文化轉(zhuǎn)型下長三角地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展影響因素研究

丁曉洋

▲ 基金項目：國家自然科學(xué)基金項目（編號71373079）；浙江省哲學(xué)

社會科學(xué)規(guī)劃重點項目（編號11YD07Z）

◆ 中圖分類號：F299 文獻標識碼：A

內(nèi)容摘要：文化轉(zhuǎn)型下的城鎮(zhèn)化發(fā)展本質(zhì)上是社會、經(jīng)濟和空間層次構(gòu)造上的變化和遷移，具體表現(xiàn)為各個要素向城鎮(zhèn)空間集聚。以往研究中較少采用空間計量方法，本文收集長三角地區(qū)16個地級市2006-2013年的面板數(shù)據(jù)，實證分析了隨機效應(yīng)的空間誤差模型對其城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響因素，驗證了所提出的6個理論假設(shè)。結(jié)論顯示，城鎮(zhèn)化發(fā)展在鄰近都市中的空間自相關(guān)性較強；二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、固定資產(chǎn)投資水平是影響文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群城鎮(zhèn)化水平的主要因素；對外貿(mào)易度對城鎮(zhèn)化程度有較為明顯的負向影響；城鎮(zhèn)化程度受人均GDP和金融服務(wù)影響并不大。

關(guān)鍵詞：文化轉(zhuǎn)型 城鎮(zhèn)化 影響因素 空間計量 長三角地區(qū)

引言

當(dāng)前我國各個層面正面臨著重大轉(zhuǎn)型，深層次的轉(zhuǎn)型著重體現(xiàn)在文化轉(zhuǎn)型上。文化由于受到生產(chǎn)力水平的提高、國家政策的引導(dǎo)、民眾日益增長的需求、科技的進步等多種因素的影響，正在發(fā)生深刻的裂變。文化的轉(zhuǎn)型是人們生活模式的基本變化，是民眾基本的生活方式的再梳理和打造，是社會中最深刻的變革。伴隨著我國城鎮(zhèn)人口的持續(xù)增長，大家越來越注重對城鎮(zhèn)化水平的探討。在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，城鎮(zhèn)文化、郊區(qū)文化和農(nóng)村文化三者交織在一起，相互碰撞，同時又相互認同和高度包容。在文化轉(zhuǎn)型的大背景下，我國城鎮(zhèn)化的發(fā)展成效顯著，城鎮(zhèn)化率從19世紀80年代初的17.92% 上升到 2014年的54.77%，這個比率已基本達到世界平均線。城鎮(zhèn)化的發(fā)展伴隨著文化轉(zhuǎn)型的影子，有著多次的文化碰撞和組合，多種文化交織在一起，也會沖撞出新的文化模式，同時這樣的文化轉(zhuǎn)型也會深刻影響著城鎮(zhèn)化的進程。。

文化轉(zhuǎn)型下的長三角地區(qū)是我國主要經(jīng)濟增長極之一，是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整較快的地區(qū)，同時也是城市密集度最高的區(qū)域。2014年，長三角地區(qū)的16個地級市GDP總量達到10.60萬億元，增長速度均值為9.0%，超越了全國的平均線，占我國的16.65%。三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例為3.0：45.8：51.2，呈現(xiàn)“三、二、一”格局。其中心區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平已達到61%，工業(yè)化水準已遙遙領(lǐng)先全國水平。目前這16個地級市正匯集交通、資金和信息等各種資源形成層級鮮明、作用各異的大中小都市群。

從西方國家城市化發(fā)展歷程可知，一個地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展受很多因素的影響。不同地區(qū)在城鎮(zhèn)化過程中，由于自身的自然稟賦、社會經(jīng)濟基礎(chǔ)及歷史文化條件不同，表現(xiàn)出的城鎮(zhèn)化發(fā)展的速度和模式也各不相同。本文深入探討長三角城市群文化轉(zhuǎn)型下城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響因素，可為長三角地區(qū)都市圈的城鎮(zhèn)規(guī)劃、建設(shè)資金投入及產(chǎn)業(yè)政策的制定提供政策建議參考，從而推動其城鎮(zhèn)化持續(xù)健康發(fā)展。同時研究文化轉(zhuǎn)型下長三角城市群的城鎮(zhèn)化內(nèi)部影響因素及規(guī)律，對于珠三角、京津冀等人口基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)較好的地區(qū)具有較大的示范作用。

文獻綜述

從大量的研究中可看出城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間呈明顯的正相關(guān)關(guān)系。曹廣忠、劉濤（2010）通過省區(qū)城鎮(zhèn)化核心驅(qū)動力模型的建立，結(jié)果顯示城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長的相關(guān)系數(shù)為0.9079，它們之間對數(shù)關(guān)系明顯。從很多的理論和實證研究中可看到，城鎮(zhèn)化發(fā)展受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的重要影響。發(fā)達國家城鎮(zhèn)化發(fā)展歷程也表明了城鎮(zhèn)化受到區(qū)域經(jīng)濟活動集聚擴散的作用明顯。

劉士林（2014）提出了城鎮(zhèn)化的多種類型，政治型的城鎮(zhèn)化是主要的模式，并指出各種模式的區(qū)別和優(yōu)缺點，認為新型城鎮(zhèn)化應(yīng)以文化發(fā)展為主題。任志安等（2015）提出城鎮(zhèn)化發(fā)展要有文化自覺意識，要做好文化轉(zhuǎn)型，提升文化產(chǎn)業(yè)質(zhì)量，繁榮城鎮(zhèn)經(jīng)濟。夏春雨（2014）則從實踐角度提出了要處理好城鎮(zhèn)化發(fā)展和文化轉(zhuǎn)型的關(guān)系，要有創(chuàng)新發(fā)展思維，推動文化的轉(zhuǎn)型促進城鎮(zhèn)化發(fā)展。

Madlener（2011）分析了能源基礎(chǔ)設(shè)施與城鎮(zhèn)化的關(guān)系，認為隨著城鎮(zhèn)化的推進，對能源會產(chǎn)生更大的需求。Birch等（2011）的研究表明基礎(chǔ)建設(shè)投入會影響城鎮(zhèn)化的發(fā)展。曹廣忠等（2008）認為失業(yè)率、外商直接投資、城鄉(xiāng)收入差距、交通路網(wǎng)均會對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響，劉彥隨等（2012）認為影響因素還有人口密度、離中心城市距離等。

以上的探討主要著眼于對城鎮(zhèn)化發(fā)展的單個影響因素分析，且一般是考察地區(qū)經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等自身影響因素的作用，大都未考慮變量的空間屬性造成的地區(qū)之間的相互作用。Anselin認為空間數(shù)據(jù)基本上都會存在空間相關(guān)性，若沒有考慮變量的空間相關(guān)性，將會產(chǎn)生誤差。也有一些學(xué)者，在對城鎮(zhèn)化的影響因素研究中，采用了空間計量模型，控制了地區(qū)間城鎮(zhèn)化水平的自相關(guān)性，如王偉進等（2012）。但在學(xué)者的研究中，較多采用的是截面數(shù)據(jù)，樣本量偏小，可能會影響回歸系數(shù)的無偏性和有效性。

理論假設(shè)及模型設(shè)計

（一）理論假設(shè)

假設(shè)1：文化轉(zhuǎn)型下的城鎮(zhèn)化發(fā)展本質(zhì)上是社會、經(jīng)濟和空間層次構(gòu)造上的變化和遷移，具體表現(xiàn)為各個要素向城鎮(zhèn)空間集聚，因此一定程度上存在空間互動效應(yīng)。

假設(shè)2：對于文化轉(zhuǎn)型下的長三角地區(qū)城市的城鎮(zhèn)化水平，二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度有顯著正向影響。許多農(nóng)村勞動力會涌向城鎮(zhèn)，因為在城鎮(zhèn)有著大量的二三產(chǎn)業(yè)，有著很多的就業(yè)機會，城鎮(zhèn)化得以發(fā)展。

假設(shè)3：對于文化轉(zhuǎn)型下長三角都市群城鎮(zhèn)化的推進，固定資產(chǎn)投資有顯著正向影響。固定資產(chǎn)投資往往對城鎮(zhèn)的基礎(chǔ)設(shè)施水準、城鎮(zhèn)功能布局和綜合承載能力產(chǎn)生重要作用，這些會推動城鄉(xiāng)之間資源和要素的轉(zhuǎn)移。

假設(shè)4：一般情況下，經(jīng)濟發(fā)展程度對城鎮(zhèn)化發(fā)展起著決定作用。但對于文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，本文預(yù)期人均GDP的影響是正向顯著，也有可能是不顯著。

假設(shè)5：對于文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，外貿(mào)開放情況有正向顯著影響。國際貿(mào)易拓展了城鎮(zhèn)化的資源和市場邊界，同時出口規(guī)模越大，創(chuàng)造的就業(yè)機會就越多，大量的農(nóng)村勞動力會被吸引而進入城鎮(zhèn)，城鎮(zhèn)化水平的提升受對外開放的推動。

假設(shè)6：金融服務(wù)與文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群城鎮(zhèn)化發(fā)展水平呈顯著正相關(guān)關(guān)系。城鎮(zhèn)化發(fā)展的資金可從金融發(fā)展中得到解決，一定程度上緩解資金壓力。

根據(jù)以上理論假設(shè)及地級市變量數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇的變量如表1所示。本文采用對數(shù)形式檢驗長三角地區(qū)16個地級市城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響因素，變量之間的關(guān)系形式如下：

lnURBit=β0+β1ilnINSit+β2ilnKit+

β3ilnGDPit+β4ilnTRADit+β5ilnFDit+εit

（1）

（二）空間計量模型

1.空間自相關(guān)檢驗?zāi)Ｐ汀Ｈ缜八?，文化轉(zhuǎn)型下的長三角地區(qū)不同地級市的城市化進程在地理空間上可能存在相互影響，因此需進行空間統(tǒng)計及空間計量經(jīng)濟模型分析。

全域空間自相關(guān)描述了從區(qū)域空間的整體對城鎮(zhèn)化發(fā)展水平空間分布情況?！澳m指數(shù)I”（Morans I）（Moran，1950）是實際度量空間自相關(guān)的最流行的一種方法：

（2）

其中，為樣本方差，n地區(qū)總數(shù)（如地級市），wij為二進制的相鄰空間權(quán)值矩陣，空間對象的相互鄰近關(guān)系一般以鄰近矩陣或距離矩陣來界定 （吳玉鳴，2008）。其中最常用的是二元鄰接矩陣，其表達式為：

（3）

其中，i=1，2，…，n；j=1，2，…，m。

Morans I的取值一般介于-1到1之間，大于0則表明正自相關(guān)的存在，且數(shù)值越大，正相關(guān)性越強；小于0則表示負自相關(guān)的存在，數(shù)值越小，負相關(guān)性越強。若數(shù)值靠近于0，表明各空間單元服從隨機分布，即不存在空間自相關(guān)。對于Morans I的計算結(jié)果，一般采用漸進正態(tài)分布和隨機分布兩種假設(shè)進行檢驗，標準化形式為：

（4）

標準化Morans I的期望值為：

（5）

對于正態(tài)分布的空間數(shù)據(jù)，方差算式為：

（6）

根據(jù)公式（3）至公式（6），可檢驗長三角地區(qū)16個地級市的城鎮(zhèn)化水平是否存在全域空間自相關(guān)關(guān)系。若Morans I值大于正態(tài)分布函數(shù)在5%或1%水平下的臨界值，就說明城鎮(zhèn)化程度在空間分布上的正相關(guān)顯著，具有類似特征值的鄰近城市在空間上有依賴性。

2.空間計量經(jīng)濟模型。針對實際中或許存在的空間自相關(guān)性，空間計量模型提供了用于探討空間效應(yīng)的方式。空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）可描繪空間自相關(guān)性顯示出的空間效應(yīng)。本文在探討過程中使用的是空間面板計量模型，主要的形式有以下兩種：

空間面板滯后模型?？臻g面板滯后模型的基本形式為：

（7）

空間面板誤差模型。 空間面板誤差模型主要探討相鄰區(qū)域關(guān)于因變量的誤差沖擊對自身區(qū)域觀測值的影響情況，誤差項是區(qū)域間彼此關(guān)系的主要體現(xiàn)。其基本形式為：

Yit=βXit+μi+εit （8）

εit=λWεt+υit （9）

其中，W為描述區(qū)域i和區(qū)域j之間的相互聯(lián)系的空間權(quán)值矩陣（元素wij），WY為被解釋變量之間存在的內(nèi)生交互效應(yīng)，WX為解釋變量之間存在的外生交互效應(yīng)。ρ為空間滯后自回歸系數(shù)，顯示了鄰近地域經(jīng)濟行為的空間外部溢出效應(yīng)。λ為空間自相關(guān)系數(shù)，度量了樣本觀測值的誤差項對地域經(jīng)濟行為的空間誤差溢出效應(yīng)。

樣本數(shù)據(jù)及估計方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)樣本為2006-2013年長三角地區(qū)16個地級市的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2007-2014），長三角地區(qū)各地級市統(tǒng)計年鑒及國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報（2007-2014），《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》（2007-2014）。由于對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理后不會改變數(shù)據(jù)原有特征，且會減少異方差或使時間序列數(shù)據(jù)變得平穩(wěn)，因此本文采用各指標的自然對數(shù)進行實證分析。

（二）城鎮(zhèn)化水平的全域空間自相關(guān)分析

由圖1可知，2006-2013年長三角地區(qū)16個地級市城市化水平的Morans I指數(shù)在空間鄰接矩陣下，整體呈上升趨勢，而且均為正（0.3128-0.4377），其P值為（0.005-0.023），即在5%水平上，均能通過顯著性檢驗。這說明長三角地區(qū)16個地級市的城鎮(zhèn)化水平存在空間自相關(guān)性，城鎮(zhèn)化率不是完全隨機的，而是受到相鄰城市空間集聚的影響。因此需引入空間計量模型，以避免因空間自相關(guān)性而造成的誤差。

總的來說，長三角地區(qū)16個地級市存在顯著的全域空間依賴性。這在2013年長三角地區(qū)地級市城鎮(zhèn)化水平四分位圖中（見圖2）有所體現(xiàn)。同時，通過對比2006年和2013年的散點圖可知，隨著時間的推移，長三角地區(qū)地級市城鎮(zhèn)化水平的空間分布并非一成不變，而是呈動態(tài)變化過程。2006年呈現(xiàn)集聚的城市有11個，占16個城市的68.75%，2009年呈現(xiàn)集聚的城市上升到13個，占比81.25%，表現(xiàn)出更為明顯的集聚特征。然而仍有個別地級市的城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)出空間分布差異性，但空間分布差異性表現(xiàn)出不斷縮小的趨勢。

（三）空間權(quán)重矩陣和估計方法

Moran I指數(shù)和實證分析的關(guān)鍵是空間權(quán)重矩陣的搭建。參照一般文獻的普遍做法，本文選擇了最常用的二元鄰接矩陣。根據(jù)Moran（1948）提出的Rook相鄰規(guī)則，構(gòu)建空間鄰近權(quán)重矩陣，即是否有共同邊界判定相鄰與否的二進制鄰接權(quán)重矩陣，wij=1表示地區(qū)間有共同的邊界，否則將wij=0，并認為一個地區(qū)不與自身間相鄰，即主對角線wij=0。

面板數(shù)據(jù)模型包括固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)兩種，使用傳統(tǒng)的Hausman檢驗判定空間面板模型使用的是固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)。估計空間模型一般最有效的方法為極大似然法（MLE）估計，本文利用Stata.12軟件，使用MLE估計法進行計量檢驗和回歸分析。

實證估計與結(jié)果分析

（一）自相關(guān)及空間模型設(shè)定檢驗

本文對文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群城鎮(zhèn)化水平影響因素的空間滯后及空間誤差模型進行分析，檢驗其空間自相關(guān)性是否存在。LMerr、LMlag和空間相關(guān)指數(shù)Morans I是主要檢驗統(tǒng)計量，均基于極大似然估計假設(shè)檢驗。其中，LMerr和LMlag既可用于檢驗空間相關(guān)性，還可對模型設(shè)定診斷。若LMerr比LMlag統(tǒng)計更顯著，且robust LMerr顯著而 robust LMlag不顯著，則使用空間誤差模型（SEM），反之則選擇空間滯后模型（SLM）。

檢驗結(jié)果顯示，對于空間誤差模型的統(tǒng)計量，LMerr和robust LMerr分別為3.082和2.782，在10%水平上都是顯著的，而LMlag和robust LMlag統(tǒng)計量分別為0.538和0.239，在10%水平上都不顯著，所以應(yīng)選擇空間誤差模型（SEM）。這也符合城鎮(zhèn)化發(fā)展的實際情況，即相鄰地級市城鎮(zhèn)化的空間自相關(guān)是由這些地級市社會經(jīng)濟因素的空間關(guān)系引起的，而不是通過城鎮(zhèn)化的直接擴散。

（二）估計結(jié)果分析

表2統(tǒng)計了文化轉(zhuǎn)型下長三角城市群城鎮(zhèn)化發(fā)展空間的面板誤差模型的估計結(jié)果?？臻g自相關(guān)系數(shù)為λ，在10%水平上通過顯著性檢驗。由于Hausman檢驗結(jié)果P值為0.2610，認為應(yīng)該選擇隨機效應(yīng)模型。

根據(jù)空間面板誤差模型估計結(jié)果，在其它因素不變情況下，長三角地區(qū)地級市城鎮(zhèn)化水平對二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（lnINS）的彈性最大，影響顯著，二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平每上升1%，城鎮(zhèn)化水平上升8.2985%，這表明對于長三角地區(qū)地級市來說，二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是引領(lǐng)城鎮(zhèn)化水平提升的關(guān)鍵因素。這個結(jié)果與事實相符，隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，對產(chǎn)品和服務(wù)的需求發(fā)生變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變；第二、三產(chǎn)業(yè)傾向集中于城市，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變又對人口的集中產(chǎn)生反作用，所以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動是城鎮(zhèn)化進程的主要影響因素。

固定資產(chǎn)投資力度（lnK）的系數(shù)為0.0831，在5%水平上顯著。原因可能是固定資產(chǎn)投資既可促進城鎮(zhèn)地域擴張和人口集聚，又可通過直接或間接的就業(yè)效應(yīng)來拉動人口集聚。近年來長三角地區(qū)各地級市均加大了固定資產(chǎn)投資中更新改造投資的比例，也加大了城市內(nèi)和城市間的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資的比例，這不僅降低了企業(yè)交通運輸成本，推動了經(jīng)濟增長，也增強了城市功能創(chuàng)新。這個結(jié)果也支持了蒂伯特（Tiebout）假說，由于企業(yè)或居民偏好“用腳投票”的形式來獲得自己所需的公共物品，對政府來說，第一要務(wù)就是要完善當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

文化轉(zhuǎn)型下的長三角地區(qū)人均真實GDP的增加對城鎮(zhèn)化率無顯著影響，這與一般認為的經(jīng)濟增長帶來城鎮(zhèn)化水平提高的觀點是不一致的，但可在Davis and Henderson（2003）的研究中獲得了解釋，他們認為城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展存在著S形曲線的關(guān)聯(lián)，經(jīng)濟發(fā)展達到一定程度后對城鎮(zhèn)化發(fā)展影響變動不是很大。根據(jù)該理論，長三角地區(qū)城鎮(zhèn)化推測已處于S形曲線的第三階段，這就不難理解，在這個階段人均GDP的增加對城鎮(zhèn)化率的進一步提升的作用是有限的。

貿(mào)易開放度在1%水平上對文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群的城鎮(zhèn)化水平有顯著負向影響，影響系數(shù)為-0.177，意味著長三角城市群貿(mào)易開放度每上升1%，則城鎮(zhèn)化水平下降0.177%。這說明對外貿(mào)易對城鎮(zhèn)化水平的影響是不確定的，既可能促進、也可能某種程度上阻礙城鎮(zhèn)化發(fā)展。事實上，長三角地區(qū)各個地級市在對外貿(mào)易方面面臨的一個普遍問題是外貿(mào)依存度過高，且以加工貿(mào)易為主要貿(mào)易方式，一般貿(mào)易等其它貿(mào)易形式發(fā)展相對落后。對外貿(mào)易的變動會沖擊本地經(jīng)濟，影響經(jīng)濟增長的穩(wěn)定性，且長三角地區(qū)的勞動密集型為主的商品貿(mào)易也不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而影響到城鎮(zhèn)化發(fā)展。這在本文的估計結(jié)果上得到了印證，盡管長三角地區(qū)對外經(jīng)濟顯著，但過高的外貿(mào)依存度不但不能促進城市化水平的進一步提升，反而會對其有不利的影響。

盡管以往的研究表明金融發(fā)展（lnFD）指標在某種程度上著重影響著城鎮(zhèn)化發(fā)展。但從本文的估計結(jié)果來看，金融發(fā)展的回歸系數(shù)并不顯著，即金融發(fā)展并沒有對文化轉(zhuǎn)型下的長三角地級市的城鎮(zhèn)化進程起到明顯的作用。

結(jié)論和政策建議

（一）結(jié)論

本文以2006-2013年長三角地區(qū)16個地級市的面板數(shù)據(jù)為樣本，以城鎮(zhèn)化水平、二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、真實人均GDP、固定資產(chǎn)投資、單位GDP能耗、外貿(mào)開放度和金融發(fā)展為指標，構(gòu)建了空間面板誤差模型，實證分析了文化轉(zhuǎn)型下的長三角地區(qū)16個地級市城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響因素，可以得出以下結(jié)論：

第一，城鎮(zhèn)化發(fā)展在鄰近城市間存在著較強的空間相關(guān)性，這是以往很多研究所忽略的。即文化轉(zhuǎn)型下的長三角地區(qū)城市的城鎮(zhèn)化進程不是一個封閉的系統(tǒng)，而是與鄰近城市存在明顯的互動關(guān)系，一個城市城鎮(zhèn)化水平的提升不能僅考慮自身情況，其發(fā)展政策也需要考慮區(qū)域內(nèi)部的空間布局。

第二，空間面板模型的估計結(jié)果表明：二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平是影響長三角地區(qū)16個地級市城鎮(zhèn)化發(fā)展的最重要因素，彈性系數(shù)為8.2985，與Birch（2011）等的結(jié)論一致；固定資產(chǎn)投資水平是影響城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要因素，且這個結(jié)果支持了蒂伯特假說；與Zhang等的結(jié)論不同，本文得出人均GDP對長三角地區(qū)地級市城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響作用并不顯著，并推測長三角地區(qū)地級市的城鎮(zhèn)化水平已處于Davis和Henderson提出的S形曲線的第三階段；與以往很多研究不同，本文得出貿(mào)易開放度對文化轉(zhuǎn)型下長三角地區(qū)地級市的城鎮(zhèn)化水平有著顯著的負向影響，即高度的對外貿(mào)易依存會阻礙城鎮(zhèn)化程度的提升；最后本文得出金融發(fā)展對長三角地區(qū)地級市城鎮(zhèn)化發(fā)展沒有明顯影響。

（二）政策建議

依據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出以下幾點推動文化轉(zhuǎn)型下長三角城市群城鎮(zhèn)化發(fā)展的政策建議：

一是要兼顧?quán)徑鞘谐擎?zhèn)化的發(fā)展動向，加強區(qū)域間的合作交流，通過區(qū)域聯(lián)動，充分發(fā)揮長三角城市群城鎮(zhèn)化的輻射效應(yīng)。文化轉(zhuǎn)型下的長三角地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平不一致，相對而言上海、南京等的城鎮(zhèn)化率較高，而揚州、湖州、紹興、臺州等城市各方面優(yōu)勢明顯，但城鎮(zhèn)化水平還有較大的提升空間。所以，文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群一方面應(yīng)加大流動勞動力、資金和技術(shù)等各種生產(chǎn)要素的力度，另一方面通過互相協(xié)同合作，積極推動城鎮(zhèn)化發(fā)展水平較高的城市的帶動作用和示范效應(yīng)。特別是同處于長三角地區(qū)，有著多種多樣的相似和相近文化基因，要利用這些有利的文化血脈共同體，加強合作交流，增強相同的文化因子，奏響共同協(xié)作的最強音。

二是要加速二三產(chǎn)業(yè)特別是服務(wù)業(yè)的發(fā)展。應(yīng)大力利用文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群獨特資源，優(yōu)化特色產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。大力發(fā)展高技術(shù)含量、高附加值的制造業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)及現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，著重培養(yǎng)一批經(jīng)濟實力強、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)、空間格局協(xié)調(diào)的中小城鎮(zhèn)群，創(chuàng)造更多優(yōu)質(zhì)的就業(yè)機會，讓農(nóng)村的富余勞動力流向城鎮(zhèn)。可大力發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)，特別是在當(dāng)前大好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)背景下，突出文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)。打造文化創(chuàng)意園區(qū)，嫁接都市文化、農(nóng)村文化和郊區(qū)文化，做好多種文化的融合和轉(zhuǎn)型。延伸文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)鏈，打通各種文化之間的壁壘。積極發(fā)揮二三產(chǎn)業(yè)的文化創(chuàng)意效應(yīng)，使其發(fā)生蝶變效應(yīng)，形成新的特色產(chǎn)業(yè)，提升產(chǎn)業(yè)價值鏈。

三是要加大固定資產(chǎn)投入。對于文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群來說，政府的第一要務(wù)是要搞好當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)設(shè)施建設(shè)，與其刻意創(chuàng)新花樣招商引資，不如先筑巢引鳳。一方面，要大力提升農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施，讓城鄉(xiāng)之間資源能夠順利流動，交易成本降到最低程度。另一方面，要不斷完善各中小城鎮(zhèn)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升城鎮(zhèn)的綜合承載能力，完善的基礎(chǔ)設(shè)施還有利于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚。同時要注意協(xié)調(diào)，注重各級各類企業(yè)與各種產(chǎn)業(yè)之間固定資產(chǎn)投資的連接。

四是要提高服務(wù)貿(mào)易在出口貿(mào)易中的比例，改變文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群當(dāng)前以商品貿(mào)易為主的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。降低外貿(mào)依存度，首要的任務(wù)是加快服務(wù)業(yè)發(fā)展，尤其是高端服務(wù)業(yè)的發(fā)展，鼓勵更多的有實力的服務(wù)業(yè)企業(yè)走出去。雖然文化轉(zhuǎn)型下的長三角城市群的發(fā)展對加工貿(mào)易還是有較高的依存度，但是亟需對加工貿(mào)易進行升級和轉(zhuǎn)型，磨合好城鎮(zhèn)化資源和市場邊界，助推城鎮(zhèn)化良性發(fā)展。

參考文獻：

1.Anselin L，F(xiàn)lorax R，Rey S J.Advances in Spatial Econometrics：Methodology，Tools and Applications[M].Berlin：Springer，2004

2.Li Peng，Wei Ronghua，Meng Qinghong.Analysis of driven mechanism of urbanization of Chongqing[J].Journal of Chongqing Jiaotong University（Social Sciences Edition），2008（8）

3.吳玉鳴，李建霞.中國省域能源消費的空間計量經(jīng)濟分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2008（3）

4.曹廣忠，劉濤.中國省區(qū)城鎮(zhèn)化的核心驅(qū)動力演變與過程模型[J].中國軟科學(xué)，2010（9）

5.王偉進，陸杰華.城市化水平的空間依賴研究[J].中國人口科學(xué)，2012（5）

6.劉彥隨，楊忍.中國縣域城鎮(zhèn)化的空間特征與形成機理[J].地理學(xué)報，2012（8）

7.張亞斌.進出口貿(mào)易對我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015（1）

8.蔣貴凰，鐘少穎，劉亞清.談我國城鎮(zhèn)化動力機制的演變及新型城鎮(zhèn)化對策[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015（5）

9.聶惠明.對外開放對珠三角城鎮(zhèn)化影響研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015（9）

10.付春香.人力資本投資、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與新型城鎮(zhèn)化關(guān)系分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015（14）