張 倩，沈菊琴

（河海大學(xué)a.商學(xué)院；b.農(nóng)業(yè)科學(xué)與工程學(xué)院；c.長江保護與綠色發(fā)展研究院，江蘇 南京 211100）

一、引 言

改革開放以來，伴隨著新型城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級換代，我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，促進區(qū)域一體化已經(jīng)成為我國經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略選擇。作為中國城市化水平最高和城市密度最大的區(qū)域之一，長三角城市群的經(jīng)濟總量約占全國的1/4，且增長率遠高于全國平均水平。然而近年來，長三角地區(qū)也面臨著區(qū)域發(fā)展不充分、創(chuàng)新能力不足、環(huán)境污染嚴(yán)重等問題，成為中國經(jīng)濟發(fā)展矛盾最尖銳的地區(qū)之一［1］。2020年8月20日，習(xí)近平總書記在扎實推進長三角流域一體化發(fā)展座談會上提出，要“緊扣一體化和高質(zhì)量兩個關(guān)鍵詞抓好重點工作，真抓實干、埋頭苦干，推動長三角一體化發(fā)展不斷取得成效”［2］。因此，實現(xiàn)長三角城市一體化發(fā)展是有效應(yīng)對新發(fā)展格局的必然選擇。

在高質(zhì)量發(fā)展概念提出之前，學(xué)者們往往以經(jīng)濟增長質(zhì)量衡量社會經(jīng)濟發(fā)展［3—4］，但其理論內(nèi)涵及外延明顯不足［5］。針對高質(zhì)量發(fā)展評價，當(dāng)前學(xué)術(shù)界主要從以下方面進行了定性研究：①高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵闡釋。趙劍波等（2019）［6］、白謹(jǐn)豪等（2020）［7］從定性角度分析了高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵特征；金碚（2018）［8］認(rèn)為，高質(zhì)量發(fā)展涉及經(jīng)濟活動和產(chǎn)品的使用價值及其質(zhì)量合意性，需要更好滿足人們的社會經(jīng)濟需求；張軍擴等（2019）［9］認(rèn)為，要實現(xiàn)應(yīng)包括經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化、新舊動能轉(zhuǎn)換、經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)等高質(zhì)量發(fā)展，進而可實現(xiàn)從高速度向高質(zhì)量的轉(zhuǎn)變；李金昌等（2019）［10］、趙劍波等（2019）［6］提出，高質(zhì)量發(fā)展不僅是經(jīng)濟總量和物質(zhì)財富數(shù)量層面的增長，更是要在多個維度上的全面發(fā)展，著重解決“經(jīng)濟-社會-環(huán)境”發(fā)展中的突出矛盾。②高質(zhì)量發(fā)展水平測度的指標(biāo)體系構(gòu)建。內(nèi)容主要包括聚焦于解決社會主要矛盾變化的“經(jīng)濟活力、創(chuàng)新效率、綠色發(fā)展、人民生活、社會和諧”的指標(biāo)體系［11］；聚焦“基礎(chǔ)-途徑-目標(biāo)”框架的“動力變革、效率變革和質(zhì)量變革”的指標(biāo)體系［12］，以及聚焦于“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”新發(fā)展理念的指標(biāo)體系［11］等。③高質(zhì)量發(fā)展水平的評價方法，主要包括變異系數(shù)［13］、泰爾指數(shù)［14］、標(biāo)準(zhǔn)差橢圓［15］和空間自相關(guān)模型［16］等。王偉（2020）［17］運用層次分析法結(jié)合功效系數(shù)法對中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平進行了研究；高睿璇等（2019）［18］使用全要素生產(chǎn)率（TFP）對中國區(qū)域的高質(zhì)量發(fā)展水平進行了測定和評價；崔盼盼等（2020）［19］利用變異系數(shù)法研究了黃河流域生態(tài)環(huán)境與高質(zhì)量發(fā)展的時空耦合特征，提出統(tǒng)籌管理與因地制宜相結(jié)合的協(xié)調(diào)發(fā)展策略。④高質(zhì)量發(fā)展水平的影響機制?；橛甑龋?021）［20］用地理加權(quán)回歸模型（GWR）分析了浙江省高質(zhì)量發(fā)展的影響因素，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟實力能有效推動浙江省高質(zhì)量發(fā)展水平，并提出了協(xié)調(diào)推進高質(zhì)量發(fā)展的決策依據(jù)。

綜上所述，學(xué)術(shù)界關(guān)于高質(zhì)量發(fā)展問題已取得重要共識，但關(guān)于區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展研究仍存在以下問題：①關(guān)于高質(zhì)量發(fā)展研究的定性成果過多，而基于定量的研究成果存在一定局限。②鑒于高質(zhì)量發(fā)展具有多維性，采用綜合指標(biāo)體系更加客觀，但當(dāng)前研究更注重經(jīng)濟“增長質(zhì)量”，而非高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)本應(yīng)聚焦的“發(fā)展質(zhì)量”［21］。③在具體實證研究中，部分研究成果存在指標(biāo)體系操作性較差、主觀賦權(quán)模糊性過強、客觀賦權(quán)動態(tài)性缺失等問題，且研究尺度缺乏關(guān)于流域全域范圍經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的動態(tài)演化特征。④近年來，長三角城市群社會經(jīng)濟快速發(fā)展，經(jīng)濟規(guī)模急劇增大，產(chǎn)業(yè)格局日漸完善，高質(zhì)量發(fā)展成為新時代的內(nèi)在要求，雖然部分學(xué)者已對長三角“社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)”協(xié)調(diào)發(fā)展［22］、“水資源-經(jīng)濟發(fā)展要素”時空匹配［23］、城市群開發(fā)程度的時空格局［24］以及資源環(huán)境壓力演化特征及門檻效應(yīng)［25］進行了有益探索，但缺乏針對長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展的系統(tǒng)研究成果。

基于以上問題，本文以地理學(xué)為視角，通過“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五個維度構(gòu)建高質(zhì)量發(fā)展水平指標(biāo)體系。運用標(biāo)準(zhǔn)差橢圓和空間自相關(guān)模型探究五個維度的耦合功效和協(xié)同作用，探尋高質(zhì)量發(fā)展的空間格局，揭示長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展的時間演變規(guī)律及空間分布動態(tài)，并運用GWR模型揭示協(xié)調(diào)發(fā)展的驅(qū)動機制，有針對性地提出相關(guān)對策建議。

二、研究方法和數(shù)據(jù)來源

（一）評價指標(biāo)體系構(gòu)建

本文依據(jù)可持續(xù)發(fā)展理論，以新發(fā)展理念為核心來評價高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系。借鑒相關(guān)研究成果［20，26］，本文對高質(zhì)量發(fā)展的評價采用多維度評價模式，即綜合考慮“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五個維度的指標(biāo)體系。其中，創(chuàng)新主要包括制度創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新；協(xié)調(diào)關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和需求結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展；共享則強調(diào)收入分配公平化和基本公共服務(wù)水平等。相關(guān)指標(biāo)體系見表1所列。

表1 長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展評價指標(biāo)體系

續(xù)表1

（二）數(shù)據(jù)來源

本文遵循全面性、科學(xué)性、典型性和可獲得性原則對指標(biāo)體系進行設(shè)置和篩選，選擇24個指標(biāo)構(gòu)建高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系。數(shù)據(jù)主要來源于2010—2019年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《長江年鑒》以及長三角流域各省市發(fā)布的統(tǒng)計年鑒、環(huán)境公報等。針對個別指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失，采取線性回歸法賦值補齊。

（三）研究方法

1.耦合協(xié)調(diào)度

高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度是指“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五個子系統(tǒng)之間協(xié)調(diào)發(fā)展、步調(diào)一致的程度。耦合度盡管可反映相互作用系統(tǒng)之間的共振關(guān)系，但卻很難捕捉系統(tǒng)間的整體“功效”與“協(xié)同效應(yīng)”，協(xié)調(diào)度是評價目標(biāo)系統(tǒng)間協(xié)調(diào)狀況的有效指標(biāo)體系，可較好判斷“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五個子系統(tǒng)間的耦合特點。借鑒相關(guān)研究成果［27］并結(jié)合高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平特征，可將協(xié)調(diào)度分為5個等級：0.2＜D≤0.4表示瀕臨失調(diào)；0.4＜D≤0.5表示初級協(xié)調(diào)；0.5＜D≤0.6表示中級協(xié)調(diào)；0.6＜D≤0.8表示高級協(xié)調(diào)；0.8＜D≤1.0表示完美協(xié)調(diào)。

2.標(biāo)準(zhǔn)差橢圓和重心模型

重心模型可用來刻畫長三角城市群集中、離散趨勢以及時間軌跡，借以反映高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度地理屬性的空間遷移特征。計算公式為：

其中：X j、Y j分別表示重心的經(jīng)度和緯度；x i、y i分別表示第i個次級區(qū)域重心的經(jīng)度和緯度；G i,j表示i城市第j年的指標(biāo)權(quán)重。進一步采用標(biāo)準(zhǔn)差橢圓分析五個子系統(tǒng)的耦合地域特征，其作為一種描述點分布方向偏離的工具，橢圓空間位置變動體現(xiàn)了高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)的空間移動特征。對此，本文參考徐建華（2006）［28］所提供的具體方法。

3.全局空間自相關(guān)和熱點分析

全局莫蘭指數(shù)（Moran′sI）用來探索相似空間單元的集聚狀況［29-30］，是測量區(qū)域全局聚類檢驗的方法。若Moran′sI指數(shù)顯著為正，表明相鄰或相近單元指數(shù)空間正相關(guān)；若Moran′sI指數(shù)顯著為負，表明相鄰研究單元指數(shù)空間負相關(guān)；若Moran′sI指數(shù)為零，則表示要素呈離散分布。考慮長三角各城市間的空間異質(zhì)性，參考趙媛等（2012）［30］的研究，采用Getis-Ord GeneralG*i探究長三角流域不同城市協(xié)調(diào)發(fā)展水平的空間集聚程度，識別高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)空間擴展特點，進而揭示經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間分異狀態(tài)和演化趨勢。

4.地理加權(quán)回歸模型

地理加權(quán)回歸（GWR）模型將區(qū)域變化合并到線性回歸中，對傳統(tǒng)模型最小二乘法（OLS）進行了修正［31-33］。由于GWR模型支持自變量與因變量之間空間關(guān)聯(lián)變量的參數(shù)估計，因而變量間關(guān)系可隨地理位置變化而改變，能夠反映被OLS模型忽略的空間異質(zhì)性。計算公式如下：

其中：Y、X分別為被解釋變量和解釋變量；i為長三角流域樣本城市；u、v為樣本城市坐標(biāo)；為截距項為解釋變量估計系數(shù)；β＞0表示解釋變量與被解釋變量呈正相關(guān)，反之則為負相關(guān)；εi為隨機擾動項。

三、長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度的時空格局

（一）耦合協(xié)調(diào)水平的時空統(tǒng)計特征

本文對2010—2019年長三角城市群高質(zhì)量發(fā)`展24個指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后根據(jù)耦合協(xié)調(diào)模型計算出高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平指數(shù)，并以2010年、2013年、2016年、2019年為節(jié)點繪制時間演化趨勢圖，如圖1所示。

圖1 長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度及五個子系統(tǒng)發(fā)展指數(shù)的時間演化

在研究期內(nèi)，長三角城市群的高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)基本保持了平穩(wěn)上升態(tài)勢，其主要原因是自“十三五”規(guī)劃明確提出新發(fā)展理念后，政府出臺了多項有效措施促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)和高效發(fā)展。高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)指數(shù)分布在0.39～0.53之間，呈線性上升趨勢，說明總體上長三角流域城市群五個子系統(tǒng)同步演進、相互依托關(guān)系較為密切。對五個子系統(tǒng)進一步分析還表明，“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、共享”四個子系統(tǒng)的發(fā)展指數(shù)同步提升，步調(diào)保持一致。其中，綠色發(fā)展指數(shù)逐漸增大，2010—2019年增長率為29.09%，表明區(qū)域生態(tài)環(huán)境持續(xù)優(yōu)化；但“開放”指數(shù)波動較大，2010—2016年持續(xù)下降，2016年后期開始上升，呈現(xiàn)緩慢發(fā)展態(tài)勢。顯然，近年來長三角城市群的對外開放程度下降，因而對創(chuàng)新指數(shù)具有一定的抑制作用。

為揭示高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平的局域空間格局，選取耦合協(xié)調(diào)指數(shù)作為指標(biāo)，以2010年、2013年、2016年和2019年為節(jié)點繪制空間演化趨勢圖，如圖2所示。

圖2 長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平的空間格局

可以發(fā)現(xiàn)，長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)指數(shù)總體上呈增長趨勢，中級協(xié)調(diào)區(qū)域隨著時間推移不斷向外擴散，高級協(xié)調(diào)區(qū)域增加，高質(zhì)量發(fā)展不平衡問題依舊突出。2010年，11個城市處在初級協(xié)調(diào)階段，占比42.31%，但滁州、安慶、池州、銅陵和宣城處在瀕臨失調(diào)階段，需著力解決城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)、產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)以及區(qū)域協(xié)調(diào)等相關(guān)問題；中級協(xié)調(diào)區(qū)域有杭州、南京、寧波、嘉興、常州、鎮(zhèn)江和無錫，占比26.92%；上海則處于高級協(xié)調(diào)階段。2013年，長三角西部城市群的耦合協(xié)調(diào)度明顯提高，其中滁州、銅陵和宣城從瀕臨失調(diào)轉(zhuǎn)變?yōu)槌跫墔f(xié)調(diào)，而合肥由初級協(xié)調(diào)轉(zhuǎn)變?yōu)橹屑墔f(xié)調(diào)；對東部地區(qū)而言，杭州和蘇州高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度分別增加15.54%和21.63%，由中級協(xié)調(diào)變?yōu)楦呒墔f(xié)調(diào)區(qū)域，其他大部分區(qū)域協(xié)調(diào)度等級基本不變。由此可見，安徽省高質(zhì)量發(fā)展水平相對較低，綜合指數(shù)均低于0.45，這些城市在高質(zhì)量發(fā)展中存在短板，但仍有一定上升空間。2016年，上海首次進入完美協(xié)調(diào)區(qū)域，這一階段中，其創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放和共享五個子系統(tǒng)分別同步增長32.54%、25.74%、9.66%、10.67%和20.81%，創(chuàng)新發(fā)展指數(shù)增幅最大，助推耦合協(xié)調(diào)指數(shù)提升21.62%；杭州和蘇州依然處于良好協(xié)調(diào)區(qū)域；西北地區(qū)基本上處在初級協(xié)調(diào)階段；西南地區(qū)的安慶則處在瀕臨失調(diào)階段。截至2019年，長三角城市群協(xié)調(diào)等級呈現(xiàn)從東向西減小趨勢，整體上初級協(xié)調(diào)和中級協(xié)調(diào)區(qū)域減少，且主要分布在西南地區(qū)的安慶、池州和宣城；高級協(xié)調(diào)區(qū)域增加較快，占比達到34.62%，且主要分布在東部城市群，杭州和蘇州的協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)分別提升了17.85%和22.46%，與上海一起處于完美協(xié)調(diào)發(fā)展階段。

（二）高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度的格局演變

1.全局空間關(guān)聯(lián)格局

以2010—2019年長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)指數(shù)為依據(jù)，借助GeoDa軟件測度協(xié)調(diào)水平的Moran′sI值和標(biāo)準(zhǔn)化Z值，見表2所列。

表2 長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展全局Moran′s I值

可以看出，全局Moran′sI指數(shù)均為正值且通過5%顯著性水平檢驗，表明協(xié)調(diào)發(fā)展水平呈現(xiàn)顯著的空間集聚特征。從動態(tài)演變趨勢來看，Moran′sI指數(shù)呈現(xiàn)“先減后增”的波動趨勢，空間差異具有一定的階段性。2010—2013年，Moran′sI指數(shù)由0.074快速下降至0.043，空間集聚態(tài)勢減弱，空間發(fā)展差異性降低，長三角流域空間分布朝著離散化和均衡化方向發(fā)展；2013—2019年，Moran′sI指數(shù)由0.043上升至0.088，表明流域內(nèi)城市群協(xié)調(diào)發(fā)展水平高的地區(qū)集聚態(tài)勢增強，水平低的地區(qū)集聚態(tài)勢減弱，空間發(fā)展差異漸趨顯著。

2.局部空間關(guān)聯(lián)格局

由于全局空間自相關(guān)忽略了空間過程的潛在不穩(wěn)定性，為直觀顯示協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的空間分異性，借助ArcGIS軟件，采用自然斷點法將協(xié)調(diào)度從高到低依次劃分，分別繪制出2010年、2013年、2016年和2019年的耦合協(xié)調(diào)度冷熱點，具體如圖3所示。

圖3 長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)冷點和熱點地區(qū)分布

從圖3可以看出：①熱點顯著區(qū)：2010年，熱點高顯著區(qū)僅有上海、蘇州和無錫；隨著以上海為核心的高質(zhì)量協(xié)調(diào)發(fā)展空間輻射作用不斷增強、空間擴散范圍不斷擴大，2013年，嘉興步入熱點低顯著區(qū)；2016年，杭州、湖州也步入熱點低顯著區(qū)；到2019年，紹興和金華步入熱點顯著區(qū)?？傮w而言，2010—2019年熱點區(qū)城市表現(xiàn)為由熱點低顯著區(qū)向熱點中顯著區(qū)過渡、熱點中顯著區(qū)向熱點高顯著區(qū)過渡的特征，最終形成“上海-杭州”雙核心的熱點區(qū)域分布，這與上海和杭州兩個城市的良好經(jīng)濟基礎(chǔ)和科技創(chuàng)新水平相吻合。②冷點顯著區(qū)：冷點區(qū)域集中分布在長三角西部城市群，冷點高顯著區(qū)逐漸消失，而冷點低顯著區(qū)逐漸演變成散點狀的空間形態(tài)。2010年，高質(zhì)量發(fā)展冷點顯著區(qū)有7個，包括合肥、滁州、馬鞍山、蕪湖、安慶、池州、銅陵，占比26.92%；至2013年，合肥和馬鞍山進入隨機分布區(qū)，蕪湖跌入冷點低顯著區(qū)；2016年，滁州、蕪湖跌出冷點顯著區(qū)；截至2019年，安慶、池州、銅陵3個城市都由冷點高顯著區(qū)向低顯著區(qū)轉(zhuǎn)變。

總體來看，長三角流域城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平具有一定的空間穩(wěn)健性，熱點顯著區(qū)主要分布在環(huán)“上海-杭州”地區(qū)，冷點顯著區(qū)主要分布在西部城市群，側(cè)面反映出協(xié)調(diào)發(fā)展空間存在循環(huán)累積效應(yīng)，增加了城市間發(fā)展的不均衡程度。因此，要優(yōu)化提升“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五個維度的耦合功效和協(xié)同作用，安徽省和江蘇省部分地區(qū)應(yīng)加大對教育、醫(yī)療、交通和文化等公共資源的投入，促進資源合理配置，實現(xiàn)長三角城市群的高質(zhì)量協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度的重心遷移與離散趨勢

橢圓重心表示長三角流域高質(zhì)量發(fā)展的空間方位分布，而標(biāo)準(zhǔn)差橢圓則強調(diào)耦合協(xié)調(diào)度在空間上的離散程度。本文利用ArcGIS軟件分析了2010—2019年高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度的重心及標(biāo)準(zhǔn)差橢圓的變化軌跡，如圖4所示。

圖4 長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度的標(biāo)準(zhǔn)差橢圓

從圖4可以看出，2010—2019年長三角流域協(xié)調(diào)度的橢圓重心整體上位于長三角幾何中心（119.56°E，31.11°N）東部的湖州市，說明研究期內(nèi)高質(zhì)量發(fā)展在空間上較為穩(wěn)定，呈“東強西弱”的空間分布格局。分時段來看，橢圓重心坐標(biāo)首先由2010年的（119.72°E，31.13°N）自東向西偏南方向位移至2013年的（119.67°E，31.10°N），之后又繼續(xù)西南方向位移至2016年的（119.67°E，31.09°N）。究其原因，長三角東部城市如上海、杭州、寧波等社會經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比較發(fā)達，高質(zhì)量發(fā)展已達到較高水平，高質(zhì)量發(fā)展五個子系統(tǒng)的協(xié)同作用減弱；西北城市群（安徽省和部分江蘇省地級城市）經(jīng)濟基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對較差，因此研究初期“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五個維度的耦合功效和協(xié)同作用提升顯著，高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)重心持續(xù)自東向西遷移。2016—2019年，高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)重心開始向東南快速移動，至2019年為（119.66°E，31.09°N），因而橢圓重心經(jīng)歷了“西南-東南”的折線型變動態(tài)勢，這是由于長三角流域東部城市群經(jīng)濟快速增長，促使高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平向東南方向轉(zhuǎn)移。

從標(biāo)準(zhǔn)差橢圓參數(shù)來看，長三角流域協(xié)調(diào)度的橢圓長軸總體呈現(xiàn)“東南-西北”的空間格局，其中軸線分布基本上處于“馬鞍山-湖州-嘉興”一線。2010—2019年，橢圓長半軸變化范圍為389～398 km，短半軸變化范圍為261～265 km，標(biāo)準(zhǔn)差橢圓的旋轉(zhuǎn)角度為101.76°～104.15°，長三角流域高質(zhì)量發(fā)展空間分布格局基本穩(wěn)定。具體來看，2010—2013年，標(biāo)準(zhǔn)差橢圓分布范圍持續(xù)擴展，長半軸延長但短半軸縮短，表明長三角流域城市高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度的空間分布趨向分散，且向東西方向加速發(fā)展；2013—2016年，標(biāo)準(zhǔn)差橢圓分布范圍減小，長半軸縮短但短半軸延長，說明高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度的空間分布趨向集中，在東西方向上的失衡有所減弱；但2016—2019年，高質(zhì)量發(fā)展的重心向東南移動加快，短軸標(biāo)準(zhǔn)差縮短，表明在短軸方向上存在向橢圓中心集聚的現(xiàn)象，即“東北-西南”方向的高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度集聚。

四、高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)水平的驅(qū)動機制

由于長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平呈不均衡的時空分布特征，且各城市間空間依存關(guān)系明顯，耦合協(xié)調(diào)指數(shù)不再滿足普通最小二乘法（OLS）假設(shè)，故需引入空間依賴性對OLS模型修正。因而，本文采用GWR模型探究耦合協(xié)調(diào)度的驅(qū)動機制。借鑒相關(guān)研究經(jīng)驗，采用經(jīng)濟實力（人均GDP）、基礎(chǔ)設(shè)施（人均公路里程數(shù)）、政府財政支出（公共財政占GDP總數(shù)）和集聚能力（單位面積常住人口數(shù)）作為高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)水平的驅(qū)動因素。

為避免多重共線性問題，對各個解釋變量運用SPSS軟件進行相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)方差膨脹因子（VIF）為5.87，因此不存在顯著的多重共線影響。計算發(fā)現(xiàn)，OLS模型得到的R2為0.795 7，AICc為557.045 9；而利用GWR模型得到的R2為0.912 4，AICc為456.469 2。根據(jù)前期研究結(jié)果，如果GWR和OLS模型中AICc差值大于3，適宜采用GWR模型。

由于本文中兩者之差約為101，且GWR模型中的R2明顯大于OLS模型中的R2，所以GWR比OLS模擬結(jié)果更加合理?；贕WR模型的各系數(shù)值五分位的描述性統(tǒng)計見表3所列。

表3 影響因素回歸系數(shù)描述統(tǒng)計

從表3中最大值和最小值分布可看出，各解釋變量在空間上的變異性較大；中位數(shù)與平均值接近，表明回歸系數(shù)在空間范圍內(nèi)的影響性質(zhì)趨同。

本文運用ArcGIS軟件，采用自然斷點法對其進行空間可視化，進一步刻畫各個驅(qū)動因子的GWR回歸系數(shù)空間分布，具體分布如圖5所示。

圖5 長三角城市群GWR模型驅(qū)動因子的回歸系數(shù)空間分布

從高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平的局部系數(shù)來看，4個解釋變量的參數(shù)估計結(jié)果各不相同，有正有負，表明各個解釋變量對協(xié)調(diào)度的影響存在空間差異，影響程度由大到小依次為：經(jīng)濟實力＞政府財政支出＞基礎(chǔ)設(shè)施＞集聚能力。經(jīng)濟實力對高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平的影響最大，回歸系數(shù)總體上存在正向影響。如圖5（a）所示，從GDP回歸系數(shù)的空間分布來看，經(jīng)濟實力整體上呈現(xiàn)出“東高-西低”的空間特征，與長三角流域經(jīng)濟發(fā)展水平的空間格局基本一致。西部城市群的回歸系數(shù)最小，分布在-1.182 6～-0.513 4之間，經(jīng)濟實力對于耦合協(xié)調(diào)系統(tǒng)水平影響較小；中部和東部城市群的回歸系數(shù)明顯增大，特別是中部地區(qū)回歸系數(shù)分布在3.225 5～8.136 7之間。因此，經(jīng)濟實力對長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)水平的提高具有重要地位。

政府財政支出是長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展空間分異的第二大影響因素。如圖5（b）所示，從回歸系數(shù)空間分布來看，協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)呈現(xiàn)自東南向西北增加的階梯狀分布格局。其中，高值區(qū)集中在安慶、合肥、銅陵、池州和滁州，回歸系數(shù)范圍分布在2.912 1～8.656 4之間；低值區(qū)則主要分布在東南地區(qū)的寧波、紹興、金華和臺州，回歸系數(shù)范圍分布在-1.143 9～-0.941 3之間，表明財政投資對這些地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用。

基礎(chǔ)設(shè)施對長三角流域高質(zhì)量發(fā)展空間分異顯著，回歸系數(shù)有正有負。如圖5（c）所示，從基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)空間分布來看，其影響服從“東-西”的分布格局。其中，基礎(chǔ)設(shè)施高值區(qū)主要分布在西部的安慶、池州、銅陵、合肥、蕪湖和宣城，回歸系數(shù)范圍分布在0.716 6～1.278 4之間；低值區(qū)集中分布在上海、蘇州、無錫和嘉興，回歸系數(shù)范圍分布在-1.343 0～-1.270 1之間，說明基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平對長三角城市群的協(xié)調(diào)發(fā)展具有抑制作用。

集聚能力的回歸系數(shù)基本為負，表明人口密度與高質(zhì)量發(fā)展顯著負相關(guān)。如圖5（d）所示，從回歸系數(shù)空間分布來看，整體呈現(xiàn)以大型城市為輻射核心區(qū)，逐漸向中小型城市擴散的空間結(jié)構(gòu)。其中，高值區(qū)主要集中在上海、杭州和南京等省會都市圈，回歸系數(shù)分布在0.153 2～0.389 3之間，表明人口增加有利于提升高質(zhì)量發(fā)展水平，促進區(qū)域城市群的協(xié)調(diào)發(fā)展，這一結(jié)論與劉潔等（2022）［34］關(guān)于長三角流域人口集聚對經(jīng)濟發(fā)展影響的結(jié)論基本一致；低值區(qū)集中在西部以合肥為中心的輻射區(qū)，回歸系數(shù)范圍在-0.484 8～-2.453 6之間，表明人口密度減少對這些地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用，主要是因為這類地區(qū)缺乏區(qū)位和先發(fā)優(yōu)勢，人力資源欠缺加劇了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的失衡，因而限制了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文以長三角城市群為研究對象，選取2010—2019年相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用標(biāo)準(zhǔn)差橢圓、空間自相關(guān)模型探究高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度的空間格局演變特征，并結(jié)合GWR模型定量分析耦合協(xié)調(diào)度空間分異的影響驅(qū)動機理。研究結(jié)論主要包括：①研究期內(nèi)，長三角流域高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)度呈“東高西低、北高南低”的空間分異特征，指數(shù)在0.39～0.53之間波動，總體上處于緩慢上升態(tài)勢。②高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)指數(shù)具有明顯的階段性，空間演化以遞次轉(zhuǎn)移為主、跨級轉(zhuǎn)移為輔，整體上形成以上海和杭州為中心的雙極化熱點輻射區(qū)。③高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)重心軌跡波動較大，2010—2016年受合肥、銅陵、宣城的引擎拉動作用向西南方向移動；2016—2019年由于杭州、蘇州、寧波、紹興、金華等協(xié)調(diào)指數(shù)的提升，橢圓重心移動方向轉(zhuǎn)向東南，且移動幅度相對較大。④長三角流域高質(zhì)量發(fā)展協(xié)調(diào)指數(shù)的空間格局受諸多因素的影響，經(jīng)濟實力、集聚能力、政府財政支持和基礎(chǔ)設(shè)施對協(xié)調(diào)發(fā)展度具有顯著影響,其中經(jīng)濟實力是協(xié)調(diào)發(fā)展的正相關(guān)因子，積聚能力整體上表現(xiàn)為負相關(guān)。

（二）對策建議

根據(jù)以上結(jié)論，提出相關(guān)政策建議，以期不斷提升長三角城市群高質(zhì)量發(fā)展水平。

第一，要重視高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)。以“杭州-上?！睘橹行膸又苓叧鞘邪l(fā)展，統(tǒng)籌提升區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展水平，加強人才、技術(shù)、資金、信息等生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動，提高資源配置效率。同時，長三角流域要實行差異化的產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，著力縮小內(nèi)部發(fā)展差異，形成多梯度、合作共贏的高質(zhì)量發(fā)展空間支撐體系。

第二，要重視科技創(chuàng)新能力的提升，充分發(fā)揮科技創(chuàng)新能力，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。政府要增加研發(fā)經(jīng)費投入，營造良好的創(chuàng)新環(huán)境，促進企業(yè)提高核心技術(shù)創(chuàng)新能力，實現(xiàn)國民經(jīng)濟重點領(lǐng)域的自主創(chuàng)新。同時，要加快新型創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)移和轉(zhuǎn)化，增強知識技術(shù)溢出效應(yīng)，探索建立以“上海-杭州”為輻射中心的科創(chuàng)中心體系，提升技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。

第三，要重視高質(zhì)量發(fā)展的不平衡問題，提升區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平。長三角地區(qū)要建立健全一體化大市場來促進要素市場和服務(wù)市場發(fā)展，促進安徽省深度融入長三角區(qū)域發(fā)展，積極利用區(qū)域中心城市資源的空間溢出效應(yīng)，加強區(qū)域間的聯(lián)系和合作。同時，積極推進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，促進長三角區(qū)域一體化發(fā)展進程。

第四，要優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)和工業(yè)結(jié)構(gòu)，堅持綠色生態(tài)發(fā)展。長三角地區(qū)各級政府要充分發(fā)揮總體宏觀調(diào)控功能，建立科學(xué)完善的環(huán)境監(jiān)測體系，提升環(huán)境污染物治理效率。同時，倡導(dǎo)和發(fā)展新型節(jié)能環(huán)保和清潔能源產(chǎn)業(yè)，積極促進綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，遵循經(jīng)濟發(fā)展要為生態(tài)讓行的原則，打造經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的綠色生態(tài)環(huán)境。