古麗艾薩熱汗·麥賽迪

持續(xù)穩(wěn)健地推動(dòng)的城市化進(jìn)程是我國2l世紀(jì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大課題。本文運(yùn)用橫截面數(shù)據(jù)計(jì)量分析法對2014年中國31個(gè)省（市）的城市化水平影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果研究一方面展示了中國各個(gè)地區(qū)城市化水平和那些因素的變化更鮮明的影響城市化水平。另一方面，我們發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，尤其是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是影響地區(qū)城市化水平的主要因素之一。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高和對外開放程度的加深對地區(qū)城市化水平提高有積極的作用，而教育水平滯后和城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大對推動(dòng)城市化進(jìn)程有負(fù)面的影響。

城市化 地區(qū)

經(jīng)濟(jì)發(fā)展 影響因素

引言

一國的城市化進(jìn)程不僅取決于其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，還受其特定的歷史和地理因素的影響。作為一個(gè)處于轉(zhuǎn)型期的發(fā)展中大國，中國的發(fā)展道路和城市化進(jìn)程具有與眾不同的特征。

城市化是指伴隨著經(jīng)濟(jì)增長，由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)化而引發(fā)的生產(chǎn)要素由農(nóng)村向城市流動(dòng)和集中，在城市體系不斷升級的同時(shí)，農(nóng)村的生產(chǎn)方式、生活方式逐漸與城市接軌、最終實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化的過程。城市化是在經(jīng)濟(jì)增長的前提下，社會(huì)全面進(jìn)步、城鄉(xiāng)和諧發(fā)展、居民生活質(zhì)量穩(wěn)步提高的過程，是從工業(yè)化走向現(xiàn)代化的必然選擇。我國的城市化進(jìn)程在改革開放后的30年間取得了巨大的成就，但城市化水平增長緩慢、2013年城市化率53.74%.2014年54.77%。

城市化水平影響因素分析

目前，學(xué)術(shù)界研究出來的影響我國各個(gè)地區(qū)城市化水平的因素很多，包含了眾多的因素，這些因素對城市化的影響大小也各有不同，通過實(shí)證分析我們可以知道哪些因素的影響比較大。影響某個(gè)地區(qū)城市化水平的因素有人均GDP，第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，外商直接投資，城鎮(zhèn)居民可支配收入，平均工資，基礎(chǔ)設(shè)備投資，固定資產(chǎn)投資，農(nóng)村居民消費(fèi)，城市居民消費(fèi)等。本文通過橫截面數(shù)據(jù)計(jì)量回歸分析對選出來影響因素進(jìn)行回歸分析了。

（1）指標(biāo)選取與變量說明

本文利用2014年各個(gè)省份的有關(guān)數(shù)據(jù)，用EVIEWS計(jì)量軟件，以城市化率為自變量，以人均GDP，第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)量，外商直接投資，固定資產(chǎn)投資，城鎮(zhèn)居民可支配收入為自變量進(jìn)行橫截面數(shù)據(jù)多元線性回歸分析，各變量分別為以下字母表示：

Y：城鎮(zhèn)化水平（%）

Xl：人均GDP（元）

X2：第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（億元）

X3：外商直接投資（億元）

X4：固定資產(chǎn)投資（億元）

X5：城鎮(zhèn)居民可支配收入（元）

（2）模型假設(shè)與回歸分析

最初的模型假設(shè)為：Y=β0+β1LNXl+β2LNX2+β3LNX3+β4LNX4+β5X5+μ

我選取的被解釋變量是百分比所以我對解釋變量進(jìn)行一些調(diào)整，以為這些解釋變量對被解釋變量都有一定的促進(jìn)作用。下一步應(yīng)用所選取的數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)見附件），利用最小二乘法進(jìn)行回歸分析，多元線性回歸結(jié)果如下：

根據(jù)回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)：F檢驗(yàn)針對原假設(shè)HO：β0=β1=β2=β3=β4=β5=0給定顯著性水平α=0.01，統(tǒng)計(jì)量F=30.0042，給定的顯著性水平下得到的臨界值為4.14所以F統(tǒng)計(jì)量大于F臨界值應(yīng)拒絕原假設(shè)，表明模型的線性關(guān)系在99%的置信水平下成立，解釋變量對被解釋變量有一定顯著影響。

T檢驗(yàn)：根據(jù)結(jié)果可以看出來回歸方程顯著在99%的顯著性水平下自變量二，四，五的P值大于0.01，這些自變量接受原假設(shè)的但回歸結(jié)果顯示原假設(shè)β0=β1=β2=β3=β4=β5=0不成立。且擬合有83.89%有點(diǎn)高，所以回歸模型中的自變量之間可能存在多重共線性。

多重共線性檢驗(yàn)（檢查相關(guān)系數(shù)）

檢驗(yàn)結(jié)果表明LNX1與LNX5，LNX3與LNX4.LNX5與LNX2之間存在的相關(guān)性有點(diǎn)大，從上面兩次的檢驗(yàn)結(jié)果我們可以剔除來解釋變量LNX3.LNX4與LNX5對被解釋變量影響。下面我們可以考慮的是剩下的解釋變量Xl和X2對被解釋變量的影響。

對LNX1余LNX2進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，他們之間的相關(guān)性很小。從最后的回歸分析和相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果寫出來的最后的模型是：

解釋變量Xl與X2符合各個(gè)檢驗(yàn)，相關(guān)性要求.且均在0.01的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，兩個(gè)變量顯著性概率都小于0.01，所以人均GDP和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總額對城市化有顯著性的影響。

結(jié)論

最后的回歸結(jié)果表明一個(gè)地區(qū)的人均GDP和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總額對一個(gè)地區(qū)的城市化水平有顯著性影響，人均GDP每增加一單位引起城市化水平增加14.4909%，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總額每增加一個(gè)單位引起城市化水平增加6.133 2%，從最后的結(jié)果我們可以總結(jié)出來影響城市化水平的哪些因素里面人均GDP和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總額起總要作用。從中我們可以總結(jié)出來第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展一定程度上拉動(dòng)一個(gè)地區(qū)的城市化水平。

[1]敦安寧，中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的影響因素分析[J]，中國集體經(jīng)濟(jì)

[2]馬孝先，中國城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵影響因素及其效應(yīng)分析[J]，中國人口和資源環(huán)境，2014年底12期

[3]蔣偉，中國省域城市化水平影響因素的空間計(jì)量分析[J]，經(jīng)濟(jì)地理2009

[4]劉貴文，楊建偉·影響中國城市化進(jìn)程的經(jīng)濟(jì)因素分析[J]，城市化

[5]曾昭俊·轉(zhuǎn)型時(shí)期中國城市化發(fā)展的影響因素分析[D]

[6]李子奈，潘文卿·計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)，

[7]中華人民共和國《2015年統(tǒng)計(jì)年鑒》

[8]杰弗里，伍德里奇·計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論

[9]關(guān)春玉·西部地區(qū)城市化影響因素分析

[10]（數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國統(tǒng)計(jì)局2015年統(tǒng)計(jì)年鑒，網(wǎng)站：HTTP： //DATA.STATS.GOVCN/）