黃凌翔，張臣剛，盧 靜，楊 璐

（1.天津城建大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津 300384；2.國(guó)土資源部不動(dòng)產(chǎn)登記中心，北京 100034）

1 引言

土地作為重要的生產(chǎn)要素，對(duì)中國(guó)工業(yè)化、城市化、現(xiàn)代化的快速發(fā)展和整體經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行具有重要的作用。特別是2003年中央政府明確提出運(yùn)用土地政策參與宏觀調(diào)控以來(lái)，土地供應(yīng)在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中影響作用逐步加強(qiáng)。同時(shí)，隨著“一帶一路”、京津冀協(xié)同發(fā)展、長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)等國(guó)家戰(zhàn)略的提出，區(qū)域協(xié)同發(fā)展已成為中國(guó)發(fā)展的重要趨勢(shì)，面對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然稟賦以及土地利用效率等區(qū)域差異，土地供應(yīng)是立足于區(qū)域，還是與傳統(tǒng)管理方式一樣，立足于省或市進(jìn)行簡(jiǎn)單的指標(biāo)分解，土地供應(yīng)的效益是否存在空間外溢性問題也已成為學(xué)者和政府部門關(guān)注的熱點(diǎn)問題。有部分學(xué)者認(rèn)為土地供應(yīng)效益存在空間外溢性，例如葉劍平、馬長(zhǎng)發(fā)[1]運(yùn)用空間誤差模型發(fā)現(xiàn)忽略空間聯(lián)系的普通面板測(cè)算方法會(huì)低估土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。譚術(shù)魁、饒映雪等[2]運(yùn)用空間計(jì)量方法分析土地要素溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，得出土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)作用，但空間溢出效應(yīng)低于資本、勞動(dòng)力和技術(shù)等其他因素。王建康、谷國(guó)鋒[3]以地級(jí)市為研究尺度分析了土地要素投入的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)城市土地供應(yīng)不僅對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有直接作用，還通過溢出效應(yīng)間接影響其他城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。盧新海、唐一峰[4]構(gòu)建空間計(jì)量模型對(duì)長(zhǎng)江中游城市群的城市土地利用效率空間溢出效應(yīng)進(jìn)行分析。然而也有學(xué)者并不這么認(rèn)為，如毛偉、居占杰[5]利用空間Durbin模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)城市建設(shè)用地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率提升無(wú)顯著的跨區(qū)域溢出效應(yīng)。

綜合學(xué)者們的研究，雖然采用空間計(jì)量模型研究了土地要素投入總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，但忽略了不同類型土地影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑差異，沒有考慮土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)（如存量和增量、不同用途的土地供應(yīng)等）對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，而這一問題在中國(guó)地區(qū)差異明顯、發(fā)展水平不同的國(guó)情下難以回避。當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展已進(jìn)入新常態(tài)，在耕地保護(hù)紅線、生態(tài)文明建設(shè)及建設(shè)用地總量控制等要求約束下，通過加大土地供應(yīng)量刺激城市化進(jìn)程的傳統(tǒng)方式，已不具有可持續(xù)性。推進(jìn)用地結(jié)構(gòu)調(diào)整，調(diào)節(jié)空間生產(chǎn)力，引導(dǎo)生產(chǎn)要素合理流動(dòng)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)土地資源的優(yōu)化配置，成為推進(jìn)城市化進(jìn)程的重要選擇。因此，從土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)角度探討土地供應(yīng)政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，從國(guó)家和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略制定對(duì)應(yīng)的土地供應(yīng)政策，對(duì)土地供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有著重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。這一問題的核心是解決兩個(gè)難題：（1）土地供應(yīng)的各種類型即土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)變化，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響差異如何？（2）土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在空間上是否存在外溢特征，如果存在，如何刻畫？

2015年4月國(guó)務(wù)院正式批復(fù)《長(zhǎng)江中游城市群發(fā)展規(guī)劃》，打造以武漢、長(zhǎng)沙、南昌三個(gè)省會(huì)城市為中心的跨區(qū)域城市群組合，使長(zhǎng)江中游城市群進(jìn)入新的發(fā)展階段。然而由于行政界線局限和壁壘，長(zhǎng)江中游城市群中各省的發(fā)展方向和重點(diǎn)各有側(cè)重，省域空間布局缺乏統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，經(jīng)濟(jì)聯(lián)系不夠緊密，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)速度遠(yuǎn)低于長(zhǎng)江下游省份，而且區(qū)域城市多處于工業(yè)化中后期階段，工業(yè)用地需求增長(zhǎng)與資源環(huán)境制約矛盾不斷加劇[6-7]。

另外，考慮中國(guó)土地資源配置按行政區(qū)域分解土地供應(yīng)指標(biāo)的現(xiàn)實(shí)，省級(jí)政府在土地供應(yīng)制度實(shí)施中具有重要地位，以及土地供給調(diào)控政策改革的可操作性，本文分別選擇長(zhǎng)江中游城市群整體和湖北、湖南、江西3省為研究區(qū)域，以地級(jí)市為基本研究單元，分兩步展開研究。第一步，對(duì)長(zhǎng)江中游城市群整體和省域分別進(jìn)行空間自相關(guān)分析，判斷整體層面和省域?qū)用媸欠翊嬖陲@著的空間自相關(guān)關(guān)系；第二步，對(duì)空間自相關(guān)關(guān)系顯著的區(qū)域構(gòu)建土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間計(jì)量模型，測(cè)度不同類型土地對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的直接效應(yīng)與空間外溢效應(yīng)。

2 研究區(qū)概況及數(shù)據(jù)來(lái)源

長(zhǎng)江中游城市群自然資源豐富，涵蓋“一江兩湖”，交通便捷，不僅是人口、城鎮(zhèn)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要集聚區(qū)，也是國(guó)家科學(xué)、教育和智力資源的密集區(qū)，對(duì)中部及中國(guó)區(qū)域發(fā)展格局形成有重要作用。2016年總?cè)丝跒?7 299.00萬(wàn)人，分別占中部地區(qū)和全國(guó)的47.12%和12.51%；實(shí)現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值82 715.75億元，分別占中部地區(qū)和全國(guó)的51.49%和11.16%；完成固定資產(chǎn)投資78 059.19億元，分別占中部地區(qū)和全國(guó)的48.88%和12.87%；2016年長(zhǎng)江中游城市群人均GDP達(dá)到47 815.34元，高于中部地區(qū)；地均GDP達(dá)1 473.27萬(wàn)元/km2。《長(zhǎng)江中游城市群發(fā)展規(guī)劃》中劃定的范圍包括武漢、黃石、鄂州、長(zhǎng)沙、株洲、南昌、九江等31個(gè)城市的部分縣（區(qū)）。本文參考《全國(guó)主體功能區(qū)規(guī)劃》《促進(jìn)中部地區(qū)崛起規(guī)劃》對(duì)長(zhǎng)江中游經(jīng)濟(jì)帶的劃分，基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度和數(shù)據(jù)的可得性，考慮長(zhǎng)江中游沿線三省在地理空間上的關(guān)聯(lián)性和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)上的密切性，將研究區(qū)域擴(kuò)展為湖北、湖南、江西三省所有省轄市，包括湖北的武漢、黃石等12個(gè)城市，湖南的長(zhǎng)沙、株洲等13個(gè)城市，江西的南昌、九江等11個(gè)城市，不包含直管市、自治州及林區(qū)，共36個(gè)轄市作為本文研究單元。文中的社會(huì)經(jīng)濟(jì)研究數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2010—2016年的《江西省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，相關(guān)的土地?cái)?shù)據(jù)來(lái)源于各年《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》及國(guó)土資源部網(wǎng)站。

3 研究方法

3.1 變量選擇

衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)増長(zhǎng)的指標(biāo)一般選擇國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率[8-9]。為全面地了解長(zhǎng)江中游城市群各城市自身經(jīng)濟(jì)狀況及地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差距，研究首先選擇GDP作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)衡量指標(biāo)，初步判斷長(zhǎng)江中游城市群區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及協(xié)同程度。同時(shí)，考慮長(zhǎng)江中游城市群各地級(jí)市在資源稟賦條件、市場(chǎng)化程度和工業(yè)化階段等方面的差異，GDP總量的變化難以準(zhǔn)確全面的反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力，研究也選用GDP增長(zhǎng)率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平進(jìn)行衡量，該指標(biāo)作為地區(qū)重要的經(jīng)濟(jì)衡量指標(biāo)，是當(dāng)前企業(yè)投資、資本流動(dòng)的重要導(dǎo)向，研究表明地區(qū)市場(chǎng)規(guī)模是當(dāng)前中國(guó)地區(qū)投資吸引力的主要決定因素，而GDP增長(zhǎng)率一定程度也影響著市場(chǎng)的規(guī)模。

土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)包括增量和存量的結(jié)構(gòu)，也包括用地類型，即工業(yè)、商業(yè)、住宅等不同用途土地供應(yīng)的比例。區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（gdpgr）的影響因素包括增量建設(shè)用地供應(yīng)（zlgy）、存量建設(shè)用地供應(yīng)（clgy）、工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地供應(yīng)量（gkyd）、商服用地供應(yīng)量（sfyd）、住宅用地供應(yīng)量（zzyd）、公共管理與公共服務(wù)用地供應(yīng)量（ggyd）、交通運(yùn)輸用地供應(yīng)量（jtyd）和其他用地供應(yīng)量（包括特殊用地、水域及水利設(shè)施用地及其他土地，qtyd）[10-12]。

3.2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性分析模型

為明確長(zhǎng)江中游城市群經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間差異與特征，本文采用空間自相關(guān)分析法中的Moran’s I測(cè)度經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間相關(guān)性。全局性Moran’s I的計(jì)算公式為：

式（1）中：xi、xj分別為i、j地區(qū)GDP或GDP增長(zhǎng)率的觀測(cè)值；x是GDP或GDP增長(zhǎng)率的平均值；Wij是區(qū)域i的鄰近單元（jj≠i）的空間權(quán)重矩陣。對(duì)于全局Moran’s I，可以利用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量Z進(jìn)行自相關(guān)顯著性水平檢驗(yàn)。當(dāng)I∈（0，1）時(shí)，表明長(zhǎng)江中游城市群地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正的空間自相關(guān)性，表現(xiàn)為空間集聚特征；當(dāng)I∈（-1，0）時(shí)，反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在負(fù)的空間自相關(guān)，表現(xiàn)為空間分散特征；當(dāng)I= 0時(shí)，表明不存在空間自相關(guān)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)觀測(cè)值在空間上隨機(jī)獨(dú)立分布。

空間權(quán)重矩陣W主要描述空間對(duì)象間的相互鄰接關(guān)系，一般依據(jù)地理關(guān)系或經(jīng)濟(jì)社會(huì)關(guān)系構(gòu)建，但經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展速度不均衡會(huì)使研究單元屬性動(dòng)態(tài)變化，依據(jù)經(jīng)濟(jì)社會(huì)關(guān)系構(gòu)建的空間權(quán)重矩陣可能對(duì)研究產(chǎn)生干擾。因此，本文選用contiguity標(biāo)準(zhǔn)來(lái)構(gòu)建空間權(quán)重矩陣W，對(duì)W中每一元素Wij按如下原則構(gòu)造，并且對(duì)W進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化，如下所示。

3.3 土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的空間計(jì)量模型

借助經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的生產(chǎn)函數(shù)模型的傳統(tǒng)框架，同時(shí)為消除數(shù)據(jù)序列的異方差，構(gòu)建土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型如下：

基于前文經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性分析，考慮傳統(tǒng)的非空間面板數(shù)據(jù)模型由于未考慮不同地區(qū)間的空間相關(guān)性將降低估計(jì)的精確性，因此，對(duì)于具有顯著空間自相關(guān)的區(qū)域（研究分別對(duì)長(zhǎng)江中游經(jīng)濟(jì)群和三省市進(jìn)行空間自相關(guān)分析），需要構(gòu)建空間計(jì)量模型觀察土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響。

常見的空間計(jì)量模型主要包括空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM），即：

式（4）中：W為空間權(quán)值矩陣；si表示空間固定效應(yīng)；vt表示時(shí)期固定效應(yīng)；μit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)；當(dāng)β=η=0時(shí)，模型為空間滯后模型，表示本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅受到本地區(qū)相關(guān)變量的影響，還受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；當(dāng)α=β=0時(shí)，模型為空間誤差模型，表示本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)除了受可以考察的相關(guān)變量的影響，還受部分難以觀測(cè)到并且具有一定空間結(jié)構(gòu)的隨機(jī)干擾項(xiàng)的影響；當(dāng)η=0時(shí)，模型為空間杜賓模型，表示本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)除了受相鄰區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)影響外，還取決于相鄰地區(qū)的其他變量的變化。

本文依據(jù)ELHORST關(guān)于空間面板數(shù)據(jù)模型的研究[13]，首先采用Likelihood Ratio（LR）檢驗(yàn)確定固定效應(yīng)類型，然后依據(jù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行Lagrange Multiplier（LM）檢驗(yàn)，通過比較LMlag和LMerror（R-LMlag和R-LMerror）值確定應(yīng)該采用SLM、SEM或者SDM哪種更為合適。并通過Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的選擇判斷，同時(shí)結(jié)合Wald檢驗(yàn)，以確認(rèn)空間杜賓模型是否可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型或空間誤差模型，確定最終的空間計(jì)量形式。

空間計(jì)量模型能夠深入探究區(qū)域內(nèi)部不同地區(qū)之間復(fù)雜的空間依賴關(guān)系，影響因素的回歸系數(shù)包含了關(guān)于研究地區(qū)之間關(guān)系的信息。任何一個(gè)地區(qū)解釋變量的改變會(huì)影響該地區(qū)本身，稱之為直接效應(yīng)，在影響該地區(qū)本身的同時(shí)由于空間外溢效應(yīng)的存在可能會(huì)影響其他地區(qū)，稱之為間接效應(yīng)。通過分析直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，能更準(zhǔn)確地分析影響因素對(duì)因變量的貢獻(xiàn)水平。

4 結(jié)果與分析

4.1 空間相關(guān)性分析

4.1.1 長(zhǎng)江中游城市群區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平空間相關(guān)性

借助GEODA軟件，計(jì)算2009—2015年長(zhǎng)江中游城市群36個(gè)省轄市GDP的全局Moran’s I。區(qū)域?qū)用娼?年GDP增長(zhǎng)的Moran’s I均未通過5%的顯著性檢驗(yàn)，全局自相關(guān)系數(shù)為負(fù)值，且上下波動(dòng)，總體數(shù)值都接近0，表明長(zhǎng)江中游城市群雖然呈現(xiàn)負(fù)的全局自相關(guān)性，但相關(guān)程度極其微弱，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的城市不具有明顯的空間聚類特征。

以長(zhǎng)江中游城市群GDP增長(zhǎng)率為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)衡量指標(biāo)計(jì)算經(jīng)濟(jì)空間相關(guān)性，結(jié)果顯示，測(cè)量單元的Moran’s I也均未通過5%的顯著性檢驗(yàn)，全局自相關(guān)系數(shù)在零的附近上下波動(dòng)，區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間相關(guān)性微弱。

通過以上分析，發(fā)現(xiàn)目前長(zhǎng)江中游城市群經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間相關(guān)性不強(qiáng)，整體協(xié)同水平較低，城市間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出效應(yīng)不強(qiáng)，內(nèi)部的城市競(jìng)爭(zhēng)大于合作?，F(xiàn)有研究也佐證了該結(jié)果，陳文娣、黃震方[14]采用人均GDP對(duì)長(zhǎng)江中游經(jīng)濟(jì)帶進(jìn)行經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間演變特征分析，結(jié)果表明長(zhǎng)江中游經(jīng)濟(jì)帶1995—2011年間區(qū)域經(jīng)濟(jì)集聚性不強(qiáng)，各區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)系不密切。李永盛、高葦[15]對(duì)長(zhǎng)江中游城市群經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全局和局域相關(guān)性分析也證明區(qū)域空間經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)性為負(fù)，且不顯著，各城市間的經(jīng)濟(jì)差距在擴(kuò)大。陳林心、何宜慶[16]構(gòu)建指標(biāo)體系，對(duì)長(zhǎng)江中游城市群2008—2013年的人口—空間—產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的空間自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)江中游城市群新型城鎮(zhèn)化的人口、空間及產(chǎn)業(yè)元素在空間上并非具有明顯的正自相關(guān)關(guān)系。

4.1.2 長(zhǎng)江中游城市群省內(nèi)經(jīng)濟(jì)水平空間自相關(guān)分析

同樣，根據(jù)全局Moran’s I的計(jì)算方法，得出2015年長(zhǎng)江中游城市群湖北、湖南和江西三省GDP增長(zhǎng)率全局Moran’s I結(jié)果。從中可以看出2015年湖北省GDP增長(zhǎng)率的Moran’s I值為0.16，Z值在5%水平下顯著，而湖南省及江西省2015年GDP增長(zhǎng)率的Moran’s I值均小于0，且接近0，統(tǒng)計(jì)上不顯著。初步可以判定在全局角度上湖北省GDP增長(zhǎng)率具有空間自相關(guān)性，即省內(nèi)各地級(jí)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正的空間相關(guān)性，地區(qū)之間交流合作效應(yīng)大于相互競(jìng)爭(zhēng)，而湖南及江西省省內(nèi)區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)系不密切。

表1 Likelihood Ratio（LR）檢驗(yàn)Tab.1 The Likelihood Ratio (LR) test

表2 Lagrange multiplier（LM）檢驗(yàn)Tab.2 Lagrange multiplier (LM) test

4.2 土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的空間計(jì)量分析

根據(jù)前文分析，只有湖北省內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的空間自相關(guān)，長(zhǎng)江中游城市群整體以及湖南、江西內(nèi)部的地級(jí)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間相關(guān)性不顯著，因此下文研究則以湖北省內(nèi)地級(jí)市為研究對(duì)象，通過構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)模型，觀察土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間外溢特征，以及直接和間接效應(yīng)。

4.2.1 空間計(jì)量模型構(gòu)建

模型3的空間計(jì)量形式確定步驟如下。第一步，確定模型的固定效應(yīng)類型。采用2009—2015年湖北省12個(gè)省轄市面板數(shù)據(jù)，對(duì)非空間土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)模型3進(jìn)行估計(jì)（表1）。Likelihood Ratio（LR）檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型空間固定效應(yīng)與時(shí)期固定效

第三步，通過Hausman檢驗(yàn)確定該杜賓模型的空間固定效應(yīng)是否適合做空間隨機(jī)效應(yīng)。其次，進(jìn)行Wald檢驗(yàn)，以確認(rèn)空間杜賓模型是否可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型或空間誤差模型，確定最終的空間計(jì)量模型。

表3檢驗(yàn)結(jié)果顯示，該杜賓模型采用固定效應(yīng)估計(jì)更合適。并且，Wald檢驗(yàn)結(jié)果顯示，該模型不可簡(jiǎn)化為空間誤差模型或空間滯后模型，因此該模型應(yīng)為空間—時(shí)期固定效應(yīng)杜賓模型（Spatial Dubin Model with spatial and time-period specific effects）：

式（5）中：si表示空間固定效應(yīng)；vt表示時(shí)期固定效應(yīng)；μit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)；W為空間權(quán)值矩陣。模型（5）即為湖北省市域土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的空間計(jì)量模型。依據(jù)LEE and YU和J. PAUL ELHORST的總結(jié)[17-18]，基于2009—2015年湖北省12個(gè)省轄市的面板數(shù)據(jù)，采用偏差修正的ML方法估計(jì)，結(jié)果如表4所示。

表3 Hausman檢驗(yàn)與Wald檢驗(yàn)Tab.3 The Hausman and Wald test

表4 長(zhǎng)江中游城市群土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響總體效應(yīng)空間計(jì)量估計(jì)結(jié)果Tab.4 The spatial econometric estimation results of the land supply structure of urban agglomeration in the middle reaches of the Yangtze River

4.2.2 變量的直接效應(yīng)分析

未考慮空間效應(yīng)的面板計(jì)量估計(jì)結(jié)果（表4）顯示：2009—2015年間，湖北省存量建設(shè)用地供應(yīng)量與公共管理與公共服務(wù)用地供應(yīng)量對(duì)GDP增長(zhǎng)率的提高有一定抑制作用，參數(shù)估計(jì)值分別為-0.06、-0.04，其他用地供應(yīng)量對(duì)GDP增長(zhǎng)率的增加有促進(jìn)作用，參數(shù)估計(jì)為0.02。其他變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而且模型的擬合優(yōu)度也較低（=0.17）。相對(duì)于非空間模型，空間—時(shí)期固定效應(yīng)杜賓模型估計(jì)結(jié)果顯示，增量土地供應(yīng)、商服用地供應(yīng)量對(duì)GDP增長(zhǎng)率的提高具有顯著的促進(jìn)作用，其直接效應(yīng)估計(jì)值分別為0.12、0.05，工礦用地的增加也對(duì)地區(qū)GDP增長(zhǎng)率的提高有負(fù)向作用，模型的擬合優(yōu)度也得到顯著提高（=0.88）。工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地、商服用地與其他用地供應(yīng)量有顯著的空間依賴性，可見考慮變量空間效應(yīng)的必要性。同時(shí)，由表5自變量效應(yīng)分解所示，增量建設(shè)用地、存量建設(shè)用地、工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地、商服用地、公共管理與公共服務(wù)用地與其他用地供應(yīng)量的直接效應(yīng)分別為0.12、-0.07、-0.10、0.05、-0.05、0.02，住宅用地與交通用地供應(yīng)量的直接效應(yīng)不顯著。這意味著非空間模型估計(jì)結(jié)果中，增量建設(shè)用地0.04的系數(shù)估計(jì)值被低估了66.67%，存量建設(shè)用地-0.06的系數(shù)估計(jì)值被高估了14.29%，工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地供應(yīng)量-0.01的系數(shù)估計(jì)值被低估了90%，商服用地-0.03的系數(shù)估計(jì)值被低估了40%，公共管理與公共服務(wù)用地供應(yīng)量-0.04系數(shù)估計(jì)值被高估了20%。綜上所述，非空間模型由于忽略了變量客觀存在的空間效應(yīng)，將產(chǎn)生模型設(shè)定誤差，必然導(dǎo)致分析結(jié)果存在偏差。因此，后續(xù)所有研究中將考慮變量的空間效應(yīng)，將以相應(yīng)空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果作為分析基礎(chǔ)。

整體而言，增量建設(shè)用地及存量建設(shè)用地在5%水平上均顯著，增量建設(shè)用地供應(yīng)量與存量建設(shè)用地供應(yīng)量對(duì)地區(qū)GDP增長(zhǎng)率的彈性系數(shù)分別為0.12、-0.07。其他變量中除住宅用地與交通用地的直接效應(yīng)不顯著外，工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地、商服用地、公共管理與公共服務(wù)用地及其他用地供應(yīng)量對(duì)地區(qū)GDP增長(zhǎng)率提高的彈性系數(shù)分別為-0.10、0.05、-0.05、0.02。從以上的估計(jì)結(jié)果分析可知：（1）新增建設(shè)用地供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用仍有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，而存量建設(shè)用地供應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有反向作用。這可能由于存量建設(shè)用地再開發(fā)過程較長(zhǎng)，土地供應(yīng)過程中許多產(chǎn)業(yè)處于調(diào)整升級(jí)期，新增產(chǎn)業(yè)未能及時(shí)替代淘汰產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所致，土地供應(yīng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)未能完全發(fā)揮。（2）工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)作用未完全發(fā)揮?？赡苡捎诓糠值胤秸疄榱诉_(dá)到短期內(nèi)GDP 上升的目的，加大財(cái)政補(bǔ)貼和稅收減免的力度，造成產(chǎn)業(yè)挑選不嚴(yán)，工業(yè)用地價(jià)格偏低，集約利用效率不高，甚至導(dǎo)致工業(yè)產(chǎn)能的低水平重復(fù)建設(shè)和產(chǎn)能過剩，減緩區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。（3）商服用地對(duì)GDP增長(zhǎng)率有較好的促進(jìn)作用，說明湖北省商服用地具有較高的利用率和良好的綜合效益，應(yīng)適當(dāng)加大供應(yīng)。（4）就整個(gè)樣本期內(nèi)，湖北省住宅用地及交通用地供應(yīng)量的增加對(duì)GDP增長(zhǎng)率的作用不顯著，這表明，至少在研究樣本期內(nèi)住宅和交通用地面積擴(kuò)大對(duì)GDP增長(zhǎng)率的增加作用不顯著或其作用未能發(fā)揮，應(yīng)當(dāng)適當(dāng)調(diào)整住宅用地比重，將住宅價(jià)格控制在合理區(qū)間，促進(jìn)理性消費(fèi)，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

4.2.3 變量的空間外溢效應(yīng)分析

變量的空間外溢效應(yīng)，即變量的間接效應(yīng)。在非空間模型中，自變量的空間外溢效應(yīng)被假設(shè)為零，這和自變量客觀存在的空間外溢效應(yīng)性是不符的。由表5效應(yīng)分解結(jié)果所示，工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地、公共管理與公共服務(wù)用地及其他用地的空間外溢性統(tǒng)計(jì)上顯著，其中工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地空間外溢作用占其直接效應(yīng)的260%，公共管理與公共服務(wù)用地空間外溢作用占其直接效應(yīng)的100%，其他用地供應(yīng)量的空間外溢效應(yīng)占其直接效應(yīng)的200%，可見變量具有較強(qiáng)的空間外溢性。因此，如果湖北省內(nèi)某一地級(jí)市的工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地、公共管理與公共服務(wù)用地供應(yīng)量的增加，不僅僅對(duì)自身區(qū)域經(jīng)濟(jì)提高作用不強(qiáng)，同時(shí)對(duì)鄰接地區(qū)GDP的增加也沒有顯著促進(jìn)作用。此外，如模型估計(jì)結(jié)果顯示，因變量GDP增長(zhǎng)率有顯著的負(fù)向空間依賴性（Wlggdpgr=-0.35），說明湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在一定程度上存在空間競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，相鄰地級(jí)市GDP增長(zhǎng)率每減少1%，本區(qū)域GDP增長(zhǎng)率會(huì)提升0.35%，這表明湖北省地級(jí)市之間存在爭(zhēng)奪資源要素，相互攀比增長(zhǎng)速度和經(jīng)濟(jì)總量排名等競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象。區(qū)域間城市競(jìng)爭(zhēng)一定程度上激發(fā)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的強(qiáng)大活力和動(dòng)力，但無(wú)序和惡意的競(jìng)爭(zhēng)可能會(huì)造成基礎(chǔ)設(shè)施重復(fù)建設(shè)等資源浪費(fèi)現(xiàn)象，阻礙城市發(fā)展。亟須穩(wěn)步推進(jìn)長(zhǎng)江中游城市群等區(qū)域協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略，構(gòu)建區(qū)域間相互協(xié)同發(fā)展的新格局。

表5 空間時(shí)期固定效應(yīng)杜賓模型自變量效應(yīng)分解Tab.5 The independent variable decomposed effect of Durbin model of fi xed effect in spatial period

5 結(jié)論與啟示

本文在對(duì)長(zhǎng)江中游城市群空間經(jīng)濟(jì)相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上，從土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)的視角提出了土地供應(yīng)政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的理論模型，并考慮了變量可能存在的空間效應(yīng)，構(gòu)建了土地供應(yīng)政策影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間計(jì)量模型，運(yùn)用長(zhǎng)江中游城市群地級(jí)市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，測(cè)度土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)直接效應(yīng)的同時(shí)，定量檢測(cè)了土地供應(yīng)政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在市域間表現(xiàn)出的空間外溢效應(yīng),主要得到以下結(jié)論：

（1）長(zhǎng)江中游城市群區(qū)域協(xié)同水平有待提高。通過長(zhǎng)江中游城市群區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全局相關(guān)性分析可以看出，長(zhǎng)江中游城市群區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間上呈現(xiàn)隨機(jī)排列態(tài)勢(shì)，不具有地理空間上的相關(guān)性，城市間經(jīng)濟(jì)差異性在不斷擴(kuò)大，區(qū)域一體化水平有待提高。湖南省和江西省區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)系也不密切，湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展全局Moran’s I值大于0，顯著性較強(qiáng)，表明湖北省地級(jí)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正的空間相關(guān)性，但根據(jù)空間計(jì)量結(jié)果顯示，湖北省內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在一定的空間競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。省內(nèi)估計(jì)的Moran’s I大于以長(zhǎng)江中游城市群區(qū)域?yàn)槌叨鹊墓烙?jì)結(jié)果，這可能說明湖北省內(nèi)的協(xié)同水平高于長(zhǎng)江中游城市群區(qū)域協(xié)同水平。總體而言，長(zhǎng)江中游城市群內(nèi)部的競(jìng)爭(zhēng)大于合作，城市功能定位不明確，城市間缺乏密切的分工協(xié)作，城市功能網(wǎng)絡(luò)的發(fā)育并不完善，應(yīng)積極推動(dòng)《長(zhǎng)江中游城市群發(fā)展規(guī)劃》，明確各個(gè)城市職能分工，避免產(chǎn)業(yè)同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)長(zhǎng)江中游城市群一體化發(fā)展。

（2）土地供應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的空間外溢性且存在用地類型上差異。對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間相關(guān)性較強(qiáng)的湖北省，運(yùn)用空間—時(shí)期杜賓模型分析土地供應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響結(jié)果可以看出，增量建設(shè)用地相對(duì)于存量建設(shè)用地的供應(yīng)，商服用地相對(duì)于工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平提高有更明顯的促進(jìn)作用。這說明該省存量建設(shè)用地供應(yīng)的利用效率不高，未來(lái)在推動(dòng)存量土地再開發(fā)與監(jiān)管上還需加大力度，也反映出應(yīng)加大第三產(chǎn)業(yè)土地供應(yīng)，盡快推動(dòng)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。