文化转型下长三角地区城镇化发展影响因素研究

丁晓洋

▲ 基金项目：国家自然科学基金项目（编号71373079）；浙江省哲学

社会科学规划重点项目（编号11YD07Z）

◆ 中图分类号：F299 文献标识码：A

内容摘要：文化转型下的城镇化发展本质上是社会、经济和空间层次构造上的变化和迁移，具体表现为各个要素向城镇空间集聚。以往研究中较少采用空间计量方法，本文收集长三角地区16个地级市2006-2013年的面板数据，实证分析了随机效应的空间误差模型对其城镇化发展的影响因素，验证了所提出的6个理论假设。结论显示，城镇化发展在邻近都市中的空间自相关性较强；二三产业发展水平、固定资产投资水平是影响文化转型下的长三角城市群城镇化水平的主要因素；对外贸易度对城镇化程度有较为明显的负向影响；城镇化程度受人均GDP和金融服务影响并不大。

关键词：文化转型 城镇化 影响因素 空间计量 长三角地区

引言

当前我国各个层面正面临着重大转型，深层次的转型着重体现在文化转型上。文化由于受到生产力水平的提高、国家政策的引导、民众日益增长的需求、科技的进步等多种因素的影响，正在发生深刻的裂变。文化的转型是人们生活模式的基本变化，是民众基本的生活方式的再梳理和打造，是社会中最深刻的变革。伴随着我国城镇人口的持续增长，大家越来越注重对城镇化水平的探讨。在城镇化发展过程中，城镇文化、郊区文化和农村文化三者交织在一起，相互碰撞，同时又相互认同和高度包容。在文化转型的大背景下，我国城镇化的发展成效显著，城镇化率从19世纪80年代初的17.92% 上升到 2014年的54.77%，這个比率已基本达到世界平均线。城镇化的发展伴随着文化转型的影子，有着多次的文化碰撞和组合，多种文化交织在一起，也会冲撞出新的文化模式，同时这样的文化转型也会深刻影响着城镇化的进程。。

文化转型下的长三角地区是我国主要经济增长极之一，是经济结构调整较快的地区，同时也是城市密集度最高的区域。2014年，长三角地区的16个地级市GDP总量达到10.60万亿元，增长速度均值为9.0%，超越了全国的平均线，占我国的16.65%。三次产业结构比例为3.0：45.8：51.2，呈现“三、二、一”格局。其中心区的城镇化发展水平已达到61%，工业化水准已遥遥领先全国水平。目前这16个地级市正汇集交通、资金和信息等各种资源形成层级鲜明、作用各异的大中小都市群。

从西方国家城市化发展历程可知，一个地区的城镇化发展受很多因素的影响。不同地区在城镇化过程中，由于自身的自然禀赋、社会经济基础及历史文化条件不同，表现出的城镇化发展的速度和模式也各不相同。本文深入探讨长三角城市群文化转型下城镇化发展的影响因素，可为长三角地区都市圈的城镇规划、建设资金投入及产业政策的制定提供政策建议参考，从而推动其城镇化持续健康发展。同时研究文化转型下长三角城市群的城镇化内部影响因素及规律，对于珠三角、京津冀等人口基础和产业基础较好的地区具有较大的示范作用。

文献综述

从大量的研究中可看出城镇化与经济增长之间呈明显的正相关关系。曹广忠、刘涛（2010）通过省区城镇化核心驱动力模型的建立，结果显示城镇化和经济增长的相关系数为0.9079，它们之间对数关系明显。从很多的理论和实证研究中可看到，城镇化发展受到产业结构变化的重要影响。发达国家城镇化发展历程也表明了城镇化受到区域经济活动集聚扩散的作用明显。

刘士林（2014）提出了城镇化的多种类型，政治型的城镇化是主要的模式，并指出各种模式的区别和优缺点，认为新型城镇化应以文化发展为主题。任志安等（2015）提出城镇化发展要有文化自觉意识，要做好文化转型，提升文化产业质量，繁荣城镇经济。夏春雨（2014）则从实践角度提出了要处理好城镇化发展和文化转型的关系，要有创新发展思维，推动文化的转型促进城镇化发展。

Madlener（2011）分析了能源基础设施与城镇化的关系，认为随着城镇化的推进，对能源会产生更大的需求。Birch等（2011）的研究表明基础建设投入会影响城镇化的发展。曹广忠等（2008）认为失业率、外商直接投资、城乡收入差距、交通路网均会对城镇化产生影响，刘彦随等（2012）认为影响因素还有人口密度、离中心城市距离等。

以上的探讨主要着眼于对城镇化发展的单个影响因素分析，且一般是考察地区经济增长、产业结构等自身影响因素的作用，大都未考虑变量的空间属性造成的地区之间的相互作用。Anselin认为空间数据基本上都会存在空间相关性，若没有考虑变量的空间相关性，将会产生误差。也有一些学者，在对城镇化的影响因素研究中，采用了空间计量模型，控制了地区间城镇化水平的自相关性，如王伟进等（2012）。但在学者的研究中，较多采用的是截面数据，样本量偏小，可能会影响回归系数的无偏性和有效性。

理论假设及模型设计

（一）理论假设

假设1：文化转型下的城镇化发展本质上是社会、经济和空间层次构造上的变化和迁移，具体表现为各个要素向城镇空间集聚，因此一定程度上存在空间互动效应。

假设2：对于文化转型下的长三角地区城市的城镇化水平，二三产业发展程度有显著正向影响。许多农村劳动力会涌向城镇，因为在城镇有着大量的二三产业，有着很多的就业机会，城镇化得以发展。

假设3：对于文化转型下长三角都市群城镇化的推进，固定资产投资有显著正向影响。固定资产投资往往对城镇的基础设施水准、城镇功能布局和综合承载能力产生重要作用，这些会推动城乡之间资源和要素的转移。

假设4：一般情况下，经济发展程度对城镇化发展起着决定作用。但对于文化转型下的长三角城市群城镇化发展水平，本文预期人均GDP的影响是正向显著，也有可能是不显著。

假设5：对于文化转型下的长三角城市群城镇化发展水平，外贸开放情况有正向显著影响。国际贸易拓展了城镇化的资源和市场边界，同时出口规模越大，创造的就业机会就越多，大量的农村劳动力会被吸引而进入城镇，城镇化水平的提升受对外开放的推动。

假设6：金融服务与文化转型下的长三角城市群城镇化发展水平呈显著正相关关系。城镇化发展的资金可从金融发展中得到解决，一定程度上缓解资金压力。

根据以上理论假设及地级市变量数据的可获得性，本文选择的变量如表1所示。本文采用对数形式检验长三角地区16个地级市城镇化发展的影响因素，变量之间的关系形式如下：

lnURBit=β0+β1ilnINSit+β2ilnKit+

β3ilnGDPit+β4ilnTRADit+β5ilnFDit+εit

（1）

（二）空间计量模型

1.空间自相关检验模型。如前所述，文化转型下的长三角地区不同地级市的城市化进程在地理空间上可能存在相互影响，因此需进行空间统计及空间计量经济模型分析。

全域空间自相关描述了从区域空间的整体对城镇化发展水平空间分布情况。“莫兰指数I”（Morans I）（Moran，1950）是实际度量空间自相关的最流行的一种方法：

（2）

其中，为样本方差，n地区总数（如地级市），wij为二进制的相邻空间权值矩阵，空间对象的相互邻近关系一般以邻近矩阵或距离矩阵来界定 （吴玉鸣，2008）。其中最常用的是二元邻接矩阵，其表达式为：

（3）

其中，i=1，2，…，n；j=1，2，…，m。

Morans I的取值一般介于-1到1之间，大于0则表明正自相关的存在，且数值越大，正相关性越强；小于0则表示负自相關的存在，数值越小，负相关性越强。若数值靠近于0，表明各空间单元服从随机分布，即不存在空间自相关。对于Morans I的计算结果，一般采用渐进正态分布和随机分布两种假设进行检验，标准化形式为：

（4）

标准化Morans I的期望值为：

（5）

对于正态分布的空间数据，方差算式为：

（6）

根据公式（3）至公式（6），可检验长三角地区16个地级市的城镇化水平是否存在全域空间自相关关系。若Morans I值大于正态分布函数在5%或1%水平下的临界值，就说明城镇化程度在空间分布上的正相关显著，具有类似特征值的邻近城市在空间上有依赖性。

2.空间计量经济模型。针对实际中或许存在的空间自相关性，空间计量模型提供了用于探讨空间效应的方式。空间滞后模型（SLM）和空间误差模型（SEM）可描绘空间自相关性显示出的空间效应。本文在探讨过程中使用的是空间面板计量模型，主要的形式有以下两种：

空间面板滞后模型。空间面板滞后模型的基本形式为：

（7）

空间面板误差模型。 空间面板误差模型主要探讨相邻区域关于因变量的误差冲击对自身区域观测值的影响情况，误差项是区域间彼此关系的主要体现。其基本形式为：

Yit=βXit+μi+εit （8）

εit=λWεt+υit （9）

其中，W为描述区域i和区域j之间的相互联系的空间权值矩阵（元素wij），WY为被解释变量之间存在的内生交互效应，WX为解释变量之间存在的外生交互效应。ρ为空间滞后自回归系数，显示了邻近地域经济行为的空间外部溢出效应。λ为空间自相关系数，度量了样本观测值的误差项对地域经济行为的空间误差溢出效应。

样本数据及估计方法

（一）数据来源

本文的数据样本为2006-2013年长三角地区16个地级市的面板数据，数据来源于《中国城市统计年鉴》（2007-2014），长三角地区各地级市统计年鉴及国民经济和社会发展统计公报（2007-2014），《中国经济与社会发展统计数据库》（2007-2014）。由于对数据进行对数化处理后不会改变数据原有特征，且会减少异方差或使时间序列数据变得平稳，因此本文采用各指标的自然对数进行实证分析。

（二）城镇化水平的全域空间自相关分析

由图1可知，2006-2013年长三角地区16个地级市城市化水平的Morans I指数在空间邻接矩阵下，整体呈上升趋势，而且均为正（0.3128-0.4377），其P值为（0.005-0.023），即在5%水平上，均能通过显著性检验。这说明长三角地区16个地级市的城镇化水平存在空间自相关性，城镇化率不是完全随机的，而是受到相邻城市空间集聚的影响。因此需引入空间计量模型，以避免因空间自相关性而造成的误差。

总的来说，长三角地区16个地级市存在显著的全域空间依赖性。这在2013年长三角地区地级市城镇化水平四分位图中（见图2）有所体现。同时，通过对比2006年和2013年的散点图可知，随着时间的推移，长三角地区地级市城镇化水平的空间分布并非一成不变，而是呈动态变化过程。2006年呈现集聚的城市有11个，占16个城市的68.75%，2009年呈现集聚的城市上升到13个，占比81.25%，表现出更为明显的集聚特征。然而仍有个别地级市的城镇化水平呈现出空间分布差异性，但空间分布差异性表现出不断缩小的趋势。

（三）空间权重矩阵和估计方法

Moran I指数和实证分析的关键是空间权重矩阵的搭建。参照一般文献的普遍做法，本文选择了最常用的二元邻接矩阵。根据Moran（1948）提出的Rook相邻规则，构建空间邻近权重矩阵，即是否有共同边界判定相邻与否的二进制邻接权重矩阵，wij=1表示地区间有共同的边界，否则将wij=0，并认为一个地区不与自身间相邻，即主对角线wij=0。

面板数据模型包括固定效应和随机效应两种，使用传统的Hausman检验判定空间面板模型使用的是固定效应还是随机效应。估计空间模型一般最有效的方法为极大似然法（MLE）估计，本文利用Stata.12软件，使用MLE估计法进行计量检验和回归分析。

实证估计与结果分析

（一）自相关及空间模型设定检验

本文对文化转型下的长三角城市群城镇化水平影响因素的空间滞后及空间误差模型进行分析，检验其空间自相关性是否存在。LMerr、LMlag和空间相关指数Morans I是主要检验统计量，均基于极大似然估计假设检验。其中，LMerr和LMlag既可用于检验空间相关性，还可对模型设定诊断。若LMerr比LMlag统计更显著，且robust LMerr显著而 robust LMlag不显著，则使用空间误差模型（SEM），反之则选择空间滞后模型（SLM）。

检验结果显示，对于空间误差模型的统计量，LMerr和robust LMerr分别为3.082和2.782，在10%水平上都是显著的，而LMlag和robust LMlag统计量分别为0.538和0.239，在10%水平上都不显著，所以应选择空间误差模型（SEM）。这也符合城镇化发展的实际情况，即相邻地级市城镇化的空间自相关是由这些地级市社会经济因素的空间关系引起的，而不是通过城镇化的直接扩散。

（二）估计结果分析

表2统计了文化转型下长三角城市群城镇化发展空间的面板误差模型的估计结果。空间自相关系数为λ，在10%水平上通过显著性检验。由于Hausman检验结果P值为0.2610，认为应该选择随机效应模型。

根据空间面板误差模型估计结果，在其它因素不变情况下，长三角地区地级市城镇化水平对二三产业发展水平（lnINS）的弹性最大，影響显著，二三产业发展水平每上升1%，城镇化水平上升8.2985%，这表明对于长三角地区地级市来说，二三产业的发展是引领城镇化水平提升的关键因素。这个结果与事实相符，随着城镇化水平的提高，对产品和服务的需求发生变化，产业结构由第一产业向第二、三产业转变；第二、三产业倾向集中于城市，产业结构的改变又对人口的集中产生反作用，所以产业结构的变动是城镇化进程的主要影响因素。

固定资产投资力度（lnK）的系数为0.0831，在5%水平上显著。原因可能是固定资产投资既可促进城镇地域扩张和人口集聚，又可通过直接或间接的就业效应来拉动人口集聚。近年来长三角地区各地级市均加大了固定资产投资中更新改造投资的比例，也加大了城市内和城市间的基础设施建设投资的比例，这不仅降低了企业交通运输成本，推动了经济增长，也增强了城市功能创新。这个结果也支持了蒂伯特（Tiebout）假说，由于企业或居民偏好“用脚投票”的形式来获得自己所需的公共物品，对政府来说，第一要务就是要完善当地的基础设施建设。

文化转型下的长三角地区人均真实GDP的增加对城镇化率无显著影响，这与一般认为的经济增长带来城镇化水平提高的观点是不一致的，但可在Davis and Henderson（2003）的研究中获得了解释，他们认为城镇化发展与经济发展存在着S形曲线的关联，经济发展达到一定程度后对城镇化发展影响变动不是很大。根据该理论，长三角地区城镇化推测已处于S形曲线的第三阶段，这就不难理解，在这个阶段人均GDP的增加对城镇化率的进一步提升的作用是有限的。

贸易开放度在1%水平上对文化转型下的长三角城市群的城镇化水平有显著负向影响，影响系数为-0.177，意味着长三角城市群贸易开放度每上升1%，则城镇化水平下降0.177%。这说明对外贸易对城镇化水平的影响是不确定的，既可能促进、也可能某种程度上阻碍城镇化发展。事实上，长三角地区各个地级市在对外贸易方面面临的一个普遍问题是外贸依存度过高，且以加工贸易为主要贸易方式，一般贸易等其它贸易形式发展相对落后。对外贸易的变动会冲击本地经济，影响经济增长的稳定性，且长三角地区的劳动密集型为主的商品贸易也不利于产业结构升级，从而影响到城镇化发展。这在本文的估计结果上得到了印证，尽管长三角地区对外经济显著，但过高的外贸依存度不但不能促进城市化水平的进一步提升，反而会对其有不利的影响。

尽管以往的研究表明金融发展（lnFD）指标在某种程度上着重影响着城镇化发展。但从本文的估计结果来看，金融发展的回归系数并不显著，即金融发展并没有对文化转型下的长三角地级市的城镇化进程起到明显的作用。

结论和政策建议

（一）结论

本文以2006-2013年长三角地区16个地级市的面板数据为样本，以城镇化水平、二三产业发展水平、真实人均GDP、固定资产投资、单位GDP能耗、外贸开放度和金融发展为指标，构建了空间面板误差模型，实证分析了文化转型下的长三角地区16个地级市城镇化发展的影响因素，可以得出以下结论：

第一，城镇化发展在邻近城市间存在着较强的空间相关性，这是以往很多研究所忽略的。即文化转型下的长三角地区城市的城镇化进程不是一个封闭的系统，而是与邻近城市存在明显的互动关系，一个城市城镇化水平的提升不能仅考虑自身情况，其发展政策也需要考虑区域内部的空间布局。

第二，空间面板模型的估计结果表明：二三产业发展水平是影响长三角地区16个地级市城镇化发展的最重要因素，弹性系数为8.2985，与Birch（2011）等的结论一致；固定资产投资水平是影响城镇化发展的主要因素，且这个结果支持了蒂伯特假说；与Zhang等的结论不同，本文得出人均GDP对长三角地区地级市城镇化发展的影响作用并不显著，并推测长三角地区地级市的城镇化水平已处于Davis和Henderson提出的S形曲线的第三阶段；与以往很多研究不同，本文得出贸易开放度对文化转型下长三角地区地级市的城镇化水平有着显著的负向影响，即高度的对外贸易依存会阻碍城镇化程度的提升；最后本文得出金融发展对长三角地区地级市城镇化发展没有明显影响。

（二）政策建议

依据上述研究结论，本文提出以下几点推动文化转型下长三角城市群城镇化发展的政策建议：

一是要兼顾邻近城市城镇化的发展动向，加强区域间的合作交流，通过区域联动，充分发挥长三角城市群城镇化的辐射效应。文化转型下的长三角地区城镇化发展水平不一致，相对而言上海、南京等的城镇化率较高，而扬州、湖州、绍兴、台州等城市各方面优势明显，但城镇化水平还有较大的提升空间。所以，文化转型下的长三角城市群一方面应加大流动劳动力、资金和技术等各种生产要素的力度，另一方面通过互相协同合作，积极推动城镇化发展水平较高的城市的带动作用和示范效应。特别是同处于长三角地区，有着多种多样的相似和相近文化基因，要利用这些有利的文化血脉共同体，加强合作交流，增强相同的文化因子，奏响共同协作的最强音。

二是要加速二三产业特别是服务业的发展。应大力利用文化转型下的长三角城市群独特资源，优化特色产业和产业结构。大力发展高技术含量、高附加值的制造业、现代服务业及现代农业，着重培养一批经济实力强、产业结构优、空间格局协调的中小城镇群，创造更多优质的就业机会，让农村的富余劳动力流向城镇。可大力发展文化产业，特别是在当前大好的创新创业背景下，突出文化创意产业。打造文化创意园区，嫁接都市文化、农村文化和郊区文化，做好多种文化的融合和转型。延伸文化创意产业链，打通各种文化之间的壁垒。积极发挥二三产业的文化创意效应，使其发生蝶变效应，形成新的特色产业，提升产业价值链。

三是要加大固定资产投入。对于文化转型下的长三角城市群来说，政府的第一要务是要搞好当地的基础设施建设，与其刻意创新花样招商引资，不如先筑巢引凤。一方面，要大力提升农村地区的基础设施，让城乡之间资源能够顺利流动，交易成本降到最低程度。另一方面，要不断完善各中小城镇的基础设施建设，提升城镇的综合承载能力，完善的基础设施还有利于实现产业集聚。同时要注意协调，注重各级各类企业与各种产业之间固定资产投资的连接。

四是要提高服务贸易在出口贸易中的比例，改变文化转型下的长三角城市群当前以商品贸易为主的贸易结构。降低外贸依存度，首要的任务是加快服务业发展，尤其是高端服务业的发展，鼓励更多的有实力的服务业企业走出去。虽然文化转型下的长三角城市群的发展对加工贸易还是有较高的依存度，但是亟需对加工贸易进行升级和转型，磨合好城镇化资源和市场边界，助推城镇化良性发展。

参考文献：

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