文化轉型下長三角地區城鎮化發展影響因素研究

丁曉洋

▲ 基金項目：國家自然科學基金項目（編號71373079）；浙江省哲學

社會科學規劃重點項目（編號11YD07Z）

◆ 中圖分類號：F299 文獻標識碼：A

內容摘要：文化轉型下的城鎮化發展本質上是社會、經濟和空間層次構造上的變化和遷移，具體表現為各個要素向城鎮空間集聚。以往研究中較少采用空間計量方法，本文收集長三角地區16個地級市2006-2013年的面板數據，實證分析了隨機效應的空間誤差模型對其城鎮化發展的影響因素，驗證了所提出的6個理論假設。結論顯示，城鎮化發展在鄰近都市中的空間自相關性較強；二三產業發展水平、固定資產投資水平是影響文化轉型下的長三角城市群城鎮化水平的主要因素；對外貿易度對城鎮化程度有較為明顯的負向影響；城鎮化程度受人均GDP和金融服務影響并不大。

關鍵詞：文化轉型 城鎮化 影響因素 空間計量 長三角地區

引言

當前我國各個層面正面臨著重大轉型，深層次的轉型著重體現在文化轉型上。文化由于受到生產力水平的提高、國家政策的引導、民眾日益增長的需求、科技的進步等多種因素的影響，正在發生深刻的裂變。文化的轉型是人們生活模式的基本變化，是民眾基本的生活方式的再梳理和打造，是社會中最深刻的變革。伴隨著我國城鎮人口的持續增長，大家越來越注重對城鎮化水平的探討。在城鎮化發展過程中，城鎮文化、郊區文化和農村文化三者交織在一起，相互碰撞，同時又相互認同和高度包容。在文化轉型的大背景下，我國城鎮化的發展成效顯著，城鎮化率從19世紀80年代初的17.92% 上升到 2014年的54.77%，這個比率已基本達到世界平均線。城鎮化的發展伴隨著文化轉型的影子，有著多次的文化碰撞和組合，多種文化交織在一起，也會沖撞出新的文化模式，同時這樣的文化轉型也會深刻影響著城鎮化的進程。。

文化轉型下的長三角地區是我國主要經濟增長極之一，是經濟結構調整較快的地區，同時也是城市密集度最高的區域。2014年，長三角地區的16個地級市GDP總量達到10.60萬億元，增長速度均值為9.0%，超越了全國的平均線，占我國的16.65%。三次產業結構比例為3.0：45.8：51.2，呈現“三、二、一”格局。其中心區的城鎮化發展水平已達到61%，工業化水準已遙遙領先全國水平。目前這16個地級市正匯集交通、資金和信息等各種資源形成層級鮮明、作用各異的大中小都市群。

從西方國家城市化發展歷程可知，一個地區的城鎮化發展受很多因素的影響。不同地區在城鎮化過程中，由于自身的自然稟賦、社會經濟基礎及歷史文化條件不同，表現出的城鎮化發展的速度和模式也各不相同。本文深入探討長三角城市群文化轉型下城鎮化發展的影響因素，可為長三角地區都市圈的城鎮規劃、建設資金投入及產業政策的制定提供政策建議參考，從而推動其城鎮化持續健康發展。同時研究文化轉型下長三角城市群的城鎮化內部影響因素及規律，對于珠三角、京津冀等人口基礎和產業基礎較好的地區具有較大的示范作用。

文獻綜述

從大量的研究中可看出城鎮化與經濟增長之間呈明顯的正相關關系。曹廣忠、劉濤（2010）通過省區城鎮化核心驅動力模型的建立，結果顯示城鎮化和經濟增長的相關系數為0.9079，它們之間對數關系明顯。從很多的理論和實證研究中可看到，城鎮化發展受到產業結構變化的重要影響。發達國家城鎮化發展歷程也表明了城鎮化受到區域經濟活動集聚擴散的作用明顯。

劉士林（2014）提出了城鎮化的多種類型，政治型的城鎮化是主要的模式，并指出各種模式的區別和優缺點，認為新型城鎮化應以文化發展為主題。任志安等（2015）提出城鎮化發展要有文化自覺意識，要做好文化轉型，提升文化產業質量，繁榮城鎮經濟。夏春雨（2014）則從實踐角度提出了要處理好城鎮化發展和文化轉型的關系，要有創新發展思維，推動文化的轉型促進城鎮化發展。

Madlener（2011）分析了能源基礎設施與城鎮化的關系，認為隨著城鎮化的推進，對能源會產生更大的需求。Birch等（2011）的研究表明基礎建設投入會影響城鎮化的發展。曹廣忠等（2008）認為失業率、外商直接投資、城鄉收入差距、交通路網均會對城鎮化產生影響，劉彥隨等（2012）認為影響因素還有人口密度、離中心城市距離等。

以上的探討主要著眼于對城鎮化發展的單個影響因素分析，且一般是考察地區經濟增長、產業結構等自身影響因素的作用，大都未考慮變量的空間屬性造成的地區之間的相互作用。Anselin認為空間數據基本上都會存在空間相關性，若沒有考慮變量的空間相關性，將會產生誤差。也有一些學者，在對城鎮化的影響因素研究中，采用了空間計量模型，控制了地區間城鎮化水平的自相關性，如王偉進等（2012）。但在學者的研究中，較多采用的是截面數據，樣本量偏小，可能會影響回歸系數的無偏性和有效性。

理論假設及模型設計

（一）理論假設

假設1：文化轉型下的城鎮化發展本質上是社會、經濟和空間層次構造上的變化和遷移，具體表現為各個要素向城鎮空間集聚，因此一定程度上存在空間互動效應。

假設2：對于文化轉型下的長三角地區城市的城鎮化水平，二三產業發展程度有顯著正向影響。許多農村勞動力會涌向城鎮，因為在城鎮有著大量的二三產業，有著很多的就業機會，城鎮化得以發展。

假設3：對于文化轉型下長三角都市群城鎮化的推進，固定資產投資有顯著正向影響。固定資產投資往往對城鎮的基礎設施水準、城鎮功能布局和綜合承載能力產生重要作用，這些會推動城鄉之間資源和要素的轉移。

假設4：一般情況下，經濟發展程度對城鎮化發展起著決定作用。但對于文化轉型下的長三角城市群城鎮化發展水平，本文預期人均GDP的影響是正向顯著，也有可能是不顯著。

假設5：對于文化轉型下的長三角城市群城鎮化發展水平，外貿開放情況有正向顯著影響。國際貿易拓展了城鎮化的資源和市場邊界，同時出口規模越大，創造的就業機會就越多，大量的農村勞動力會被吸引而進入城鎮，城鎮化水平的提升受對外開放的推動。

假設6：金融服務與文化轉型下的長三角城市群城鎮化發展水平呈顯著正相關關系。城鎮化發展的資金可從金融發展中得到解決，一定程度上緩解資金壓力。

根據以上理論假設及地級市變量數據的可獲得性，本文選擇的變量如表1所示。本文采用對數形式檢驗長三角地區16個地級市城鎮化發展的影響因素，變量之間的關系形式如下：

lnURBit=β0+β1ilnINSit+β2ilnKit+

β3ilnGDPit+β4ilnTRADit+β5ilnFDit+εit

（1）

（二）空間計量模型

1.空間自相關檢驗模型。如前所述，文化轉型下的長三角地區不同地級市的城市化進程在地理空間上可能存在相互影響，因此需進行空間統計及空間計量經濟模型分析。

全域空間自相關描述了從區域空間的整體對城鎮化發展水平空間分布情況。“莫蘭指數I”（Morans I）（Moran，1950）是實際度量空間自相關的最流行的一種方法：

（2）

其中，為樣本方差，n地區總數（如地級市），wij為二進制的相鄰空間權值矩陣，空間對象的相互鄰近關系一般以鄰近矩陣或距離矩陣來界定 （吳玉鳴，2008）。其中最常用的是二元鄰接矩陣，其表達式為：

（3）

其中，i=1，2，…，n；j=1，2，…，m。

Morans I的取值一般介于-1到1之間，大于0則表明正自相關的存在，且數值越大，正相關性越強；小于0則表示負自相關的存在，數值越小，負相關性越強。若數值靠近于0，表明各空間單元服從隨機分布，即不存在空間自相關。對于Morans I的計算結果，一般采用漸進正態分布和隨機分布兩種假設進行檢驗，標準化形式為：

（4）

標準化Morans I的期望值為：

（5）

對于正態分布的空間數據，方差算式為：

（6）

根據公式（3）至公式（6），可檢驗長三角地區16個地級市的城鎮化水平是否存在全域空間自相關關系。若Morans I值大于正態分布函數在5%或1%水平下的臨界值，就說明城鎮化程度在空間分布上的正相關顯著，具有類似特征值的鄰近城市在空間上有依賴性。

2.空間計量經濟模型。針對實際中或許存在的空間自相關性，空間計量模型提供了用于探討空間效應的方式。空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）可描繪空間自相關性顯示出的空間效應。本文在探討過程中使用的是空間面板計量模型，主要的形式有以下兩種：

空間面板滯后模型。空間面板滯后模型的基本形式為：

（7）

空間面板誤差模型。 空間面板誤差模型主要探討相鄰區域關于因變量的誤差沖擊對自身區域觀測值的影響情況，誤差項是區域間彼此關系的主要體現。其基本形式為：

Yit=βXit+μi+εit （8）

εit=λWεt+υit （9）

其中，W為描述區域i和區域j之間的相互聯系的空間權值矩陣（元素wij），WY為被解釋變量之間存在的內生交互效應，WX為解釋變量之間存在的外生交互效應。ρ為空間滯后自回歸系數，顯示了鄰近地域經濟行為的空間外部溢出效應。λ為空間自相關系數，度量了樣本觀測值的誤差項對地域經濟行為的空間誤差溢出效應。

樣本數據及估計方法

（一）數據來源

本文的數據樣本為2006-2013年長三角地區16個地級市的面板數據，數據來源于《中國城市統計年鑒》（2007-2014），長三角地區各地級市統計年鑒及國民經濟和社會發展統計公報（2007-2014），《中國經濟與社會發展統計數據庫》（2007-2014）。由于對數據進行對數化處理后不會改變數據原有特征，且會減少異方差或使時間序列數據變得平穩，因此本文采用各指標的自然對數進行實證分析。

（二）城鎮化水平的全域空間自相關分析

由圖1可知，2006-2013年長三角地區16個地級市城市化水平的Morans I指數在空間鄰接矩陣下，整體呈上升趨勢，而且均為正（0.3128-0.4377），其P值為（0.005-0.023），即在5%水平上，均能通過顯著性檢驗。這說明長三角地區16個地級市的城鎮化水平存在空間自相關性，城鎮化率不是完全隨機的，而是受到相鄰城市空間集聚的影響。因此需引入空間計量模型，以避免因空間自相關性而造成的誤差。

總的來說，長三角地區16個地級市存在顯著的全域空間依賴性。這在2013年長三角地區地級市城鎮化水平四分位圖中（見圖2）有所體現。同時，通過對比2006年和2013年的散點圖可知，隨著時間的推移，長三角地區地級市城鎮化水平的空間分布并非一成不變，而是呈動態變化過程。2006年呈現集聚的城市有11個，占16個城市的68.75%，2009年呈現集聚的城市上升到13個，占比81.25%，表現出更為明顯的集聚特征。然而仍有個別地級市的城鎮化水平呈現出空間分布差異性，但空間分布差異性表現出不斷縮小的趨勢。

（三）空間權重矩陣和估計方法

Moran I指數和實證分析的關鍵是空間權重矩陣的搭建。參照一般文獻的普遍做法，本文選擇了最常用的二元鄰接矩陣。根據Moran（1948）提出的Rook相鄰規則，構建空間鄰近權重矩陣，即是否有共同邊界判定相鄰與否的二進制鄰接權重矩陣，wij=1表示地區間有共同的邊界，否則將wij=0，并認為一個地區不與自身間相鄰，即主對角線wij=0。

面板數據模型包括固定效應和隨機效應兩種，使用傳統的Hausman檢驗判定空間面板模型使用的是固定效應還是隨機效應。估計空間模型一般最有效的方法為極大似然法（MLE）估計，本文利用Stata.12軟件，使用MLE估計法進行計量檢驗和回歸分析。

實證估計與結果分析

（一）自相關及空間模型設定檢驗

本文對文化轉型下的長三角城市群城鎮化水平影響因素的空間滯后及空間誤差模型進行分析，檢驗其空間自相關性是否存在。LMerr、LMlag和空間相關指數Morans I是主要檢驗統計量，均基于極大似然估計假設檢驗。其中，LMerr和LMlag既可用于檢驗空間相關性，還可對模型設定診斷。若LMerr比LMlag統計更顯著，且robust LMerr顯著而 robust LMlag不顯著，則使用空間誤差模型（SEM），反之則選擇空間滯后模型（SLM）。

檢驗結果顯示，對于空間誤差模型的統計量，LMerr和robust LMerr分別為3.082和2.782，在10%水平上都是顯著的，而LMlag和robust LMlag統計量分別為0.538和0.239，在10%水平上都不顯著，所以應選擇空間誤差模型（SEM）。這也符合城鎮化發展的實際情況，即相鄰地級市城鎮化的空間自相關是由這些地級市社會經濟因素的空間關系引起的，而不是通過城鎮化的直接擴散。

（二）估計結果分析

表2統計了文化轉型下長三角城市群城鎮化發展空間的面板誤差模型的估計結果。空間自相關系數為λ，在10%水平上通過顯著性檢驗。由于Hausman檢驗結果P值為0.2610，認為應該選擇隨機效應模型。

根據空間面板誤差模型估計結果，在其它因素不變情況下，長三角地區地級市城鎮化水平對二三產業發展水平（lnINS）的彈性最大，影響顯著，二三產業發展水平每上升1%，城鎮化水平上升8.2985%，這表明對于長三角地區地級市來說，二三產業的發展是引領城鎮化水平提升的關鍵因素。這個結果與事實相符，隨著城鎮化水平的提高，對產品和服務的需求發生變化，產業結構由第一產業向第二、三產業轉變；第二、三產業傾向集中于城市，產業結構的改變又對人口的集中產生反作用，所以產業結構的變動是城鎮化進程的主要影響因素。

固定資產投資力度（lnK）的系數為0.0831，在5%水平上顯著。原因可能是固定資產投資既可促進城鎮地域擴張和人口集聚，又可通過直接或間接的就業效應來拉動人口集聚。近年來長三角地區各地級市均加大了固定資產投資中更新改造投資的比例，也加大了城市內和城市間的基礎設施建設投資的比例，這不僅降低了企業交通運輸成本，推動了經濟增長，也增強了城市功能創新。這個結果也支持了蒂伯特（Tiebout）假說，由于企業或居民偏好“用腳投票”的形式來獲得自己所需的公共物品，對政府來說，第一要務就是要完善當地的基礎設施建設。

文化轉型下的長三角地區人均真實GDP的增加對城鎮化率無顯著影響，這與一般認為的經濟增長帶來城鎮化水平提高的觀點是不一致的，但可在Davis and Henderson（2003）的研究中獲得了解釋，他們認為城鎮化發展與經濟發展存在著S形曲線的關聯，經濟發展達到一定程度后對城鎮化發展影響變動不是很大。根據該理論，長三角地區城鎮化推測已處于S形曲線的第三階段，這就不難理解，在這個階段人均GDP的增加對城鎮化率的進一步提升的作用是有限的。

貿易開放度在1%水平上對文化轉型下的長三角城市群的城鎮化水平有顯著負向影響，影響系數為-0.177，意味著長三角城市群貿易開放度每上升1%，則城鎮化水平下降0.177%。這說明對外貿易對城鎮化水平的影響是不確定的，既可能促進、也可能某種程度上阻礙城鎮化發展。事實上，長三角地區各個地級市在對外貿易方面面臨的一個普遍問題是外貿依存度過高，且以加工貿易為主要貿易方式，一般貿易等其它貿易形式發展相對落后。對外貿易的變動會沖擊本地經濟，影響經濟增長的穩定性，且長三角地區的勞動密集型為主的商品貿易也不利于產業結構升級，從而影響到城鎮化發展。這在本文的估計結果上得到了印證，盡管長三角地區對外經濟顯著，但過高的外貿依存度不但不能促進城市化水平的進一步提升，反而會對其有不利的影響。

盡管以往的研究表明金融發展（lnFD）指標在某種程度上著重影響著城鎮化發展。但從本文的估計結果來看，金融發展的回歸系數并不顯著，即金融發展并沒有對文化轉型下的長三角地級市的城鎮化進程起到明顯的作用。

結論和政策建議

（一）結論

本文以2006-2013年長三角地區16個地級市的面板數據為樣本，以城鎮化水平、二三產業發展水平、真實人均GDP、固定資產投資、單位GDP能耗、外貿開放度和金融發展為指標，構建了空間面板誤差模型，實證分析了文化轉型下的長三角地區16個地級市城鎮化發展的影響因素，可以得出以下結論：

第一，城鎮化發展在鄰近城市間存在著較強的空間相關性，這是以往很多研究所忽略的。即文化轉型下的長三角地區城市的城鎮化進程不是一個封閉的系統，而是與鄰近城市存在明顯的互動關系，一個城市城鎮化水平的提升不能僅考慮自身情況，其發展政策也需要考慮區域內部的空間布局。

第二，空間面板模型的估計結果表明：二三產業發展水平是影響長三角地區16個地級市城鎮化發展的最重要因素，彈性系數為8.2985，與Birch（2011）等的結論一致；固定資產投資水平是影響城鎮化發展的主要因素，且這個結果支持了蒂伯特假說；與Zhang等的結論不同，本文得出人均GDP對長三角地區地級市城鎮化發展的影響作用并不顯著，并推測長三角地區地級市的城鎮化水平已處于Davis和Henderson提出的S形曲線的第三階段；與以往很多研究不同，本文得出貿易開放度對文化轉型下長三角地區地級市的城鎮化水平有著顯著的負向影響，即高度的對外貿易依存會阻礙城鎮化程度的提升；最后本文得出金融發展對長三角地區地級市城鎮化發展沒有明顯影響。

（二）政策建議

依據上述研究結論，本文提出以下幾點推動文化轉型下長三角城市群城鎮化發展的政策建議：

一是要兼顧鄰近城市城鎮化的發展動向，加強區域間的合作交流，通過區域聯動，充分發揮長三角城市群城鎮化的輻射效應。文化轉型下的長三角地區城鎮化發展水平不一致，相對而言上海、南京等的城鎮化率較高，而揚州、湖州、紹興、臺州等城市各方面優勢明顯，但城鎮化水平還有較大的提升空間。所以，文化轉型下的長三角城市群一方面應加大流動勞動力、資金和技術等各種生產要素的力度，另一方面通過互相協同合作，積極推動城鎮化發展水平較高的城市的帶動作用和示范效應。特別是同處于長三角地區，有著多種多樣的相似和相近文化基因，要利用這些有利的文化血脈共同體，加強合作交流，增強相同的文化因子，奏響共同協作的最強音。

二是要加速二三產業特別是服務業的發展。應大力利用文化轉型下的長三角城市群獨特資源，優化特色產業和產業結構。大力發展高技術含量、高附加值的制造業、現代服務業及現代農業，著重培養一批經濟實力強、產業結構優、空間格局協調的中小城鎮群，創造更多優質的就業機會，讓農村的富余勞動力流向城鎮。可大力發展文化產業，特別是在當前大好的創新創業背景下，突出文化創意產業。打造文化創意園區，嫁接都市文化、農村文化和郊區文化，做好多種文化的融合和轉型。延伸文化創意產業鏈，打通各種文化之間的壁壘。積極發揮二三產業的文化創意效應，使其發生蝶變效應，形成新的特色產業，提升產業價值鏈。

三是要加大固定資產投入。對于文化轉型下的長三角城市群來說，政府的第一要務是要搞好當地的基礎設施建設，與其刻意創新花樣招商引資，不如先筑巢引鳳。一方面，要大力提升農村地區的基礎設施，讓城鄉之間資源能夠順利流動，交易成本降到最低程度。另一方面，要不斷完善各中小城鎮的基礎設施建設，提升城鎮的綜合承載能力，完善的基礎設施還有利于實現產業集聚。同時要注意協調，注重各級各類企業與各種產業之間固定資產投資的連接。

四是要提高服務貿易在出口貿易中的比例，改變文化轉型下的長三角城市群當前以商品貿易為主的貿易結構。降低外貿依存度，首要的任務是加快服務業發展，尤其是高端服務業的發展，鼓勵更多的有實力的服務業企業走出去。雖然文化轉型下的長三角城市群的發展對加工貿易還是有較高的依存度，但是亟需對加工貿易進行升級和轉型，磨合好城鎮化資源和市場邊界，助推城鎮化良性發展。

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