謝燕瑜 劉建華（閩南師范大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院 福建漳州 363000）

基于Beta回歸的我國(guó)城鎮(zhèn)化影響因素實(shí)證分析

謝燕瑜 劉建華
（閩南師范大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院 福建漳州 363000）

隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化不斷發(fā)展深化，各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平出現(xiàn)明顯的差異，研究其影響因素對(duì)于探索新常態(tài)下的新型城鎮(zhèn)化道路具有重要意義。文章基于中國(guó)2013年中國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)化數(shù)據(jù)，通過(guò)考察經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等因素建立Beta回歸計(jì)量模型。實(shí)證研究表明，人均GDP、人均財(cái)政支出、人均進(jìn)出口差異和文盲率均對(duì)城鎮(zhèn)化率有顯著影響，并由此為政府未來(lái)相關(guān)政策導(dǎo)向提供實(shí)證支持。

Beta回歸模型；城鎮(zhèn)化；影響因素

自2014年3月國(guó)家公布《新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》以來(lái)，全國(guó)各個(gè)地方政府紛紛為新型城鎮(zhèn)化提出各自城市的建設(shè)規(guī)劃。當(dāng)下中國(guó)城鎮(zhèn)化水平正處于一個(gè)關(guān)鍵的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型期，新型城鎮(zhèn)化將為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變革提供重要支撐。2015年2月，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，2014年中國(guó)城鎮(zhèn)化率僅僅為54.77％，這遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家平均80％的水平。根據(jù)美國(guó)地理學(xué)家諾瑟姆（1975）［1］城鎮(zhèn)化三個(gè)發(fā)展階段論，我國(guó)城鎮(zhèn)化水平處于30％～70％的城鎮(zhèn)化加速階段。周加來(lái)（2004）［2］在城市病發(fā)展四階段論中也提到，我國(guó)城鎮(zhèn)化率處于50％～70％是城市病的發(fā)作階段。2014年5月發(fā)布了《中國(guó)新型城鎮(zhèn)化健康發(fā)展報(bào)告》藍(lán)皮書（2014）［3］提到，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)已進(jìn)入中高速增長(zhǎng)與多重轉(zhuǎn)型階段，城鎮(zhèn)化進(jìn)入城市病發(fā)作和加速發(fā)展階段的疊加期，此時(shí)不僅要穩(wěn)步推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化，更要注重城鎮(zhèn)化的質(zhì)量。因此，妥善解決城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的各種問(wèn)題適應(yīng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)是實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化健康發(fā)展的保證。

一、城鎮(zhèn)化影響因素理論闡述與指標(biāo)選取

（一）城鎮(zhèn)化影響因素理論闡述。城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的效應(yīng)也引起國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。余紅艷（2008）［4］通過(guò)建立向量自回歸模型得出政府可通過(guò)調(diào)整財(cái)政政策來(lái)促進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)。秦佳等［5］（2013）通過(guò)建立多元線性回歸模型發(fā)現(xiàn)人均GDP水平、第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平和產(chǎn)值水平是造成城鎮(zhèn)化水平空間差異的主要原因。史本葉［6］（2014）認(rèn)為，對(duì)外開(kāi)放能夠積極推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)。陳聰［7］（2014）運(yùn)用逐步線性回歸分析表明，推動(dòng)河南省城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要因素為人均GDP、人口密度、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入水平等。滕宇杰［8］（2014）采用主成分分析法建立VAR計(jì)量模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平與對(duì)外貿(mào)易發(fā)展之間相互促進(jìn)。朱芬華［9］（2015）通過(guò)回歸分析和因子分析發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程和對(duì)外貿(mào)易之間存在著顯著的關(guān)系，說(shuō)明處理好兩者關(guān)系對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。冒小棟等（2014）［10］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)文盲率、人均財(cái)政預(yù)算支出、人均進(jìn)出口額以及城鄉(xiāng)收入差距是影響城鎮(zhèn)化的主要因素。Daniel（2010）［11］通過(guò)28個(gè)國(guó)家的城市化水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了因果關(guān)系檢驗(yàn)，認(rèn)為發(fā)達(dá)國(guó)家是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起城鎮(zhèn)化水平的提高，而在發(fā)展中國(guó)家城鎮(zhèn)化則是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Sabyasachi（2013）［12］以印度城市為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)，隨著高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和低的貧困發(fā)生率引起城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)率加快同時(shí)產(chǎn)生高程度的社會(huì)不公，并建議協(xié)調(diào)兩者發(fā)展，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)。

中國(guó)城鎮(zhèn)化率存在著顯著地區(qū)差異的原因是錯(cuò)綜復(fù)雜的。城鎮(zhèn)化的國(guó)內(nèi)外的研究，主要探討城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制等互動(dòng)關(guān)系。梳理以上文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，很多學(xué)者在分析城鎮(zhèn)化影響因素時(shí)，沒(méi)有充分考慮到城鎮(zhèn)化率是介于0和1之間的比例數(shù)據(jù)，直接采用線性回歸模型使擬合值常常落在（0，1）之外，此時(shí)采用線性回歸模型對(duì)城鎮(zhèn)化率進(jìn)行回歸分析存在缺陷。因此，本文在中國(guó)2013年全國(guó)31個(gè)地區(qū)的城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)，建立Beta回歸計(jì)量模型，探討分析中國(guó)城鎮(zhèn)化影響因素。

（二）城鎮(zhèn)化影響因素指標(biāo)選取。城鎮(zhèn)化是一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)工程，發(fā)展過(guò)程不僅受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，同時(shí)其他社會(huì)因素也能對(duì)城鎮(zhèn)化產(chǎn)生顯著影響。本文城鎮(zhèn)化模型中因變量是用城鎮(zhèn)化率來(lái)衡量（記為CZ），即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?。同時(shí)，借鑒以上學(xué)者的研究選取了4個(gè)具有代表性的因素建立beta回歸模型從量化角度分析對(duì)城鎮(zhèn)化的影響作用。數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒-2014》，樣本包括中國(guó)2013年全國(guó)31個(gè)地區(qū)的城鎮(zhèn)化數(shù)據(jù)。具體變量定義見(jiàn)表1。

人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（記為G），它是一項(xiàng)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)使得居民的收入水平得以提高，為城鎮(zhèn)化水平提供了物質(zhì)基礎(chǔ)，所以假定城鎮(zhèn)化水平會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的壯大而不斷提高。

人均進(jìn)出口額（記為E），它是反映進(jìn)出口貿(mào)易水平的宏觀指標(biāo)。改革開(kāi)放30多年以來(lái)，通過(guò)對(duì)國(guó)際資源的利用，使得城鎮(zhèn)化中的資源配置缺額得以彌補(bǔ)，同時(shí)也為國(guó)際的要素聚集提供了支持，所以假定人均進(jìn)出口額的提高能推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

人均財(cái)政支出（記為F），該指標(biāo)主要衡量了一個(gè)地區(qū)公共支出水平。在城鎮(zhèn)化建設(shè)過(guò)程中必然對(duì)城市公共服務(wù)例如醫(yī)療、教育、社保、就業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施等方面提出了更高層次的要求，所以，假定人均財(cái)政支出越高，城鎮(zhèn)化程度越高。

文盲率（記為I），它是衡量地區(qū)人口素質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)之一。城鎮(zhèn)化是人的城鎮(zhèn)化，教育為城鎮(zhèn)化發(fā)展提供了人才保障與智力支持，所以，假定文盲率越低的地區(qū)城鎮(zhèn)化水平越高。

表1 變量名稱、符號(hào)及定義

二、Beta回歸模型介紹與實(shí)證分析

（一）Beta回歸模型介紹。通常對(duì)于取值范圍在（0，1）內(nèi)的

比例數(shù)據(jù)，可用Beta分布進(jìn)行刻畫，其密度函數(shù)通常表示如下：均值與方差分別為：

令Beta分布μ=p/（p+q），φ=α+β，則密度函數(shù)（1）可以表示成如下形式：

此時(shí)Beta分布的均值和方差可以表示為：

在不同的μ和φ取值下，得到Beta分布不同的概率分布圖。從圖1可以看出，Beta分布可以是對(duì)稱分布、左偏或者右偏分布，還可以是U型分布或者均勻分布，對(duì)于擬合城鎮(zhèn)化模型的各種可能分布形式有比較大的靈活性。從方差的表達(dá)式可以看出，隨著μ的變化，方差也隨著μ改變，異方差得到了解決，而且φ越大，方差越小，所以φ可解釋為精度參數(shù)。同時(shí)在Beta回歸模型中，因變量y要求（0，1）內(nèi)取值，因此，Beta回歸模型適用于城鎮(zhèn)化率的統(tǒng)計(jì)建模。

圖1 Beta分布概率分布圖

設(shè)因變量是y1，…yn是n個(gè)相互獨(dú)立的個(gè)體，且服從Beta分布，假設(shè)的均值可表示，那么Beta回歸一般形式可表示為：

其中g(shù)（.）為連接函數(shù)，且滿足嚴(yán)格單調(diào)和二次可微。模型（2）和模型（3）稱為Beta回歸模型參數(shù)，θ=（βT，φ）T可通過(guò)極大似然估計(jì)獲得。Beta回歸的連接函數(shù)g（.）可以有多重形式，一般采用如下形式：（1）logit連接函數(shù)：g（u）=In u/（1-u｛ ｝）；（2）probit連接函數(shù)：g（u）=φ-1（u），其中φ（.）是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)。

（二）實(shí)證分析。采用Beta回歸模型的logit連接函數(shù)和probit連接函數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，R軟件［13］回歸結(jié)果見(jiàn)表2，模型為：

表2 城鎮(zhèn)化率在不同連接函數(shù)下Beta回歸的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

從R軟件運(yùn)行參數(shù)結(jié)果可以看出，4個(gè)候選變量對(duì)城鎮(zhèn)化率均有顯著影響，符合前面的理論假設(shè)，兩種不同連接函數(shù)得到的回歸系數(shù)估計(jì)值相差不大，且符號(hào)相同。同時(shí)從評(píng)判模型優(yōu)劣的三個(gè)評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)中可知，Logit和Probit連結(jié)函數(shù)下的可決系數(shù)分別為97.82％和95.82％相差不大，表示自變量對(duì)因變量變異的解釋能力相當(dāng)，擬合優(yōu)度均較高。另外，兩種方法的LR值和AIC值相差較小，說(shuō)明兩種連結(jié)函數(shù)下的Beta回歸模型的精確性相差甚小。從各個(gè)變量的參數(shù)回歸結(jié)果可看出人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均財(cái)政支出、人均進(jìn)出口和文盲率對(duì)城鎮(zhèn)化率均有顯著影響，具體原因分析如下：

各地區(qū)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)城鎮(zhèn)化率具有正向影響，與預(yù)期相符，表明一定程度上經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，城鎮(zhèn)化率也越高。進(jìn)一步說(shuō)明經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定持續(xù)健康發(fā)展為城鎮(zhèn)化帶來(lái)巨大動(dòng)力，同時(shí)也是城鎮(zhèn)化升級(jí)轉(zhuǎn)型的強(qiáng)大引擎。

各地區(qū)人均財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)化率的影響為正，與預(yù)期吻合，說(shuō)明隨著人均財(cái)政支出的上升，城鎮(zhèn)化率也隨之提高。說(shuō)明通過(guò)財(cái)政支出能夠引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)合理發(fā)展，優(yōu)化與百姓息息相關(guān)的各種公共服務(wù)，從而促進(jìn)了城鎮(zhèn)化水平。

人均進(jìn)出口值對(duì)城鎮(zhèn)化率具有正向影響，與假定相符，表明進(jìn)出口較頻繁的地區(qū)，城鎮(zhèn)化率也越高。進(jìn)出口對(duì)城鎮(zhèn)化具有正效應(yīng)，主要是因?yàn)檫M(jìn)出口資本、技術(shù)等流動(dòng)能夠促進(jìn)各個(gè)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)和創(chuàng)新，從而提高生產(chǎn)力推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

文盲率對(duì)城鎮(zhèn)化存在著顯著的負(fù)面影響，與預(yù)期相符，表明落后的教育水平將對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。這是因?yàn)榻逃秊槌擎?zhèn)化提供了人才保障與智力支持，這直接關(guān)系到我們國(guó)家和民族未來(lái)的精神面貌，因此妥善解決城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的出現(xiàn)的教育問(wèn)題刻不容緩。

三、結(jié)論與建議

通過(guò)對(duì)2013年全國(guó)31個(gè)地區(qū)城鎮(zhèn)化及其影響因素?cái)?shù)據(jù)建立Beta回歸計(jì)量模型，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均財(cái)政支出、人均進(jìn)出口和文盲率對(duì)城鎮(zhèn)化均有顯著的影響。結(jié)合分析結(jié)果得出幾點(diǎn)關(guān)于穩(wěn)步推進(jìn)城鎮(zhèn)化的政策啟示。

第一，政府應(yīng)當(dāng)完善財(cái)政支出機(jī)制引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)提高財(cái)政支出使用效率，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)常住人口全覆蓋的穩(wěn)步推進(jìn)，從而使城鄉(xiāng)居民共同分享城鎮(zhèn)化帶來(lái)的累累碩果。

第二，政府要加大進(jìn)出口貿(mào)易政策支持力度，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，淘汰國(guó)內(nèi)落后的產(chǎn)能，提升我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率，使對(duì)外貿(mào)易進(jìn)入了穩(wěn)增長(zhǎng)、調(diào)結(jié)構(gòu)、提質(zhì)量為特征的新常態(tài)，相信對(duì)外貿(mào)易將隨著“一帶一路”共建的不斷演進(jìn)，對(duì)外貿(mào)易的繁榮發(fā)展將為城鎮(zhèn)化提供保障。

第三，政府要加大對(duì)教育的扶持力度，合理分配教育資源，特別要加大農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)的投入，完善農(nóng)村教育基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強(qiáng)教師隊(duì)伍建設(shè)等。新型城鎮(zhèn)化是以人為核心的城鎮(zhèn)化，落后的教育水平對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程有顯著的負(fù)面影響，只有教育全面均衡發(fā)展才能保證新型城鎮(zhèn)化的順利實(shí)現(xiàn)。

世界銀行前副行長(zhǎng)、諾貝爾獎(jiǎng)獲得者斯蒂格利茨表示：“中國(guó)的城鎮(zhèn)化與美國(guó)的高科技發(fā)展將是影響21世紀(jì)人類社會(huì)發(fā)展進(jìn)程的兩件大事?！敝袊?guó)城鎮(zhèn)化改革，是一場(chǎng)深刻的社會(huì)變革，只有尋找好的改革方法以及實(shí)現(xiàn)途徑，才能穩(wěn)步有序地推進(jìn)城鎮(zhèn)化。

［1］Ray M.Northam.Urban Geography［M］.New York：John Wiley＆Sons，1975.

［2］周加來(lái).“城市病”的界定、規(guī)律與防治［J］.中國(guó)城市經(jīng)濟(jì)，2004（2）.

［3］張占斌.中國(guó)新型城鎮(zhèn)化健康發(fā)展報(bào)告［M］.北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2014.

［4］余紅艷.城鎮(zhèn)化發(fā)展與財(cái)政政策相關(guān)關(guān)系的實(shí)證分析［J］.統(tǒng)計(jì)教育，2008（11）.

［5］秦佳，李建民.中國(guó)人口城鎮(zhèn)化的空間差異與影響因素［J］.人口研究，2013（3）.

［6］史本葉，羅思坦.開(kāi)放條件下的新型城鎮(zhèn)化：外商直接投資的作用及對(duì)策［J］.上海金融，2014（7）.

［7］陳聰，劉彥隨.我國(guó)農(nóng)區(qū)城鎮(zhèn)化時(shí)空格局及其影響因素—以河南省為例［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2014（12）.

［8］滕宇杰.中國(guó)城鎮(zhèn)化水平與進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)性分析［J］.中國(guó)物價(jià)，2014（2）.

［9］朱芬華.我國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與城鎮(zhèn)化關(guān)系探析［J］.綏化學(xué)院學(xué)報(bào)，2015（3）.

［10］冒小棟，劉瓊芳.2014中國(guó)人口城鎮(zhèn)化水平的影響因素及溢出效應(yīng)［J］.商業(yè)時(shí)代，2014（5）.

［11］YetFhang Lo Daniel.“Urbanization and Economic Growth： Testing for Causality”.Annual Pacific RimRealEstateConference paper.

［12］Tripathi，Sahyasachi.“An overview of India’s Urbanization， Urbanization，Urban Economic Growth and Urban Equity”MPRA paper No.45537.2013.

［13］Cribari Neto F.ZeileisA.Beta regression in r.Journal of Statistical Software［J］.2010（2）.

［責(zé)任編輯 鄭麗娟］

O212 F222.3

A

2095-0438（2015）09-0152-03

2015-05-04

謝燕瑜（1990-），女，福建泉州人，閩南師范大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向：應(yīng)用統(tǒng)計(jì)。