趙果慶，吳雪萍

(云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究所，云南 昆明 650221)

中國(guó)城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制與效應(yīng)
——基于第六次人口普查2869個(gè)縣域單元數(shù)據(jù)

趙果慶，吳雪萍

(云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究所，云南 昆明 650221)

城鎮(zhèn)化是一個(gè)空間現(xiàn)象。如何揭示與測(cè)度城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制，是經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的一大難題。本文利用我國(guó)第六次人口普查的2869個(gè)區(qū)縣域單元(縣，區(qū)，市)城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)造空間動(dòng)態(tài)計(jì)量模型揭示我國(guó)城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制。結(jié)果顯示，以城市人口、人口遷入、工業(yè)化、地理位置為控制變量，我國(guó)城鎮(zhèn)化具有穩(wěn)健的二階空間滯后動(dòng)力機(jī)制。這表明，城鎮(zhèn)化形成空間動(dòng)力系統(tǒng)，一個(gè)縣域單元的城鎮(zhèn)化受周邊兩縣域單元城鎮(zhèn)化的促進(jìn)。在城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力效應(yīng)作用下，我國(guó)已形成北部與東南部?jī)蓚€(gè)高城鎮(zhèn)化區(qū)域，大西南區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平仍較低。因此，我國(guó)要加大力度促進(jìn)“南方絲綢之路”城市群建設(shè)，重塑城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)地理，促進(jìn)城鎮(zhèn)化的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

縣域單元；城鎮(zhèn)化；空間動(dòng)力機(jī)制；空間計(jì)量；中國(guó)

一、問(wèn)題提出

城鎮(zhèn)化也稱(chēng)城市化(Urbanization)，是當(dāng)今中國(guó)重要的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)與空間現(xiàn)象之一，也是當(dāng)今世界影響最大、最深刻、最全面的經(jīng)濟(jì)地理重塑。正如斯蒂格利茨所說(shuō)：“中國(guó)的城市化與美國(guó)的高科技發(fā)展將是影響21世紀(jì)人類(lèi)社會(huì)發(fā)展進(jìn)程的兩件大事?！彼J(rèn)為城市化將使中國(guó)成為世界領(lǐng)袖。究竟是什么動(dòng)力推進(jìn)著中國(guó)的城鎮(zhèn)化？這是人口學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)、文化學(xué)、生態(tài)學(xué)、地理學(xué)等多學(xué)科理論探索與實(shí)證研究的焦點(diǎn)。

城鎮(zhèn)化是一個(gè)復(fù)雜的、多層面的社會(huì)經(jīng)濟(jì)空間變遷的動(dòng)態(tài)過(guò)程，是經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)因素共同作用的結(jié)果。城鎮(zhèn)化動(dòng)力是城鎮(zhèn)化研究中的核心問(wèn)題。目前，學(xué)術(shù)界已對(duì)城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制進(jìn)行了大量的研究，總體上可分為定性與定量?jī)蓷l線路。

在定性方面，人口城鎮(zhèn)化的根本動(dòng)力在其初期主要來(lái)自工業(yè)化的進(jìn)步，在中后期主要來(lái)自城市服務(wù)業(yè)的發(fā)展與新興產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新[1]；后來(lái)出現(xiàn)了以多元城鎮(zhèn)化動(dòng)力替代以往一元或二元城鎮(zhèn)化動(dòng)力的新的機(jī)制形式[2-4]，人口遷移[5]、工業(yè)化[6]、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)[7]、外資[8]，文化[9]等均成為中國(guó)人口城鎮(zhèn)化的重要?jiǎng)恿σ蛩亍Ｖ档靡惶岬氖?，寧越敏[10]從政府、企業(yè)、個(gè)人三個(gè)城市化主體的角度分析了90年代中國(guó)城市化的動(dòng)力機(jī)制和特點(diǎn)。

在定量方面，學(xué)者們主要是對(duì)城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制進(jìn)行統(tǒng)計(jì)評(píng)價(jià)和實(shí)證研究。(1)城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制的評(píng)價(jià)。紀(jì)曉嵐和趙維良在中國(guó)城市化動(dòng)力機(jī)制的分析框架下，構(gòu)建了城市化動(dòng)力機(jī)制評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，對(duì)城市化動(dòng)力機(jī)制進(jìn)行準(zhǔn)確反映和綜合評(píng)價(jià)，但沒(méi)有具體評(píng)價(jià)出城市化動(dòng)力機(jī)制[11-12]；曹廣忠等[13]利用2000年截面數(shù)據(jù)，用因子分析法考察了東部沿海省區(qū)人口城鎮(zhèn)化影響因素的差異、特征和類(lèi)型；也有學(xué)者以四維分析視角對(duì)人口城鎮(zhèn)化的動(dòng)力過(guò)程進(jìn)行了分析，總結(jié)出行政力、市場(chǎng)力、外向力與內(nèi)源力等主要影響動(dòng)力，并強(qiáng)調(diào)城鎮(zhèn)化動(dòng)力的多元化[14-15]。(2)實(shí)證研究。一些學(xué)者對(duì)部分地區(qū)如江蘇[16]、廣東[17]城市化動(dòng)力機(jī)制的進(jìn)行實(shí)證研究；陳波翀等[18]建立了不確定條件下農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的城市化決策模型，認(rèn)為城市化快速發(fā)展是政府和市場(chǎng)共同作用的結(jié)果；在對(duì)傳統(tǒng)工業(yè)化與城市化之間數(shù)量關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析的基礎(chǔ)上，提出了城市化快速發(fā)展主要是由第三產(chǎn)業(yè)推動(dòng)的觀點(diǎn)。有的學(xué)者還應(yīng)用VAR模型分別對(duì)內(nèi)蒙古和新疆城鎮(zhèn)化的時(shí)間動(dòng)力機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證研究[19-20]。

近年來(lái)，隨著地理信息技術(shù)的快速發(fā)展，越來(lái)越多的學(xué)者開(kāi)始將空間計(jì)量分析等方法運(yùn)用到人口城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制的研究中[21-23]。從方法上，除非傳統(tǒng)的空間計(jì)量模型外，龐瑞秋等[24]還使用了地理加權(quán)回歸模型(GWR)，鄧志旺[25]最先依據(jù)空間杜賓模型構(gòu)建中國(guó)城市化動(dòng)力機(jī)制模型，并分別進(jìn)行時(shí)間固定效應(yīng)模型、空間固定效應(yīng)模型以及雙固定效應(yīng)模型回歸檢驗(yàn)本地區(qū)城市化水平的提高將會(huì)對(duì)其他地區(qū)城市化的發(fā)展所具有促進(jìn)或阻礙作用。

不難看出，揭示城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制是一個(gè)重要的研究領(lǐng)域，目前已取得了豐碩成果，但探索城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制的研究遠(yuǎn)沒(méi)有結(jié)束。城鎮(zhèn)化也是一個(gè)空間現(xiàn)象。雖然，國(guó)內(nèi)學(xué)者應(yīng)用空間計(jì)量實(shí)證了城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制的存在，但是僅把空間作為一個(gè)動(dòng)力因素來(lái)看待，并沒(méi)有揭示出具體的空間動(dòng)力機(jī)制。城鎮(zhèn)化是人口遷移引起人口經(jīng)濟(jì)重塑的必然結(jié)果?？臻g力量是城市化的重要力量[26]，空間動(dòng)力機(jī)制也同樣是城市化不可缺失的重要機(jī)制。觀察發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)如長(zhǎng)三角地區(qū)和珠三角地區(qū)會(huì)成片出現(xiàn)，而城鎮(zhèn)化水平較低的地區(qū)也相對(duì)成片出現(xiàn)，城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)出空間集聚的特征。為什么會(huì)有這種現(xiàn)象？我們猜想，這是空間單元城鎮(zhèn)化相互作用的結(jié)果，進(jìn)一步體現(xiàn)為空間動(dòng)力機(jī)制產(chǎn)生的效應(yīng)。類(lèi)比時(shí)間動(dòng)力機(jī)制，空間動(dòng)力機(jī)制也應(yīng)是一種空間滯后自相關(guān)現(xiàn)象。也就是說(shuō)，空間動(dòng)力機(jī)制來(lái)源于空間單元相互依賴(lài)產(chǎn)生系統(tǒng)性。而區(qū)域相互依賴(lài)的原理規(guī)律及測(cè)算方法仍是一道尚未得到解決的地理學(xué)難題[27]。這說(shuō)明，揭示城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制是地理學(xué)的一大難題。目前，基于空間計(jì)量研究了空間單元的空間相鄰自相關(guān)，所揭示的是城鎮(zhèn)化空間集聚機(jī)制，因此，有必要從空間滯后自相關(guān)的角度予以審視城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制。這不僅是對(duì)城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制研究的有效完善，而且更是對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化空間過(guò)程演化機(jī)理的深入探索。

本文沿第二條線路，從空間滯后自相關(guān)視角探尋城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制。本文創(chuàng)新之處主要在于用空間單元的城鎮(zhèn)化滯后自相關(guān)中發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制，并以人口遷入率、工業(yè)化水平和地理位置為控制變量對(duì)其進(jìn)行對(duì)穩(wěn)健性檢驗(yàn)；其次，本文在2869個(gè)縣區(qū)市(縣、區(qū)、市，下同統(tǒng)稱(chēng)縣域)空間單元第六次人口普查的大樣本數(shù)據(jù)中通過(guò)可視化展示出我國(guó)城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力效應(yīng)的空間結(jié)構(gòu)，有助于認(rèn)清我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間力量格局，為重塑城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)地理、優(yōu)化城鎮(zhèn)化空間布局提供政策依據(jù)和支持。

二、研究方法與模型構(gòu)建

(一)城鎮(zhèn)化的空間效應(yīng)

人類(lèi)活動(dòng)是在一定的空間范圍內(nèi)進(jìn)行的，也就是人們的經(jīng)濟(jì)社會(huì)活動(dòng)要受空間因素的制約。人類(lèi)行為與所在地區(qū)有著密切關(guān)系，依據(jù)引力定律，此種關(guān)系隨著距離的增大而遞減。具體地，空間有兩個(gè)重要的效應(yīng)，一是集聚效應(yīng)，二是位置效應(yīng)?！拔镆灶?lèi)聚，人以群居”是一個(gè)自然的現(xiàn)象。集聚成為人類(lèi)空間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的一種屬性，其表現(xiàn)為對(duì)空間的依賴(lài)性，本地依距離受相鄰地區(qū)的影響。按新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)解釋?zhuān)丝诩刍蚓垲?lèi)產(chǎn)生可以節(jié)約資源和交易成本，具有外部性，規(guī)模效應(yīng)和溢出效應(yīng)。在現(xiàn)實(shí)人口分布中，具有高人口密度地區(qū)會(huì)在空間“抱團(tuán)”集聚在一起，產(chǎn)生城市與城市群，進(jìn)而出現(xiàn)高水平的城鎮(zhèn)化集聚區(qū)或城鎮(zhèn)化帶。

從空間位置看，緯度決定氣候，氣候又影響生產(chǎn)環(huán)境和人的生產(chǎn)力，進(jìn)一步影響城鎮(zhèn)化。由于地理位置決定著交通的通達(dá)程度、離出?？诘木嚯x，決定著運(yùn)輸成本。同時(shí)地理位置決定著宜居性，空間異質(zhì)性產(chǎn)生不同的人口集聚區(qū)。城市化有著向低緯度地區(qū)發(fā)展，是一個(gè)規(guī)律。從我國(guó)看，東南沿海低海拔地區(qū)擁有眾多的港口碼頭和低成本的航運(yùn)優(yōu)勢(shì)，國(guó)際貿(mào)易較為發(fā)達(dá)，形成人口的集聚生產(chǎn)力，具有其它地區(qū)無(wú)法比擬的地緣優(yōu)勢(shì)，而西北地區(qū)不具有人口集聚的有利地理?xiàng)l件和區(qū)位優(yōu)勢(shì)，地廣人稀，人口的集聚功能較弱。從世界上看，大多數(shù)大城市分布在氣溫適中的中緯度地帶，其中又明顯集中于年降雨量在400mm以上的濕潤(rùn)半濕潤(rùn)地區(qū)，而氣候惡劣的荒漠干旱地區(qū)，高緯度寒冷地區(qū)，海拔3500米以上的高原和濕熱的熱帶雨林地區(qū)則鮮有人居住。地理因素通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)或限制而影響到城鎮(zhèn)化的發(fā)展[28]。

城市是人口在一定地域范圍的大量集聚和有效集中的空間形態(tài)，而人口城鎮(zhèn)化在一定程度上體現(xiàn)著人口集聚，城鎮(zhèn)化成為當(dāng)代人口生存與發(fā)展最有效的空間組織機(jī)制。我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)無(wú)論在單個(gè)城市、城市群的層面上，還是在經(jīng)濟(jì)地帶的層面上，城鎮(zhèn)化都表現(xiàn)出明顯的集聚趨勢(shì)。相對(duì)來(lái)說(shuō)，在人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，資源、地理位置、氣候等地理因素(或者說(shuō)傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)地理因素)對(duì)人口城鎮(zhèn)化發(fā)展的過(guò)程中的確起著根本性的作用，而其中特別重要的則是空間集聚動(dòng)力與地理位置。實(shí)證表明，區(qū)位地理?xiàng)l件是城市規(guī)模等級(jí)序列的首要要素[29]。顯然，理解空間的動(dòng)力機(jī)制直接關(guān)系到城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略。

在空間效應(yīng)下，我國(guó)人口分布具有極大的差異，形成了東部—中部—西部的東高西低梯度集聚的格局。最為突出的是“胡煥庸線”所說(shuō)明的區(qū)域分異現(xiàn)象。不論是歷史因素，還是改革開(kāi)放以來(lái)的新因素，“胡煥庸線”*胡煥庸線(Hu Line，或Heihe-Tengchong Line，或Aihui-Tengchong Line)，即中國(guó)地理學(xué)家胡煥庸(1901-1998)在1935年提出的自黑龍江璦琿至云南騰沖畫(huà)出一條我國(guó)人口密度對(duì)比線(約為45°)，線東南半壁36%的土地供養(yǎng)了全國(guó)96%的人口；西北半壁64%的土地僅供養(yǎng)4%的人口，二者平均人口密度比為42.6∶1?！昂鸁ㄓ咕€”不僅是人口界線，同時(shí)為一條中國(guó)生態(tài)環(huán)境界線和適宜人類(lèi)生存地區(qū)的界線。所揭示的人口分布規(guī)律依然沒(méi)有被打破。

(二)城鎮(zhèn)化的空間滯后自相關(guān)

空間集聚是空間自相關(guān)的具體表現(xiàn)。城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制來(lái)自空間滯后自相關(guān)性。如果，城鎮(zhèn)化存在空間動(dòng)力機(jī)制，那么各空間單元之間的城鎮(zhèn)化之間存在空間自相關(guān)性。這種空間自相關(guān)與時(shí)間序列自相關(guān)類(lèi)似，表現(xiàn)為空間依賴(lài)性中的空間滯后效應(yīng)。只要城鎮(zhèn)化存在顯著的空間自相關(guān)，就可將其分成四類(lèi)集群，在空間上形成中心—外圍結(jié)構(gòu)。具體到中國(guó)的具體國(guó)情，縣域相鄰空間單元與其滯后空間單元的城鎮(zhèn)化在地理空間上表現(xiàn)出一定的相關(guān)性，就說(shuō)明縣域城鎮(zhèn)化的空間相互作用或影響的途徑可以通過(guò)鄰接縣域而相互傳遞。檢驗(yàn)縣域城鎮(zhèn)化的空間相關(guān)性存在與否，在實(shí)際的空間相關(guān)分析中可以使用空間自相關(guān)指數(shù)Moran’I，但是空間滯后自相關(guān)指數(shù)與Moran’I仍有一定差別。為直接分析空間滯后自相性，這里采用空間自關(guān)系數(shù)[30]。空間滯后自相關(guān)系數(shù)定義如下：

(1)

(三)地理位置相關(guān)與趨勢(shì)面

地理位置相關(guān)性是研究一個(gè)觀察變量與一個(gè)地理變量的關(guān)系是否密切。地理相關(guān)系數(shù)就是用來(lái)研究空間變量與地理位置要素間的相互關(guān)聯(lián)強(qiáng)度的一種度量指標(biāo)。城鎮(zhèn)化率的地理相關(guān)系數(shù)計(jì)算公式：

(2)

城鎮(zhèn)化與地理位相關(guān)性分析揭示了城鎮(zhèn)化與地理位置之間的相關(guān)程度，但是當(dāng)使用經(jīng)度和緯度進(jìn)行相關(guān)分析時(shí)，只能反映東西或南北關(guān)系。如果要分別做回歸分析，那么就會(huì)產(chǎn)生兩個(gè)回歸模型，尚不能確定城鎮(zhèn)化與空間位置的關(guān)系。因此，客觀需要經(jīng)度和緯度同時(shí)進(jìn)入一個(gè)回歸模型，一般情況還是非線性方程，這就產(chǎn)生了趨勢(shì)面分析。趨勢(shì)面分析就是用空間數(shù)據(jù)擬合一個(gè)數(shù)學(xué)曲面，以反映觀察變量空間分布的變化趨勢(shì)特征。實(shí)際上，趨勢(shì)面分析是通過(guò)回歸分析原理，運(yùn)用最小二乘法擬合一個(gè)二維函數(shù)，應(yīng)用線、面或三維曲面來(lái)識(shí)別、分離和度量趨勢(shì)的一種空間分析方法[31]。

趨勢(shì)面反映的是總體變化，受大范圍的系統(tǒng)性空間位置的影響。趨勢(shì)面分析的基本功能，是把空間分布的一個(gè)具體的或抽象的曲面分解成兩部分：一部分主要由變化比較緩慢、影響遍及整個(gè)研究區(qū)域分量組成，稱(chēng)為趨勢(shì)分量；另一部分是變化比較快，其影響在研究區(qū)域內(nèi)并非處處可見(jiàn)的分量，稱(chēng)為局部分量。設(shè)(xi,yi)表示某一觀察變量Yi對(duì)應(yīng)于空間位置，xi、yi分別為經(jīng)度和緯度值。每一個(gè)觀測(cè)點(diǎn)的Yi都可分解為兩個(gè)部分：

Yi=f(xi,yi)+εi

(3)

(3)式中，f(xi,yi)為Yi的趨勢(shì)量，εi為殘差值。趨勢(shì)面模型的數(shù)學(xué)方程式為多項(xiàng)式函數(shù)：

f(xi,yi)=a00+a10xi+a01yi

(4)

(5)

(6)

(4)式為一次多項(xiàng)式，是一個(gè)平面。它可以是水平的，但極少見(jiàn)，一般是以某傾角傾向于某一方向。(5)式為二次多項(xiàng)式曲面，可以是橢圓面，雙曲面，或是拋物面，只有一個(gè)極值點(diǎn)的曲面。(6)式三次多項(xiàng)式曲面，可以出現(xiàn)四個(gè)極值點(diǎn)，多為馬鞍型三次曲面。但在建立實(shí)際模型時(shí)，有些項(xiàng)不顯著，一般只使用多項(xiàng)式函數(shù)中的幾項(xiàng)。不同次數(shù)的多項(xiàng)式函數(shù)所描述的曲面有不同的復(fù)雜程度。

(四)城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力機(jī)制計(jì)量模型

在采用傳統(tǒng)的計(jì)量分析方法時(shí)，隱含假設(shè)橫截面空間單元是同質(zhì)的，也就是空間單元之間沒(méi)有自相關(guān)性或集聚。而實(shí)際上，根據(jù)“地理學(xué)第一定律”，幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有一定程度的空間依賴(lài)性或空間自相關(guān)性的特征。經(jīng)濟(jì)的動(dòng)力機(jī)制就來(lái)源于空間單元的經(jīng)濟(jì)空間依賴(lài)性[32]。具體到城鎮(zhèn)化，亦即一個(gè)空間單元上的城鎮(zhèn)化水平與鄰近空間單元上的城鎮(zhèn)化水平是正相關(guān)的，這種自相關(guān)性是城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力機(jī)制的來(lái)源。

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本思想是將空間單元之間的空間依賴(lài)關(guān)系引入基本線性回歸模型[33-34]。借鑒時(shí)間動(dòng)力機(jī)制的AR模型，引入空間滯后變量，建立在控制變量作用下的城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力機(jī)制模型即SAR(q)模型：

(7)

(7)式為在考慮其它因素影響下，多階空間空間滯后自相關(guān)模型，其中，ur為城鎮(zhèn)化率，X為控制變量，wi-k, j-k為n×n階的空間滯后相鄰矩陣，i=1，2，…，n；k滯后階數(shù)，λk是空間動(dòng)力效應(yīng)系數(shù)。

城鎮(zhèn)化空間相關(guān)分為空間自相關(guān)與空間位置相關(guān)。因此，只有把空間自相關(guān)與空間位置相關(guān)結(jié)合起來(lái)，才能更有效地解釋空間因素對(duì)城鎮(zhèn)化的影響。另外，城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)人口有關(guān)，城鎮(zhèn)人口規(guī)模越大，城鎮(zhèn)化水平越高；城鎮(zhèn)化還與人口遷移和工業(yè)化存在正向關(guān)系[5-6]?；谏洗?，構(gòu)造出我國(guó)城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力機(jī)制的空間杜賓計(jì)量模型：

β3IPi+β4Wi-1, j-1IPi+β5Ii+β6Wi-1, j-1Ii+

f(xi,yi)+εi

(8)

(8)式中CPi、IPi、Ii和f(xi,yi)為控制變量，用于檢驗(yàn)假設(shè)及空間動(dòng)力機(jī)制的穩(wěn)健性。其中，CPi表示城鎮(zhèn)人口總量，IPi為遷入人口量，Ii表示工業(yè)化率，f(xi,yi)為地理位置效應(yīng)。

(9)式揭示了縣域城鎮(zhèn)化率的擬合值，而偏差表示縣域城鎮(zhèn)化實(shí)際值和擬合值之差，即：

(9)

三、數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)2010年人口普查分縣資料》[33]提供的第六次人口普查分2869個(gè)縣域相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算，其中，城鎮(zhèn)化率為城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝冢丝谶w入率為遷入人口/總?cè)丝?，工業(yè)化率以第二產(chǎn)業(yè)人口占全行業(yè)人口比重表示。此外，代表縣域地理位置的經(jīng)度和緯度數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家地理信息系統(tǒng)網(wǎng)站。

(二)數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可以看出，各個(gè)變量的差別非常大，選擇的2869個(gè)縣域中有的城鎮(zhèn)化率達(dá)到100%，也有城鎮(zhèn)化率僅為1.38%的縣域，工業(yè)化率、人口遷入率和城鎮(zhèn)化人口規(guī)模分布均呈非正態(tài)分布，存在著兩極分化的現(xiàn)象，最大值和最小值相差較大。

表1 2010年我國(guó)縣域人口城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、人口遷入率的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)城鎮(zhèn)化率空間分布

城鎮(zhèn)化率是城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的關(guān)鍵指標(biāo)，其空間分布基本可以代表城鎮(zhèn)化發(fā)展水平分布。以2010年我國(guó)城鎮(zhèn)化率平均值(46.91%)為界線，超過(guò)平均水平的縣域有1065個(gè)，其平均城鎮(zhèn)化率為75.23%；低于平均水平的縣域有1804個(gè)，其平均城鎮(zhèn)化率僅為30.19%。城鎮(zhèn)化率超過(guò)平均值的縣域分布相對(duì)集中，包括兩個(gè)主集聚區(qū)和兩個(gè)次集聚區(qū)。其中主集聚區(qū)：一是在東經(jīng)120度，北緯30度附近，以上海為中心主要包括浙江、江蘇的長(zhǎng)三角地區(qū)；二是在東經(jīng)115～125度，北緯35～42度的環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)地區(qū)，包括山東，河北、北京和天津。兩個(gè)次集聚區(qū)分別是廣東珠三角和福建(圖1)?？梢?jiàn)，高發(fā)展水平縣域主要分布在東部沿海一帶地區(qū)，大部分中部和西南地區(qū)很少有高發(fā)展水平縣域分布。而城鎮(zhèn)化率小于平均水平的地區(qū)，全國(guó)31個(gè)省市都有分布，主要集中在東經(jīng)97～115度，北緯23～40度區(qū)域，以西南地區(qū)和廣大中部地區(qū)為主，東南沿?？h域分布很少，已是點(diǎn)綴其中(圖2)。

圖1 2010年城鎮(zhèn)化率高于平均值的縣域分布 圖2 2010年城鎮(zhèn)化率低于平均值的縣域分布

按(2)式計(jì)算，我國(guó)縣域城鎮(zhèn)化率與經(jīng)度的相關(guān)系數(shù)為0.1835，與緯度的相關(guān)系數(shù)為0.1718。當(dāng)N為1000時(shí)，0.1%顯著性水平為臨界值為0.104?？梢?jiàn)，兩者均在0.1%的水平上顯著。這表明，縣域城鎮(zhèn)化率隨東經(jīng)和北緯的增加而增大，以隨東經(jīng)的增加更為明顯。也就是說(shuō)，東南部城鎮(zhèn)化率明顯高于西北部?？傮w上，我國(guó)城鎮(zhèn)化率分布與地理位值具有極強(qiáng)的相關(guān)性，我國(guó)南北差距相對(duì)較小，而東西差距更大。

四、城鎮(zhèn)化滯后自相關(guān)檢驗(yàn)與空間動(dòng)力機(jī)制參數(shù)估計(jì)

(一)城鎮(zhèn)化空間自相關(guān)與顯著性檢驗(yàn)

根據(jù)我國(guó)2869個(gè)縣域的經(jīng)度和緯度計(jì)算，得到我國(guó)縣域1-3階和4-6階滯后的空間矩陣結(jié)構(gòu)(圖3和圖4)。以(1)式計(jì)算，2010年城鎮(zhèn)化率的滯后1-6階空間自相關(guān)系數(shù)分別為0.5457、

0.5408、0.4772、0.4014、0.3726和0.3392，均為正值，且在1%的水平上顯著，顯示出了很強(qiáng)的空間滯后自相關(guān)性?？梢钥闯觯覈?guó)縣域城鎮(zhèn)化水平的空間自相關(guān)系數(shù)隨滯后期數(shù)的增加而遞減。這也意味著，我國(guó)城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力隨空間距離增大而減小。相對(duì)而言，一階滯后的城鎮(zhèn)化率空間自相關(guān)系數(shù)最大，表明對(duì)一個(gè)縣域來(lái)說(shuō)，最鄰近的縣域城鎮(zhèn)化率對(duì)其城鎮(zhèn)化水平的作用越明顯。

(二)城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力模型參數(shù)估計(jì)

由于縣域之間的人口城鎮(zhèn)化水平存在顯著的空間滯后自相關(guān)性，所以必須采用控制了空間自相關(guān)性的空間計(jì)量模型對(duì)各動(dòng)力因素的貢獻(xiàn)進(jìn)行分析，以得到回歸系數(shù)的無(wú)偏估計(jì)量。利用2010年的2869個(gè)縣域數(shù)據(jù)對(duì)(8)式進(jìn)行回歸分析，得到參數(shù)估計(jì)結(jié)果(表2)。

圖3 1-3階空間滯后矩陣 圖4 4-6階空間滯后矩陣

變量uri(1)(2)(3)(4)(5)參數(shù)t統(tǒng)計(jì)量參數(shù)t統(tǒng)計(jì)量參數(shù)t統(tǒng)計(jì)量參數(shù)t統(tǒng)計(jì)量參數(shù)t統(tǒng)計(jì)量c8.41448.5068-31.4557-9.3733-11.3608-3.7359-17.3620-1.9213Wi-1,j-1uri0.250314.50020.404624.79330.235813.61660.327619.4666Wi-2,j-2uri0.232513.06700.07016.04810.221012.41720.06085.5400Wi-3,j-3uri0.12817.35000.02362.13210.11796.7665Wi-4,j-4uri0.06123.51780.03032.86300.05072.9155Wi-5,j-5uri0.06303.66140.04452.5620Wi-6,j-6uri0.03291.97110.01781.0540CPi5.690316.13275.993419.17416.073318.8136Wi-1,j-1CPi-1.0114-2.8060-4.2052-12.5409-3.6148-10.5712IPi3.084436.08552.986838.16793.023739.2804Wi-1,j-1IPi-0.3477-4.3812-1.6537-18.9254-1.3252-14.9783Ii0.384616.50940.392716.31440.437618.0718Wi-1,j-1Ii-0.1908-7.7493-0.1349-5.4270f(xi,yi)f1(xi,yi)f2(xi,yi)εε1ε2ε3ε4ε5R20.40760.68470.75940.41450.7731F329.94781246.5434905.9785204.0929699.3390S.E.19.762714.418812.596519.640512.2327AIC8.80798.17707.90858.79757.8509DW1.57380.92171.55711.547151.5245

(2.0156) (4.1613) (-3.3863) (2.6832)

(-3.1608) (3.9335) (3.3601) (-4.3957)

(-3.7095) (4.8521)

值得一提的是，DW在時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中用于檢驗(yàn)殘差項(xiàng)的序列自相關(guān)。在時(shí)間序列中時(shí)間序列是單向的，且是唯一的，而從空間看，空間位置是固定的，由距離決定，空間滯后也是唯一的。因此，以可以借用DW檢驗(yàn)一種特定排列的空間計(jì)量模型殘差序列的自相關(guān)性。從表2看，(2)中沒(méi)有城鎮(zhèn)化的的空間滯后變量，僅有控制變量及其一階空間滯后變量，DW值僅為0.9217，ε2存在較強(qiáng)的空間自相關(guān)性，而(1)、(3)、(4)和(5)中具有多項(xiàng)城鎮(zhèn)化的空間滯后變量，其DW值在1.5以上，殘差序列中的的自相關(guān)性已較弱。顯然，城鎮(zhèn)化空間滯后變量已消除了空間自相關(guān)。

(三)城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力機(jī)制化的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從表2的(1)看出，在不考慮其它因素的情況下，在5%的顯著性水平上，中國(guó)城鎮(zhèn)化具有顯著的5階滯后空間動(dòng)力機(jī)制。從1階到5階，t值大幅度減小，空間動(dòng)力的邊際效應(yīng)也大幅度減小。(5)表明，城市人口規(guī)模、人口遷入量、工業(yè)化水平與空間位置對(duì)城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制產(chǎn)生明顯的影響，對(duì)3階到5階空間動(dòng)力因子產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。這也就是，在控制變量作用下，我國(guó)城鎮(zhèn)化只具有穩(wěn)健的空間二階滯后動(dòng)力機(jī)制。

五、可視化分析

(一)LISA集群與可視化

表2中(5)表明，我國(guó)城鎮(zhèn)化具有穩(wěn)健的一階、二階空間滯后動(dòng)力機(jī)制。這表明，縣域城鎮(zhèn)化具有較強(qiáng)的一階、二階滯后自相關(guān)性，城鎮(zhèn)化率與其滯后一階和二階滯后城鎮(zhèn)化率平均值的相關(guān)性為0.6138，在大樣本下表現(xiàn)出極強(qiáng)的顯著性。以城鎮(zhèn)化率與其滯后一階和二階城鎮(zhèn)化率的平均值(46.9149，50.8711)為坐標(biāo)原點(diǎn)，把我國(guó)縣域分為四類(lèi)集群：HH集群，由一個(gè)高城鎮(zhèn)化率縣域與其滯后一階和二階平均高城鎮(zhèn)化率縣域構(gòu)成；LH集群，由一個(gè)低城鎮(zhèn)化率縣域與其滯后一階和二階平均高城鎮(zhèn)化率縣域構(gòu)成；LL集群，由一個(gè)低城鎮(zhèn)化率縣域與其滯后一階和二階平均低城鎮(zhèn)化率縣域構(gòu)成；HL集群，由一個(gè)高城鎮(zhèn)化率縣域與其滯后一階和二階平均低城鎮(zhèn)化率縣域構(gòu)成。

圖5是以一階和二階滯后城鎮(zhèn)化率平均值計(jì)算的我國(guó)縣域城鎮(zhèn)化四分類(lèi)結(jié)構(gòu)。其中，HH類(lèi)、LH類(lèi)、LL類(lèi)和HL類(lèi)的數(shù)量分別為754、446、1358和311，占總縣域數(shù)的26.28%、15.55%、47.33%和10.84%。不難看出，我國(guó)LL類(lèi)的樣本占比較大比重，接近50%，其次是HH類(lèi)，兩類(lèi)并在一起占72%，它們是我國(guó)城鎮(zhèn)化空間滯后自相關(guān)的主導(dǎo)力量，呈現(xiàn)出典型的空間俱樂(lè)部特征。

圖5 城鎮(zhèn)化率與其1、2階滯后空間變量平均值相關(guān)性

把圖5中的四象限的縣域在空間展開(kāi)，分別得到圖6-9。HH類(lèi)縣域主要分布在黑龍江省東部與俄羅斯接壤的地區(qū)，遼寧省的沈陽(yáng)等幾個(gè)主要城市；外向型經(jīng)濟(jì)特征明顯的長(zhǎng)三角地區(qū)到珠三角地區(qū)形成的東南沿海地帶；西部烏魯木齊與克拉瑪依、內(nèi)蒙中南部與東北部區(qū)域也比較集中，其它地域和零星分布，西藏沒(méi)有分布(圖6)。LL類(lèi)縣域主要分布在次沿海與次沿邊的腹地較大區(qū)域，沿邊分布較少，沿海的長(zhǎng)三角和珠三角地區(qū)有較少分布出現(xiàn)(圖7)。HL類(lèi)和LH類(lèi)縣域主要分布在我國(guó)東南部，西藏、內(nèi)蒙、新疆、甘肅、寧夏分布較少，西藏沒(méi)有LH類(lèi)縣域分布(圖8和圖9)。

(二)城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力機(jī)制與效應(yīng)趨勢(shì)面

表2中的(5)表明，我國(guó)城鎮(zhèn)化具有穩(wěn)健的一階、二階空間滯后的動(dòng)力機(jī)制，因此，再對(duì)一階、二階空間滯后的聯(lián)合動(dòng)力機(jī)制進(jìn)行估計(jì)，SAR(2)模型：

uri=0.4396Wi, i-1uri+0.4307Wi, i-2uri+εi

(10)

(28.0986) (27.0167)

R2=0.3202，DW=1.7672，AIC=8.9437。

對(duì)比(10)式與表2中的(1)，(10)式的R2值小于(1)的R2值，而(10)式的AIC值高于(1)的AIC值，但(10)沒(méi)有截距項(xiàng)，其DW值高于(1)的DW值。這說(shuō)明(10)代表著主要的空間動(dòng)力機(jī)制。圖10為(10)式擬合城鎮(zhèn)化率的空間動(dòng)力效應(yīng)的趨勢(shì)面。

圖6 2010年我國(guó)HH類(lèi)縣域分布 圖7 2010年我國(guó)LL類(lèi)縣域分布

圖8 2010年我國(guó)HL類(lèi)縣域分布 圖9 2010年我國(guó)LH類(lèi)縣域分布

圖10 我國(guó)城鎮(zhèn)化SAR(2)動(dòng)力效應(yīng)的空間分布

圖10顯示，中國(guó)的版圖上，城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力效應(yīng)分布空間趨勢(shì)面具有多中心—外圍結(jié)構(gòu)，而總體形態(tài)呈鞍型結(jié)構(gòu)，可以劃分為四個(gè)區(qū)域。(1)由東南沿海、環(huán)勃海和東北三省東部沿邊地帶構(gòu)成一個(gè)高城鎮(zhèn)化區(qū)域。(2)由北部沿邊地帶主要是新疆東北部、青海北部、甘肅西北部、寧夏北部、陜西北部、內(nèi)蒙沿邊區(qū)域、內(nèi)蒙與黑龍江交界地區(qū)構(gòu)成的高城鎮(zhèn)化區(qū)域。(3)由新疆西南部、西藏、青海南部、寧夏南部、甘肅南部、四川西北部、云南西北部連片形成低城鎮(zhèn)化大區(qū)域(簡(jiǎn)稱(chēng)“大西南片區(qū)”)。(4)由內(nèi)蒙古自東南部、黑龍江中部、吉林北部構(gòu)成了另一個(gè)低城鎮(zhèn)化小區(qū)域。此外，在安徽、河南、江蘇、山東和河北的交界處有一個(gè)低城鎮(zhèn)化小區(qū)域，江西等也有低城鎮(zhèn)化區(qū)的零星分布。除西藏外，每一個(gè)省份都有超過(guò)50%的高城鎮(zhèn)化局部小區(qū)域分布。很明顯，我國(guó)城鎮(zhèn)化水平具有明顯的多元化差距特征，空間異質(zhì)性較為突出。

不難發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)高城鎮(zhèn)化區(qū)域分布在“胡煥庸線”的兩側(cè)(圖10)。從空間動(dòng)力效應(yīng)看，城鎮(zhèn)化低谷區(qū)域也形成了從西藏錯(cuò)那縣勒門(mén)馬巴民族鄉(xiāng)到黑龍江蘿北名山鎮(zhèn)的一條分界線，稱(chēng)城鎮(zhèn)化空間動(dòng)力效應(yīng)“谷底線”。按兩地東經(jīng)和北緯計(jì)算，“谷底線”長(zhǎng)達(dá)4899.50公里?！肮鹊拙€”與“胡煥庸線”交于河北張家口市沽源縣九連城鎮(zhèn)。

(三)殘差空間趨勢(shì)面

(10)式的εi值序列只有較弱的空間自相關(guān)性。從圖11看出，非空間動(dòng)力效應(yīng)在全國(guó)范圍只有局部的特征，沒(méi)有趨勢(shì)和規(guī)律所循，但也有一些明顯的特點(diǎn)。非空間動(dòng)力強(qiáng)正效應(yīng)(>20)的區(qū)域分布在北部，尤其是在青海、新疆和甘肅交界區(qū)域具有較強(qiáng)的城鎮(zhèn)化非空間動(dòng)力效應(yīng)，在內(nèi)蒙古東北部也有非空間動(dòng)力效應(yīng)優(yōu)勢(shì)。非空間強(qiáng)阻力效應(yīng)(<-40)區(qū)域呈分散分布，在西部的云南、四川、重慶分布較少，在廣東、福建、江蘇、浙江、山東為主的東南沿海區(qū)域更是少見(jiàn)。

圖11 我國(guó)城鎮(zhèn)化的非空間動(dòng)力因素效應(yīng)(εi)的空間分布

六、結(jié)論與含義

本文利用我國(guó)第六次人口普查的2869個(gè)區(qū)縣域單元城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)造動(dòng)態(tài)空間計(jì)量模型，揭示我國(guó)城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制與效應(yīng)。結(jié)果表明：

一是城鎮(zhèn)化空間擴(kuò)展的過(guò)程和格局受空間動(dòng)力機(jī)制的影響。在城市人口規(guī)模、人口遷入量、工業(yè)化水平及地理位置參與的情況下，我國(guó)城鎮(zhèn)化仍具有穩(wěn)健的空間二階滯后動(dòng)力機(jī)制。中國(guó)每個(gè)縣域空間單元的城鎮(zhèn)化水平對(duì)其最近兩個(gè)縣域空間單元的城鎮(zhèn)化存在明顯的空間依賴(lài)性。這意味著孤立縣域空間單元的城鎮(zhèn)化難以推進(jìn)，縣域空間單元越密集，城鎮(zhèn)化越易抱團(tuán)發(fā)展。這就是我國(guó)版圖上形成高城鎮(zhèn)化水平集聚區(qū)和低城鎮(zhèn)化水平集聚區(qū)的根本原因。

二是城鎮(zhèn)化是一個(gè)復(fù)雜的、多層面的社會(huì)經(jīng)濟(jì)空間變遷的動(dòng)態(tài)過(guò)程，是多動(dòng)力綜合作用結(jié)果。我國(guó)城市人口規(guī)模、人口遷入量、工業(yè)化水平及其地理位置也是城鎮(zhèn)化的顯著動(dòng)力因素。這意味著，我國(guó)在制定區(qū)域政策時(shí)，既不能以地理決定論的觀點(diǎn)夸大地理因素作用而忽視政府的宏觀調(diào)控作用，也不能以非地理因素排斥或忽視空間效應(yīng)，以導(dǎo)致在調(diào)節(jié)城鎮(zhèn)化發(fā)展差距政策效應(yīng)受到空間力量阻制與抗拒，過(guò)高預(yù)期政策對(duì)城鎮(zhèn)化不發(fā)達(dá)區(qū)域的促進(jìn)作用。

三是在空間動(dòng)力機(jī)制影響下我國(guó)城鎮(zhèn)化空間分布呈現(xiàn)出鞍型結(jié)構(gòu)。在我國(guó)北部沿邊已突破了“胡煥庸線”，形成多個(gè)高水平城鎮(zhèn)化集聚區(qū)，這意味著，我國(guó)人口分布難以突破“胡煥庸線”，但城鎮(zhèn)化可以突破“胡煥庸線”，這一點(diǎn)對(duì)中國(guó)具有特殊的意義。目前，“胡煥庸線”西南端“次大西南片區(qū)”的城鎮(zhèn)化仍然相對(duì)滯后，主要是城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力不足。我國(guó)要加大對(duì)“大西南片區(qū)”發(fā)展的政策支持力度，加快人口遷移，擴(kuò)大城市人口規(guī)模，提升人口密度，提高城鎮(zhèn)化率，重塑經(jīng)濟(jì)地理，同時(shí)，要進(jìn)一步推進(jìn)“三縱兩橫”的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，加快南方絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)化發(fā)展，讓“大西南片區(qū)”居民分享城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的成果。

[1] 趙新平，周一星. 改革以來(lái)中國(guó)城市化道路及城市化理論研究述評(píng)[J]. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2002(2)：132-138．

[2] 寧越敏. 新城市化進(jìn)程: 90年代中國(guó)城市化動(dòng)力機(jī)制和特點(diǎn)探討[J]. 地理學(xué)報(bào), 1998, 53(5): 470-477.

[3] 周一星, 曹廣忠. 改革開(kāi)放20年來(lái)的中國(guó)城市化進(jìn)程[J]. 城市規(guī)劃，1999, 23(12): 8-13.

[4]蔡建明. 中國(guó)城市化發(fā)展動(dòng)力及發(fā)展戰(zhàn)略研究[J]. 地理科學(xué)進(jìn)展, 1997, 16(2) :9-14.

[5]ZhangKH,SongS.Rural-urbanmigrationandurbanizationinChina:Evidencefromtime-seriesandcross-sectionanalyses[J].ChinaEconomicReview, 2003, 14(4):386-400.

[6]顧朝林. 改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)城市化與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展關(guān)系研究[J]. 人文地理, 2004, 19(2): 1-5.

[7]崔功豪, 馬潤(rùn)潮. 中國(guó)自下而上城市化的發(fā)展及其機(jī)制[J]. 地理學(xué)報(bào), 1999，54(2): 106-115.

[8]薛鳳旋, 楊 春. 外資: 發(fā)展中國(guó)家城市化的新動(dòng)力——珠江三角洲個(gè)案研究[J]. 地理學(xué)報(bào), 1997, 52(3): 193-206.

[9] 俞萬(wàn)源. 城市化動(dòng)力機(jī)制: 一個(gè)基于文化動(dòng)力的研究[J]. 地理科學(xué), 2012, 32(11): 1135-1139.

[10] 寧越敏. 新城市化進(jìn)程: 90年代中國(guó)城市化動(dòng)力機(jī)制和特點(diǎn)探討[J]. 地理學(xué)報(bào), 1998, 53(5): 470-477.

[11] 紀(jì)曉嵐, 趙維良. 中國(guó)城市化動(dòng)力機(jī)制評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建[J]. 統(tǒng)計(jì)與決策, 2007, 233(3): 70-72.

[12] 趙維良, 紀(jì)曉嵐. 中國(guó)城市化動(dòng)力機(jī)制評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建[J]. 上海市經(jīng)濟(jì)管理干部學(xué)院學(xué)報(bào), 2007, 5(6): 52-58.

[13] 曹廣忠, 王純潔, 齊元靜. 我國(guó)東部沿海省區(qū)城鎮(zhèn)化水平影響因素的空間差異[J]. 地理研究, 2008, 27 (6):1399-1406.

[14]歐向軍, 甄峰, 秦永東等. 區(qū)域城市化水平綜合測(cè)度及其理想動(dòng)力分析: 以江蘇省為例[J]. 地理研究, 2008, 27(5): 993-1002.

[15]陳明星, 陸大道, 張華. 中國(guó)城市化水平的綜合測(cè)度及其動(dòng)力因子分析[J]. 地理學(xué)報(bào), 2009, 64(4): 387-398.

[16] 吳莉婭. 生產(chǎn)要素市場(chǎng)化與江蘇城市化動(dòng)力機(jī)制演變[J]. 地理科學(xué), 2006, 26(5): 529-535.

[17] 陳德寧, 沈玉芳. 廣東城市化的動(dòng)力特征與發(fā)展方向探討[J]. 經(jīng)濟(jì)地理, 2004, 24(1): 76-80.

[18] 陳波翀, 郝壽義, 楊興憲. 中國(guó)城市化快速發(fā)展的動(dòng)力機(jī)制[J]. 地理學(xué)報(bào), 2004, 59(6):1068-1075.

[19] 王瑞鵬, 馮曉華. 基于VAR模型的新疆城市化動(dòng)力機(jī)制研究[J]. 企業(yè)經(jīng)濟(jì), 2013,(2): 149-153.

[20] 耿麗娟. 基于VAR模型的內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制研究[J]. 內(nèi)蒙古科技與經(jīng)濟(jì), 2015, 333(11): 21-23.

[21] 柳思維, 徐志耀, 唐紅濤. 基于空間計(jì)量方法的城鎮(zhèn)化動(dòng)力實(shí)證研究——以環(huán)洞庭湖區(qū)域?yàn)槔齕J]. 財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐, 2012, (4):100-104.

[22] 曾昭法, 左 杰. 中國(guó)省域城鎮(zhèn)化的空間集聚與驅(qū)動(dòng)機(jī)制研究——基于空間面板數(shù)據(jù)模型[J]. 中國(guó)管理科學(xué), 2013, (S2): 580-586.

[23] 王小斌, 邵燕斐. 基于空間計(jì)量的新型城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制研究[J]. 工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2015(12): 144-155.

[24] 龐瑞秋, 騰 飛, 魏冶. 基于地理加權(quán)回歸的吉林省人口城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制分析[J]. 地理科學(xué), 2014, 34(10): 1210-1217.

[25] 鄧志旺. 中國(guó)城市化動(dòng)力機(jī)制的模型構(gòu)建及其空間計(jì)量分析[J]. 統(tǒng)計(jì)與決策, 2015, 427(25):129-131.

[26] 陸 銘. 空間的力量: 地理、政治與城市發(fā)展[M]. 上海：格致出版社, 2012.

[27] “10000個(gè)科學(xué)難題”地球科學(xué)編委會(huì). 10000個(gè)科學(xué)難題(地球科學(xué)卷)[M]. 北京：科學(xué)出版社, 2010.

[28] 陸大道．地理學(xué)關(guān)于城鎮(zhèn)化領(lǐng)域的研究?jī)?nèi)容框架[J].地理科學(xué)，2013，33(8):897-901．

[29]PeterChristensen,GordonC.McCord．GeographicdeterminantsofChina’surbanization[J].RegionalScienceandUrbanEconomics, 2016, (59): 90-102.

[30] 羅宏翔, 趙果慶.FDI產(chǎn)業(yè)空間自相關(guān)與空間集聚——再論為什么FDI不集聚西部[J]. 經(jīng)濟(jì)管理, 2012, (9): 37-45.

[31] 郭仁忠. 空間分析[J]. 北京：高等教育出版社, 2001.

[32]RobertoBasile,MaríaDurbán,RománMínguez,JoseMaríaMontero,JesúsMur.Modelingregionaleconomicdynamics:Spatialdependence,spatialheterogeneityandnonlinearities[J].JournalofEconomicDynamicsandControl, 2014, 48: 229-245.

[33]L.Anselin.Spatialeconometrics:methodsandmodels[M].Dordrecht:KluwerAcademicPublishers, 1988.

[34]AnselinL,FloraxR.Smallsamplepropertiesoftestsforspatialdependenceinregressionmodels[C].InAnselinandFloraxREds.NewDirectionsinSpatialEconometrics.Berlin:Springer, 1995, 21-74.

(本文責(zé)編：王延芳)

Spatial Dynamic Mechanism and Effect of Urbanization in China Based on Spatial Unit Data of 2869 Counties Derived from the Sixth Census

ZHAO Guo-qing，WU Xue-ping

(InstituteofQuantitativeEconomics，YunnanUniversityofFinanceandEconomics，Kunming650221，China)

Abstract:Urbanization is a phenomenon of space, how to reveal the space dynamic mechanism of urbanization is a major difficult problem of geography. In this paper, using the 2869 county urbanization rate data of our sixth census, by constructing dynamic spatial econometric model reveals the space dynamic mechanism of urbanization in China. The results show that to urban population, population migration, industrialization, geographical location as a control variable, urbanization in china still has a robust spatial second-order lag dynamic mechanism and urbanization formation a spatial dynamic system, it is shown that a county urbanization is promoted by two surrounding counties. Under the effect of the dynamic effect of urbanization, the high level of urbanization in the north and the south has formed and big Southwest regional urbanization level is still relatively low. Therefore, China should intensify efforts to promote the construction of the“Southern Silk Road” urban agglomeration, reshape the economic geography of the city, and promote coordinated development of regional urbanization.

county unit; urbanization; spatial dynamic mechanism; spatial econometrics; China

2016-11-10

2017-02-08

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71563059)。

趙果慶(1964-)，男，云南鶴慶人，云南財(cái)經(jīng)大學(xué)教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，博士后，博士生導(dǎo)師，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)。

C813

A

1002-9753(2017)02-0076-12