城鎮化耦合協調發展的時空演化規律及其影響因素

栗向陽　王磊　張宇欣

摘要：在我國經濟發展逐漸轉向高質量增長階段的背景下，研究市域單元城鎮化的協調發展程度對轉變城市經濟增長方式和推動城市高質量發展具有重要的現實意義.基于2003—2019年中國285個城市的面板數據，利用耦合協調度模型和探索性時空數據分析方法從城鎮化水平和城鎮化質量角度對城鎮化耦合協調發展水平的時空格局特征進行識別和刻畫，并借助空間面板杜賓模型分析我國城鎮化耦合協調發展的驅動因素及其空間效應.研究表明：研究期間內，中國城鎮化耦合協調發展水平較低但呈持續上升特征，城際差異呈持續縮小特征，空間格局呈“東高西低”和“南高北低”的地帶性特征.Morans I指數表明中國城鎮化耦合協調發展呈現出空間集聚分布，且集聚程度隨時間不斷增強；時間路徑分析表明城鎮化協調發展局部空間結構和空間依賴方向上穩定性較強，其空間格局演變呈動態整合的特征；時空躍遷分析表明城鎮化協調發展具有明顯的路徑依賴和空間鎖定特征.經濟發展、人口規模、人力資本、科技創新、產業結構、政府能力對本地城市城鎮化協調發展均具有正向直接效應；人力資本、科技創新和產業結構對鄰域城鎮化協調發展具有負向溢出效應，人口規模對鄰域城鎮化協調發展具有正向溢出效應.在未來城市發展過程中，要綜合考慮城鎮化協調發展的區域差異和空間溢出效應，因地制宜地制定推動城鎮化高質量發展的指導意見和政策方針.

關鍵詞：城鎮化協調發展；城鎮化水平和質量；耦合協調度模型；空間計量模型

中圖分類號：F 126文獻標志碼：A文章編號：1001－988Ⅹ（2024）02－0110－13

Spatial－temporal evolution of coupled and coordinatedurbanization and its influencing factors

—From the perspective of urbanization level and quality

LI Xiang－yang WANG Lei ，ZHANG Yu－xin3

Abstract：Under the background that Chinas economic development is gradually turning to the stage of high－quality growth，it is of great practical significance to study the coordinated development degree of urban unit urbanization for transforming the mode of urban economic growth and promoting the high－quality development of the city.Based on the panel data of 285 cities in China from 2003 to 2019，the coupling coordination degree model and exploratory spatial－temporal data analysis method

is used to identify and characterize the spatial－temporal pattern characteristics of coupled and coordinated urbanization development level from the perspective of urbanization level and urbanization quality，and analyzes the driving factors and spatial effects of coupled and coordinated urbanization development in China with the help of spatial panel Durbin model.The results show that：During the study period，the coupled coordinated development of Urbanization in China is at a low level，but it continues to rise，and the inter－city differences continue to narrow.The spatial pattern shows a zonal characteristic of“high in the east and low in the west”and“high in the south and low in the north”.Morans I index shows that the coupled coordinated development of Urbanization in China presents a spatial agglomeration distribution，and the agglomeration degree increases with time.The time path analysis shows that the local spatial structure and spatial dependence of coordinated urbanization development are stable，and its spatial pattern evolution shows the dynamic characteristics of spatial integration.The spatial－temporal transition analysis shows that the coordinated development of urbanization has obvious characteristics of path dependence and space lock.Economic development，population size，human capital，scientific and technological innovation，industrial structure and government capacity have positive and direct effects on the coordinated development of local urbanization.Human capital，scientific and technological innovation and industrial structure have negative spillover effects on the coordinated development of neighborhood urbanization，while population size has positive spillover effects on the coordinated development of neighborhood urbanization.In the process of future urban development，regional differences and spatial spillover effects of coordinated urbanization development should be considered comprehensively，and guidelines and policies for promoting high－quality urbanization development should be formulated according to local conditions.

Key words：urban coordinated development;level and quality of urbanization;coupling coordination degree model;spatial econometric model

城鎮化是一個伴隨著人口結構轉變、產業結構調整、土地利用規模擴張、經濟增長方式轉變和城市環境質量提升的復雜動態過程［1－2］.其水平和質量的提升，不僅有利于拉動消費內需增長，實現我國循環經濟的持續健康發展；也有助于推動工業化、信息化和農業現代化的協同發展，加快推進社會主義現代化進程.自改革開放以來，伴隨著工業化的推進，我國的城鎮化發展也取得了巨大成就.若以城鎮常住人口與社會總人口的比重作為衡量指標，我國的城鎮化率從1978年的17.92%提升到2020年的63.89%，年均增速1.095個百分點；城鎮常住人口也由1.7億增加到9.02億［2－4］.從全球范圍看，我國的城鎮化水平也遠超過世界銀行公布的55.3%的世界平均標準.中國的城鎮化發展，不僅決定著其自身經濟發展動態和走向，也決定著世界城鎮化發展的未來和前景，影響著世界經濟的發展格局［5］.經濟學家Stiglitz［6－7］就曾高度評價過中國的城鎮化發展，認為其與以美國為首的新技術革命是影響21世紀世界經濟發展最為深刻的事件.另一方面，由于國情和發展的需要，我國在追求城鎮化規?？焖贁U張的同時忽略了城鎮化的發展質量，使得我國的城鎮化發展出現了水平與質量不相協調的現象，表現為城鎮化各子系統失衡發展（例如土地城鎮化快于人口城鎮化）、城市空間結構分布不合理、城市管理和治理水平效率低下，進而導致城市無序擴張、生態環境惡化、交通嚴重擁堵等一系列“城市病”問題.

當前，我國正處于社會經濟轉型升級的重要時期，城鎮化的發展也逐漸由加速推進階段過渡到高質量發展階段.為了克服城鎮化快速發展過程中存在的發展不平衡、發展不協調的問題，積極發揮城鎮化對經濟高質量發展的引擎作用，黨中央和國務院也提出了若干政策和建議.2014年3月，國務院印發《國家新型城鎮化規劃（2014—2020年）》，指出要走以人為本、布局高效、生態文明的新型城鎮化道路，不斷提升城市的可持續發展水平，并積極推進城鎮化水平和質量的穩步提升和協同發展.黨的“十八大”、“十九大”和“二十大”報告連續提出要通過綠色低碳、集約高效的發展方式來持續提升我國的城鎮化發展質量.《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》更是明確要求“要加快轉變城市發展方式，推進新型城市建設，統籌城市規劃管理，提高城市治理水平，通過實施城市更新行動，推動城市空間結構優化和品質提升”.“十四五”規劃期間將是我國推進新型城鎮化高質量發展的關鍵時期，在此背景下，如何協調城鎮化的發展已成為學者們關注的焦點.

縱觀現有文獻，關于城鎮化協調發展的研究主要集中在以下幾個方面.一是城鎮化內部各子系統的耦合協調發展.學者們從人口城鎮化、土地城鎮化和經濟城鎮化等方面出發，分析城鎮化各系統的協調匹配程度、演變模式和時空差異［2，8－12］，并著重探究了經濟發展、產業結構、政府行政、戶籍管制、財政體制、土地制度等因素對人口和土地城鎮化失衡發展的影響機制［13－18］，進而提出城鎮化協調發展的優化路徑和策略［19－21］.二是城鎮化與農業化、工業化、生態環境等相關系統的耦合協調發展.鄧宗兵等［22］利用耦合協調度模型研究了長江經濟帶生態文明建設和新型城鎮化協調發展的時空分布差異，并從對外開放程度、經濟發展水平、產業結構升級等方面探討了影響機制；王玉娟等［23］以全國284個地級及以上城市為例，通過研究發現新型城鎮化和低碳發展水平具有彼此強化的內生互動性，并且這種交互性受內生和外生驅動因素的影響非常顯著；李建豹等［24］從江蘇省的城鎮化和CO2排放水平的耦合協調水平進行分析，發現其協調度隨著時間演進呈上升趨勢，并且“北高南低，東高西低”的空間格局較為穩定.目前，關于城鎮化耦合協調發展的研究已取得了豐碩成果，但在以下幾個方面仍存在不足，總結如下：① 現有學者主要從人口、經濟、土地、生態等方面對中國城鎮化發展進行研究，并重點關注人口城鎮化、土地城鎮化等城鎮化子系統的耦合協調性，較少從城鎮化水平和質量維度探究城鎮化子系統之間的相互關系.② 作為推動區域協調發展和城鄉融合發展的重要引擎，城鎮化的耦合協調發展是一個時空維度并行的過程，而針對其路徑演化的研究往往將時間和空間維度割裂開，需要進一步關注城鎮化耦合協調發展的時空關聯和時空交互特征.③ 已有研究更多地關注城鎮化耦合協調發展的測度和評價，而對影響城鎮化耦合協調發展的因素和機制探討不足.有鑒于此，本文從城鎮化的規模和質量兩個方面出發，將城鎮化系統分解為城鎮化水平和城鎮化質量兩個子系統.在此基礎上，以中國285個地級及以上城市為研究對象，通過引入耦合協調度模型、探索性時空數據分析框架和空間計量模型等方法，分析中國城鎮化發展的耦合關系及其時空演變格局，并探究城鎮化耦合協調水平的影響因素和空間效應，旨在為推動我國新型城鎮化的高質量發展提供有益參考和借鑒.

1 研究方法與數據來源

1.1 研究方法

1.1.1 城鎮化水平和質量的測度

上述兩個方面對城鎮化的耦合協調發展水平進行分析，并將城鎮化發展劃分為城鎮化水平和質量兩個子系統.其中，城鎮化水平從數量上反映了城鎮化發展情況；參考相關研究［3，25］，本文采用城鎮人口占市轄區總人口的比重和城鎮建設用地占市轄區總土地的比重來刻畫城鎮化水平這一子系統.作為一個內涵豐富的綜合性概念，城鎮化質量的具體涵義包括經濟發展質量、居民生活質量、社會發展質量、公共服務質量和生態環境質量等五個方面.其中經濟發展質量是城鎮化發展的物質基礎，居民生活質量是城鎮化發展的目的，社會發展質量、公共服務質量和生態環境質量是城鎮化發展的保障.因此在參考相關研究［1，3，14－25］的基礎上本文從上述五個方面選取18項指標衡量城鎮化質量發展子系統（具體的指標選取參見表1）.本文采用熵值法測算各城市的城鎮化水平和質量.首先采用極差法對各指標的原始數據進行歸一化處理，其次利用熵值法計算各指標的信息熵并確定各指標的權重，最后采用多目標加權求和法分別計算各城市的城鎮化水平和質量.

其中，uit表示城市i在t年的城鎮化水平和質量，其值越大，表示城市的城鎮化水平和質量越高，反之則表示城市的城鎮化水平和質量越低;pijt為城市i在t年第j項指標標準化處理后的值;wj為第j指標的權重.

1.1.2 耦合協調度模型

耦合協調度是測度兩個及以上系統之間相互作用和聯系程度的指標，本文利用城鎮化水平和質量耦合分析城鎮化的協調發展水平［26－27］.構建耦合協調度模型如下：

其中，A為耦合度，u1表示城鎮化水平，u2表示城鎮化質量；T為綜合協調指數，a和b分別為城鎮化水平和質量對其貢獻份額，一般認為在城鎮化進程中，兩者的重要程度相當，故取a=b=0.5；C表示城鎮化水平和質量的耦合協調度，0≤C≤1，值越大，城鎮化的協調發展水平越高，借鑒相關研究［25，28－29］，本研究將城鎮化水平和質量的協調等級分為10類.

1.1.3 探索性時空數據分析（ESTDA）

基于地理空間分異規律的研究在時間和空間維度上常處于割裂狀態，為了彌補這一缺陷，Rey等學者綜合考慮了時空因素的耦合性和連續性特征并提出了探索性時空數據分析（ESTDA）框架［30］.本文引入ESTDA分析框架并利用全局（Morans I）空間自相關、局部空間自相關（LISA）、LISA時間路徑、時空躍遷等方法對城鎮化耦合協調發展的時空交互特征進行分析.利用Morans I指數衡量城鎮化耦合協調發展的空間集聚狀況.通過LISA時間路徑揭示城鎮化耦合協調發展的局部時空動態演變特征和時空交互變化特征，其特征量包括相對長度（Γi）、彎曲度（Δi）和移動方向（θi）.計算公式如下［31］：

其中，n為研究單元數量，本文取值為285；d（Li，t，Li，t+1）為研究單元i在莫蘭散點圖中從第t年到第t+1年的移動距離，d（Li，1，Li，T）為研究單元i從研究初期到末期的移動距離；Γi為時間路徑相對長度，其值越大表明城鎮化耦合協調發展的局部空間結構動態性越強；Δi為時間路徑彎曲度，其值越大城鎮化耦合協調發展在變化過程中的波動性越強，相鄰區域對城市i的空間溢出或極化作用越明顯；θi為時間路徑移動方向，劃分為4種類型，其中，0～90°方向（90～270°方向）表示城市及相鄰地區的耦合協調發展水平呈正（負）向協同增長， 90～180°方向（270～360°方向）表示本地城鎮化的耦合協調發展水平增長趨勢較低（高）而其相鄰城市的增長趨勢較高（低）.

借助時空躍遷方法探究我國城鎮化耦合協調發展局部鄰域空間關系的時空轉移特征，并將其分為Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ和Ⅵ四種類型，分類標準和依據參照相關研究［32－36］.則城鎮化耦合協調發展水平的空間凝聚度可表示為：

其中，F0，t表示在t研究時段內，本地區與鄰域均未發生躍遷的城市數量；m為可能發生躍遷的數量，在本研究中取值為16×285=4560；St取值為［0，1］，其值越大，表明城鎮化耦合協調發展水平的空間穩定性越強，路徑依賴性特征越明顯.

1.1.4 空間計量模型

城鎮化的耦合協調發展水平具有較強的空間效應，而傳統的計量分析方法未將這種空間交互效應納入到模型中，會導致估計結果出現偏差［37－38］.本文以城鎮化的耦合協調發展水平為被解釋變量，構建如公式9所示的空間計量模型：

其中，W為空間權重矩陣，本文基于Rook法則構建鄰接矩陣，并以反距離權重矩陣作為替代權重進行穩健性分析；λ為空間誤差系數，ρ為空間自回歸系數；Wuit為空間誤差項，WCODit為被解釋變量的空間滯后項；CODit為城鎮化的耦合協調發展程度；GDPit為地區經濟發展水平，采用城市人均GDP增速表示；POPit為城市人口規模，以各城市人口密度的自然對數表征；HUMit為人力資本，以萬人普通高等學校在校學生數和專任教師數通過熵值法［39－40］計算求得；INOVit為城市創新水平，利用萬人專利授權數的自然對數測算；STRUit為產業結構水平，采用第二、三產業產值占地區生產總值的比重表示；GOVit為政府能力，以人均地方財政預算收入和支出利用熵值法求??；εit為隨機擾動項.

1.2 數據來源

考慮到數據的可獲得性并消除新冠疫情對本研究可能造成的干擾，本文選取全國285個地級及以上城市2003—2019年的面板數據作為研究樣本，所涉及的數據包括社會經濟數據和地理空間數據.社會經濟數據主要來源于各省、直轄市的統計年鑒、中國城市統計年鑒以及EPS數據平臺，缺失數據采用加權平均法和趨勢外推法補齊.地理空間數據包括行政邊界數據和夜間燈光遙感數據.其中，各級行政邊界數據來源于國家基礎地理信息中心.夜間燈光數據則來源于哈佛大學數據庫中的“類NPP－VIIRS夜間燈光數據集”［41］，融合了DMSP－OLS和NPP－VIIRS兩種夜間燈光遙感數據，并經過幾何校正、過飽和校正、時序校正和數據合成處理，能夠長時間監測城鎮化動態變化過程.參考相關文獻［42－43］，計算城市燈光平均亮度值和燈光面積占轄區總面積的比重，并將其分別作為城鎮化質量和水平的替代指標以進行穩健性檢驗.相關變量的描述性統計結果如表2所示.

2 城鎮化耦合協調發展水平的時空特征

2.1 城鎮化耦合協調發展水平的時空演化格局

利用耦合協調度模型測算2003—2019年中國城鎮化的耦合協調發展水平，并利用ArcGIS進行可視化分析得到其空間分布圖（圖1）.2003—2019年，中國城鎮化耦合協調發展程度處于較低水平，但整體呈現波動上升態勢.從各年份協調程度的均值來看，2003年中國城鎮化耦合協調程度的平均水平為0.1424，2019年其值上升為0.2844，年均提升6.23%；從各等級城市數量分布來講，2003年中國城鎮化耦合協調發展程度在中等及以上水平的城市有5個（以0.5為劃分依據），占全部城市的比重為1.75%，2019年中等及以上水平的城市增加至24個，占比達到8.42%.長期以來，我國城鎮化的發展以規模擴張為主，使得以高質高效為特征的城鎮化質量的提升遠遠滯后于城鎮化水平的增強，進而導致城鎮化耦合協調發展一直處于較低水平.2003—2019年，中國城鎮化耦合協調發展水平的空間分布變化趨勢明顯且整體呈現“東高西低”和“南高北低”的地帶性分異特征.研究期間內，城鎮化耦合協調發展水平的高值區表現出“零星散點狀分布—沿海帶狀分布”的變化特點，高值點集中分布在珠三角、長三角和京津冀等地區，主要包括深圳、東莞、上海、廈門、蘇州、中山等城市；耦合協調發展水平的低值區呈片狀分布，低值點主要分布在我國的甘肅、寧夏、四川、云南、黑龍江等省份和地區，其中隴南、固原、中衛、張掖、安康等城市的城鎮化不協調程度尤為凸顯.從區域差異來看，研究期間內，中國城鎮化耦合協調發展水平的Theil指數由研究初期的0.4609下降至期末的0.2907，年均下降2.31%，表明我國城鎮化耦合協調發展的區域差異整體呈現波動縮小態勢.究其原因，伴隨著我國城鎮化質量的不斷提升，城鎮化耦合協調程度整體也得到提升，使得城鎮化耦合協調發展的總體差異有所下降；東、中、西部三個地區及地區間的城鎮化耦合協調發展差異對我國整體區域差異的貢獻度由大到小依次為東部地區>西部地區>中部地區>地區間，說明地區內差異是造成城鎮化耦合協調發展整體差異的主要原因，同時也表明我國東部地區城鎮化耦合協調發展的區內差異最大，西部地區次之，中部地區最小.

2.2 城鎮化耦合協調發展水平的時空交互特征

2.2.1 空間自相關分析

基于Rook鄰近規則構建空間權重矩陣，并利用ArcGIS軟件計算2003—2019年中國城鎮化耦合協調發展水平的Morans I指數（表3）.研究期間內，城鎮化耦合協調發展的全局Morans I指數均為正值，且通過了1%的顯著性檢驗，表明中國城鎮化耦合協調發展水平在全域范圍內具有較強的正相關性，即在空間上趨向于集聚分布.從時序上來看，2003—2019年城鎮化耦合協調發展的Morans I指數不斷增大，2003年Morans I值為0.50，2019年增大為0.60，說明城鎮化耦合協調發展的“馬太效應”愈加明顯，其空間依賴程度和空間集聚水平逐步增強.

2.2.2 LISA時間路徑分析

利用公式分別計算中國城鎮化耦合協調發展水平時空路徑的相對長度、彎曲度及移動方向，并采用自然斷點法對其進行分級，結果如圖2所示.由相對長度來看，2003—2019年，中國城鎮化耦合協調發展水平相對長度大于1的城市數量為107個，占城市總數的37.54%，說明城鎮化耦合協調發展水平的整體空間結構較為穩定；相對長度整體呈現以城市群（圈）為核心向外圍遞減的變化趨勢，表明城市群尤其是中心城市城鎮化耦合協調程度的局部空間結構具有較強的動態性，究其原因，城市群的地理位置、交通區位、資源稟賦、政策條件等較為優越，其城鎮化質量的提升相較于其它地區也尤為明顯，因此這些地區的城鎮化耦合協調發展水平的提升也最快.從彎曲度來看，研究期間內，全國285個城市的彎曲度均大于1，表明中國城鎮化耦合協調程度在發展過程中具有較強的空間依賴性；其中，呈現較高彎曲度的城市（前10位）主要分布在我國中部地區及河北、山東、陜西、廣西等省份，如延安、青島、安康、陽江、石家莊等，表明這些地區的城鎮化耦合協調水平的變化在空間依賴方向上具有很強的波動性，易受鄰域空間極化或溢出效應的影響；彎曲度較低的城市有東莞、齊齊哈爾、宿州和菏澤等，這些地區的城鎮化耦合協調水平具有較強的路徑依賴特征，受臨近區域空間作用的影響較小，其空間依賴變遷過程較為穩定.從移動方向上分析，2003—2019年，時間路徑移動方向在0～90°方向和90～270°方向的城市有230個，占城市總數的80.70%，表明中國城鎮化的耦合協調發展以協同增長為主，整體呈現空間整合的動態性特征；其中，正向協同增長的城市有113個，占協同增長城市數的49.13%，主要分布在東部沿海及安徽省、河南省、湖北省、貴州省、重慶市和四川省的部分地區，這些城市的城鎮化耦合協調水平呈現協同高增長特征；負向協同增長的城市有117個，占協同增長城市數的50.87%，集中分布于西部內陸和東北地區，該地區呈現協同低增長特征，同時也說明我國的城鎮化耦合協調發展水平仍處于低速增長階段.

2.2.3 LISA時空躍遷分析

本研究利用時空躍遷和轉移概率矩陣分析中國城鎮化耦合協調發展局部空間關聯類型的轉移特征和演變過程.由表4可知，中國城鎮化耦合協調發展局部空間類型未發生躍遷（Ⅰ型）的數量為4355，占全部可能發生躍遷數量的95.5%，即城鎮化耦合協調發展局部Morans I的空間凝聚度0.955，局部空間類型發生時空躍遷的數量為205，占全部可能發生躍遷數量的4.5%，局部Morans I的空間離散度為0.045，表明我國城鎮化耦合協調發展的局部區域結構極為穩定，其分布具有較強的空間鎖定特征；其中，在發生躍遷的城市中，各類型時空躍遷的數量依次為Ⅱ型（102）、Ⅲ型（97）、Ⅵ型（6），發生的概率分別為0.022，0.021和0.001，即城市自身發生躍遷而鄰域未發生的情形在我國最顯著，其次是城市自身未發生躍遷而鄰域發生躍遷的情景，而城市自身和鄰域均發生躍遷的情形比較稀少.具體來看，在Ⅰ型中時空躍遷概率最大的是HH→HH（0.972）和LL→LL（0.974），說明大部分城市穩定地保持在“協調型”或“失衡型”的空間關聯狀態下；在Ⅱ型中時空躍遷概率最大的是LH→HH（0.089），反映出部分城市由“洼地型”向“協調型”轉變，城市的耦合協調水平在發展過程中受到鄰域的影響逐漸趨同于周邊城市；在Ⅲ型中時空躍遷概率最大的是LH→LL（0.074），反映出部分城市的耦合協調發展水平由“洼地型”向“失衡型”轉變；在Ⅵ型中時空躍遷概率最大的是LL→HH（0.002），隨著城鎮化的推進，部分地區的城鎮化耦合協調水平與鄰域協同提升，局部空間關聯狀態由“失衡型”轉變為“協調型”.

3 城鎮化耦合協調發展的影響因素及空間效應分析

3.1 模型選擇

本文采用空間計量模型進行分析.進一步地，利用LM和穩健性LM檢驗識別空間關聯形式，LM、robust LM檢驗的統計量均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明空間誤差項和空間滯后項可能同時存在，傾向于選擇空間杜賓模型；同時，LR檢驗和Wald檢驗的統計量均在1%水平的顯著，表明SDM模型不能退化為SEM模型或者SAR模型，因此選擇空間杜賓模型.此外，Hausman檢驗和聯合顯著性檢驗的檢驗結果也表明時間和個體固定效應同時存在，所以本研究最終選用時空雙向固定效應空間杜賓模型對城鎮化耦合協調發展水平的影響因素及其空間效應進行分析.

3.2 影響因素分析

空間面板杜賓模型（SPDM）的回歸分析結果如表6，被解釋變量空間滯后項的回歸系數ρ為正（0.102），并通過了1%的顯著性檢驗，表明城鎮化的耦合協調水平具有顯著的正向空間溢出效應，即城市自身城鎮化耦合協調程度的提升會促進其鄰域城鎮化耦合協調發展.同時這一分析結果也驗證了將空間交互效應納入到計量模型的合理性和必要性，采用空間計量模型分析具有良好的穩健性.本研究對影響城鎮化耦合協調水平的因素進行分析，并將其分解為直接效應和間接效應，結果如表7所示.

經濟發展水平的直接效應系數為0.006，在1%水平上顯著，間接效應系數為-0.001，未通過顯著性水平檢驗，表明城市本身經濟發展水平的提升會促進本地城鎮化的耦合協調發展，這與金丹等［9］、周艷等［11］、張鵬巖［28］等的研究結論一致，但尚未對鄰域城鎮化耦合協調程度形成顯著的空間溢出作用.究其原因，經濟增長是城鎮化耦合協調發展空間格局形成的內生驅動力，一方面，經濟的發展必然伴隨著外來資金的注入和大規模的人口集聚，使得居住用地、工業用地等城市建設用地規模不斷擴張，進而導致城鎮化水平持續擴大；另一方面，經濟增長會增加政府社會固定資產投資和對公共設施的投資，提高教育醫療、文體娛樂、交通通信等公共服務設施水平，持續推動城市環境和質量提升，吸引人才等優質資源向城市集聚，進一步使得城鎮化質量不斷提升；整體來說，經濟發展會通過改變城鎮化水平和質量的相互關系來影響城市自身的城鎮化耦合協調程度.

人口規模的直接效應系數為0.073，間接效應系數為0.034，兩者均至少通過了10%水平的顯著性檢驗，表明人口規模的擴張不僅會推動本地城市的城鎮化耦合協調發展，這與范擎宇等［10］的研究結論較為一致，并且對鄰域城鎮化耦合協調程度具有正向溢出效應.主要原因是人口的規模集聚會倒逼城鎮化發展走集約化道路，在一定程度上改變長期以來我國存在的“人口城鎮化滯后于土地城鎮化”的不合理現象以及“重體量不重質量”的城鎮化發展模式，改善城市土地利用方式、有效提升土地利用效率，進而通過提升城鎮化質量來促進城鎮化的耦合協調發展.對于鄰域地區，由于地域范圍內存在人口的自由流動和再分布，城市自身人口規模的擴大會間接提高鄰近城市的人口集聚程度，從而提升鄰域地區的城鎮化耦合協調發展水平.但整體來講，城市人口集聚效應對其本身的城鎮化耦合協調水平的帶動作用更為明顯.

人力資本的直接效應系數為0.168，間接效應系數為-0.075，并且均至少通過了5%水平的顯著性檢驗，表明本地城市人力資本水平的提高對其自身城鎮化的耦合協調發展具有推動作用，這與吳一凡等［8］的研究結果較一致，但對其鄰近地區具有負向溢出效應，即抑制了鄰域城鎮化的耦合協調發展.對于城市來說，人力資本會通過人力資本規模擴大和人力資本外部性對本地城鎮化耦合協調發展產生正向促進作用，人力資本規模的擴大會增加高素質人才比例，引導人才供給與產業發展相匹配，促進當地產業轉型升級，實現城市人口結構和產業結構的匹配協調；人力資本外部性會促進信息、知識的外溢，加快人才、勞動力的集聚，從而實現城市綜合發展水平和質量的提升.同時，人力資本這一因素對周邊區域城鎮化耦合協調發展具有較強的空間負外部性，原因是人才這一生產性要素具有較強的流動性，人力資本水平高的城市會對鄰近地區的高技能、高素質人才產生虹吸效應，間接抑制鄰域地區的城鎮化耦合協調發展.

創新水平的直接效應系數為0.006，在1%水平上顯著，間接效應系數為-0.004，通過了10%水平的顯著性檢驗，表明科技創新水平的提升會促進城市自身城鎮化耦合協調發展，與范擎宇等［10］的研究結論一致，但會通過負向溢出效應抑制鄰域城鎮化耦合協調程度.科技創新作為人力資本集聚的產出和體現，其對城鎮化耦合協調發展的影響機理與人力資本相似，從城市自身來分析，科技創新不僅可以通過推動產業結構升級、優化城市空間布局來提高資源和能源的利用效率，也可以通過培育環保型的現代產業企業來降低對資源和能源的消耗.總的來說，科技創新主要是通過優化城市產業結構和空間布局，間接提升城市生態環境質量，進而促進城鎮化的協調發展.從鄰域角度分析，科技創新水平高的地區也會通過虹吸效應對鄰域地區產生負外部性，使得周邊城市的城鎮化耦合協調程度降低.

產業結構的直接效應系數為0.105，間接效應系數為-0.130，兩者均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明產業結構的升級有助于城市自身城鎮化耦合協調程度的提升，這與周艷等［11］、張鵬巖等［28］、朱高立等［44］的研究結果較一致，但對鄰域城鎮化耦合協調發展具有空間負外部性.從城市本身分析，產業結構升級意味著城市自身的產業體系逐漸轉變為以高新技術產業、先進制造業、現代服務業等資本密集型和技術密集型產業為主，城市的經濟發展水平和活力不斷增強，城鎮化質量得到持續提升.同時，產業結構水平的提高也會增加城市就業空間，吸引高素質人才和高技能勞動力不斷向城市集聚，使得城市自身的城鎮化水平和質量均得到了提升并在更深層次上相協調.而對于鄰近區域，隨著城市自身產業結構的升級和產業體系的調整，城市傾向于將其資源密集型產業和能源依賴型企業就近轉移給鄰近城市，造成鄰域地區能源資源浪費、生態環境質量下降，從而抑制了周邊區域的城鎮化耦合協調發展.

政府能力的直接效應系數為0.171，通過了1%水平的顯著性檢驗，間接效應系數為0.011，未通過顯著性檢驗，表明政府能力的提高對本地城鎮化耦合協調發展具有推動作用，這與郭付友等［27］的研究結論一致，但其對鄰近地域的城鎮化耦合協調發展并無顯著影響.對于城市自身來說，政府能力尤其是財政能力的提升，會通過增加科技、教育、醫療等的支出提高城市公共服務供給水平，進而提升城市人居環境質量和人民生活質量，吸引人口等資源要素向城市流動，同步拉動城鎮化水平和質量提升；同時，政府財政的增加也有助于增加社會固定資產投資，并從短期的增加生產要素投入、提升投資需求和長期的彌補社會存量、擴大社會再生產拉動宏觀經濟增長［45］，實現城市人口集聚、建成區面積擴大以及土地利用強度和效率提升，從對城鎮化水平和質量的協調發展產生積極影響.

3.3 穩健性分析

隨著數據科學的發展，以遙感數據為代表的地理空間大數據越來越多的被學者們所采用，成為反映和感知人類活動的重要數據來源.其中，以美國國家海洋和大氣管理局（NOAA）發布的夜間燈光數據集，不僅能從微觀尺度刻畫人類的社會經濟活動，也為長時間監測區域城鎮化發展提供了可能.因此在參考Li和Wang［46］的研究基礎上，本文利用城市燈光平均亮度值和燈光面積占轄區總面積的比重作為城鎮化質量和城鎮化水平的替代指標.利用耦合協調度模型和空間杜賓模型對本文的研究結論進行穩健性分析.另一方面，考慮到不同的空間權重矩陣所代表的空間相互關系有所不同，從而導致研究的分析結果存在差異.因此，本文進一步將鄰接權重矩陣替換為反距離空間權重矩陣并對空間計量模型進行估計，以驗證不同空間權重矩陣下實證結果的一致性和保證研究結果的可靠性.表8和表9的穩健性檢驗計算結果顯示無論是更換被解釋變量還是替換空間權重矩陣，被解釋變量空間滯后項、解釋變量空間滯后項和空間誤差項系數的正負號和顯著性均與4.2的基礎回歸分析結果保持一致，說明本文的實證分析結果具有較強的穩健性.

4 結論與討論

4.1 討論

本研究分析了2003—2019年中國城鎮化耦合協調發展的時空演化格局、時空交互特征和影響因素機制.與以往城鎮化協調發展的研究相比［9－10，29］，本文從城鎮化水平和質量兩個維度進行耦合協調度分析，能較全面地揭示城鎮化發展的內涵.從時空演變特征來看，城鎮化耦合協調度整體不斷提升，高值集聚分布在珠三角、長三角和京津冀等地區，低值集聚分布在中、西部和東北地區，空間集聚特征和趨同特征明顯，與金丹等［9］研究結果相同.從城鎮化耦合協調發展的影響因素分析，經濟發展、人口規模、政府能力、科技創新等因素對城鎮化協調程度的直接效應均較顯著，與范擎宇等［10］的研究結論相似，但上述因素的間接效應為負或不顯著，與前人的研究［10］不相一致，究其原因，現有研究傾向于以長三角等沿海發達地區為研究對象，這些區域的城鎮化發展已具規模，影響城鎮化協調發展的各項因素具有明顯的空間溢出效應，而本文以全國285座城市為樣本，大部分城市尚未形成規模效應，對周邊地區的虹吸效應強于溢出效應，這也間接說明本文研究結論的普適性和可信度較高.

本文從城鎮化水平和質量兩個方面考察城鎮化的協調發展水平，并將空間溢出效應納入到研究之中，對于推動我國城鎮化的協調發展具有重要的參考價值.城鎮化發展具有多維性，涵蓋領域和內容諸多.本文雖然選取了諸多指標對城鎮化水平和質量的耦合協調發展水平進行測度，并利用夜間燈光數據從燈光面積占比和燈光平均亮度代替城鎮化水平和質量進行穩健性分析，但在未來研究過程中還需進一步融合諸如POI等數據集對城鎮化的協調發展進行測度，使研究指標的選取更加豐富和多樣.此外，由于省域單元的研究較多及縣域單元數據獲取難度大，本文僅從市域單元對城鎮化協調發展的時空演化和空間效應進行分析，這使得研究結論的實踐指導建議在省域和縣域尺度的適用性有所降低.在不同尺度下城鎮化協調發展的內在驅動機制可能存在差異，未來的研究中將進一步分析省域和縣域尺度的城鎮化協調發展，并深入探討不同尺度下城鎮化協調發展時空演化和形成機制的內在差異，以便獲取更具針對性的研究結論和政策啟示.

4.2 結論

本文以2003—2019年中國285個地級及以上城市的面板數據為研究樣本，利用耦合協調度模型和ESTDA方法從城鎮化水平和質量視角探討城鎮化協調發展的時空演化格局和交互特征，并借助空間面板杜賓模型探究城鎮化協調發展的影響因素及空間效應，得出以下主要結論：

1）從時空演化格局來看，研究期間內，中國城鎮化耦合協調發展水平較低，但總體呈現波動上升趨勢，協調度的提升空間較大；城鎮化的耦合協調空間格局具有明顯的“東高西低”和“南高北低”的地帶性特征，高值區主要分布在珠三角、長三角和京津冀等城市群；市域間城鎮化協調發展的整體差異不斷縮小，三大經濟區由大到小依次為東部、西部和中部地區.

2）從時空交互特征來看，中國城鎮化的耦合協調發展具有正相關性，呈現空間集聚分布，并且集聚程度在時間趨勢上遞增；時間路徑分析表明我國城鎮化耦合協調發展具有較強的空間依賴性和穩定的空間結構，其空間格局演變呈現空間整合的動態性特征；時空躍遷分析表明我國城鎮化耦合協調發展的分布格局具有明顯的路徑依賴和空間鎖定特征.

3）空間面板杜賓模型的分析結果表明，經濟發展、人口規模、人力資本、科技創新、產業結構、政府能力對本地城市的城鎮化協調發展均具有促進作用，其中人力資本、產業結構及政府能力是影響城鎮化協調發展程度的關鍵因素；人口規模對鄰域城鎮化協調發展的空間溢出效應為正，人力資本、科技創新和產業結構的空間溢出效應為負，而經濟發展水平和政府能力的空間效應不顯著.

根據以上的研究結論，結合新型城鎮化發展戰略規劃實施以來城市建設過程中存在的問題，本文提出如下政策建議.

針對當前我國城鎮化發展“重形式輕內涵”而導致的城鎮化水平和質量不相協調的現狀，各地應嚴格按照國家新型城鎮化發展戰略規劃目標，積極推進以人為核心的城鎮化發展，提高城市治理能力和管理服務水平，著力解決人口城鎮化滯后于土地城鎮化的問題，從而推動我國城鎮化發展質量與快速擴張的城鎮化水平相適應.

考慮到中國的城鎮化建設具有明顯的區域異質性特征，在未來的城市發展過程中，應因地制宜地制定推動城鎮化協調發展的指導意見和政策方針.對于經濟發展水平較高的東部先發地區，要根據城市主體功能定位，大力發展戰略性新興產業和現代服務業，并通過優化產業結構、增強創新能力、提高經濟效益、降低能源消耗等方式推動城鎮化發展階段由以規模擴展為主轉變為以質量提升為主.

實證分析結果表明經濟發展等因素能顯著促進城鎮化的耦合協調發展，因此在城鎮化建設過程中，一是要加快經濟發展速度、提高經濟發展質量，通過增加基礎設施投資和公共服務投資，吸引人才等優質資源向城鎮集聚；二是要合理控制城市人口規模，既避免城市規模較小造成的城市規模效應不足，又要避免城市規模過大導致的城市無序蔓延發展，從而提高城市土地利用效率和城市發展質量；三是要依托城市人才、科技等資源優勢，增強城市創新能力，提高城市資源利用效率，從而發揮創新對城鎮化發展的引領作用；四是要調整城市產業結構和布局，依據城市資源稟賦和比較優勢，培育和形成以高新技術產業、先進制造業等為主的現代化產業體系；五是要提高政府治理體系和治理能力現代化水平，完善城市治理結構，創新城市治理模式.

要從交通、市場等方面加快區域一體化建設，強化城市間勞動力、資本、產業等各項資源要素的聯系程度，從而加強區域城鎮化耦合協調發展的空間聯動效應.要通過優化城市空間結構體系來增強直轄市等中心城市的輻射帶動作用，從而發揮中心城市對我國城鎮化發展的支撐和引領作用.最后，從人才、科創、產業等方面構建區域協調發展和利益補償機制，降低中心城市對中小城市的“虹吸效應”，推動區域城鎮化的協同發展.

參考文獻：

［1］王怡睿，黃煌，石培基.中國城鎮化質量時空演變研究［J］.經濟地理，2017，37（1）：90.

［2］范擎宇，楊山，胡信.耦合視角下長三角地區城鎮化協調度的時空特征及交互機制［J］.地理研究，2020，39（2）：289.

［3］賴行健.我國城鎮化質量與水平協調發展關系研究［J］.開發研究，2017（5）：34.

［4］王建康，谷國鋒，姚麗，等.中國新型城鎮化的空間格局演變及影響因素分析——基于285個地級市的面板數據［J］.地理科學，2016，36（1）：63.

［5］方創琳.中國新型城鎮化高質量發展的規律性與重點方向［J］.地理研究，2019，38（1）：13.

［6］張榮天，焦華富.中國新型城鎮化研究綜述與展望［J］.世界地理研究，2016，25（1）：59.

［7］于猛，宋家寧.我國城鎮化模式研究綜述——基于規模選擇和典型模式推廣的分析討論［J］.中國土地，2013（3）：54.

［8］吳一凡，劉彥隨，李裕瑞.中國人口與土地城鎮化時空耦合特征及驅動機制［J］.地理學報，2018，73（10）：1865.

［9］金丹，戴林琳.中國人口城鎮化與土地城鎮化協調發展的時空特征與驅動因素［J］.中國土地科學，2021，35（6）：74.

［10］范擎宇，楊山.長三角地區城鎮化協調發展的空間特征及形成機理［J］.地理科學進展，2021，40（1）：124.

［11］周艷，黃賢金，徐國良，等.長三角城市土地擴張與人口增長耦合態勢及其驅動機制［J］.地理研究，2016，35（2）：313.

［12］徐靜嫻.西部地區人口城市化與土地城市化耦合協調發展研究［J］.湖北農業科學，2021，60（17）：139.

［13］劉娟，鄭欽玉，郭銳利，等.重慶市人口城鎮化與土地城鎮化協調發展評價［J］.西南師范大學學報（自然科學版），2012，37（11）：66.

［14］張春梅，張小林，吳啟焰，等.城鎮化質量與城鎮化規模的協調性研究——以江蘇省為例［J］.地理科學，2013，33（1）：16.

［15］陶然，曹廣忠.“空間城鎮化”、“人口城鎮化”的不匹配與政策組合應對［J］.改革，2008（10）：83.

［16］范進，趙定濤.土地城鎮化與人口城鎮化協調性測定及其影響因素［J］.經濟學家，2012（5）：61.

［17］李子聯.人口城鎮化滯后于土地城鎮化之謎——來自中國省際面板數據的解釋［J］.中國人口·資源與環境，2013，23（11）：94.

［18］唐鵬，周來友，石曉平.地方政府對土地財政依賴的影響因素研究——基于中國1998—2010年的省際面板數據分析［J］.資源科學，2014，36（7）：1374.

［19］LIU Y，ZHOU G，LIU D，et al.The interaction of population，industry and land in process of urbanization in China：a case study in Jilin Province［J］.Chinese Geographical Science，2018，28（3）：529.

［20］SUN Y，CUI Y，GIL－LAFENTE A M.Analyzing the coupling coordination among economic，social，and environmental benefits of urban infrastructure：case study of four chinese autonomous municipalities［J］.Mathematical Problems in Engineering，2018，2018：828038.

［21］李曉慶，姜博，初楠臣.城市群土地集約利用與新型城鎮化耦合協調分析——以我國三大城市群為例［J］.長江流域資源與環境，2017，26（7）：983.

［22］趙建吉，劉巖，朱亞坤，等.黃河流域新型城鎮化與生態環境耦合的時空格局及影響因素［J］.資源科學，2020，42（1）：159.

［23］王玉娟，江成濤，蔣長流.新型城鎮化與低碳發展能夠協調推進嗎？——基于284個地級及以上城市的實證研究［J］.財貿研究，2021，32（9）：32.

［24］李建豹，黃賢金，揣小偉，等.江蘇省人口城鎮化與能源消費CO2排放耦合協調度時空格局及影響因素［J］.經濟地理，2021，41（5）：57.

［25］李江蘇，王曉蕊，苗長虹，等.城鎮化水平與城鎮化質量協調度分析——以河南省為例［J］.經濟地理，2014，34（10）：70.

［26］呂添貴，吳次芳，游和遠.鄱陽湖生態經濟區水土資源與經濟發展耦合分析及優化路徑［J］.中國土地科學，2013，27（9）：3.

［27］郭付友，李誠固，陳才，等.2003年以來東北地區人口城鎮化與土地城鎮化時空耦合特征［J］.經濟地理，2015，35（9）：49.

［28］張鵬巖，楊丹，李二玲，等.人口城鎮化與土地城鎮化的耦合協調關系——以中原經濟區為例［J］.經濟地理，2017，37（8）：145.

［29］呂添貴，吳次芳，李洪義，等.人口城鎮化與土地城鎮化協調性測度及優化——以南昌市為例［J］.地理科學，2016，36（2）：239.

［30］ZHANG Y，PAN J，ZHANG Y，et al.Spatial－temporal characteristics and decoupling effects of Chinas carbon footprint based on multi－source data［J］.Journal of Geographical Sciences，2021，31（3）：327.

［31］張欣，潘竟虎.中國城市蔓延時空動態識別及驅動因素探測［J］.人文地理，2021，36（4）：114.

［32］許靜，楊永春.“一帶一路”背景下中國西部城市經濟全球化水平的空間演化［J］.經濟地理，2021，41（7）：20.

［33］張榮天，張小林，陸建飛，等.我國鄉村轉型發展時空分異格局與影響機制分析［J］.人文地理，2021，36（3）：138.

［34］REY S J，MURRAY A T，ANSELIN L.Visualizing regional income distribution dynamics［J］.Letters in Spatial and Resource Sciences，2011，4（1）：81.

［35］蘇聰文，鄧宗兵，李莉萍，等.中國水生態文明發展水平的空間格局及收斂性［J］.自然資源學報，2021，36（5）：1282.

［36］馬慧強，廉倩文，韓增林，等.基本公共服務—城鎮化—區域經濟耦合協調發展時空演化［J］.經濟地理，2020，40（5）：19.

［37］尹鵬，王富喜，段佩利.中國基本公共服務效率與城鎮化質量的時空耦合關系研究［J］.地理科學，2021，41（4）：571.

［38］CHEN Z，YU B，YANG C，et al.An extended time－series（2000—2018） of global NPP－VIIRS－like nighttime light data［J］.Earth System Science Data，2021，13（3）：889.

［39］SMALL C，ELVIDGE C D.Night on earth：Mapping decadal changes of anthropogenic night light in Asia［J］.International Journal of Applied Earth Observation & Geoinformation，2013，22：40.

［40］邵帥，李欣，曹建華，等.中國霧霾污染治理的經濟政策選擇——基于空間溢出效應的視角［J］.經濟研究，2016，51（9）：73.

［41］朱高立，鄒偉，王雪琪.經濟結構調整對人口城鎮化與土地城鎮化協調性的影響差異［J］.中國人口·資源與環境，2018，28（5）：93.

［42］宋麗智.我國固定資產投資與經濟增長關系再檢驗：1980—2010年［J］.宏觀經濟研究，2011（11）：17.

［43］LI X，WANG L.Does administrative division Adjustment promote low－carbon city development？Empirical evidence from the“revoke county to urban district”in China［J］.Environmental Science and Pollution Research，2023，30（5）：11542.

（責任編輯 武維寧）

收稿日期：2023－11－21;修改稿收到日期：2024－03－06

基金項目：國家社科基金重大項目（19YJA630079）；教育部人文社科研究規劃基金項目（19YJA630079）

作者簡介：栗向陽（1995—），河南駐馬店人，助理研究員，博士.主要研究方向為城市和區域發展與治理.E－mail：lixiangyang@whu.edu.cn

*通信聯系人，講師，博士.主要研究方向為全球環境變遷.E－mail：zhangyx@xynu.edu.cn