土地供應結構對經(jīng)濟增長影響的空間效應研究
——以長江中游城市群為例

黃凌翔，張臣剛，盧 靜，楊 璐

（1.天津城建大學經(jīng)濟與管理學院，天津 300384；2.國土資源部不動產(chǎn)登記中心，北京 100034）

1 引言

土地作為重要的生產(chǎn)要素，對中國工業(yè)化、城市化、現(xiàn)代化的快速發(fā)展和整體經(jīng)濟的穩(wěn)定運行具有重要的作用。特別是2003年中央政府明確提出運用土地政策參與宏觀調(diào)控以來，土地供應在中國經(jīng)濟增長過程中影響作用逐步加強。同時，隨著“一帶一路”、京津冀協(xié)同發(fā)展、長江經(jīng)濟帶建設等國家戰(zhàn)略的提出，區(qū)域協(xié)同發(fā)展已成為中國發(fā)展的重要趨勢，面對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、自然稟賦以及土地利用效率等區(qū)域差異，土地供應是立足于區(qū)域，還是與傳統(tǒng)管理方式一樣，立足于省或市進行簡單的指標分解，土地供應的效益是否存在空間外溢性問題也已成為學者和政府部門關注的熱點問題。有部分學者認為土地供應效益存在空間外溢性，例如葉劍平、馬長發(fā)[1]運用空間誤差模型發(fā)現(xiàn)忽略空間聯(lián)系的普通面板測算方法會低估土地要素對經(jīng)濟增長的影響。譚術魁、饒映雪等[2]運用空間計量方法分析土地要素溢出對經(jīng)濟增長的影響，得出土地要素對經(jīng)濟增長具有正向的促進作用，但空間溢出效應低于資本、勞動力和技術等其他因素。王建康、谷國鋒[3]以地級市為研究尺度分析了土地要素投入的空間溢出效應，發(fā)現(xiàn)城市土地供應不僅對城市經(jīng)濟增長有直接作用，還通過溢出效應間接影響其他城市的經(jīng)濟增長。盧新海、唐一峰[4]構建空間計量模型對長江中游城市群的城市土地利用效率空間溢出效應進行分析。然而也有學者并不這么認為，如毛偉、居占杰[5]利用空間Durbin模型檢驗發(fā)現(xiàn)城市建設用地對經(jīng)濟增長效率提升無顯著的跨區(qū)域溢出效應。

綜合學者們的研究，雖然采用空間計量模型研究了土地要素投入總量對經(jīng)濟增長的貢獻，但忽略了不同類型土地影響經(jīng)濟增長的路徑差異，沒有考慮土地供應結構（如存量和增量、不同用途的土地供應等）對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，而這一問題在中國地區(qū)差異明顯、發(fā)展水平不同的國情下難以回避。當前經(jīng)濟發(fā)展已進入新常態(tài)，在耕地保護紅線、生態(tài)文明建設及建設用地總量控制等要求約束下，通過加大土地供應量刺激城市化進程的傳統(tǒng)方式，已不具有可持續(xù)性。推進用地結構調(diào)整，調(diào)節(jié)空間生產(chǎn)力，引導生產(chǎn)要素合理流動，進而實現(xiàn)土地資源的優(yōu)化配置，成為推進城市化進程的重要選擇。因此，從土地供應結構角度探討土地供應政策對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，從國家和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略制定對應的土地供應政策，對土地供給側結構性改革有著重要的理論價值和現(xiàn)實意義。這一問題的核心是解決兩個難題：（1）土地供應的各種類型即土地供應結構變化，對經(jīng)濟增長的影響差異如何？（2）土地供應結構對經(jīng)濟增長的影響在空間上是否存在外溢特征，如果存在，如何刻畫？

2015年4月國務院正式批復《長江中游城市群發(fā)展規(guī)劃》，打造以武漢、長沙、南昌三個省會城市為中心的跨區(qū)域城市群組合，使長江中游城市群進入新的發(fā)展階段。然而由于行政界線局限和壁壘，長江中游城市群中各省的發(fā)展方向和重點各有側重，省域空間布局缺乏統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，經(jīng)濟聯(lián)系不夠緊密，產(chǎn)業(yè)結構升級速度遠低于長江下游省份，而且區(qū)域城市多處于工業(yè)化中后期階段，工業(yè)用地需求增長與資源環(huán)境制約矛盾不斷加劇[6-7]。

另外，考慮中國土地資源配置按行政區(qū)域分解土地供應指標的現(xiàn)實，省級政府在土地供應制度實施中具有重要地位，以及土地供給調(diào)控政策改革的可操作性，本文分別選擇長江中游城市群整體和湖北、湖南、江西3省為研究區(qū)域，以地級市為基本研究單元，分兩步展開研究。第一步，對長江中游城市群整體和省域分別進行空間自相關分析，判斷整體層面和省域?qū)用媸欠翊嬖陲@著的空間自相關關系；第二步，對空間自相關關系顯著的區(qū)域構建土地供應結構影響區(qū)域經(jīng)濟增長的空間計量模型，測度不同類型土地對區(qū)域經(jīng)濟的直接效應與空間外溢效應。

2 研究區(qū)概況及數(shù)據(jù)來源

長江中游城市群自然資源豐富，涵蓋“一江兩湖”，交通便捷，不僅是人口、城鎮(zhèn)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要集聚區(qū)，也是國家科學、教育和智力資源的密集區(qū)，對中部及中國區(qū)域發(fā)展格局形成有重要作用。2016年總人口為17 299.00萬人，分別占中部地區(qū)和全國的47.12%和12.51%；實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值82 715.75億元，分別占中部地區(qū)和全國的51.49%和11.16%；完成固定資產(chǎn)投資78 059.19億元，分別占中部地區(qū)和全國的48.88%和12.87%；2016年長江中游城市群人均GDP達到47 815.34元，高于中部地區(qū)；地均GDP達1 473.27萬元/km2?！堕L江中游城市群發(fā)展規(guī)劃》中劃定的范圍包括武漢、黃石、鄂州、長沙、株洲、南昌、九江等31個城市的部分縣（區(qū)）。本文參考《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》《促進中部地區(qū)崛起規(guī)劃》對長江中游經(jīng)濟帶的劃分，基于經(jīng)濟發(fā)展的角度和數(shù)據(jù)的可得性，考慮長江中游沿線三省在地理空間上的關聯(lián)性和經(jīng)濟活動上的密切性，將研究區(qū)域擴展為湖北、湖南、江西三省所有省轄市，包括湖北的武漢、黃石等12個城市，湖南的長沙、株洲等13個城市，江西的南昌、九江等11個城市，不包含直管市、自治州及林區(qū)，共36個轄市作為本文研究單元。文中的社會經(jīng)濟研究數(shù)據(jù)主要來源于2010—2016年的《江西省統(tǒng)計年鑒》、《湖北省統(tǒng)計年鑒》、《湖南省統(tǒng)計年鑒》以及《中國城市統(tǒng)計年鑒》，相關的土地數(shù)據(jù)來源于各年《中國國土資源年鑒》及國土資源部網(wǎng)站。

3 研究方法

3.1 變量選擇

衡量區(qū)域經(jīng)濟増長的指標一般選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率[8-9]。為全面地了解長江中游城市群各城市自身經(jīng)濟狀況及地區(qū)間經(jīng)濟差距，研究首先選擇GDP作為區(qū)域經(jīng)濟衡量指標，初步判斷長江中游城市群區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平及協(xié)同程度。同時，考慮長江中游城市群各地級市在資源稟賦條件、市場化程度和工業(yè)化階段等方面的差異，GDP總量的變化難以準確全面的反映地區(qū)經(jīng)濟綜合實力，研究也選用GDP增長率對區(qū)域經(jīng)濟水平進行衡量，該指標作為地區(qū)重要的經(jīng)濟衡量指標，是當前企業(yè)投資、資本流動的重要導向，研究表明地區(qū)市場規(guī)模是當前中國地區(qū)投資吸引力的主要決定因素，而GDP增長率一定程度也影響著市場的規(guī)模。

土地供應結構包括增量和存量的結構，也包括用地類型，即工業(yè)、商業(yè)、住宅等不同用途土地供應的比例。區(qū)域經(jīng)濟增長（gdpgr）的影響因素包括增量建設用地供應（zlgy）、存量建設用地供應（clgy）、工礦倉儲用地供應量（gkyd）、商服用地供應量（sfyd）、住宅用地供應量（zzyd）、公共管理與公共服務用地供應量（ggyd）、交通運輸用地供應量（jtyd）和其他用地供應量（包括特殊用地、水域及水利設施用地及其他土地，qtyd）[10-12]。

3.2 經(jīng)濟增長的空間相關性分析模型

為明確長江中游城市群經(jīng)濟發(fā)展的空間差異與特征，本文采用空間自相關分析法中的Moran’s I測度經(jīng)濟發(fā)展空間相關性。全局性Moran’s I的計算公式為：

式（1）中：xi、xj分別為i、j地區(qū)GDP或GDP增長率的觀測值；x是GDP或GDP增長率的平均值；Wij是區(qū)域i的鄰近單元（jj≠i）的空間權重矩陣。對于全局Moran’s I，可以利用標準化統(tǒng)計量Z進行自相關顯著性水平檢驗。當I∈（0，1）時，表明長江中游城市群地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在正的空間自相關性，表現(xiàn)為空間集聚特征；當I∈（-1，0）時，反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在負的空間自相關，表現(xiàn)為空間分散特征；當I= 0時，表明不存在空間自相關，經(jīng)濟增長觀測值在空間上隨機獨立分布。

空間權重矩陣W主要描述空間對象間的相互鄰接關系，一般依據(jù)地理關系或經(jīng)濟社會關系構建，但經(jīng)濟社會的發(fā)展速度不均衡會使研究單元屬性動態(tài)變化，依據(jù)經(jīng)濟社會關系構建的空間權重矩陣可能對研究產(chǎn)生干擾。因此，本文選用contiguity標準來構建空間權重矩陣W，對W中每一元素Wij按如下原則構造，并且對W進行行標準化，如下所示。

3.3 土地供應結構對區(qū)域經(jīng)濟影響的空間計量模型

借助經(jīng)濟增長的生產(chǎn)函數(shù)模型的傳統(tǒng)框架，同時為消除數(shù)據(jù)序列的異方差，構建土地供應結構對地區(qū)經(jīng)濟影響的計量經(jīng)濟模型如下：

基于前文經(jīng)濟增長的空間相關性分析，考慮傳統(tǒng)的非空間面板數(shù)據(jù)模型由于未考慮不同地區(qū)間的空間相關性將降低估計的精確性，因此，對于具有顯著空間自相關的區(qū)域（研究分別對長江中游經(jīng)濟群和三省市進行空間自相關分析），需要構建空間計量模型觀察土地供應結構對經(jīng)濟增長影響。

常見的空間計量模型主要包括空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM），即：

式（4）中：W為空間權值矩陣；si表示空間固定效應；vt表示時期固定效應；μit表示隨機誤差項；當β=η=0時，模型為空間滯后模型，表示本地區(qū)經(jīng)濟增長不僅受到本地區(qū)相關變量的影響，還受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟增長的影響；當α=β=0時，模型為空間誤差模型，表示本地區(qū)的經(jīng)濟增長除了受可以考察的相關變量的影響，還受部分難以觀測到并且具有一定空間結構的隨機干擾項的影響；當η=0時，模型為空間杜賓模型，表示本地區(qū)的經(jīng)濟增長除了受相鄰區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出效應影響外，還取決于相鄰地區(qū)的其他變量的變化。

本文依據(jù)ELHORST關于空間面板數(shù)據(jù)模型的研究[13]，首先采用Likelihood Ratio（LR）檢驗確定固定效應類型，然后依據(jù)估計結果進行Lagrange Multiplier（LM）檢驗，通過比較LMlag和LMerror（R-LMlag和R-LMerror）值確定應該采用SLM、SEM或者SDM哪種更為合適。并通過Hausman檢驗進行固定效應與隨機效應的選擇判斷，同時結合Wald檢驗，以確認空間杜賓模型是否可以簡化為空間滯后模型或空間誤差模型，確定最終的空間計量形式。

空間計量模型能夠深入探究區(qū)域內(nèi)部不同地區(qū)之間復雜的空間依賴關系，影響因素的回歸系數(shù)包含了關于研究地區(qū)之間關系的信息。任何一個地區(qū)解釋變量的改變會影響該地區(qū)本身，稱之為直接效應，在影響該地區(qū)本身的同時由于空間外溢效應的存在可能會影響其他地區(qū)，稱之為間接效應。通過分析直接效應和間接效應，能更準確地分析影響因素對因變量的貢獻水平。

4 結果與分析

4.1 空間相關性分析

4.1.1 長江中游城市群區(qū)域經(jīng)濟水平空間相關性

借助GEODA軟件，計算2009—2015年長江中游城市群36個省轄市GDP的全局Moran’s I。區(qū)域?qū)用娼?年GDP增長的Moran’s I均未通過5%的顯著性檢驗，全局自相關系數(shù)為負值，且上下波動，總體數(shù)值都接近0，表明長江中游城市群雖然呈現(xiàn)負的全局自相關性，但相關程度極其微弱，經(jīng)濟發(fā)展水平相似的城市不具有明顯的空間聚類特征。

以長江中游城市群GDP增長率為區(qū)域經(jīng)濟增長衡量指標計算經(jīng)濟空間相關性，結果顯示，測量單元的Moran’s I也均未通過5%的顯著性檢驗，全局自相關系數(shù)在零的附近上下波動，區(qū)域之間經(jīng)濟發(fā)展空間相關性微弱。

通過以上分析，發(fā)現(xiàn)目前長江中游城市群經(jīng)濟發(fā)展空間相關性不強，整體協(xié)同水平較低，城市間的經(jīng)濟增長空間溢出效應不強，內(nèi)部的城市競爭大于合作。現(xiàn)有研究也佐證了該結果，陳文娣、黃震方[14]采用人均GDP對長江中游經(jīng)濟帶進行經(jīng)濟發(fā)展的空間演變特征分析，結果表明長江中游經(jīng)濟帶1995—2011年間區(qū)域經(jīng)濟集聚性不強，各區(qū)域之間經(jīng)濟發(fā)展聯(lián)系不密切。李永盛、高葦[15]對長江中游城市群經(jīng)濟發(fā)展的全局和局域相關性分析也證明區(qū)域空間經(jīng)濟發(fā)展相關性為負，且不顯著，各城市間的經(jīng)濟差距在擴大。陳林心、何宜慶[16]構建指標體系，對長江中游城市群2008—2013年的人口—空間—產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的空間自相關進行檢驗，研究發(fā)現(xiàn)長江中游城市群新型城鎮(zhèn)化的人口、空間及產(chǎn)業(yè)元素在空間上并非具有明顯的正自相關關系。

4.1.2 長江中游城市群省內(nèi)經(jīng)濟水平空間自相關分析

同樣，根據(jù)全局Moran’s I的計算方法，得出2015年長江中游城市群湖北、湖南和江西三省GDP增長率全局Moran’s I結果。從中可以看出2015年湖北省GDP增長率的Moran’s I值為0.16，Z值在5%水平下顯著，而湖南省及江西省2015年GDP增長率的Moran’s I值均小于0，且接近0，統(tǒng)計上不顯著。初步可以判定在全局角度上湖北省GDP增長率具有空間自相關性，即省內(nèi)各地級市經(jīng)濟增長之間存在正的空間相關性，地區(qū)之間交流合作效應大于相互競爭，而湖南及江西省省內(nèi)區(qū)域之間經(jīng)濟發(fā)展聯(lián)系不密切。

表1 Likelihood Ratio（LR）檢驗Tab.1 The Likelihood Ratio (LR) test

表2 Lagrange multiplier（LM）檢驗Tab.2 Lagrange multiplier (LM) test

4.2 土地供應結構對區(qū)域經(jīng)濟影響的空間計量分析

根據(jù)前文分析，只有湖北省內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的空間自相關，長江中游城市群整體以及湖南、江西內(nèi)部的地級市經(jīng)濟增長空間相關性不顯著，因此下文研究則以湖北省內(nèi)地級市為研究對象，通過構建空間面板數(shù)據(jù)模型，觀察土地供應結構對經(jīng)濟增長影響的空間外溢特征，以及直接和間接效應。

4.2.1 空間計量模型構建

模型3的空間計量形式確定步驟如下。第一步，確定模型的固定效應類型。采用2009—2015年湖北省12個省轄市面板數(shù)據(jù)，對非空間土地供應結構影響地區(qū)經(jīng)濟效應模型3進行估計（表1）。Likelihood Ratio（LR）檢驗結果顯示，模型空間固定效應與時期固定效

第三步，通過Hausman檢驗確定該杜賓模型的空間固定效應是否適合做空間隨機效應。其次，進行Wald檢驗，以確認空間杜賓模型是否可以簡化為空間滯后模型或空間誤差模型，確定最終的空間計量模型。

表3檢驗結果顯示，該杜賓模型采用固定效應估計更合適。并且，Wald檢驗結果顯示，該模型不可簡化為空間誤差模型或空間滯后模型，因此該模型應為空間—時期固定效應杜賓模型（Spatial Dubin Model with spatial and time-period specific effects）：

式（5）中：si表示空間固定效應；vt表示時期固定效應；μit表示隨機誤差項；W為空間權值矩陣。模型（5）即為湖北省市域土地供應結構影響地區(qū)經(jīng)濟效應的空間計量模型。依據(jù)LEE and YU和J. PAUL ELHORST的總結[17-18]，基于2009—2015年湖北省12個省轄市的面板數(shù)據(jù)，采用偏差修正的ML方法估計，結果如表4所示。

表3 Hausman檢驗與Wald檢驗Tab.3 The Hausman and Wald test

表4 長江中游城市群土地供應結構對地區(qū)經(jīng)濟影響總體效應空間計量估計結果Tab.4 The spatial econometric estimation results of the land supply structure of urban agglomeration in the middle reaches of the Yangtze River

4.2.2 變量的直接效應分析

未考慮空間效應的面板計量估計結果（表4）顯示：2009—2015年間，湖北省存量建設用地供應量與公共管理與公共服務用地供應量對GDP增長率的提高有一定抑制作用，參數(shù)估計值分別為-0.06、-0.04，其他用地供應量對GDP增長率的增加有促進作用，參數(shù)估計為0.02。其他變量對經(jīng)濟增長作用在統(tǒng)計上不顯著，而且模型的擬合優(yōu)度也較低（=0.17）。相對于非空間模型，空間—時期固定效應杜賓模型估計結果顯示，增量土地供應、商服用地供應量對GDP增長率的提高具有顯著的促進作用，其直接效應估計值分別為0.12、0.05，工礦用地的增加也對地區(qū)GDP增長率的提高有負向作用，模型的擬合優(yōu)度也得到顯著提高（=0.88）。工礦倉儲用地、商服用地與其他用地供應量有顯著的空間依賴性，可見考慮變量空間效應的必要性。同時，由表5自變量效應分解所示，增量建設用地、存量建設用地、工礦倉儲用地、商服用地、公共管理與公共服務用地與其他用地供應量的直接效應分別為0.12、-0.07、-0.10、0.05、-0.05、0.02，住宅用地與交通用地供應量的直接效應不顯著。這意味著非空間模型估計結果中，增量建設用地0.04的系數(shù)估計值被低估了66.67%，存量建設用地-0.06的系數(shù)估計值被高估了14.29%，工礦倉儲用地供應量-0.01的系數(shù)估計值被低估了90%，商服用地-0.03的系數(shù)估計值被低估了40%，公共管理與公共服務用地供應量-0.04系數(shù)估計值被高估了20%。綜上所述，非空間模型由于忽略了變量客觀存在的空間效應，將產(chǎn)生模型設定誤差，必然導致分析結果存在偏差。因此，后續(xù)所有研究中將考慮變量的空間效應，將以相應空間計量模型估計結果作為分析基礎。

整體而言，增量建設用地及存量建設用地在5%水平上均顯著，增量建設用地供應量與存量建設用地供應量對地區(qū)GDP增長率的彈性系數(shù)分別為0.12、-0.07。其他變量中除住宅用地與交通用地的直接效應不顯著外，工礦倉儲用地、商服用地、公共管理與公共服務用地及其他用地供應量對地區(qū)GDP增長率提高的彈性系數(shù)分別為-0.10、0.05、-0.05、0.02。從以上的估計結果分析可知：（1）新增建設用地供應量對經(jīng)濟增長作用仍有較強的促進作用，而存量建設用地供應對經(jīng)濟增長有反向作用。這可能由于存量建設用地再開發(fā)過程較長，土地供應過程中許多產(chǎn)業(yè)處于調(diào)整升級期，新增產(chǎn)業(yè)未能及時替代淘汰產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所致，土地供應的經(jīng)濟效應未能完全發(fā)揮。（2）工礦倉儲用地對經(jīng)濟發(fā)展促進作用未完全發(fā)揮。可能由于部分地方政府為了達到短期內(nèi)GDP 上升的目的，加大財政補貼和稅收減免的力度，造成產(chǎn)業(yè)挑選不嚴，工業(yè)用地價格偏低，集約利用效率不高，甚至導致工業(yè)產(chǎn)能的低水平重復建設和產(chǎn)能過剩，減緩區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展。（3）商服用地對GDP增長率有較好的促進作用，說明湖北省商服用地具有較高的利用率和良好的綜合效益，應適當加大供應。（4）就整個樣本期內(nèi)，湖北省住宅用地及交通用地供應量的增加對GDP增長率的作用不顯著，這表明，至少在研究樣本期內(nèi)住宅和交通用地面積擴大對GDP增長率的增加作用不顯著或其作用未能發(fā)揮，應當適當調(diào)整住宅用地比重，將住宅價格控制在合理區(qū)間，促進理性消費，帶動經(jīng)濟增長。

4.2.3 變量的空間外溢效應分析

變量的空間外溢效應，即變量的間接效應。在非空間模型中，自變量的空間外溢效應被假設為零，這和自變量客觀存在的空間外溢效應性是不符的。由表5效應分解結果所示，工礦倉儲用地、公共管理與公共服務用地及其他用地的空間外溢性統(tǒng)計上顯著，其中工礦倉儲用地空間外溢作用占其直接效應的260%，公共管理與公共服務用地空間外溢作用占其直接效應的100%，其他用地供應量的空間外溢效應占其直接效應的200%，可見變量具有較強的空間外溢性。因此，如果湖北省內(nèi)某一地級市的工礦倉儲用地、公共管理與公共服務用地供應量的增加，不僅僅對自身區(qū)域經(jīng)濟提高作用不強，同時對鄰接地區(qū)GDP的增加也沒有顯著促進作用。此外，如模型估計結果顯示，因變量GDP增長率有顯著的負向空間依賴性（Wlggdpgr=-0.35），說明湖北省經(jīng)濟增長在一定程度上存在空間競爭關系，相鄰地級市GDP增長率每減少1%，本區(qū)域GDP增長率會提升0.35%，這表明湖北省地級市之間存在爭奪資源要素，相互攀比增長速度和經(jīng)濟總量排名等競爭現(xiàn)象。區(qū)域間城市競爭一定程度上激發(fā)區(qū)域經(jīng)濟增長的強大活力和動力，但無序和惡意的競爭可能會造成基礎設施重復建設等資源浪費現(xiàn)象，阻礙城市發(fā)展。亟須穩(wěn)步推進長江中游城市群等區(qū)域協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略，構建區(qū)域間相互協(xié)同發(fā)展的新格局。

表5 空間時期固定效應杜賓模型自變量效應分解Tab.5 The independent variable decomposed effect of Durbin model of fi xed effect in spatial period

5 結論與啟示

本文在對長江中游城市群空間經(jīng)濟相關性分析的基礎上，從土地供應結構的視角提出了土地供應政策對區(qū)域經(jīng)濟增長作用的理論模型，并考慮了變量可能存在的空間效應，構建了土地供應政策影響區(qū)域經(jīng)濟增長的空間計量模型，運用長江中游城市群地級市面板數(shù)據(jù)進行估計，測度土地供應結構對經(jīng)濟增長直接效應的同時，定量檢測了土地供應政策對區(qū)域經(jīng)濟增長在市域間表現(xiàn)出的空間外溢效應,主要得到以下結論：

（1）長江中游城市群區(qū)域協(xié)同水平有待提高。通過長江中游城市群區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的全局相關性分析可以看出，長江中游城市群區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展在空間上呈現(xiàn)隨機排列態(tài)勢，不具有地理空間上的相關性，城市間經(jīng)濟差異性在不斷擴大，區(qū)域一體化水平有待提高。湖南省和江西省區(qū)域之間經(jīng)濟發(fā)展聯(lián)系也不密切，湖北省經(jīng)濟發(fā)展全局Moran’s I值大于0，顯著性較強，表明湖北省地級市經(jīng)濟增長之間存在正的空間相關性，但根據(jù)空間計量結果顯示，湖北省內(nèi)經(jīng)濟增長也存在一定的空間競爭關系。省內(nèi)估計的Moran’s I大于以長江中游城市群區(qū)域為尺度的估計結果，這可能說明湖北省內(nèi)的協(xié)同水平高于長江中游城市群區(qū)域協(xié)同水平?？傮w而言，長江中游城市群內(nèi)部的競爭大于合作，城市功能定位不明確，城市間缺乏密切的分工協(xié)作，城市功能網(wǎng)絡的發(fā)育并不完善，應積極推動《長江中游城市群發(fā)展規(guī)劃》，明確各個城市職能分工，避免產(chǎn)業(yè)同質(zhì)化競爭，促進長江中游城市群一體化發(fā)展。

（2）土地供應對經(jīng)濟增長有一定的空間外溢性且存在用地類型上差異。對于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展空間相關性較強的湖北省，運用空間—時期杜賓模型分析土地供應對經(jīng)濟發(fā)展的影響結果可以看出，增量建設用地相對于存量建設用地的供應，商服用地相對于工礦倉儲用地，對區(qū)域經(jīng)濟水平提高有更明顯的促進作用。這說明該省存量建設用地供應的利用效率不高，未來在推動存量土地再開發(fā)與監(jiān)管上還需加大力度，也反映出應加大第三產(chǎn)業(yè)土地供應，盡快推動其產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。