趨勢。這初步表明，在中國城市空間擴張中城鎮(zhèn)化動力和郊區(qū)化動力都在起作用，城鎮(zhèn)化動力的推動作用占主導，郊區(qū)化的推動作用也在逐年增強。

從表2中還得到另外一個重要的結(jié)論:1998年前后收入水平的顯著性發(fā)生改變。由此推斷，1998年可能是中國城市建成區(qū)擴張過程中具有重要意義的轉(zhuǎn)折點。事實上，1998年以前地級以上城市平均建成區(qū)面積增長緩慢，而之后增長速度明顯提高(圖2)。

為了驗證在1998年前后多元線性回歸模型的系數(shù)是否有結(jié)構(gòu)性變化，對1993—2010年組成的不平衡面板數(shù)據(jù)進行鄒至莊檢驗。鄒至莊檢驗的F統(tǒng)計量為:

圖2 1993—2010年全國地級市及以上城市市轄區(qū)平均建成區(qū)面積增長情況Fig.2 Growth of the average built-up area of the municipal district of the prefecture-level cities and above from 1993 to 2010

以此檢驗原假設(shè):無結(jié)構(gòu)性變化;備選假設(shè):模型具有結(jié)構(gòu)變化。其中，RSS為總體樣本進行OLS的殘差平方和。把總體樣本分成2個子樣本，觀測值分別記為n1和n2，RSS1和RSS2分別為子樣本1和子樣本2進行OLS的殘差平方和，m為參數(shù)個數(shù)(包括常數(shù)項)。

鄒至莊檢驗結(jié)果為:F=29.83 ＞ F0.01(5，4 495)，結(jié)論為在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)而認為結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化。檢驗驗證了前面的分析，即1998年前后中國城市空間擴張影響因素的影響程度發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。

發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化的原因可能是由于住房市場化造成的。1998年，在新中國延續(xù)了近半個世紀的福利分房制度壽終正寢，市場成為城市住房建設(shè)的資源配置手段。作為經(jīng)濟體制改革的一項重要內(nèi)容，住房制度改革對傳統(tǒng)的福利分房制度進行變革，以建立起符合市場經(jīng)濟機制的住房體制，實現(xiàn)住房的商品化和社會化?？梢?，1998年之前的政策主導城市住房建設(shè)，城市居民收入水平提高并不能體現(xiàn)到住房市場上，自然也就無法推動城市建成區(qū)面積擴張。上述背景可以部分解釋截面數(shù)據(jù)回歸中收入水平(I)不通過檢驗的結(jié)果。

2.2 面板回歸

為了衡量在市場作用下中國城市空間擴張中城鎮(zhèn)化動力和郊區(qū)化動力的大小，利用1999—2010年數(shù)據(jù)構(gòu)造平衡面板進行分析。需要說明的是，由于地級市數(shù)量逐年增加，原始數(shù)據(jù)并不是平衡面板，但考慮到絕大多數(shù)地級市的市轄區(qū)行政區(qū)劃比較穩(wěn)定，可以用于分析一定時期內(nèi)的城市空間擴張進程。為便于面板數(shù)據(jù)分析，故構(gòu)造平衡面板。各項指標的基本特征見表3。

表3 變量的基本統(tǒng)計特征Tab.3 Basic statistical characteristics of the variables

為避免“偽回歸”，需要進行單位根檢驗(表4)，對時間序列的平穩(wěn)性進行分析。從單位根檢驗中得出，初始變量除收入水平(I)外都是平穩(wěn)序列。根據(jù)計量經(jīng)濟理論可知，如果一些序列平穩(wěn)，而另外一些序列不平穩(wěn)，此時不能對原序列進行回歸，需要對原序列進行差分，使之成為同階序列。結(jié)果顯示，變量經(jīng)過一次差分后均是平穩(wěn)序列。

表4 單位根檢驗結(jié)果Tab.4 Results of unit root test

為了選擇正確的模型，保證實證分析結(jié)論的準確性和可靠性，分別使用固定效應模型(FERM)和隨機效應模型(RERM)進行估計(表5)。Hausman檢驗結(jié)果顯示，p值 =0.000 1 ＜0.01，表明在 1%的顯著性水平下拒絕隨機效用模型，選擇固定效應模型。

從固定效用模型來看，市轄區(qū)人口規(guī)模(P)、城市居民人均收入(I)、市轄區(qū)人均道路面積(R)與市轄區(qū)建成區(qū)面積(U)呈正向關(guān)系。市轄區(qū)人口規(guī)模、城市居民人均收入、市轄區(qū)人均道路面積每增加1%，市轄區(qū)建成區(qū)面積就會分別增加0.811%，0.148%，0.309%。市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(A)與市轄區(qū)建成區(qū)面積(U)存在負向關(guān)系，市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每提高1%，市轄區(qū)建成區(qū)面積(U)就會降低0.075%。對比其他變量，市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響遠小于其他3個推動力因素，這也解釋了中國城市空間快速擴張的原因。

表5 面板數(shù)據(jù)模型比較Tab.5 Model comparison

可以發(fā)現(xiàn)，中國是人口和交通成本推動型的城市空間擴張，收入推動作用小可能與選擇城市的平均工資作為指標有關(guān)。在過去的20多年中國城市居民收入大幅度提高，原理上來說，對住房產(chǎn)生的影響應該較大，只是缺乏可靠的收入數(shù)據(jù)將其影響準確地測度出來。不過，表1中的截面數(shù)據(jù)回歸結(jié)果顯示，2007—2010年的收入水平的回歸系數(shù)明顯提高，收入水平在城市空間擴張中扮演的角色也越來越重要。農(nóng)業(yè)地租對于城市空間擴張的阻礙作用小，推動力遠大于阻力，這也與中國近年來城市空間快速擴張的事實保持一致。

需要指出的是，面板回歸中系數(shù)的大小有著特殊的含義。人口規(guī)模是最重要的因素，系數(shù)為0.811，其次是交通成本，系數(shù)值為0.309，再次是收入水平，為0.148，農(nóng)業(yè)地租系數(shù)最小，為-0.075。這一差別表現(xiàn)了中國城市空間擴張的特殊性。人口遷移的強大推動力、大規(guī)模的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、高房價和拆遷補償以及農(nóng)轉(zhuǎn)非的特殊性決定了這4個回歸系數(shù)的大小排序。城市人口規(guī)模的回歸系數(shù)為0.811，代表的是城鎮(zhèn)化推動力，大于郊區(qū)化推動力(0.148+0.309=0.457)，這也驗證了前面的分析結(jié)果，即中國城市空間擴張中，城鎮(zhèn)化推動力大于郊區(qū)化推動力，居于主導地位。這一結(jié)果符合中國正處于快速城鎮(zhèn)化階段的現(xiàn)實情況。

中國與美國的城市空間擴張影響因素有異同點。與中國的情況相似的是，美國的城鎮(zhèn)化動力也是城市空間擴張的主導推動力。不同的是，收入水平對于其城市空間擴張影響較大(表6)。對于二者的差別，原因可能同樣與本研究選取的收入水平的指標有關(guān)。

3 結(jié)論與討論

理論上，城鎮(zhèn)化和郊區(qū)化都會推動城市空間擴張，導致城市邊界向外延伸。具體而言，城市人口規(guī)模增長，就意味著城市需要更多住房，也會促進土地的開發(fā)，從而擴大了建成區(qū)面積，帶來城市空間擴張。隨著人們收入水平不斷提高，城市道路逐步完善，住房需求便會增加，城市郊區(qū)的土地便會更多地被開發(fā)，郊區(qū)化開始。人口規(guī)模的增長代表著城鎮(zhèn)化動力，而交通成本降低和收入水平提高代表郊區(qū)化動力，這2個動力共同作用，促進城市建成區(qū)面積的增長。

表6 回歸結(jié)果比較Tab.6 Regression results comparison

歷年截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果均表明，在中國城市空間擴張進程中，城鎮(zhèn)化動力和郊區(qū)化動力都在起作用，城鎮(zhèn)化動力居主導地位。市轄區(qū)人口規(guī)模、城市居民人均收入、市轄區(qū)人均道路面積每增加1%，市轄區(qū)建成區(qū)面積就會分別增加 0.811%，0.148%，0.309%。市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與市轄區(qū)建成區(qū)面積存在負向關(guān)系，市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每提高1%，市轄區(qū)建成區(qū)面積就會降低0.075%。對比其他變量，市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響遠小于其他3個推動力因素。

中國與美國的城市空間擴張影響因素有異同點。中美都是城鎮(zhèn)化推動型的城市空間擴張，但與中國的情況不同，收入水平對美國城市空間擴張影響較大。中國城市空間擴張進程中，收入水平的影響偏小的原因可能與選擇的指標數(shù)據(jù)有關(guān)。

從理論中推導出的郊區(qū)化動力主要指的是生活的郊區(qū)化，并不涉及生產(chǎn)的郊區(qū)化。而對于中國現(xiàn)階段而言，生產(chǎn)的郊區(qū)化并不能忽視。但鑒于統(tǒng)計數(shù)據(jù)所限，本研究并不能從數(shù)據(jù)上嚴格區(qū)分生產(chǎn)的郊區(qū)化和生活的郊區(qū)化，這是未來可以繼續(xù)研究的方向。同樣鑒于數(shù)據(jù)所限，本研究選取市轄區(qū)地均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出來衡量農(nóng)業(yè)地租，雖然在實證分析中結(jié)果較好，但是仍然低估了城市擴張過程中遇到的阻力。在中國，農(nóng)村土地沒有市場，農(nóng)業(yè)土地須由政府征收后才能用作城市建設(shè)用地。但在現(xiàn)實中，中國地方政府有壓低土地征收價格的激勵。近年來政府在“農(nóng)轉(zhuǎn)非”和拆遷中遇到的失地農(nóng)民和原有居民的抵抗有逐年增多的趨勢，加之拆遷補償標準逐年提高，這些顯性和隱性的阻力都是中國城市擴張過程中的必須面對的挑戰(zhàn)。此外，由于中國家庭收入多元化，城市市轄區(qū)職工平均工資并不能真實反映城市居民的收入水平，因此，需要進一步尋找更為可靠的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)將收入水平的影響準確地測度出來。本研究是分析中國城市空間擴張進程中市場化動力的作用，但不能忽視的是，近年來政府主導的城市開發(fā)(表現(xiàn)為“土地財政”)所代表的政府的力量也是重要影響因素，涉及政府推動作用的研究是未來可以深化的方向。

本研究對于中國城市空間擴張研究的意義有3點:(1)與已有文獻對城市空間擴張影響因素的分析相比，區(qū)分了城鎮(zhèn)化和郊區(qū)化2種市場化動力，并從基本原理上闡述了4個因素的影響機制。(2)多年的截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)的實證結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化動力和郊區(qū)化動力都在影響中國城市空間擴張，而前者的作用更大。(3)1998年是中國城市空間擴張進程中具有轉(zhuǎn)折意義的關(guān)鍵點，住房改革這一制度變革可能是其背后主要原因。

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