基于空間回歸模型的新型城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城市綠化水平的關(guān)系研究①

呂欣曄

（南京市第九中學(xué) 江蘇南京210018）

2014年3 月，國(guó)家正式發(fā)布了《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》，提出新型城鎮(zhèn)化應(yīng)合理劃定生態(tài)保護(hù)紅線，擴(kuò)大城市生態(tài)空間，增加森林、湖泊、濕地面積等。此后，各地響應(yīng)國(guó)家政策，積極優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，將廢棄農(nóng)田、污染土地、工礦用地等轉(zhuǎn)化為生態(tài)用地，在城鎮(zhèn)化地區(qū)合理建設(shè)綠色生態(tài)廊道。人均公園綠地面積作為衡量城市綠化水平的重要指標(biāo)［1］，隨著近年來(lái)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而不斷提升［2］，但其中具體的作用關(guān)系還需要進(jìn)一步研究，以便于抓住促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)同發(fā)展的關(guān)鍵因素，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)已有不少學(xué)者對(duì)影響人均公園綠地面積的經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素進(jìn)行研究。吳嘯慧等［3］借助因子探測(cè)選取影響長(zhǎng)三角地域人均公園綠地面積的指標(biāo)，其中包括地理環(huán)境因子和社會(huì)經(jīng)濟(jì)因子，并通過(guò)地理探測(cè)得出自然環(huán)境因子與社會(huì)因子的交互對(duì)于人均公園綠地面積的增長(zhǎng)呈現(xiàn)一致正向強(qiáng)化作用的結(jié)論。趙芳［4］將城鎮(zhèn)化分為人口、土地、經(jīng)濟(jì)三方面，利用1996～2013年江蘇省時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立VAR自回歸模型，檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化和人均綠地面積的長(zhǎng)期均衡關(guān)系及動(dòng)態(tài)發(fā)展趨勢(shì)，得出人均公園綠地面積的增長(zhǎng)是這三方面因素綜合作用的結(jié)果。還有學(xué)者通過(guò)定性分析，研究GDP、人口、建成區(qū)面積這3個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)人均公園綠地面積的影響［5］。

在前人研究的基礎(chǔ)之上，使用OLS、空間滯后模型和空間誤差模型的空間回歸模型組合，以江蘇省為例，實(shí)證分析人均公園綠地面積的影響因素，以期為推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)同發(fā)展提供合理的政策建議。

1 空間回歸模型組合的構(gòu)建

1.1 OLS回歸模型

OLS回歸模型（最小二乘法）是一種經(jīng)典的回歸模型，計(jì)算時(shí)可以不考慮空間權(quán)重矩陣，建立該模型的目的是使所有觀測(cè)值到回歸直線距離的平方和最小。其回歸方程：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+···+β6X6+μ，其中Y代表人均公園綠地面積；βi代表自變量的系數(shù)，反映自變量對(duì)因變量的影響；X1～X6分別表示人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比例、城鎮(zhèn)居民可支配收入、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資額；μ是誤差項(xiàng)。

1.2 空間滯后模型

空間滯后模型在計(jì)算公式中沒(méi)有顯示時(shí)間序列分布，在一般情況下被認(rèn)為是一種“純空間遞歸”。但空間滯后模型本身包含時(shí)間因素和時(shí)間滯后效應(yīng)［6］，因此在一定程度上，空間滯后模型并不是一種純靜態(tài)分析。其計(jì)算公式如下：

ρ是空間自回歸系數(shù)，其他同上。

1.3 空間誤差模型

空間誤差模型的主要目的是挖掘出傳統(tǒng)OLS回歸模型計(jì)算得到的殘差中內(nèi)在空間結(jié)構(gòu)信息。在空間誤差模型的殘差中也存在著空間滯后效應(yīng)，計(jì)算公式如下：

γ是一種作為自變量進(jìn)入殘差回歸模型的特殊變量的系數(shù)。

2 數(shù)據(jù)的選取與描述

本研究選定的研究區(qū)域?yàn)榻K省地級(jí)市主城區(qū)、各縣級(jí)市以及部分附屬區(qū)、縣，共計(jì)72個(gè)。設(shè)定人均公園綠地面積為因變量，其數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒（2018）》以及各地統(tǒng)計(jì)年鑒（2018）或統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2018），并剔除兩個(gè)數(shù)據(jù)不完整的區(qū)縣。根據(jù)文獻(xiàn)［6］并參考地域的數(shù)據(jù)完整度選擇GDP、人口等7項(xiàng)指標(biāo)作為城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)影響因子作為研究的自變量（表1），其數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒（2018）》。具體指標(biāo)如圖1所示：

通過(guò)數(shù)據(jù)的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差值、最小值和最大值可以分析出江蘇省平均經(jīng)濟(jì)水平具有卓越性，72個(gè)空間樣本的總?cè)司珗@綠地面積平均值超過(guò)了國(guó)家對(duì)城鎮(zhèn)生態(tài)建設(shè)的最低標(biāo)準(zhǔn)。但部分區(qū)域之間明顯存在較大差距，為了探究這種空間分布的不均衡性，本研究利用空間計(jì)量分析模型進(jìn)行討論。

3 空間回歸的實(shí)證分析

檢驗(yàn)K-NN空間距離權(quán)重矩陣，發(fā)現(xiàn)不具有對(duì)稱性，因此在研究空間滯后模型和空間誤差模型時(shí)采用空間反距離矩陣。表2為使用OLS、空間滯后模型和空間誤差模型進(jìn)行回歸分析時(shí)的回歸系數(shù)結(jié)果，因變量為ln人均公園綠地面積。

表2 回歸結(jié)果匯總表

由于檢驗(yàn)空間自相關(guān)性時(shí)結(jié)果顯著，并且比較赤池信息量準(zhǔn)則（AIC）和估計(jì)的最大似然對(duì)數(shù)值（LIK）的絕對(duì)值時(shí)空間滯后模型的數(shù)值較小，因此研究采用空間滯后模型進(jìn)行回歸。

下面對(duì)自變量進(jìn)行分析，在研究中社會(huì)消費(fèi)品零售總額和進(jìn)出口總額未通過(guò)統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)（p值＞0.1），即這兩個(gè)變量對(duì)人均公園綠地面積并沒(méi)有構(gòu)成顯著性的影響。分離這兩個(gè)變量以后，可以看出人均公園綠地面積和人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重呈現(xiàn)明顯負(fù)相關(guān)；且人均公園綠地面積對(duì)于城鎮(zhèn)居民可支配收入以及固定資產(chǎn)投資額呈現(xiàn)明顯正相關(guān)。以上研究成果可以很好的驗(yàn)證之前一些學(xué)者的研究理論［2］。由于人口的增加而影響的新型城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)，人口作為城鎮(zhèn)化的初始動(dòng)力，在新型城鎮(zhèn)化的實(shí)施之后出現(xiàn)了農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)型為城市人口速度快速增長(zhǎng)的現(xiàn)象；導(dǎo)致了城區(qū)公園綠地面積和人口增長(zhǎng)速度不符，出現(xiàn)負(fù)相關(guān)的影響。但由于城鎮(zhèn)人口在生活中選擇去生態(tài)綠地等地活動(dòng)的比例逐年增加，所以生態(tài)景觀旅游在城鎮(zhèn)居民的可支配收入中的旅游部分占有一定比例，故這種旅游價(jià)值導(dǎo)向的引領(lǐng)下，城鎮(zhèn)居民的可支配收入與人均公園綠地面積呈現(xiàn)正相關(guān)。在江蘇省住房城鄉(xiāng)建設(shè)廳印發(fā)的《江蘇省生態(tài)園林城市考核積分細(xì)則》中明確規(guī)定了人均公園綠地面積的目標(biāo)要求，這也在一定程度上促進(jìn)各級(jí)政府對(duì)生態(tài)綠地建設(shè)的固定投資，因此固定資產(chǎn)投資也顯著地正向促進(jìn)了人均公園綠地面積的增長(zhǎng)。

4 結(jié)論及建議

4.1 結(jié)論

以江蘇省為例，選取人均GDP、社會(huì)零售銷(xiāo)售總額、地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入、進(jìn)出口總額、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重、固定資產(chǎn)投資額等6個(gè)新型城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，作為自變量來(lái)探究新型城鎮(zhèn)化社會(huì)政策導(dǎo)向中經(jīng)濟(jì)對(duì)于人均公園綠地面積的影響。結(jié)果顯示：

第一，社會(huì)零售銷(xiāo)售額和進(jìn)出口總額對(duì)于人均公園綠地面積的回歸結(jié)果并不顯著；第二，城鎮(zhèn)居民可支配收入與固定資產(chǎn)投資金額對(duì)人均公園綠地面積具有顯著的正向作用；第三，人均GDP和第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重對(duì)人均公園綠地面積呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)作用；第四，由于人口類(lèi)型的轉(zhuǎn)型速度和地理生活位置的移動(dòng)速度與公共綠地建設(shè)速度不成比例，會(huì)對(duì)人均公園綠地面積的增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向作用。

4.2 建議

人口通過(guò)影響人們生活區(qū)域和生活方式來(lái)間接影響人均公園綠地面積的增長(zhǎng)。因此如何控制人口的流動(dòng)速度以及建設(shè)生態(tài)綠地的速度是需要考量的問(wèn)題，針對(duì)該問(wèn)題，提出以下政策建議：

4.2.1 疏通城鄉(xiāng)要素流動(dòng)渠道

生產(chǎn)要素流動(dòng)為人口流動(dòng)指明了方向，實(shí)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展過(guò)程中的資源配置、理順城鄉(xiāng)關(guān)系是協(xié)調(diào)人口流動(dòng)與基礎(chǔ)建設(shè)的關(guān)鍵一步。保證土地、資金、勞動(dòng)力、技術(shù)等要素的雙向流暢交互，能夠促進(jìn)城鄉(xiāng)雙方的增長(zhǎng)潛力，只有創(chuàng)新制度、處理好過(guò)程中農(nóng)民與城市居民的利益分配問(wèn)題，才能發(fā)揮好城市資本與農(nóng)村資源。例如土地利用率低下、浪費(fèi)嚴(yán)重是長(zhǎng)久以來(lái)影響中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要問(wèn)題，做好宅基地流轉(zhuǎn)工作是促進(jìn)城鄉(xiāng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要任務(wù)。

4.2.2 加強(qiáng)城市規(guī)劃理念創(chuàng)新示范

城市的生態(tài)綠地建設(shè)應(yīng)與整體的產(chǎn)業(yè)布局規(guī)劃、產(chǎn)能優(yōu)勢(shì)、自然地貌條件形成共振，因地制宜且具有各地的創(chuàng)新特色。構(gòu)建綠色的網(wǎng)絡(luò)城市是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)城融合、宜居宜業(yè)的重要屬性，也符合當(dāng)前科技進(jìn)步的要求、人民生活的需要，可將其作為城市綠地系統(tǒng)規(guī)劃的指導(dǎo)思想和規(guī)劃原則。在城市綠地規(guī)劃建設(shè)過(guò)程中，不鼓勵(lì)照搬其它城市的建設(shè)模式，應(yīng)加強(qiáng)創(chuàng)新理念的示范作用，以激活綠色規(guī)劃的活力。其中，城市園林綠地建設(shè)的發(fā)展速度和水平的制定，應(yīng)當(dāng)根據(jù)城市產(chǎn)業(yè)性質(zhì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模來(lái)確定，從而擬定城市綠地的各項(xiàng)指標(biāo)。

4.2.3 兼顧不同主體的多方位需要

新型城鎮(zhèn)化建設(shè)牽扯多方主體，如何按照既有資源進(jìn)行統(tǒng)籌安排，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與綠化建設(shè)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要任務(wù)。首先，公園綠地的類(lèi)別分布應(yīng)當(dāng)均衡，即按照人口密度來(lái)進(jìn)行公園綠地的數(shù)量配置，以滿足各類(lèi)群體的出游需要；其次，考慮到城鎮(zhèn)化建設(shè)規(guī)模與人口規(guī)模的增長(zhǎng)預(yù)期，應(yīng)當(dāng)合理制定分期建設(shè)規(guī)劃，確保不同類(lèi)別城市綠地的增長(zhǎng)水平與城市發(fā)展速度保持協(xié)調(diào)；此外，不應(yīng)強(qiáng)調(diào)城市園林綠地系統(tǒng)規(guī)劃中的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)特質(zhì)，即不以經(jīng)濟(jì)效益衡量綠化建設(shè)效果，而是要處理好服務(wù)與經(jīng)營(yíng)的關(guān)系，以實(shí)現(xiàn)建設(shè)綠色城市的目的。