城市化过程中城市土地扩张与经济增长关系研究

斯日吉模楞

（中央财经大学 经济学院，北京 100081）

一、引言

随着我国城市化进程的不断推进，经济发展过程中城市建设用地面积逐年增加。20世纪80年代中后期，随着户籍制度的改革，我国城市化水平得到了快速提升。据统计数据显示，1978年我国城市化率仅为17.9%，但到2016年城市化率已高达57.35%，城镇人口数量超过乡村人口数量，实现了城市化的跨越式发展。2016年国内生产总值达到了74.4万亿，是2000年的7倍。2000-2015年间城市建设用地面积也逐年增加，土地要素投入的增加推动了城市经济的发展。国内大量的实证研究表明，改革开放以来，城市土地扩张对我国经济增长具有显著贡献（丰雷等，2008；李名峰，2010；叶剑平等2011；王建康和谷国锋，2015）［1-4］。城市土地面积的不断扩张能带来经济的持续增长吗？20世纪末，随着城市蔓延现象的加剧，如何合理扩张城市土地面积成为研究的焦点。相关研究学者认为，城市土地扩张存在外部成本（Stone JR B，2008；Holcombe R G，Williams D.W，2010）［5-6］。通过梳理已有文献，本文发现城市用地的扩张推动经济发展的同时也带来了相应的外部成本。根据规模经济理论，当实现的成本最小且收益最大时城市土地面积扩张与经济增长之间的关系能够达到最佳状态，城市土地面积与经济增长之间呈现的不是简单的线性关系。

二、文献综述

早在19世纪末，国外已经有学者对城市土地扩张开始了研究。到20世纪20年代时，城市土地利用理论研究开始系统化，兴起了生态学派、历史形态学派、区位经济学派及政治经济学派等不同的研究方法和理论派系（刘盛和和周建民，2001）［7］。随着20世纪末城市蔓延现象的加剧，如何合理扩大城市土地面积成为研究的焦点，紧凑发展、可持续发展理论思潮纷纷涌现（Mike Jenks and Rod Burgess，2003）［8］。Carruthers（2002）［9］认为，随着城市土地面积的增加，基础设施建设等公共服务成本增加，即城市用地的扩张带来经济成本。Chiara等（2010）［10］认为，由于城市面积的增加，离城市中心较远地区公共交通等基础设施建设的不完善，增加私人交通工具的用量，导致能源消费量的增加和空气污染的加重，即城市用地扩张带来环境成本。城市土地扩张有助于城镇经济发展的同时占用了稀缺的耕地资源，引起了城市土地扩张和耕地资源保护的矛盾（徐梦洁等，2008）［11］。

国内相关方面的研究始于20世纪80年代。随着户籍制度的改革与放款城市用地快速扩展。我国学者关于城市土地扩张的研究主要有城市土地扩张的特征（曾辉和江子瀛，2000；薛东前和王传胜，2003；孙娟等，2005；周国华和贺艳华，2006；周艳等，2016）［12-16］、驱动因素（徐涵秋，2002；谈明洪和吕昌河，2003；王丽萍等，2005；吴宏安等 2005；张新焕等，2005；赵亚莉和刘友兆，2014；周艳等，2016）［17-22，16］和效益（杨益明和陈志，2001；周蓓和李艳娜，2002；李素伟等，2006）［23-25］等方面的研究。关于城市土地扩张影响因素方面，现有文献归结为经济因素、人口因素和政策因素。大多数学者一致认为人口和经济发展是城市土地扩张的主要驱动力（徐涵秋，2002；谈明洪和吕昌河，2003；王丽萍等，2005；吴宏安等2005；张新焕等，2005；赵亚莉和刘友兆，2014；周艳等，2016）［17-22，16］。还有一些学者分析了城市土地扩张的其他影响因素，如工业化和服务业扩展程度是城市扩张的动力（Alonso，1964；Mills，1967；Muth，1969；Brueckner and Fansler，1983；Glaeser and Kahn，2004；Mc Grath，2005；Xiangzheng Deng et al.，2010）［26-32］。刘琼等（2014）［33］认为，土地财政收入是影响城市土地扩张的重要影响因素。叶林等（2016）［34］通过探讨城市扩张、地方政府行为和土地财政收入之间的关系，也得出了土地财政是城市土地扩张主要推动力的结论。朴妍和马克明（2006）［35］通过运用多元统计分析方法对北京市城市用地扩张原因进行分析后发现，经济发展程度、二三产业规模、城乡居民生活差距和固定资产投资额是影响城市用地扩张的主要因素。周其仁（2013）［36］和叶林等（2016）［34］认为城乡收入差距是城市土地面积扩张的决定因素。综上所述，城市土地扩张的动因有经济发展水平、第二产业产值、第三产业产值、城乡收入差距、产业升级等经济因素；人口增长率等人口因素；反映政策倾向的人均固定资产投资。

关于城市土地扩张与经济增长关系的研究，有学者认为经济增长推动了城市土地面积的扩张（谈明洪和吕昌河，2003；王丽萍等，2005；赵亚莉和刘友兆，2014）［18-19，22］，也有学者认为土地扩张对经济增长有贡献（丰雷等，2008；李名峰，2010；叶剑平等 2011；王建康和谷国锋，2015）［1-4］。张俊凤和刘友兆（2013）［37］分析长三角地区城市扩张与经济发展关系，认为二者之间存在双向和单项因果关系，杭州、无锡等地区经济增长仍过度依赖建设用地扩张。

通过梳理上述文献发现，不同学者从不同的角度分析城市土地扩张问题并得出了丰富的结论。而在城市土地扩张和经济增长关系研究方面，学者们主要分析了二者的因果关系，鲜有文献研究城市土地扩张与经济增长之间的非线性关系。本文为了探索城市土地扩张与经济增长之间的非线性关系及其不同区域间的差异，利用全国、东、中和西部等不同空间尺度样本数据，建立实证模型，逐一分析二者之间的关系。同时，把文献综述中梳理的影响城市土地扩张的其它因素引入实证模型，加以分析了不同空间尺度上的城市土地扩张影响因素。

三、研究方法与数据来源

（一）模型设定与变量选择

为了分析城市用地面积与我国经济增长之间的关系，本文以城市建设用地面积自然对数为因变量，非农业产值为自变量建立实证模型，并控制了其它城市土地扩张影响因素。同时，为了检验模型的稳健性，把全国31个省份，按地理位置分东、中、西部，再对模型进行回归。本文为了分析城市土地扩张与经济增长之间的非线性关系，模型中引入了经济增长指标的二次项，具体回归模型如下：

公式中：lnY为城市建设用地面积自然对数；GDP为城市人均非农产业产值；X为控制变量；a0、a1、a2、a3、an为回归系数；ct是年度固定效应；ci是地区固定效应；εit为随机误差项；i代表省份，t代表年份。控制变量包括：

（1）工业化程度（inds）。随着城市化的深入，城市经济的增长需要更多的可利用土地面积，而成功的城市化需要工业和服务业的快速发展（Parker，1996）［38］。工业化和服务业扩展程度是城市核心扩张的动力（Kaufmann，2003；Xiangzheng Deng et al.，2010）［39，32］。根据 Kaufmann（2003）［39］，本文以工业增加值占 GDP的比重来表示工业化程度。

（2）服务业发展程度（serv）。与工业化指标衡量方法相同，本文以第三产业增加值占GDP的比重来表示服务业发展程度。

（3）城乡收入差距（urig）。城市与乡村居民生活水平、收入水平和消费水平的差距促使人口向城镇流动，人口聚集带动了经济聚集，反过来带动更高的人口聚集（周其仁，2013）［36］。复合推动力刺激城市对土地的需求。叶林等（2016）［34］认为，城乡收入差距导致城市人口聚集，从而推动城市土地扩张，人口聚集产生的规模经济驱动力拉动政府投资偏向生产效率更高的城市，进一步形成城市土地扩张。本文依据叶林等的指标选择方法，以城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入比值来表示城乡收入差距。

（4）人口（lnpop）。一个国家或地区的经济发展过程可以定义为一个国家或地区人口从乡村转移到城镇的过程（Kuznets，1996）［40］。经济发展的早期阶段，农业在经济发展过程中占有主导地位。将生产效率相对低的农业部门劳动力转移到非农业部门是经济发展进程的主要动力之一（Beauchemin and Schoumaker，2005）［41］。城市人口是城市用地扩张的基本动力（周国华等，2006）［15］。城市人口的增加导致城市住房、交通和公共设施的需求增加，加剧了城市承载压力，推动城市土地的扩张（谈明洪和吕昌河，2003）［18］。根据Brueckner and Fansler（1983）［41］，本文把城镇人口的自然对数纳入影响城市土地面积的控制变量。

（5）人均固定资产投资（fai）。固定资产投资是建造和购置固定资产的经济活动，是社会固定资产再生产的主要手段。固定资产投资能够表示政府政策偏好。城市固定资产大部分用在了城市及工业基础设施投资及土地购买，这会直接推动城市建设用地规模的增加（舒帮荣等，2014）［42］。鉴于此，本文把人均固定资产投资额作为影响城市土地扩张的政策因素之一。以全年城镇固定资产投资总额除以该地区城镇人口数表示人均固定资产投资额。

（6）产业结构升级（indsu）。产业结构升级、产业集群化发展降低城市工业用地比例（周国华和贺艳华，2006）［15］。所以产业结构升级与城市土地扩张呈负相关关系。本文选取第三产业产值与第二产业产值的比值来测度产业结构升级状况（赵可，2016）［43］。

（二）数据来源与数据处理

本文采用2005-2015年我国31个省份面板数据，包括9个指标，共341个样本点。其中城市建设用地面积自然对数（lnY）作为因变量，人均非农产业产值（gdp）和人均非农产业产值二次项（gdp2）作为主要解释变量，增加工业化程度（inds）、服务业发展程度（serv）、城乡收入差距（urig）、人口（lnpop）、人均固定资产投资（fai）、产业结构升级（indsu）等控制变量。所有指标数据均来自《国家统计局》官方网站。

为了考察城市土地变化与经济增长之间的关系，城市经济增长指标用人均非农产业产值来表示，数据来源于《国家统计局》官方网站，采用GDP折算指数调整到2005年不变价；人均固定资产投资指标和农业投资指标采用固定资产价格指数调整到2005年不变价。

研究的空间维度不仅包括全国尺度，还结合各省市所处区位及经济发展状况，将全国分为东部、中部和西部地区三个空间尺度，其中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省市，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8个省份，西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆和西藏等12个省、市和自治区。此外，香港、澳门与台湾地区未纳入研究范围。具体指标特征见下表1：

表1 变量的描述性统计

四、实证结果与分析

（一）面板数据模型设定的检验

为了判断模型设定的具体形式，本文分别进行了个体效应检验、随机效应检验和Random Effects-Hausman检验，得到相应的统计量估计值分别为63.570、1072.920和18.510，而且均显著。由于F检验P值为0.000，故强烈拒绝“所有个体虚拟变量都为零”的原假设，即认为存在个体效应，固定效应模型明显优于混合OLS模型。通过LM检验得到的P值为0.000，表明随机效应非常显著，可见随机效应模型也优于混合OLS模型。通过上述分析，发现模型中需要加入个体效应，但是还是无法确定使用随机效应模型还是固定效应模型。为此，需要进行豪斯曼检验。由于豪斯曼检验P值为0.009，故在5%的显著性水平下拒绝原假设，应该使用固定效应模型（检验结果见表2）。

经济活动由于不同区域的自然资源和经济环境存在差异，其区域间的分布特征有所不同。考虑到我国幅员辽阔，为了充分体现城市土地扩张与经济增长之间的区域差异，分别分析了东、中、西部三个地区城市土地扩张与经济增长之间的关系以及影响城市土地扩张的其它因素的变化。

表2 模型设定的检验结果

（二）经济增长对城市土地扩张的全国影响

本文根据豪斯曼检验结果使用固定效应模型，运用2005-2015年全国31个省、市数据，回归分析了城市土地扩张与经济增长之间的关系。为了检验城经济增长对城市土地扩张影响回归结果的稳健性，本文在实证模型中逐步引入了工业化程度、人口、服务业发展程度、城乡收入差距、产业结构升级、人均固定资产投资等控制变量，回归结果见表3。

模型（1）中只考虑了本文的核心解释变量人均非农业产值及其平方项。从回归结果看，经济增长指标系数在1%水平上显著为正；同时，经济增长指标平方项系数在5%水平上显著为负。回归结果表明，表明从全国维度上看，城市土地扩张与经济增长之间并不存在单纯的线性关系，经济增长与城市土地扩张之间存在“倒U型”关系，即随着经济增长城市土地扩张程度逐渐加强，当经济增长到一定程度时，城市土地扩张程度呈现减弱趋势。从城市土地扩张对人均非农产业产出指标的回归系数看，其系数在不同模型中均显著为正，表示在全国空间尺度，经济发展水平推动了城市土地扩张。

模型（2）中引入了人口因素控制变量。从回归结果中发现，经济增长指标系数仍在1%水平上显著为正，经济增长指标平方项系数在1%水平上显著为负，表示经济增长与城市土地扩张之间存在显著的“倒U型”关系；城市人口增长率指标在1%水平上显著为正，表示城市人口的增加促使城市土地面积扩张。

模型（3）中引入了固定资产投资控制变量。从回归结果发现，经济增长指标及其平方项系数均在1%水平上分别显著为正值和负值，表示经济增长与城市土地扩张之间存在的“倒U型”关系具有稳健性；固定资产投入指标系数在1%水平上显著为正，表示固定资产投资活动对城市土地扩张产生积极作用。同时，从侧面表示，政府在城市土地扩张过程中更倾向于选择物质资本投资渠道。

模型（4）和（5）中分别引入了工业化程度指标和服务业发展水平指标。从回归结果看，两个模型中的经济增长指标系数均在1%水平上显著为正，而经济增长指标平方项系数均在1%水平上显著为负，反映了经济增长与城市土地扩张之间存在的“倒U型”关系具有稳健性。在模型（4）和（5）中，工业化发展水平指标系数均在1%水平上显著为负，表示全国维度上，工业化发展水平并没有对城市土地扩张产生积极影响。出现这种结果的原因很可能是随着产业结构的升级，第二产业产值占比逐渐降低，第三产业产值占比逐渐增加，工业用地面积减少导致。服务业发展水平指标系数为显著水平较低的负值，服务业发展水平对城市土地面积扩张的影响不显著。

模型（6）和模型（7）中分别逐步引入了产业结构升级和城乡收入差距控制变量。从回归结果看，在两个模型中经济增长指标系数均在1%水平上显著为正，而经济增长指标平方项系数均为显著负值，反映了经济增长与城市土地扩张之间存在的“倒U型”关系具有稳健性。模型（6）中引入的产业结构升级指标系数在1%水平上显著为负，即产业结构的升级会减弱城市土地扩张，符合产业结构升级、产业集群化发展降低城市工业用地比例的经济意义。模型（7）中引入的城乡收入差距控制变量系数在1%水平上显著为负，表示城乡收入差距的加大减弱了城市土地扩张程度。

总的来看，在实证模型中逐步引入不同控制变量过程中，经济增长指标系数始终为显著正值，而经济增长指标平方项系数始终为显著负值，反映了在全国维度上，经济增长与城市土地面积扩张之间存在“倒U型”关系，并且这种关系很稳健；从人口变量系数看，在逐步引入不同控制变量过程中其系数均呈现出显著的正值，表明城市人口的增加是城市土地扩张的主要推动因素之一；工业化发展和产业结构升级和城乡收入差距显著降低了城市土地扩张；而固定资产投资和服务业发展水平对城市土地扩张的影响不显著。

表3 我国经济增长对城市土地扩张影响回归结果

（三）东、中、西部地区经济增长对城市土地扩张的影响

由于我国幅员辽阔、东西南北差异较大，为了进一步探索城市土地面积扩张与经济增长在不同地区维度上的关系，并检验实证模型的稳健性，把全国31个省市按照地理位置分为东、中、西部三个区域，并对实证模型进行了回归分析。

1.东部地区经济增长对城市土地扩张的影响

本文为了探索经济较发达的东部地区经济增长与城市土地扩张之间的关系，以2005-2015年11个东部省市为样本，在实证模型（1）中逐步引入不同控制变量进行回归分析，结果如下表4所示。从实证分析汇报结果看，在表4中的模型（1）-（7）中逐步引入不同控制变量过程中，经济增长指标系数一直呈显著的正值，经济增长指标平方项系数一直呈显著的负值，表明东部地区经济增长与城市土地扩张之间存在显著的“倒U型”关系，并且这种关系非常稳健。从东部地区城市土地扩张对经济增长的回归系数看，其系数在不同模型中均显著为正，并且其系数大于全国尺度的回归系数，反映东部地区经济发展水平对城市土地扩张的影响大于全国水平。这从另一个侧面反映了东部地区城市化的水平和城市化质量比全国水平高。

表4 东部地区经济增长对城市土地扩张影响回归结果

除了分析核心变量与城市土地扩张之间的关系之外，回归模型中引入了影响城市土地扩张的其他控制变量，如第二产业产值占比、第三产业产值占比、人口、城乡收入差距、产业升级、人均固定资产投资等。在模型中引入的不同控制变量系数看，城市人口系数一直显著为正，表示城市人口的增加是东部地区城市土地扩张的主要原因。东部地区城市人口增加对城市土地扩张的影响系数大于全国尺度的系数，表示东部地区单位城市土地面积承载力比较大，反映东部地区城市化水平和城市化质量高于全国平均水平。产业结构升级系数显著为负，表示东部地区产业结构优化升级、产业集群化发展程度较高，提高了城市土地利用效率，优化城市土地扩张质量。城市固定资产大部分用在了城市及工业基础设施投资及土地购买，这会直接推动城市建设用地规模的增加（舒帮荣等，2014）［42］。而东部地区固定资产投资指标系数为显著的负值，反映东部地区城市土地扩张显著减弱了城市土地扩张速度，反映东部地区固定资产投资大多数用在了城市基础设施建设等公共服务项目上，提高了城市土地利用效率，缓解无谓的城市土地扩张行为。而工业化程度指标、服务业发展水平指标和城乡收入差距指标系数在不同模型中呈现的系数符号不一致，表明东部地区工业化发展、服务业发展和城乡收入差距对城市土地扩张产生的影响不稳定。

2.中部地区经济增长对城市土地扩张的影响

本文为了探索中部地区经济增长与城市土地扩张之间的关系，以2005-2015年8个中部省市为样本，在实证模型（1）中逐步引入不同控制变量进行回归分析，结果如下表5所示。从表5中的回归结果看，在实证模型中逐步引入不同控制变量过程中，经济增长指标系数在7个模型中均表现出显著的正值，而经济增长指标平方项系数则均表现为显著的负值。由此可见，中部地区经济增长与城市土地扩张间也呈现出“倒U型”关系，并且这种关系很稳健。从中部地区城市土地扩张对经济增长回归系数看，其系数在不同模型中显著为正，但是其系数小于东部地区，表明中部地区经济增长推动了城市土地扩张，但中部地区经济增长对城市土地扩张的推动作用小于东部地区。这也从侧面反映了中部地区城市化水平和质量比东部地区低。

表5 中部地区经济增长对城市土地扩张影响回归结果

模型中引入的控制变量系数来看，人口变量系数显著为正，但是其系数小于全国尺度和东部地区，反映中部地区城市土地扩张中人口因素的影响程度低于东部地区和全国平均水平。从城市土地扩张对固定资产投资回归系数看，其系数在不同模型中均表现出显著为正，表明中部地区城市土地扩张中投资活动的影响比较显著。侧面反映出，中部地区城市固定资产大部分用在了工业基础设施投资及土地购买等，从而推动了城市土地扩张。工业化发展指标系数在模型（4）中表现为显著的正值，表明中部地区工业化发展推动城市土地扩张，但这种推动作用并不稳健。服务业发展水平、产业升级和城乡收入差距指标系数不显著，表明在中部地区服务业发展水平、产业结构升级和城乡收入差距对城市土地扩张的影响不显著。从侧面反映了中部地区服务业发展水平和产业结构优化程度较低。

3.西部地区经济增长对城市土地扩张的影响

本文为了探索中部地区经济增长与城市土地扩张之间的关系，以2005-2015年12个中部省市为样本，在实证模型（1）中逐步引入不同控制变量进行回归分析，结果如下表6所示。从表6中的回归结果看，在实证模型中逐步引入不同控制变量过程中，经济增长指标系数在7个模型中均表现出显著的正值，而经济增长指标平方项系数则（除了模型（1）和（7））均表现为显著的负值。由此可见，中部地区经济增长与城市土地扩张间也呈现出“倒U型”关系，并且这种关系很稳健。从西部地区城市土地扩张对经济增长回归系数看，经济增长系数在不同模型中均表现出显著的正值，表明西部地区经济增长推动了城市土地扩张，但是其系数小于东部地区回归系数，说明，西部地区经济增长对城市土地扩张的推动作用小于东部地区。这也从侧面反映了西部地区城市化水平和质量比东部地区低。

模型中引入的控制变量中，人口变量指标在不同模型中均表现为显著的正值，说明在西部地区城市土地扩张的主要推动因素为城市人口。由于我国事实“西部大开发战略”，加大支持东部地区发展，加快了西部地区城市化步伐，城市人口对城市土地扩张的推动作用较大。固定资产投资在模型（2）中表现出显著推动城市土地扩张的特征，但在其他模型中其系数虽为正，但并不显著，表明西部地区城市固定资产投资可能推动城市土地扩张，但其影响不稳定。工业化发展程度对城市土地扩张的系数显著为负，出现这种结果的原因很可能是随着产业结构的升级，第二产业产值占比逐渐降低，第三产业产值占比逐渐增加，工业用地面积减少导致。城乡收入差距、服务业发展和产业结构升级对西部地区城市土地扩张的影响不显著。

表6 西部地区经济增长对城市土地扩张影响回归结果

4.东、中、西部地区城市土地扩张与经济增长关系对比分析

从上面分别对东、中、西部地区经济增长与城市土地扩张之间的回归分析可知，三个地区的经济增长和城市土地扩张之间均呈现出“倒U型”关系，即随着三个地区经济增长，城市土地逐渐扩张，当经济增长到一定程度时，城市土地扩张呈现减弱趋势。为了对比分析东、中、西部地区城市土地扩张出现的拐点，本文利用实证分析结果中的指标系数估计值，画出了三个地区经济增长与城市土地扩张之间存在的“倒U型”关系图（详见图1）。

图1 东、中、西部地区经济增长与城市土地扩张关系图

从图1来看，东部地区城市土地扩张出现拐点时的经济增长水平较高，大约城市人均非农产业产值达到13.5万元时出现拐点。东部地区2015年城市人均非农产业产值平均值已达10.140万元，说明东部地区城市土地扩张离拐点的距离比较近，反映了东部地区城市土地扩张与经济增长关系几乎处在最优状态。而中部地区城市土地扩张出现拐点时的经济增长水平较低，大约在中部地区城市人均非农产业产值达到5.56时出现拐点。而中部地区2011年平均城市人均非农产业产值达到5.6万元，即中部地区城市土地扩张以2011年为拐点，呈“先扩大后缩小”趋势，中部地区城市土地扩张速度出现缓慢现象。西部地区城市土地扩张出现拐点时的经济增长水平较高，大约在城市人均非农产业产值达到15万元时出现拐点。西部地区2015年城市人均非农产业产值平均值达7.380万元，说明西部地区城市土地扩张离拐点的距离较远。

从城市土地扩张离拐点的距离来看，中部地区城市土地扩张已出现拐点，东部地区城市土地扩张离拐点的距离非常近而西部地区城市土地扩张离拐点比较远。因东部地区经济发展程度比较快，城市建设程度比较完善，2005-2015年东部地区平均城市建设用地面积达到2071.120 km2，城市化水平比较高（63.800%），城市人口达到2943.960万人，基础建设水平较高，城市土地扩张的正外部性比较大，所以在三个地区当中出现拐点时的人均非农产业产值比较高。中部地区2005-2015年平均城市建设用地面积为1402.410 km2，平均城市人口为2414.310万人，相对东部地区，城市建设用地面积大约东部地区的一半，而城市人口相差不大，中部地区城市人口密度比较大，由于城市人口增加提高了城市基础设施建设等公共服务成本，打破城了市规模经济状态。西部地区具有地广人稀的特征，经济发展水平相对落后于东、中部，城市化水平较低，2005-2015年平均城市化水平为41.440%，平均城市建设用地面积为710.650 km2，城市扩张和经济发展水平空间比较大。

总的来说，东部地区曲线在最上方，这从侧面反映了东部地区作为我国经济发展最快的地区，其城市土地扩张程度也高于同期其他地区水平。中部地区曲线在最下方，反映了“中部塌陷”现象。面对东部地区的繁荣，中部地区经济发展水平低于东部地区，而经济增长速度方面，中部地区又慢于西部地区。由于中部地区是我国最重要的粮食生产基地，从国家粮食安全与保护耕地考虑，中部地区需要改变城市化发展模式，加快传统城镇化向新型城镇化的转型。西部地区是我国经济发展水平最低的地区，很多研究表明经济增长是推动城市土地扩张的主要推动因素，照此推理，西部地区城市土地扩张应该是三个地区中最缓慢的地区。但是，从图中发现，西部地区城市建设用地面积增长率比同期中部地区要高。导致此结果的可能原因在于，20世纪90年代末开始我国实施“西部大开发”战略政策，促使西部地区城市化建设进程，推动了西部地区城市土地扩张速度。由此，我们可以发现，在我国不同地区经济发展过程中政府政策对城市土地扩张中的影响比较大。无论是从全国空间维度还是从地区空间维度，我国城市土地扩张与经济增长之间存在着“倒U型”关系。城市土地扩张速度随着经济增长呈“先加快后减慢”的趋势。说明城市土地面积的扩张与经济增长之间存在最优状态。我国不同地区在城市土地扩张过程中需要坚持“集约式”的城市发展模式，使城市土地扩张与经济发展相适应。

五、结论与启示

本文利用我国2005-2015年31个省（市）面板数据，采用固定效应模型，分析了我国31个省（市）和东、中、西部地区城市土地面积与经济增长之间的非线性关系，并探究了不同空间尺度城市土地扩张的主要影响因素，得出的主要研究结论和启示有：

（1）无论是全国尺度还是不同区域尺度，城市土地扩张与经济增长之间均存在着“倒U型”关系，即随着经济增长城市土地扩张速度逐渐增加，当经济增长到一定程度时，城市土地扩张速度呈现缓慢趋势。

（2）在不同地区间城市土地扩张程度有显著的差异，东部地区最快，其次是西部地区，而中部地区最慢。东部地区作为我国经济发展最快的地区，其城市土地扩张程度高于同期其他地区水平。中部地区曲线在最下方，反映了“中部塌陷”现象。面对东部地区的繁荣，中部地区经济发展水平低于东部地区，而经济增长速度方面，中部地区又慢于西部地区。由于中部地区是我国最重要的粮食生产基地，从国家粮食安全与保护耕地考虑，中部地区需要改变城市化发展模式，加快传统城镇化向新型城镇化的转型。西部地区虽是我国经济发展水平最低的地区，但由于我国“西部大开发战略”，西部地区经济得到了快速发展，促使了西部地区城市化进程，推动了西部地区城市土地扩张。

（3）由于东、中、西三个地区经济发展水平和土地面积等因素的差异，城市土地扩张与经济增长之间出现的拐点处有所不同。从城市土地扩张离拐点的距离来看，中部地区城市土地扩张已出现拐点，东部地区城市土地扩张离拐点的距离非常近而西部地区城市土地扩张离拐点比较远。说明东部地区城市土地扩张与经济增长关系几乎处在最优状态；中部地区城市土地扩张以2011年为拐点，呈“先扩大后缩小”趋势，中部地区城市土地扩张速度出现缓慢现象；而西部地区城市土地扩张与经济增长关系离最优状态比较远，需要加大城市化建设，推动经济发展。

（4）在不同地区间城市土地扩张影响因素有差异。全国尺度城市土地扩张主要推动因素为人口和经济增长；东部地区城市土地扩张主要推动因素为人口和经济增长；中部地区城市土地扩张主要影响因素为人口、经济增长和固定资产投资；西部地区城市土地扩张最主要影响因素为人口，其次是经济增长。从分析结果发现中部地区固定资产投资对城市土地扩张有显著的推动作用。这也从侧面反映了中部地区加大投资、提高内需的方式改善“塌陷”问题。无论是基于促进中部崛起的全局性战略考虑，还是持续有效的实施扩大内需的政策，都有必要加大中部地区中心城市及城市群的投资力度（孙红玲，2012）［44］。

我国人口众多、地域广泛、区域发展不平衡，不同地区经济发展水平、经济发展速度、城市化水平等都不同。在城市化过程中，不同地区需要根据自身条件，改变城市化发展模式，从传统城市化发展模式转变为新型城镇化发展模式，提高城市化质量，保持城市土地扩张与经济增长之间的最优状态。我国不同地区在城市土地扩张过程中需要坚持“集约式”的城市发展模式，使城市土地利用效率最大化，使城市土地扩张与经济发展相适应，实现土地合理化配置、城乡协调发展。