楊喜 盧新海

摘要 從空間效應視角下分析城市土地城鎮(zhèn)化驅動因素可以為優(yōu)化城市土地資源可持續(xù)開發(fā)利用提供新參考?；?003—2017年中國283座城市面板數(shù)據(jù)，構建經(jīng)濟地理空間權重矩陣，借助空間面板杜賓模型及其偏分分解方法分析中國城市土地城鎮(zhèn)化驅動因素。研究表明：①研究期內中國城市土地城鎮(zhèn)化水平呈持續(xù)上升特征，城際差異呈持續(xù)擴大特征，并伴隨著極化現(xiàn)象。②中國城市土地城鎮(zhèn)化在地理空間上并非隨機分布，而是存在顯著正向全局空間自相關性，局域空間格局特征表現(xiàn)為高值集聚、低值塌陷、低值集聚和高值凸起四種類型，數(shù)量上以HH和LL為主，以LH和HL為輔，并且存在“低者恒低、高者恒高”的空間格局特征。③中國城市土地城鎮(zhèn)化存在顯著正向空間溢出效應，本地城市土地城鎮(zhèn)化水平提升會驅動鄰近城市土地城鎮(zhèn)化水平提升，這打破了傳統(tǒng)計量研究中樣本相互獨立的基本假設，只有將空間效應納入城市土地城鎮(zhèn)化的計量回歸模型之中，才能合理解釋城市土地城鎮(zhèn)化驅動因素。④經(jīng)濟發(fā)展、第二產(chǎn)業(yè)和土地財政對本地城市土地城鎮(zhèn)化具有正向直接效應;經(jīng)濟發(fā)展、人口城鎮(zhèn)化和對外開放對鄰近城市土地城鎮(zhèn)化具有負向溢出效應，土地財政對鄰近城市土地城鎮(zhèn)化具有正向溢出效應。據(jù)此，管控城市土地城鎮(zhèn)化不可“孤城而為”，需要綜合考慮鄰近城市之間空間溢出效應的存在，發(fā)揮城際之間在推進土地城鎮(zhèn)化理性發(fā)展中的合作聯(lián)動治理作用。

關鍵詞 空間效應;土地城鎮(zhèn)化;經(jīng)濟地理空間權重;空間面板杜賓模型

土地城鎮(zhèn)化是城市生產(chǎn)、生活與生態(tài)關系在城市空間上的綜合映射，是推動城市邁向現(xiàn)代化發(fā)展的空間載體。然而，城市土地城鎮(zhèn)化超前發(fā)展以及無序蔓延備受詬病，卻又在各地屢禁不止，由此導致城市生產(chǎn)空間、生活空間和生態(tài)空間之間的矛盾日益加劇，對城市可持續(xù)發(fā)展構成了威脅。根據(jù)《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，2003—2017年中國城市建設用地面積由從28 308 km2增長至56 225 km2，增長了98.62%。2019年11月中辦、國辦印發(fā)《關于在國土空間規(guī)劃中統(tǒng)籌劃定落實三條控制線的指導意見》，明確提出將城鎮(zhèn)開發(fā)邊界、永久基本農(nóng)田和生態(tài)保護紅線三條控制線作為調整經(jīng)濟結構、規(guī)劃產(chǎn)業(yè)發(fā)展、推進城鎮(zhèn)化不可逾越的紅線[1]。在三大國土空間紅線強力管控下，傳統(tǒng)依靠外延空間無序擴張的城市發(fā)展路徑將會被遏制。但各城市發(fā)展并非孤立地存在，城市土地城鎮(zhèn)化快速發(fā)展也并非一城之因，人流、物流、信息流和資金流在空間流動過程中將不同的城市串聯(lián)在一起，既往研究基于樣本相互獨立的假設與現(xiàn)實不符。因此，從空間效應視角下加強對中國城市土地城鎮(zhèn)化驅動因素的研究，對有效治理城市土地城鎮(zhèn)化超前發(fā)展和促進城市土地資源可持續(xù)開發(fā)利用具有十分重要的意義。

1 文獻綜述

城鎮(zhèn)化是推動人類文明發(fā)展進步的重要驅動力，城鎮(zhèn)化的核心是人口城鎮(zhèn)化，城鎮(zhèn)化的載體是土地城鎮(zhèn)化，作為城鎮(zhèn)化一體兩面之一的土地城鎮(zhèn)化受到了研究者廣泛關注。當前學者圍繞土地城鎮(zhèn)化的研究主要經(jīng)歷了從空間特征分析到與人口城鎮(zhèn)化關系分析再到驅動因素分析的研究脈絡。一是土地城鎮(zhèn)化空間特征，如盧斌瑩等[2]借助GIS分析了西安市南郊土地城市化空間特征;楊洋等[3]利用夜間燈光數(shù)據(jù)對環(huán)渤海地區(qū)土地城鎮(zhèn)空間特征進行了分析;崔許鋒[4]分析了云南省土地城鎮(zhèn)化空間異質性特征。二是土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)關系，如劉瓊等[5]、于立等[6]分別從不同的時間階段視角來研究土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調關系;李寶禮等[7]、許芬[8]、李子聯(lián)[9]探究了土地城鎮(zhèn)化快于人口城鎮(zhèn)化的原因;王成新等[10]從結構視角探討了土地城市化與人口城市化異速增長的原因。三是土地城鎮(zhèn)化驅動因素，如李永樂等[11]、吳一凡等[12]采用最小二乘回歸計量模型（ordinary least squares，OLS）分析了房價、經(jīng)濟發(fā)展水平和人口規(guī)模等因素對土地城鎮(zhèn)化的影響;張立新等[13]采用偏最小二乘回歸計量模型（partial least squares， PLS）分析了經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結構升級等因素對長江經(jīng)濟帶土地城鎮(zhèn)化的影響;劉耀林等[14]采用Logistic計量模型分析了城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結構和地形條件等因素對湖北省城鄉(xiāng)建設用地城鎮(zhèn)化的影響;王曉云等[15]采用了Tobit計量模型分析了經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構和外資利用規(guī)模等因素對甘肅省土地城鎮(zhèn)化的影響;盧新海等[16]采用了空間誤差模型（spatial error model，SEM）分析了經(jīng)濟發(fā)展、人口規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結構等因素對中部地區(qū)土地城鎮(zhèn)化的影響，雖然該研究考慮到了空間效應，但是該研究尚未將被解釋變量和解釋變量的空間效應共同納入模型分析之中，并且該研究只分析了截面數(shù)據(jù)上的誤差項空間效應。通過文獻梳理可知，當前學界對土地城鎮(zhèn)化的研究已經(jīng)取得了較為豐富的成果，但是還存在進一步推進研究的方面：一是，在研究尺度上，現(xiàn)有研究較多關注單個城市尺度、省級尺度以及區(qū)域級尺度，而較少關注全國地級市尺度土地城鎮(zhèn)化的研究，造成對全國地級市層面土地城鎮(zhèn)化空間格局特征和驅動因素把握不足;二是，在驅動因素方法選擇上，現(xiàn)有文獻多采用未考慮空間效應的基于樣本相互獨立假設的研究方法，較少使用空間面板計量模型來揭示土地城鎮(zhèn)化驅動因素，忽略了鄰近城市在土地資源管理、產(chǎn)業(yè)布局和經(jīng)濟發(fā)展政策與策略所存在的空間互動效應，導致對土地城鎮(zhèn)化驅動因素模型估計上存在偏誤;三是，在研究重點上，現(xiàn)有文獻鮮有關注土地城鎮(zhèn)化空間溢出效應的研究，也鮮有文獻采用空間面板計量模型中的偏微分分解方法來分析土地城鎮(zhèn)化各驅動因素的直接效應與溢出效應。

基于此，本文在借鑒現(xiàn)有文獻研究基礎上，采集中國283座城市2003—2017年面板數(shù)據(jù)，利用空間自相關來識別中國城市土地城鎮(zhèn)化全局和局域空間格局特征，借助空間面板杜賓模型對中國城市土地城鎮(zhèn)化空間溢出效應進行參數(shù)化估計，并利用偏微分分解方法對城市土地城鎮(zhèn)化各驅動因素的空間效應進行分解分析，以期為城市以及城市之間空間治理和土地城鎮(zhèn)化理性發(fā)展提供參考借鑒。

2 研究方法

2.1 空間自相關

（1）全局空間自相關。全局空間自相關是從全域視角對研究對象空間相關性進行度量的指標，本文采用全局Morans I指數(shù)來度量城市土地城鎮(zhèn)化全局空間格局特征，其取值范圍為[-1，1]，若大于0表示空間正相關，若小于0表示空間負相關，若等于0表示屬性數(shù)據(jù)在空間上隨機分布，不具有空間自相關。對于空間自相關顯著性水平可通過標準化統(tǒng)計量閾值Z來進行檢驗，當Z>1.96或P<0.05，表明通過顯著性水平檢驗，意味著地理屬性觀測值存在顯著的空間自相關，函數(shù)公式參考文獻[17]。

式中，n為樣本城市數(shù)量;xi和xj分別表示城市i和城市j的觀測值;為觀測值平均數(shù);S2為樣本方差;wij為城市i和城市j在空間上的鄰近關系。

（2）局部空間自相關。局部空間自相關是從局域視角對研究對象空間相關性進行度量的指標，測度的是本地區(qū)域觀測值與周圍鄰近區(qū)域觀測值之間的相似程度，可以用來識別局域空間格局集聚和離散特征。本文采用局域Morans Ii指數(shù)來識別城市土地城鎮(zhèn)化局域空間格局特征，具體可分為四種集聚類型：HH（High-High）、LH（Low-High）、LL（Low-Low）和HL（High-Low），函數(shù)公式參考文獻[17]，式中變量含義與式（1）相同。

2.2 空間計量模型

（1）空間面板計量模型設定?？臻g計量模型將長期被傳統(tǒng)計量模型所忽略的空間效應納入模型中，可用來識別不同地理空間單元之間的空間交互關系?，F(xiàn)階段空間面板計量模型使用最多和比較成熟的有三種設定形式。

①空間面板滯后模型（spatial pcnel lag model，SPLM）描述的是空間實質相關，空間效應主要以被解釋變量滯后形式存在于計量模型設定中。SPLM模型設定為：

②空間面板誤差模型（spatial panel error model，SPEM）描述的是空間擾動相關，空間效應主要以誤差滯后形式存在于計量模型設定中。SPEM模型設定為：

③空間面板杜賓模型（spatial panel Dubin model，SPDM）同時將被解釋變量和解釋變量的空間效應納入計量模型設定中。SPDM模型設定為：

式中，Yit為被解釋變量的觀測值，在本文為城市土地城鎮(zhèn)化;Xit為解釋變量的觀測值，在本文為影響被解釋變量變動的各影響因素;ρ為被解釋變量的空間回歸系數(shù);λ為誤差項的空間回歸系數(shù);θ為解釋變量的空間回歸系數(shù);β為解釋變量的回歸系數(shù);μi、υt分別表示空間固定效應和時間固定效應;εit為服從獨立同分布的隨機誤差項，表示未被納入計量模型中的其他因素;Wij為空間權重矩陣。當θ=0、ρ≠0時，SPDM模型就會退化為SPLM模型;當θ+ρβ=0時，SPDM模型就會退化為SPEM模型。

（2）空間權重矩陣構建。本文借鑒譚術魁等[18]空間權重構建思路，將城市之間的地理特征和經(jīng)濟特征同時考慮在內來構建綜合的經(jīng)濟地理空間權重矩陣。構建此空間權重矩陣的主要依據(jù)是，一方面，根據(jù)Tobler[19]地理學第一定律，地區(qū)之間相互影響的關系會隨地理距離增大而減小，由此構建基于地理距離衰減的地理距離矩陣，該權重可以很好地體現(xiàn)即使區(qū)域之間空間上不鄰但也會具有要素流動的客觀現(xiàn)實情況，同時該權重也可以把鄰近關系隨距離衰減的最本質特征反映出來。另一方面，城市之間互動影響的能力并不是完全對等的，經(jīng)濟實力強的城市往往對其他城市影響更大、影響范圍更廣，由此根據(jù)城市之間經(jīng)濟實力上的差異，賦予各城市不同的經(jīng)濟空間權重。綜合以上考慮構建經(jīng)濟地理空間權重矩陣：

式中，Wij為經(jīng)濟地理空間權重矩陣;wij為地理距離矩陣;diag（·）為對角矩陣;d 為城市之間的地理距離;i為第i個城市在研究期內從時間t0到t1時段地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)值的平均值;為研究期內從時間t0到t1時段所有城市地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)值的平均值;n為城市總數(shù)量。

（3）空間效應分解。由于變量之間存在空間上的相關性，故此參考學術界常規(guī)做法采取極大似然估計（maximum likelihood estimation，MLE）方法對空間計量模型進行估計。同時根據(jù)Lesage等[20]的偏微分方法將解釋變量對被解釋變量的空間效應分解為直接效應和間接效應，將SPDM模型移項整理成一般形式：

式中，分解矩陣中主對角線上的元素用來捕捉直接效應，分解矩陣中非對角線上的元素用來捕捉間接效應。由偏微分分解公式可以發(fā)現(xiàn)，某一特定單元解釋變量的變動，不僅會對該單元自身被解釋變量的變動產(chǎn)生影響，而且同時還會對其他單元被解釋變量的變動產(chǎn)生影響，前者稱為直接效應，后者稱為間接效應（空間溢出效應）。如果ρ=0并且θk=0，則不存在空間溢出效應。

3 變量選取與數(shù)據(jù)來源

3.1 變量選取

土地城鎮(zhèn)化最為直接的表現(xiàn)就是城市用地對非城市用地的占用和替代，是城市建設用地擴張和蔓延的過程，本文借鑒吳一凡等[12]、盧新海等[16] 和孫焱林等[21]研究方法，采用城市建設用地面積與城市總面積之比來表征城市土地城鎮(zhèn)化。

土地城鎮(zhèn)化驅動因素的選擇，綜合考慮地級市城市特性以及數(shù)據(jù)的可獲得性與一致性，并參考借鑒前人研究的基礎，從經(jīng)濟發(fā)展、人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構、土地財政和對外開放來選擇解釋變量。①城市經(jīng)濟發(fā)展（Pgdp）。城市經(jīng)濟發(fā)展是城市實力的綜合體現(xiàn)，是推動城市土地城鎮(zhèn)化發(fā)展的基礎動力，同時也是城市之間相互影響能力大小的主要因素，借鑒張立新等[13]方法采用人均實際GDP表示。②城市人口城鎮(zhèn)化（Pur）。城市人口的增長加大城市空間承載的壓力，會迫使城市向外拓展發(fā)展空間，借鑒楊孟禹等[22]方法采用市轄區(qū)人口與城市總人口數(shù)之比表示。③城市產(chǎn)業(yè)結構（Sei）。第二產(chǎn)業(yè)具有土地資源消耗大的特征，城市第二產(chǎn)業(yè)占比上升也會推動土地城鎮(zhèn)化的擴張，借鑒李成宇等[23]方法采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP之比表示。④城市土地財政 （Lfd）。土地財政可以反映出地方政府“以地生財”的能力，是推動土地城鎮(zhèn)化的重要資金來源，土地財政也會存在示范效應，城市之間會競相模仿，借鑒邵朝對等[24]方法采用人均實際土地出讓收入表示。⑤城市對外開放（Fdi）。學界通常用外商投資來衡量城市對外開放水平，外商投資的引進可能存在兩種效應，一是其帶來的擠出效應，外商投資憑借其技術和管理優(yōu)勢對本地土地資源消耗大的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生擠出效應，緩解土地城鎮(zhèn)化快速蔓延;二是城市之間競爭效應，城市在吸引外資上存在以“以地引資”，加大土地資源消耗推動了土地城鎮(zhèn)化。借鑒周琳等[25]方法采用 FDI與GDP之比表示。為了增強數(shù)據(jù)的可比性，利用GDP指數(shù)對GDP數(shù)據(jù)做平減處理，其他價格數(shù)據(jù)利用CPI指數(shù)進行銷賬處理，利用匯率將外商投資數(shù)據(jù)調整為人民幣計價。

3.2 數(shù)據(jù)來源

由于部分城市數(shù)據(jù)缺失較多，為了保持數(shù)據(jù)前后的一致性和連貫性，最終以中國大陸283座地級及以上城市為研究對象，變量數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒（2003—2017）》和《中國建設統(tǒng)計年鑒（2003—2017）》，部分缺失數(shù)據(jù)通過查詢各省市統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報補充。由于城市GDP指數(shù)數(shù)據(jù)和CPI指數(shù)數(shù)據(jù)缺失較多，采用城市所在省級數(shù)據(jù)來替代。匯率數(shù)據(jù)和歷年各省GDP指數(shù)和各省CPI指數(shù)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。各城市地理空間位置坐標信息借助ArcGIS軟件提取，最終整理獲得2003—2017年中國283座城市面板數(shù)據(jù)。

4 實證結果與分析

4.1 時序演進特征分析

圖1為借助Eviews10軟件繪制的中國城市土地城鎮(zhèn)化核密度曲線圖，借此來刻畫中國城市土地城鎮(zhèn)化時序演進特征。①從核密度曲線位置來看，2003—2017年曲線位置整體呈現(xiàn)出向右逐漸遷移態(tài)勢，表明在研究期內中國城市土地城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)出持續(xù)上升演進特征。②從曲線主峰波峰高度來看，2003—2017年呈現(xiàn)出逐漸下降態(tài)勢，由尖峰形態(tài)逐漸向寬峰形態(tài)演變，表明在研究期內中國城市土地城鎮(zhèn)化城際差異呈現(xiàn)持續(xù)擴大化演進特征。③從曲線波峰數(shù)量來看，2003—2017年呈現(xiàn)出以一個主峰為主和右側隆起次峰為輔的形態(tài)，表明在研究期內中國城市土地城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)出了極化特征。④從曲線拖尾來看，2003—2017年右側拖尾出現(xiàn)了延長、抬厚趨勢，表明在研究期內中國城市土地城鎮(zhèn)化處于高值區(qū)城市數(shù)量比例呈現(xiàn)出擴大演進特征。

4.2 空間格局特征分析

（1）全局空間格局特征。由表1可知，2003—2017年中國城市土地城鎮(zhèn)化全局Morans I指數(shù)處于0.406～0.427 之間，并且Z-Value >1.96，P-Value<0.01，各年都通過1%顯著性水平檢驗，表明中國城市土地城鎮(zhèn)化在地理空間上并非隨機分布，而是存在顯著正向全局空間自相關性。從總體上看，全局Morans I指數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢，具體而言，2003—2011年呈上升趨勢，2011—2015年呈下降趨勢，2015—2017年呈上升趨勢，表明研究期內中國城市土地城鎮(zhèn)化全局空間關聯(lián)呈現(xiàn)由弱相關向強相關演變特征，但年際間存在一定的波動性，城市土地城鎮(zhèn)化全局空間格局關系特征尚未形成穩(wěn)態(tài)。通過全局空間自相關，可以發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)研究中基于樣本相互獨立的基本假設與現(xiàn)實不符，因此需要將空間效應納入城市土地城鎮(zhèn)化的計量回歸模型之中。

（2）局域空間格局特征。由圖2可知，2003—2017年中國城市土地城鎮(zhèn)化局域空間格局特征具體可歸為四類：第一類高值集聚型 （HH），該類型表示本地城市土地城鎮(zhèn)化水平高，其周圍鄰近城市土地城鎮(zhèn)化水平高，呈現(xiàn)為“中心高，四周高”的高水平均值空間關聯(lián)集聚狀態(tài)。第二類低值塌陷型 （LH），該類型表示本地城市土地城鎮(zhèn)化水平低，但其周圍鄰近城市土地城鎮(zhèn)化水平高，呈現(xiàn)為“中心低，四周高”的空間非均衡關聯(lián)集聚狀態(tài)。第三類低值集聚型（LL），該類型表示本地城市土地城鎮(zhèn)化水平低，其周圍鄰近城市土地城鎮(zhèn)化水平也低，呈現(xiàn)為“中心低，四周低”的低水平均值空間關聯(lián)集聚狀態(tài)。第四類高值凸起型（HL），該類型表示本地城市土地城鎮(zhèn)化水平高，但其周圍鄰近城市土地城鎮(zhèn)化水平低呈現(xiàn)為“中心高，四周低”的空間非均衡關聯(lián)集聚狀態(tài)。從數(shù)量上來看，中國城市土地城鎮(zhèn)化水平在研究期內所呈現(xiàn)的是以高值集聚和低值集聚為主，以低值塌陷和高值凸起為輔。城市土地城鎮(zhèn)化水平四種集聚類型走勢上具有較強的路徑依賴性，但各類型之間大致呈小幅波動的平行走勢，類型之間很難發(fā)生突破性的大躍遷，即當鄰近城市土地城鎮(zhèn)化處于高（低）水平值時，本地也更容易成為高（低）水平值城市，或者本地也更難向低（高）水平值城市轉移，由此城市土地城鎮(zhèn)化容易形成“低者恒低、高者恒高”的局域空間格局特征。主要原因是城市土地城鎮(zhèn)化地理空間上存在鄰近同伴效應和空間溢出效應，鄰近城市在經(jīng)濟發(fā)展中土地資源管理和產(chǎn)業(yè)布局上所采取的政策措施和策略行為上具有互動模仿、學習和競爭效應，經(jīng)濟結構上存在趨于或互補現(xiàn)象。

4.3 空間計量模型檢驗與選擇

空間計量包括空間滯后（spatial lag model，SLM）空間誤差（spatial error model，SEM）以及空間杜賓（spatial Dubin model，SDM）有三大基礎模型，而在具體模型的選擇上還需要進行一系列的檢驗。由表2可知，在LM檢驗中 LM-lag 和LM-error檢驗都通過了1%顯著性水平檢驗，在Robust LM檢驗中LM-lag未通過10%顯著性水平檢驗，LM-error檢驗通過了1%顯著性水平檢驗，表明空間滯后模型和空間誤差模型可能同時存在，那么就傾向于選擇空間杜賓模型[20]。此時還需要對空間杜賓模型進行檢驗，檢驗其是否可以退化為空間滯后模型或空間誤差模型，其中Wald檢驗和LR檢驗都在1%顯著性水平上拒絕了空間杜賓模型可以退化為空間滯后模型和空間誤差模型的原假設，因此應當選擇空間杜賓模型[26]。同時Hausman 檢驗在1%顯著性水平上拒絕隨機效應的原假設，所以最終采用固定效應空間面板杜賓模型。

根據(jù)表3空間面板杜賓模型估計結果可以發(fā)現(xiàn)，被解釋變量空間回歸系數(shù)ρ在三種固定效應估計下系數(shù)都為正，并且均通過了1%顯著性水平檢驗，結果較為穩(wěn)健，由此可以發(fā)現(xiàn)中國城市土地城鎮(zhèn)化存在顯著的正向空間溢出效應，本地城市土地城鎮(zhèn)化對其他鄰近城市土地城鎮(zhèn)化具有顯著的正向影響，這也進一步驗證了前面的統(tǒng)計分析所得結果和將空間效應納入計量模型中的合理性和必要性。在三種固定效應估計中，時空固定效應模型擬合優(yōu)度（R2）和對數(shù)似然值（log-likelihood）最大，并且sigma2也是最小。綜合上述檢驗結果，本文最終選擇更為一般的時空雙固定效應空間面板杜賓模型作為最終的分析模型。但是空間杜賓模型所得出的結果，解釋變量系數(shù)并不直接表示邊際效應，也不表示直接效應和空間溢出效應[27]，所以并不能采取傳統(tǒng)的非空間模型解釋系數(shù)的方法對其加以解釋[20]，因而其并不是本文研究的主要分析對象。

4.4 空間效應分解分析

表4為在時空雙固定效應下空間面板杜賓基礎上，采取偏微分方法對城市土地城鎮(zhèn)化各驅動因素進行的空間效應分解結果。

（1）經(jīng)濟發(fā)展水平直接效應系數(shù)為0.435 8，溢出效應系數(shù)為-0.225 7，并且二者都通過了1%顯著性水平檢驗。表明本地城市經(jīng)濟發(fā)展水平提升會推動本地城市土地城鎮(zhèn)化發(fā)展，這與高金龍等[28]研究結論一致，但是會通過負向溢出效應抑制鄰近城市土地城鎮(zhèn)化發(fā)展。主要原因是經(jīng)濟發(fā)展水平高的城市，經(jīng)濟增長中具有自我強化功能，投資回報往往也較高，容易成為資本、勞動要素流入的目的地，需要有更多土地資源作為城市發(fā)展空間承載體，提高城市在發(fā)展過程中對土地資源的需求，推動了城市空間生長。同時本地城市經(jīng)濟發(fā)展水平提升，對鄰近經(jīng)濟發(fā)展較弱城市資本、人力等流動性生產(chǎn)要素產(chǎn)生虹吸效應，而鄰近城市生產(chǎn)要素的流出會降低對土地資源的需求，抑制了鄰近城市空間的進一步擴展。

（2）人口城鎮(zhèn)化水平直接效應系數(shù)為0.037 9，未通過10%顯著性水平檢驗，溢出效應系數(shù)為-0.267 2，通過了1%顯著性水平檢驗。表明本地城市人口城鎮(zhèn)化水平提升對本地城市土地城鎮(zhèn)化尚未形成顯著的促進作用，但會通過負向溢出效應抑制鄰近城市土地城鎮(zhèn)化的發(fā)展。主要原因是當前城市土地城鎮(zhèn)化并非由人口城鎮(zhèn)化帶來的自然引致需求，存在人口城鎮(zhèn)化滯后于土地城鎮(zhèn)化[9]和“化地不化人”[29]的城鎮(zhèn)化現(xiàn)象，以及傳統(tǒng)“重體量不重質量”的發(fā)展模式造成了城鎮(zhèn)化演化的無序[30]，由此造成人口城鎮(zhèn)化對本地土地城鎮(zhèn)化促進作用并未通過統(tǒng)計學意義上的檢驗。同時在人口自由流動和人口增長率下降情況下，本地人口城鎮(zhèn)化水平的提升，鄰近城市人口就會相應的流出，抑制了鄰近城市由人口效應帶來驅動土地城鎮(zhèn)化的基礎動力。

（3）產(chǎn)業(yè)結構水平直接效應系數(shù)為0.129 9，通過了1%顯著性水平檢驗，溢出效應系數(shù)為0.036 6，未通過10%顯著性水平檢驗。表明本地城市第二產(chǎn)業(yè)結構水平提升會推動本地城市土地城鎮(zhèn)化發(fā)展，這與呂立剛等[31]研究結論一致，對鄰近城市土地城鎮(zhèn)化尚未形成顯著的推動作用。主要原因是第二產(chǎn)業(yè)比重增大，意味著第三產(chǎn)業(yè)比重縮小，而第二產(chǎn)業(yè)往往是土地資源需求和土地資源消耗大的產(chǎn)業(yè)，其比重提升會進一步推動城市土地城鎮(zhèn)化發(fā)展。同時第二產(chǎn)業(yè)由于投資的地域性和固定性特征表現(xiàn)為較強的本地效應，造成其對鄰近城市土地城鎮(zhèn)化推動作用并未通過統(tǒng)計學意義上的檢驗。

（4）土地財政水平直接效應系數(shù)為0.016 0，溢出效應系數(shù)為0.026 7，并且二者都通過了5%顯著性水平檢驗。表明本地城市土地財政水平提升不僅會推動本地城市土地城鎮(zhèn)化發(fā)展，這與劉顏[32]研究結論一致，而且還會通過正向溢出效應推動鄰近城市土地城鎮(zhèn)化發(fā)展。主要原因是土地財政是地方政府收入重要來源和緩解財政壓力重要手段[33]，政府通過低價征收土地高價賣出土地“以地生財”模式樂此不疲，土地財政的存在推動了城市空間的擴張，是驅動土地城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的根源。同時本地城市低價征地高價賣地的“低征高賣”的生財模式容易通過示范、模仿和學習效應對鄰近城市進行空間傳導，推動了鄰近城市土地城鎮(zhèn)化發(fā)展。

（5）對外開放水平直接效應系數(shù)為-0.004 4，未通過10%顯著性水平檢驗，溢出效應系數(shù)為-0.056 2，通過了1%顯著性水平檢驗。表明本地城市外商投資水平的提升對本地城市土地城鎮(zhèn)化并無顯著的影響，但會通過負向溢出效應抑制鄰近城市土地城鎮(zhèn)化的發(fā)展，這與盧新海等[34]研究結論較為一致。主要原因是城市之間在外商引資上存在競爭效應，存在以低價出讓土地使用權為代價作為吸引外資的籌碼，增加了外資對土地資源占用，推動了土地城鎮(zhèn)化的擴張，但外資的進駐也可能會憑借其先進技術和管理經(jīng)驗提高土地資源利用效率，并對本地土地資源消耗大的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生擠出效應[35]，抑制土地城鎮(zhèn)化無序蔓延，而這其中錯綜復雜的作用機制，造成對外開放水平對本地城市土地城鎮(zhèn)化未通過統(tǒng)計學意義上的檢驗。同時吸引外資多的往往是經(jīng)濟實力較強和地理區(qū)位條件較為優(yōu)越的地區(qū)[36-38]，本地城市吸引外資多就會阻斷經(jīng)濟實力較弱和地理區(qū)位條件較差的城市以犧牲土地資源為代價來達到引進外資的目的，從而抑制了其他城市土地城鎮(zhèn)化的擴張。

5 結論與啟示

本文采集中國283座城市2003—2017年面板數(shù)據(jù)，利用空間自相關和借助空間面板杜賓模型及其偏微分分解方法，從空間效應視角對中國城市土地城鎮(zhèn)化驅動因素進行分析，得出以下主要結論與啟示。

（1）從時序特征來看，研究期內中國城市土地城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)出持續(xù)上升演進特征，土地城鎮(zhèn)化城市之間差異呈持續(xù)擴大特征，并伴隨著極化現(xiàn)象，土地城鎮(zhèn)化處于高值區(qū)城市數(shù)量比例呈現(xiàn)出擴大特征。

（2）從空間特征來看，中國城市土地城鎮(zhèn)化在空間分布上并非隨機狀態(tài)，而是存在顯著正向全局空間自相關性，但這種全局空間關系尚未形成穩(wěn)態(tài)，年際間存在一定的波動性。局域空間格局特征表現(xiàn)為高值集聚、低值集聚、低值塌陷和高值凸起四種集聚類型，數(shù)量上以HH和LL為主，以LH和HL為輔，并且存在“低者恒低、高者恒高”局域空間格局特征。

（3）從SPDM估計結果來看，中國城市土地城鎮(zhèn)化空間回歸系數(shù)在三種空間杜賓模型固定效應估計下系數(shù)都顯著為正，本地城市土地城鎮(zhèn)化水平提升會促使其他鄰近城市土地城鎮(zhèn)化水平提升，城市土地城鎮(zhèn)化空間溢出效應的存在，打破了傳統(tǒng)研究中基于樣本相互獨立的基本假設，將空間效應納入城市土地城鎮(zhèn)化的計量回歸模型之中，才能合理解釋城市土地城鎮(zhèn)化驅動因素。

（4）從SPDM空間效應分解來看，經(jīng)濟發(fā)展水平對本地城市土地城鎮(zhèn)化具有推動作用，對鄰近城市土地城鎮(zhèn)化具有負向溢出效應。人口城鎮(zhèn)化水平對本地城市土地城鎮(zhèn)化并無統(tǒng)計學意義上的推動作用，對鄰近城市土地城鎮(zhèn)化具有負向溢出效應。第二產(chǎn)業(yè)結構水平對本地城市土地城鎮(zhèn)化具有推動作用，對鄰近城市土地城化并無統(tǒng)計學意義上溢出效應。土地財政水平對本地城市土地城鎮(zhèn)化具有推動作用，對鄰近城市土地城鎮(zhèn)化具有正向溢出效應。對外開放水平對本地城市土地城鎮(zhèn)化并無統(tǒng)計學意義上的推動作用，對鄰近城市土地城鎮(zhèn)化具有負向溢出效應。

（5）政策啟示如下：第一，城市土地城鎮(zhèn)化空間溢出效應的存在決定了城市在土地資源開發(fā)利用中不可“孤城而為”，在區(qū)域一體化發(fā)展背景下，綜合考慮本地城市與鄰近城市之間的空間互動關系，加強城市之間在土地城鎮(zhèn)化上的聯(lián)動管控作用[39-40]。第二，推進國土空間治理能力現(xiàn)代化，推進土地供給側結構性改革，城市發(fā)展中需要摒棄以城市空間擴展為主的外延式土地城鎮(zhèn)化，推進以人為本的內涵式人口城鎮(zhèn)化發(fā)展，加強對城市現(xiàn)有存量土地的挖潛。第三，推進城市新舊動能轉換和產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，將城市經(jīng)濟增長從“樓宇經(jīng)濟”中釋放出來，逐步擺脫對土地財政的依賴，加強對外商投資管理，避免城市之間以土地價格戰(zhàn)手段來引進外資，利用其先進管理技術和經(jīng)驗，提高城市土地利用效率。第四，根據(jù)城市實際需求實施差異化的建設用地配給政策，在理性推進土地城鎮(zhèn)化過程中既需要兼顧短期目標與長遠目標相統(tǒng)一，也需要綜合考慮經(jīng)濟效益、社會效益和生態(tài)效益與城市空間承載能力協(xié)調統(tǒng)一，從而為城市健康可持續(xù)發(fā)展提供基礎保障。

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