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長(cháng)江三角洲地區城市化驅動(dòng)因素探究
摘要：長(cháng)三角地區作為我國最大的經(jīng)濟核心區，明確其城市化驅動(dòng)因素對于促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展、制定各市的部署規劃有著(zhù)重大意義。本文通過(guò)對現階段長(cháng)江三角洲地區城市化驅動(dòng)因素進(jìn)行計量分析，探究其城市化驅動(dòng)因素的重要程度及作用機制，爭取為后續相關(guān)研究及發(fā)展規劃起到一定的引導作用。
關(guān)鍵詞：長(cháng)三角 驅動(dòng)因素 城市化
1、引言
城市化水平是一個(gè)國家或地區經(jīng)濟發(fā)展的重要標志，也是衡量一個(gè)國家或地區社會(huì )組織程度和管理水平的重要標識。我國是世界上人口最多的發(fā)展中國家，為了更好更快的建設發(fā)展，就必須加快城市化建設的步伐，發(fā)揮城市的中心輻射作用。2007年我國城市化率已達到32.93%，這標志著(zhù)中國城市化開(kāi)始進(jìn)入高速發(fā)展階段。因此，對區域城市化問(wèn)題的研究顯得更加緊迫和必要[1]。
許多學(xué)者指出，我國城市化的驅動(dòng)力應由第二產(chǎn)業(yè)變成第三產(chǎn)業(yè)[2][3]，其中服務(wù)企業(yè)的創(chuàng )新是極為重要的推動(dòng)力[4]。此外，隨著(zhù)改革的深入，市場(chǎng)化程度的提高，外商直接投資對城市化發(fā)展有著(zhù)較強的促進(jìn)作用[5][6]。由此看出，目前關(guān)于我國城市化驅動(dòng)力的研究主要集中于經(jīng)濟發(fā)展水平、第三產(chǎn)業(yè)等因素，對其他方面的因素研究較少，且這些因素對城市化發(fā)展的作用大小還有待進(jìn)一步的研究。
長(cháng)江三角洲地區是我國最大的經(jīng)濟核心區，其經(jīng)濟發(fā)展在全國占有舉足輕重的地位。據國家發(fā)改委及國務(wù)院頒布的《長(cháng)江三角洲地區區域規劃》，長(cháng)江三角洲地區指上海市、浙江省及江蘇省的所有城市所構成經(jīng)濟圈，城市化毫無(wú)疑問(wèn)將成為其經(jīng)濟的重要推動(dòng)力與增長(cháng)點(diǎn)。因此，明確長(cháng)江三角洲經(jīng)濟圈內部城市化的驅動(dòng)因素對于促進(jìn)該地區的經(jīng)濟發(fā)展、制定各市的部署規劃有著(zhù)重大意義。
2、計量經(jīng)濟分析
2.1模型設定
本文假設長(cháng)江三角洲地區城市化受到一系列因素的影響，并認為其他因素的影響很小。根據文獻研究，選取城市化率作為衡量城市化水平的指標[7]，并假設經(jīng)濟發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、對外開(kāi)放程度及房地產(chǎn)建設是長(cháng)江三角洲地區城市化的重要動(dòng)力，分別采用人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)比重、外商直接投資及房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額[8]作為相應衡量指標。
2.2初步多元回歸分析
本文選取長(cháng)江三角洲地區25個(gè)地市2009年的指標數據，進(jìn)行普通最小二乘(OLS)回歸。以城市化率(Y)作為被解釋變量，人均GDP(X1)、第三產(chǎn)業(yè)比重(X2)、外商直接投資額(X3)和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額(X4)作為解釋變量建立回歸模型，定量地測算各因素對該地區城市化的影響。整個(gè)回歸過(guò)程及計量模型建立均依托EXCEL軟件進(jìn)行。
其中，分別為人均 GDP、第三產(chǎn)業(yè)比重、外商直接投資額及房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額的系數，各自表示在其他因素不變的情況下，人均 GDP 增加 1元、第三產(chǎn)業(yè)比重增加 1 個(gè)百分點(diǎn)，外商直接投資增加 1 億美元、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額增加1億元，城市化率將增加的百分點(diǎn)數，μ為誤差項�；貧w結果如下(5%的顯著(zhù)性水平)，第一行括號內是對應系數的標準誤，第二行括號內是對應系數的t-檢驗值：
此外，對回歸的整體顯著(zhù)性進(jìn)行F檢驗，得到的F統計量為62.6167。由上述分析結果可知，這4個(gè)變量的變動(dòng)能較好的解釋城市化率的變動(dòng)，且回歸的整體顯著(zhù)性較高。然而，變量X3、X4，即外商直接投資額和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額在解釋城市化水平時(shí)效果并不好，二者并未通過(guò)t-檢驗(自由度為20，臨界值為2.086)，在5%的顯著(zhù)性水平上都不顯著(zhù)。此外，結合R2可知方程的擬合優(yōu)度較高。由此推斷，這可能是由多重共線(xiàn)性引起的，有必要對模型本身做出修改。
2.3常彈性模型分析
對于外商直接投資額和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額這兩個(gè)因 素，研究其相對變化對城市化水平的影響，比其絕對值變化更加有意義，而且，采用自然對數形式不僅可以解決多重共線(xiàn)問(wèn)題，還能在一定程度上消除異方差性，也更接近CLM假定。因此，現在擬對全部指標Y、X1、X2 、X3、X4取自然對數，建立常彈性模型，回歸結果如下：
由于兩個(gè)模型中因變量及自變量均發(fā)生變化，為非嵌套模型，因此應采用進(jìn)行比較。本模型中=0.9443，也高于上一模型的0.9113，說(shuō)明自然對數形式的變量模型擬合程度更高。此外，修正后的模型解決了多重共線(xiàn)問(wèn)題，變量lnX3，即外商直接投資額的對數在5%的顯著(zhù)性水平上通過(guò)了t-檢驗，但是lnX4，即房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額的對數在解釋因變量lnY時(shí)效果仍不顯著(zhù)，未通過(guò)t-檢驗。因此，鑒于在兩次回歸中房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額都不是統計顯著(zhù)的，應考慮剔除該指標。
2.4四變量多元回歸分析
在剔除房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額指標后，將長(cháng)三角地區城市化率(Y)對人均GDP(X1)、第三產(chǎn)業(yè)比重(X2)和外商直接投資額(X3)進(jìn)行回歸。同時(shí)，通過(guò)上述分析中兩個(gè)模型的對比可知，常彈性模型能夠消除多重共線(xiàn)性和異方差性，且擬合優(yōu)度更高�；貧w結果如下：
該模型的所有解釋變量系數都通過(guò)了5%顯著(zhù)性水平的t-檢驗(自由度21，臨界值2.080)，F統計量為140.514，回歸的整體顯著(zhù)性高很高。此外，由于比原模型變量個(gè)數減少，所以用進(jìn)行比較，以消除變量個(gè)數的影響。該模型的達到0.9458，比原來(lái)的0.9443更為改善，能夠多解釋0.15%的lnY變動(dòng)，證明擬合效果更好，樣本的估計值與預測值如圖1所示。
通過(guò)上述分析可知，人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)比重和外商直接投資是影響長(cháng)江三角洲地區城市化水平的顯著(zhù)因素，它們之間存在較強的聯(lián)合顯著(zhù)性。具體而言，在其他因素不變的情況下，人均GDP 增長(cháng)1%將使城市化率將增加 0.239%;第三產(chǎn)業(yè)比重增加現有的1%，城市化率將增加0.714%;而外商直接投資額增長(cháng)1%將為城市化率將帶來(lái)0.024%的增長(cháng)。由此可見(jiàn)，長(cháng)江三角洲地區城市化最主要的驅動(dòng)因素依次是第三產(chǎn)業(yè)比重，人均GDP和外商直接投資。
2.5結論分析
綜上所述，可以得出如下結論：一是房地產(chǎn)建設投資對長(cháng)三角地區城市化的影響并不顯著(zhù);二是通過(guò)普通線(xiàn)性模型和常彈性模型的比較發(fā)現，對于本次研究，后者在描述以上變量之間的關(guān)系時(shí)效果更好，能夠消除多重共線(xiàn)性和異方差性，模型本身也更優(yōu);三是根據四變量對數模型可知，人均 GDP、第三產(chǎn)業(yè)比重和外商直接投資是長(cháng)三角地區城市化進(jìn)程的顯著(zhù)影響因子，其變動(dòng)能夠解釋94.58%的城市化率的變動(dòng)，從影響程度來(lái)說(shuō)第三產(chǎn)業(yè)比重對該地區城市化水平影響最大，人均GDP 次之，外商直接投資則是三個(gè)因子中對城市化影響程度最小的。
3、驅動(dòng)因素經(jīng)濟意義分析
3.1人均GDP
人均GDP水平對長(cháng)三角地區城市化作用顯著(zhù)，但對于淮安、宿遷、連云港等城市化率相對較低的城市而言，依靠擴充經(jīng)濟總量來(lái)促進(jìn)城市化發(fā)展，效果并不明顯。由此可見(jiàn)，僅依靠GDP水平的提高而不轉變城市的經(jīng)濟結構和各種制度來(lái)促進(jìn)城市化發(fā)展是非常困難的，盡管人均GDP是一個(gè)統計意義顯著(zhù)的指標，但經(jīng)濟意義并不大。
3.2第三產(chǎn)業(yè)比重
第三產(chǎn)業(yè)比重對城市化水平具有顯著(zhù)的影響。蘇州、無(wú)錫、杭州的外商直接投資與人均GDP 都大大超過(guò)南京，其城鎮化水平卻落后南京大約9個(gè)百分點(diǎn)，很大程度上是因為三者的第三產(chǎn)業(yè)比重偏低，使得大城市應有的服務(wù)職能不盡完善、輻射效應受到限制而引起的。由此看出，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對促進(jìn)城市化有較大的影響作用，長(cháng)三角地區要提高其城市化水平，大力發(fā)展服務(wù)業(yè)非常關(guān)鍵。
3.3外商直接投資
外商直接投資對城市化影響顯著(zhù)，但相較而言，其對長(cháng)三角地區城市化的影響比其他兩個(gè)因素小，可能是該地區開(kāi)放程度已經(jīng)較高，現有外商直接投資存量及流量規模較大，其投資效應在城市化過(guò)程中已經(jīng)有所下降。不過(guò)，外商直接投資能夠對城市經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生直接或間接的影響，因而本地區在調整產(chǎn)業(yè)結構推進(jìn)城市化的同時(shí)，可以用相應的招商引資政策進(jìn)行配合，將引資重點(diǎn)逐步轉移至服務(wù)業(yè)，完善城市的第三產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而提高第三產(chǎn)業(yè)比重。
3.4房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資
最后，本文分析顯示房地產(chǎn)建設投資與城市化關(guān)系不顯著(zhù)。房地產(chǎn)建設為農村人口進(jìn)城提供了必要的生活條件，應該是影響長(cháng)江三角洲地區城市化的一個(gè)重要指標。而文章得出不顯著(zhù)的結論，對此的合理解釋可能是：許多城市房?jì)r(jià)大幅上升，而居民的收入并未同幅度的增加，使得居民只能在郊區購買(mǎi)甚至不買(mǎi)房子。這種“逆城市化”的現象說(shuō)明了在長(cháng)三角地區房地產(chǎn)投資過(guò)熱，這對城市化水平的提高不僅沒(méi)有好處，可能起到相反的效果。
4、結語(yǔ)
長(cháng)江三角洲地區在將來(lái)的城市化進(jìn)程中必須轉變經(jīng)濟發(fā)展方式，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結構的調整才能更有效的促進(jìn)城市化水平的提高。以第三產(chǎn)業(yè)特別是生產(chǎn)型服務(wù)業(yè)為著(zhù)力點(diǎn)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。同時(shí)，應以對外開(kāi)放全球化為契機，通過(guò)積極穩妥地利用外資，把發(fā)展外向型經(jīng)濟作為重點(diǎn)戰略，進(jìn)行外貿體制改革，開(kāi)展國際經(jīng)濟合作，以加速城市化進(jìn)程，保證城市化的運行效率。
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