中國城鎮(zhèn)化的空間動力機制與效應
——基于第六次人口普查2869個縣域單元數(shù)據(jù)

趙果慶，吳雪萍

(云南財經(jīng)大學 數(shù)量經(jīng)濟研究所，云南 昆明 650221)

中國城鎮(zhèn)化的空間動力機制與效應
——基于第六次人口普查2869個縣域單元數(shù)據(jù)

趙果慶，吳雪萍

(云南財經(jīng)大學 數(shù)量經(jīng)濟研究所，云南 昆明 650221)

城鎮(zhèn)化是一個空間現(xiàn)象。如何揭示與測度城鎮(zhèn)化的空間動力機制，是經(jīng)濟地理學的一大難題。本文利用我國第六次人口普查的2869個區(qū)縣域單元(縣，區(qū)，市)城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造空間動態(tài)計量模型揭示我國城鎮(zhèn)化的空間動力機制。結(jié)果顯示，以城市人口、人口遷入、工業(yè)化、地理位置為控制變量，我國城鎮(zhèn)化具有穩(wěn)健的二階空間滯后動力機制。這表明，城鎮(zhèn)化形成空間動力系統(tǒng)，一個縣域單元的城鎮(zhèn)化受周邊兩縣域單元城鎮(zhèn)化的促進。在城鎮(zhèn)化空間動力效應作用下，我國已形成北部與東南部兩個高城鎮(zhèn)化區(qū)域，大西南區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平仍較低。因此，我國要加大力度促進“南方絲綢之路”城市群建設，重塑城鎮(zhèn)化經(jīng)濟地理，促進城鎮(zhèn)化的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

縣域單元；城鎮(zhèn)化；空間動力機制；空間計量；中國

一、問題提出

城鎮(zhèn)化也稱城市化(Urbanization)，是當今中國重要的社會、經(jīng)濟與空間現(xiàn)象之一，也是當今世界影響最大、最深刻、最全面的經(jīng)濟地理重塑。正如斯蒂格利茨所說：“中國的城市化與美國的高科技發(fā)展將是影響21世紀人類社會發(fā)展進程的兩件大事?！彼J為城市化將使中國成為世界領(lǐng)袖。究竟是什么動力推進著中國的城鎮(zhèn)化？這是人口學、經(jīng)濟學、文化學、生態(tài)學、地理學等多學科理論探索與實證研究的焦點。

城鎮(zhèn)化是一個復雜的、多層面的社會經(jīng)濟空間變遷的動態(tài)過程，是經(jīng)濟與非經(jīng)濟因素共同作用的結(jié)果。城鎮(zhèn)化動力是城鎮(zhèn)化研究中的核心問題。目前，學術(shù)界已對城鎮(zhèn)化動力機制進行了大量的研究，總體上可分為定性與定量兩條線路。

在定性方面，人口城鎮(zhèn)化的根本動力在其初期主要來自工業(yè)化的進步，在中后期主要來自城市服務業(yè)的發(fā)展與新興產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新[1]；后來出現(xiàn)了以多元城鎮(zhèn)化動力替代以往一元或二元城鎮(zhèn)化動力的新的機制形式[2-4]，人口遷移[5]、工業(yè)化[6]、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)[7]、外資[8]，文化[9]等均成為中國人口城鎮(zhèn)化的重要動力因素。值得一提的是，寧越敏[10]從政府、企業(yè)、個人三個城市化主體的角度分析了90年代中國城市化的動力機制和特點。

在定量方面，學者們主要是對城鎮(zhèn)化動力機制進行統(tǒng)計評價和實證研究。(1)城鎮(zhèn)化動力機制的評價。紀曉嵐和趙維良在中國城市化動力機制的分析框架下，構(gòu)建了城市化動力機制評價指標體系，對城市化動力機制進行準確反映和綜合評價，但沒有具體評價出城市化動力機制[11-12]；曹廣忠等[13]利用2000年截面數(shù)據(jù)，用因子分析法考察了東部沿海省區(qū)人口城鎮(zhèn)化影響因素的差異、特征和類型；也有學者以四維分析視角對人口城鎮(zhèn)化的動力過程進行了分析，總結(jié)出行政力、市場力、外向力與內(nèi)源力等主要影響動力，并強調(diào)城鎮(zhèn)化動力的多元化[14-15]。(2)實證研究。一些學者對部分地區(qū)如江蘇[16]、廣東[17]城市化動力機制的進行實證研究；陳波翀等[18]建立了不確定條件下農(nóng)村剩余勞動力的城市化決策模型，認為城市化快速發(fā)展是政府和市場共同作用的結(jié)果；在對傳統(tǒng)工業(yè)化與城市化之間數(shù)量關(guān)系進行計量分析的基礎(chǔ)上，提出了城市化快速發(fā)展主要是由第三產(chǎn)業(yè)推動的觀點。有的學者還應用VAR模型分別對內(nèi)蒙古和新疆城鎮(zhèn)化的時間動力機制進行了實證研究[19-20]。

近年來，隨著地理信息技術(shù)的快速發(fā)展，越來越多的學者開始將空間計量分析等方法運用到人口城鎮(zhèn)化動力機制的研究中[21-23]。從方法上，除非傳統(tǒng)的空間計量模型外，龐瑞秋等[24]還使用了地理加權(quán)回歸模型(GWR)，鄧志旺[25]最先依據(jù)空間杜賓模型構(gòu)建中國城市化動力機制模型，并分別進行時間固定效應模型、空間固定效應模型以及雙固定效應模型回歸檢驗本地區(qū)城市化水平的提高將會對其他地區(qū)城市化的發(fā)展所具有促進或阻礙作用。

不難看出，揭示城鎮(zhèn)化動力機制是一個重要的研究領(lǐng)域，目前已取得了豐碩成果，但探索城鎮(zhèn)化動力機制的研究遠沒有結(jié)束。城鎮(zhèn)化也是一個空間現(xiàn)象。雖然，國內(nèi)學者應用空間計量實證了城鎮(zhèn)化動力機制的存在，但是僅把空間作為一個動力因素來看待，并沒有揭示出具體的空間動力機制。城鎮(zhèn)化是人口遷移引起人口經(jīng)濟重塑的必然結(jié)果。空間力量是城市化的重要力量[26]，空間動力機制也同樣是城市化不可缺失的重要機制。觀察發(fā)現(xiàn)，在我國城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)如長三角地區(qū)和珠三角地區(qū)會成片出現(xiàn)，而城鎮(zhèn)化水平較低的地區(qū)也相對成片出現(xiàn)，城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)出空間集聚的特征。為什么會有這種現(xiàn)象？我們猜想，這是空間單元城鎮(zhèn)化相互作用的結(jié)果，進一步體現(xiàn)為空間動力機制產(chǎn)生的效應。類比時間動力機制，空間動力機制也應是一種空間滯后自相關(guān)現(xiàn)象。也就是說，空間動力機制來源于空間單元相互依賴產(chǎn)生系統(tǒng)性。而區(qū)域相互依賴的原理規(guī)律及測算方法仍是一道尚未得到解決的地理學難題[27]。這說明，揭示城鎮(zhèn)化的空間動力機制是地理學的一大難題。目前，基于空間計量研究了空間單元的空間相鄰自相關(guān)，所揭示的是城鎮(zhèn)化空間集聚機制，因此，有必要從空間滯后自相關(guān)的角度予以審視城鎮(zhèn)化的空間動力機制。這不僅是對城鎮(zhèn)化動力機制研究的有效完善，而且更是對中國城鎮(zhèn)化空間過程演化機理的深入探索。

本文沿第二條線路，從空間滯后自相關(guān)視角探尋城鎮(zhèn)化的空間動力機制。本文創(chuàng)新之處主要在于用空間單元的城鎮(zhèn)化滯后自相關(guān)中發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)化的空間動力機制，并以人口遷入率、工業(yè)化水平和地理位置為控制變量對其進行對穩(wěn)健性檢驗；其次，本文在2869個縣區(qū)市(縣、區(qū)、市，下同統(tǒng)稱縣域)空間單元第六次人口普查的大樣本數(shù)據(jù)中通過可視化展示出我國城鎮(zhèn)化空間動力效應的空間結(jié)構(gòu)，有助于認清我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間力量格局，為重塑城鎮(zhèn)化經(jīng)濟地理、優(yōu)化城鎮(zhèn)化空間布局提供政策依據(jù)和支持。

二、研究方法與模型構(gòu)建

(一)城鎮(zhèn)化的空間效應

人類活動是在一定的空間范圍內(nèi)進行的，也就是人們的經(jīng)濟社會活動要受空間因素的制約。人類行為與所在地區(qū)有著密切關(guān)系，依據(jù)引力定律，此種關(guān)系隨著距離的增大而遞減。具體地，空間有兩個重要的效應，一是集聚效應，二是位置效應?！拔镆灶惥郏艘匀壕印笔且粋€自然的現(xiàn)象。集聚成為人類空間經(jīng)濟活動的一種屬性，其表現(xiàn)為對空間的依賴性，本地依距離受相鄰地區(qū)的影響。按新經(jīng)濟地理學解釋，人口集聚或聚類產(chǎn)生可以節(jié)約資源和交易成本，具有外部性，規(guī)模效應和溢出效應。在現(xiàn)實人口分布中，具有高人口密度地區(qū)會在空間“抱團”集聚在一起，產(chǎn)生城市與城市群，進而出現(xiàn)高水平的城鎮(zhèn)化集聚區(qū)或城鎮(zhèn)化帶。

從空間位置看，緯度決定氣候，氣候又影響生產(chǎn)環(huán)境和人的生產(chǎn)力，進一步影響城鎮(zhèn)化。由于地理位置決定著交通的通達程度、離出海口的距離，決定著運輸成本。同時地理位置決定著宜居性，空間異質(zhì)性產(chǎn)生不同的人口集聚區(qū)。城市化有著向低緯度地區(qū)發(fā)展，是一個規(guī)律。從我國看，東南沿海低海拔地區(qū)擁有眾多的港口碼頭和低成本的航運優(yōu)勢，國際貿(mào)易較為發(fā)達，形成人口的集聚生產(chǎn)力，具有其它地區(qū)無法比擬的地緣優(yōu)勢，而西北地區(qū)不具有人口集聚的有利地理條件和區(qū)位優(yōu)勢，地廣人稀，人口的集聚功能較弱。從世界上看，大多數(shù)大城市分布在氣溫適中的中緯度地帶，其中又明顯集中于年降雨量在400mm以上的濕潤半濕潤地區(qū)，而氣候惡劣的荒漠干旱地區(qū)，高緯度寒冷地區(qū)，海拔3500米以上的高原和濕熱的熱帶雨林地區(qū)則鮮有人居住。地理因素通過對經(jīng)濟發(fā)展的促進或限制而影響到城鎮(zhèn)化的發(fā)展[28]。

城市是人口在一定地域范圍的大量集聚和有效集中的空間形態(tài)，而人口城鎮(zhèn)化在一定程度上體現(xiàn)著人口集聚，城鎮(zhèn)化成為當代人口生存與發(fā)展最有效的空間組織機制。我國區(qū)域經(jīng)濟無論在單個城市、城市群的層面上，還是在經(jīng)濟地帶的層面上，城鎮(zhèn)化都表現(xiàn)出明顯的集聚趨勢。相對來說，在人口城鎮(zhèn)化進程中，資源、地理位置、氣候等地理因素(或者說傳統(tǒng)的經(jīng)濟地理因素)對人口城鎮(zhèn)化發(fā)展的過程中的確起著根本性的作用，而其中特別重要的則是空間集聚動力與地理位置。實證表明，區(qū)位地理條件是城市規(guī)模等級序列的首要要素[29]。顯然，理解空間的動力機制直接關(guān)系到城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略。

在空間效應下，我國人口分布具有極大的差異，形成了東部—中部—西部的東高西低梯度集聚的格局。最為突出的是“胡煥庸線”所說明的區(qū)域分異現(xiàn)象。不論是歷史因素，還是改革開放以來的新因素，“胡煥庸線”*胡煥庸線(Hu Line，或Heihe-Tengchong Line，或Aihui-Tengchong Line)，即中國地理學家胡煥庸(1901-1998)在1935年提出的自黑龍江璦琿至云南騰沖畫出一條我國人口密度對比線(約為45°)，線東南半壁36%的土地供養(yǎng)了全國96%的人口；西北半壁64%的土地僅供養(yǎng)4%的人口，二者平均人口密度比為42.6∶1?！昂鸁ㄓ咕€”不僅是人口界線，同時為一條中國生態(tài)環(huán)境界線和適宜人類生存地區(qū)的界線。所揭示的人口分布規(guī)律依然沒有被打破。

(二)城鎮(zhèn)化的空間滯后自相關(guān)

空間集聚是空間自相關(guān)的具體表現(xiàn)。城鎮(zhèn)化的空間動力機制來自空間滯后自相關(guān)性。如果，城鎮(zhèn)化存在空間動力機制，那么各空間單元之間的城鎮(zhèn)化之間存在空間自相關(guān)性。這種空間自相關(guān)與時間序列自相關(guān)類似，表現(xiàn)為空間依賴性中的空間滯后效應。只要城鎮(zhèn)化存在顯著的空間自相關(guān)，就可將其分成四類集群，在空間上形成中心—外圍結(jié)構(gòu)。具體到中國的具體國情，縣域相鄰空間單元與其滯后空間單元的城鎮(zhèn)化在地理空間上表現(xiàn)出一定的相關(guān)性，就說明縣域城鎮(zhèn)化的空間相互作用或影響的途徑可以通過鄰接縣域而相互傳遞。檢驗縣域城鎮(zhèn)化的空間相關(guān)性存在與否，在實際的空間相關(guān)分析中可以使用空間自相關(guān)指數(shù)Moran’I，但是空間滯后自相關(guān)指數(shù)與Moran’I仍有一定差別。為直接分析空間滯后自相性，這里采用空間自關(guān)系數(shù)[30]?？臻g滯后自相關(guān)系數(shù)定義如下：

(1)

(三)地理位置相關(guān)與趨勢面

地理位置相關(guān)性是研究一個觀察變量與一個地理變量的關(guān)系是否密切。地理相關(guān)系數(shù)就是用來研究空間變量與地理位置要素間的相互關(guān)聯(lián)強度的一種度量指標。城鎮(zhèn)化率的地理相關(guān)系數(shù)計算公式：

(2)

城鎮(zhèn)化與地理位相關(guān)性分析揭示了城鎮(zhèn)化與地理位置之間的相關(guān)程度，但是當使用經(jīng)度和緯度進行相關(guān)分析時，只能反映東西或南北關(guān)系。如果要分別做回歸分析，那么就會產(chǎn)生兩個回歸模型，尚不能確定城鎮(zhèn)化與空間位置的關(guān)系。因此，客觀需要經(jīng)度和緯度同時進入一個回歸模型，一般情況還是非線性方程，這就產(chǎn)生了趨勢面分析。趨勢面分析就是用空間數(shù)據(jù)擬合一個數(shù)學曲面，以反映觀察變量空間分布的變化趨勢特征。實際上，趨勢面分析是通過回歸分析原理，運用最小二乘法擬合一個二維函數(shù)，應用線、面或三維曲面來識別、分離和度量趨勢的一種空間分析方法[31]。

趨勢面反映的是總體變化，受大范圍的系統(tǒng)性空間位置的影響。趨勢面分析的基本功能，是把空間分布的一個具體的或抽象的曲面分解成兩部分：一部分主要由變化比較緩慢、影響遍及整個研究區(qū)域分量組成，稱為趨勢分量；另一部分是變化比較快，其影響在研究區(qū)域內(nèi)并非處處可見的分量，稱為局部分量。設(xi,yi)表示某一觀察變量Yi對應于空間位置，xi、yi分別為經(jīng)度和緯度值。每一個觀測點的Yi都可分解為兩個部分：

Yi=f(xi,yi)+εi

(3)

(3)式中，f(xi,yi)為Yi的趨勢量，εi為殘差值。趨勢面模型的數(shù)學方程式為多項式函數(shù)：

f(xi,yi)=a00+a10xi+a01yi

(4)

(5)

(6)

(4)式為一次多項式，是一個平面。它可以是水平的，但極少見，一般是以某傾角傾向于某一方向。(5)式為二次多項式曲面，可以是橢圓面，雙曲面，或是拋物面，只有一個極值點的曲面。(6)式三次多項式曲面，可以出現(xiàn)四個極值點，多為馬鞍型三次曲面。但在建立實際模型時，有些項不顯著，一般只使用多項式函數(shù)中的幾項。不同次數(shù)的多項式函數(shù)所描述的曲面有不同的復雜程度。

(四)城鎮(zhèn)化空間動力機制計量模型

在采用傳統(tǒng)的計量分析方法時，隱含假設橫截面空間單元是同質(zhì)的，也就是空間單元之間沒有自相關(guān)性或集聚。而實際上，根據(jù)“地理學第一定律”，幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有一定程度的空間依賴性或空間自相關(guān)性的特征。經(jīng)濟的動力機制就來源于空間單元的經(jīng)濟空間依賴性[32]。具體到城鎮(zhèn)化，亦即一個空間單元上的城鎮(zhèn)化水平與鄰近空間單元上的城鎮(zhèn)化水平是正相關(guān)的，這種自相關(guān)性是城鎮(zhèn)化空間動力機制的來源。

空間計量經(jīng)濟學的基本思想是將空間單元之間的空間依賴關(guān)系引入基本線性回歸模型[33-34]。借鑒時間動力機制的AR模型，引入空間滯后變量，建立在控制變量作用下的城鎮(zhèn)化空間動力機制模型即SAR(q)模型：

(7)

(7)式為在考慮其它因素影響下，多階空間空間滯后自相關(guān)模型，其中，ur為城鎮(zhèn)化率，X為控制變量，wi-k, j-k為n×n階的空間滯后相鄰矩陣，i=1，2，…，n；k滯后階數(shù)，λk是空間動力效應系數(shù)。

城鎮(zhèn)化空間相關(guān)分為空間自相關(guān)與空間位置相關(guān)。因此，只有把空間自相關(guān)與空間位置相關(guān)結(jié)合起來，才能更有效地解釋空間因素對城鎮(zhèn)化的影響。另外，城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)人口有關(guān)，城鎮(zhèn)人口規(guī)模越大，城鎮(zhèn)化水平越高；城鎮(zhèn)化還與人口遷移和工業(yè)化存在正向關(guān)系[5-6]?；谏洗?，構(gòu)造出我國城鎮(zhèn)化空間動力機制的空間杜賓計量模型：

β3IPi+β4Wi-1, j-1IPi+β5Ii+β6Wi-1, j-1Ii+

f(xi,yi)+εi

(8)

(8)式中CPi、IPi、Ii和f(xi,yi)為控制變量，用于檢驗假設及空間動力機制的穩(wěn)健性。其中，CPi表示城鎮(zhèn)人口總量，IPi為遷入人口量，Ii表示工業(yè)化率，f(xi,yi)為地理位置效應。

(9)式揭示了縣域城鎮(zhèn)化率的擬合值，而偏差表示縣域城鎮(zhèn)化實際值和擬合值之差，即：

(9)

三、數(shù)據(jù)來源

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自《中國2010年人口普查分縣資料》[33]提供的第六次人口普查分2869個縣域相關(guān)數(shù)據(jù)計算，其中，城鎮(zhèn)化率為城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝?，人口遷入率為遷入人口/總?cè)丝?，工業(yè)化率以第二產(chǎn)業(yè)人口占全行業(yè)人口比重表示。此外，代表縣域地理位置的經(jīng)度和緯度數(shù)據(jù)來自國家地理信息系統(tǒng)網(wǎng)站。

(二)數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

從表1可以看出，各個變量的差別非常大，選擇的2869個縣域中有的城鎮(zhèn)化率達到100%，也有城鎮(zhèn)化率僅為1.38%的縣域，工業(yè)化率、人口遷入率和城鎮(zhèn)化人口規(guī)模分布均呈非正態(tài)分布，存在著兩極分化的現(xiàn)象，最大值和最小值相差較大。

表1 2010年我國縣域人口城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、人口遷入率的描述性統(tǒng)計

(三)城鎮(zhèn)化率空間分布

城鎮(zhèn)化率是城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的關(guān)鍵指標，其空間分布基本可以代表城鎮(zhèn)化發(fā)展水平分布。以2010年我國城鎮(zhèn)化率平均值(46.91%)為界線，超過平均水平的縣域有1065個，其平均城鎮(zhèn)化率為75.23%；低于平均水平的縣域有1804個，其平均城鎮(zhèn)化率僅為30.19%。城鎮(zhèn)化率超過平均值的縣域分布相對集中，包括兩個主集聚區(qū)和兩個次集聚區(qū)。其中主集聚區(qū)：一是在東經(jīng)120度，北緯30度附近，以上海為中心主要包括浙江、江蘇的長三角地區(qū)；二是在東經(jīng)115～125度，北緯35～42度的環(huán)渤海經(jīng)濟地區(qū)，包括山東，河北、北京和天津。兩個次集聚區(qū)分別是廣東珠三角和福建(圖1)。可見，高發(fā)展水平縣域主要分布在東部沿海一帶地區(qū)，大部分中部和西南地區(qū)很少有高發(fā)展水平縣域分布。而城鎮(zhèn)化率小于平均水平的地區(qū)，全國31個省市都有分布，主要集中在東經(jīng)97～115度，北緯23～40度區(qū)域，以西南地區(qū)和廣大中部地區(qū)為主，東南沿?？h域分布很少，已是點綴其中(圖2)。

圖1 2010年城鎮(zhèn)化率高于平均值的縣域分布 圖2 2010年城鎮(zhèn)化率低于平均值的縣域分布

按(2)式計算，我國縣域城鎮(zhèn)化率與經(jīng)度的相關(guān)系數(shù)為0.1835，與緯度的相關(guān)系數(shù)為0.1718。當N為1000時，0.1%顯著性水平為臨界值為0.104?？梢?，兩者均在0.1%的水平上顯著。這表明，縣域城鎮(zhèn)化率隨東經(jīng)和北緯的增加而增大，以隨東經(jīng)的增加更為明顯。也就是說，東南部城鎮(zhèn)化率明顯高于西北部?？傮w上，我國城鎮(zhèn)化率分布與地理位值具有極強的相關(guān)性，我國南北差距相對較小，而東西差距更大。

四、城鎮(zhèn)化滯后自相關(guān)檢驗與空間動力機制參數(shù)估計

(一)城鎮(zhèn)化空間自相關(guān)與顯著性檢驗

根據(jù)我國2869個縣域的經(jīng)度和緯度計算，得到我國縣域1-3階和4-6階滯后的空間矩陣結(jié)構(gòu)(圖3和圖4)。以(1)式計算，2010年城鎮(zhèn)化率的滯后1-6階空間自相關(guān)系數(shù)分別為0.5457、

0.5408、0.4772、0.4014、0.3726和0.3392，均為正值，且在1%的水平上顯著，顯示出了很強的空間滯后自相關(guān)性?？梢钥闯觯覈h域城鎮(zhèn)化水平的空間自相關(guān)系數(shù)隨滯后期數(shù)的增加而遞減。這也意味著，我國城鎮(zhèn)化的空間動力隨空間距離增大而減小。相對而言，一階滯后的城鎮(zhèn)化率空間自相關(guān)系數(shù)最大，表明對一個縣域來說，最鄰近的縣域城鎮(zhèn)化率對其城鎮(zhèn)化水平的作用越明顯。

(二)城鎮(zhèn)化空間動力模型參數(shù)估計

由于縣域之間的人口城鎮(zhèn)化水平存在顯著的空間滯后自相關(guān)性，所以必須采用控制了空間自相關(guān)性的空間計量模型對各動力因素的貢獻進行分析，以得到回歸系數(shù)的無偏估計量。利用2010年的2869個縣域數(shù)據(jù)對(8)式進行回歸分析，得到參數(shù)估計結(jié)果(表2)。

圖3 1-3階空間滯后矩陣 圖4 4-6階空間滯后矩陣

變量uri(1)(2)(3)(4)(5)參數(shù)t統(tǒng)計量參數(shù)t統(tǒng)計量參數(shù)t統(tǒng)計量參數(shù)t統(tǒng)計量參數(shù)t統(tǒng)計量c8.41448.5068-31.4557-9.3733-11.3608-3.7359-17.3620-1.9213Wi-1,j-1uri0.250314.50020.404624.79330.235813.61660.327619.4666Wi-2,j-2uri0.232513.06700.07016.04810.221012.41720.06085.5400Wi-3,j-3uri0.12817.35000.02362.13210.11796.7665Wi-4,j-4uri0.06123.51780.03032.86300.05072.9155Wi-5,j-5uri0.06303.66140.04452.5620Wi-6,j-6uri0.03291.97110.01781.0540CPi5.690316.13275.993419.17416.073318.8136Wi-1,j-1CPi-1.0114-2.8060-4.2052-12.5409-3.6148-10.5712IPi3.084436.08552.986838.16793.023739.2804Wi-1,j-1IPi-0.3477-4.3812-1.6537-18.9254-1.3252-14.9783Ii0.384616.50940.392716.31440.437618.0718Wi-1,j-1Ii-0.1908-7.7493-0.1349-5.4270f(xi,yi)f1(xi,yi)f2(xi,yi)εε1ε2ε3ε4ε5R20.40760.68470.75940.41450.7731F329.94781246.5434905.9785204.0929699.3390S.E.19.762714.418812.596519.640512.2327AIC8.80798.17707.90858.79757.8509DW1.57380.92171.55711.547151.5245

(2.0156) (4.1613) (-3.3863) (2.6832)

(-3.1608) (3.9335) (3.3601) (-4.3957)

(-3.7095) (4.8521)

值得一提的是，DW在時間序列計量經(jīng)濟學中用于檢驗殘差項的序列自相關(guān)。在時間序列中時間序列是單向的，且是唯一的，而從空間看，空間位置是固定的，由距離決定，空間滯后也是唯一的。因此，以可以借用DW檢驗一種特定排列的空間計量模型殘差序列的自相關(guān)性。從表2看，(2)中沒有城鎮(zhèn)化的的空間滯后變量，僅有控制變量及其一階空間滯后變量，DW值僅為0.9217，ε2存在較強的空間自相關(guān)性，而(1)、(3)、(4)和(5)中具有多項城鎮(zhèn)化的空間滯后變量，其DW值在1.5以上，殘差序列中的的自相關(guān)性已較弱。顯然，城鎮(zhèn)化空間滯后變量已消除了空間自相關(guān)。

(三)城鎮(zhèn)化空間動力機制化的穩(wěn)健性檢驗

從表2的(1)看出，在不考慮其它因素的情況下，在5%的顯著性水平上，中國城鎮(zhèn)化具有顯著的5階滯后空間動力機制。從1階到5階，t值大幅度減小，空間動力的邊際效應也大幅度減小。(5)表明，城市人口規(guī)模、人口遷入量、工業(yè)化水平與空間位置對城鎮(zhèn)化的空間動力機制產(chǎn)生明顯的影響，對3階到5階空間動力因子產(chǎn)生了擠出效應。這也就是，在控制變量作用下，我國城鎮(zhèn)化只具有穩(wěn)健的空間二階滯后動力機制。

五、可視化分析

(一)LISA集群與可視化

表2中(5)表明，我國城鎮(zhèn)化具有穩(wěn)健的一階、二階空間滯后動力機制。這表明，縣域城鎮(zhèn)化具有較強的一階、二階滯后自相關(guān)性，城鎮(zhèn)化率與其滯后一階和二階滯后城鎮(zhèn)化率平均值的相關(guān)性為0.6138，在大樣本下表現(xiàn)出極強的顯著性。以城鎮(zhèn)化率與其滯后一階和二階城鎮(zhèn)化率的平均值(46.9149，50.8711)為坐標原點，把我國縣域分為四類集群：HH集群，由一個高城鎮(zhèn)化率縣域與其滯后一階和二階平均高城鎮(zhèn)化率縣域構(gòu)成；LH集群，由一個低城鎮(zhèn)化率縣域與其滯后一階和二階平均高城鎮(zhèn)化率縣域構(gòu)成；LL集群，由一個低城鎮(zhèn)化率縣域與其滯后一階和二階平均低城鎮(zhèn)化率縣域構(gòu)成；HL集群，由一個高城鎮(zhèn)化率縣域與其滯后一階和二階平均低城鎮(zhèn)化率縣域構(gòu)成。

圖5是以一階和二階滯后城鎮(zhèn)化率平均值計算的我國縣域城鎮(zhèn)化四分類結(jié)構(gòu)。其中，HH類、LH類、LL類和HL類的數(shù)量分別為754、446、1358和311，占總縣域數(shù)的26.28%、15.55%、47.33%和10.84%。不難看出，我國LL類的樣本占比較大比重，接近50%，其次是HH類，兩類并在一起占72%，它們是我國城鎮(zhèn)化空間滯后自相關(guān)的主導力量，呈現(xiàn)出典型的空間俱樂部特征。

圖5 城鎮(zhèn)化率與其1、2階滯后空間變量平均值相關(guān)性

把圖5中的四象限的縣域在空間展開，分別得到圖6-9。HH類縣域主要分布在黑龍江省東部與俄羅斯接壤的地區(qū)，遼寧省的沈陽等幾個主要城市；外向型經(jīng)濟特征明顯的長三角地區(qū)到珠三角地區(qū)形成的東南沿海地帶；西部烏魯木齊與克拉瑪依、內(nèi)蒙中南部與東北部區(qū)域也比較集中，其它地域和零星分布，西藏沒有分布(圖6)。LL類縣域主要分布在次沿海與次沿邊的腹地較大區(qū)域，沿邊分布較少，沿海的長三角和珠三角地區(qū)有較少分布出現(xiàn)(圖7)。HL類和LH類縣域主要分布在我國東南部，西藏、內(nèi)蒙、新疆、甘肅、寧夏分布較少，西藏沒有LH類縣域分布(圖8和圖9)。

(二)城鎮(zhèn)化空間動力機制與效應趨勢面

表2中的(5)表明，我國城鎮(zhèn)化具有穩(wěn)健的一階、二階空間滯后的動力機制，因此，再對一階、二階空間滯后的聯(lián)合動力機制進行估計，SAR(2)模型：

uri=0.4396Wi, i-1uri+0.4307Wi, i-2uri+εi

(10)

(28.0986) (27.0167)

R2=0.3202，DW=1.7672，AIC=8.9437。

對比(10)式與表2中的(1)，(10)式的R2值小于(1)的R2值，而(10)式的AIC值高于(1)的AIC值，但(10)沒有截距項，其DW值高于(1)的DW值。這說明(10)代表著主要的空間動力機制。圖10為(10)式擬合城鎮(zhèn)化率的空間動力效應的趨勢面。

圖6 2010年我國HH類縣域分布 圖7 2010年我國LL類縣域分布

圖8 2010年我國HL類縣域分布 圖9 2010年我國LH類縣域分布

圖10 我國城鎮(zhèn)化SAR(2)動力效應的空間分布

圖10顯示，中國的版圖上，城鎮(zhèn)化空間動力效應分布空間趨勢面具有多中心—外圍結(jié)構(gòu)，而總體形態(tài)呈鞍型結(jié)構(gòu)，可以劃分為四個區(qū)域。(1)由東南沿海、環(huán)勃海和東北三省東部沿邊地帶構(gòu)成一個高城鎮(zhèn)化區(qū)域。(2)由北部沿邊地帶主要是新疆東北部、青海北部、甘肅西北部、寧夏北部、陜西北部、內(nèi)蒙沿邊區(qū)域、內(nèi)蒙與黑龍江交界地區(qū)構(gòu)成的高城鎮(zhèn)化區(qū)域。(3)由新疆西南部、西藏、青海南部、寧夏南部、甘肅南部、四川西北部、云南西北部連片形成低城鎮(zhèn)化大區(qū)域(簡稱“大西南片區(qū)”)。(4)由內(nèi)蒙古自東南部、黑龍江中部、吉林北部構(gòu)成了另一個低城鎮(zhèn)化小區(qū)域。此外，在安徽、河南、江蘇、山東和河北的交界處有一個低城鎮(zhèn)化小區(qū)域，江西等也有低城鎮(zhèn)化區(qū)的零星分布。除西藏外，每一個省份都有超過50%的高城鎮(zhèn)化局部小區(qū)域分布。很明顯，我國城鎮(zhèn)化水平具有明顯的多元化差距特征，空間異質(zhì)性較為突出。

不難發(fā)現(xiàn)，兩個高城鎮(zhèn)化區(qū)域分布在“胡煥庸線”的兩側(cè)(圖10)。從空間動力效應看，城鎮(zhèn)化低谷區(qū)域也形成了從西藏錯那縣勒門馬巴民族鄉(xiāng)到黑龍江蘿北名山鎮(zhèn)的一條分界線，稱城鎮(zhèn)化空間動力效應“谷底線”。按兩地東經(jīng)和北緯計算，“谷底線”長達4899.50公里?！肮鹊拙€”與“胡煥庸線”交于河北張家口市沽源縣九連城鎮(zhèn)。

(三)殘差空間趨勢面

(10)式的εi值序列只有較弱的空間自相關(guān)性。從圖11看出，非空間動力效應在全國范圍只有局部的特征，沒有趨勢和規(guī)律所循，但也有一些明顯的特點。非空間動力強正效應(>20)的區(qū)域分布在北部，尤其是在青海、新疆和甘肅交界區(qū)域具有較強的城鎮(zhèn)化非空間動力效應，在內(nèi)蒙古東北部也有非空間動力效應優(yōu)勢。非空間強阻力效應(<-40)區(qū)域呈分散分布，在西部的云南、四川、重慶分布較少，在廣東、福建、江蘇、浙江、山東為主的東南沿海區(qū)域更是少見。

圖11 我國城鎮(zhèn)化的非空間動力因素效應(εi)的空間分布

六、結(jié)論與含義

本文利用我國第六次人口普查的2869個區(qū)縣域單元城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造動態(tài)空間計量模型，揭示我國城鎮(zhèn)化的空間動力機制與效應。結(jié)果表明：

一是城鎮(zhèn)化空間擴展的過程和格局受空間動力機制的影響。在城市人口規(guī)模、人口遷入量、工業(yè)化水平及地理位置參與的情況下，我國城鎮(zhèn)化仍具有穩(wěn)健的空間二階滯后動力機制。中國每個縣域空間單元的城鎮(zhèn)化水平對其最近兩個縣域空間單元的城鎮(zhèn)化存在明顯的空間依賴性。這意味著孤立縣域空間單元的城鎮(zhèn)化難以推進，縣域空間單元越密集，城鎮(zhèn)化越易抱團發(fā)展。這就是我國版圖上形成高城鎮(zhèn)化水平集聚區(qū)和低城鎮(zhèn)化水平集聚區(qū)的根本原因。

二是城鎮(zhèn)化是一個復雜的、多層面的社會經(jīng)濟空間變遷的動態(tài)過程，是多動力綜合作用結(jié)果。我國城市人口規(guī)模、人口遷入量、工業(yè)化水平及其地理位置也是城鎮(zhèn)化的顯著動力因素。這意味著，我國在制定區(qū)域政策時，既不能以地理決定論的觀點夸大地理因素作用而忽視政府的宏觀調(diào)控作用，也不能以非地理因素排斥或忽視空間效應，以導致在調(diào)節(jié)城鎮(zhèn)化發(fā)展差距政策效應受到空間力量阻制與抗拒，過高預期政策對城鎮(zhèn)化不發(fā)達區(qū)域的促進作用。

三是在空間動力機制影響下我國城鎮(zhèn)化空間分布呈現(xiàn)出鞍型結(jié)構(gòu)。在我國北部沿邊已突破了“胡煥庸線”，形成多個高水平城鎮(zhèn)化集聚區(qū)，這意味著，我國人口分布難以突破“胡煥庸線”，但城鎮(zhèn)化可以突破“胡煥庸線”，這一點對中國具有特殊的意義。目前，“胡煥庸線”西南端“次大西南片區(qū)”的城鎮(zhèn)化仍然相對滯后，主要是城鎮(zhèn)化的空間動力不足。我國要加大對“大西南片區(qū)”發(fā)展的政策支持力度，加快人口遷移，擴大城市人口規(guī)模，提升人口密度，提高城鎮(zhèn)化率，重塑經(jīng)濟地理，同時，要進一步推進“三縱兩橫”的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，加快南方絲綢之路經(jīng)濟帶工業(yè)化發(fā)展，讓“大西南片區(qū)”居民分享城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的成果。

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(本文責編：王延芳)

Spatial Dynamic Mechanism and Effect of Urbanization in China Based on Spatial Unit Data of 2869 Counties Derived from the Sixth Census

ZHAO Guo-qing，WU Xue-ping

(InstituteofQuantitativeEconomics，YunnanUniversityofFinanceandEconomics，Kunming650221，China)

Abstract:Urbanization is a phenomenon of space, how to reveal the space dynamic mechanism of urbanization is a major difficult problem of geography. In this paper, using the 2869 county urbanization rate data of our sixth census, by constructing dynamic spatial econometric model reveals the space dynamic mechanism of urbanization in China. The results show that to urban population, population migration, industrialization, geographical location as a control variable, urbanization in china still has a robust spatial second-order lag dynamic mechanism and urbanization formation a spatial dynamic system, it is shown that a county urbanization is promoted by two surrounding counties. Under the effect of the dynamic effect of urbanization, the high level of urbanization in the north and the south has formed and big Southwest regional urbanization level is still relatively low. Therefore, China should intensify efforts to promote the construction of the“Southern Silk Road” urban agglomeration, reshape the economic geography of the city, and promote coordinated development of regional urbanization.

county unit; urbanization; spatial dynamic mechanism; spatial econometrics; China

2016-11-10

2017-02-08

國家自然科學基金項目(71563059)。

趙果慶(1964-)，男，云南鶴慶人，云南財經(jīng)大學教授，經(jīng)濟學博士，博士后，博士生導師，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟。

C813

A

1002-9753(2017)02-0076-12