城鎮(zhèn)化對(duì)江蘇省人均公園綠地面積的影響

趙 芳 劉志強(qiáng)

城鎮(zhèn)化對(duì)江蘇省人均公園綠地面積的影響

趙 芳1，2劉志強(qiáng)1

1 蘇州科技大學(xué)建筑與城市規(guī)劃學(xué)院 江蘇蘇州 215000 2 蘇州基業(yè)生態(tài)園林股份有限公司 江蘇蘇州 215000

探析城鎮(zhèn)化對(duì)江蘇省人均公園綠地面積的影響，可為其他省市指導(dǎo)科學(xué)合理的城市綠地規(guī)劃和制定建設(shè)政策提供切實(shí)有效的理論依據(jù)。文中以江蘇省為研究單元，利用1996—2013年縣級(jí)及以上城市數(shù)據(jù)，通過計(jì)量分析得出:人均公園綠地面積的變化與城鎮(zhèn)化存在著強(qiáng)關(guān)聯(lián)性，總體呈正向響應(yīng)，且各城鎮(zhèn)化要素對(duì)人均公園綠地面積的影響力度存在顯著差異，人口城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)度最高，經(jīng)濟(jì)與土地城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)度較為相似。

城鎮(zhèn)化，人均公園綠地面積，計(jì)量分析，江蘇省

城鎮(zhèn)化是保證和改善民生的重要平臺(tái)，通過人口、土地、經(jīng)濟(jì)等方面的變化，帶動(dòng)人均公園綠地面積的快速增長(zhǎng)。1981—2013年，我國(guó)城區(qū)人口由14 400.5萬人增長(zhǎng)至37 697.07萬人，建成區(qū)面積由74萬hm2增長(zhǎng)至479萬hm2，二產(chǎn)、三產(chǎn)產(chǎn)值總量由0.3萬億元增長(zhǎng)至51.2萬億元等，這些因素推動(dòng)了人均公園綠地面積由1.50 m2/人增長(zhǎng)到了12.64 m2/人[1]?！秶?guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020)》提出:“我國(guó)城鎮(zhèn)化率要達(dá)到60%左右，將全面進(jìn)入以提升質(zhì)量為主的轉(zhuǎn)型發(fā)展新階段。[2]”城鎮(zhèn)化作為推動(dòng)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿Γ陌l(fā)展進(jìn)程對(duì)人均公園綠地面積的增長(zhǎng)必將產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。因此，探析城鎮(zhèn)化與人均公園綠地面積是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，揭示城鎮(zhèn)化過程中具體如何影響人均公園綠地面積的演變，能否長(zhǎng)期為其提供強(qiáng)勁的動(dòng)力，是亟待研究的重要課題。

2013年江蘇省城鎮(zhèn)化率為64.1%，不僅遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平11個(gè)百分點(diǎn)，且已超出新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃目標(biāo)，其未來城鎮(zhèn)化將在趨緩中實(shí)現(xiàn)穩(wěn)步發(fā)展，進(jìn)入轉(zhuǎn)型階段。江蘇省的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在全國(guó)處于先進(jìn)位置，其城市綠地建設(shè)水平也處于較好水平，2013年的人均公園綠地面積達(dá)到14.01 m2/人，位于全國(guó)第7位。研究江蘇省城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積的影響對(duì)其他省份的城市綠地建設(shè)具有借鑒意義。

綜觀國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研究，有關(guān)城鎮(zhèn)化或者人均公園綠地面積的相關(guān)研究已較為豐富，但針對(duì)城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積影響機(jī)制研究尚未開展，且相關(guān)文獻(xiàn)以單一指標(biāo)衡量城鎮(zhèn)化水平、以全國(guó)宏觀層面為研究單元、采用某一年份的截面數(shù)據(jù)居多[3-4]，研究結(jié)果可能忽視了各區(qū)域發(fā)展不平衡的問題。因此，從理論研究與現(xiàn)實(shí)需求來看，探討江蘇省城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積的影響關(guān)系是非常必要的。鑒于此，本文的研究主要從兩方面進(jìn)行:一是從理論上闡述城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積的影響；二是以江蘇省為研究單元，擬用1996—2013年的縣級(jí)及以上城市數(shù)據(jù)，建立時(shí)間序列數(shù)據(jù)的計(jì)量模型，檢驗(yàn)兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系及長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)發(fā)展趨勢(shì)，再進(jìn)一步利用面板數(shù)據(jù)建立的計(jì)量模型來量化各城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大小。

1 城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積影響的理論分析

人均公園綠地面積是衡量城市人口規(guī)模與公園綠地空間規(guī)模是否配套的重要指標(biāo)[5]，代表著城市中居民平均每人享有的公園綠地面積，受城鎮(zhèn)化進(jìn)程中帶來的人口聚集、土地?cái)U(kuò)張、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面的影響。因此，將城鎮(zhèn)化區(qū)分為人口、土地、經(jīng)濟(jì)3方面，對(duì)其進(jìn)行影響關(guān)系研究。

1.1 人口城鎮(zhèn)化是原始動(dòng)力

人口城鎮(zhèn)化帶來了人口的空間轉(zhuǎn)移，城區(qū)人口持續(xù)不斷聚集，將直接擴(kuò)大與城市環(huán)境、生活質(zhì)量密切相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施的需求，促進(jìn)城市環(huán)境改善，直接帶動(dòng)城區(qū)公園綠地面積的增加。在這個(gè)過程中，居民對(duì)自然資源與環(huán)境的需求和依賴越來越大，促使城區(qū)公園綠地?cái)U(kuò)張，為人均公園綠地面積的增長(zhǎng)提供原始動(dòng)力。其變化規(guī)律是:當(dāng)城區(qū)人口增加速度過快，而城區(qū)公園綠地面積的擴(kuò)張速度滯后時(shí)，不可避免地會(huì)造成人均土地資源緊張，人口城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積的促進(jìn)作用逐漸減弱，甚至停滯。

1.2 土地城鎮(zhèn)化是內(nèi)部基本動(dòng)力

土地城鎮(zhèn)化是人均公園綠地面積增長(zhǎng)的載體，是公園綠地面積的基礎(chǔ)和根本，主要通過城市用地規(guī)模擴(kuò)張、土地結(jié)構(gòu)調(diào)整等方面對(duì)人均公園綠地面積產(chǎn)生影響。

在土地規(guī)模擴(kuò)張初期，人口的聚集效應(yīng)相對(duì)滯后，為人均公園綠地面積增長(zhǎng)提供強(qiáng)勁的動(dòng)力。當(dāng)土地規(guī)模擴(kuò)張達(dá)到極限、只能依靠城市內(nèi)部用地性質(zhì)的轉(zhuǎn)換來實(shí)現(xiàn)綠地建設(shè)的發(fā)展、城區(qū)人口規(guī)模持續(xù)增長(zhǎng)時(shí)，對(duì)綠地建設(shè)的資源供給的限制作用逐漸顯現(xiàn)，對(duì)人均公園綠地面積的促進(jìn)作用會(huì)趨于平緩。土地結(jié)構(gòu)調(diào)整主要表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整引起土地資源利用的重新分配，致使土地結(jié)構(gòu)發(fā)生變化。隨著產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)用地不斷擴(kuò)張，且隨著二產(chǎn)用地增長(zhǎng)日趨放緩、三產(chǎn)用地快速增長(zhǎng)，進(jìn)一步推動(dòng)人均公園綠地面積的增長(zhǎng)。

1.3 經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化是外部推動(dòng)力

經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化主要通過經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)比重來推動(dòng)人均公園綠地面積的增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化帶來的經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)，通過新增建設(shè)用地繼續(xù)增加產(chǎn)業(yè)收益，促使政府更有經(jīng)濟(jì)實(shí)力對(duì)公園綠地進(jìn)行投資，為公園綠地面積的增長(zhǎng)提供必要條件。我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的吸收會(huì)逐漸減少，第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的速度逐步加快，憑借較強(qiáng)的就業(yè)吸納能力不斷存進(jìn)大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力[6]，城區(qū)人口與暫住人口迅速增加。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展作為城市整體功能提升的關(guān)鍵，城市功能的完善與發(fā)揮加快了基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，公園綠地面積的不斷擴(kuò)張為人均公園綠地面積的增長(zhǎng)提供外部推動(dòng)力。

綜上所述，人均公園綠地面積的增長(zhǎng)是人口、土地與經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化共同作用的結(jié)果，彼此之間既保持著一定的獨(dú)立性，呈現(xiàn)不同的貢獻(xiàn)比率，又與其他方面的發(fā)展進(jìn)程相互作用，是一個(gè)復(fù)雜的綜合過程。

2 實(shí)證分析

在理論推導(dǎo)的基礎(chǔ)上，對(duì)江蘇省城鎮(zhèn)化影響人均公園綠地面積進(jìn)行實(shí)證分析，量化各城鎮(zhèn)化與人均公園綠地面積之間的數(shù)量關(guān)系，分為基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型的長(zhǎng)期預(yù)算與基于面板數(shù)據(jù)的短期測(cè)算2部分。

本文根據(jù)江蘇省的實(shí)際情況，以人均公園綠地面積①為被解釋變量(用RJLD表示)，從人口、土

①人均公園綠地面積在2005年及以前的名稱為“人均公共綠地面積”，為統(tǒng)一表述，一律用“人均公園綠地面積”表示。地、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化3個(gè)方面，分別選取城鎮(zhèn)人口比重①(用RKBZ表示)、建成區(qū)面積(用JS表示)、第二及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值②(用ESCZ表示)3個(gè)指標(biāo)作為解釋變量。為消除異方差、異常值和不同量綱對(duì)研究的影響，并使不同城鎮(zhèn)化要素的影響程度具有可比性，除RKBZ外，對(duì)JS、ESCZ、RJLD進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，處理后變量名稱分別為lnJS、lnESCZ、lnRJLD，計(jì)量分析軟件采用Eviews7.0。

2.1 基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的測(cè)算

2.1.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)大多不平穩(wěn)，直接進(jìn)行回歸易產(chǎn)生虛假回歸問題。為得到可靠的分析結(jié)果，需先對(duì)各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，lnRJLD、lnJS、lnESCZ、RKBZ均是一階單整變量，有必要進(jìn)一步驗(yàn)證是否確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系。

2.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)

雖然原始序列不平穩(wěn)，但只要證明變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系，就可進(jìn)行回歸。本研究采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)lnRJLD、lnJS、lnESCZ、RKBZ之間的協(xié)整關(guān)系。結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即江蘇省城鎮(zhèn)化與RJLD存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

2.1.3 VAR自回歸模型分析

VAR自回歸模型是非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響[7]。VAR自回歸模型最基本的表達(dá)式為[8]:

式(1)中，Yt是n維向量時(shí)間序列；C是n維的常數(shù)向量；p是滯后階數(shù)；t為樣本1996，1997，…，2013；α1…αp是k×k維待估計(jì)的系數(shù)矩陣；εt是k維隨機(jī)擾動(dòng)列向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)且不與等式右邊的變量相關(guān)。

采用原始數(shù)據(jù)lnRJLD、lnJS、lnESCZ、RKBZ，通過Eviews 7.0中的VAR命令進(jìn)行計(jì)量分析。根據(jù)赤池信息(SC)準(zhǔn)則，確定VAR模型的最優(yōu)滯后長(zhǎng)度為2，采用最小二乘法估算該模型，得到方程式(2):

方程擬合度:R2為0.997 6，調(diào)整后R2為0.994 8，F(xiàn)值為362.186 2。可見，方程整體擬合程度比較高。由式(2)可以看出，當(dāng)前l(fā)nRJLD主要受lnESCZ影響，其中滯后一階的影響最強(qiáng)，滯后二階對(duì)其影響逐漸減弱。同時(shí)，與滯后一階的lnJS影響有較大聯(lián)系，且呈現(xiàn)增強(qiáng)趨勢(shì)，受自身的滯后值影響較弱。

2.1.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)用于分析向量自回歸VAR模型中，變量的當(dāng)前以及未來的取值會(huì)受到其中某一內(nèi)生變量的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)產(chǎn)生的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的影響[9]。分析結(jié)果表明，人均公園綠地面積lnRJLD的增長(zhǎng)與lnESCZ第二及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的滯后值具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)度，且當(dāng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)張注重量的發(fā)展，忽略質(zhì)的提升，減少對(duì)綠地建設(shè)的資本投資時(shí)，綠地置換為其他產(chǎn)業(yè)用地對(duì)人均公園綠地面積的影響就會(huì)呈現(xiàn)負(fù)響應(yīng)狀態(tài)。最后，lnRJLD對(duì)來自RKBZ信息的沖擊，總體上平穩(wěn)，無大起伏。

2.1.5 方差分解

所謂方差分解，通過進(jìn)一步分析每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，并評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性[10]。測(cè)算結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積增長(zhǎng)有直接的拉動(dòng)作用。隨著土地規(guī)模擴(kuò)張，加強(qiáng)綠地建設(shè)，土地城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積的推動(dòng)作用也逐漸顯現(xiàn)，以上分析與脈沖響應(yīng)分析結(jié)果基本一致。

2.2 基于面板數(shù)據(jù)的測(cè)算

本文利用1996—2013年江蘇省縣級(jí)及以上城市數(shù)據(jù)③，建立市際面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證分析。

2.2.1 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸之前，需考察模型中的變量是否平穩(wěn)，即每個(gè)變量序列是否包含單位根。江蘇省面板數(shù)據(jù)在1%的顯著性水平下，LLC、Im-Pesaran-Skin、Fisher-ADF、Fisher-PP檢驗(yàn)均可以通過，即可判斷各變量均為零階單整序列，可直接采用原

①根據(jù)《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的城區(qū)人口與暫住人口以及《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》中的年末戶籍人口計(jì)算而來，具體計(jì)算公式為(城區(qū)人口＋暫住人口)/市區(qū)人口×100%。

②對(duì)第二產(chǎn)業(yè)總值和第三產(chǎn)業(yè)總值進(jìn)行調(diào)整以消除價(jià)格因素影響，具體方法:實(shí)際變量＝名義變量×100/產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)(根據(jù)江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒，以1978年＝100)。

③本文按照2013年江蘇省行政區(qū)劃劃分，分別有1個(gè)副省級(jí)城市(南京)、12個(gè)地級(jí)市和23個(gè)縣級(jí)市。始數(shù)據(jù)建立回歸模型。

2.2.2 面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型分析

采用固定效應(yīng)模型，建立公式(3)[9]。

式(3)中:C為模型的截距項(xiàng)，α1～α3為各變量回歸系數(shù)，i表示截面單元“省(市)”數(shù)目，t表示時(shí)期數(shù)(1996—2013年的18個(gè)年份)，εit表示相互獨(dú)立的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，GRit、lnJSit、lnESCZit、RKBZit分別表示第i個(gè)“市”第t年的人均公園綠地面積、建成區(qū)面積、第二及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、城鎮(zhèn)人口比重。

模型調(diào)整后的R2在0.70以上，F(xiàn)值均在1%水平上顯著，表明模型擬合度較高(表1)，說明基于全省尺度的RKBZ、JS、ESCZ對(duì)影響RJLD增長(zhǎng)的解釋力非常強(qiáng)。

表1 江蘇省人均公園綠地面積回歸系數(shù)及主要統(tǒng)計(jì)量(1996—2013年)

根據(jù)以上數(shù)據(jù)，擬合的方程為:

lnRJLDit＝4.3282＋0.0109?lnJSit＋0.0195?lnESCZit1.2007?RKBZit(4)

從回歸結(jié)果看，不同城鎮(zhèn)化對(duì)RJLD增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度是有差異的。RKBZ、JS、ESCZ的彈性系數(shù)分別為1.200 7、0.010 9、0.019 5，都起到了明顯的正向促進(jìn)作用。其中，RKBZ已成為RJLD增長(zhǎng)的最大推動(dòng)力。ESCZ對(duì)RJLD的增長(zhǎng)作用力度也是非常明顯的，二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來經(jīng)濟(jì)容量的增長(zhǎng)，用于土地建設(shè)的投資就會(huì)增加，直接促進(jìn)RJLD的增長(zhǎng)。JS對(duì)RJLD增長(zhǎng)的作用力度僅次于ESCZ，回歸系數(shù)為0.010 9，其每提高10%，RJLD將增加約0.01%。

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

1)根據(jù)面板數(shù)據(jù)對(duì)研究周期檢驗(yàn)，各城鎮(zhèn)化的變量對(duì)人均公園綠地面積的增長(zhǎng)均產(chǎn)生顯著影響，且差異明顯，對(duì)人均公園綠地面積的影響力度高低依次為人口、經(jīng)濟(jì)、土地城鎮(zhèn)化。但土地城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積的影響力度接近經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化的實(shí)證結(jié)果，與預(yù)期有一些偏差。究其原因，土地城鎮(zhèn)化發(fā)展初期重在城市擴(kuò)張，對(duì)綠地建設(shè)重視度不夠，且第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)落后，不足以彌補(bǔ)第二產(chǎn)業(yè)粗放經(jīng)營(yíng)的負(fù)面影響，才會(huì)表現(xiàn)出土地城鎮(zhèn)化的作用力度有限。

2)根據(jù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的預(yù)估結(jié)果，人均公園綠地面積與各城鎮(zhèn)化的變量有密切的相關(guān)性，且均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，未來人均公園綠地面積的變化依然與城鎮(zhèn)化有著強(qiáng)關(guān)聯(lián)性，表現(xiàn)為一定周期性規(guī)律。從對(duì)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度上看，未來二、三產(chǎn)產(chǎn)值的貢獻(xiàn)度高于建成區(qū)面積，城鎮(zhèn)人口比重的貢獻(xiàn)度最小。

3.2 討論

就目前而言，在一定的社會(huì)發(fā)展階段，人口城鎮(zhèn)化帶來的聚集效應(yīng)對(duì)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度最大，但不能斷定擴(kuò)大城鎮(zhèn)人口規(guī)?？梢杂行Ю瓌?dòng)人均公園綠地面積增長(zhǎng)。在今后較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)，戶籍、義務(wù)教育和社會(huì)保障制度的改革與完善，人口規(guī)模的擴(kuò)張會(huì)逐漸引起人均土地資源緊張，對(duì)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的作用力度會(huì)降低，故應(yīng)制定相關(guān)政策保證人口城鎮(zhèn)化的穩(wěn)步發(fā)展。

依靠土地城鎮(zhèn)化推動(dòng)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的模式是不可持續(xù)的，且城鎮(zhèn)土地?cái)U(kuò)張與耕地保護(hù)形成矛盾，頻繁的拆遷重建，浪費(fèi)大量資源，也易激化社會(huì)矛盾。土地城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積的作用力度存在著巨大潛力，要打破依賴擴(kuò)張城市用地來促進(jìn)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的傳統(tǒng)發(fā)展模式，采用“存量式”發(fā)展將是持續(xù)推動(dòng)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的重要模式，以實(shí)現(xiàn)城市綠地的持續(xù)集約發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的作用仍有較大潛力，要關(guān)注經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，提升經(jīng)濟(jì)投入效率。因此，要充分利用江蘇省的資源稟賦進(jìn)行產(chǎn)業(yè)調(diào)整和升級(jí)，持續(xù)推動(dòng)人均公園綠地面積的增長(zhǎng)。因地制宜地制定經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化的具體政策，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)人均公園綠地面積增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度，從而更好地推動(dòng)當(dāng)?shù)爻鞘芯G化建設(shè)的發(fā)展。

[1]中華人民共和國(guó)住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部.中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒(2013年)[M].北京:中國(guó)計(jì)劃出版社，2014.

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Effect of Urbanization on Park Green Spaces Per Capita in Jiangsu Province

Zhao Fang1，2Liu Zhiqiang1
(1.School of Architecture and Urban Planning，Suzhou Science and Technology University，Suzhou 215000，Jiangsu，China；2.Suzhou Jiye Ecological Landscaping Corp.，Ltd.，Suzhou 215000，Jiangsu，China)

The exploration on the influence mechanism of urbanization towards green space per capita in Jiangsu could provide effective theory for the other provinces to guide science-based and rational green space planning and formulate the construction policy.This paper used the data at county and above level from 1988 to 2013 in Jiangsu，and adopted econometric analysis to get conclusion:there was a significant correlation between urbanization and the change in green space per capita，which showed the positive reaction.The impact degrees of each elements of urbanization on the per capita green space were notably different，among which the population urbanization made the highest contribution while the economy and land urbanization had the similar contribution.

urbanization，green space per capita，econometric analysis，Jiangsu

10.3969/j.issn.1672-4925.2017.02.009

2016-07-16

國(guó)家自然科學(xué)基金“住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部科研開發(fā)項(xiàng)目(51408390)”(2009-K6-5)；蘇州科技學(xué)院“風(fēng)景園林學(xué)”江蘇省“十二五”重點(diǎn)(培育)學(xué)科、江蘇省企業(yè)研究生工作站和江蘇省建設(shè)系統(tǒng)2013年科技計(jì)劃項(xiàng)目(2013ZD03)

趙芳(1990-)，女，碩士研究生，研究方向?yàn)轱L(fēng)景園林規(guī)劃設(shè)計(jì)與理論，E-mail:chutian361＠yeah.net

劉志強(qiáng)(1975-)，男，副院長(zhǎng)，副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)轱L(fēng)景園林規(guī)劃設(shè)計(jì)與理論