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長江三角洲地區(qū)城市化驅(qū)動因素的探究論文
1、引言
城市化水平是一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要標(biāo)志,也是衡量一個國家或地區(qū)社會組織程度和管理水平的重要標(biāo)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(shè)發(fā)展,就必須加快城市化建設(shè)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(dá)到32.93%,這標(biāo)志著中國城市化開始進(jìn)入高速發(fā)展階段。因此,對區(qū)域城市化問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(qū)動力應(yīng)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力[4]。此外,隨著改革的深入,市場化程度的提高,外商直接投資對城市化發(fā)展有著較強(qiáng)的促進(jìn)作用[5][6]。由此看出,目前關(guān)于我國城市化驅(qū)動力的研究主要集中于經(jīng)濟(jì)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。
長江三角洲地區(qū)是我國最大的經(jīng)濟(jì)核心區(qū),其經(jīng)濟(jì)發(fā)展在全國占有舉足輕重的地位。據(jù)國家發(fā)改委及國務(wù)院頒布的《長江三角洲地區(qū)區(qū)域規(guī)劃》,長江三角洲地區(qū)指上海市、浙江省及江蘇省的所有城市所構(gòu)成經(jīng)濟(jì)圈,城市化毫無疑問將成為其經(jīng)濟(jì)的重要推動力與增長點。因此,明確長江三角洲經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)部城市化的驅(qū)動因素對于促進(jìn)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、制定各市的部署規(guī)劃有著重大意義。
2、計量經(jīng)濟(jì)分析
2.1模型設(shè)定
本文假設(shè)長江三角洲地區(qū)城市化受到一系列因素的影響,并認(rèn)為其他因素的影響很小。根據(jù)文獻(xiàn)研究,選取城市化率作為衡量城市化水平的指標(biāo)[7],并假設(shè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、對外開放程度及房地產(chǎn)建設(shè)是長江三角洲地區(qū)城市化的重要動力,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)開發(fā)投資額[8]作為相應(yīng)衡量指標(biāo)。
2.2初步多元回歸分析
本文選取長江三角洲地區(qū)25個地市2009年的指標(biāo)數(shù)據(jù),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(qū)城市化的影響。整個回歸過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)開發(fā)投資額的系數(shù),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 個百分點,外商直接投資增加 1 億美元、房地產(chǎn)開發(fā)投資額增加1億元,城市化率將增加的百分點數(shù),μ為誤差項。回歸結(jié)果如下(5%的顯著性水平),第一行括號內(nèi)是對應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤,第二行括號內(nèi)是對應(yīng)系數(shù)的t-檢驗值:
此外,對回歸的整體顯著性進(jìn)行F檢驗,得到的F統(tǒng)計量為62.6167。由上述分析結(jié)果可知,這4個變量的變動能較好的解釋城市化率的變動,且回歸的整體顯著性較高。然而,變量X3、X4,即外商直接投資額和房地產(chǎn)開發(fā)投資額在解釋城市化水平時效果并不好,二者并未通過t-檢驗(自由度為20,臨界值為2.086),在5%的顯著性水平上都不顯著。此外,結(jié)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)開發(fā)投資額這兩個因 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(shù)形式不僅可以解決多重共線問題,還能在一定程度上消除異方差性,也更接近CLM假定。因此,現(xiàn)在擬對全部指標(biāo)Y、X1、X2 、X3、X4取自然對數(shù),建立常彈性模型,回歸結(jié)果如下:
由于兩個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(yīng)采用進(jìn)行比較。本模型中=0.9443,也高于上一模型的0.9113,說明自然對數(shù)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問題,變量lnX3,即外商直接投資額的對數(shù)在5%的顯著性水平上通過了t-檢驗,但是lnX4,即房地產(chǎn)開發(fā)投資額的對數(shù)在解釋因變量lnY時效果仍不顯著,未通過t-檢驗。因此,鑒于在兩次回歸中房地產(chǎn)開發(fā)投資額都不是統(tǒng)計顯著的,應(yīng)考慮剔除該指標(biāo)。
2.4四變量多元回歸分析
在剔除房地產(chǎn)開發(fā)投資額指標(biāo)后,將長三角地區(qū)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,通過上述分析中兩個模型的對比可知,常彈性模型能夠消除多重共線性和異方差性,且擬合優(yōu)度更高�；貧w結(jié)果如下:
該模型的所有解釋變量系數(shù)都通過了5%顯著性水平的t-檢驗(自由度21,臨界值2.080),F統(tǒng)計量為140.514,回歸的整體顯著性高很高。此外,由于比原模型變量個數(shù)減少,所以用進(jìn)行比較,以消除變量個數(shù)的影響。該模型的達(dá)到0.9458,比原來的0.9443更為改善,能夠多解釋0.15%的lnY變動,證明擬合效果更好,樣本的估計值與預(yù)測值如圖1所示。
通過上述分析可知,人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)比重和外商直接投資是影響長江三角洲地區(qū)城市化水平的顯著因素,它們之間存在較強(qiáng)的聯(lián)合顯著性。具體而言,在其他因素不變的情況下,人均GDP 增長1%將使城市化率將增加 0.239%;第三產(chǎn)業(yè)比重增加現(xiàn)有的1%,城市化率將增加0.714%;而外商直接投資額增長1%將為城市化率將帶來0.024%的增長。由此可見,長江三角洲地區(qū)城市化最主要的驅(qū)動因素依次是第三產(chǎn)業(yè)比重,人均GDP和外商直接投資。
2.5結(jié)論分析
綜上所述,可以得出如下結(jié)論:一是房地產(chǎn)建設(shè)投資對長三角地區(qū)城市化的影響并不顯著;二是通過普通線性模型和常彈性模型的比較發(fā)現(xiàn),對于本次研究,后者在描述以上變量之間的關(guān)系時效果更好,能夠消除多重共線性和異方差性,模型本身也更優(yōu);三是根據(jù)四變量對數(shù)模型可知,人均 GDP、第三產(chǎn)業(yè)比重和外商直接投資是長三角地區(qū)城市化進(jìn)程的顯著影響因子,其變動能夠解釋94.58%的城市化率的變動,從影響程度來說第三產(chǎn)業(yè)比重對該地區(qū)城市化水平影響最大,人均GDP 次之,外商直接投資則是三個因子中對城市化影響程度最小的。
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