山東省城鎮化效率及空間結構研究

張 鵬，于 偉

（1.濟南大學管理學院，山東 濟南 250002；2.山東財經大學工商管理學院，山東 濟南 250014）

0 引言

十八大報告提出要加快轉變經濟發展方式，其主攻方向為推進經濟結構戰略性調整，而經濟結構戰略性調整的四個工作重點之一即推進城鎮化。城鎮化建設能夠優化城鄉經濟結構從而促進經濟社會的協調發展，是學術界和政府決策重點關注的內容。重效率、可持續是科學發展觀的重要要求，探討城鎮化發展效率對于推進我國城鎮化事業發展具有重要意義。目前城鎮化相關研究主要包括社會、資源與環境協調發展問題［1，2］、發展中國家和地區的城鎮化模式［3，4］、三農問題［5］、城鎮化發展因素以及發展測評［6，7］等。對城鎮化效率的既有研究以數據包絡分析（DEA）方法為主，注重對 DEA 的改進［8－10］，也有學者采用了非DEA方法，如隨機前沿分析（SFA）方法［11］。基于省域或省會城市為考量單元的全域研究表明，我國區域城鎮化效率存在較大差距，東中西遞減的空間格局顯著［11－15］。此外城鎮化建設具有顯著的區域根植性和路徑依賴性，因此部分學者深入探究了部分區域和特定省域內部的城鎮化效率［8，16］。

盡管學者們對城鎮化效率相關問題進行了大量探索，但仍然存在薄弱之處：一是城鎮化是系統綜合工程，體現在人口、經濟和社會等多個層面，既有研究在探究城鎮化效率時選取的投入和產出指標不夠全面，難以充分表征城鎮化內涵；二是缺少對特定區域內城鎮化效率的空間結構分析，進而導致缺少對區域間城鎮化的協調對策研究。本研究嘗試利用SFA方法探討山東省各地市城鎮化效率，分析山東省各地市城鎮化水平空間分異表現，提出優化山東省區域城鎮化效率的對策建議。

1 研究方法

1.1 隨機前沿效率評價模型

區域經濟社會發展需要通過技術效率提升實現。技術效率是指給定投入量下產出可增加的能力，或者給定產出量下投入可減少的能力。目前關于技術效率測度研究中應用最廣泛的是DEA和SFA方法，二者分屬于非參數和參數方法，其中DEA方法利用投入產出比描述效率，在不需要知道生產前沿函數具體形式的條件下求得相對效率，沒有考慮隨機因素影響，SFA［17，18］能夠區分開隨機干擾項和技術無效率誤差項，從而保證待估效率的有效性，SFA可以同時對模型參數和模型本身進行檢驗，特別是在使用面板數據且模型設定合理的前提下，SFA方法優于DEA方法。本研究基于柯布道格拉斯函數以及Battese和Coelli提出的方法構建了超越對數形式的城鎮化效率隨機前沿生產函數（式（1））［19］，該函數形式作為易估計和包容性強的變彈性生產函數模型能夠規避投入要素替代彈性不變的假設，有效探究投入要素的交互影響和技術進步差異。

式中：Yit、Kit和Lit分別代表第i個地區第t年的城鎮化效率產出指標、資本投入指標和勞動力投入指標，T 表示時間，αi（i＝0，1，2，…，9）為第i個待估計參數。Vit和Uit相互獨立，Vit代表隨機干擾項，且Vit～iid N；Uit代表技術非效率項，且Uit～iid N，?Uit≥0。因變量對數化處理后第i個地區第t年的城鎮化效率TEit＝exp（－Uit），若Uit＝0，則TEit＝1，表明位于生產前沿上的技術完全有效；若Uit＞0，則TEit＜1，表明位于生產前沿之下。此外需要通過方差參數γ（復合干擾項中技術非效率比重）判定模型設定是否合理，表達式為γ＝。當γ接近于0時意味著實際產出和前沿面的偏差多來自于不可控因素造成的噪聲誤差，此時用最小二乘法即可，當γ接近于1時則表明實際產出和前沿面的偏差主要來自生產的非效率，需要用隨機前沿模型對函數進行估計。

1.2 城鎮化效率產出指標和無效率項影響因素構建

如前所述，城鎮化內涵較為豐富，綜合先前學者對城鎮化內涵、表征和評價體系的研究，在綜合考量指標代表性和數據可得性的基礎上，本文從人口城鎮化、經濟城鎮化、社會城鎮化、生態城鎮化等方面入手，選取城市人口密度、人均社會消費品零售額、客運周轉量、人均研發內部支出、生活垃圾無害化處理密度和綠化密度等測項對區域城鎮化水平進行評價，密度計算中綠化密度為綠化面積除以城市面積，其余則為總額指標除以地區年末總人口數。本研究選取2002－2011年山東省地級市的數據，共170個觀測結果，均取自《山東統計年鑒》和各地市統計公報，個別缺失值以插值法處理。首先對數據進行標準化處理以消除量綱影響，隨后使用SPSS軟件對標準化的數據進行因子分析，KMO值為0.782，通過Barlett′s球形檢驗，表明適合進行因子分析，采用方差最大化正交旋轉，并以特征根大于1為標準來截取，結果發現上述變量附著在兩個因子上，累計析出方差為70.98%（從統計學意義上，累積貢獻率大于70%即為合格的分析結果（吳明隆，2003），表明信息丟失量不嚴重，因子分析結果能夠較好地代表原始變量）。隨后以測項在因子上的負載乘以因子析出方差的積為權重，依據前述測項樣本觀測值計算了區域城鎮化效率產出水平，并將其轉為1～100之間的數據。轉換公式如下：

對于無效率項的影響因素，本文綜合已有研究并基于數據可得性，重點考慮區域工業基礎、開放度、政府行為和基礎設施的作用。工業基礎決定著區域經濟增長的動力模式，雄厚的區域工業基礎會推動要素的有效聚集和集約利用，并與城鎮化之間產生良性互動；開放度決定了特定區域動員和整合資源的能力，區域開放度越高意味著吸納外部資源的能力越強，這些外部創新資源的涌入能夠克服本地資源和市場瓶頸，優化城鎮化的產出績效；城鎮化建設的系統工程需要政府發揮宏觀調控的作用，政府通過財政支出等方式對區域經濟的介入能夠直接影響城鎮化投入資源的產出效果；交通等基礎設施則是經濟增長的前提條件和城鎮系統高效運轉的重要保障，良好的基礎設施配置能夠減少資源流動的內部阻力，從而優化城鎮的整體運轉效率。

無效率函數設定如下：

式中：indit、opeit、govit和infit分別代表第i個地區第t年的二產總值、實際利用外資總額、地方財政支出總額和道路總面積，除道路總面積外，其余數值均折算成2002年不變價格。

1.3 投入數據來源和處理

勞動力投入則通過地區年末非農人口表示。資本投入指標是在各地區的年度固定資產投資額基礎上通過永續盤存法計算得出的資產存量，公式如下：

其中，Kit表示第i個地區第t年的資本存量，Iit為固定資產投資，Pt為以2002年為基期的價格指數，δ為折舊率，取以往研究中常見的5%進行測算。全部數據均取自各年度的《山東統計年鑒》。

2 山東省區域城鎮化效率評價結果

本研究采取面板數據和最大似然估計法，使用軟件Frontier 4.1得到各系數（參數）估計結果（表1）。如表1所示，γ＝0.97且通過了1%顯著水平檢驗，這表明誤差項存在較為顯著的復合結構，使用隨機前沿技術加以估計是必要的。為進一步說明本研究設定的生產函數的合理性，使用廣義似然比對表2所示的假設進行檢驗，廣義似然比λ符合混合卡方分布，λ＝－2［L（H0）－L（H1）］，L（H0）和L（H1）分別表示原假設和備選假設下的對數似然函數值。

表2檢驗結果顯示，檢驗統計量的值均超過了對應的臨界值，零假設都被拒絕，這意味著本研究構建的超越對數形式的生產函數是恰當的。

表1 參數估計結果Table 1 Results of parameter estimation

表2 模型適用性檢驗Table 2 Model applicability test

對表1的進一步解讀可知，勞動力和資本的投入對山東省綜合城鎮化效率產出水平的影響均具有“U”型曲線特征，即勞動力和資本的投入會產生“先抑后揚”的效果。原因在于本文在衡量城鎮化效率產出水平時采用平均指標而非總量指標，因此特定時段內勞動力和資本的投入會對城鎮化效率產出產生向下的拉力，其中尤以勞動力投入更為顯著。隨著各種投入要素組合效力的發揮，綜合城鎮化效率產出將呈現快速上升趨勢。α8為負并通過檢驗即資本投入與時間的交互項顯著為負，表明在控制了時間因素后，資本對城鎮化效率產出的影響有所弱化。α9為正并通過檢驗即勞動力投入與時間的交互項顯著為正，這表明在控制了時間因素后，勞動力對城鎮化效率產出的影響有所強化。δ1、δ3和δ4均為負且通過至少10%的顯著水平檢驗，考慮Uit代表的含義，這表明工業基礎、政府行為和基礎設施對區域城鎮化效率均有著明顯的正面影響，換言之，區域工業發展水平提升、政府財政支出的增加和基礎設施的改善都有助于提升區域城鎮化的投入產出績效。δ4未通過顯著水平檢驗，表明開放度對于城鎮化效率影響并不明顯，部分原因在于本研究以實際利用外資衡量區域開放度，引入外資盡管能夠部分緩解地區經濟發展資源和資金瓶頸，但外資對區域經濟社會發展的乘數效應仍有待于通過完善地方產業體系和創新體系等方式進一步釋放。部分年度山東省各地市城鎮化效率和考察期內均值估計結果如表3。

表3 山東各地市城鎮化效率估計Table 3 Urbanization efficiency estimation of the cities in Shandong

3 山東省區域城鎮化效率空間結構分析

特定區域城鎮化效率的提升不僅需要優化內部要素的投入產出績效，還需要關注區域空間互動因素的影響。表3較為直觀地反映了山東省各地市城鎮化效率存在不均衡特點，各區域城鎮化效率在空間布局中并非呈完全隨機狀態。本文嘗試使用聚類分析對山東省區域城鎮化效率空間結構和布局加以深入探討。聚類分析目的在于辨別各地市城鎮化效率的相似或相異性，并將不同地市劃分為若干類別，相同類別內城鎮化效率具有高度的同質性。使用SPSS軟件進行分層聚類（Hierarchical Analysis）分析，其過程是將參與聚類的各個樣本均視為一類，隨后根據類別間的距離或相似性進行合并，直到全部樣本合并為一個大類為止。本研究將聚類個數范圍分別指定為2、3和4個，聚類方法采用Ward法和歐氏距離。選擇變量為考察年度內山東省各地級市城鎮化效率值。不同聚類數目下每個觀測值所屬的類別如表4。當全部地市被劃分為2類時，濟南和青島歸為一類，其他區域歸為另一類，這充分說明了濟南和青島在山東省區域城鎮化建設中的“雙核”地位，即處于效率高地的位置；當全部地市劃分為3類時，煙臺、濰坊和淄博的地位彰顯，盡管城鎮化效率不及濟南和青島，但相對于其他地市仍具有相對高的效率，這意味著山東省城鎮化效率在空間上呈現明顯的“?”形格局，即膠濟鐵路沿線城市和煙臺效率較高，膠濟鐵路南北兩翼效率偏低。當全部地市劃分為4類時，威海、臨沂、東營、泰安和濟寧從低效率區域中分化出來，這些區域毗鄰濟南和膠濟線，城鎮化效率相對遲緩，而整個魯西北和魯西南板塊城鎮化效率相對滯后，需要多措并舉進行系統突破。從區域整體布局看，山東省城鎮化效率同時存在東西差異和南北差異，即存在東高西低現象，同時膠濟沿線一體高兩翼低的格局明顯。

表4 聚類分析結果Table 4 Results of clustering analysis

4 結論與討論

因地制宜制定城鎮化協調發展政策是推動城鎮化健康發展和城鄉統籌的重要保障。由于資源稟賦和歷史積淀的差異性，山東省區域城鎮化效率超前型和滯后型地區并存，整體城鎮化效率具有顯著的空間分化特征。提升城鎮化效率的政策導向既要對全域城鎮化效率進行系統優化，也要注重控制和彌補區域間城鎮化效率存在的“鴻溝”。本文分析表明，山東省城鎮化效率提升需要從充實工業基礎、優化政府財政支出能力和基礎設施建設等入手，其中提高居民收入和優化政府財政支出能夠直接推動區域經濟和社會城鎮化水平，基礎設施建設則具有顯著的“杠桿”和乘數效應，不僅能夠直接推動環境效率的提升，對經濟和社會整體效率也具有重要作用。

促進區域城鎮化效率提升和協調發展還需要堅持在發展中適當平衡的思路，既突出重點，又以點帶面，通過強核、外溢和布網等方式優化空間布局，提升整體城鎮化效率。對山東省而言，區域城鎮化效率存在顯著的“點、線、面”分化特征，即以濟青為點、以膠濟鐵路為線，以沿海和內地等為面存在空間分化，因此提升山東省城鎮化效率還需要基于空間現狀進行全面提升。一是充分發揮濟南和青島的城鎮化效率高地作用。濟、青一方面需要依靠自身的經濟和科技資源優勢通過全面創新提升城鎮化要素的投入產出效率，同時需要利用各種紐帶形成基于中心帶動邊緣的提升整體城鎮化效率的動態網絡體系，特別是作為山東省政治中心的濟南需要增強面向魯西南和魯西北區域的擴散效應，作為東部沿海區域龍頭的青島則需要營造沿海區域城鎮化發展的協同效應和同城效應，充分提升半島高端產業聚集區內的城鎮化整體發展效率。二是充分發揮膠濟鐵路沿線城市增長極的作用，增加山東省“一體兩翼”發展格局中“一體”區間的輻射帶動作用。膠濟鐵路沿線包括濟南、青島、淄博和濰坊等地，在山東區域城鎮化發展中處于高效區域。作為提升山東省整體城鎮化效率的“龍骨”，這部分區域可通過產業轉移和創新輻射等方式提升對周邊區域城鎮化效率的整體溢出效應。三是實施“兩翼”城鎮化效率的整體突破戰略，從空間發展看，“兩翼”城鎮化效率的整體突破需要強化自身對“一體”區域之間的戰略對接，承接來自較發達地區的知識和能量轉移，同時這部分區域還需要打破省域局限和板塊分割意識，充分利用京滬高鐵等基礎設施發展帶來的機遇，融入環渤海經濟帶和長三角經濟圈發展的整體格局中。四是通過省域層面的政策統籌設計，避免過多優質資源被從城鎮化效率滯后區域吸走導致的空間馬太效應，鼓勵城鎮化效率滯后區域因地制宜尋找龍頭產業和發展路徑，通過發揮自身比較優勢帶動城鎮化效率快速提升。

本研究對山東省區域城鎮化效率進行了測評和空間格局分析，未來研究一是基于城鎮化效率的綜合內涵，選取更多的指標加以測度；二是將研究視角由地級市向縣域城市延伸，更加精確地描述區域城鎮化的效率狀態，為縣域經濟社會發展提供借鑒；三是保持對山東省區域城鎮化效率的追蹤分析，尤其是考察中央和省市各級政府出臺的相關政策的影響效應，從總量和空間結構等多個維度推動區域城鎮化效率的整體提升。

［1］ HSING Y.The Great Urban Transformation：Politics of Land and Property in China［M］.OUP Catalogue，2011.

［2］ MARTINE G.The New Global Frontier：Urbanization，Poverty and Environment in the 21st Century［M］.Routledge，2012.

［3］ RAMACHANDRAN R.Urbanization and Urban Systems in India［M］.OUP Catalogue，2011.

［4］ 李強，陳宇琳，劉精明.中國城鎮化“推進模式”研究［J］.中國社會科學，2012（7）：82－100，204－205.

［5］ 張紅宇.城鎮化進程中農村勞動力轉移：戰略抉擇和政策思路［J］.中國農村經濟，2011（6）：4－14.

［6］ 呂可文，苗長虹，安乾.河南省城鎮化空間差異研究［J］.地理與地理信息科學，2011，27（3）：69－72，98.

［7］ 王偉，鐘鴻雁.中國城市化的時空演變及因素分析［J］.城市發展研究，2012，19（4）：6－10.

［8］ 吳旭曉.中原崛起視域下河南省城市化效率的動態評價［J］.地域研究與開發，2012，31（2）：33－38.

［9］ 張明斗，周亮，楊霞.城市化效率的時空測度與省際差異研究［J］.經濟地理，2012，32（10）：42－48.

［10］ 張曉瑞，王振波.基于PP－DEA模型的區域城鎮化發展差異的綜合評價［J］.中國人口資源與環境，2012，22（2）：130－135.

［11］ 戴永安.中國城市化效率及其影響因素［J］.數量經濟技術經濟研究，2010（12）：103－117.

［12］ 李郇，徐現祥，陳浩輝.20世紀90年代中國城市效率的時空變化［J］.地理學報，2005，60（4）：615－625.

［13］ 劉曉峰，陳通 柳錦銘，等.城市化相對效率評價指標選擇及評價方法研究［J］.華中科技大學學報，2007，24（3）：82－86.

［14］ 王家庭，趙亮.我國區域城市化效率的動態評價［J］.軟科學，2009，23（7）：92－98.

［15］ 方創琳，關興良.中國城市群投入產出效率的綜合測度與空間分異［J］.地理學報，2011，66（8）：1011－1022.

［16］ 李勝會，馮邦彥.基于綜合城市化的城市群效率研究［J］.學術研究，2012（1）：66－73.

［17］ AIGNER D，LOVELL C，SCHMIDT P.Formulation and estimation of stochastic frontier production function models［J］.Journal of Econometrics，1977，6（1）：21－37.

［18］ MEEUSEN W，BROECK V.Efficiency estimation from Cobb－Douglas production functions with composed error［J］.International Economic Review，1977，18（2）：435－444.

［19］ BATTESE G，COELLI T.A model for technical inefficiency effects in a stochastic frontier production function for panel data［J］.Empirical Economics，1995，20（2）：325－332.