我國城市空間擴(kuò)張的時(shí)空特征及驅(qū)動(dòng)因素分析

何雄 王神坤

摘 要：利用2001-2013年共13年的DMSP/OLS全球夜間燈光數(shù)據(jù)，提取全國城鎮(zhèn)建成區(qū)面積動(dòng)態(tài)變化，分析我國城市空間擴(kuò)張的時(shí)空特征，并運(yùn)用空間計(jì)量模型（SLM和SEM）研究分析城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)因素，研究結(jié)論如下：（1）我國城市空間擴(kuò)張總體上呈逐漸增長的趨勢(shì)，但其擴(kuò)張速率和年增長面積也會(huì)隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的變化而產(chǎn)生波動(dòng);（2）我國城市空間擴(kuò)張存在顯著的空間相關(guān)性，較強(qiáng)的正向空間依賴關(guān)系，總體空間差異逐漸減小;（3）城市固定資產(chǎn)投資、交通通達(dá)性、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、人口規(guī)模擴(kuò)大及對(duì)外開放水平顯著提高了城市空間擴(kuò)張水平。

關(guān)鍵詞：城市空間擴(kuò)張;DMSP/OLS全球夜間燈光數(shù)據(jù);驅(qū)動(dòng)因素

中圖分類號(hào)：F129.9; F291 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A DOI：10.3963/j.issn.1671-6477.2022.04.012

中國的城市建成區(qū)面積由1984年的8842平方公里增加到2015年的40941平方公里，增長幅度為463.03%，城市空間擴(kuò)張速度較快。而城鎮(zhèn)人口由1984年的2.4017億人增加到2015年的7.7116億人，增長幅度達(dá)到321.09%，這表明中國的土地城鎮(zhèn)化速度明顯快于人口城鎮(zhèn)化速度，我國城市空間擴(kuò)張過程中存在“蔓延”現(xiàn)象，即以“攤大餅式”向周圍區(qū)域無序擴(kuò)張。作為世界上最大的發(fā)展中國家，我國城市建設(shè)用地的利用正在面臨著十分嚴(yán)峻的局面^[1]。近年來，雖然從國家層面上多次出臺(tái)相關(guān)宏觀調(diào)控政策，意圖遏制城市的無序擴(kuò)張，促進(jìn)集約節(jié)約型土地利用，但是總體上我國城市空間無序擴(kuò)張的腳步并未曾止步。因此，研究城市空間擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)變化和驅(qū)動(dòng)因素，對(duì)癥下藥來遏制城市空間的無序擴(kuò)張，對(duì)于現(xiàn)階段人多地少、城市化進(jìn)程加快的中國而言具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文從空間視角出發(fā)，通過構(gòu)建城市空間擴(kuò)張的影響機(jī)制，運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)因素，并用實(shí)證結(jié)果檢驗(yàn)理論假說是否符合實(shí)際，最后提出相關(guān)政策建議，以期能有效應(yīng)對(duì)我國城市的無序擴(kuò)張。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

在城市空間擴(kuò)張的態(tài)勢(shì)研究中，張少楠等^[2]通過對(duì)比研究鄭州市近20年的建成區(qū)的擴(kuò)張?zhí)卣?，發(fā)現(xiàn)其擴(kuò)展方式以同心圓模式為主，外延性拓張為輔。也有部分學(xué)者運(yùn)用遙感影像，利用GIS和RS等相關(guān)工具分析城市空間擴(kuò)張的趨勢(shì)和模式。楊孟禹等^[3]運(yùn)用DMSP/OLS全球夜間燈光數(shù)據(jù)構(gòu)建城市規(guī)模指數(shù)，發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模存在空間競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象。Lopez等以航空影像為基礎(chǔ)，通過實(shí)證回歸分析了莫雷利亞市的邊遠(yuǎn)地區(qū)的土地利用方式以及類型的變化，并給出了相應(yīng)的預(yù)測(cè)。John Gibson通過衛(wèi)星監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)分析了印度1992—2002年共21年間的城市土地利用的類型轉(zhuǎn)換，認(rèn)為印度的城市擴(kuò)張所需要的土地主要是由林地、灌木和草地轉(zhuǎn)換而來。

關(guān)于城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)力的研究中，陳萬旭等^[4]運(yùn)用地理空間加權(quán)回歸模型實(shí)證分析認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口數(shù)量和交通發(fā)展水平是城市空間擴(kuò)張的主要驅(qū)動(dòng)力，但其對(duì)城市用地?cái)U(kuò)張的影響具有明顯的區(qū)域差異性。郭瑞敏等^[5]通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)城市擴(kuò)張與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，但是城市擴(kuò)張與第二、三產(chǎn)業(yè)GDP之間存在庫茲涅茨倒U曲線關(guān)系。在我國特殊的制度安排下，城市擴(kuò)張很難單純地從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角去解釋，需要從政府行為的角度去解讀^[6]，包括分稅制、土地制度、GDP考核制度等諸多方面。張耀宇等^[7]指出不同行政級(jí)別和不同規(guī)模的城市在城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)機(jī)制上存在明顯差異。楊孟禹和張可云^[8]運(yùn)用兩區(qū)制空間杜賓模型對(duì)城市擴(kuò)張的空間競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為不同行政等級(jí)、規(guī)模以及城市群內(nèi)外的城市擴(kuò)張具有明顯的空間異質(zhì)性。李建偉等^[9]以西安市為例，對(duì)城市空間擴(kuò)張與新區(qū)形成的世紀(jì)進(jìn)行耦合分析，發(fā)現(xiàn)城市空間擴(kuò)張與人口——城市擴(kuò)張彈性具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

如何有序推進(jìn)城市空間擴(kuò)張，楊建坤和曾龍^[10]指出官員晉升激勵(lì)促進(jìn)城市空間擴(kuò)張，認(rèn)為應(yīng)該推進(jìn)地方官員的考核評(píng)價(jià)體系改革，將人口城市化等納入城市化考核。劉瓊等^[11]認(rèn)為要想實(shí)現(xiàn)對(duì)城市土地?zé)o序擴(kuò)張的管控，可以用土地稅代替土地出讓金，從而打斷土地財(cái)政對(duì)城市擴(kuò)張的推動(dòng)作用。顧乃華和陳秀英^[12]引入城市擴(kuò)張、財(cái)政約束等概念，分析經(jīng)濟(jì)集聚與勞動(dòng)生產(chǎn)率的關(guān)系，提出應(yīng)該引導(dǎo)地方政府在城市擴(kuò)張過程中以打造城郊一體化的主導(dǎo)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)為目標(biāo)。高燕語和鐘太洋^[13]依據(jù)中國土地市場(chǎng)的特征構(gòu)建相關(guān)回歸分析模型，揭示土地市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)城市擴(kuò)張影響的區(qū)域異質(zhì)性，應(yīng)該合理規(guī)劃和控制我國的土地市場(chǎng)。

雖然關(guān)于城市空間擴(kuò)張的研究已取得了非常豐富的成果，但是也存在一定的不足之處：一是其研究對(duì)象主要是針對(duì)某一特定的城市居多，如武漢、南京、廣州等;二是關(guān)于城市空間擴(kuò)張的影響因素分析的研究方法較少，且缺乏空間視角的回歸分析?；诖?，本文將經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)狀況、政策制度等作為城市空間擴(kuò)張的影響因素，以全國265個(gè)地級(jí)及以上城市面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間計(jì)量模型，實(shí)證分析研究城市空間擴(kuò)張的影響因素。

二、我國城市空間擴(kuò)張的時(shí)空特征

（一）數(shù)據(jù)來源

DMSP/OLS燈光數(shù)據(jù)由美國國家海洋大氣管理局（NOAA）下屬的國家地球物理數(shù)據(jù)中心（National Geophysical Data Center，NGDC）定期發(fā)布，它比其他同等類型的遙感影像數(shù)據(jù)要小，較有利于數(shù)據(jù)的提取分析;同時(shí)，DMSP/OLS可以在夜間探測(cè)城鎮(zhèn)燈光、道路燈光、車流燈光、生活區(qū)燈光、工業(yè)區(qū)燈光等，在一定程度上可以反映人類社會(huì)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)信息。目前夜間燈光數(shù)據(jù)已廣泛應(yīng)用于城市經(jīng)濟(jì)各方面問題的研究^[14]。

（二）研究方法

1.原始夜間燈光數(shù)據(jù)的校正

（1）數(shù)據(jù)的提取和預(yù)處理。本文提取中國區(qū)域的相關(guān)燈光影像進(jìn)行研究，將燈光影像數(shù)據(jù)的投影坐標(biāo)系轉(zhuǎn)換為蘭伯特等面積投影（Lambert Conformal Conic），網(wǎng)格重采樣為1km2，根據(jù)中國行政邊界裁剪出分辨率為1km的中國區(qū)域的DMSP/OLS夜間平均強(qiáng)度的穩(wěn)定燈光數(shù)據(jù)。根據(jù)研究需要，本研究?jī)H提取了2001年至2013年共13年的夜間燈光數(shù)據(jù)。

（2）夜間燈光數(shù)據(jù)的飽和校正和相互校正。本文參考曹子陽等^[15]的方法，選用F16衛(wèi)星2006年的黑龍江省鶴崗市的數(shù)據(jù)作為標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)集，確定為不變目標(biāo)區(qū)域，因?yàn)橥ㄟ^將其夜間燈光數(shù)據(jù)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)鶴崗市一直都處于相對(duì)穩(wěn)定的發(fā)展過程。借鑒曹子陽等的研究，構(gòu)建冪數(shù)回歸方程（1）：

DN_c=aDN^b（1）

式中：DN_c表示校正后的像元DN值;DN為待校正的像元DN值;a和b為冪數(shù)回歸得到的相關(guān)估計(jì)參數(shù)（如表1所示），運(yùn)用得到的相關(guān)參數(shù)可以通過冪數(shù)回歸方程對(duì)每一期相關(guān)的燈光影像數(shù)據(jù)進(jìn)行校正。經(jīng)過校正后的夜間燈光影像數(shù)據(jù)具有可比性并且在一定程度上消減了燈光數(shù)據(jù)的飽和效應(yīng)。

（3）同一年份不同衛(wèi)星傳感器的夜間燈光影像數(shù)據(jù)校正。在樣本期內(nèi)部分年份存在兩組夜間燈光數(shù)據(jù)觀測(cè)值，因此需要對(duì)這些存在兩組數(shù)據(jù)的年份進(jìn)行一定的整合處理。本文參考劉修巖的做法^[16]，對(duì)于同一年份兩顆衛(wèi)星的夜間燈光數(shù)據(jù)進(jìn)行如下計(jì)算處理：

式中：DN^A和DN^B為同一年份不同衛(wèi)星經(jīng)飽和校正和相互校正的夜間燈光強(qiáng)度DN值;DN_c表示經(jīng)過同一年份不同衛(wèi)星傳感器校正的柵格燈光DN值。

（4）夜間燈光影像數(shù)據(jù)的連續(xù)性校正。經(jīng)過相互校正和飽和校正、同一年份不同衛(wèi)星傳感器的校正，仍然存在著同一傳感器的燈光亮度DN值異常波動(dòng)的問題，夜間燈光影像數(shù)據(jù)依然不具有連續(xù)性。根據(jù)張鵬強(qiáng)等的研究可知^[17]，前一年的夜間燈光影像的像元亮值應(yīng)該不大于后一年的該區(qū)域的燈光影像的像元DN值。由于燈光影像數(shù)據(jù)“異常波動(dòng)”的存在，有部分年份的數(shù)據(jù)是違背這一研究結(jié)論的;而且近20多年來，隨著我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國城鎮(zhèn)面積不斷擴(kuò)大，人口不斷增多，按常理來說，人類的燈光活動(dòng)范圍也應(yīng)該是逐漸擴(kuò)大的。因此，為了確保數(shù)據(jù)更加貼近現(xiàn)實(shí)情況，本文將燈光影像數(shù)據(jù)的不連續(xù)問題作出如下校正：

式中：DN_{（n-1，j）}、DN_{（n，j）}、DN_{（n+1，j）}分別表示第n-1年、第n年、第n+1年經(jīng)過相互校正和飽和校正、同一年份不同衛(wèi)星傳感器的校正后夜間燈光影像數(shù)據(jù)的j像元的DN值。

經(jīng)過三大步驟校正處理后的DMSP/OLS夜間燈光影像數(shù)據(jù)，解決了可比性問題以及飽和效應(yīng)問題，可以用來作為城市經(jīng)濟(jì)研究的樣本。

2.城鎮(zhèn)建成區(qū)面積的提取

參考張梅等的做法^[18]，采用邊界閾值法運(yùn)用經(jīng)過相互校正和飽和校正、同一年份不同衛(wèi)星傳感器的校正、影像間的連續(xù)性矯正的DMSP/OLS燈光影像數(shù)據(jù)，基于胡煥庸線對(duì)于城鎮(zhèn)建設(shè)用地進(jìn)行提取。其具體方法和步驟如下：

首先，在Arcgis10.2中利用分割面工具按照胡煥庸線將中國圖層分為兩半;接著，將東西兩部分矢量圖層轉(zhuǎn)換為與DMSP/OLS像元大小一致且單個(gè)像元位置一致的柵格數(shù)據(jù)（tiff影像）;然后，在一定范圍內(nèi)通過二分法逐步實(shí)驗(yàn)慢慢縮小范圍進(jìn)行調(diào)整確定閾值，利用估算的東西部各一個(gè)閾值對(duì)中國城鎮(zhèn)建成區(qū)面積進(jìn)行二值化（1 km2分辨率的情況下，1個(gè)像元表示1平方公里的面積）提取，將提取的城鎮(zhèn)建成區(qū)面積與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)比對(duì)，并不斷調(diào)整閾值，直到某一閾值下基于燈光數(shù)據(jù)提取的城鎮(zhèn)建成區(qū)總量面積與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)最為接近時(shí)，即認(rèn)為該閾值是這一城市在特定年份下的最適閾值（胡煥庸線以東的閾值為34，胡煥庸線以西的閾值為25），所對(duì)應(yīng)的城鎮(zhèn)建成區(qū)范圍可以反映這一城市在此年份下的城鎮(zhèn)建成區(qū)空間格局，將提取的建成區(qū)面積作為城市空間擴(kuò)張指數(shù)。下面以2010年為例，對(duì)于運(yùn)用DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)提取的中國城鎮(zhèn)建成區(qū)面積予以展示，如圖1所示。

（三）實(shí)證分析

1.我國城市空間擴(kuò)張的面積變化

由燈光數(shù)據(jù)顯示，全國城鎮(zhèn)建成區(qū)面積由2001年的133 726平方公里增長到2013年的247 393 km2（見圖2），一共增加了113 667 km2，增加了約85%，這意味著我國城市空間在本研究期內(nèi)進(jìn)行了較為快速的擴(kuò)張，并且增長幅度呈現(xiàn)較為平穩(wěn)的態(tài)勢(shì)。

為了更好地了解我國城市空間擴(kuò)張的變化趨勢(shì)，本文以2001年為基本起點(diǎn)，將城市空間擴(kuò)張?jiān)谘芯科趦?nèi)分為四個(gè)階段，分別是2001—2004年、2004—2007年、2007—2010年、2010—2013年，以2001年—2013年DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)提取的城鎮(zhèn)建成區(qū)面積數(shù)據(jù)通過Arcgis10.2軟件繪制如圖3所示的城市空間擴(kuò)展變化圖，并通過不同的顏色對(duì)不同階段的城市空間擴(kuò)展予以區(qū)分。根據(jù)色塊的分布情況，我們可以初步判斷得出我國城市空間擴(kuò)張主要集中在胡煥庸線的東側(cè)區(qū)域，且有逐步連成片的趨勢(shì)，如珠三角、長三角、京津冀等地區(qū);而胡煥庸線西側(cè)的區(qū)域的城市空間擴(kuò)張變化幅度則相對(duì)較小且呈零散化、碎片化的發(fā)展，也有極個(gè)別城市的城市空間發(fā)生了急劇的膨脹，如內(nèi)蒙古自治區(qū)的鄂爾多斯市在研究期內(nèi)建成區(qū)面積擴(kuò)張了接近5倍。

2.城市空間擴(kuò)張的速率變化

研究城市空間擴(kuò)張的時(shí)空特征，也可以利用土地利用動(dòng)態(tài)模型來分析城市建成區(qū)面積的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)。其相關(guān)計(jì)算公式如下：

式中：K表示城市空間擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)變化幅度;D_a表示期初城鎮(zhèn)建成區(qū)面積;D_b表示期末城鎮(zhèn)建成區(qū)面積;T表示時(shí)間長度。結(jié)合上述公式，本文運(yùn)用DMSP/OLS燈光數(shù)據(jù)提取的2001—2013年城市建成區(qū)面積的相關(guān)數(shù)據(jù)，計(jì)算各年份相應(yīng)的城市空間擴(kuò)張動(dòng)態(tài)變化幅度（即城市建成區(qū)面積年增長速度），如表2和圖4所示。

城市空間擴(kuò)張的發(fā)展態(tài)勢(shì)是城市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等多種因素綜合作用的結(jié)果，也意味著它可以從側(cè)面反映社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。根據(jù)圖4所示，城市建成區(qū)面積的擴(kuò)張速率在研究期內(nèi)呈現(xiàn)“W”型變動(dòng)趨勢(shì)，分別在2004年和2009年陷入增長低谷。查閱有關(guān)資料發(fā)現(xiàn)，2004年中央政府對(duì)于土地市場(chǎng)秩序進(jìn)行深入的整頓和規(guī)范，全面清理了各類開發(fā)區(qū)，并且對(duì)農(nóng)用地轉(zhuǎn)非農(nóng)建設(shè)用地實(shí)行為期半年的暫停審批;與此同時(shí)，還制定了《關(guān)于深化改革嚴(yán)格土地管理的決定》，這一系列舉措有效遏制了各個(gè)城市無序的城市擴(kuò)張，相當(dāng)于攔腰斬?cái)嗔顺鞘锌臻g的擴(kuò)張面積，擴(kuò)展面積僅相當(dāng)于2003年的五分之三，也就降低了2004年城市空間的擴(kuò)張速率（僅為2.92%）;而2009年是我國經(jīng)濟(jì)形勢(shì)較為嚴(yán)峻的一年，企業(yè)倒閉、工廠關(guān)門、農(nóng)民工提前返鄉(xiāng)，中央政府為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增發(fā)展態(tài)勢(shì)實(shí)施4萬億“鐵、公、基”等基礎(chǔ)設(shè)施的投資刺激計(jì)劃，但由于投資建設(shè)需要一定的周期，因此并未在夜間燈光的測(cè)度中反映出來，從而導(dǎo)致2009年的城市建成區(qū)擴(kuò)張面積縮減（2275km2）和擴(kuò)張速率（1.10%）的下降。

綜上，我國城市空間擴(kuò)張總體上呈逐漸增長的趨勢(shì)，但其擴(kuò)張速率和年增長面積也會(huì)隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的變化而產(chǎn)生波動(dòng)。

3.城市空間擴(kuò)張的空間相關(guān)性分析

（1）城市空間擴(kuò)張的全局自相關(guān)性。全局MoransI指數(shù)的計(jì)算公式如下：

上述公式中，x_i表示第i個(gè)地區(qū)的觀測(cè)值，n為地區(qū)總數(shù)，W_ij為空間權(quán)重矩陣，表示區(qū)域i和區(qū)域j之間的影響程度。

本研究通過運(yùn)用Stata14.0軟件對(duì)于我國265個(gè)地級(jí)及以上城市2001—2013年的城市空間擴(kuò)張的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。利用經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣計(jì)算全局MoransI指數(shù)，其計(jì)算結(jié)果如表3所示。

由表3中的MoransI指數(shù)和P值的結(jié)果可知，2001-2013年，我國地級(jí)以上城市城市空間擴(kuò)張MoransI指數(shù)均通過了在1%置信區(qū)間下的顯著性檢驗(yàn)，且MoransI指數(shù)的取值范圍在0.178～0.233范圍之間，這意味著我國265個(gè)地級(jí)及以上城市的空間擴(kuò)張水平具有明顯的空間相互作用。以時(shí)間序列為觀察視角，我們可以發(fā)現(xiàn)，各城市之間的空間擴(kuò)張的相關(guān)性呈現(xiàn)出逐步增強(qiáng)的趨勢(shì)，這從側(cè)面表明各城市之間具有一定的競(jìng)爭(zhēng)性，或者說是晉升競(jìng)爭(zhēng)所導(dǎo)致的各城市追逐模仿性。隨著我國各城市經(jīng)濟(jì)水平的競(jìng)爭(zhēng)壓力不斷增強(qiáng)，各城市政府官員為獲取有利地位，就會(huì)在人才、企業(yè)、技術(shù)等各方面展開爭(zhēng)奪與競(jìng)爭(zhēng)，推動(dòng)城市空間擴(kuò)張。從2001-2013年各地級(jí)及以上城市的空間擴(kuò)張整體的相關(guān)性檢驗(yàn)中，MoransI指數(shù)為0.221且通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，總的來看，各地級(jí)及以上城市空間擴(kuò)張依然具有較強(qiáng)的空間依賴關(guān)系，因此在城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)機(jī)制及的影響因素時(shí)不能忽略經(jīng)濟(jì)距離的作用和空間依賴關(guān)系。

（2）城市空間擴(kuò)張的局域自相關(guān)性。運(yùn)用Geoda軟件繪制2001年和2013年城市空間擴(kuò)張的LISA集聚圖LISA集聚圖，將城市空間擴(kuò)張的局部差異可視化，研究其空間分布特征如圖5和圖6所示，LISA空間集聚圖的顏色越深說明空間相關(guān)性越高。

由圖5和圖6可知，在2001-2013年期間我國城市空間擴(kuò)張的空間特征發(fā)生了一些變化：其一，高-高集聚的城市有所增加，并且主要集中在沿海地區(qū)以及部分內(nèi)陸省份的省會(huì)城市和中心城市，這與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求相適應(yīng);其二，低-低集聚的城市有所減少，但其集中分布在內(nèi)陸省份和西南區(qū)域的趨勢(shì)沒有發(fā)生根本性的變化，其中部分北方內(nèi)陸城市由低-低集聚轉(zhuǎn)變?yōu)榈?高集聚;其三，總體上來說，我國城市空間擴(kuò)張的空間差異還是比較明顯的，沿海與內(nèi)陸、省會(huì)城市與普通地級(jí)市之間存在較大的差距，但城市空間擴(kuò)張的區(qū)域性空間集聚格局有所增強(qiáng)，整體上確實(shí)存在著正向的空間效應(yīng)。

三、我國城市空間擴(kuò)張驅(qū)動(dòng)因素的實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

通過分析我國城市空間擴(kuò)張的變化趨勢(shì)可知，我國大部分城市的空間擴(kuò)張規(guī)模呈現(xiàn)急速增長趨向，并且在一定程度上存在著空間相互影響作用。社會(huì)因素、經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素、政策制度因素會(huì)推動(dòng)城市用地需求增加，促進(jìn)城市空間擴(kuò)張。因此，本文擬采用全國265個(gè)地級(jí)及以上城市2001-2013年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，從全國層面上整體分析城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)機(jī)制及其驅(qū)動(dòng)因素。其中以城市空間擴(kuò)張為被解釋變量，在城市經(jīng)濟(jì)因素層面選用城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，在社會(huì)因素層面選用人口因素、交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、通勤成本，在政策制度因素層面選取對(duì)外開放程度、土地財(cái)政，共3個(gè)方面8個(gè)變量來研究城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)機(jī)制及驅(qū)動(dòng)因素，具體如表4所示。

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2001—2013年全國265個(gè)地級(jí)及以上城市的相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)，并運(yùn)用空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析。其中土地出讓收入來自歷年《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》，歷年匯率平均價(jià)和歷年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來自2014年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各城市歷年《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和《統(tǒng)計(jì)年鑒》，本文還利用插值法補(bǔ)齊了極個(gè)別缺失數(shù)據(jù)。表5為主要變量原始數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)。

（二）模型構(gòu)建

1.空間滯后模型

空間滯后模型，考慮了變量的內(nèi)生交互效應(yīng)，其形式上與時(shí)間滯后模型比較相似，但加入了空間權(quán)重矩陣，因此也被稱為空間自回歸模型（Spatial Autoregression Model，SAR）。其模型是：

CZ_it=α_i+ρWCZ_it+β₁X_it+η_t+ε_it

式中：被解釋變量CZ_it表示i城市第t年的城市空間擴(kuò)張規(guī)模;X表示控制變量;ρ為空間自相關(guān)系數(shù);W為空間權(quán)重矩陣;β為估計(jì)參數(shù);η表示時(shí)間固定效應(yīng);α表示未觀測(cè)到的城市固定效應(yīng);ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，且一般滿足ε=N（0，σ²）。

2.空間誤差模型

空間誤差模型是在線性模型的基礎(chǔ)上考慮擾動(dòng)項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)，也是對(duì)因變量Y有影響但并未包含在自變量之中的因素存在某種空間依賴關(guān)系，或者是不可觀測(cè)的隨機(jī)沖擊存在空間依賴關(guān)系。其表達(dá)式如下：

CZ_it=α_i+β₁X_it+λWε_it+η_t

式中：Wε_it為空間誤差項(xiàng)，λ為空間誤差系數(shù)，其他參數(shù)的解釋同上。

3.設(shè)定空間權(quán)重矩陣

空間權(quán)重矩陣的本質(zhì)是所研究對(duì)象之間的“距離”程度，該距離可以是地理距離，也可以是經(jīng)濟(jì)距離，甚至可以是“社會(huì)距離”（如人際關(guān)系的親疏）。空間權(quán)重矩陣W的n*n階表達(dá)形式如下所示：

式中：n為該矩陣空間單元的個(gè)數(shù);w_ij代表i區(qū)域和j區(qū)域之間的空間依賴關(guān)系，其權(quán)重就越大，則這種空間依賴關(guān)系就越強(qiáng)，并且這種依賴性隨著“距離”的增加而減小。在對(duì)空間數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究之前，空間權(quán)重矩陣可以通過權(quán)重值計(jì)算獲得。

本文選取經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，經(jīng)濟(jì)權(quán)重（Economic Based Weights Matrix）基于空間單元產(chǎn)生空間效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)（本文采用人均GDP）的絕對(duì)值來構(gòu)建，取值為經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之差的絕對(duì)值的倒數(shù)。其表達(dá)式W為：

其中Y_i=1T∑Tt=1Y_it（區(qū)域i在t時(shí)間內(nèi)的人均GDP的平均值），i≠j。同時(shí)為了減少和消除區(qū)域之間可能存在的外在影響，本研究將經(jīng)濟(jì)距離矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，使得行元素之和為1。

（三）實(shí)證分析

因?yàn)槲覈鞘锌臻g擴(kuò)張具有空間相關(guān)效應(yīng)，因而可以選用空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SDM），同時(shí)選用空間計(jì)量模型也更加契合DMSP/OLS全球夜間燈光數(shù)據(jù)的空間屬性。利用Stata14、Eviews和Geoda等軟件對(duì)于空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行回歸分析，得到的相關(guān)空間計(jì)量結(jié)果如表6所示。

從表6中的結(jié)果觀察得知，當(dāng)模型中增加空間權(quán)重矩陣這一變量后，回歸模型的擬合優(yōu)度比較符合預(yù)期，一系列解釋變量的回歸估計(jì)系數(shù)在一定程度上得到優(yōu)化，從系數(shù)顯著性水平來看，面板數(shù)據(jù)空間滯后模型（SLM）和面板數(shù)據(jù)空間誤差模型（SEM）的各個(gè)系數(shù)基本保持在1%的顯著性水平上顯著，相比較而言空間滯后模型（SLM）的整體擬合系數(shù)更高，故選擇該模型來分析。

8個(gè)變量中，城市固定資產(chǎn)投資、交通基礎(chǔ)設(shè)施、通勤成本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、人口規(guī)模擴(kuò)大，對(duì)外開放水平顯著提高了城市空間擴(kuò)張水平。

城市固定資產(chǎn)投資在1%的置信區(qū)間下顯著為正，表明城市固定資產(chǎn)投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，城市空間擴(kuò)張則會(huì)增加5.52個(gè)單位，意味著隨著固定資產(chǎn)投資的不斷增加，城市空間擴(kuò)張的效應(yīng)也會(huì)愈加明顯。由于我國的固定資產(chǎn)投資以政府為主導(dǎo)，且政府投資對(duì)于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有特殊的偏好，因此加大社會(huì)固定資產(chǎn)投資會(huì)帶動(dòng)城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而增加用地需求，推動(dòng)城市空間擴(kuò)張。此外，近些年來高投資的房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，使得住宅呈現(xiàn)蔓延式擴(kuò)展，加劇了城市空間的擴(kuò)張。

通勤成本（bus）和交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（road）的回歸估計(jì)系數(shù)在1%的顯著水平下顯著為正，其中通勤成本每增加一個(gè)百分點(diǎn)，城市空間擴(kuò)張會(huì)增加7.45個(gè)單位，而交通基礎(chǔ)設(shè)施每改善一個(gè)百分點(diǎn)，城市空間擴(kuò)張則會(huì)增加6.85個(gè)百分點(diǎn)，這意味著城市空間擴(kuò)張與城市交通狀況（或者說是交通通達(dá)度）的改善具有顯著的正向聯(lián)系。城市公共交通體系的完善，會(huì)相應(yīng)地?cái)U(kuò)大城市的可達(dá)范圍，為住宅區(qū)的向外拓展和工業(yè)區(qū)之間的相互緊密聯(lián)系提供了便利，模糊了城市與鄉(xiāng)村之間的邊界，促進(jìn)了城市空間的向外擴(kuò)張。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展和升級(jí)需要足夠的城市空間結(jié)構(gòu)來承載，因此產(chǎn)業(yè)用地需求的增長顯著。同時(shí)，隨著高速工業(yè)化向高質(zhì)量工業(yè)化的轉(zhuǎn)變及環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高，許多企業(yè)遷往郊區(qū)，助推了城市空間的無序蔓延。另外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化、服務(wù)化的發(fā)展也會(huì)推進(jìn)城市空間的擴(kuò)張，這是因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的服務(wù)化和高級(jí)化會(huì)增加產(chǎn)業(yè)附加值，也就意味著會(huì)增加其所在區(qū)域單位面積內(nèi)的產(chǎn)業(yè)承載能力，拓寬服務(wù)范圍和半徑，從而產(chǎn)生一種擴(kuò)散力，刺激人口、產(chǎn)業(yè)向城市外圍遷移，推動(dòng)城市擴(kuò)張。

人口規(guī)模方面，城市人口規(guī)模的擴(kuò)大也會(huì)促進(jìn)城市空間擴(kuò)張。隨著社會(huì)的發(fā)展進(jìn)步，進(jìn)城務(wù)工人員逐步融入城市，推進(jìn)了人口城市化進(jìn)程，無論是城市戶籍人口規(guī)模還是城市常住人口規(guī)模都在不斷擴(kuò)大，城市新居民的居住需求導(dǎo)致對(duì)公共服務(wù)設(shè)施、公共服務(wù)產(chǎn)品的需求也隨之增加，土地開發(fā)強(qiáng)度和速度也增加。與此同時(shí)，高房?jī)r(jià)也會(huì)使更多的住房剛性需求從主城區(qū)向郊區(qū)轉(zhuǎn)移，此外，城市中心的擁擠效應(yīng)也會(huì)迫使追求高質(zhì)量居住需求的居民向環(huán)境較好的城市郊區(qū)遷移，造成居住分散化，助推了城市土地空間的擴(kuò)張。

對(duì)外開放水平的回歸估計(jì)系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為正，對(duì)外開放水平每提升一個(gè)百分點(diǎn)，城市空間擴(kuò)張水平就提升0.3個(gè)百分點(diǎn)，表明對(duì)外開放水平對(duì)于城市空間擴(kuò)張具有顯著的正向作用。自從2001年加入世界貿(mào)易組織以后，我國逐步提升開放水平，慢慢將一些領(lǐng)域向外資開放，吸引國外資本和先進(jìn)管理技術(shù)的進(jìn)入，從而促進(jìn)了我國相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加了就業(yè)崗位，促進(jìn)了國民經(jīng)濟(jì)尤其是城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，也導(dǎo)致了用地需求的增加;同時(shí)地方政府為獲得“政治晉升”的勝利而競(jìng)相以更加開放的優(yōu)惠條件引進(jìn)外資^[19]，進(jìn)一步加劇了我國城市空間擴(kuò)張。

四、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

我國的快速城鎮(zhèn)化發(fā)展導(dǎo)致了城市空間的無序擴(kuò)張，威脅到我國基本農(nóng)田“十八億畝紅線”，不利于我國城鎮(zhèn)化格局的協(xié)調(diào)發(fā)展。為了促進(jìn)我國城市空間的可持續(xù)發(fā)展，本文從空間視角對(duì)于城市空間擴(kuò)張驅(qū)動(dòng)機(jī)制和驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行了實(shí)證研究。首先，本文運(yùn)用Arcgis10.2等軟件對(duì)于DMSP/OLS全球夜間燈光數(shù)據(jù)進(jìn)行校正并提取城鎮(zhèn)建成區(qū)面積的相關(guān)信息。然后，本文基于夜間燈光數(shù)據(jù)分析了我國城市空間擴(kuò)張的時(shí)空特征，包括城市空間擴(kuò)張的面積變化、速率變化和空間相關(guān)性。最后，本文通過構(gòu)建空間回歸模型對(duì)于城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行實(shí)證分析并進(jìn)行了相關(guān)的討論，得出如下結(jié)論。

1.我國城市空間在本研究期內(nèi)進(jìn)行了較為快速的擴(kuò)張，增長幅度呈現(xiàn)較為平穩(wěn)的態(tài)勢(shì)，且主要集中在胡煥庸線的東側(cè)區(qū)域，且有逐步連成片的趨勢(shì);城市建成區(qū)面積的擴(kuò)張速率在研究期內(nèi)呈現(xiàn)“W”型變動(dòng)趨勢(shì)，分別在2004年、2009年陷入增長低谷;各地級(jí)及以上城市空間擴(kuò)張依然具有較強(qiáng)的正向空間依賴關(guān)系，總體空間差異逐漸減小。

2.本文基于城市空間擴(kuò)張驅(qū)動(dòng)機(jī)制的理論分析，總結(jié)提煉出影響城市空間擴(kuò)張的三個(gè)方面的因素——經(jīng)濟(jì)因素、社會(huì)因素、政策制度因素，并構(gòu)建了空間計(jì)量模型（SLM和SEM）研究分析城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)因素，得出以下結(jié)果：（1）我國城市空間擴(kuò)張存在顯著的空間相關(guān)性?？臻g滯后模型（SLM）中的空間滯后項(xiàng)Wcz和空間誤差模型（SEM）中的空間誤差項(xiàng)Wε的回歸系數(shù)均顯著為正，說明城市空間擴(kuò)張存在明顯的正向空間相關(guān)性，城市空間擴(kuò)張受周圍城市空間擴(kuò)張水平的影響較大。（2）在城市經(jīng)濟(jì)因素方面，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量的回歸系數(shù)為正但不顯著，這可能與我國正處于快速城鎮(zhèn)化階段有關(guān);城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平在1%的顯著性水平下顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)推動(dòng)城市空間擴(kuò)張，這是因?yàn)槲覈w上處于后工業(yè)化階段，產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要更多的城市空間來承載;城市固定資產(chǎn)投資在1%的置信區(qū)間下顯著為正，表明固定資產(chǎn)投資增加會(huì)增加城市空間擴(kuò)擴(kuò)張。（3）在社會(huì)因素方面，人口規(guī)模的回歸估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，表明城市人口規(guī)模的擴(kuò)大也會(huì)促進(jìn)城市空間擴(kuò)張;通勤成本和交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的回歸估計(jì)系數(shù)在1%的顯著水平下顯著為正。（4）在政策制度因素方面，土地財(cái)政的回歸估計(jì)系數(shù)在10%的顯著性水平下對(duì)城市空間擴(kuò)張存在正向影響;對(duì)外開放水平對(duì)于城市空間擴(kuò)張具有顯著的正向作用。

（二）政策討論

基于以上結(jié)論，本文提出如下三條政策討論：

第一，改革土地制度，確認(rèn)我國集體土地的產(chǎn)權(quán)制度，特別是農(nóng)村土地和集體所有土地的界限、權(quán)利約束機(jī)制等，使城市空間擴(kuò)張更加科學(xué)、理性，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村集體用地與城市國有土地的有效接軌，規(guī)范土地交易，完善土地出讓制度，降低“地價(jià)剪刀差”，降低地方政府對(duì)于土地財(cái)政的依賴。我國城市土地?cái)U(kuò)張主要依靠農(nóng)業(yè)用地轉(zhuǎn)城市建設(shè)用地，缺乏有效的產(chǎn)權(quán)確認(rèn)機(jī)制及相關(guān)監(jiān)督體系，這也是造成我國城市空間蔓延的重要因素。

第二，提高城市發(fā)展質(zhì)量，促進(jìn)城市科學(xué)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、土地、人口、社會(huì)的城鎮(zhèn)化有機(jī)協(xié)調(diào)。應(yīng)完善社保、醫(yī)療、養(yǎng)老、戶籍、教育、就業(yè)等民生方面相關(guān)制度，積極推進(jìn)農(nóng)村人口市民化，實(shí)現(xiàn)以人為中心的和諧發(fā)展理念，全面推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化，完善以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)化發(fā)展格局。

第三，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高各城市用地類型的利用效率。通過前文的分析得知，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展是城市空間擴(kuò)張的主要驅(qū)動(dòng)力，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要命門。城市建設(shè)用地是工業(yè)化和城市化發(fā)展的基礎(chǔ)，也是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然要求。然而，土地資源是有限的，無論是城市建設(shè)儲(chǔ)備用地還是農(nóng)轉(zhuǎn)非的耕地。因此，協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)發(fā)展的用地需求和土地稀缺性之間的關(guān)系，保障土地資源的可持續(xù)利用的意義深遠(yuǎn)。綜上，我們應(yīng)該嚴(yán)格控制非建設(shè)用地的流轉(zhuǎn)，優(yōu)化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)布局，弱化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)于耕地保護(hù)的破壞。

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（責(zé)任編輯 文 格）

Temporal and Spatial Characteristics and Driving Factors of Urban Spatial Expansion in China

HE Xiong， WANG Shen-kun

（School of Public Administration，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan 430074，Hubei，China）

Abstract：This study uses DMSP / OLS global night light data from 2001 to 2013 to extract the dynamic changes of urban built-up area in China，analyze the temporal and spatial characteristics of urban spatial expansion in China，and uses spatial econometric models （SLM and SEM） to analyze the driving factors of urban spatial expansion.The conclusions are as follows：（1） Chinas urban spatial expansion generally shows a gradual growth trend，but its expansion rate and annual growth area will fluctuate with the changes of social economy.（2） Chinas urban spatial expansion has significant spatial correlation，strong positive spatial dependence，and the overall spatial difference gradually decreases.（3） Urban fixed asset investment，transportation accessibility，industrial structure optimization，population expansion，and the level of opening to the outside world have significantly improved the level of urban spatial expansion.

Key words：urban spatial expansion;DMSP/OLS global night lighting data;driving factors