時空視角下國土空間生態修復與城鎮化發展效應的耦合聯動研究

張中秋,張裕鳳,胡寶清

(1.內蒙古師范大學 地理科學學院,內蒙古 呼和浩特 010022;2.北部灣大學 資源與環境學院,廣西 欽州 535011;3.內蒙古自治區土地利用與整治工程技術研究中心,內蒙古 呼和浩特 010022;4.南寧師范大學 北部灣環境演變與資源利用教育部重點實驗室,廣西 南寧 530001)

0 引言

當前階段,中國生態文明建設正處于關鍵期,經濟社會高速發展和城鎮化高質量建設必將對中國地表國土空間產生顯著影響[1,2]。城鎮化不僅是經濟社會發展的永動力,還是影響國土空間布局與生態環境演變的重要因素。2021年頒布實施的《新型城鎮化規劃(2021—2035年)》中強調“要遵循生態文明建設理念,在新型城鎮化建設中確保國土空間開發與生態修復保護相協調”。2022年,黨的二十大報告中提出“優化國土空間發展格局,推進以人為核心的新型城鎮化,堅持山水林田湖草沙一體化保護和系統治理”,國土空間生態修復和新型城鎮化建設已成為兩大國家發展戰略。近年來,隨著城鎮化進程的高速推進,暴露出城市資本積累過剩、城鄉發展不均衡、生態環境退化嚴重、國土空間生態修復滯后等一系列社會、經濟和生態不協調問題,不利于我國國土空間安全格局的構建。因此,開展國土空間生態修復與城鎮化發展效應之間的耦合聯動研究具有緊迫性。

目前,學者們從多角度開展了相關研究,成果豐碩。國外對城鎮化與生態環境的研究較早,從側重城鎮化與社會經濟、生態環境的單向作用向雙向交互研究轉變,在城鎮化S曲線[3]的基礎上,提出了環境庫茲涅茨曲線[4]和脫鉤理論[5],運用PSR[6]等模型開展城鎮化與生物多樣性[7]、溫室氣體[8]、居民福祉[9]等研究,并提出了城市批判論[10,11]和NbS[12]實踐模式,開展了星球城市化研究,認為城市化是在全球資本擴散中對空間的“創造性毀滅”和“時空修復”的互動過程[13]。國內學者以“天人合一”和“道法自然”的哲學觀為基礎[14],對城鎮化與生態環境的耦合機理進行研究[15,16],認為城鎮化本身是與“山、水、林、田、湖、草、海、人、城、鎮、村”等自然資源和人文資源的多維耦合系統[17],城鎮化的建設始終與國土空間和生態環境發生復雜的物質能量循環和信息交流[18],并參考系統論和生態學理念,運用神經網絡、灰色關聯、耦合協調、空間分析等模型[19,20],從“生態環境—經濟—城鎮化”[21]、“鄉村振興—新型城鎮化—生態環境”[22]、“城鎮化—國土空間”[23]和“城鎮化—產業結構—生態環境”[24]等方面開理論與實踐研究。在交互理論層面,學者們認為城鎮化與生態環境是“遠”與“近”、“時”與“空”的魔方關系,探析了二者耦合原理與協調發展模式[25],并提出了以萬物生靈為本的新型城鎮化理念[26]。在實證分析層面,以我國中東部典型省份和主要經濟區為研究對象,揭示了城鎮化與生態環境、資源產業、社會經濟之間的發展規律。通過文獻整理發現,學者們的研究視角由社會學向社會、經濟、自然、生態等綜合視角轉變,研究方式由單一學科向多學科交叉轉變,研究方法也向計量經濟模型擴展。已有成果為本文提供了重要參考,但仍存在以下不足:一是研究內容側重生態環境與城鎮化,有關國土空間生態修復與城鎮化發展效應的研究鮮有報道;二是研究方式多為以截面數據為主的常規評估,基于面板數據的空間計量模型的應用有待開發;三是耦合聯動的理論觀察視角有待進一步擴展。

鑒于此,本文以國土空間生態修復的“資源—資產—資本”屬性和城鎮化發展的“集聚—紅利—財富”效應為核心構建指標體系,從人地耦合的時空視角探析二者之間的聯動機理,以2005—2020年中國31個省區市的面板數據為基礎,運用綜合評價、耦合協調、面板自向量回歸和空間杜賓模型,對二者的時序演變和空間交互效應進行實證分析,以期為高質量發展提供參考。

1 材料與方法

1.1 理論框架分析

1.1.1 內涵與屬性特征

國土空間生態修復的本質包含國土生態修復和空間生態修復雙重內涵,前者主要表現為山、水、林、田、湖、草及其所在地理空間的資源性生態修復[27],后者主要表現為經濟社會發展中資本投資轉向國土空間的資本性生態修復,是伴隨城鎮化發展解放國土空間生產力的過程(圖1)。國土空間生態修復的對象是山、水、林、湖、草等自然資源,修復后能增加自然資源的經濟供給,體現了資源屬性。修復后增加資源經濟供給彈性并形成資產交易指標,是社會經濟資本投資轉向受損的國土空間以實現資源和資本再循環的空間資本化規律的主要表現,體現了資產屬性。修復所需資本源自社會經濟投資和生態儲備,修復后增加的資源和形成的資產交易會創造國民財富,資本空間視域的國土空間生態修復目的是緩解資本積累過剩并尋求綠色資本與生態財富的創造,體現了資本屬性。因此,國土空間生態修復具有資源、資產和資本屬性特征。

圖1 國土空間生態修復與城鎮化發展效應的內涵及其交互機制

城鎮化發展效應的核心是通過人口、產業和資源的集聚,取得規模化發展效應,并均衡分配成果紅利,形成經濟財富創造體系,是在特定的國土空間環境下開展社會生產并調節生產關系的過程,其內涵是在城鄉融合發展中更重視對國土等自然資源的高效利用,突出用資源生態環境效益賦能社會經濟效益。城鎮化發展的基礎是各類資源的集聚并形成規模化,在資源空間配置過程中實現均衡紅利和創造財富的過程[28]。規模集聚效應是社會生產關系轉變的基礎,在城鎮化進程中,一方面會產出紅利效應,主要表現為提高社保、醫保、教育水平和對人居環境、人地關系等的優化調控;另一方面會產出財富效應,主要表現為提高收入、縮小城鄉差距和開展生態文明建設等的財富創造,是永續發展的根基。因此,城鎮化發展具有集聚效應、紅利效應和財富效應特征。

1.1.2 耦合與聯動關系

耦合是描述兩個及以上系統通過各種因子之間的交互作用而彼此影響的關系,各系統間耦合的越緊密,聯動的作用就越大,耦合是聯動的內在基礎,聯動是耦合的外在表現。國土空間生態修復能推動城鎮化的高質量發展,城鎮化發展也能促進國土空間生態修復的高效率建設,二者之間存在多維多向的耦合聯動關系(圖2)。

圖2 國土空間生態修復與城鎮化發展效應的耦合聯動框架

國土空間生態修復反映了人與自然的關系,屬于一定生產關系下的生產力范疇。城鎮化發展反映了人與人、人與自然之間有關資源資產資本的物質利益關系,屬于一定生產力基礎上的生產關系范疇。一方面,城鎮化發展及其空間生產不僅是一個社會現象,更是一個社會過程,是一個集人口城鎮化、社會城鎮化、經濟城鎮化、環境城鎮化和城鄉統籌化于一體的社會關系再生產的過程,也是社會利益再分配的過程[1];另一方面,國土空間生態修復體現了社會生產力水平,是人類社會開展城鎮化建設從“國土空間、自然資源”中獲取與再獲取物質資料的能力,是城鎮化建設中資本生產的核心載體,是資本逐利的主要對象,還是社會資本投資轉向的重要目標,社會資本的空間資本化轉向使國土空間生態修復被資本化的程度越來越高,促進了生態產品第四產業的形成與發展,推動城鎮化高質量發展,優化了社會生產關系。城鎮化創造了發展紅利和國民財富,有利于促進社會資本投資轉向國土空間開展生態修復,推進生態儲備,帶動綠色發展,提高了社會生產力水平。

1.1.3 評價指標體系

綜上所述,國土空間生態修復與城鎮化發展效應之間存在交互促進、耦合協調、作用與反作用的運動規律。為了能進一步量化國土過分間生態修復與城鎮化發展效應之間的交互作用情況,遵循指標選取的代表性、地域性、數據可得性等原則,以國土空間生態修復的資源、資產、資本屬性和城鎮化發展的集聚、紅利、財富效應為準則,構建評價指標體系(表1)。

表1 國土空間生態修復與城鎮化發展效應評價指標體系

1.2 研究方法與數據來源

1.2.1 時序評估模型

模糊綜合評價。采用極差法對數據進行標準化,用熵值法計算指標權重,繼而開展綜合評價,計算公式為:

(1)

(2)

式中:U1和U2為國土空間生態修復和城鎮化發展效應綜合指數;wj為各指標權重;Xij為標準化后的數據矩陣。

核密度估計。核密度是通過平滑函數描繪樣本數據動態分布的非參數估計方法[37],采用高斯核密度繪制核密度圖,計算公式為:

(3)

耦合協調模型。為測度兩個及以上系統之間相互協調程度,耦合度是模型的核心并以此衡量系統間耦合關系強弱[38],運用該模型評測國土空間生態修復和城鎮化發展效應之間的耦合程度與協調狀態,計算公式為:

(4)

式中:D代表耦合協調度;α和β為系數,α=β=0.5。

參考相關文獻[38],將耦合協調類型劃分如表2所示。

PVAR模型。該模型是由Holtz-Eakin等首次提出,是基于面板數據研究多變量在時間上存在交互作用的有效工具,面板數據yit包含個體和時間兩個維度,相較截面數據使用該模型可緩解變量之間的多重共線性問題[39]。對于一些微觀問題變量之間的交互關系可借助該模型進行量化考察[40],計算公式為:

(5)

式中:yit代表系統變量矩陣,是包含城鎮化發展效應和國土空間生態修復的二維列向量;i為不同個體;t表示時間;j代表變量的滯后除數;β0為截距項;βj為回歸系統矩陣;ft為個體固定效應;dt為時間固定效應;εit為隨機擾動項。

1.2.2 空間計量模型

全局Moran′sI指數。空間自相關是檢驗某一變量的空間屬性值是否顯著的與其相鄰空間點上的屬性值具有關聯性的指標[41],采用全局Moran′sI指數評估變量的空間集聚特征,計算公式為:

(6)

空間杜賓模型。該模型是研究變量之間在空間上交互影響的有效工具[42],可與PVAR模型一起,研究變量之間的時空交互關系。依據PVAR模型結果,設國土空間生態修復(G)為被解釋變量,城鎮化發展效應(CZH)為核心解釋變量。其他控制變量從指標體系中選取權重較大的指標,主要有土地整治規模(TZZ)、地質災害防治投資(DZT)、環境污染治理投資(HWT)、封山育林規模(FSY)、除澇規模(CLG)和濕地面積(SDM)。空間杜賓模型反映了一個省域的被解釋變量不僅會受到周圍省域被解釋變量的影響,還會受到周圍省域解釋變量的影響,計算公式為:

Git=β0+ρWGit+β1CZHit+β2TZZit+β3DZTit+β4HWTit+β5FSYit+β6CLGit+β7SDMit+γXit+εit

(7)

式中:i為省截面;t為時間;ρ為空間回歸系數,表示被解釋變量的空間溢出方向和大小;W為空間權重矩陣;β0為常數項;β1—β7為解釋變量彈性系數;εit為隨機擾動項;X為解釋變量與W的乘積;γ為各乘積的估計系數。

1.2.3 數據來源

本文的研究對象和樣本為省級單元,由于我國臺灣地區、香港和澳門特別行政區統計數據有缺失,故本文選取31個省區市,考慮數據的可獲得性,將樣本的時間序列定為2005—2020年。各指標的原始數據均來自《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國水利統計年鑒》《中國國土資源統計年鑒》《中國城鄉建設統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》《中國衛生統計年鑒》《中國社會統計年鑒》《中國住戶統計》和中國知網社會發展統計數據庫。為了避免價格因素對模型的干擾,對以貨幣為單位的指標均采用消費者價格指數進行平減處理。部分指標數據在個別年份有缺失,采用內插法補齊處理。

2 結果及分析

2.1 綜合評價結果

從圖3可見,2005—2020年中國31個省區市國土空間生態修復和城鎮化發展效應水平均呈遞增趨勢。

注:基于自然資源部標準地圖服務網站GS(2020)4619號標準地圖制作,底圖邊界無修改。

從各省綜合指數情況來看,城鎮化發展效應平均得分(0.409)高于國土空間生態修復(0.332)。2020年國土空間生態修復程度最高的為江蘇省,據統計“十三五”期間江蘇省礦山生態修復0.73萬hm2、濕地保護282萬hm2、公益林治理38萬hm2、國土綜合整治48.07萬hm2,資源保護與國土空間生態修復成效位居全國首位。2020年城鎮化發展效應最高的為上海市,據統計2020年上海市城鎮化率為89.3%,城鎮和農村常住居民可支配收入分別為76 437和34 911元,城鎮化水平位居全國首位。從全國來看,2005—2020年,國土空間生態修復由0.179增至0.740,年均增長率為14.13%,表現為“中部>東部>東北>西部”。城鎮化發展效應由0.134增至0.833,年均增長率為13.66%,表現為“東部>中部>東北>西部”。總體來看西部地區低于東部,北方地區低于南方,西北地區提升潛力較大。

從指標層的權重情況看,國土空間生態修復系統中的地質災害防治投資(0.129)和土地整治規模(0.126)權重最大,從各指標對應的自然資源要素情況來看,山要素(0.259)和水要素(0.240)所占權重最大,具體表現為“山>水>田>湖>林>草”。將各指標按資源、資產和資本屬性進行歸總,其權重依次為0.252、0.357和0.391,資本性權重最大,資源性權重最小。城鎮化發展效應系統中私營企業與個體就業數(0.127)和全社會固定資產投資總額(0.114)權重最大,從各指標對應的城鎮化類型來看,經濟和社會城鎮化所占權重最大,具體表現為“經濟=社會>人口>環境>土地>城鄉統籌”。將各指標按集聚、紅利和財富效應進行歸總,其權重依次為0.278、0.364和0.358,紅利和財富效應權重較大,集聚效應權重較小。總體來看,中國國土空間以資本和資產性生態修復為主,城鎮化發展以紅利和財富效應為主。

2.2 核密度結果與分析

從城鎮化發展效應核密度曲線(圖4a)來看,2005年波峰最大,核密度分布曲線的中心和區間隨時間逐漸向右移動,且移動幅度輕微變小,表明城鎮化發展效應綜合指數水平不斷提升,但增速放緩。2005—2020年綜合指數的波峰持續降低,波峰寬度逐漸變大,2005年波峰寬度最小,2020年波峰寬度最大,表明我國城鎮化效應的極化現象正在消融。從國土空間生態修復核密度曲線(圖4b)來看,2005年波峰最大,核密度分布曲線的中心和區間隨時間逐漸向右移動,移動幅度逐漸變小,且波峰左側曲線有抬升趨勢。2020年波峰寬度最大,峰高最小,波峰右側曲線拖尾明顯,表明各省區市國土空間生態修復綜合水平存在一定的差異性。

圖4 2005—2020年中國城鎮化發展效應、國土空間生態修復的核密度

2.3 耦合協調結果

31個省區市國土空間生態修復與城鎮化發展效應的耦合協調狀態如圖5所示,其中496個樣本中最小值為0.429,最大值為0.774,主要類型分布在瀕臨失調至中級耦合協調區間內。2005年耦合協調度較大的分別為黑龍江(0.639)、遼寧(0.621)和北京(0.597),較小的為西藏(0.432)、貴州(0.46)和青海(0.469)。2020年耦合協調度較大的分別為江蘇(0.774)、山東(0.759)和河南(0.736),較小的為西藏(0.518)、海南(0.529)和青海(0.544)。2005—2020年,31個省區市的耦合協調度總體呈上升態勢(圖6),由0.394增至0.886,年均增長率為5.91%,表現為從輕度失調向良好耦合協調快速轉變的發展態勢。自黨的十六大報告提出走中國特色城鎮化道路后,十七大報告明確了生態文明建設總體要求,先后實施了《全國城鎮體系規劃(2006—2020年)》《全國土地利用總體規劃綱要(2006—2020年)》《全國主體功能區規劃》和《生態文明體制改革總體方案》等政策,各省區市大力開展國土綜合整治和國土空間生態修復工作,注重城鎮化建設中對國土空間的開發保護,嚴控城鎮化發展引發的生態環境負效應問題,促進了城鎮化與國土空間保護的協調發展。

圖5 中國31個省區市的耦合協調類型

圖6 2005—2020年中國31個省區市國土空間生態修復與城鎮化發展效應的耦合協調度

從宏觀來看,2020年東部地區耦合協調度較大的是江蘇和山東,較低的是海南和天津,東部10省市的平均值為0.681,是2005年的1.23倍。中部地區耦合協調度較大的是河南和湖北,較小的是山西和江西,中部6省的平均值為0.683,是2005年的1.24倍。西部地區耦合協調度較大的是四川和內蒙古,較小的是西藏和青海,西部12省的平均值為0.617,是2005年的1.5倍。東北地區耦合協調度較大的是黑龍江,較小的是吉林,平均值為0.664,是2005年的1.23倍。2020年,耦合協調度總體表現為“中部>東部>東北>西部”。2005—2020年,我國東部、中部、西部和東北地區耦合協調度的年均增長率分別為1.42%、1.44%、1.38%和0.61%(圖7),年均增長率表現為“中部>東部>西部>東北”。

圖7 2005—2020年中國四大區域國土空間生態修復與城鎮化發展效應的耦合協調度增長率

2.4 PVAR實證結果與分析

2.4.1 描述性統計與模型檢驗

樣本總數496,國土空間生態修復指數均值為0.332,標準差為0.069,最大值是最小值的2.48倍。城鎮化發展效應指數均值為0.409,標準差為0.128,最大值是最小值的5.28倍。依據LLC、IPS和Ht檢驗,變量為1階單整平穩數據。依據Kao、Pedroni和Westerlund檢驗,變量存在協整關系。依據MBIC、MAIC和 MQIC準則,確定最優滯后階數為1階。依據Granger檢驗,國土空間生態修復和城鎮化發展效應互為因果關系,在此基礎上進行PVAR的GMM估計。

2.4.2 脈沖響應分析

本文進行了500次蒙特卡洛模擬(Monte-Carlo),時間跨度為0—10期,得到沖擊反應圖(圖8),其中橫軸(s軸)表示沖擊作用滯后的階數,圖中的實線為IRF響應曲線,縱軸為響應的強度。

圖8 脈沖響應

國土空間生態修復對自身的影響為正,在當期達到最大,沖擊后影響逐漸下降,在第5期后開始收斂并趨于穩定,隨著時間的增加,沖擊響應減弱程度先快后慢,在第10期達到平穩狀態,說明國土空間生態修復的前期內向饋動效應較明顯,對自身有較強促進作用,后期影響變弱。國土空間生態修復對城鎮化發展效應的影響表現為正,沖擊后影響逐漸上升,在第5期后開始收斂并趨于穩定,說明短期內的國土空間生態修復促進城鎮化效應的發展,后期隨著時間的延長,正向沖擊響應趨于穩定。城鎮化發展效應對國土空間生態修復水平的影響表現為正,沖擊后影響逐漸上升,在第5期后開始收斂并趨于穩定,說明短期內城鎮化發展促進國土空間生態修復水平的提升。城鎮化發展效應對自身的影響為正,沖擊后影響逐漸下降,在第5期后開始收斂并趨于穩定,說明短期內城鎮化效應對自身有促進作用。

2.4.3 方差分解

國土空間生態修復與城鎮化發展效應的方差分解結果如表3所示。

表3 方差分解結果

由表3可知,第20期時模型中的各變量已經具備較好的穩定性,依據第20期相應數值對城鎮化發展效應和國土空間生態修復的相互影響程度進行解釋,對于城鎮化發展效應和國土空間生態修復水平的變動,其自身貢獻分別為84.4%和60.9%,說明二者受自身發展慣性的影響較大。對于城鎮化發展效應的變動,受國土空間生態修復影響的程度由第1期的無影響上升到第20期的15.6%,說明城鎮化發展效應后期在一定程度上依賴于國土空間生態修復的帶動。對于國土空間生態修復的變動,受城鎮化影響程度由第一期的0.4%上升至第20期的39.1%,說明國土空間生態修復后期也在一定程度上也依靠城鎮化發展效應的帶動。總體來看,城鎮化發展效應對國土空間生態修復的解釋力更大,二者之間的相互影響程度不對稱。

2.5 空間相關性結果與分析

從表4可見,城鎮化發展效應和國土空間生態修復的全局Moran′sI指數均為正值,城鎮化發展效應全部通過了顯著性檢驗,國土空間生態修復有4個年份未通過10%的顯著性檢驗,表明城鎮化發展效應存在顯著全局正空間相關性,而國土空間生態修復雖然在個別年份未通過顯著性檢驗,但指數為正,因此可判斷其存在一定的正空間相關性。城鎮化發展效應的全局Moran′sI指數在0.299—0.380之間,總體來看由2005年的0.358下降至2020年的0.299,說明城鎮化發展效應的空間自相關程度隨著時間的推進而逐漸減弱,城鎮化的集聚效應呈現弱化趨勢。國土空間生態修復的全局Moran′sI指數在0.228—0.064之間,其空間自相關性遞減,主要原因是各省區市開展的生態修復多以特定點位和局地面狀為主,雖然能使局部空間得到改善,但總體的空間集聚和規模成效不顯著。

表4 全局Moran′s I指數

2.6 空間杜賓模型結果與分析

運用Stata15軟件進行空間杜賓模型檢驗,檢驗結果顯示,豪斯曼檢驗判定是固定效應模型,LR檢驗后判定是時間和個體雙向固定效應,可用空間杜賓模型評估,且不會退化為空間滯后和空間誤差模型。由表5可知,被解釋變量空間回歸系數為0.148,且P值小于1%,說明省份間國土空間生態修復存在顯著正向空間溢出效應,即鄰省開展國土空間生態修復會帶動本省國土空間生態修復。核心解釋變量城鎮化發展效應對國土空間生態修復的影響系數為0.218,通過P值檢驗,其空間滯后系數為0.031,雖然未通過P值檢驗,但說明本省城鎮化發展效應能正向影響本省國土空間生態修復,鄰省城鎮化發展效應對本省的國土空間生態修復也具有正向空間溢出效應。

表5 空間杜賓模型回歸結果

利用偏微分方法對空間溢出效應進行分解,分解結果如表6所示。由表6可知,城鎮化發展效應提高1%帶動國土空間生態修復增長0.292%,其中對本省貢獻0.221%,對鄰省貢獻0.071%,均通過顯著性檢驗,表明國土空間生態修復不僅受本省城鎮化發展效應的直接影響,還受到鄰省城鎮化發展效應的正向空間溢出效應影響,直接效應和空間溢出效應存在累加現象。其他解釋變量中,土地整治和地質災害防治投資對國土空間生態修復的空間總效應最大,土地整治規模增加1%帶動國土空間生態修復增長0.159%,其中本省貢獻0.135%,鄰省貢獻0.024%。地質災害防治投資每增加1%帶動國土空間生態修復增長0.125%,其中對本省貢獻0.106%,對鄰省貢獻0.019%。2005年以來,我國開始大規模實施土地整治工程,對田、水、路、林、村等開展綜合治理,改善了農用地景觀格局。2011年后,開始實施高標準基本農田建設,執行田長、河湖長、林長等制度,優化了山、水、林、田、湖等資源配置。另外,地質災害直接影響人民生命財產安全,國家執行建設項目地質災害危險性評估和環境影響評價審批制度,并充分利用國產衛星、無人機、測繪地理信息和地面調查等手段搭建了完整的監測預警、風險評價體系,為國土空間生態修復奠定了堅實物質基礎。

表6 空間杜賓模型回歸效應分解

3 討論

國土空間生態修復和城鎮化發展是國家兩大戰略,探索二者間的耦合聯動狀況對優化區域人地協調發展具有重要意義。本文以計量經濟學的建模思想為方法論,從時間和空間兩個維度量化了國土空間生態修復和城鎮化發展效應之間的交互作用情況,得到了一定研究結果,下面就幾個問題做進一步討論:

一是國土空間生態修復與城鎮化發展效應之間不僅具有耦合聯動的相關關系,還具有因果關系,前者與“生態環境—城鎮化”[43]、“生態文明—城鎮化”的耦合協調[44]相關研究結論相吻合,后者則是PVAR建模結果的結論。相關關系不一定反映因果關系,而因果關系必然造成相關關系,二者之間存在特定的互饋辯證機理(圖9):國土空間生態修復是以資金性投入產出為主導,圍繞山水林田湖草自然環境體系形成“資源、資產、資本”性循環迭進效應,繼而解放生產力支撐城鎮化發展的過程。城鎮化發展是以規模效應為基礎,圍繞人城鎮村的社會經濟體系形成“集聚、紅利、財富”迭代適配效應,進而調節生產關系助力國土空間優化的過程。在國土空間生態修復中,需要把新型的資本邏輯應用到自然哲學邏輯之中,遵循“山水林田湖草”生命共同體理念,促進自然空間和人文空間均衡協調發展。在城鎮化進程中,也要把生態財富邏輯融入到社會財富邏輯之中,由于國土空間及其自然資源具有稀缺性,在與其他生產資料共同參與城鎮化的資本積累和資本循環過程中,容易出現生態財富與社會財富發展不均衡的問題,需要政府通過生產關系調整加以矯正,進而優化人與人、人與自然之間的物質利益關系,提高生產力水平。

圖9 國土空間生態修復與城鎮化發展效應的互饋辯證機理

二是城鎮化發展效應對國土空間生態修復具有顯著的空間溢出效益,但國土空間生態修復的空間集聚性尚不穩定,前者與城鎮化對生態效率的空間溢出效用[45]、新型城鎮化的高質量發展對生態環境的空間溢出效應[46]相關研究結果相吻合,后者則是全局Moran′sI指數的結果。一方面本區域的城鎮化向綠色、低碳轉型發展,可對鄰近地區產生示范作用。率先開展權籍制度改革、構建自然資源要素觀測體系、實施國土空間生態修復試點、組織要素市場化配置改革、執行用地指標跨省域調劑的省份可在區域間引領示范,促進鄰近地區模仿學習,從而改善國土空間生態修復與治理成效。另一方面,國土空間生態修復的空間集聚性尚不穩定,相鄰地區開展國土空間生態修復對本地區的正向影響還需強化。當前階段,各省開展的生態修復多以特定點位和局地面狀對象為主,雖然能使局部空間得到改善,但總體的集聚和規模成效不高。因此,在新型城鎮化和鄉村振興的背景下,國土空間生態修復需要整合空域、地域、人域、時域和權域五大要點(圖10),全面推進以便更好地發揮其空間溢出效應。

圖10 國土空間生態修復實施框架

三是PVAR模型結果可能暗示了國土空間生態修復將是城鎮化發展與建設的重要內容,國土生態修復和空間生態修復將成為城鎮化高質量發展的兩大抓手。社會資本積累過剩必然引發資本投資轉向與轉型,而國土空間生態修復能增加資源與資產的經濟供給彈性并創造綠色財富,這會成為資本逐利的主要目標和對象。國家通過制定要素市場化配置、全國統一大市場等制度,來引導社會資本向自然資源與空間治理領域流入,促進了生態產品第四產業的形成與發展,并通過調整生產關系來進一步釋放國土空間生產力水平,優化了“三生空間”,為實現人地和諧發展的新局面奠定了重要保障。

4 結論

本文以國土空間生態修復的“資源—資產—資本”屬性和城鎮化發展的“集聚—紅利—財富”效應為核心搭建指標體系,從人地耦合的時空視角探析二者之間的聯動機理,以2005—2020年中國31個省區市的面板數據為基礎,運用綜合評價、耦合協調、面板自向量回歸和空間杜賓模型,對二者的時序演變和空間交互效應進行了實證分析。主要結論如下:①從綜合評價層面看,我國國土空間生態修復的“資源—資產—資本”屬性大小分別為0.252、0.357和0.391,綜合指數由0.179增至0.740。城鎮化發展的“規模—紅利—財富”效應大小分別為0.278、0.364和0.358,綜合指數由0.134增至0.833。②從核密度分布來看,我國城鎮化發展效應的極化現象在消融,國土空間生態修復的差異性在凸顯。從耦合協調性來看,耦合協調度由0.394增至0.886,從輕度失調向良好耦合協調快速轉變,但各省區市發展差異較大。③從PVAR模型結果來看,國土空間生態修復對城鎮化發展效應的解釋力為15.6%,城鎮化發展效應對國土空間生態修復的解釋力為39.1%,二者之間存在不對等的作用與反作用關系,城鎮化發展效應對國土空間生態修復的解釋力更大。④從全局空間相關性來看,國土空間生態修復和城鎮化發展的全局Moran′sI指數均為正,存在正向全局空間自相關性。從空間杜賓模型的回歸結果來看,本省城鎮化發展對鄰省國土空間生態修復具有顯著的正向空間溢出效應,鄰省國土空間生態修復對本省國土空間生態修復也具有顯著的正向空間溢出效應。