曹琳劍，齊自君，劉　青

（1. 天津城建大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津 300384，E-mail：384865263@qq.com；2. 西安建筑科技大學(xué) 土木工程學(xué)院，陜西 西安 710055）

城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施水平關(guān)系研究——基于主成分回歸分析

曹琳劍1，齊自君1，劉青2

（1. 天津城建大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津 300384，E-mail：384865263@qq.com；2. 西安建筑科技大學(xué) 土木工程學(xué)院，陜西 西安 710055）

城鎮(zhèn)化是現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要戰(zhàn)略。為了使我國城鎮(zhèn)化推進(jìn)更加合理化，通過對國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，對國內(nèi)城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施現(xiàn)狀進(jìn)行探討，根據(jù)我國各地域市政設(shè)施建設(shè)程度與城鎮(zhèn)化水平的差異性，劃分區(qū)域進(jìn)行研究。對二者之間的關(guān)系進(jìn)行了系統(tǒng)分析，構(gòu)建了評價城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施水平關(guān)系的指標(biāo)體系；采用主成分回歸方法，建立了城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施水平的主成分回歸模型，進(jìn)行了兩者之間的線性擬合分析。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施水平兩者關(guān)系密切，存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

市政設(shè)施；城鎮(zhèn)化；城鎮(zhèn)化率；主成分回歸

城鎮(zhèn)是當(dāng)今社會人口、物資、資金和信息等要素流向的關(guān)鍵樞紐。城鎮(zhèn)化是人類社會物質(zhì)、文化、科技以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢。合理的城鎮(zhèn)化發(fā)展將為確保全面建成小康社會的宏偉目標(biāo)勝利實現(xiàn)，確保全面深化改革在重要領(lǐng)域和關(guān)鍵環(huán)節(jié)取得決定性成果，確保轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式取得實質(zhì)性進(jìn)展做出巨大貢獻(xiàn)。

城鎮(zhèn)化是城市市政設(shè)施水平提高的必然結(jié)果和反映，同時城鎮(zhèn)化又是促進(jìn)和保障城市市政設(shè)施發(fā)展所必需的因素，兩者具有十分密切的相關(guān)性，張賀龍［1］認(rèn)為，城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施的不完善是制約城鎮(zhèn)化發(fā)展的首要因素。嚴(yán)盛虎等［2］提出滯后的城市市政設(shè)施與中國城鎮(zhèn)化的飛速發(fā)展不相匹配，從而制約了城鎮(zhèn)化的發(fā)展，未來城鎮(zhèn)化發(fā)展的新階段，市政設(shè)施的合理性與科學(xué)性顯得尤為重要。朱蘭［3］認(rèn)為要想推動城市化健康穩(wěn)定發(fā)展，就必須高度重視和加強(qiáng)市政基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度，完善市政基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)過程中存在的缺陷與不足，確保城市市政基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)具備科學(xué)性、有效性以及持續(xù)性。王仲萍等［4］通過文獻(xiàn)研究確定了影響重慶市城鎮(zhèn)化率變化的影響因素，建立了城鎮(zhèn)化率預(yù)測的模型，論證了重慶市在2020年城鎮(zhèn)化率達(dá)到65%的可能性。王磊［5］提出城鎮(zhèn)化發(fā)展勢必會帶來市政設(shè)施建設(shè)的繁榮，而市政基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)水平又嚴(yán)重影響著城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量。陶浩［6］提出由于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，市政設(shè)施投資缺口大與投融資渠道有待進(jìn)一步拓寬的矛盾，已嚴(yán)重影響我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的順利進(jìn)行，側(cè)面反映出市政設(shè)施建設(shè)對城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動作用。

縱觀已有研究表明，眾多研究多集中于市政設(shè)施單一因素對城鎮(zhèn)化的影響，或者只是單一的研究其中一個因素的綜合評價水平。從多因素影響出發(fā)，定量研究兩者之間關(guān)系的文獻(xiàn)尚不多見。由此，在國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃大背景下，本文建立多因素指標(biāo)體系，分地區(qū)探索城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施水平之間的聯(lián)系，具有重要的現(xiàn)實意義。

1　城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施關(guān)系的理論分析

城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施以經(jīng)濟(jì)為紐帶相關(guān)聯(lián)，二者相互影響。城鎮(zhèn)化是每個國家發(fā)展過程中的必經(jīng)之路，中國城鎮(zhèn)化有力支持了經(jīng)濟(jì)的高速增長和快速轉(zhuǎn)型［7］。縱觀全球城市，城鎮(zhèn)化程度是國家發(fā)展水平的重要指標(biāo)，城鎮(zhèn)化程度越高，城市人口集中度越大，經(jīng)濟(jì)密度就越大，表明國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高。對于城鎮(zhèn)化的定量描述，一般采用城鎮(zhèn)化率指標(biāo)，即通常用城市人口和鎮(zhèn)駐地聚集區(qū)人口占全部人口（人口數(shù)據(jù)均為常住人口而非戶籍人口）的百分比來表示，用于反映人口向城市聚集的過程和聚集程度。城鎮(zhèn)化率越高，說明經(jīng)濟(jì)密度越高，密集的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)推動經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和提質(zhì)增效，使更多人平等地享受公共服務(wù)，享受改革發(fā)展的偉大成果，促進(jìn)市政設(shè)施的建設(shè)；城鎮(zhèn)化率越低，則說明經(jīng)濟(jì)密度越低，市場經(jīng)濟(jì)體制不健全，經(jīng)濟(jì)市場低迷，戶籍制度改革以來，有更多的人獲得均等享受教育、就業(yè)服務(wù)、社會保障、醫(yī)療、保障性住房等公共服務(wù)的機(jī)會。當(dāng)經(jīng)濟(jì)水平無法保障城市的基本需求時，將嚴(yán)重制約市政設(shè)施的發(fā)展。

市政設(shè)施建設(shè)是加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程并促進(jìn)其發(fā)展的重要途徑，在發(fā)展中國家，大規(guī)模的市政設(shè)施投資是實現(xiàn)國家工業(yè)化的第一步。當(dāng)投資達(dá)到一定規(guī)模，會沖破經(jīng)濟(jì)的停滯和貧困落后的困境與約束，從而推進(jìn)整個工業(yè)部門的迅速發(fā)展，促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)大幅度提高。隨著戶籍制度的改革，人口市民化成本增加，城市經(jīng)濟(jì)對城鎮(zhèn)化的支撐顯得尤為重要，相反市政設(shè)施發(fā)展不健全或者屬于滯后型發(fā)展模式，雖然集中資金由直接生產(chǎn)部門負(fù)責(zé)，短期內(nèi)可以加快工業(yè)的發(fā)展，但是長此以往，基礎(chǔ)設(shè)施的滯后會導(dǎo)致國民經(jīng)濟(jì)的嚴(yán)重比例失調(diào)，從而阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，市政設(shè)施建設(shè)與我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的平穩(wěn)健康發(fā)展有著密不可分的影響。加速市政設(shè)施的建設(shè)，是提高城鎮(zhèn)化發(fā)展速度的前提條件。綜合以上分析，城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施發(fā)展關(guān)系密切，市政設(shè)施建設(shè)對城鎮(zhèn)化有重要影響。

2　指標(biāo)體系構(gòu)建

為定量考察城市市政設(shè)施水平與城鎮(zhèn)化率的關(guān)系，本文結(jié)合2013年全國城鎮(zhèn)化的增長特征以及城市市政指標(biāo)的變化過程，基于可量化的原則以及前面對城市市政設(shè)施水平與城鎮(zhèn)化率關(guān)系的理論分析基礎(chǔ)，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》中市政設(shè)施水平的描述，以表1市政設(shè)施水平對應(yīng)的觀測變量作為自變量，構(gòu)建出相應(yīng)的指標(biāo)體系。

表1　城鎮(zhèn)化率影響指標(biāo)

3　實證分析

3.1數(shù)據(jù)來源

為了保證數(shù)據(jù)的真實性，分地區(qū)城市市政設(shè)施水平數(shù)以及各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平數(shù)據(jù)主要來源于2014年《中國統(tǒng)計年鑒》、中國城市建設(shè)網(wǎng)、住建部網(wǎng)站，并且局部數(shù)據(jù)根據(jù)相關(guān)地方統(tǒng)計年鑒進(jìn)行了更新，并利用軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化分析。

3.2數(shù)據(jù)選擇

美國地理學(xué)家R.諾瑟姆對城鎮(zhèn)化規(guī)律進(jìn)行總結(jié)，將其劃分為初期、中期、后期3個階段，其中第二階段為30%～70%，是城鎮(zhèn)化發(fā)展的加速階段。在此階段市政設(shè)施建設(shè)與城鎮(zhèn)化發(fā)展關(guān)系尤為突出［8］。故本文根據(jù)2014年《中國統(tǒng)計年鑒》即原始數(shù)據(jù)表2，并以城鎮(zhèn)化進(jìn)程處于第二階段、地理位置相似、地方政府執(zhí)行力度較強(qiáng)、市政設(shè)施投資額與城鎮(zhèn)化建設(shè)匹配程度相近、城鎮(zhèn)化過程中具有相似性等多項指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)對每個地區(qū)省市進(jìn)行衡量，對全國各省市進(jìn)行篩選，選出東北地區(qū)3個省（遼寧、吉林、黑龍江），中西部地區(qū)11個省區(qū)（河南、安徽、湖北、湖南、江西、廣西、陜西、甘肅、寧夏、青海、四川），東部地區(qū)4個?。ńK、浙江、福建、廣東）分別為研究對象，進(jìn)行城鎮(zhèn)化與市政設(shè)施關(guān)系研究。

表2　原始數(shù)據(jù)表

3.3建立主成分回歸模型

主成分分析是將多變量利用線性變換選出幾個重要變量的多元統(tǒng)計方法，以達(dá)到降維的目的。主成分分析法相比其他方法而言，能夠在最大限度地保留原始數(shù)據(jù)信息的基礎(chǔ)上，對高維變量進(jìn)行綜合和簡化，并且能夠客觀地確定各個指標(biāo)的權(quán)重，避免主觀隨意性，具有一定的優(yōu)越性［9］。主成分回歸分析是基于主分成分析之上，將回歸模型中有嚴(yán)重復(fù)共線性的變量進(jìn)行因子提取，得到正交的因子變量，然后對因子變量進(jìn)行回歸模型的建立［10］。

主成分回歸模型建立的過程如下：

（1）為了提高擬合的精度，同時滿足模型的合理性，對P個原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，根據(jù)選定的累計貢獻(xiàn)率，選取前m個主成分F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)m。

（2）采用普通最小二乘法，做前m個主成分對因變量Y的線性回歸得到回歸模型：

（3）由于每個主成分均是自變量的線性組合，最后經(jīng)x1，x2，…，xp轉(zhuǎn)換可以得到最終線性組合模型：

3.4模型輸出分析

3.4.1以中西部為例進(jìn)行分析

由于我國地理環(huán)境的復(fù)雜性，全國各省城鎮(zhèn)化程度均不相同，城鎮(zhèn)化發(fā)展又具有區(qū)域性，首先對中西部集中城鎮(zhèn)化的11省份進(jìn)行研究。為了消除原始數(shù)據(jù)的數(shù)量級以及各因素單位不同造成的影響，在主成分多元回歸之前利用SPSS20.0軟件對2013年市政設(shè)施水平各指標(biāo)以及城鎮(zhèn)化水平指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化分析，然后對標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)提取主成分，得到解釋總方差如表3所示。

表3　解釋的總方差

根據(jù)表3總方差的解釋表，系統(tǒng)默認(rèn)方差大于1的為主成分，故只提取第一個，主成分累加占到總方差的90.458%。包括了絕大部分信息，可以很好地進(jìn)行主成分分析，而且得到提取的主成分的方差是5.428。

表4給出了主成分分析從原始變量中提取的信息，可以看出各自變量（除城市橋梁為80.7%外）提取均在85%以上。適合對多重共線性的自變量組合提取主成分，然后對較大的幾個主成分與其自變量一起進(jìn)行多重共線性回歸。得出的主成分回歸系數(shù)再根據(jù)主成分表達(dá)式反推出原始自變量的參數(shù)估計（見表5）。建立城鎮(zhèn)化率的預(yù)測模型，以期研究影響城鎮(zhèn)化率的各種因素，從而研究城市市政設(shè)施各個因素與城鎮(zhèn)化率的關(guān)系。

表4　公因子方差

表5　主成分荷載矩陣

由表5可知，該主成分荷載矩陣并不是主成分的特征向量，也就是說并不是所提取主成分的系數(shù)。主成分系數(shù)的求法是：各自主成分荷載向量：A（1）=（0.965，0.954，0.898，0.978，0.929，0.980）除以主成分特征值的算術(shù)平方根。

b=（0.414，0.409，0.385，0.420，0.399，0.421）

在第一主成分Y的表達(dá)式中，各項指標(biāo)的系數(shù)均為正值，且數(shù)值相差不大，這說明各單項指標(biāo)對綜合評價指標(biāo)起著同向的、相當(dāng)?shù)淖饔谩Ｒ虼?，Y

可以理解為評價中國省域城市化水平全面能力的綜合指標(biāo)。

現(xiàn)將城鎮(zhèn)化率標(biāo)準(zhǔn)化并對y做線性回歸分析，又因為：

用原始變量表示得回歸表達(dá)式：

表6是根據(jù)SPSS20.0對6個指標(biāo)進(jìn)行主成分提取后形成新的變量Y與城鎮(zhèn)化率進(jìn)行線性回歸所得到的計算結(jié)果，由于城鎮(zhèn)化率在統(tǒng)計過程比較復(fù)雜，統(tǒng)計中需要考慮的因素較多，以至于在做線性回歸的過程中會出現(xiàn)誤差，統(tǒng)計量復(fù)相關(guān)系數(shù)R2值為0.808，可以解釋因變量80.8%的變異，即年末實有道路面積、城市道路照明燈等6個指標(biāo)可以反映出城鎮(zhèn)化率的大小。

表6　模型匯總

從模型上可以看出各回歸系數(shù)均大于零，由此可見年末實有道路面積、城市道路照明燈數(shù)、年末實長度、城市排水管道長度、城市污水日處理能力、城市橋梁座數(shù)對城鎮(zhèn)化率是正影響作用。

由SPSS20.0軟件計算結(jié)果見表7，可得線性回歸系數(shù)：

將原始數(shù)據(jù)代入回歸模型得：

表7　模型匯總

3.4.2對東部地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析

由于主成分線性回歸計算過程較為繁瑣、篇幅較大，而計算原理又與中西部計算原理相同，故對東部地區(qū)的分析將按照主成分線性回歸的步驟計算，但不列出詳細(xì)算式，只通過SPSS20.0計算結(jié)果進(jìn)行分析論證。

表8為總方差的解釋表，系統(tǒng)默認(rèn)方差大于1的為主成分，故只提取第一個，主成分累加占到總方差的87.894%。可以很好地進(jìn)行主成分分析，而且得到提取的主成分的方差是5.274。

表8　解釋的總方差

表9、表10是利用SPSS20.0軟件對東部地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析結(jié)果，進(jìn)行回歸分析時，R2為0.899，p值小于0.05，有很強(qiáng)的擬合效果，因此通過對我國東部不同省市分析可知，市政設(shè)施水平與城鎮(zhèn)化水平呈線性關(guān)系。

表9　模型匯總

表10　模型匯總

3.4.3對東北地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析

東北地區(qū)分析論證與東部地區(qū)相同，計算原理均與中西部地區(qū)相同，故對東北地區(qū)的分析將按照主成分線性回歸的步驟計算，同樣不列出詳細(xì)算式，只通過SPSS20.0計算結(jié)果進(jìn)行分析論證，得出具體的結(jié)論。

表11為總方差的解釋表，系統(tǒng)默認(rèn)方差大于1的為主成分，故亦提取了第一個，主成分累加占到總方差的92.350%?？梢院芎玫剡M(jìn)行主成分分析，而且得到提取的主成分的方差是5.541。

表11　解釋的總方差

表12和表13是利用SPSS20.0軟件對東北三省數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的結(jié)果，進(jìn)行回歸分析時，R2為0.999，p值小于0.05，擬合效果很強(qiáng)，通過對東北地區(qū)進(jìn)行分析可知，市政設(shè)施水平與城鎮(zhèn)化水平呈線性關(guān)系。

表12　模型匯總

表13　模型匯總

4　結(jié)語

本文通過對城鎮(zhèn)化率以及市政設(shè)施各個因素進(jìn)行定性分析，反映了市政設(shè)施各個要素（各個省市在年末實有道路長度、年末實有道路面積、城市橋梁座數(shù)、排水管道長度、城市污水處理能力、城市照明燈數(shù)）的相互作用，以及與城鎮(zhèn)化水平相互促進(jìn)相互影響的關(guān)系，利用SPSS20.0軟件對不同區(qū)域，不同階段的市政設(shè)施各指標(biāo)進(jìn)行定量分析，得到市政設(shè)施水平指標(biāo)體系對城鎮(zhèn)化率具有較強(qiáng)的解釋力。通過主成分回歸分析，得到市政設(shè)施水平指標(biāo)體系可以很好地擬合城鎮(zhèn)化水平。反映出市政設(shè)施與城鎮(zhèn)化水平呈正相關(guān)影響，城鎮(zhèn)化的發(fā)展與市政設(shè)施的建設(shè)二者密不可分。市政設(shè)施水平可反映城鎮(zhèn)化發(fā)展的速度，將為政府決策提供科學(xué)依據(jù)，對城市房地產(chǎn)去庫存有一定的啟示作用。

［1］張賀龍.陜西農(nóng)村城鎮(zhèn)化影響因素及其發(fā)展途徑分析［D］.西安：西安工業(yè)大學(xué)，2012.

［2］嚴(yán)盛虎，李宇，等.我國城市市政基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)成就、問題與對策［J］.城市發(fā)展研究，2012（5）：28-33.

［3］朱蘭.城市市政基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)成就、問題與對策［J］.建材發(fā)展導(dǎo)向，2013（10）：115-116

［4］王仲萍，張沖，等.重慶市城鎮(zhèn)化率變化影響因素分析——基于回歸分析法［J］.遼寧農(nóng)業(yè)科學(xué)，2013（5）：33-37.

［5］王磊，市政圖書如何應(yīng)對城鎮(zhèn)化發(fā)展［J］.書市觀察，2013（6）：46-47.

［6］陶浩，城鎮(zhèn)化中市政基礎(chǔ)設(shè)施投融資模式研究［J］.經(jīng)濟(jì)叢論，2014（1）：226.

［7］劉希雅，王宇飛，等.城鎮(zhèn)化過程中的碳排放來源［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2015（5）：61-66.

［8］張賀龍.陜西省農(nóng)村城鎮(zhèn)化影響因素及其發(fā)展途徑分析［D］.西安：西安工業(yè)大學(xué)，2012.

［9］劉臣輝.主成分分析法用于環(huán)境質(zhì)量評價的探討［J］.環(huán)境科學(xué)與管理，2011（3）：183-186.

［10］程毛林.基于主成分回歸模型的經(jīng)濟(jì)增長因素分析［J］.運籌與管理，2012（5）：179-183.

Relationship Between the Rate of Urbanization and the Level of Municipal Facilities

CAO Lin-jian1，QI Zi-jun1，LIU Qing2
（1. School of Management，Tanjin Chengjian University，Tianjin 300384，China，E-mail：384865263@qq.com；2. College of Civil Engineering，Xi'an University of Architecture&Technology，Xi'an 710055，China）

Urbanization is an important strategy for China's economic transformation at this stage. In order to make the urbanization more rationalization in our country，the paper has reviewed the related literature home and abroad. The present situation of the domestic urbanization and municipal facilities has been discussed in this paper. This paper made a systematic analysis on the urbanization and municipal infrastructure，then set up an evaluation index system of the relationship between urbanization and the level of municipal facilities. A principal component regression method of the urbanization and municipal facilities was made and used to make a fitting analysis on the level of urbanization and municipal facilities. The results show that urbanization and the level of municipal infrastructure are closely related and there exists a significant positive correlation between them.

municipal facilities；urbanization；the urbanization rate；principal component regression analysis

F299.21

A

1674-8859（2016）05-034-05

10.13991/j.cnki.jem.2016.05.007

2016-05-09.

天津市哲學(xué)社會科學(xué)研究規(guī)劃資助項目（TJGL13-022）.

曹琳劍（1976-），男，教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：房地產(chǎn)開發(fā)與經(jīng)營，工程管理，綠色建筑運營管理，城鎮(zhèn)化與城市開發(fā)；

齊自君（1990-），男，碩士研究生，研究方向：綠色建筑運營與管理，工程項目管理，城鎮(zhèn)化與城市開發(fā)；

劉青（1992-），女，碩士研究生，研究方向：農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，工程項目管理，土木工程建造與管理。