劉志強(qiáng)， 韓 純， 王俊帝，2， 洪亙偉

（1.蘇州科技大學(xué) 建筑與城市規(guī)劃學(xué)院 江蘇 蘇州215011； 2.蘇州科技大學(xué) 天平學(xué)院，江蘇 蘇州215011）

在生態(tài)文明建設(shè)背景下，科學(xué)認(rèn)識城市綠地建設(shè)影響機(jī)理是構(gòu)建優(yōu)質(zhì)人居環(huán)境的基礎(chǔ)。 建成區(qū)綠地率是衡量城市綠地建設(shè)水平的重要統(tǒng)計(jì)指標(biāo)之一，準(zhǔn)確研判其發(fā)展的驅(qū)動因素特征有助于統(tǒng)籌綠地發(fā)展格局，促進(jìn)城市綠地科學(xué)發(fā)展。長期以來，建成區(qū)綠地率發(fā)展受自然環(huán)境和社會經(jīng)濟(jì)（含政策）兩方面影響。自然環(huán)境是城市綠地建設(shè)的基底，不易受人為干擾，穩(wěn)定性強(qiáng)；而社會經(jīng)濟(jì)與城市綠地關(guān)系更為緊密，短期內(nèi)受人為影響較大，波動性強(qiáng)。 因此，探明社會經(jīng)濟(jì)因素對綠地建設(shè)的作用機(jī)理及特征對促進(jìn)綠地協(xié)調(diào)有序發(fā)展具有重要意義。

追溯國內(nèi)外綠地建設(shè)影響機(jī)制的相關(guān)研究，主要集中在以下三個(gè)方面：（1）研究內(nèi)容不斷拓展，從探究單一要素對綠地建設(shè)的影響向多指標(biāo)類型綜合影響轉(zhuǎn)變[1-2]；（2）研究方法持續(xù)創(chuàng)新，從定性分析驅(qū)動機(jī)制向最小二乘回歸、地理探測器等定性定量相結(jié)合的方法突破[3-5]；（3）研究尺度不斷豐富，從單一城市到與區(qū)域、全國等大尺度兼顧[6-7]。 上述研究雖多層次分析了驅(qū)動機(jī)制與綠地的內(nèi)在關(guān)聯(lián)特征，但此類研究均假設(shè)各要素彼此獨(dú)立，無空間交互影響。 許乙青及劉志強(qiáng)等學(xué)者的研究[8-9]證明，綠地及其驅(qū)動因素發(fā)展并非獨(dú)立存在，空間上相互關(guān)聯(lián)，除對本地區(qū)的直接影響外對臨近地區(qū)還存在間接影響即溢出效應(yīng)。 目前，將空間要素與綠地發(fā)展驅(qū)動因素相結(jié)合的研究較少，僅見許乙青[8]對中國城市綠地建設(shè)的空間溢出效應(yīng)，及張方、陳凱[10]對城市綠地供給標(biāo)尺競爭的研究，但兩者均采用截面數(shù)據(jù)，缺乏對我國市域長時(shí)間規(guī)律的整體把握，同時(shí)在模型選擇上未考慮驅(qū)動因素間相互作用對綠地的影響。

在新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程深入的背景下，綜合考慮社會經(jīng)濟(jì)因素與綠地發(fā)展的空間內(nèi)在關(guān)聯(lián)特征，是推動綠地高質(zhì)量協(xié)同發(fā)展的基礎(chǔ)[11-12]。 社會經(jīng)濟(jì)因素對綠地有何直接及間接影響？ 間接影響的時(shí)空特征如何？ 如何對各區(qū)域綠地建設(shè)精準(zhǔn)引導(dǎo)？ 鑒于此，本文以我國大陸地級市及以上城市為樣本單元，引入空間計(jì)量模型，對1996-2016 年影響建成區(qū)綠地率的社會經(jīng)濟(jì)因素空間溢出效應(yīng)進(jìn)行分解。旨在為城市綠地差異化管理，發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢，促進(jìn)區(qū)域綠地協(xié)調(diào)化、一體化發(fā)展提供理論依據(jù)。

1 研究方法、變量選擇、研究范圍及數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 空間計(jì)量模型簡介

空間計(jì)量模型源于空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)，在回歸計(jì)算中處理地理要素的空間相互作用等問題[13]。地理學(xué)第一定律指出，地理空間觀測值都具有一定程度的空間依賴性或空間自相關(guān)性特征。 即一個(gè)地區(qū)的某一屬性值受到鄰近地區(qū)相同屬性值的影響。 區(qū)別于傳統(tǒng)計(jì)量學(xué)數(shù)據(jù)獨(dú)立的假設(shè)會造成在處理具有相關(guān)性的空間數(shù)據(jù)時(shí)出現(xiàn)偏誤，空間計(jì)量模型的優(yōu)勢在于它假設(shè)各社會經(jīng)濟(jì)因素在空間上存在某種關(guān)聯(lián)特征，能更精準(zhǔn)、全面地測度出區(qū)域間不同社會經(jīng)濟(jì)因素的空間關(guān)聯(lián)程度對建成區(qū)綠地率①本文中“建成區(qū)綠地率”是建成區(qū)綠地面積占建成區(qū)面積的比重，數(shù)據(jù)源于《城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年報(bào)》（1996-2005）和《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2006-2016）。的影響。 隨著空間計(jì)量模型的不斷完善，其應(yīng)用領(lǐng)域從經(jīng)濟(jì)發(fā)展到房地產(chǎn)、交通、環(huán)境等方面，目前拓展到城鄉(xiāng)規(guī)劃學(xué)、風(fēng)景園林學(xué)研究中[14-15]。

1.1.2 空間計(jì)量模型選擇

空間計(jì)量模型包括空間自相關(guān)模型、空間誤差模型和空間杜賓模型等。 自相關(guān)模型側(cè)重建成區(qū)綠地率自身空間相關(guān)性的探討，誤差模型可分析自變量以外因素造成的誤差，而杜賓模型能考慮各因素空間溢出效應(yīng)對建成區(qū)綠地率的影響及誤差項(xiàng)計(jì)算，其表達(dá)式為式中，W是空間權(quán)重矩陣，Y為被解釋變量建成區(qū)綠地率，X為各社會經(jīng)濟(jì)因素，ρ 是建成區(qū)綠地率空間滯后項(xiàng)系數(shù)，t是研究年份，β 是解釋變量的系數(shù)，ε 是服從正態(tài)分布?xì)埐铐?xiàng)，θ 是解釋變量空間滯后項(xiàng)的系數(shù)。

1.1.3 空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

空間權(quán)重矩陣包括鄰接矩陣、距離權(quán)重矩陣等形式[16]用于描述兩個(gè)區(qū)域間要素存在的空間關(guān)系?？紤]到本文社會經(jīng)濟(jì)因素空間溢出不僅會輻射鄰接城市，還會涉及范圍更廣的區(qū)域，且溢出效應(yīng)隨著距離增加而減弱，選擇地理距離矩陣更符合實(shí)際情況。 地理距離矩陣假定地區(qū)間相互影響的權(quán)值是兩地距離平方的倒數(shù)，通常表現(xiàn)為如下所示的n階非負(fù)矩陣W

其中，n為城市單元的個(gè)數(shù)，wij表示城市i和城市j之間的空間依賴關(guān)系，權(quán)重值越大，則區(qū)域間綠地發(fā)展的空間依賴性越強(qiáng)。

1.2 變量選擇

社會經(jīng)濟(jì)因素變化與人類活動關(guān)系密切，研究時(shí)段內(nèi)變化明顯，厘清其內(nèi)在規(guī)律和變化軌跡是城市綠地轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵。在借鑒相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，從經(jīng)濟(jì)、政策、人口、教育、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施等六個(gè)角度出發(fā)，在各類因素中選取代表性的指標(biāo)為解釋變量（見表1）。

1.3 研究時(shí)空范圍及數(shù)據(jù)來源

本文選取1996-2016 年為研究周期。 截止2016 年底，中國大陸共設(shè)地級市及以上城市297 個(gè)（不含香港、澳門、臺灣），對個(gè)別年份數(shù)據(jù)缺失的城市進(jìn)行處理③所有指標(biāo)，某城市缺少某年份指標(biāo)數(shù)值的，均采用該市前后兩年指標(biāo)數(shù)值平均值替代。，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性刪除駐馬店、麗江、日喀則等24 個(gè)地級市④截止2016 年中國共有地級及以上城市297 個(gè)，考慮數(shù)據(jù)可得性等客觀因素，剔除麗江、三沙、儋州、駐馬店、來賓、崇左、眉山、昭通、深圳、臨滄、隴南、西寧、海東、銀川、石嘴山、固原、吳忠、中衛(wèi)、吐魯番、哈密、日喀則、昌都、林芝、山南24 個(gè)城市。，最終確定273 個(gè)城市為研究樣本。 本文基礎(chǔ)指標(biāo)數(shù)據(jù)⑤本文所用指標(biāo)建成區(qū)綠地率、城市人口、城區(qū)面積、固定資產(chǎn)投資、園林綠化固定資產(chǎn)投資、城區(qū)道路面積均來源于《城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年報(bào)》（1996-1997）、《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年報(bào)》（1998-2005）和《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2006-2016）。 地區(qū)生產(chǎn)總值、普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（1997-2017）。均來源于《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒(報(bào))》[17]和

《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》[18]。 為消除不同類型指標(biāo)數(shù)據(jù)存在的異方差，本文對所有指標(biāo)進(jìn)行取對數(shù)處理。

2 空間計(jì)量實(shí)證分析及檢驗(yàn)

2.1 計(jì)量模型選擇與結(jié)果估計(jì)

2.1.1 計(jì)量回歸形式檢驗(yàn)

傳統(tǒng)最小二乘法回歸（OLS）假設(shè)各要素獨(dú)立，在空間計(jì)量回歸前需要與OLS 進(jìn)行模型比較選擇最優(yōu)形式。建成區(qū)綠地率OLS 回歸與固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)的對比結(jié)果（見表2 和表3）表明固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型擬合度都高于OLS 回歸。 借助F 檢驗(yàn)和Wald 檢驗(yàn)，不論F檢驗(yàn)還是Wald 檢驗(yàn)都通過1%的置信水平，這進(jìn)一步拒絕了OLS 回歸，對固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)比較二者的優(yōu)先級。檢驗(yàn)結(jié)果在1%的水平上顯著，表明檢驗(yàn)拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型對建成區(qū)綠地率進(jìn)行回歸。

表2 OLS 回歸結(jié)果

表3 固定和隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果

固定效應(yīng)包含個(gè)體、時(shí)間、雙向固定效應(yīng)三種形式，對建成區(qū)綠地率分別進(jìn)行回歸分析（見表4）。 三者的F 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都在1%的水平上顯著， 再對比擬合優(yōu)度發(fā)現(xiàn)“個(gè)體-時(shí)間”的雙向固定效應(yīng)最優(yōu)。 結(jié)合實(shí)際情況看，社會經(jīng)濟(jì)因素受到時(shí)間維度和空間維度的雙重影響。時(shí)間維度上某一截面的建設(shè)情況與其前后相鄰年份之間關(guān)系緊密，空間維度上某一地區(qū)與鄰近地區(qū)彼此影響。綜合檢驗(yàn)和實(shí)際情況，選擇“個(gè)體-時(shí)間”雙向固定效應(yīng)進(jìn)行后續(xù)研究。

2.1.2 空間計(jì)量模型檢驗(yàn)及結(jié)果估計(jì)

針對空間計(jì)量模型的形式LeSage 在2011 年就已經(jīng)指出應(yīng)該從空間杜賓模型為起點(diǎn)展開實(shí)證研究[19]。由于OLS 的方法對空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸會導(dǎo)致結(jié)果發(fā)生偏誤，本文采用最大似然法（MLE）對模型進(jìn)行回歸計(jì)算，通過似然比檢驗(yàn)（LR）最終確定模型類別。

模型進(jìn)行MLE 回歸及LR 檢驗(yàn)的結(jié)果（見表5）表明SDM 模型優(yōu)于SAR 模型和SEM 模型，故本文最終采用空間杜賓模型雙向固定效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。由于在SDM 模型中同時(shí)存在被解釋變量和解釋變量的空間滯后項(xiàng)，解釋變量相互作用會對空間滯后項(xiàng)產(chǎn)生干擾，此時(shí)模型不能準(zhǔn)確反映社會經(jīng)濟(jì)要素對建成區(qū)綠地率的影響。 為解決此類問題本文參考Lesage 和pace 提出的偏微分法[19]，將各要素因空間依賴帶來的影響分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)（見表6）。

表4 個(gè)體、時(shí)間、雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果

表6 空間杜賓模型直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分解

2.2 空間溢出效應(yīng)分解

2.2.1 人均GDP：直接推動綠地建設(shè)，持續(xù)性強(qiáng)

人均GDP 在驅(qū)動建成區(qū)綠地率增長的因素上占據(jù)首要地位。 直接效應(yīng)下，人均GDP 估計(jì)系數(shù)為0.076并在1%的水平上顯著；間接效應(yīng)下，估計(jì)系數(shù)為0.371 且在1%的水平上顯著，表明人均GDP 存在顯著的空間溢出。 究其原因：（1）生產(chǎn)力水平提升，社會經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展直觀反映在人民生活水平提升上，人們愈發(fā)注重高品質(zhì)人居環(huán)境建設(shè)。經(jīng)濟(jì)水平的提升同時(shí)惠及周邊地區(qū)，帶動周邊城市的環(huán)境建設(shè)投資。（2）經(jīng)濟(jì)水平提升使政府對綠地建設(shè)能力增強(qiáng)，當(dāng)某地增加對綠地投資時(shí)，鄰近地區(qū)政府由于政績壓力會效仿該地區(qū)，形成相互競爭的“錦標(biāo)賽機(jī)制”[10]，推動綠地率持續(xù)增長。

2.2.2 人口密度：綠地建設(shè)內(nèi)生動力，促進(jìn)綠地建設(shè)模式轉(zhuǎn)變

人口密度是建成區(qū)綠地率持續(xù)增長的內(nèi)在支撐，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，溢出效應(yīng)明顯。從人口需求看，人口密度增長源于城市吸引力的提升。伴隨城鎮(zhèn)化進(jìn)程深入，人口流動日趨頻繁，外來人口大量涌入使得城市綠地需求量進(jìn)一步增大，促使政府加大綠地建設(shè)力度。 從建設(shè)用地看，當(dāng)前土地城鎮(zhèn)化速度放緩，土地?cái)U(kuò)張受限，“以地推動”的綠地建設(shè)模式受到限制，迫使政府進(jìn)行精明、集約化建設(shè)，促進(jìn)綠地建設(shè)模式轉(zhuǎn)變[20]。

2.2.3 園林綠化固定資產(chǎn)投資：保障綠地發(fā)展，輻射范圍受限

園林綠化固定資產(chǎn)投資占比的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)（見表6）。從社會發(fā)展看，1996-2016 年間，園林綠化固定資產(chǎn)投資占比從2.9%上升到9.6%。 隨著社會發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，政府對綠地建設(shè)愈發(fā)重視,地區(qū)間政府會相互學(xué)習(xí)、借鑒綠地建設(shè)方式，增加投入帶動綠地發(fā)展。 從調(diào)控范圍看，建成區(qū)綠地率還包括不在政府直接投資范圍內(nèi)的附屬綠地，充分利用市場資源，切實(shí)加強(qiáng)該類綠地的建設(shè)質(zhì)量，發(fā)揮區(qū)域帶動作用是綠地建設(shè)轉(zhuǎn)型升級的突破點(diǎn)。

2.2.4 三產(chǎn)與二產(chǎn)比值：產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型釋放綠地資源，區(qū)域間溢出顯著

由表6 可知直接效應(yīng)并不顯著，而間接效應(yīng)則通過了1%的顯著水平檢驗(yàn)。 從用地視角看，某地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級促使工業(yè)用地減少，土地資源得到釋放。 鄰近地區(qū)由于競爭壓力會效仿該地區(qū)優(yōu)先發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，利用工業(yè)遺留用地開展城市綠地建設(shè)。 從發(fā)展模式看，張方等[8]認(rèn)為綠地建設(shè)的根本推動力源于城市用地?cái)U(kuò)張。 三產(chǎn)比重提升，溢出效應(yīng)顯著也證明我國正逐步擺脫以工業(yè)為主導(dǎo)的發(fā)展模式，新技術(shù)、新模式的發(fā)展將促進(jìn)城市綠地建設(shè)由量到質(zhì)轉(zhuǎn)變[21]。

2.2.5 高等學(xué)校在校學(xué)生占比：區(qū)域差異大，溢出作用不明顯

高等學(xué)校在校學(xué)生占比僅對本地區(qū)的直接影響顯著，間接效應(yīng)未通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)。 從區(qū)域交流看，近年來教育水平的提升一定程度上會促使綠地建設(shè)理念轉(zhuǎn)變。 但就目前而言，區(qū)域間交流互動頻率低，人才流動遲緩，相較于本地教育水平的提升直接推動綠地建設(shè)，溢出作用存在明顯滯后。 從區(qū)域差異看，東西部差異明顯，東部教育基礎(chǔ)較好，綠地建設(shè)理念領(lǐng)先，但區(qū)域間集聚現(xiàn)象存在，“馬太效應(yīng)”明顯，教育資源難以流通，西部基礎(chǔ)教育落后，處于建設(shè)起步階段，更注重自身教育水平提升，缺乏教育理念的創(chuàng)新交流。

2.2.6 人均道路面積：時(shí)空差異明顯，總體效應(yīng)不顯著

人均道路面積的驅(qū)動作用存在時(shí)空差異，現(xiàn)分時(shí)段和區(qū)域⑥根據(jù)《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2016 年）中地區(qū)分類的第一種方式，將我國大陸分為東部、中部、西部三大地區(qū)。進(jìn)一步研究。就時(shí)序變化而言，溢出效應(yīng)在經(jīng)歷了“作用突出-成效減弱-效益回升”三個(gè)階段（見表7）。第一階段我國處于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)初期，各地區(qū)均著力提升基礎(chǔ)設(shè)施，建設(shè)模式及理念等交流互動頻繁，區(qū)域間溢出作用明顯。 第二階段我國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)逐漸提升，其推動綠地增長的效果減弱，逐漸趨于飽和。 第三階段由于城市人口、交通壓力增大，政府再次聚焦基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的完善，促使區(qū)域間協(xié)作增強(qiáng)，溢出效應(yīng)顯著。 就區(qū)域差異而言，東、西部異質(zhì)性明顯（見表8）。東部基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)領(lǐng)先，對外交流頻繁，建設(shè)成果易被鄰近地區(qū)學(xué)習(xí)、借鑒，溢出效應(yīng)明顯。 西部受制于資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等客觀條件，尚處于建設(shè)初期，更重視區(qū)域內(nèi)綠地發(fā)展，缺少區(qū)域間發(fā)展成果交流、共享，溢出效應(yīng)不明顯。

表7 人均道路面積直接效應(yīng)和間接效應(yīng)時(shí)段分解

表8 人均道路面積直接效應(yīng)和間接效應(yīng)區(qū)域分解

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

（1）建成區(qū)綠地率受經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政策支持、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口規(guī)模等要素綜合影響，溢出效應(yīng)明顯。經(jīng)濟(jì)發(fā)展是基礎(chǔ)，主導(dǎo)綠地建設(shè)；政府政策宏觀調(diào)控形成保障體系；人口因素是內(nèi)生動力，存在滯后性；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型為綠地建設(shè)注入外部活力。 城市綠地建設(shè)應(yīng)充分考慮各要素間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，搭建政府和市場間的橋梁，多管齊下提升綠地發(fā)展效益，實(shí)現(xiàn)綠地由“量”到“質(zhì)”發(fā)展。

（2）不同類型因素溢出效應(yīng)影響程度差異顯著，呈人均GDP＞三產(chǎn)比二產(chǎn)＞人口密度＞園林綠化固定資產(chǎn)投資占比的態(tài)勢。 GDP 發(fā)展影響持續(xù)性強(qiáng)，始終占據(jù)主導(dǎo)地位；三產(chǎn)比重和人口密度的溢出作用受制于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型速率和城鎮(zhèn)化水平；政府固定投資保障綠地建設(shè)，仍需加大投入。未來綠地建設(shè)仍應(yīng)針對當(dāng)?shù)刂鲗?dǎo)因素，減少資源浪費(fèi)。 既要聚焦綠地建設(shè)投資及政府政策配套實(shí)施，又要重視人口、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變帶來的綠地發(fā)展新機(jī)遇。

（3）驅(qū)動因素空間溢出效應(yīng)時(shí)效性顯著，區(qū)域異質(zhì)性明顯。 整體而言，經(jīng)濟(jì)和政策因素長期穩(wěn)定，人口和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)溢出效應(yīng)階段特征明顯。 就區(qū)域差異而言，東中西三大地區(qū)主要影響因素迥異，東部和中部得益于經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，西部更依賴國家政策扶持。各地應(yīng)明確自身發(fā)展特征及階段變化，主動適應(yīng)發(fā)展現(xiàn)況，突破傳統(tǒng)綠地建設(shè)瓶頸。

3.2 建議

在我國新型城鎮(zhèn)化深入、生態(tài)文明建設(shè)加快的背景下，多層次分析城市綠地發(fā)展模式和影響因素，重視綠地建設(shè)空間輻射作用，是明確綠地發(fā)展方向和打造美好人居環(huán)境的關(guān)鍵。

（1）強(qiáng)化區(qū)域間交流協(xié)作，優(yōu)化市場要素配置。傳統(tǒng)的綠地建設(shè)以政府為主導(dǎo)，自上而下單一化推動。 隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程深入及“以人民為中心”理念的實(shí)施，城市綠地建設(shè)也必將由政府單向推動向“政府-市場”雙向推動轉(zhuǎn)變。政府層面，加強(qiáng)政府間交流合作，轉(zhuǎn)變政府職能，建立多渠道和多元主體的投資體系，依托政策、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、教育、投資等要素共同發(fā)力，防止區(qū)域間“極化”現(xiàn)象產(chǎn)生[22]。 市場層面，充分發(fā)揮機(jī)制靈活多變的作用。 從需求端出發(fā)“因需置綠”,挖掘附屬綠地、遺留用地等的開發(fā)潛力。 同時(shí)，加強(qiáng)社會資本對城市綠地建設(shè)的注入，通過企業(yè)間交合作、競爭打造企業(yè)綠色績效競爭機(jī)制,增強(qiáng)綠色效益的溢出作用。

（2）明確要素作用機(jī)理，以點(diǎn)帶面打造綠地建設(shè)“共同體”。 明確核心驅(qū)動要素，重視人對綠地的需求，使驅(qū)動要素效益最大化。對各要素加強(qiáng)投入、協(xié)調(diào)發(fā)展，帶動周邊地區(qū)，促進(jìn)綠地建設(shè)效率提升。打造綠地建設(shè)示范點(diǎn)，將區(qū)域內(nèi)綠地水平領(lǐng)先城市視為綠地建設(shè)的“火車頭”[23]，連接周邊落后地區(qū)，發(fā)揮“涓滴”作用，使本地的優(yōu)勢因素通過技術(shù)交流、合作建設(shè)等方式溢出帶動周邊城市。 在全國范圍內(nèi)多點(diǎn)帶動，打造綠地建設(shè)“共同體”，構(gòu)建協(xié)調(diào)緊密的綠地建設(shè)網(wǎng)絡(luò)，支撐城市綠地健康可持續(xù)發(fā)展。

（3）建立差異化綠地建設(shè)模式，因市制宜、因時(shí)制宜。 城市綠地建設(shè)應(yīng)明晰地區(qū)所處位置和發(fā)展階段，使綠地建設(shè)水平與城市發(fā)展進(jìn)程相適應(yīng)[24]。 我國目前城市發(fā)展階段變化迅速，應(yīng)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)、土地帶動的模式為“量效兼顧”和“供需平衡”的方式。 東部鼓勵(lì)服務(wù)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展取代工業(yè)的主導(dǎo)地位，增強(qiáng)知識、技術(shù)、經(jīng)濟(jì)等多要素的溢出作用，擴(kuò)大輻射范圍，縮小區(qū)域綠地建設(shè)差距。 西部地區(qū)，一方面加強(qiáng)原始資金投入，更新基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，多管齊下共同發(fā)力，協(xié)調(diào)聯(lián)動；另一方面，重視教育、人口等內(nèi)生性因素的影響，加快人口城鎮(zhèn)化步伐的同時(shí)積極鼓勵(lì)人才流通、引進(jìn)，根源上改變綠地發(fā)展理念。