新型城鎮化與公共服務協調發展的時空特征及影響因素分析
——基于長江經濟帶空間面板數據的實證

余興厚，胡 翠

(重慶工商大學 a.學術期刊社； b.經濟學院， 重慶 400067)

自十八大提出《國家新型城鎮化規劃(2014—2020年)》以來，長江流域各省市積極推進新型城鎮化進程，目前已經形成了長三角城市群、長江中游城市群和成渝城市群。若要把以人為本的原則貫穿于推進長江經濟帶新型城鎮化的全過程，就要協調好新型城鎮化與公共服務兩者之間的關系，提高居民生活幸福感。但長江經濟帶目前存在的問題是，新型城鎮化和公共服務并沒有呈現良好的協調發展狀態，出現了“城市病”現象，主要表現為醫療衛生不均衡、基礎設施不完善、環境保護不盡力、社會保障不充分。為解決“城市病”問題，國家發展改革委要求積極推進以人為本的新型城鎮化進程。公共服務主要包括基礎教育、衛生醫療、社會保障、生態環境等內容，其內容正是實施新型城鎮化的主要方面。因此，研究新型城鎮化與公共服務協調關系，系統分析二者協調發展的驅動機制，找出影響協調發展的決定性因素，將有助于提高新型城鎮化的質量，提升長江經濟帶居民的生活幸福感和獲得感。

一、文獻綜述

在我國城鎮化的過程中，由傳統城鎮化發展為新型城鎮化，新型城鎮化“新”在觀念、“新”在體制，體現為以人為本和實現公共服務均等化。對于城鎮化的理論研究是由西方傳過來的，目前西方用以解釋城市化的理論包括結構轉換理論、人口遷移理論、城市發展理論和“諾瑟姆曲線”，先后出現了克拉克、里昂惕夫、庫茲涅茨、劉易斯、霍夫曼以及希金斯等一批重量級的研究者。但是，我國的新型城鎮化和西方城市化是有很大不同的。段學慧等認為西方城市化是在資本主義市場經濟條件下運行的，由于資本主義的私有制導致了西方出現“逆城市化”現象，而我國社會主義制度決定了城鎮化道路必須在堅持基本制度的前提下，以市場為導向，充分發揮政府的宏觀調控作用，走城鄉協調發展之路[1]。孟凱認為西方社會不存在二元分割和城鄉對立，因此也就沒有城市和城鎮的區別，所以不能用西方的“市場型城市化”來概括我國的“行政型城鎮化”進程[2]。2019年3月，李克強總理在《政府工作報告——2019年3月5日在第十三屆全國人大代表大會第二次會議上》指出：既要提高基礎設施的承載力又要推動城鎮基本公共服務覆蓋常住人口[注]www.gov.cn/zhuanti/20199glh/2019lhzfg2bg/index.htm.。故越來越多的學者開始探究兩者之間的互動機制和驅動機制，一些研究發現城鎮化與公共服務呈現良好的互動關系，但也有學者在實證研究過程中發現，在快速發展城鎮化進程中出現了城鎮化與公共服務發展不同步的現象。巴尼·科恩認為，快速發展的城市化使政府的基本公共服務供給壓力不斷增大[3]。張曉杰、胡畔研究發現，隨著新型城鎮化進程的不斷推進，一些地區新型城鎮化與基本公共服務發展水平出現脫節現象[4-5]。崔治文等采用面板向量自回歸的方法對我國8個區域公共服務均等化水平和城鎮化水平的相互關系進行研究，認為由于各地區初始資源稟賦的不同，城鎮化的發展反而會降低基本公共服務均等化水平，基本公共服務均等化水平的變動對城鎮化水平的影響較弱，兩者并不是良性互動關系[6]。李燕等通過單因素方差分析對不同城鎮化階段的公共服務投入水平進行研究，發現公共服務的提升與城鎮化率的提高不同步特征愈發突出[7]。蔡秀云等運用因子分析法發現存在公共服務供給缺口，中國公共服務供給水平跟不上城市化發展速度[8]。

綜上所述，新型城鎮化與公共服務協調發展已經受到了學術界的高度關注，但多數研究將研究區域看成是獨立的個體，忽略了研究對象之間的空間關聯性，沒有考慮影響因素的空間溢出效應、空間競爭效應，實際研究結果會有所偏差。長江經濟帶上中下游發展差距大、地理位置特殊、研究意義重大，本文以長江經濟帶2008—2017年面板數據為例，從人口城鎮化、經濟城鎮化和社會城鎮化多方面考慮，運用空間杜賓模型來分析影響因素的空間效應，對提高長江經濟帶新型城鎮化與基本公共服務協調發展水平和全面建成小康社會有重要意義。

二、新型城鎮化與公共服務協調發展的機理分析

公共服務與新型城鎮化是新時代中國特色社會主義現代化建設的重要實踐[6]，提高公共服務均等化水平和新型城鎮化質量是建設美麗中國的重要戰略，兩者互為前提，且相輔相成，其耦合協調機理如圖1所示。

第一，新型城鎮化為公共服務提供物質基礎。新型城鎮化是新時代中國特色社會主義現代化建設的重要戰略[9]，同時，新型城鎮化摒棄了傳統的“重速度，輕質量”發展模式的弊端，更加注重以人為本，新型城鎮化是城鄉協同發展的城鎮化，是將人口、經濟和社會同時納入考核的城鎮化。建設新型城鎮化的目的就是讓全民共享改革發展成果，實現公共服務精準供給，提高居民生活滿意度。并且各級政府為保障新型城鎮化的健康發展，不斷健全和完善公共服務考核評價機制，為提高公共服務均等化水平提供制度保障。因此，新型城鎮化能夠為公共服務奠定堅實的物質基礎。

圖1 新型城鎮化與公共服務協調發展

第二，公共服務是新型城鎮化的內在動力。基于公共服務視角的新型城鎮化，就是要轉變傳統的粗放型發展、轉變依靠非均等化基本公共服務壓低成本的城鎮化模式。根據馬斯洛的需求層次理論，公共服務的內涵與種類將隨著城市社會經濟的發展和公民需求的改變而改變，即公共服務發展水平的提高和城鎮化發展之間存在互相促進與制約的作用。本文認為，從教育、醫療、社保、環保和交通基礎設施5個方面來提高城鎮化供給水平和群眾滿意度，會吸引更多的人才流入，從而帶動二三產業的發展，產生“虹吸”效應，為新型城鎮化的發展提供動力。

三、研究方法與數據來源

(一)指標體系

在選取指標方面，依據《國家新型城鎮化規劃(2014—2020 年)》的新型城鎮化評價框架，采用復合指標法，強調新型城鎮化以人為本、重在質量，參考劉法威等[10]、嚴思齊等[11]、徐越倩等[12]、王彥霞等[13]的研究成果，遵循指標選取的科學性、系統性、可比性和可操作性等原則，分別從人口城鎮化、經濟城鎮化和社會城鎮化來測度新型城鎮化水平，從基礎教育、醫療衛生、社會保障、生態環境、交通基礎設施5個層面評估公共服務水平，構建長江經濟帶新型城鎮化與公共服務協調發展的綜合評價指標體系，如表1所示。

(二)研究方法

表1 新型城鎮化與公共服務協調發展綜合評價指標體系

1.TOPSIS熵值法

TOPSIS熵值法主要應用于評價指標的綜合評價得分，主要原理是基于評價對象與其理想化目標的距離進行排序。本文運用TOPSIS熵值法根據指標值的變異程度確定各評價指標的客觀權重，通過對指標進行客觀賦權，有效地消除變動因素的影響，使得評價結果更具可比性。

2.耦合協調度模型

在物理學中，協調是指系統各個要素在發展過程中所表現出來的協調一致，協調一致的程度可以用協調度來表示。為揭示新型城鎮化與基本公共服務兩大系統的演變特征和協調發展程度，本文采用耦合協調度模型進行定量分析。但耦合度在有些情況下很難反映新型城鎮化與公共服務發展的整體功效與協同效應，特別是在多個區域對比研究的情況下，故本文主要對協調度進行分析。根據耦合協調參數，給出如下模型結構：

(1)

T=αU1+βU2

(2)

(3)

其中:C表示耦合度值；D表示耦合協調度，D∈[0，1]；T表示城鎮化與公共服務綜合評價指數，反映兩者的整體協同效應或貢獻;a、b表示待定系數，本文取a=b=0.5。

對于協調度的等級劃分，本研究參考李苒等[19]學者提出的八類法(表2)。

3.空間自相關

學界常用Moran’s I指數來檢驗空間依賴程度，分為全局Moran’s I和局域Moran’s I，全局Moran’s I主要研究某項指標在整個區域空間上的分布特征，公式如下：

(4)

Moran’s I的取值范圍為[-1,1]，大于0時表示空間正相關，小于0時表示空間負相關。局域空間自相關用來研究某個局部區域與相鄰空間單元在某項指標上的相關程度，通常用Moran’s I散點圖和LISA集聚圖呈現，研究結果如下：

(5)

局部Moran’s I指數為正值時表示同類型要素屬性值的地區相鄰近，負值表示不同類型要素屬性值的地區相鄰近。Moran’s I散點圖可以劃分為4種局部集聚模式，即高高集聚(H-H)、高低集聚(H-L)、低低集聚(L-L)和低高集聚(L-H)。

4.空間計量模型

新經濟地理學認為，空間距離是區域間經濟聯系的顯著影響因素。衡量協調度空間經濟影響因素的關鍵在于突出區域之間的地理間隔因素。依據Elhorst的空間計量思想，通過引入鄰接效應建立空間權重矩陣，將面板回歸模型擴展為空間計量模型族中，其中應用最廣的是空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)、廣義空間自回歸模型和空間杜賓模型(SDM)。經過理論分析和實踐探索，現建立空間計量模型，選取的控制變量為經濟發展水平(gdp)、政府財政能力(zf)、工業化水平(gy)、政府行政能力(xz)和對外開放程度(wz)：

空間滯后模型:

XTD=ρWxtd+β1gdp+β2zf+β3gy+β4xz+β5wz+ε

(6)

空間誤差模型：

XTD=β1gdp+β2zf+β3gy+β4xz+β5wz+u

(7)

廣義空間自回歸模型：

XTD=ρWxtd+β1gdp+β2zf+β3gy+β4xz+β5wz+u

(8)

空間杜賓模型：

XTD=ρWxtd+β1gdp+β2zf+β3gy+β4xz+β5wz+Wδ1xz+Wδ2zf+Wδ3gy+ε

(9)

其中：u=ρWu+ε，ρ是相鄰區域經濟發展水平對本地區協調度的影響；β1、β2、β3、β4、β5為各解釋變量的參數估計值；δ1、δ2、δ3是相鄰地區政府行政能力、政府財政能力和工業化水平對本地區協調度的影響；W是鄰接效應空間矩陣，ε為隨機誤差干擾項。

四、新型城鎮化與公共服務協調發展時空演變特征分析

(一)新型城鎮化與整體公共服務協調發展水平的時間演變特征分析

通過TOPSIS熵值法計算出新型城鎮化和公共服務的綜合得分，然后利用式(1)—(3)計算長江經濟帶2008—2017年的協調度，結果如表3和表4所示。

從表3來看，長江經濟帶協調度發展水平差距大。其中，上海協調度高達0.842 6，屬于良好協調，新型城鎮化發展水平為0.692 5，公共服務發展水平是0.728 0，說明上海市兩系統呈互補趨勢，相互促進；而云南協調度只有0.414 2，新型城鎮化和公共服務發展水平都比較低，新型城鎮化發展不能為公共服務發展提供物質支撐，而公共服務業不能促進新型城鎮化的建設。從新型城鎮化和公共服務的相對發展水平看，上海、云南和貴州是新型城鎮化相對滯后型，即公共服務對新型城鎮化進程的推進貢獻較大，其余8個省市是公共服務滯后型，則是公共服務對新型城鎮化的推進作用不夠。

從長江經濟帶新型城鎮化與公共服務整體的協調度發展水平看，均值由2008年的0.500 8上升為2017年的0.613 8，整體協調度呈上升趨勢，由初級協調發展類發展為中級協調發展類。長江經濟帶上游的云貴川3省，協調度由2008年的0.284 2左右發展為2017年的0.455 7左右，由中度失調發展類發展為勉強失調發展類，協調度得到了質的提升。從協調等級所占的比例來看，2008年協調度低于0.500 0的城市占比72.72%，到了2017年，協調度低于0.500 0的城市占比為36.36%，失調的城市占比下降了一半，整體而言，長江經濟帶區域協調度呈現明顯的提升。

表3 2017年長江經濟帶新型城鎮化與公共服務協調水平

表4 長江經濟帶新型城鎮化與基本公共服務整體協調度

(二)新型城鎮化與各項公共服務指標協調發展水平的時間演變特征分析

分指標看，長江經濟帶新型城鎮化與交通基礎設施的協調度最高為0.584 0，與社會保障的協調度最低為0.530 0(表5)。從D-X1看，上海屬于優質協調水平，江蘇和浙江次之，是良好協調水平，但是安徽、湖南、四川和云南處于失調階段；從D-X2看，只有安徽是失調階段，其他省市都在勉強協調水平以上；從D-X3看，只有上海和浙江是良好協調，并且有4個省市是失調狀態，其中云南和貴州已經達到中度失調水平，極大地降低了長江經濟帶的協調度；從D-X4看，有70%的省市均在0.450 0以上，上游的云南和貴州以及江西仍處于中度失調水平。從D-X5看，長江經濟帶11個省市協調水平發展最好，都是勉強協調水平。

從時間維度看，新型城鎮化與基礎教育、醫療衛生和交通基礎設施的協調度呈上升趨勢，與社會保障和環境保護的協調度水平大致不變。其中基礎教育由2008年的0.446 0上升為2017年的0.548 0，協調度得到了質的提高，并且失調省市由8個減少為3個。

表5 長江經濟帶新型城鎮化與各項公共服務協調度水平

注：D-X1 、D-X2 、D-X3 、D-X4、D-X5分別表示新型城鎮化與基礎教育、醫療衛生、社會保障、環境保護和交通基礎設施的協調度

(三)新型城鎮化與公共服務協調發展水平的空間演變特征分析

1.各地區協調發展水平不均衡，高值向沿海城市聚集

隨著時間的演進，兩者協調度空間格局上呈現出明顯的自長江經濟帶下游至上游逐漸衰減的梯度格局特征。協調發展水平較高的區域主要集中沿海城市如上海、浙江和江蘇，總體呈現出與其經濟水平發展相似的空間分布特征。從演化格局來看，西南地區云貴兩省協調度由2008年的0.284 2上升為2017年的0.455 7，雖然由嚴重失調衰退亞類上升為輕度失調衰退亞類，但也可以明顯看出，云南和貴州的協調度一直處于最低梯度。成渝城市群的四川和重慶的協調度呈現上升趨勢，重慶協調度在2017年達到第二梯度，屬于中級協調發展亞類，總體上四川協調度水平是低于重慶的。長江中游城市群包括湖北、湖南和江西，湖南在2017年處于第四梯度，由輕度失調衰退亞類變成勉強協調發展亞類；而湖北協調度明顯好于湖南，由勉強協調發展亞類發展為初級協調發展亞類；而江西在2008年協調度達到0.5，但是在之后幾年一直處于下降趨勢，直到2017年協調度才重新達到0.5，處于失調的邊緣。長三角城市群有安徽、浙江、江蘇和上海，其中浙江、江蘇和上海的協調度一直是前三名，在2008年就已經高達0.7以上，處于良好協調發展亞類。不過，安徽處于中部地區，雖然緊鄰江浙一帶，但是其協調度與江蘇、浙江和上海相比差距還是很大的，自2011年以來，其協調度呈波動性下降趨勢，在2017年甚至處于第四梯度。

以新型城鎮化與公共服務協調度為原始數據，利用Arcgis軟件，按照自然斷裂法，對二者的協調度指數進行分級，分別繪制2008、2011、2014和 2017年長江經濟帶協調發展水平的空間分布如圖2所示。

圖2 長江經濟帶新型城鎮化與基本公共服務協調度空間分布特征

2.總體協調水平提升，空間集聚特征明顯

本文將長江經濟帶新型城鎮化與公共服務協調度導入Stata 14.0中，運用Moran’s I 指數空間計量方法，研究2008—2017年的協調發展水平的空間自相關關系，結果如表6所示。

表6 長江經濟帶新型城鎮化與基本公共服務協調度的全局Moran’I指數

由表6可以看出：長江經濟帶2008—2017年的全局Moran’s I指數均為正值，且在1%顯著水平上通過檢驗，說明長江經濟帶新型城鎮化與公共服務協調度在空間格局上具有正的空間自相關關系，在空間分布上呈現集聚特征。從時間序列變化上看，2008—2012年全局Moran’s I指數由0.607 8上升為0.661 7，整體呈現上升趨勢，空間集聚顯著；在2013年后又呈現波動下降的演變特征。雖然2017年的Moran’s I指數低于2008年的0.607 8，但是仍為正值，說明新型城鎮化與公共服務協調度在1%的水平上顯著，依舊呈現空間集聚現象，只是空間依賴性有所下降。

運用局域Moran’s I 指數研究協調度在空間上是否存在局部集聚現象，選取2008、2011、2014和2017年4個年份數據繪制長江經濟帶協調度的莫蘭散點圖如圖3所示。

圖3 長江經濟帶新型城鎮化與公共服務協調度散點圖

從圖3可以看出，長江經濟帶新型城鎮化和公共服務協調度局部空間集聚特征顯著，主要表現為高高集聚(城市占比27.27%)和低低集聚(城市占比54.54%)，在1%的顯著水平上高高集聚主要集中在江蘇、浙江、上海等沿海地區，在5%的顯著水平上低低集聚主要是江西、湖北、湖南、云南、貴州、四川。第二象限低高集聚主要是安徽和沿海城市的集聚。而處于第四象限的高低集聚在2008年和2011年均無城市，在2014和2017年只有重慶處于第四象限，但是空間相關性卻不顯著。

五、新型城鎮化與公共服務協調發展水平的影響因素分析

(一)新型城鎮化與公共服務協調發展影響因素模型估計

新型城鎮化與公共服務協調發展水平時空分布特征的形成不僅是勞動人口流動所產生的人口活動的結果，也是融合了經濟發展、政府能力、開放水平與工業水平等多方面影響的結果。為了準確地量化分析影響長江經濟帶新型城鎮化與公共服務協調度空間分布的因素，選取兩者協調度為被解釋變量，經濟發展水平(gdp)、政府行政體制(gov)、對外開放程度(open)、工業化水平(ind)為解釋變量進行計量分析，其產業結構未通過顯著性檢驗，故不予詳述。

(1)經濟發展水平：本文選取人均實際gdp來衡量，其中實際gdp是經過平減得到，由上面實證可知，各個區域的經濟發展水平分布特征與協調發展水平空間分布特征相似，故選取這一指標來測度是否是協調度的穩健影響因素。

(2)政府行政體制：選取政府財政支出和人均固定資產投資兩個指標，財政體制會涉及財權和事權在各級政府間的劃分、政府轉移支付方式的合理性、財政資金是否有效配置等問題,而公共服務的供給程度以及對新型城鎮化的資金投入會直接受到這些指標的影響。

(3)對外開放程度：用外商直接投資額來衡量，由于公共服務投入大、見效慢，政府更傾向于將有限資金投入到經濟發展上，所以將外資引入公共服務部分領域能夠使新型城鎮化與公共服務更好地協調發展。但是在引入外資的同時，地方政府要處理好新型城鎮化和基本公共服務的關系，使之呈現良性互動。

(4)工業化水平：選取工業化產值作為代表，新經濟地理學認為工業化進程是新型城鎮化的推動器，呈現空間溢出效應，反映了人口在地理位置上的遷移和集聚狀態，但公共服務的供給水平卻不能適應人數的增加，呈現空間競爭效應，在下面的實證中也證實了空間競爭效應大于空間溢出效應。

通過豪斯曼檢驗其P值為0.000 7，故采取固定效應模型。以下模型主要有不含空間效應的面板數據模型(模型1)、因變量空間效應的面板空間滯后模型(模型2)、誤差空間效應的面板空間誤差模型(模型3)、既有因變量空間效應又有誤差空間效應的面板廣義空間模型(模型4)以及面板空間杜賓模型(模型5)，以量化不同空間特征下解釋變量對于被解釋變量的影響，實證結果如表7。從統計意義上分析，根據顯著性水平，模型1至模型4均只有3個自變量顯著，但是在模型5中有5個自變量均顯著，并且人均實際gdp和人均固定資產投資均在1%的水平上顯著；根據擬合優度R2看，除了模型4以外，其他模型值都在0.9以上，并且模型5中R2值最高為0.933 9；根據赤池信息準則和施瓦茨信息準則對模型變量優選的判斷，可知空間杜賓模型(模型5)比其他4個模型的表現更優秀。故采用固定空間效應模型定量分析經濟水平(X1)、政府財政能力(X2)、工業化水平(X3)、政府行政能力(X5)、對外開放程度(X6)5個因素對長江經濟帶新型城鎮化與基本公共服務協調發展的影響程度。

表7 空間計量模型估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上通過檢驗

(二)穩健性檢驗

在上述實證中我們已經選定固定效應的空間杜賓模型，并找出了核心影響因素即：經濟水平(X1)、政府財政能力(X2)、工業化水平(X3)、政府行政能力(X5)、對外開放程度(X6)。然而，上述結論是否具有較高的準確性，還需要進一步做穩健性檢驗，檢驗結果如表8所示。逐步加入解釋變量個數，回歸系數的正負及大小無太大變化，說明這5個解釋變量是影響協調發展的穩健性因素，下面就根據模型10進行分析：

(1)政府財政能力。政府財政支出對于新型城鎮化和公共服務良好協調發展有正向影響，其產出系數最大(0.176 0)，是促進協調度的第一動力。本地政府財政支出每提高1%，該地區協調度會提高0.176 0%。因為我國政府是現行的公共服務供給體系的主要供給者，只有政府財政實力增強，才能更好地供給公共服務，進行精準供給，保證公共服務的質量提升、體系完善和均等化水平提高。但是從W·X2系數看，其值為-0.204 0，即相鄰地區財政支出反而會抑制本地區協調度的提升，因為公共服務具有空間外溢性，政府財政支出具有傳導機制，相鄰地區財政支出增加導致相鄰地區公共服務水平上升繼而導致區域人口流動性增加，則會導致本地區城鎮化水平降低進而使本地區協調度下降。比如我國北京和河北就是一個很明顯的例子，選取公共服務指標中的基礎設施為例進行分析，北京的基礎設施發展水平很高，不管是教育還是醫療抑或是社會保障都顯著高于河北，基于趨利趨益心理，人們會流向北京，抑制河北地區新型城鎮化的建設和公共服務供給水平的提高，從而導致河北地區協調度下降。

表8 新型城鎮化和公共服務協調發展影響因素的穩健性檢驗

注：***、**、*分別表示在 1%、5%、10%的顯著性水平上通過檢驗

(2)經濟發展水平。由表8可知，人均實際gdp在1%的顯著性水平上對于長江經濟帶新型城鎮化和公共服務協調度的影響為正，并且系數值為0.086 4，是僅次于政府財政能力的第二大驅動力。新型城鎮化的核心就是農業轉移人口逐漸城鎮化的過程，該過程中最大的問題就是消除城鄉戶籍公共服務供給水平之間的支付成本，經濟作為新型城鎮化和公共服務供給體系的主要支撐者，當人均實際gdp變化1%，就會提高0.086 4%的協調度水平。在模型3(空間誤差模型)中，人均實際gdp的回歸系數高達0.115 0，但是經濟發展水平在空間上的溢出效應并不顯著，這里便沒有列出。

(3)政府行政能力。政府行政能力的回歸系數為0.076 3，說明長江經濟帶新型城鎮化和公共服務協調水平的提升很大程度依賴于政府政策的頒布和實施。不管是不含空間效應的面板回歸，還是含有空間效應的模型，都在1%的水平上顯著。現行的公共服務供給主體是政府，如要提高協調度，政府可以頒布一些政策來降低公共服務供給門檻和允許市場參與其中，這樣就可以提高公共服務水平，提高人民的獲得感和滿意度，從而形成以人為核心的新型城鎮化發展狀態。但是從W·X5的回歸系數看，其值為-0.023 4，雖然只是在5%的水平上顯著，但是仍具有空間競爭效應，即相鄰地區的政府政策會制約本地區協調度的發展水平，相鄰地區政府政策每變化1%，會降低本地區0.023 4%的協調度水平。現在各大城市都在積極引進人才，實施各種優惠政策，使得人才集聚，從而對周邊地區的人才要素形成“虹吸”效應，率先取得區域競爭優勢，制約周邊地區的發展水平。

(4)工業化水平。工業化水平彈性系數在10%的水平上顯著為負，說明工業化進程的加快在一定程度上阻礙了新型城鎮化和公共服務的協調發展。工業化水平對于協調度呈現空間競爭效應，因為工業化水平的提升是以占用社會資源為前提的，無疑會對新型城鎮化和公共服務的發展存在擠出效應，使得工業化水平制約協調度的發展。從W·X3的角度出發，其系數在5%的水平上顯著為負，為-0.031 4，說明相鄰地區的工業化水平對于協調度的提升也呈現出空間競爭效應。

表9 空間杜賓模型空間效應分解

(5)對外開放程度。對外開放程度的回歸系數為0.001 2，影響力度較小，當人均外商投資變化1%，其協調度變化為0.001 2%。對外開放程度對于協調度存在一個正向空間溢出效應，因為良好的對外開放環境有利于生產率的提高，帶動生產要素的溢出，從而影響新型城鎮化水平，并且外商直接投資會帶來區域經濟和社會發展所需要的資金、技術、人才等，帶動區域的發展，對優秀資源產生集聚效應，從而促進新型城鎮化和公共服務兩者的良好協調互動。

綜合表7中五大影響因素對于協調度的空間相關性分析，其中存在空間經濟溢出效應的是政府財政能力、經濟發展水平、政府行政能力和對外開放程度，存在空間經濟競爭效應的是工業化水平。對于協調度的貢獻率是政府財政能力最大、經濟發展水平和政府行政能力次之，對外開放程度影響力度最小，而工業化水平反而起到抑制作用。

為分解長江經濟帶經濟發展水平、政府財政能力、政府行政能力、對外開放程度、工業化水平等五大因素對于協調度空間影響的程度，依據空間計量模型Lesage等提出自變量長期靜態均衡時對因變量的直接效應、間接效應和總效應,實證結果如表9所示。

① 直接效應表示本地區經濟發展水平、政府財政能力等對于本地區協調度的影響，在本文構建的模型中，直接效應以在區域內傳遞為主。X1、X2、X5、X6的直接效應分別為0.098 6、0.133 0、0.083 3和0.001 2，意味著經濟水平提高、政府財政支出增加、政府行政能力提高和對外開放程度增加都能促進本地區協調水平的提升。以政府財政支出為例，其傳導機制為：政府財政支出增加會促進公共服務水平提高，從而使人民獲得感增加進而促進人口集聚，人口集聚會使本地區人力資本增加從而促進經濟水平的提升，經濟水平提升的同時會提高新型城鎮化水平從而使其協調度得以提高。并且從表9也可以看出第一驅動力是政府財政能力。

② 在空間杜賓模型中，間接效應是本地區自變量變化對相鄰地區協調度影響的空間效應。X4、X5、X6的間接效應不顯著，X1、X2和X3的間接效應系數顯著為負，分別為-0.061 1、-0.229 0、-0.049 8，說明各個地區經濟發展水平、政府財政能力和工業化水平在區域間體現出競爭關系，對相鄰地區的協調度發展具有抑制作用。經濟發達地區會對周邊地區造成“虹吸效應”，吸引各種生產要素的回流和聚集，抑制相鄰地區發展，為本地區協調度發展提供所需資源。

六、結論與對策建議

基于長江經濟帶2008—2017年的面板數據，在評價新型城鎮化與公共服務協調度的基礎上，利用空間杜賓模型對其協調度的時空演化特征和影響因素進行綜合分析，得出以下結論：

第一，從新型城鎮化與公共服務協調度來看，長江經濟帶新型城鎮化與基本公共服務協調度整體呈現上升趨勢，失調的地區占比下降一半；有3個地區是新型城鎮化相對滯后型，其余8個均為公共服務相對滯后型，極差和標準差亦呈現波動下降的趨勢，表明長江經濟帶地區間的協調度絕對差異呈現縮小之勢；變異系數呈現波動下降的趨勢，表明長江經濟帶協調度的地區相對差異亦不斷縮小，落后地區在不斷追趕發達地區。

第二，在新型城鎮化與公共服務協調發展水平波動提升的同時，長江經濟帶空間格局呈現有序的分布特征，且地區空間集聚特征明顯。從局部空間自相關來看，長江經濟帶新型城鎮化與公共服務協調發展水平的空間特征主要表現為高高集聚和低低集聚，這表明二者的協調發展除了具有空間依賴性，還表現出空間異質性。

第三，空間杜賓模型的結果表明，經濟發展水平、政府財政能力、政府行政能力和對外開放程度回歸系數對于本地區的影響顯著為正，說明能夠促進本地區協調度的提升，但是對于相鄰地區的系數顯著為負，說明空間競爭效應會抑制相鄰地區協調度的提升，即存在“虹吸效應”。通過“虹吸效應”，區域內率先吸引各種生產要素的回流和聚集，為本地區協調度發展提供資源。但同時工業化水平系數顯著為負，說明工業化進程的加快在一定程度上阻礙了新型城鎮化和公共服務的協調發展。因為工業化水平的提升是以占用社會資源為前提的，會對新型城鎮化和公共服務的發展存在擠出效應，形成空間競爭效應，使得工業化水平制約協調度的提升。

根據以上分析，提出以下建議：

第一，堅持長江經濟帶各個區域協調發展，樹立系統發展理念。當經濟要素由“點—線”發展到“點—線—面”后，“面”的空間溢出效應會沿“線”向低級別的“點”和“線”擴散，形成新的區域增長極，通過增長極的輻射帶動作用有力地促進周圍大、中、小型城市協調發展。加強城市群內部和城市群間生產要素交流的廣度和密度，促進長江經濟帶經濟一體化發展。

第二，經濟發展水平是影響新型城鎮化與公共服務協調發展的重要因素，為保障長江經濟帶良好協調發展，各級政府應分別建立均衡的經濟發展方略。中央政府宜采取積極主動的宏觀調控措施，縮小上中下游的整體差距，設置向欠發達地區中小城市傾斜的公共服務建設專用款項，通過扶持中小城市基礎建設、完善中小城市社會保障體系、加速中小城市文化教育事業發展等途徑促進長江經濟帶各地區的公共服務均等化發展，從而抑制跨區域向發達地區集聚的畸形城市化;省級政府則應根據轄區內各地市的經濟發展狀況，綜合運用財政、政策及產業扶持等手段，著力提升欠發達城市的經濟實力，以促進各地城市化的均衡發展。

第三，轉變政府職能，建設服務型政府。在實施新型城鎮化的過程中要更加注重二者的協調作用，改變以往城鎮化進程中盲目追求經濟發展和城鎮化率高速增長而忽視基本公共服務協調配置的做法，需要政府轉變自己的角色，由經濟建設型政府發展為服務型政府，逐步優化公共服務供給結構，加大對基礎教育、醫療衛生等社會性基本公共服務的財政投入，有效滿足廣大民眾最實際的公共服務需求。