劉兆德， 羅勝方， 林志文， 陳有川， 郭樹明

(山東建筑大學(xué)建筑城規(guī)學(xué)院，250101，山東省濟南市)

0 引 言

改革開放后，我國市場經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，城鎮(zhèn)吸納人口能力不斷增強，常住人口城鎮(zhèn)化率由1978年的17.92%提高到2018年的59.58%，形成了長三角、珠三角和京津冀三大一級城市群及山東半島、中原、成渝、長江中游等二、三級城市群[1]，是國家推進新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略核心.2019年習(xí)總書記在中央財經(jīng)委員會第五次會議上強調(diào)，要增強城市群等優(yōu)勢發(fā)展區(qū)域的人口與經(jīng)濟承載能力，形成優(yōu)勢互補的區(qū)域發(fā)展格局[2].山東作為國家城鎮(zhèn)體系的重要板塊之一，對我國城鎮(zhèn)化的發(fā)展有著重要影響.研究山東城鎮(zhèn)化水平差異的時空特征及影響效應(yīng)，有助于從歷史、空間雙重視角把握山東城鎮(zhèn)化發(fā)展的特點，因地制宜制定新型城鎮(zhèn)化發(fā)展政策，以期為山東城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展提供一些思考.

近年來學(xué)者對城鎮(zhèn)化發(fā)展的時空特征及影響因素做了大量研究.綜合來看，目前對時空特征的研究方法較為成熟，通常運用探索性空間分析對城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間格局可視化表達.全局空間相關(guān)性采用莫蘭指數(shù)、Getis-Ord指數(shù)等進行度量[3]，而具體的空間依賴與異質(zhì)性分析借助LISA集聚圖、莫蘭散點圖、熱點分析等進行表征[4,5]；區(qū)域差異采用變異系數(shù)、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、威廉森系數(shù)等方法量化[6,7].研究區(qū)域上主要從省市、地市、縣市等不同研究單元出發(fā)，分析全國[8]、省級行政區(qū)[9]、城市群[10]、經(jīng)濟帶[11]、流域與特殊地理區(qū)域[12]的城鎮(zhèn)化發(fā)展?fàn)顩r.影響因素雖考慮到國有動力、非國有動力、對外開放、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、宏觀政策、區(qū)位條件等諸多方面[13,14]，但多用定性分析以及灰色關(guān)聯(lián)、地理加權(quán)回歸、地理探測器等定量分析方法[15,16]，較少考慮空間效應(yīng)，尤其是直接、間接與總效應(yīng)的對比研究.基于此，本文分析山東城鎮(zhèn)化水平差異時空變化與空間相關(guān)性特征，并運用面板空間計量模型及其效應(yīng)分解深入研究各影響因素對城鎮(zhèn)化發(fā)展的溢出作用.

1 研究區(qū)域、方法及數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)域

2018年末，山東省常住人口數(shù)為10047萬人，常住人口城鎮(zhèn)化率為61.18%，高于全國平均水平1.6個百分點，位居全國第11.本文以2018末行政區(qū)劃為基礎(chǔ)，選取山東省全部縣、縣級市和轄區(qū)作為研究單元，并對部分轄區(qū)進行合并，最終形成100個研究單元.同時，將全省分為省會經(jīng)濟圈(濟南(萊蕪)、淄博、泰安、聊城、德州、濱州、東營)、膠東經(jīng)濟圈(青島、煙臺、威海、濰坊、日照)、魯南經(jīng)濟圈(臨沂、棗莊、濟寧、菏澤).

1.2 研究方法

1.2.1 標(biāo)準(zhǔn)差橢圓

標(biāo)準(zhǔn)差橢圓用來反映地理要素的空間分布格局，其中展布范圍是要素空間分布的主體區(qū)域，其變化主要反映標(biāo)準(zhǔn)差橢圓內(nèi)外部區(qū)域要素的增速快慢；方向角是以正南北向為參考，順時針旋轉(zhuǎn)至長半軸所形成的夾角，是研究要素空間分布的主要方向；橢圓扁率反映要素分布的方向性強弱，橢圓扁率越大，方向性越強；長短半軸變化反映主要方向、次要方向上要素的極化或擴散趨勢；重心是要素空間分布的平均中心[17].

1.2.2 泰爾指數(shù)

由于泰爾指數(shù)具有可分解的特性，因此經(jīng)常用來衡量區(qū)域總體差異及區(qū)域間、區(qū)域內(nèi)差異的比較研究，因此本文除了采用變異系數(shù)和基尼系數(shù)反映城鎮(zhèn)化水平的區(qū)域差異外，還采用泰爾指數(shù)，計算出3個經(jīng)濟圈內(nèi)(區(qū)內(nèi))的差異和3個經(jīng)濟圈間(區(qū)間)的差異.

1.2.3 空間自相關(guān)

(1)全局空間自相關(guān)

本文用Global Moran’s I初步探索山東城鎮(zhèn)化水平是否存在空間效應(yīng).Global Moran’s I的值介于[-1,1]，Global Moran’s I的值大于0，說明各單元城鎮(zhèn)化水平存在正的空間關(guān)聯(lián)性，表現(xiàn)為城鎮(zhèn)化水平同質(zhì)單元集中分布，且越接近于1，集聚分布越明顯；Global Moran’s I的值小于0，說明各單元城鎮(zhèn)化水平存在負的空間關(guān)聯(lián)性，表現(xiàn)為城鎮(zhèn)化水平同質(zhì)單元的分散分布，且越接近于-1，分散分布越明顯[3].另外，需結(jié)合標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量Z值及顯著性水平P值大小來判斷空間自相關(guān)關(guān)系是否顯著.

(2)局部空間自相關(guān)

全局空間自相關(guān)只能說明某一經(jīng)濟地理屬相在全局是否存在空間關(guān)聯(lián)，而無法解釋局部空間關(guān)聯(lián)特征.本文借助LISA集聚圖反映各單元城鎮(zhèn)化水平的局部空間自相關(guān)關(guān)系，LISA集聚圖主要表達H-H、L-H、L-L、H-L 4種空間關(guān)系[4].

1.2.4 面板空間計量模型構(gòu)建及變量選擇

(1)模型構(gòu)建

由于真實世界中各種地理經(jīng)濟屬相在地理空間上存在空間依賴性與異質(zhì)性特征，忽視空間關(guān)聯(lián)可能會導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏誤，因此有必要將空間聯(lián)系加入到計量模型.目前，常用的面板空間計量模型主要有SLM、SEM、SDM 3種[18].

SLM模型為面板空間滯后模型，主要考慮被解釋變量的空間依賴性.可表示為

(1)

SEM模型為面板空間誤差模型，主要考慮誤差項的空間依賴性.可表示為

lnurbit=α+βlnX+μit

μit=λWμit+εit.

(2)

SDM模型為面板空間杜賓模型，主要考慮解釋變量與被解釋變量的空間依賴性.可表示為

θWlnX+εit,

(3)

式中α表示常數(shù)項；W表示n×n階空間權(quán)重矩陣；ρ、β、λ、θ表示相關(guān)系數(shù)；X表示城鎮(zhèn)化水平的各影響因素；εit、μit表示服從正態(tài)分布的隨機誤差項；Wlnurbit為空間滯后因變量，反映鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平變化對本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響；WlnX反映鄰近地區(qū)各解釋變量變化對本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響；Wμit反映誤差項的空間關(guān)聯(lián)性.

(2)變量選取

參考劉歡[18]、高強[19]等學(xué)者研究，綜合考慮數(shù)據(jù)獲取的難易程度，本文從經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市規(guī)模、投資強度、財政狀況、農(nóng)業(yè)發(fā)展、對外開放7個方面構(gòu)建城鎮(zhèn)化區(qū)域差異影響因素的空間計量模型.城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)人口(常住)占總?cè)丝诘谋戎乇硎?；?jīng)濟發(fā)展水平(ECO)用人均GDP表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)用二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之和表示；城市規(guī)模(ARE)用城市建成區(qū)面積表示；投資強度(INV)用固定資產(chǎn)投資表示；財政狀況用一般公共財政預(yù)算收入(REV)、一般公共財政預(yù)算支出(EXP)兩項指標(biāo)表示；農(nóng)業(yè)發(fā)展(CER)用糧食產(chǎn)量表示；對外開放(OPEN)用出口總額表示.同時，為了降低異方差影響與提高數(shù)據(jù)間的可對比性，對所有數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理.

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文各單元常住人口城鎮(zhèn)化率、年末總?cè)丝凇DP、城市建成區(qū)面積、固定資產(chǎn)投資與第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于2006～2018年《山東省城鎮(zhèn)化發(fā)展報告》，一般公共財政預(yù)算收入、一般公共財政預(yù)算支出、糧食產(chǎn)量、出口總額數(shù)據(jù)來源于2006～2018年《山東省統(tǒng)計年鑒》，少量缺失數(shù)據(jù)采用前后兩年的年均增長率進行估算.

2 城鎮(zhèn)化區(qū)域差異的時空特征及異質(zhì)性分析

2.1 城鎮(zhèn)化水平差異的時空特征

2.1.1 城鎮(zhèn)化水平均呈提高趨勢，地級市轄區(qū)普遍較高

2005、2010、2017年山東省城鎮(zhèn)化水平分布見圖1.100個單元的城鎮(zhèn)化水平均呈提高趨勢，城鎮(zhèn)化水平低于30%(極低水平)的單元由2005年的45個減少到2017年的1個，30%～50%(低水平、較低水平)的單元數(shù)由2005年的39個減少到2017年的37個，50%～70%(中等水平、較高水平)的單元數(shù)由2005年的12個增加到2017年的52個，高于70%的單元由2005年的4個提高到2017年的10個，2017年城鎮(zhèn)化率高于50%的單元已經(jīng)達到62個.

圖1 2005、2010、2017年山東省城鎮(zhèn)化水平空間分布

2005年，城鎮(zhèn)化水平高于50%的單元主要集中在15個地級市(菏澤、萊蕪除外)的市轄區(qū)和縣級市龍口市，分布相對分散；低于30%的單元主要集中在省會經(jīng)濟圈的西北部、魯南經(jīng)濟圈的大部分地區(qū)以及膠東經(jīng)濟圈的西南部，呈面狀分布.2010年，城鎮(zhèn)化水平高于50%單元包括17個地級市轄區(qū)以及龍口、榮成、即墨等6個縣級市；低于30%的單元數(shù)量明顯下降，呈點狀分布在3個經(jīng)濟圈中.2017年，城鎮(zhèn)化水平高于50%的單元明顯增加，除了17個地級市轄區(qū)和6個縣級市外，德州、聊城的部分縣市，濟寧、臨沂的大部分縣市也均超過50%，但膠東經(jīng)濟圈中仍有海陽、棲霞、萊陽、平度等城鎮(zhèn)化水平低于50%；低于30%的只有濟南的商河縣.

2.1.2 城鎮(zhèn)化水平的重心向西南方向移動，極化和擴散方向相異

2005～2017年城鎮(zhèn)化水平的重心向西南方向移動，呈現(xiàn)東北—西南向的格局，但方向性減弱；標(biāo)準(zhǔn)差橢圓外部單元城鎮(zhèn)化發(fā)展速度加快，東北—西南方向趨向極化，而西北—東南方向趨向擴散.從展布范圍看，2005～2011年橢圓面積擴大明顯，城鎮(zhèn)化水平呈擴散趨勢；2011～2015年面積變小，內(nèi)部單元城鎮(zhèn)化發(fā)展速度較外部快，發(fā)展趨向極化；2013～2015年先趨向擴散、后極化；2015年后面積變化不大，內(nèi)部單元城鎮(zhèn)化增速與外部相當(dāng).從方位角看，由71.32°逆時針旋轉(zhuǎn)至70.52°，城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)東北—西南向格局特征并呈強化趨勢.橢圓的扁率從2005年的0.48變化至2017年的0.45，城鎮(zhèn)化水平呈離散趨勢，方向性減弱.從長短半軸看，長軸標(biāo)準(zhǔn)差從2005年的232.17 km縮短至2017的227.46 km，東北—西南方向趨向極化發(fā)展，但2005～2006、2009～2010、2013～2014年長半軸有所增大，城鎮(zhèn)化水平在東北—西南方向趨向擴散；短軸標(biāo)準(zhǔn)差2005～2017年呈增長趨勢，城鎮(zhèn)化水平在西北—東南方向始終趨于擴散，2005～2011年尤為明顯.

2.1.3 城鎮(zhèn)化水平增長速度差異明顯，區(qū)域差異呈現(xiàn)出縮小趨勢

2005～2017年各單元城鎮(zhèn)化水平變化值空間分布見圖2，可以看出城鎮(zhèn)化水平增長較快單元主要分布在省會經(jīng)濟圈西部和北部、魯南經(jīng)濟圈，而膠東經(jīng)濟圈所轄縣市增長速度普遍較慢.

圖2 2005～2017年山東省城鎮(zhèn)化水平變化值空間分布

圖3 山東省城鎮(zhèn)化水平區(qū)域差異變化及其分解

2005～2017年山東省城鎮(zhèn)化水平區(qū)域差異變化及分解如圖3所示，可以看出泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)、變異系數(shù)都呈減小趨勢，城鎮(zhèn)化水平的區(qū)域差異逐漸縮小，省會、膠東和魯南經(jīng)濟圈內(nèi)部差異也都呈減小態(tài)勢.從3大經(jīng)濟圈看，省會經(jīng)濟圈城鎮(zhèn)化水平內(nèi)部差異始終最大，2005～2008年膠東經(jīng)濟圈城鎮(zhèn)化水平內(nèi)部差異最小，2008年后魯南經(jīng)濟圈內(nèi)部差異最小.雖然3大區(qū)域間與區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化水平差異都呈減小趨勢，但區(qū)域內(nèi)差異貢獻率越來越大，2009年后貢獻率始終在90%以上.

2.2 城鎮(zhèn)化水平的空間異質(zhì)性分析

2.2.1 城鎮(zhèn)化水平存在正的全局空間自相關(guān)，但逐年趨向均衡

2005～2017年100個單元城鎮(zhèn)化水平的Moran’s I均大于0，且所有年份都在90%的置信度水平下通過顯著性檢驗，見表1，說明山東城鎮(zhèn)化水平存在正的空間自相關(guān)，在空間上主要表現(xiàn)為城鎮(zhèn)化發(fā)展水平同質(zhì)單元的集聚分布，即存在高—高集聚、低—低集聚分布規(guī)律.2005～2017年Moran’s I及Z統(tǒng)計量均呈下降趨勢，尤其2010之后，多數(shù)年份Z統(tǒng)計量小于1.96，P值大于0.05，表明城鎮(zhèn)化水平集聚分布規(guī)律減弱，發(fā)展趨向均衡.

表1 2005～2017年山東省城鎮(zhèn)化水平全局Moran’s I值

2.2.2 城鎮(zhèn)化水平的局部空間格局相對穩(wěn)定，空間異質(zhì)性明顯

選取2005、2009、2013、2017年4個年份，分別繪制LISA集聚圖.從圖4可以發(fā)現(xiàn)：

圖4 2005、2009、2013、2017年山東省城鎮(zhèn)化水平LISA集聚圖

①高—高集聚區(qū)主要分布在青煙威及濟南都市圈周邊，威海市區(qū)、榮成、膠州、博興、萊蕪市區(qū)、泰安市區(qū)城鎮(zhèn)化水平均呈現(xiàn)高—高集聚，說明自身城鎮(zhèn)化水平高，其周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化水平也高.②低—低集聚區(qū)主要分布在德州、菏澤、濟寧、濱州、泰安等中西部城市，商河、鄆城、單縣、梁山、金鄉(xiāng)四個年份城鎮(zhèn)化水平均呈現(xiàn)低—低集聚分布，說明以上地區(qū)城鎮(zhèn)化水平低，周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化水平也低.③低—高異質(zhì)單元主要分布在沿海地市市轄區(qū)附近，2005年有棲霞、五蓮、廣饒、利津、寧陽，2009年有蓬萊、棲霞、五蓮、廣饒、利津，2013年有蓬萊、乳山、五蓮、利津，2017年有蓬萊、乳山、莒縣、利津、寧陽.④高—低異質(zhì)單元主要是魯西欠發(fā)展地區(qū)的市轄區(qū)，4個年份中聊城、菏澤市區(qū)均屬于高—低集聚.

3 山東城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響因素及溢出效應(yīng)分析

3.1 空間面板模型選擇

借助Moran’s I只能初步判斷是否存在空間效應(yīng)，選擇面板空間計量模型前需進行OLS估計，然后進行LM檢驗，相關(guān)參數(shù)估計見表2.LM-error與LM-lag都在1%的水平上通過顯著性檢驗，但Robust LM-error顯著，Robust LM-lag不顯著，說明空間依賴形式是以空間誤差形式存在的.首先考慮建立空間杜賓模型，Wald與LR檢驗都在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明SDM模型不可以簡化成SLM、SEM模型；Hausman檢驗(55.3457，P=0.0000)拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)；最后通過時間固定、空間固定、時空固定及空間隨機、時間固定4種模型擬合優(yōu)度、對數(shù)似然函數(shù)值、方差的比較，選擇時空固定的空間杜賓模型.

表2 空間計量模型識別檢驗結(jié)果

3.2 空間面板模型回歸結(jié)果分析

空間面板模型回歸結(jié)果表明，時空雙固定效應(yīng)(無偏差修正)模型的擬合優(yōu)度高達0.9271，說明解釋變量能夠很好解釋被解釋變量；空間效應(yīng)系數(shù)(W*dep.var.)為0.18，在1%的顯著性水平下顯著，說明山東各縣市城鎮(zhèn)化發(fā)展溢出效應(yīng)明顯，某地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提高1%，整體上也會帶動鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提高0.18個百分點.由于空間杜賓模型的回歸系數(shù)不能代表真實的偏回歸值，需用偏微分將空間效應(yīng)分解為直接、間接與總效應(yīng)[20]，分解后估計結(jié)果如表3所示，直接效應(yīng)占比61.87%，間接效應(yīng)占比38.13%，表明城鎮(zhèn)化水平主要由各單元內(nèi)部各影響因素決定，但也存在高度的外溢效應(yīng).

表3 不同解釋變量對城鎮(zhèn)化發(fā)展影響的空間效應(yīng)分解

3.2.1 直接效應(yīng)

經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、建成區(qū)面積、固定資產(chǎn)投資、糧食產(chǎn)量、出口總額的作用系數(shù)為正且通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明研究期內(nèi)上述解釋變量對本地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展均有顯著正向影響，但作用強度存在差異.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展水平的作用系數(shù)最大，二、三產(chǎn)業(yè)比重提高1%，能帶來本地城鎮(zhèn)化水平增長0.3969%；人均GDP增長1%，能帶來本地城鎮(zhèn)化水平增長0.2177%.建成區(qū)面積、糧食產(chǎn)量的作用強度次之，分別為0.0844、0.0601，固定資產(chǎn)投資與對外開放的作用強度最弱，分別為0.0475、0.0345.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展對本地城鎮(zhèn)化發(fā)展的促進作用最強，因為二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展能創(chuàng)造大量工作崗位，特別是第三產(chǎn)業(yè)具有很高的就業(yè)彈性，同時二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟帶動作用強，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展好的地區(qū)經(jīng)濟實力普遍較強，吸引人口流入帶動本地城鎮(zhèn)化水平的提高.建成區(qū)面積擴張與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對本地城鎮(zhèn)化發(fā)展的帶動作用居中，過去15年間各縣市固定資產(chǎn)投資大量流向房地產(chǎn)業(yè)，擴張速度很快，土地城鎮(zhèn)化超前于人口城鎮(zhèn)化，也帶動了本地區(qū)人口城鎮(zhèn)化的發(fā)展；山東是農(nóng)業(yè)大省，糧食產(chǎn)量與效率的提高釋放了大量農(nóng)村勞動力，鄉(xiāng)村人口由農(nóng)村走向城鎮(zhèn)，推動城鎮(zhèn)化水平的提高.對外開放的作用系數(shù)最弱，說明山東外向型經(jīng)濟發(fā)展對城鎮(zhèn)化水平提高作用甚微，這與山東省相對內(nèi)向型的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征有關(guān).財政收入與支出的作用系數(shù)分別為-0.0209、-0.0093，且沒有通過顯著性檢驗，說明研究期內(nèi)財政收入與支出對本地城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響不大.

3.2.2 間接效應(yīng)

經(jīng)濟發(fā)展、財政支出、對外開放作用系數(shù)為負，分別為-0.1053、-0.0073、-0.0006，只有經(jīng)濟發(fā)展在10%的水平上通過了顯著性檢驗，說明鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對本地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有明顯負向溢出效應(yīng)，財政支出、對外開放雖有負向溢出效應(yīng)，但作用不顯著.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、建成區(qū)面積、財政收入作用系數(shù)為正，分別為0.3383、0.0871、0.1120，且至少在5%的水平下通過顯著性檢驗，表明鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、建成區(qū)面積擴大、財政收入提高對本地區(qū)有很強的示范效應(yīng)，帶動本地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展.固定資產(chǎn)投資、糧食產(chǎn)量估計系數(shù)為正，分別為0.0326、0.0429，但不顯著.鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展抑制本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提高是因為經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)競爭關(guān)系，鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的同時也會創(chuàng)造吸引力強的工作崗位，提供優(yōu)越的教育醫(yī)療條件與公共服務(wù)，吸引本地人口流入.鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對本地區(qū)的正向溢出效應(yīng)最強，表明鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有很強的示范效應(yīng)；同時，區(qū)域間進行產(chǎn)業(yè)合作，產(chǎn)業(yè)鏈條共織、共建、共補也會帶動本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化，吸引人口流入，促進本地城鎮(zhèn)化水平的提高.

3.2.3 總效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、建成區(qū)面積、經(jīng)濟發(fā)展、固定資產(chǎn)投資、財政收入、糧食產(chǎn)量、出口總額的估計系數(shù)為正，分別為0.7352、0.1715、0.1123、0.0801、0.0911、0.1030、0.0339，且至少在10%的水平上通過了顯著性檢驗，表明上述各因素對山東省城鎮(zhèn)化水平的提高具有促進作用.其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、建成區(qū)面積擴大、經(jīng)濟增長的促進作用最明顯，表明產(chǎn)業(yè)因素、土地城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟增長仍是山東人口城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要動力；固定資產(chǎn)投資、財政收入、糧食產(chǎn)量的促進作用居中；而相比之下，出口總額對城鎮(zhèn)化發(fā)展的促進作用最弱，表明山東沿海的優(yōu)勢沒有直接轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)化發(fā)展的優(yōu)勢.財政支出對山東整體城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用系數(shù)為負值，但沒有通過顯著性檢驗，表明財政支出與城鎮(zhèn)化發(fā)展的關(guān)系不明顯.

4 結(jié)論與討論

(1)山東省城鎮(zhèn)化區(qū)域差異顯著，空間格局相對穩(wěn)定.城鎮(zhèn)化水平較高的單元主要集中在沿海、京滬、膠濟鐵路沿線，構(gòu)成了“H”型高城鎮(zhèn)化格局；城鎮(zhèn)化水平較低的單元主要分布在省會經(jīng)濟圈西北部及魯南經(jīng)濟圈.中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平增長速度較快，城鎮(zhèn)化水平重心向西南方向移動.城鎮(zhèn)化水平存在全局空間自相關(guān)，但集聚態(tài)勢減弱.

(2)不同因素對城鎮(zhèn)化發(fā)展的直接、間接與總效應(yīng)存在差異.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、建成區(qū)面積擴大不僅能提高本城市及鄰近城市城鎮(zhèn)化水平，而且對山東整體城鎮(zhèn)化水平提高有顯著促進作用.固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)發(fā)展、對外開放對本城市及山東整體城鎮(zhèn)化水平提高有促進作用，對鄰近城市作用不明顯.經(jīng)濟發(fā)展可帶動本地城鎮(zhèn)化的發(fā)展，而與鄰近城市表現(xiàn)出競爭關(guān)系，對山東整體城鎮(zhèn)化水平提高有促進作用.

(3)山東省城鎮(zhèn)化發(fā)展應(yīng)凸顯主體功能、地域差異、城鄉(xiāng)融合等理念.東部沿海以及京滬、膠濟沿線應(yīng)以21世紀(jì)海上絲綢之路及山東自貿(mào)區(qū)建設(shè)等重大機遇為契機，發(fā)揮對外開放對城鎮(zhèn)化發(fā)展的促進作用，構(gòu)筑都市連綿區(qū).西部和北部傳統(tǒng)糧食主產(chǎn)區(qū)應(yīng)因地制宜，強化縣城基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，引導(dǎo)人口向縣城集聚.魯中南山地丘陵區(qū)應(yīng)結(jié)合自然條件，適度推進遷移型城鎮(zhèn)化，注重縣城和特色小鎮(zhèn)建設(shè)，完善生態(tài)補償機制.

(4)空間自相關(guān)和空間面板模型是研究城鎮(zhèn)化空間格局和影響因素較為有效的研究方法，如何將傳統(tǒng)的回歸分析和空間面板模型有機結(jié)合，值得進一步推廣和探索，并且要對影響因素的影響力的方向和強度進行定性分析，如本研究的財政收入和財政支出對山東省城鎮(zhèn)化空間格局影響甚微，這和現(xiàn)實直覺有一定的偏差.同時2020年初的新冠疫情，對世界經(jīng)濟的影響將是長遠的，作為經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)外動力相對均衡的山東來講，如何在以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局中，探索出增長速度處于相對穩(wěn)定階段的城鎮(zhèn)化發(fā)展新路徑也是今后應(yīng)重點關(guān)注的問題.