城市化過程中城市土地擴張與經濟增長關系研究

斯日吉模楞

（中央財經大學 經濟學院，北京 100081）

一、引言

隨著我國城市化進程的不斷推進，經濟發展過程中城市建設用地面積逐年增加。20世紀80年代中后期，隨著戶籍制度的改革，我國城市化水平得到了快速提升。據統計數據顯示，1978年我國城市化率僅為17.9%，但到2016年城市化率已高達57.35%，城鎮人口數量超過鄉村人口數量，實現了城市化的跨越式發展。2016年國內生產總值達到了74.4萬億，是2000年的7倍。2000-2015年間城市建設用地面積也逐年增加，土地要素投入的增加推動了城市經濟的發展。國內大量的實證研究表明，改革開放以來，城市土地擴張對我國經濟增長具有顯著貢獻（豐雷等，2008；李名峰，2010；葉劍平等2011；王建康和谷國鋒，2015）［1-4］。城市土地面積的不斷擴張能帶來經濟的持續增長嗎？20世紀末，隨著城市蔓延現象的加劇，如何合理擴張城市土地面積成為研究的焦點。相關研究學者認為，城市土地擴張存在外部成本（Stone JR B，2008；Holcombe R G，Williams D.W，2010）［5-6］。通過梳理已有文獻，本文發現城市用地的擴張推動經濟發展的同時也帶來了相應的外部成本。根據規模經濟理論，當實現的成本最小且收益最大時城市土地面積擴張與經濟增長之間的關系能夠達到最佳狀態，城市土地面積與經濟增長之間呈現的不是簡單的線性關系。

二、文獻綜述

早在19世紀末，國外已經有學者對城市土地擴張開始了研究。到20世紀20年代時，城市土地利用理論研究開始系統化，興起了生態學派、歷史形態學派、區位經濟學派及政治經濟學派等不同的研究方法和理論派系（劉盛和和周建民，2001）［7］。隨著20世紀末城市蔓延現象的加劇，如何合理擴大城市土地面積成為研究的焦點，緊湊發展、可持續發展理論思潮紛紛涌現（Mike Jenks and Rod Burgess，2003）［8］。Carruthers（2002）［9］認為，隨著城市土地面積的增加，基礎設施建設等公共服務成本增加，即城市用地的擴張帶來經濟成本。Chiara等（2010）［10］認為，由于城市面積的增加，離城市中心較遠地區公共交通等基礎設施建設的不完善，增加私人交通工具的用量，導致能源消費量的增加和空氣污染的加重，即城市用地擴張帶來環境成本。城市土地擴張有助于城鎮經濟發展的同時占用了稀缺的耕地資源，引起了城市土地擴張和耕地資源保護的矛盾（徐夢潔等，2008）［11］。

國內相關方面的研究始于20世紀80年代。隨著戶籍制度的改革與放款城市用地快速擴展。我國學者關于城市土地擴張的研究主要有城市土地擴張的特征（曾輝和江子瀛，2000；薛東前和王傳勝，2003；孫娟等，2005；周國華和賀艷華，2006；周艷等，2016）［12-16］、驅動因素（徐涵秋，2002；談明洪和呂昌河，2003；王麗萍等，2005；吳宏安等 2005；張新煥等，2005；趙亞莉和劉友兆，2014；周艷等，2016）［17-22，16］和效益（楊益明和陳志，2001；周蓓和李艷娜，2002；李素偉等，2006）［23-25］等方面的研究。關于城市土地擴張影響因素方面，現有文獻歸結為經濟因素、人口因素和政策因素。大多數學者一致認為人口和經濟發展是城市土地擴張的主要驅動力（徐涵秋，2002；談明洪和呂昌河，2003；王麗萍等，2005；吳宏安等2005；張新煥等，2005；趙亞莉和劉友兆，2014；周艷等，2016）［17-22，16］。還有一些學者分析了城市土地擴張的其他影響因素，如工業化和服務業擴展程度是城市擴張的動力（Alonso，1964；Mills，1967；Muth，1969；Brueckner and Fansler，1983；Glaeser and Kahn，2004；Mc Grath，2005；Xiangzheng Deng et al.，2010）［26-32］。劉瓊等（2014）［33］認為，土地財政收入是影響城市土地擴張的重要影響因素。葉林等（2016）［34］通過探討城市擴張、地方政府行為和土地財政收入之間的關系，也得出了土地財政是城市土地擴張主要推動力的結論。樸妍和馬克明（2006）［35］通過運用多元統計分析方法對北京市城市用地擴張原因進行分析后發現，經濟發展程度、二三產業規模、城鄉居民生活差距和固定資產投資額是影響城市用地擴張的主要因素。周其仁（2013）［36］和葉林等（2016）［34］認為城鄉收入差距是城市土地面積擴張的決定因素。綜上所述，城市土地擴張的動因有經濟發展水平、第二產業產值、第三產業產值、城鄉收入差距、產業升級等經濟因素；人口增長率等人口因素；反映政策傾向的人均固定資產投資。

關于城市土地擴張與經濟增長關系的研究，有學者認為經濟增長推動了城市土地面積的擴張（談明洪和呂昌河，2003；王麗萍等，2005；趙亞莉和劉友兆，2014）［18-19，22］，也有學者認為土地擴張對經濟增長有貢獻（豐雷等，2008；李名峰，2010；葉劍平等 2011；王建康和谷國鋒，2015）［1-4］。張俊鳳和劉友兆（2013）［37］分析長三角地區城市擴張與經濟發展關系，認為二者之間存在雙向和單項因果關系，杭州、無錫等地區經濟增長仍過度依賴建設用地擴張。

通過梳理上述文獻發現，不同學者從不同的角度分析城市土地擴張問題并得出了豐富的結論。而在城市土地擴張和經濟增長關系研究方面，學者們主要分析了二者的因果關系，鮮有文獻研究城市土地擴張與經濟增長之間的非線性關系。本文為了探索城市土地擴張與經濟增長之間的非線性關系及其不同區域間的差異，利用全國、東、中和西部等不同空間尺度樣本數據，建立實證模型，逐一分析二者之間的關系。同時，把文獻綜述中梳理的影響城市土地擴張的其它因素引入實證模型，加以分析了不同空間尺度上的城市土地擴張影響因素。

三、研究方法與數據來源

（一）模型設定與變量選擇

為了分析城市用地面積與我國經濟增長之間的關系，本文以城市建設用地面積自然對數為因變量，非農業產值為自變量建立實證模型，并控制了其它城市土地擴張影響因素。同時，為了檢驗模型的穩健性，把全國31個省份，按地理位置分東、中、西部，再對模型進行回歸。本文為了分析城市土地擴張與經濟增長之間的非線性關系，模型中引入了經濟增長指標的二次項，具體回歸模型如下：

公式中：lnY為城市建設用地面積自然對數；GDP為城市人均非農產業產值；X為控制變量；a0、a1、a2、a3、an為回歸系數；ct是年度固定效應；ci是地區固定效應；εit為隨機誤差項；i代表省份，t代表年份。控制變量包括：

（1）工業化程度（inds）。隨著城市化的深入，城市經濟的增長需要更多的可利用土地面積，而成功的城市化需要工業和服務業的快速發展（Parker，1996）［38］。工業化和服務業擴展程度是城市核心擴張的動力（Kaufmann，2003；Xiangzheng Deng et al.，2010）［39，32］。根據 Kaufmann（2003）［39］，本文以工業增加值占 GDP的比重來表示工業化程度。

（2）服務業發展程度（serv）。與工業化指標衡量方法相同，本文以第三產業增加值占GDP的比重來表示服務業發展程度。

（3）城鄉收入差距（urig）。城市與鄉村居民生活水平、收入水平和消費水平的差距促使人口向城鎮流動，人口聚集帶動了經濟聚集，反過來帶動更高的人口聚集（周其仁，2013）［36］。復合推動力刺激城市對土地的需求。葉林等（2016）［34］認為，城鄉收入差距導致城市人口聚集，從而推動城市土地擴張，人口聚集產生的規模經濟驅動力拉動政府投資偏向生產效率更高的城市，進一步形成城市土地擴張。本文依據葉林等的指標選擇方法，以城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入比值來表示城鄉收入差距。

（4）人口（lnpop）。一個國家或地區的經濟發展過程可以定義為一個國家或地區人口從鄉村轉移到城鎮的過程（Kuznets，1996）［40］。經濟發展的早期階段，農業在經濟發展過程中占有主導地位。將生產效率相對低的農業部門勞動力轉移到非農業部門是經濟發展進程的主要動力之一（Beauchemin and Schoumaker，2005）［41］。城市人口是城市用地擴張的基本動力（周國華等，2006）［15］。城市人口的增加導致城市住房、交通和公共設施的需求增加，加劇了城市承載壓力，推動城市土地的擴張（談明洪和呂昌河，2003）［18］。根據Brueckner and Fansler（1983）［41］，本文把城鎮人口的自然對數納入影響城市土地面積的控制變量。

（5）人均固定資產投資（fai）。固定資產投資是建造和購置固定資產的經濟活動，是社會固定資產再生產的主要手段。固定資產投資能夠表示政府政策偏好。城市固定資產大部分用在了城市及工業基礎設施投資及土地購買，這會直接推動城市建設用地規模的增加（舒幫榮等，2014）［42］。鑒于此，本文把人均固定資產投資額作為影響城市土地擴張的政策因素之一。以全年城鎮固定資產投資總額除以該地區城鎮人口數表示人均固定資產投資額。

（6）產業結構升級（indsu）。產業結構升級、產業集群化發展降低城市工業用地比例（周國華和賀艷華，2006）［15］。所以產業結構升級與城市土地擴張呈負相關關系。本文選取第三產業產值與第二產業產值的比值來測度產業結構升級狀況（趙可，2016）［43］。

（二）數據來源與數據處理

本文采用2005-2015年我國31個省份面板數據，包括9個指標，共341個樣本點。其中城市建設用地面積自然對數（lnY）作為因變量，人均非農產業產值（gdp）和人均非農產業產值二次項（gdp2）作為主要解釋變量，增加工業化程度（inds）、服務業發展程度（serv）、城鄉收入差距（urig）、人口（lnpop）、人均固定資產投資（fai）、產業結構升級（indsu）等控制變量。所有指標數據均來自《國家統計局》官方網站。

為了考察城市土地變化與經濟增長之間的關系，城市經濟增長指標用人均非農產業產值來表示，數據來源于《國家統計局》官方網站，采用GDP折算指數調整到2005年不變價；人均固定資產投資指標和農業投資指標采用固定資產價格指數調整到2005年不變價。

研究的空間維度不僅包括全國尺度，還結合各省市所處區位及經濟發展狀況，將全國分為東部、中部和西部地區三個空間尺度，其中東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省市，中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8個省份，西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和西藏等12個省、市和自治區。此外，香港、澳門與臺灣地區未納入研究范圍。具體指標特征見下表1：

表1 變量的描述性統計

四、實證結果與分析

（一）面板數據模型設定的檢驗

為了判斷模型設定的具體形式，本文分別進行了個體效應檢驗、隨機效應檢驗和Random Effects-Hausman檢驗，得到相應的統計量估計值分別為63.570、1072.920和18.510，而且均顯著。由于F檢驗P值為0.000，故強烈拒絕“所有個體虛擬變量都為零”的原假設，即認為存在個體效應，固定效應模型明顯優于混合OLS模型。通過LM檢驗得到的P值為0.000，表明隨機效應非常顯著，可見隨機效應模型也優于混合OLS模型。通過上述分析，發現模型中需要加入個體效應，但是還是無法確定使用隨機效應模型還是固定效應模型。為此，需要進行豪斯曼檢驗。由于豪斯曼檢驗P值為0.009，故在5%的顯著性水平下拒絕原假設，應該使用固定效應模型（檢驗結果見表2）。

經濟活動由于不同區域的自然資源和經濟環境存在差異，其區域間的分布特征有所不同?？紤]到我國幅員遼闊，為了充分體現城市土地擴張與經濟增長之間的區域差異，分別分析了東、中、西部三個地區城市土地擴張與經濟增長之間的關系以及影響城市土地擴張的其它因素的變化。

表2 模型設定的檢驗結果

（二）經濟增長對城市土地擴張的全國影響

本文根據豪斯曼檢驗結果使用固定效應模型，運用2005-2015年全國31個省、市數據，回歸分析了城市土地擴張與經濟增長之間的關系。為了檢驗城經濟增長對城市土地擴張影響回歸結果的穩健性，本文在實證模型中逐步引入了工業化程度、人口、服務業發展程度、城鄉收入差距、產業結構升級、人均固定資產投資等控制變量，回歸結果見表3。

模型（1）中只考慮了本文的核心解釋變量人均非農業產值及其平方項。從回歸結果看，經濟增長指標系數在1%水平上顯著為正；同時，經濟增長指標平方項系數在5%水平上顯著為負?；貧w結果表明，表明從全國維度上看，城市土地擴張與經濟增長之間并不存在單純的線性關系，經濟增長與城市土地擴張之間存在“倒U型”關系，即隨著經濟增長城市土地擴張程度逐漸加強，當經濟增長到一定程度時，城市土地擴張程度呈現減弱趨勢。從城市土地擴張對人均非農產業產出指標的回歸系數看，其系數在不同模型中均顯著為正，表示在全國空間尺度，經濟發展水平推動了城市土地擴張。

模型（2）中引入了人口因素控制變量。從回歸結果中發現，經濟增長指標系數仍在1%水平上顯著為正，經濟增長指標平方項系數在1%水平上顯著為負，表示經濟增長與城市土地擴張之間存在顯著的“倒U型”關系；城市人口增長率指標在1%水平上顯著為正，表示城市人口的增加促使城市土地面積擴張。

模型（3）中引入了固定資產投資控制變量。從回歸結果發現，經濟增長指標及其平方項系數均在1%水平上分別顯著為正值和負值，表示經濟增長與城市土地擴張之間存在的“倒U型”關系具有穩健性；固定資產投入指標系數在1%水平上顯著為正，表示固定資產投資活動對城市土地擴張產生積極作用。同時，從側面表示，政府在城市土地擴張過程中更傾向于選擇物質資本投資渠道。

模型（4）和（5）中分別引入了工業化程度指標和服務業發展水平指標。從回歸結果看，兩個模型中的經濟增長指標系數均在1%水平上顯著為正，而經濟增長指標平方項系數均在1%水平上顯著為負，反映了經濟增長與城市土地擴張之間存在的“倒U型”關系具有穩健性。在模型（4）和（5）中，工業化發展水平指標系數均在1%水平上顯著為負，表示全國維度上，工業化發展水平并沒有對城市土地擴張產生積極影響。出現這種結果的原因很可能是隨著產業結構的升級，第二產業產值占比逐漸降低，第三產業產值占比逐漸增加，工業用地面積減少導致。服務業發展水平指標系數為顯著水平較低的負值，服務業發展水平對城市土地面積擴張的影響不顯著。

模型（6）和模型（7）中分別逐步引入了產業結構升級和城鄉收入差距控制變量。從回歸結果看，在兩個模型中經濟增長指標系數均在1%水平上顯著為正，而經濟增長指標平方項系數均為顯著負值，反映了經濟增長與城市土地擴張之間存在的“倒U型”關系具有穩健性。模型（6）中引入的產業結構升級指標系數在1%水平上顯著為負，即產業結構的升級會減弱城市土地擴張，符合產業結構升級、產業集群化發展降低城市工業用地比例的經濟意義。模型（7）中引入的城鄉收入差距控制變量系數在1%水平上顯著為負，表示城鄉收入差距的加大減弱了城市土地擴張程度。

總的來看，在實證模型中逐步引入不同控制變量過程中，經濟增長指標系數始終為顯著正值，而經濟增長指標平方項系數始終為顯著負值，反映了在全國維度上，經濟增長與城市土地面積擴張之間存在“倒U型”關系，并且這種關系很穩??；從人口變量系數看，在逐步引入不同控制變量過程中其系數均呈現出顯著的正值，表明城市人口的增加是城市土地擴張的主要推動因素之一；工業化發展和產業結構升級和城鄉收入差距顯著降低了城市土地擴張；而固定資產投資和服務業發展水平對城市土地擴張的影響不顯著。

表3 我國經濟增長對城市土地擴張影響回歸結果

（三）東、中、西部地區經濟增長對城市土地擴張的影響

由于我國幅員遼闊、東西南北差異較大，為了進一步探索城市土地面積擴張與經濟增長在不同地區維度上的關系，并檢驗實證模型的穩健性，把全國31個省市按照地理位置分為東、中、西部三個區域，并對實證模型進行了回歸分析。

1.東部地區經濟增長對城市土地擴張的影響

本文為了探索經濟較發達的東部地區經濟增長與城市土地擴張之間的關系，以2005-2015年11個東部省市為樣本，在實證模型（1）中逐步引入不同控制變量進行回歸分析，結果如下表4所示。從實證分析匯報結果看，在表4中的模型（1）-（7）中逐步引入不同控制變量過程中，經濟增長指標系數一直呈顯著的正值，經濟增長指標平方項系數一直呈顯著的負值，表明東部地區經濟增長與城市土地擴張之間存在顯著的“倒U型”關系，并且這種關系非常穩健。從東部地區城市土地擴張對經濟增長的回歸系數看，其系數在不同模型中均顯著為正，并且其系數大于全國尺度的回歸系數，反映東部地區經濟發展水平對城市土地擴張的影響大于全國水平。這從另一個側面反映了東部地區城市化的水平和城市化質量比全國水平高。

表4 東部地區經濟增長對城市土地擴張影響回歸結果

除了分析核心變量與城市土地擴張之間的關系之外，回歸模型中引入了影響城市土地擴張的其他控制變量，如第二產業產值占比、第三產業產值占比、人口、城鄉收入差距、產業升級、人均固定資產投資等。在模型中引入的不同控制變量系數看，城市人口系數一直顯著為正，表示城市人口的增加是東部地區城市土地擴張的主要原因。東部地區城市人口增加對城市土地擴張的影響系數大于全國尺度的系數，表示東部地區單位城市土地面積承載力比較大，反映東部地區城市化水平和城市化質量高于全國平均水平。產業結構升級系數顯著為負，表示東部地區產業結構優化升級、產業集群化發展程度較高，提高了城市土地利用效率，優化城市土地擴張質量。城市固定資產大部分用在了城市及工業基礎設施投資及土地購買，這會直接推動城市建設用地規模的增加（舒幫榮等，2014）［42］。而東部地區固定資產投資指標系數為顯著的負值，反映東部地區城市土地擴張顯著減弱了城市土地擴張速度，反映東部地區固定資產投資大多數用在了城市基礎設施建設等公共服務項目上，提高了城市土地利用效率，緩解無謂的城市土地擴張行為。而工業化程度指標、服務業發展水平指標和城鄉收入差距指標系數在不同模型中呈現的系數符號不一致，表明東部地區工業化發展、服務業發展和城鄉收入差距對城市土地擴張產生的影響不穩定。

2.中部地區經濟增長對城市土地擴張的影響

本文為了探索中部地區經濟增長與城市土地擴張之間的關系，以2005-2015年8個中部省市為樣本，在實證模型（1）中逐步引入不同控制變量進行回歸分析，結果如下表5所示。從表5中的回歸結果看，在實證模型中逐步引入不同控制變量過程中，經濟增長指標系數在7個模型中均表現出顯著的正值，而經濟增長指標平方項系數則均表現為顯著的負值。由此可見，中部地區經濟增長與城市土地擴張間也呈現出“倒U型”關系，并且這種關系很穩健。從中部地區城市土地擴張對經濟增長回歸系數看，其系數在不同模型中顯著為正，但是其系數小于東部地區，表明中部地區經濟增長推動了城市土地擴張，但中部地區經濟增長對城市土地擴張的推動作用小于東部地區。這也從側面反映了中部地區城市化水平和質量比東部地區低。

表5 中部地區經濟增長對城市土地擴張影響回歸結果

模型中引入的控制變量系數來看，人口變量系數顯著為正，但是其系數小于全國尺度和東部地區，反映中部地區城市土地擴張中人口因素的影響程度低于東部地區和全國平均水平。從城市土地擴張對固定資產投資回歸系數看，其系數在不同模型中均表現出顯著為正，表明中部地區城市土地擴張中投資活動的影響比較顯著。側面反映出，中部地區城市固定資產大部分用在了工業基礎設施投資及土地購買等，從而推動了城市土地擴張。工業化發展指標系數在模型（4）中表現為顯著的正值，表明中部地區工業化發展推動城市土地擴張，但這種推動作用并不穩健。服務業發展水平、產業升級和城鄉收入差距指標系數不顯著，表明在中部地區服務業發展水平、產業結構升級和城鄉收入差距對城市土地擴張的影響不顯著。從側面反映了中部地區服務業發展水平和產業結構優化程度較低。

3.西部地區經濟增長對城市土地擴張的影響

本文為了探索中部地區經濟增長與城市土地擴張之間的關系，以2005-2015年12個中部省市為樣本，在實證模型（1）中逐步引入不同控制變量進行回歸分析，結果如下表6所示。從表6中的回歸結果看，在實證模型中逐步引入不同控制變量過程中，經濟增長指標系數在7個模型中均表現出顯著的正值，而經濟增長指標平方項系數則（除了模型（1）和（7））均表現為顯著的負值。由此可見，中部地區經濟增長與城市土地擴張間也呈現出“倒U型”關系，并且這種關系很穩健。從西部地區城市土地擴張對經濟增長回歸系數看，經濟增長系數在不同模型中均表現出顯著的正值，表明西部地區經濟增長推動了城市土地擴張，但是其系數小于東部地區回歸系數，說明，西部地區經濟增長對城市土地擴張的推動作用小于東部地區。這也從側面反映了西部地區城市化水平和質量比東部地區低。

模型中引入的控制變量中，人口變量指標在不同模型中均表現為顯著的正值，說明在西部地區城市土地擴張的主要推動因素為城市人口。由于我國事實“西部大開發戰略”，加大支持東部地區發展，加快了西部地區城市化步伐，城市人口對城市土地擴張的推動作用較大。固定資產投資在模型（2）中表現出顯著推動城市土地擴張的特征，但在其他模型中其系數雖為正，但并不顯著，表明西部地區城市固定資產投資可能推動城市土地擴張，但其影響不穩定。工業化發展程度對城市土地擴張的系數顯著為負，出現這種結果的原因很可能是隨著產業結構的升級，第二產業產值占比逐漸降低，第三產業產值占比逐漸增加，工業用地面積減少導致。城鄉收入差距、服務業發展和產業結構升級對西部地區城市土地擴張的影響不顯著。

表6 西部地區經濟增長對城市土地擴張影響回歸結果

4.東、中、西部地區城市土地擴張與經濟增長關系對比分析

從上面分別對東、中、西部地區經濟增長與城市土地擴張之間的回歸分析可知，三個地區的經濟增長和城市土地擴張之間均呈現出“倒U型”關系，即隨著三個地區經濟增長，城市土地逐漸擴張，當經濟增長到一定程度時，城市土地擴張呈現減弱趨勢。為了對比分析東、中、西部地區城市土地擴張出現的拐點，本文利用實證分析結果中的指標系數估計值，畫出了三個地區經濟增長與城市土地擴張之間存在的“倒U型”關系圖（詳見圖1）。

圖1 東、中、西部地區經濟增長與城市土地擴張關系圖

從圖1來看，東部地區城市土地擴張出現拐點時的經濟增長水平較高，大約城市人均非農產業產值達到13.5萬元時出現拐點。東部地區2015年城市人均非農產業產值平均值已達10.140萬元，說明東部地區城市土地擴張離拐點的距離比較近，反映了東部地區城市土地擴張與經濟增長關系幾乎處在最優狀態。而中部地區城市土地擴張出現拐點時的經濟增長水平較低，大約在中部地區城市人均非農產業產值達到5.56時出現拐點。而中部地區2011年平均城市人均非農產業產值達到5.6萬元，即中部地區城市土地擴張以2011年為拐點，呈“先擴大后縮小”趨勢，中部地區城市土地擴張速度出現緩慢現象。西部地區城市土地擴張出現拐點時的經濟增長水平較高，大約在城市人均非農產業產值達到15萬元時出現拐點。西部地區2015年城市人均非農產業產值平均值達7.380萬元，說明西部地區城市土地擴張離拐點的距離較遠。

從城市土地擴張離拐點的距離來看，中部地區城市土地擴張已出現拐點，東部地區城市土地擴張離拐點的距離非常近而西部地區城市土地擴張離拐點比較遠。因東部地區經濟發展程度比較快，城市建設程度比較完善，2005-2015年東部地區平均城市建設用地面積達到2071.120 km2，城市化水平比較高（63.800%），城市人口達到2943.960萬人，基礎建設水平較高，城市土地擴張的正外部性比較大，所以在三個地區當中出現拐點時的人均非農產業產值比較高。中部地區2005-2015年平均城市建設用地面積為1402.410 km2，平均城市人口為2414.310萬人，相對東部地區，城市建設用地面積大約東部地區的一半，而城市人口相差不大，中部地區城市人口密度比較大，由于城市人口增加提高了城市基礎設施建設等公共服務成本，打破城了市規模經濟狀態。西部地區具有地廣人稀的特征，經濟發展水平相對落后于東、中部，城市化水平較低，2005-2015年平均城市化水平為41.440%，平均城市建設用地面積為710.650 km2，城市擴張和經濟發展水平空間比較大。

總的來說，東部地區曲線在最上方，這從側面反映了東部地區作為我國經濟發展最快的地區，其城市土地擴張程度也高于同期其他地區水平。中部地區曲線在最下方，反映了“中部塌陷”現象。面對東部地區的繁榮，中部地區經濟發展水平低于東部地區，而經濟增長速度方面，中部地區又慢于西部地區。由于中部地區是我國最重要的糧食生產基地，從國家糧食安全與保護耕地考慮，中部地區需要改變城市化發展模式，加快傳統城鎮化向新型城鎮化的轉型。西部地區是我國經濟發展水平最低的地區，很多研究表明經濟增長是推動城市土地擴張的主要推動因素，照此推理，西部地區城市土地擴張應該是三個地區中最緩慢的地區。但是，從圖中發現，西部地區城市建設用地面積增長率比同期中部地區要高。導致此結果的可能原因在于，20世紀90年代末開始我國實施“西部大開發”戰略政策，促使西部地區城市化建設進程，推動了西部地區城市土地擴張速度。由此，我們可以發現，在我國不同地區經濟發展過程中政府政策對城市土地擴張中的影響比較大。無論是從全國空間維度還是從地區空間維度，我國城市土地擴張與經濟增長之間存在著“倒U型”關系。城市土地擴張速度隨著經濟增長呈“先加快后減慢”的趨勢。說明城市土地面積的擴張與經濟增長之間存在最優狀態。我國不同地區在城市土地擴張過程中需要堅持“集約式”的城市發展模式，使城市土地擴張與經濟發展相適應。

五、結論與啟示

本文利用我國2005-2015年31個?。ㄊ校┟姘鍞祿?，采用固定效應模型，分析了我國31個?。ㄊ校┖蜄|、中、西部地區城市土地面積與經濟增長之間的非線性關系，并探究了不同空間尺度城市土地擴張的主要影響因素，得出的主要研究結論和啟示有：

（1）無論是全國尺度還是不同區域尺度，城市土地擴張與經濟增長之間均存在著“倒U型”關系，即隨著經濟增長城市土地擴張速度逐漸增加，當經濟增長到一定程度時，城市土地擴張速度呈現緩慢趨勢。

（2）在不同地區間城市土地擴張程度有顯著的差異，東部地區最快，其次是西部地區，而中部地區最慢。東部地區作為我國經濟發展最快的地區，其城市土地擴張程度高于同期其他地區水平。中部地區曲線在最下方，反映了“中部塌陷”現象。面對東部地區的繁榮，中部地區經濟發展水平低于東部地區，而經濟增長速度方面，中部地區又慢于西部地區。由于中部地區是我國最重要的糧食生產基地，從國家糧食安全與保護耕地考慮，中部地區需要改變城市化發展模式，加快傳統城鎮化向新型城鎮化的轉型。西部地區雖是我國經濟發展水平最低的地區，但由于我國“西部大開發戰略”，西部地區經濟得到了快速發展，促使了西部地區城市化進程，推動了西部地區城市土地擴張。

（3）由于東、中、西三個地區經濟發展水平和土地面積等因素的差異，城市土地擴張與經濟增長之間出現的拐點處有所不同。從城市土地擴張離拐點的距離來看，中部地區城市土地擴張已出現拐點，東部地區城市土地擴張離拐點的距離非常近而西部地區城市土地擴張離拐點比較遠。說明東部地區城市土地擴張與經濟增長關系幾乎處在最優狀態；中部地區城市土地擴張以2011年為拐點，呈“先擴大后縮小”趨勢，中部地區城市土地擴張速度出現緩慢現象；而西部地區城市土地擴張與經濟增長關系離最優狀態比較遠，需要加大城市化建設，推動經濟發展。

（4）在不同地區間城市土地擴張影響因素有差異。全國尺度城市土地擴張主要推動因素為人口和經濟增長；東部地區城市土地擴張主要推動因素為人口和經濟增長；中部地區城市土地擴張主要影響因素為人口、經濟增長和固定資產投資；西部地區城市土地擴張最主要影響因素為人口，其次是經濟增長。從分析結果發現中部地區固定資產投資對城市土地擴張有顯著的推動作用。這也從側面反映了中部地區加大投資、提高內需的方式改善“塌陷”問題。無論是基于促進中部崛起的全局性戰略考慮，還是持續有效的實施擴大內需的政策，都有必要加大中部地區中心城市及城市群的投資力度（孫紅玲，2012）［44］。

我國人口眾多、地域廣泛、區域發展不平衡，不同地區經濟發展水平、經濟發展速度、城市化水平等都不同。在城市化過程中，不同地區需要根據自身條件，改變城市化發展模式，從傳統城市化發展模式轉變為新型城鎮化發展模式，提高城市化質量，保持城市土地擴張與經濟增長之間的最優狀態。我國不同地區在城市土地擴張過程中需要堅持“集約式”的城市發展模式，使城市土地利用效率最大化，使城市土地擴張與經濟發展相適應，實現土地合理化配置、城鄉協調發展。