鐘 鳳，李秀霞

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

城市是區(qū)域經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的主要載體，城市化則是人類社會發(fā)展的必然趨勢和客觀規(guī)律。自19世紀(jì)末韋伯分析經(jīng)濟(jì)增長與城市之間的關(guān)系以來，眾多學(xué)者把城市化動(dòng)力的研究放在經(jīng)濟(jì)增長特別是工業(yè)化進(jìn)程之上。韋伯認(rèn)為城市聚集性能創(chuàng)造出大于分散系統(tǒng)的社會經(jīng)濟(jì)效益，從而構(gòu)成了城市化的基本動(dòng)力。經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·貝洛克從經(jīng)濟(jì)總量增長與城市化之間的關(guān)系，錢納里［1］從人均GNP與城市化水平之間的關(guān)系，庫茲涅茨從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與城市化之間的數(shù)量關(guān)系等方面分析了城市化的動(dòng)力因素。劉易斯—尼斯—費(fèi)模型、托達(dá)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(dòng)力［2］。

對于城市化動(dòng)力機(jī)制研究比較經(jīng)典的研究模型包括劉易斯的二元經(jīng)濟(jì)論，拉尼斯—費(fèi)景漢模式，喬根森模式，托達(dá)羅人口流動(dòng)模型及哈里斯的補(bǔ)充，這些模型解釋了發(fā)展中國家農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的動(dòng)力、特點(diǎn)及機(jī)制。我國學(xué)者閻小培［3］、陳揚(yáng)樂［4］等對我國城市化水平動(dòng)力機(jī)制等進(jìn)行了深入研究。饒會林、陳福軍認(rèn)為，“生長機(jī)制”和市場機(jī)制的內(nèi)在作用促使了城市化的發(fā)展。首先，是由分工和生產(chǎn)力發(fā)展形成的“生長機(jī)制”。其次，城市的發(fā)展也受市場機(jī)制調(diào)節(jié)的影響。任何城市投資總是人們趨利行為的外在表現(xiàn)，而它是受“看不見的手”操縱的，以非人力所能［5］。

本文擬在數(shù)據(jù)調(diào)研和實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，結(jié)合多元回歸模型，研究四平市城市化發(fā)展的動(dòng)力因素，以期為該區(qū)域的城市發(fā)展提供實(shí)踐指導(dǎo)。

1 四平市城市化發(fā)展現(xiàn)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(qū)核心部位?，F(xiàn)轄公主嶺市、雙遼市、梨樹縣、伊通滿族自治區(qū)、鐵西、鐵東區(qū)及遼河農(nóng)墾管理區(qū)。2009年末總?cè)丝?39.1萬，其中非農(nóng)業(yè)人口126.6萬人，占總?cè)丝诘?7.3%。全市城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員達(dá)到20.9萬人。2009年，四平市的GDP達(dá)到658.6億元，第一、二、三次產(chǎn)業(yè)的比重為25.8∶39.9∶34.3。人均GDP為19 468元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入15 100.4元，農(nóng)村居民人均純收入達(dá)5 418元。

本文采用綜合指標(biāo)法（生活城市化、經(jīng)濟(jì)城市化、人口城市化和土地城市化四大類主要指標(biāo)）測定出的城市化水平的具體值作為研究基礎(chǔ)。其人口城市化水平，工業(yè)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(jié)果所示，近13a來四平市人口城市化水平呈波動(dòng)形式發(fā)展，經(jīng)歷穩(wěn)步上升后略微降低，但總體值偏低；工業(yè)化率一直呈上升趨勢，且在良好的國家政策和區(qū)域經(jīng)濟(jì)大環(huán)境背景下，已呈現(xiàn)超過人口城市化發(fā)展水平的勢頭；而綜合城市化水平較其他平穩(wěn)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(tài)；隨著四平市整體經(jīng)濟(jì)的同步發(fā)展，綜合城市化水平呈現(xiàn)良好發(fā)展勢頭，逐步高于人口城市化水平值，但發(fā)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(dá)到國際人口城市化10%的起步標(biāo)準(zhǔn)。其后，四平地區(qū)非農(nóng)業(yè)人口比率增長速度穩(wěn)定，到2008年達(dá)到37.7%。從多年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對全市機(jī)械人口凈增長進(jìn)行分析，凈增長占總?cè)丝诒壤龢O小，而且頻度90%的年份為負(fù)，最多的1983年也僅僅為0.99。結(jié)合圖1所示的人口城市化的緩慢發(fā)展水平，表明該市人口流動(dòng)主要為市域范圍內(nèi)，對周邊地區(qū)輻射和帶動(dòng)作用不強(qiáng)，在人口城市化水平上限制了綜合城市化水平的發(fā)展。

從發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)證明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到較高水平，必然是第一、二產(chǎn)業(yè)比重的降低和第三產(chǎn)業(yè)比重的升高。但四平作為以第一產(chǎn)業(yè)占絕對優(yōu)勢的農(nóng)業(yè)大市，經(jīng)過30多年的發(fā)展，到2009年第一產(chǎn)業(yè)比重已降為略低于1／3。第一產(chǎn)業(yè)比重逐步下降，二、三產(chǎn)業(yè)呈穩(wěn)步上升的發(fā)展趨勢，第三產(chǎn)業(yè)上升趨勢略微偏緩。其中，由于實(shí)施老工業(yè)基地振興、推進(jìn)國企改革、加大固定資產(chǎn)投入等政策因素，促進(jìn)了四平地區(qū)工業(yè)的提速增效，特別是工業(yè)總產(chǎn)值中重工業(yè)比例逐步加大。因此，工業(yè)化率對城市化發(fā)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(dòng)力仍滯留在農(nóng)村，造成人多地少的局面，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率低下。農(nóng)業(yè)發(fā)展的滯后一方面制約農(nóng)業(yè)進(jìn)一步發(fā)展，同時(shí)也制約了第二、三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。另外，人口城市化的發(fā)展滯后和緩慢使得人口的聚集效應(yīng)難以形成，大量剩余勞動(dòng)力無法轉(zhuǎn)移，第三產(chǎn)業(yè)得不到充足勞動(dòng)力的支持而發(fā)展乏力。造成了一、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展滯后于第二產(chǎn)業(yè)，城市工業(yè)供給能力過剩，造成結(jié)構(gòu)失衡型需求不足，綜合城市化發(fā)展速度較緩，缺乏持續(xù)力。

2 四平市城市化發(fā)展動(dòng)力機(jī)制分析

2.1 動(dòng)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(dòng)和制約城市化進(jìn)程的因素很多，且其對城市化進(jìn)程的影響程度又隨著時(shí)間和空間的改變而改變。為了能有目的地調(diào)節(jié)某些因素的變化，引導(dǎo)和促進(jìn)四平地區(qū)城市化的發(fā)展，有必要弄清楚其主要和次要?jiǎng)恿σ蛩亍?/p>

2.2 動(dòng)力機(jī)制模型構(gòu)建

2.2.1 指標(biāo)的選取 鑒于四平地區(qū)城市化的發(fā)展過程、現(xiàn)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(gè)指標(biāo)從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會發(fā)展、城鎮(zhèn)建設(shè)、經(jīng)濟(jì)外向度、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)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(biāo)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(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重、人均GDP、農(nóng)村居民家庭純收入、固定資產(chǎn)投資額、進(jìn)出口總額等10個(gè)因素所引起的城市化率變動(dòng)進(jìn)行專門研究［6］，本文不再贅述。另外，財(cái)政收入有助于政府為城市發(fā)展增加城市基礎(chǔ)設(shè)施、公共設(shè)施和社會福利性設(shè)施等地方性公共品投入，為城市化發(fā)展提供良好的外部環(huán)境，吸引外部資本，擴(kuò)充經(jīng)濟(jì)實(shí)力，促進(jìn)城市中的產(chǎn)業(yè)布局合理化，及時(shí)調(diào)控城市化發(fā)展的方向；城鎮(zhèn)居民可支配收入在一定程度上反映并影響城市化變動(dòng)情況；鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)收入和就業(yè)的發(fā)展有利于小城鎮(zhèn)生產(chǎn)要素的合理流動(dòng)，發(fā)揮集聚效應(yīng)，節(jié)約土地和資源，加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，有效轉(zhuǎn)移農(nóng)村富余勞動(dòng)力，影響區(qū)域城市化水平變動(dòng)。因此，另外選取以上4個(gè)指標(biāo)作為引起城市化率變動(dòng)動(dòng)力因素的指標(biāo)。

表1 動(dòng)力機(jī)制模型分析指標(biāo)體系

2.2.2 模型的構(gòu)建與分析 城市化的發(fā)展受社會、經(jīng)濟(jì)等多種因素的影響，且彼此之間存在著一定的線性相關(guān)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、開放度等多因素的相互依存關(guān)系。多元回歸模型的表達(dá)式：

式中：Y——因變量；xi——影響因變量的若干因素，是自變量；ε——?dú)埐?，是一常?shù)；b1，b2，b3，…，bn稱為Y 對應(yīng)于x1，x2，x3，…，xn的偏回歸系數(shù)。

2.2.3 求解及檢驗(yàn) 由于城市化動(dòng)力機(jī)制具有階段性差異，造成數(shù)據(jù)分布具有隨機(jī)性、突變性和分布不典型等問題，因此對四平地區(qū)城市化動(dòng)力機(jī)制的量化分析，選取近13a的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究（表2）。

本文首先通過多元線性回歸得到四平地區(qū)城市化水平多元線性回歸模型，判斷各個(gè)回歸變量之間的線性相關(guān)關(guān)系；再通過逐項(xiàng)逐步回歸，進(jìn)一步對影響自變量與因變量因素進(jìn)行分析。

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

鑒于所選樣本數(shù)為13，初步得到與城市化率線性相關(guān)的自變量個(gè)數(shù)為12，無法進(jìn)行F檢驗(yàn)，只能通過復(fù)相關(guān)系數(shù)R來衡量。SPSS軟件分析顯示，R接近于1，說明方程的相關(guān)性高。同樣，受樣本數(shù)與相關(guān)自變量個(gè)數(shù)的影響，無法通過F及t檢驗(yàn)確定各自變量對因變量的影響程度。SPSS軟件分析結(jié)果初步顯示，主要相關(guān)變量對應(yīng)的Beta系數(shù)如表3所示。

表4分析可以得出，近13a來四平地區(qū)城市化水平的變化主要受人均GDP（X9）、財(cái)政收入（X10）、農(nóng)村居民家庭純收入（X13）和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總收入（X16）的影響，尤其是人均GDP的Beta系數(shù)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(chǎn)產(chǎn)值比重（X3）、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X6）、固定資產(chǎn)投資額（X11）和進(jìn)出口總額（X14）。

（2）逐項(xiàng)逐步回歸。鑒于影響城市化水平的動(dòng)力因素是多元的，而總體多元回歸模型中，各個(gè)回歸變量之間具有線性相關(guān)關(guān)系，可能導(dǎo)致多重共線性問題的出現(xiàn)，進(jìn)而影響變量關(guān)系的準(zhǔn)確判斷。結(jié)合變量選取的一致性和區(qū)別性，采取逐項(xiàng)逐步回歸的方法，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、單指標(biāo)城市化（其中，單指標(biāo)城市化是非農(nóng)業(yè)人口比重、工業(yè)化率與綜合城市化變量間關(guān)系）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鎮(zhèn)建設(shè)、社會發(fā)展、經(jīng)濟(jì)外向度、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展等八項(xiàng)與城市化水平的關(guān)系做進(jìn)一步的分析，以保證分析結(jié)果的客觀性。逐項(xiàng)逐步回歸結(jié)果如表4所示，均為SPSS軟件分析所得。主要相關(guān)變量對應(yīng)的Beta系數(shù)如表5所示。

表2 四平地區(qū)城市化水平分析原始數(shù)據(jù)及指標(biāo)變量

表3 四平地區(qū)城市化水平多元回歸方程的自變量及其對應(yīng)的Beta系數(shù)

表4 SPSS逐項(xiàng)逐步回歸分析結(jié)果

表5 逐項(xiàng)逐步回歸對四平地區(qū)城市化水平有顯著影響的自變量及其對應(yīng)的Beta系數(shù)

結(jié)果顯示，四平市城市化水平主要受第二產(chǎn)產(chǎn)值比重（X2）、工業(yè)化率（X8）、財(cái)政收入（X10）及城鎮(zhèn)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(chǎn)產(chǎn)值比重（X3）、非農(nóng)業(yè)人口比重（X7）、人均GDP（X9）和農(nóng)村居民家庭純收入（X13）。

2.3 動(dòng)力機(jī)制因素結(jié)果分析

將總體多元線性回歸與逐項(xiàng)逐步回歸兩者結(jié)果進(jìn)行綜合分析得出以下結(jié)果：第三產(chǎn)產(chǎn)值比重（X3）、人均GDP（X9）、財(cái)政收入（X10）和農(nóng)村居民家庭純收入（X13）對四平地區(qū)城市化水平變化影響性強(qiáng)；第二產(chǎn)產(chǎn)值比重（X2）、三產(chǎn)就業(yè)比重（X6）、人口城市化水平（X7）、固定資產(chǎn)投資（X11）、城鎮(zhèn)居民可支配收入（X12）、進(jìn)出口總額（X14）和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總收入（X16）對城市化發(fā)展影響較大；無論是總體回歸模型的建立，還是逐項(xiàng)逐步回歸分析的進(jìn)行，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）、和第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)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?qū)ζ渌蛩卦斐筛蓴_而未進(jìn)入模型。因此，在該結(jié)論基礎(chǔ)上可得出如圖2所示的四平市城市化發(fā)展動(dòng)力機(jī)制模型圖。

（1）第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展所引起的三產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高及社會發(fā)展的進(jìn)一步改善，成為推動(dòng)四平地區(qū)城市化發(fā)展的主動(dòng)力因素。三產(chǎn)產(chǎn)值的增加和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化發(fā)展是區(qū)域城市化發(fā)展的重要經(jīng)濟(jì)支撐。近13a來，四平地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的不相協(xié)調(diào)，一定程度上限制了其城市化的推進(jìn)，成為其影響綜合城市化水平偏低的主要因素；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（人均GDP與財(cái)政收入）與城市化水平的關(guān)系密切，在與現(xiàn)階段四平地區(qū)城市化推進(jìn)過程中的其它因素相比，影響更為突出；另外農(nóng)村居民家庭純收入的增加，為農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移奠定了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，較大程度影響了該區(qū)域城市化發(fā)展進(jìn)程，城鄉(xiāng)居民生活水平的差異是促使農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的內(nèi)在動(dòng)力，在四平地區(qū)城市化進(jìn)程中，隨著城鄉(xiāng)人口收入的增加，該動(dòng)力的作用也逐步凸現(xiàn)。

圖2 四平市城市化發(fā)展動(dòng)力機(jī)制

（2）三產(chǎn)就業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化率、人口城市化水平、城鎮(zhèn)建設(shè)、經(jīng)濟(jì)外向度和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展為四平市城市化發(fā)展的次動(dòng)力因素。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，與其緊密相關(guān)的就業(yè)人員結(jié)構(gòu)落后，涉及范圍廣、就業(yè)容量大的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不充分，就業(yè)能力吸納不強(qiáng)已成為影響該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)較為重要的因素。而相對來說，具有較好政策背景的工業(yè)發(fā)展?jié)摿Τ蔀樗钠绞谐鞘谢l(fā)展的較為重要的影響因素。固定資產(chǎn)投資作為反映城鎮(zhèn)建設(shè)水平的一項(xiàng)重要指標(biāo)，與直接影響城市化量的指標(biāo)相比，其與城市化率的相關(guān)性固然稍弱，但通過逐項(xiàng)逐步回歸發(fā)現(xiàn)，其與城市化水平密切相關(guān)，相當(dāng)程度地反應(yīng)了四平地區(qū)城市化發(fā)展已由追求量的增長向強(qiáng)調(diào)質(zhì)的提高轉(zhuǎn)變。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和企業(yè)吸納就業(yè)能力，對于四平地區(qū)城市化推進(jìn)所起的作用雖偏小，但其作為農(nóng)村城鎮(zhèn)化發(fā)展的動(dòng)力因素已開始發(fā)揮作用，并隨著人口城市化的推進(jìn)日益明顯。

（3）農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)比重和工業(yè)就業(yè)比重為四平市城市發(fā)展的微動(dòng)力因素，但其發(fā)展不可忽視。在回歸分析中，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)比重和工業(yè)就業(yè)比未進(jìn)入模型，但以農(nóng)業(yè)為本的四平地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變化對城市化發(fā)展的影響程度微弱，但其對城市化發(fā)展具有一定的支撐作用，而第二產(chǎn)業(yè)對解決人口就業(yè)的作用較大，因此它們對城市化的貢獻(xiàn)率不可忽視。

3 結(jié)論

四平市城市化發(fā)展現(xiàn)狀表現(xiàn)為：近15a來四平市人口城市化水平呈波動(dòng)形式發(fā)展，經(jīng)歷穩(wěn)步上升后略微降低，但總體值偏低；工業(yè)化率一直呈現(xiàn)上升趨勢，已呈現(xiàn)超過人口城市化發(fā)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(fā)展速度較緩。

城市化動(dòng)力機(jī)制是一個(gè)復(fù)雜的動(dòng)力系統(tǒng)，不同時(shí)期，不同發(fā)展階段，影響城市化發(fā)展動(dòng)力因素是不同的。經(jīng)數(shù)學(xué)模型定量分析，四平市城市化發(fā)展近13a來，第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展所引起的三產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高及社會發(fā)展的進(jìn)一步改善，成為推動(dòng)四平地區(qū)城市化發(fā)展的主動(dòng)力因素；三產(chǎn)就業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化率、人口城市化水平、城鎮(zhèn)建設(shè)、經(jīng)濟(jì)外向度和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展為其發(fā)展的次動(dòng)力因素；近十三年來，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)比重和工業(yè)就業(yè)比重為四平市城市發(fā)展的微動(dòng)力因素，但其發(fā)展不可忽視。

該結(jié)論對四平市城市化發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，并為作者下一步研究四平市城市化發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)如何協(xié)調(diào)的問題具有較好的指導(dǎo)意義。

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［2］ 張冬霞.城市化動(dòng)力及其機(jī)制研究：以廣州市為例［D］.廣州：暨南大學(xué)，2006.

［3］ 閻小培.中國鄉(xiāng)村—城市轉(zhuǎn)型與協(xié)調(diào)發(fā)展［M］.北京：科學(xué)出版社，1998.

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［6］ 劉耀彬，李仁東.轉(zhuǎn)型時(shí)期中國城市化水平變動(dòng)及動(dòng)力分析［J］.長江流域資源與環(huán)境，2003，12（1）：8－12.