时空视角下国土空间生态修复与城镇化发展效应的耦合联动研究

张中秋,张裕凤,胡宝清

(1.内蒙古师范大学 地理科学学院,内蒙古 呼和浩特 010022;2.北部湾大学 资源与环境学院,广西 钦州 535011;3.内蒙古自治区土地利用与整治工程技术研究中心,内蒙古 呼和浩特 010022;4.南宁师范大学 北部湾环境演变与资源利用教育部重点实验室,广西 南宁 530001)

0 引言

当前阶段,中国生态文明建设正处于关键期,经济社会高速发展和城镇化高质量建设必将对中国地表国土空间产生显著影响[1,2]。城镇化不仅是经济社会发展的永动力,还是影响国土空间布局与生态环境演变的重要因素。2021年颁布实施的《新型城镇化规划(2021—2035年)》中强调“要遵循生态文明建设理念,在新型城镇化建设中确保国土空间开发与生态修复保护相协调”。2022年,党的二十大报告中提出“优化国土空间发展格局,推进以人为核心的新型城镇化,坚持山水林田湖草沙一体化保护和系统治理”,国土空间生态修复和新型城镇化建设已成为两大国家发展战略。近年来,随着城镇化进程的高速推进,暴露出城市资本积累过剩、城乡发展不均衡、生态环境退化严重、国土空间生态修复滞后等一系列社会、经济和生态不协调问题,不利于我国国土空间安全格局的构建。因此,开展国土空间生态修复与城镇化发展效应之间的耦合联动研究具有紧迫性。

目前,学者们从多角度开展了相关研究,成果丰硕。国外对城镇化与生态环境的研究较早,从侧重城镇化与社会经济、生态环境的单向作用向双向交互研究转变,在城镇化S曲线[3]的基础上,提出了环境库兹涅茨曲线[4]和脱钩理论[5],运用PSR[6]等模型开展城镇化与生物多样性[7]、温室气体[8]、居民福祉[9]等研究,并提出了城市批判论[10,11]和NbS[12]实践模式,开展了星球城市化研究,认为城市化是在全球资本扩散中对空间的“创造性毁灭”和“时空修复”的互动过程[13]。国内学者以“天人合一”和“道法自然”的哲学观为基础[14],对城镇化与生态环境的耦合机理进行研究[15,16],认为城镇化本身是与“山、水、林、田、湖、草、海、人、城、镇、村”等自然资源和人文资源的多维耦合系统[17],城镇化的建设始终与国土空间和生态环境发生复杂的物质能量循环和信息交流[18],并参考系统论和生态学理念,运用神经网络、灰色关联、耦合协调、空间分析等模型[19,20],从“生态环境—经济—城镇化”[21]、“乡村振兴—新型城镇化—生态环境”[22]、“城镇化—国土空间”[23]和“城镇化—产业结构—生态环境”[24]等方面开理论与实践研究。在交互理论层面,学者们认为城镇化与生态环境是“远”与“近”、“时”与“空”的魔方关系,探析了二者耦合原理与协调发展模式[25],并提出了以万物生灵为本的新型城镇化理念[26]。在实证分析层面,以我国中东部典型省份和主要经济区为研究对象,揭示了城镇化与生态环境、资源产业、社会经济之间的发展规律。通过文献整理发现,学者们的研究视角由社会学向社会、经济、自然、生态等综合视角转变,研究方式由单一学科向多学科交叉转变,研究方法也向计量经济模型扩展。已有成果为本文提供了重要参考,但仍存在以下不足:一是研究内容侧重生态环境与城镇化,有关国土空间生态修复与城镇化发展效应的研究鲜有报道;二是研究方式多为以截面数据为主的常规评估,基于面板数据的空间计量模型的应用有待开发;三是耦合联动的理论观察视角有待进一步扩展。

鉴于此,本文以国土空间生态修复的“资源—资产—资本”属性和城镇化发展的“集聚—红利—财富”效应为核心构建指标体系,从人地耦合的时空视角探析二者之间的联动机理,以2005—2020年中国31个省区市的面板数据为基础,运用综合评价、耦合协调、面板自向量回归和空间杜宾模型,对二者的时序演变和空间交互效应进行实证分析,以期为高质量发展提供参考。

1 材料与方法

1.1 理论框架分析

1.1.1 内涵与属性特征

国土空间生态修复的本质包含国土生态修复和空间生态修复双重内涵,前者主要表现为山、水、林、田、湖、草及其所在地理空间的资源性生态修复[27],后者主要表现为经济社会发展中资本投资转向国土空间的资本性生态修复,是伴随城镇化发展解放国土空间生产力的过程(图1)。国土空间生态修复的对象是山、水、林、湖、草等自然资源,修复后能增加自然资源的经济供给,体现了资源属性。修复后增加资源经济供给弹性并形成资产交易指标,是社会经济资本投资转向受损的国土空间以实现资源和资本再循环的空间资本化规律的主要表现,体现了资产属性。修复所需资本源自社会经济投资和生态储备,修复后增加的资源和形成的资产交易会创造国民财富,资本空间视域的国土空间生态修复目的是缓解资本积累过剩并寻求绿色资本与生态财富的创造,体现了资本属性。因此,国土空间生态修复具有资源、资产和资本属性特征。

图1 国土空间生态修复与城镇化发展效应的内涵及其交互机制

城镇化发展效应的核心是通过人口、产业和资源的集聚,取得规模化发展效应,并均衡分配成果红利,形成经济财富创造体系,是在特定的国土空间环境下开展社会生产并调节生产关系的过程,其内涵是在城乡融合发展中更重视对国土等自然资源的高效利用,突出用资源生态环境效益赋能社会经济效益。城镇化发展的基础是各类资源的集聚并形成规模化,在资源空间配置过程中实现均衡红利和创造财富的过程[28]。规模集聚效应是社会生产关系转变的基础,在城镇化进程中,一方面会产出红利效应,主要表现为提高社保、医保、教育水平和对人居环境、人地关系等的优化调控;另一方面会产出财富效应,主要表现为提高收入、缩小城乡差距和开展生态文明建设等的财富创造,是永续发展的根基。因此,城镇化发展具有集聚效应、红利效应和财富效应特征。

1.1.2 耦合与联动关系

耦合是描述两个及以上系统通过各种因子之间的交互作用而彼此影响的关系,各系统间耦合的越紧密,联动的作用就越大,耦合是联动的内在基础,联动是耦合的外在表现。国土空间生态修复能推动城镇化的高质量发展,城镇化发展也能促进国土空间生态修复的高效率建设,二者之间存在多维多向的耦合联动关系(图2)。

图2 国土空间生态修复与城镇化发展效应的耦合联动框架

国土空间生态修复反映了人与自然的关系,属于一定生产关系下的生产力范畴。城镇化发展反映了人与人、人与自然之间有关资源资产资本的物质利益关系,属于一定生产力基础上的生产关系范畴。一方面,城镇化发展及其空间生产不仅是一个社会现象,更是一个社会过程,是一个集人口城镇化、社会城镇化、经济城镇化、环境城镇化和城乡统筹化于一体的社会关系再生产的过程,也是社会利益再分配的过程[1];另一方面,国土空间生态修复体现了社会生产力水平,是人类社会开展城镇化建设从“国土空间、自然资源”中获取与再获取物质资料的能力,是城镇化建设中资本生产的核心载体,是资本逐利的主要对象,还是社会资本投资转向的重要目标,社会资本的空间资本化转向使国土空间生态修复被资本化的程度越来越高,促进了生态产品第四产业的形成与发展,推动城镇化高质量发展,优化了社会生产关系。城镇化创造了发展红利和国民财富,有利于促进社会资本投资转向国土空间开展生态修复,推进生态储备,带动绿色发展,提高了社会生产力水平。

1.1.3 评价指标体系

综上所述,国土空间生态修复与城镇化发展效应之间存在交互促进、耦合协调、作用与反作用的运动规律。为了能进一步量化国土过分间生态修复与城镇化发展效应之间的交互作用情况,遵循指标选取的代表性、地域性、数据可得性等原则,以国土空间生态修复的资源、资产、资本属性和城镇化发展的集聚、红利、财富效应为准则,构建评价指标体系(表1)。

表1 国土空间生态修复与城镇化发展效应评价指标体系

1.2 研究方法与数据来源

1.2.1 时序评估模型

模糊综合评价。采用极差法对数据进行标准化,用熵值法计算指标权重,继而开展综合评价,计算公式为:

(1)

(2)

式中:U1和U2为国土空间生态修复和城镇化发展效应综合指数;wj为各指标权重;Xij为标准化后的数据矩阵。

核密度估计。核密度是通过平滑函数描绘样本数据动态分布的非参数估计方法[37],采用高斯核密度绘制核密度图,计算公式为:

(3)

耦合协调模型。为测度两个及以上系统之间相互协调程度,耦合度是模型的核心并以此衡量系统间耦合关系强弱[38],运用该模型评测国土空间生态修复和城镇化发展效应之间的耦合程度与协调状态,计算公式为:

(4)

式中:D代表耦合协调度;α和β为系数,α=β=0.5。

参考相关文献[38],将耦合协调类型划分如表2所示。

PVAR模型。该模型是由Holtz-Eakin等首次提出,是基于面板数据研究多变量在时间上存在交互作用的有效工具,面板数据yit包含个体和时间两个维度,相较截面数据使用该模型可缓解变量之间的多重共线性问题[39]。对于一些微观问题变量之间的交互关系可借助该模型进行量化考察[40],计算公式为:

(5)

式中:yit代表系统变量矩阵,是包含城镇化发展效应和国土空间生态修复的二维列向量;i为不同个体;t表示时间;j代表变量的滞后除数;β0为截距项;βj为回归系统矩阵;ft为个体固定效应;dt为时间固定效应;εit为随机扰动项。

1.2.2 空间计量模型

全局Moran′sI指数。空间自相关是检验某一变量的空间属性值是否显著的与其相邻空间点上的属性值具有关联性的指标[41],采用全局Moran′sI指数评估变量的空间集聚特征,计算公式为:

(6)

空间杜宾模型。该模型是研究变量之间在空间上交互影响的有效工具[42],可与PVAR模型一起,研究变量之间的时空交互关系。依据PVAR模型结果,设国土空间生态修复(G)为被解释变量,城镇化发展效应(CZH)为核心解释变量。其他控制变量从指标体系中选取权重较大的指标,主要有土地整治规模(TZZ)、地质灾害防治投资(DZT)、环境污染治理投资(HWT)、封山育林规模(FSY)、除涝规模(CLG)和湿地面积(SDM)。空间杜宾模型反映了一个省域的被解释变量不仅会受到周围省域被解释变量的影响,还会受到周围省域解释变量的影响,计算公式为:

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

(7)

式中:i为省截面;t为时间;ρ为空间回归系数,表示被解释变量的空间溢出方向和大小;W为空间权重矩阵;β0为常数项;β1—β7为解释变量弹性系数;εit为随机扰动项;X为解释变量与W的乘积;γ为各乘积的估计系数。

1.2.3 数据来源

本文的研究对象和样本为省级单元,由于我国台湾地区、香港和澳门特别行政区统计数据有缺失,故本文选取31个省区市,考虑数据的可获得性,将样本的时间序列定为2005—2020年。各指标的原始数据均来自《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国水利统计年鉴》《中国国土资源统计年鉴》《中国城乡建设统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国第三产业统计年鉴》《中国卫生统计年鉴》《中国社会统计年鉴》《中国住户统计》和中国知网社会发展统计数据库。为了避免价格因素对模型的干扰,对以货币为单位的指标均采用消费者价格指数进行平减处理。部分指标数据在个别年份有缺失,采用内插法补齐处理。

2 结果及分析

2.1 综合评价结果

从图3可见,2005—2020年中国31个省区市国土空间生态修复和城镇化发展效应水平均呈递增趋势。

注:基于自然资源部标准地图服务网站GS(2020)4619号标准地图制作,底图边界无修改。

从各省综合指数情况来看,城镇化发展效应平均得分(0.409)高于国土空间生态修复(0.332)。2020年国土空间生态修复程度最高的为江苏省,据统计“十三五”期间江苏省矿山生态修复0.73万hm2、湿地保护282万hm2、公益林治理38万hm2、国土综合整治48.07万hm2,资源保护与国土空间生态修复成效位居全国首位。2020年城镇化发展效应最高的为上海市,据统计2020年上海市城镇化率为89.3%,城镇和农村常住居民可支配收入分别为76 437和34 911元,城镇化水平位居全国首位。从全国来看,2005—2020年,国土空间生态修复由0.179增至0.740,年均增长率为14.13%,表现为“中部>东部>东北>西部”。城镇化发展效应由0.134增至0.833,年均增长率为13.66%,表现为“东部>中部>东北>西部”。总体来看西部地区低于东部,北方地区低于南方,西北地区提升潜力较大。

从指标层的权重情况看,国土空间生态修复系统中的地质灾害防治投资(0.129)和土地整治规模(0.126)权重最大,从各指标对应的自然资源要素情况来看,山要素(0.259)和水要素(0.240)所占权重最大,具体表现为“山>水>田>湖>林>草”。将各指标按资源、资产和资本属性进行归总,其权重依次为0.252、0.357和0.391,资本性权重最大,资源性权重最小。城镇化发展效应系统中私营企业与个体就业数(0.127)和全社会固定资产投资总额(0.114)权重最大,从各指标对应的城镇化类型来看,经济和社会城镇化所占权重最大,具体表现为“经济=社会>人口>环境>土地>城乡统筹”。将各指标按集聚、红利和财富效应进行归总,其权重依次为0.278、0.364和0.358,红利和财富效应权重较大,集聚效应权重较小。总体来看,中国国土空间以资本和资产性生态修复为主,城镇化发展以红利和财富效应为主。

2.2 核密度结果与分析

从城镇化发展效应核密度曲线(图4a)来看,2005年波峰最大,核密度分布曲线的中心和区间随时间逐渐向右移动,且移动幅度轻微变小,表明城镇化发展效应综合指数水平不断提升,但增速放缓。2005—2020年综合指数的波峰持续降低,波峰宽度逐渐变大,2005年波峰宽度最小,2020年波峰宽度最大,表明我国城镇化效应的极化现象正在消融。从国土空间生态修复核密度曲线(图4b)来看,2005年波峰最大,核密度分布曲线的中心和区间随时间逐渐向右移动,移动幅度逐渐变小,且波峰左侧曲线有抬升趋势。2020年波峰宽度最大,峰高最小,波峰右侧曲线拖尾明显,表明各省区市国土空间生态修复综合水平存在一定的差异性。

图4 2005—2020年中国城镇化发展效应、国土空间生态修复的核密度

2.3 耦合协调结果

31个省区市国土空间生态修复与城镇化发展效应的耦合协调状态如图5所示,其中496个样本中最小值为0.429,最大值为0.774,主要类型分布在濒临失调至中级耦合协调区间内。2005年耦合协调度较大的分别为黑龙江(0.639)、辽宁(0.621)和北京(0.597),较小的为西藏(0.432)、贵州(0.46)和青海(0.469)。2020年耦合协调度较大的分别为江苏(0.774)、山东(0.759)和河南(0.736),较小的为西藏(0.518)、海南(0.529)和青海(0.544)。2005—2020年,31个省区市的耦合协调度总体呈上升态势(图6),由0.394增至0.886,年均增长率为5.91%,表现为从轻度失调向良好耦合协调快速转变的发展态势。自党的十六大报告提出走中国特色城镇化道路后,十七大报告明确了生态文明建设总体要求,先后实施了《全国城镇体系规划(2006—2020年)》《全国土地利用总体规划纲要(2006—2020年)》《全国主体功能区规划》和《生态文明体制改革总体方案》等政策,各省区市大力开展国土综合整治和国土空间生态修复工作,注重城镇化建设中对国土空间的开发保护,严控城镇化发展引发的生态环境负效应问题,促进了城镇化与国土空间保护的协调发展。

图5 中国31个省区市的耦合协调类型

图6 2005—2020年中国31个省区市国土空间生态修复与城镇化发展效应的耦合协调度

从宏观来看,2020年东部地区耦合协调度较大的是江苏和山东,较低的是海南和天津,东部10省市的平均值为0.681,是2005年的1.23倍。中部地区耦合协调度较大的是河南和湖北,较小的是山西和江西,中部6省的平均值为0.683,是2005年的1.24倍。西部地区耦合协调度较大的是四川和内蒙古,较小的是西藏和青海,西部12省的平均值为0.617,是2005年的1.5倍。东北地区耦合协调度较大的是黑龙江,较小的是吉林,平均值为0.664,是2005年的1.23倍。2020年,耦合协调度总体表现为“中部>东部>东北>西部”。2005—2020年,我国东部、中部、西部和东北地区耦合协调度的年均增长率分别为1.42%、1.44%、1.38%和0.61%(图7),年均增长率表现为“中部>东部>西部>东北”。

图7 2005—2020年中国四大区域国土空间生态修复与城镇化发展效应的耦合协调度增长率

2.4 PVAR实证结果与分析

2.4.1 描述性统计与模型检验

样本总数496,国土空间生态修复指数均值为0.332,标准差为0.069,最大值是最小值的2.48倍。城镇化发展效应指数均值为0.409,标准差为0.128,最大值是最小值的5.28倍。依据LLC、IPS和Ht检验,变量为1阶单整平稳数据。依据Kao、Pedroni和Westerlund检验,变量存在协整关系。依据MBIC、MAIC和 MQIC准则,确定最优滞后阶数为1阶。依据Granger检验,国土空间生态修复和城镇化发展效应互为因果关系,在此基础上进行PVAR的GMM估计。

2.4.2 脉冲响应分析

本文进行了500次蒙特卡洛模拟(Monte-Carlo),时间跨度为0—10期,得到冲击反应图(图8),其中横轴(s轴)表示冲击作用滞后的阶数,图中的实线为IRF响应曲线,纵轴为响应的强度。

图8 脉冲响应

国土空间生态修复对自身的影响为正,在当期达到最大,冲击后影响逐渐下降,在第5期后开始收敛并趋于稳定,随着时间的增加,冲击响应减弱程度先快后慢,在第10期达到平稳状态,说明国土空间生态修复的前期内向馈动效应较明显,对自身有较强促进作用,后期影响变弱。国土空间生态修复对城镇化发展效应的影响表现为正,冲击后影响逐渐上升,在第5期后开始收敛并趋于稳定,说明短期内的国土空间生态修复促进城镇化效应的发展,后期随着时间的延长,正向冲击响应趋于稳定。城镇化发展效应对国土空间生态修复水平的影响表现为正,冲击后影响逐渐上升,在第5期后开始收敛并趋于稳定,说明短期内城镇化发展促进国土空间生态修复水平的提升。城镇化发展效应对自身的影响为正,冲击后影响逐渐下降,在第5期后开始收敛并趋于稳定,说明短期内城镇化效应对自身有促进作用。

2.4.3 方差分解

国土空间生态修复与城镇化发展效应的方差分解结果如表3所示。

表3 方差分解结果

由表3可知,第20期时模型中的各变量已经具备较好的稳定性,依据第20期相应数值对城镇化发展效应和国土空间生态修复的相互影响程度进行解释,对于城镇化发展效应和国土空间生态修复水平的变动,其自身贡献分别为84.4%和60.9%,说明二者受自身发展惯性的影响较大。对于城镇化发展效应的变动,受国土空间生态修复影响的程度由第1期的无影响上升到第20期的15.6%,说明城镇化发展效应后期在一定程度上依赖于国土空间生态修复的带动。对于国土空间生态修复的变动,受城镇化影响程度由第一期的0.4%上升至第20期的39.1%,说明国土空间生态修复后期也在一定程度上也依靠城镇化发展效应的带动。总体来看,城镇化发展效应对国土空间生态修复的解释力更大,二者之间的相互影响程度不对称。

2.5 空间相关性结果与分析

从表4可见,城镇化发展效应和国土空间生态修复的全局Moran′sI指数均为正值,城镇化发展效应全部通过了显著性检验,国土空间生态修复有4个年份未通过10%的显著性检验,表明城镇化发展效应存在显著全局正空间相关性,而国土空间生态修复虽然在个别年份未通过显著性检验,但指数为正,因此可判断其存在一定的正空间相关性。城镇化发展效应的全局Moran′sI指数在0.299—0.380之间,总体来看由2005年的0.358下降至2020年的0.299,说明城镇化发展效应的空间自相关程度随着时间的推进而逐渐减弱,城镇化的集聚效应呈现弱化趋势。国土空间生态修复的全局Moran′sI指数在0.228—0.064之间,其空间自相关性递减,主要原因是各省区市开展的生态修复多以特定点位和局地面状为主,虽然能使局部空间得到改善,但总体的空间集聚和规模成效不显著。

表4 全局Moran′s I指数

2.6 空间杜宾模型结果与分析

运用Stata15软件进行空间杜宾模型检验,检验结果显示,豪斯曼检验判定是固定效应模型,LR检验后判定是时间和个体双向固定效应,可用空间杜宾模型评估,且不会退化为空间滞后和空间误差模型。由表5可知,被解释变量空间回归系数为0.148,且P值小于1%,说明省份间国土空间生态修复存在显著正向空间溢出效应,即邻省开展国土空间生态修复会带动本省国土空间生态修复。核心解释变量城镇化发展效应对国土空间生态修复的影响系数为0.218,通过P值检验,其空间滞后系数为0.031,虽然未通过P值检验,但说明本省城镇化发展效应能正向影响本省国土空间生态修复,邻省城镇化发展效应对本省的国土空间生态修复也具有正向空间溢出效应。

表5 空间杜宾模型回归结果

利用偏微分方法对空间溢出效应进行分解,分解结果如表6所示。由表6可知,城镇化发展效应提高1%带动国土空间生态修复增长0.292%,其中对本省贡献0.221%,对邻省贡献0.071%,均通过显著性检验,表明国土空间生态修复不仅受本省城镇化发展效应的直接影响,还受到邻省城镇化发展效应的正向空间溢出效应影响,直接效应和空间溢出效应存在累加现象。其他解释变量中,土地整治和地质灾害防治投资对国土空间生态修复的空间总效应最大,土地整治规模增加1%带动国土空间生态修复增长0.159%,其中本省贡献0.135%,邻省贡献0.024%。地质灾害防治投资每增加1%带动国土空间生态修复增长0.125%,其中对本省贡献0.106%,对邻省贡献0.019%。2005年以来,我国开始大规模实施土地整治工程,对田、水、路、林、村等开展综合治理,改善了农用地景观格局。2011年后,开始实施高标准基本农田建设,执行田长、河湖长、林长等制度,优化了山、水、林、田、湖等资源配置。另外,地质灾害直接影响人民生命财产安全,国家执行建设项目地质灾害危险性评估和环境影响评价审批制度,并充分利用国产卫星、无人机、测绘地理信息和地面调查等手段搭建了完整的监测预警、风险评价体系,为国土空间生态修复奠定了坚实物质基础。

表6 空间杜宾模型回归效应分解

3 讨论

国土空间生态修复和城镇化发展是国家两大战略,探索二者间的耦合联动状况对优化区域人地协调发展具有重要意义。本文以计量经济学的建模思想为方法论,从时间和空间两个维度量化了国土空间生态修复和城镇化发展效应之间的交互作用情况,得到了一定研究结果,下面就几个问题做进一步讨论:

一是国土空间生态修复与城镇化发展效应之间不仅具有耦合联动的相关关系,还具有因果关系,前者与“生态环境—城镇化”[43]、“生态文明—城镇化”的耦合协调[44]相关研究结论相吻合,后者则是PVAR建模结果的结论。相关关系不一定反映因果关系,而因果关系必然造成相关关系,二者之间存在特定的互馈辩证机理(图9):国土空间生态修复是以资金性投入产出为主导,围绕山水林田湖草自然环境体系形成“资源、资产、资本”性循环迭进效应,继而解放生产力支撑城镇化发展的过程。城镇化发展是以规模效应为基础,围绕人城镇村的社会经济体系形成“集聚、红利、财富”迭代适配效应,进而调节生产关系助力国土空间优化的过程。在国土空间生态修复中,需要把新型的资本逻辑应用到自然哲学逻辑之中,遵循“山水林田湖草”生命共同体理念,促进自然空间和人文空间均衡协调发展。在城镇化进程中,也要把生态财富逻辑融入到社会财富逻辑之中,由于国土空间及其自然资源具有稀缺性,在与其他生产资料共同参与城镇化的资本积累和资本循环过程中,容易出现生态财富与社会财富发展不均衡的问题,需要政府通过生产关系调整加以矫正,进而优化人与人、人与自然之间的物质利益关系,提高生产力水平。

图9 国土空间生态修复与城镇化发展效应的互馈辩证机理

二是城镇化发展效应对国土空间生态修复具有显著的空间溢出效益,但国土空间生态修复的空间集聚性尚不稳定,前者与城镇化对生态效率的空间溢出效用[45]、新型城镇化的高质量发展对生态环境的空间溢出效应[46]相关研究结果相吻合,后者则是全局Moran′sI指数的结果。一方面本区域的城镇化向绿色、低碳转型发展,可对邻近地区产生示范作用。率先开展权籍制度改革、构建自然资源要素观测体系、实施国土空间生态修复试点、组织要素市场化配置改革、执行用地指标跨省域调剂的省份可在区域间引领示范,促进邻近地区模仿学习,从而改善国土空间生态修复与治理成效。另一方面,国土空间生态修复的空间集聚性尚不稳定,相邻地区开展国土空间生态修复对本地区的正向影响还需强化。当前阶段,各省开展的生态修复多以特定点位和局地面状对象为主,虽然能使局部空间得到改善,但总体的集聚和规模成效不高。因此,在新型城镇化和乡村振兴的背景下,国土空间生态修复需要整合空域、地域、人域、时域和权域五大要点(图10),全面推进以便更好地发挥其空间溢出效应。

图10 国土空间生态修复实施框架

三是PVAR模型结果可能暗示了国土空间生态修复将是城镇化发展与建设的重要内容,国土生态修复和空间生态修复将成为城镇化高质量发展的两大抓手。社会资本积累过剩必然引发资本投资转向与转型,而国土空间生态修复能增加资源与资产的经济供给弹性并创造绿色财富,这会成为资本逐利的主要目标和对象。国家通过制定要素市场化配置、全国统一大市场等制度,来引导社会资本向自然资源与空间治理领域流入,促进了生态产品第四产业的形成与发展,并通过调整生产关系来进一步释放国土空间生产力水平,优化了“三生空间”,为实现人地和谐发展的新局面奠定了重要保障。

4 结论

本文以国土空间生态修复的“资源—资产—资本”属性和城镇化发展的“集聚—红利—财富”效应为核心搭建指标体系,从人地耦合的时空视角探析二者之间的联动机理,以2005—2020年中国31个省区市的面板数据为基础,运用综合评价、耦合协调、面板自向量回归和空间杜宾模型,对二者的时序演变和空间交互效应进行了实证分析。主要结论如下:①从综合评价层面看,我国国土空间生态修复的“资源—资产—资本”属性大小分别为0.252、0.357和0.391,综合指数由0.179增至0.740。城镇化发展的“规模—红利—财富”效应大小分别为0.278、0.364和0.358,综合指数由0.134增至0.833。②从核密度分布来看,我国城镇化发展效应的极化现象在消融,国土空间生态修复的差异性在凸显。从耦合协调性来看,耦合协调度由0.394增至0.886,从轻度失调向良好耦合协调快速转变,但各省区市发展差异较大。③从PVAR模型结果来看,国土空间生态修复对城镇化发展效应的解释力为15.6%,城镇化发展效应对国土空间生态修复的解释力为39.1%,二者之间存在不对等的作用与反作用关系,城镇化发展效应对国土空间生态修复的解释力更大。④从全局空间相关性来看,国土空间生态修复和城镇化发展的全局Moran′sI指数均为正,存在正向全局空间自相关性。从空间杜宾模型的回归结果来看,本省城镇化发展对邻省国土空间生态修复具有显著的正向空间溢出效应,邻省国土空间生态修复对本省国土空间生态修复也具有显著的正向空间溢出效应。