吉林省四平市城市化發展動力機制研究

鐘 鳳，李秀霞

（1.吉林師范大學 旅游與地理科學學院，吉林 四平136000；2.吉林師范大學 城市文化研究所，吉林 四平136000）

城市是區域經濟和社會發展的主要載體，城市化則是人類社會發展的必然趨勢和客觀規律。自19世紀末韋伯分析經濟增長與城市之間的關系以來，眾多學者把城市化動力的研究放在經濟增長特別是工業化進程之上。韋伯認為城市聚集性能創造出大于分散系統的社會經濟效益，從而構成了城市化的基本動力。經濟學家保羅·貝洛克從經濟總量增長與城市化之間的關系，錢納里［1］從人均GNP與城市化水平之間的關系，庫茲涅茨從產業結構高級化與城市化之間的數量關系等方面分析了城市化的動力因素。劉易斯—尼斯—費模型、托達羅模型等理論模型從影響人口遷移的因素方面分析了城市化的動力［2］。

對于城市化動力機制研究比較經典的研究模型包括劉易斯的二元經濟論，拉尼斯—費景漢模式，喬根森模式，托達羅人口流動模型及哈里斯的補充，這些模型解釋了發展中國家農村勞動力轉移的動力、特點及機制。我國學者閻小培［3］、陳揚樂［4］等對我國城市化水平動力機制等進行了深入研究。饒會林、陳福軍認為，“生長機制”和市場機制的內在作用促使了城市化的發展。首先，是由分工和生產力發展形成的“生長機制”。其次，城市的發展也受市場機制調節的影響。任何城市投資總是人們趨利行為的外在表現，而它是受“看不見的手”操縱的，以非人力所能［5］。

本文擬在數據調研和實證分析的基礎上，結合多元回歸模型，研究四平市城市化發展的動力因素，以期為該區域的城市發展提供實踐指導。

1 四平市城市化發展現狀

四平市位于吉林省中南部，松遼平原與長白山余脈低山丘陵之間，地處東北區核心部位?，F轄公主嶺市、雙遼市、梨樹縣、伊通滿族自治區、鐵西、鐵東區及遼河農墾管理區。2009年末總人口339.1萬，其中非農業人口126.6萬人，占總人口的37.3%。全市城鎮單位從業人員達到20.9萬人。2009年，四平市的GDP達到658.6億元，第一、二、三次產業的比重為25.8∶39.9∶34.3。人均GDP為19 468元，城鎮居民人均可支配收入15 100.4元，農村居民人均純收入達5 418元。

本文采用綜合指標法（生活城市化、經濟城市化、人口城市化和土地城市化四大類主要指標）測定出的城市化水平的具體值作為研究基礎。其人口城市化水平，工業化率及綜合城市化水平值具體如圖1所示。

圖1 1995－2009年四平各城市化水平值變化

如圖1結果所示，近13a來四平市人口城市化水平呈波動形式發展，經歷穩步上升后略微降低，但總體值偏低；工業化率一直呈上升趨勢，且在良好的國家政策和區域經濟大環境背景下，已呈現超過人口城市化發展水平的勢頭；而綜合城市化水平較其他平穩上升。另外，2005年之前，人口城市化水平值一直處于高于綜合城市化水平狀態；隨著四平市整體經濟的同步發展，綜合城市化水平呈現良好發展勢頭，逐步高于人口城市化水平值，但發展速度較緩。

改革開放后的第一年四平市人口城市化率值為22%，已達到國際人口城市化10%的起步標準。其后，四平地區非農業人口比率增長速度穩定，到2008年達到37.7%。從多年的統計數據對全市機械人口凈增長進行分析，凈增長占總人口比例極小，而且頻度90%的年份為負，最多的1983年也僅僅為0.99。結合圖1所示的人口城市化的緩慢發展水平，表明該市人口流動主要為市域范圍內，對周邊地區輻射和帶動作用不強，在人口城市化水平上限制了綜合城市化水平的發展。

從發達國家的經驗證明，經濟發展到較高水平，必然是第一、二產業比重的降低和第三產業比重的升高。但四平作為以第一產業占絕對優勢的農業大市，經過30多年的發展，到2009年第一產業比重已降為略低于1／3。第一產業比重逐步下降，二、三產業呈穩步上升的發展趨勢，第三產業上升趨勢略微偏緩。其中，由于實施老工業基地振興、推進國企改革、加大固定資產投入等政策因素，促進了四平地區工業的提速增效，特別是工業總產值中重工業比例逐步加大。因此，工業化率對城市化發展水平的影響較大。

在總體水平上，如圖1所示，由于人口城市化水平偏低，大量的剩余勞動力仍滯留在農村，造成人多地少的局面，使得農業生產率低下。農業發展的滯后一方面制約農業進一步發展，同時也制約了第二、三次產業的發展。另外，人口城市化的發展滯后和緩慢使得人口的聚集效應難以形成，大量剩余勞動力無法轉移，第三產業得不到充足勞動力的支持而發展乏力。造成了一、三產業的發展滯后于第二產業，城市工業供給能力過剩，造成結構失衡型需求不足，綜合城市化發展速度較緩，缺乏持續力。

2 四平市城市化發展動力機制分析

2.1 動力因素測算

以上各城市化水平值在一定程度上反映其重要程度，但是推動和制約城市化進程的因素很多，且其對城市化進程的影響程度又隨著時間和空間的改變而改變。為了能有目的地調節某些因素的變化，引導和促進四平地區城市化的發展，有必要弄清楚其主要和次要動力因素。

2.2 動力機制模型構建

2.2.1 指標的選取 鑒于四平地區城市化的發展過程、現狀特征及其問題分析，用城市化率來反映城市化水平，作為分析模型的因變量，并分別選取了14個指標從產業結構、就業結構、經濟發展、社會發展、城鎮建設、經濟外向度、鄉鎮企業發展等方面選擇城市化的作用變量，作為分析模型的自變量。具體變量指標如表1所示。

其中，劉耀彬，李仁東利用主成分分析法已對第一、二、三產業產值比重與就業比重、人均GDP、農村居民家庭純收入、固定資產投資額、進出口總額等10個因素所引起的城市化率變動進行專門研究［6］，本文不再贅述。另外，財政收入有助于政府為城市發展增加城市基礎設施、公共設施和社會福利性設施等地方性公共品投入，為城市化發展提供良好的外部環境，吸引外部資本，擴充經濟實力，促進城市中的產業布局合理化，及時調控城市化發展的方向；城鎮居民可支配收入在一定程度上反映并影響城市化變動情況；鄉鎮企業收入和就業的發展有利于小城鎮生產要素的合理流動，發揮集聚效應，節約土地和資源，加快第三產業的發展，有效轉移農村富余勞動力，影響區域城市化水平變動。因此，另外選取以上4個指標作為引起城市化率變動動力因素的指標。

表1 動力機制模型分析指標體系

2.2.2 模型的構建與分析 城市化的發展受社會、經濟等多種因素的影響，且彼此之間存在著一定的線性相關性，鑒于此，本文采用多元線性回歸模型，來研究四平城市化水平與產業結構、就業結構、開放度等多因素的相互依存關系。多元回歸模型的表達式：

式中：Y——因變量；xi——影響因變量的若干因素，是自變量；ε——殘差，是一常數；b1，b2，b3，…，bn稱為Y 對應于x1，x2，x3，…，xn的偏回歸系數。

2.2.3 求解及檢驗 由于城市化動力機制具有階段性差異，造成數據分布具有隨機性、突變性和分布不典型等問題，因此對四平地區城市化動力機制的量化分析，選取近13a的數據進行研究（表2）。

本文首先通過多元線性回歸得到四平地區城市化水平多元線性回歸模型，判斷各個回歸變量之間的線性相關關系；再通過逐項逐步回歸，進一步對影響自變量與因變量因素進行分析。

（1）多元線性回歸。通過SPSS軟件分析，得到四平地區城市化水平多元線性回歸模型為：

鑒于所選樣本數為13，初步得到與城市化率線性相關的自變量個數為12，無法進行F檢驗，只能通過復相關系數R來衡量。SPSS軟件分析顯示，R接近于1，說明方程的相關性高。同樣，受樣本數與相關自變量個數的影響，無法通過F及t檢驗確定各自變量對因變量的影響程度。SPSS軟件分析結果初步顯示，主要相關變量對應的Beta系數如表3所示。

表4分析可以得出，近13a來四平地區城市化水平的變化主要受人均GDP（X9）、財政收入（X10）、農村居民家庭純收入（X13）和鄉鎮企業總收入（X16）的影響，尤其是人均GDP的Beta系數最高，其對城市化水平的影響最大。其次，對城市化水平作用程度相對較高的變量是第三產產值比重（X3）、第三產業就業比重（X6）、固定資產投資額（X11）和進出口總額（X14）。

（2）逐項逐步回歸。鑒于影響城市化水平的動力因素是多元的，而總體多元回歸模型中，各個回歸變量之間具有線性相關關系，可能導致多重共線性問題的出現，進而影響變量關系的準確判斷。結合變量選取的一致性和區別性，采取逐項逐步回歸的方法，對產業結構、就業結構、單指標城市化（其中，單指標城市化是非農業人口比重、工業化率與綜合城市化變量間關系）、經濟發展、城鎮建設、社會發展、經濟外向度、鄉鎮企業發展等八項與城市化水平的關系做進一步的分析，以保證分析結果的客觀性。逐項逐步回歸結果如表4所示，均為SPSS軟件分析所得。主要相關變量對應的Beta系數如表5所示。

表2 四平地區城市化水平分析原始數據及指標變量

表3 四平地區城市化水平多元回歸方程的自變量及其對應的Beta系數

表4 SPSS逐項逐步回歸分析結果

表5 逐項逐步回歸對四平地區城市化水平有顯著影響的自變量及其對應的Beta系數

結果顯示，四平市城市化水平主要受第二產產值比重（X2）、工業化率（X8）、財政收入（X10）及城鎮居民可支配收入（X12）的較大影響。對城市化水平作用程度相對較高的變量是第三產產值比重（X3）、非農業人口比重（X7）、人均GDP（X9）和農村居民家庭純收入（X13）。

2.3 動力機制因素結果分析

將總體多元線性回歸與逐項逐步回歸兩者結果進行綜合分析得出以下結果：第三產產值比重（X3）、人均GDP（X9）、財政收入（X10）和農村居民家庭純收入（X13）對四平地區城市化水平變化影響性強；第二產產值比重（X2）、三產就業比重（X6）、人口城市化水平（X7）、固定資產投資（X11）、城鎮居民可支配收入（X12）、進出口總額（X14）和鄉鎮企業總收入（X16）對城市化發展影響較大；無論是總體回歸模型的建立，還是逐項逐步回歸分析的進行，第一產業產值比重（X1）、和第一產業就業比重（X4）因與其它因素對比自身對城市化水平的影響程度低，或對其它因素造成干擾而未進入模型。因此，在該結論基礎上可得出如圖2所示的四平市城市化發展動力機制模型圖。

（1）第三產業的快速發展所引起的三產結構變化、地區經濟發展水平的提高及社會發展的進一步改善，成為推動四平地區城市化發展的主動力因素。三產產值的增加和產業結構的優化發展是區域城市化發展的重要經濟支撐。近13a來，四平地區產業結構與就業結構的不相協調，一定程度上限制了其城市化的推進，成為其影響綜合城市化水平偏低的主要因素；經濟發展水平（人均GDP與財政收入）與城市化水平的關系密切，在與現階段四平地區城市化推進過程中的其它因素相比，影響更為突出；另外農村居民家庭純收入的增加，為農村勞動力的轉移奠定了經濟基礎，較大程度影響了該區域城市化發展進程，城鄉居民生活水平的差異是促使農村人口向城鎮轉移的內在動力，在四平地區城市化進程中，隨著城鄉人口收入的增加，該動力的作用也逐步凸現。

圖2 四平市城市化發展動力機制

（2）三產就業結構、工業化率、人口城市化水平、城鎮建設、經濟外向度和鄉鎮企業發展為四平市城市化發展的次動力因素。由于產業結構不合理，與其緊密相關的就業人員結構落后，涉及范圍廣、就業容量大的第三產業發展不充分，就業能力吸納不強已成為影響該地區經濟增長的一個較為重要的因素。而相對來說，具有較好政策背景的工業發展潛力成為四平市城市化發展的較為重要的影響因素。固定資產投資作為反映城鎮建設水平的一項重要指標，與直接影響城市化量的指標相比，其與城市化率的相關性固然稍弱，但通過逐項逐步回歸發現，其與城市化水平密切相關，相當程度地反應了四平地區城市化發展已由追求量的增長向強調質的提高轉變。鄉鎮企業經濟的發展和企業吸納就業能力，對于四平地區城市化推進所起的作用雖偏小，但其作為農村城鎮化發展的動力因素已開始發揮作用，并隨著人口城市化的推進日益明顯。

（3）農業產值與就業比重和工業就業比重為四平市城市發展的微動力因素，但其發展不可忽視。在回歸分析中，第一產業產值與就業比重和工業就業比未進入模型，但以農業為本的四平地區第一產業產值變化對城市化發展的影響程度微弱，但其對城市化發展具有一定的支撐作用，而第二產業對解決人口就業的作用較大，因此它們對城市化的貢獻率不可忽視。

3 結論

四平市城市化發展現狀表現為：近15a來四平市人口城市化水平呈波動形式發展，經歷穩步上升后略微降低，但總體值偏低；工業化率一直呈現上升趨勢，已呈現超過人口城市化發展水平的勢頭；而綜合城市化水平較其他處于均衡上升，但發展速度較緩。

城市化動力機制是一個復雜的動力系統，不同時期，不同發展階段，影響城市化發展動力因素是不同的。經數學模型定量分析，四平市城市化發展近13a來，第三產業的快速發展所引起的三產結構變化、地區經濟發展水平的提高及社會發展的進一步改善，成為推動四平地區城市化發展的主動力因素；三產就業結構、工業化率、人口城市化水平、城鎮建設、經濟外向度和鄉鎮企業發展為其發展的次動力因素；近十三年來，農業產值與就業比重和工業就業比重為四平市城市發展的微動力因素，但其發展不可忽視。

該結論對四平市城市化發展具有重要的現實意義，并為作者下一步研究四平市城市化發展與區域經濟如何協調的問題具有較好的指導意義。

［1］ 霍利斯·錢納里，莫爾塞斯·賽爾昆.發展的格局1950—1970［M］.李小青，譯.北京：中國財政經濟出版社 ，1989：22－33.

［2］ 張冬霞.城市化動力及其機制研究：以廣州市為例［D］.廣州：暨南大學，2006.

［3］ 閻小培.中國鄉村—城市轉型與協調發展［M］.北京：科學出版社，1998.

［4］ 陳揚樂.中國農村城市化動力機制探討：兼論中西部加速農村城市化的戰略選擇［J］.城市問題，2000（3）：2－5.

［5］ 饒會林，陳福軍.城市經營淺談［J］.城市問題，2002，2（1）：2－6.

［6］ 劉耀彬，李仁東.轉型時期中國城市化水平變動及動力分析［J］.長江流域資源與環境，2003，12（1）：8－12.