冒小棟+劉瓊芳

內(nèi)容摘要：本文基于1996-2011 年中國各地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，計算各時期人口城鎮(zhèn)化率的Moran's I指數(shù)，發(fā)現(xiàn)我國區(qū)域人口城鎮(zhèn)化之間存在顯著空間相關(guān)性，然后利用計量空間面板模型實證研究了中國人口城鎮(zhèn)化的影響因素及溢出效應。結(jié)果表明，中國人口城鎮(zhèn)化相鄰區(qū)域之間存在溢出效應，城鄉(xiāng)收入差距等指標對人口城鎮(zhèn)化水平有顯著影響，同時模型存在時間固定效應差異；另外相鄰區(qū)域城鎮(zhèn)化水平的影響因素對本地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平存在溢出效應，但溢出程度不明顯。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化 影響因素 空間面板模型 溢出效應

引言

隨著中國經(jīng)濟快速增長，目前城鎮(zhèn)化已經(jīng)是中國正在經(jīng)歷的一個最重要的結(jié)構(gòu)性變化?！笆濉币?guī)劃中首次提出城鎮(zhèn)化這一詞，此后黨的十六大到十八大的政治報告中都有提及城鎮(zhèn)化，十八大明確提出要工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化良性互動、同步發(fā)展。在《國務院關(guān)于城鎮(zhèn)化建設(shè)工作情況的報告》中首次明確城鎮(zhèn)化路徑，小城市將全面放開落戶限制，可見，針對如何合理推進中國的城鎮(zhèn)化進程的研究已是相當緊迫。

近年來，已有大量文獻在對中國城鎮(zhèn)化方面進行了研究，包括城鎮(zhèn)化的歷史、現(xiàn)狀、特點以及影響因素等進行理論研究與實證分析，并取得了豐碩的成果。其中蔣偉（2009）利用2005 年的數(shù)據(jù)對中國省域城市化水平影響因素進行了實證分析，得出區(qū)域城市化之間存在相關(guān)，即城市化水平的提高將通過空間溢出促進周邊地區(qū)的城市化發(fā)展，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。秦佳（2013）利用六普的數(shù)據(jù)實證了人口城鎮(zhèn)化水平空間差異的影響因素，并提出第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平的提升對中西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化的促進作用大于其在東部的作用。上述文獻，是以截面數(shù)據(jù)為研究對象，分別分析各變量對城鎮(zhèn)化的影響。姜磊（2011）研究了城市化進程與城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑識別，實證結(jié)果表明：城市化進程對縮減城鄉(xiāng)收入差距的作用是積極影響和消極影響并存，關(guān)鍵取決于城市化進程的政策路徑選擇；省際間存在空間溢出效應的城市化進程。該文主要是針對城市化進程與城鄉(xiāng)收入差距的影響研究，而較少考慮其他因素對城市化進程的影響。

本文主要是研究中國在城鎮(zhèn)化水平上是否存在顯著的空間相關(guān)性，及影響城鎮(zhèn)化水平的因素是什么？相鄰區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平對本地區(qū)的擴散程度是多大？以及鄰近地區(qū)的影響因素對本地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平是否存在溢出效應？溢出效應多大？本文的創(chuàng)新之處在于利用面板模型與空間面板模型進行對比，實證了空間面板模型的優(yōu)勢以及確定影響城鎮(zhèn)化水平的因素，并計算出各自的溢出效應。

研究方法

（一）Moran's I指數(shù)

在空間統(tǒng)計學中常常使用空間自相關(guān)指數(shù)Moran's I指數(shù)來檢驗變量是否存在空間相關(guān)性，因此本文利用Moran's I指數(shù)研究人口城鎮(zhèn)化的全局空間相關(guān)性。Moran's I指數(shù)定義為：

（1）

當Morans I指數(shù)為正時，表明存在明顯的正空間自相關(guān)，也就是說相似的觀測值（高值或低值）趨于空間集聚，表明不同地區(qū)數(shù)據(jù)在空間上有相似的屬性；當Morans I指數(shù)為負時，表明存在負的空間自相關(guān)，相似的觀測值趨于分散分布，表明不同地區(qū)數(shù)據(jù)在空間上有不相似的屬性；當Morans I指數(shù)為零時，觀測值呈現(xiàn)獨立地隨機分布。Morans I指數(shù)絕對值反映了空間相關(guān)程度的大小，絕對值越大，空間相關(guān)程度越大，反之亦然。

（二）空間面板模型和模型選擇

近年來，隨著空間面板計量模型的設(shè)定和估計的方法逐漸完善，空間面板計量模型被越來越廣泛的用于分析空間和區(qū)域問題?？臻g面板模型可以依滯后項存在于因變量和誤差項中分為兩類：空間滯后模型和空間誤差模型，又依據(jù)樣本個體之間的差異存在是確定的和隨機性，有分為固定效應和隨機效應。

空間滯后模型固定效應的基本結(jié)構(gòu)如下：

（2）

空間誤差面板固定效應模型 ：

（3）

（4）

ρ是度量相鄰地區(qū)綜合城鎮(zhèn)化水平對本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響程度?？臻g誤差系數(shù) λ 則反映了鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的誤差沖擊之和對本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響程度?？臻g滯后模型和空間誤差模型是空間依賴性的不同體現(xiàn)。

在模型包含空間滯后誤差項的情況下， 最小二乘法不適合用來估計空間計量經(jīng)濟模型，因為OLS估計量不再有效。所以，一般使用極大似然法（ML）來估計空間計量經(jīng)濟模型。Elhorst給出了Matlab軟件包，給出了一般空間面板模型的極大似然估計（MLE）函數(shù)。

（三）直接影響與溢出效應

LeSage和Pace（2009）提出采用求解偏微分的方法來解釋不同模型在設(shè)定情況下變量的變化所產(chǎn)生的沖擊，為檢驗空間溢出效應提供了有效的基礎(chǔ)。SLM模型可以被改寫為如下矩陣形式 ：

（5）

其中，Y關(guān)于第1至第N個區(qū)域的內(nèi)生變量X中第k個變量的偏微分矩陣較為容易獲得：

（6）

其中， LeSage和Pace將上式最右端矩陣的對角線元素的均值定義直接影響，而每行或者列中非對角元素之和的均值定義為間接影響，也被稱為溢出效應。

實證分析及估計結(jié)果

（一）指標選擇和數(shù)據(jù)來源

段瑞君和安虎森（2009）運用向量自回歸模型實證了城市化與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系。郭軍華（2009）運用面板協(xié)整檢驗實證了我國東、中、西部城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間具有長期均衡關(guān)系。江易華（2012）利用2009年統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)對縣域人口城鎮(zhèn)化的影響因素進行分析，實證了生產(chǎn)總值、農(nóng)林牧漁業(yè)人員、城鄉(xiāng)收入比和人口發(fā)展功能區(qū)劃是影響縣域人口城鎮(zhèn)化的主要因素。蔣偉（2009）將各省的人均 GDP、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 的比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 的比重、文盲半文盲占 15 歲及以上人口的比重、按美元與人民幣中間價折算的進出口總額占 GDP 的比重、城鄉(xiāng)收入差距等因素對城鎮(zhèn)化的影響進行研究。秦佳和李建民（2013）利用空間模型實證了地區(qū)之間土地城鎮(zhèn)化水平、第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平和產(chǎn)值水平，以及人均 GDP 的差距是造成人口城鎮(zhèn)化平空間差異的主要原因。endprint

根據(jù)以往文獻對城鎮(zhèn)化影響因素的分析以及數(shù)據(jù)的可得性。本文研究文盲率、城鄉(xiāng)收入差距、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比、人均財政預算支出、人均進出口額、人均地區(qū)生產(chǎn)總值對人口城鎮(zhèn)化率的影響。

本文對所有數(shù)據(jù)取對數(shù)，是為數(shù)據(jù)之間的可比性和減少異方差，其中Y表示城鎮(zhèn)化率，國內(nèi)學者已基本達成對人口城鎮(zhèn)化率指標的共識，即采用各地區(qū)非農(nóng)人口數(shù)比各地區(qū)總?cè)丝跀?shù)， I表示文盲率，即文盲半文盲占15歲及以上人口比例，Ur表示城鄉(xiāng)收入差距，各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均每人可支配收入比各地區(qū)農(nóng)村居民平均每人純收入，S表示第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比，即第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總產(chǎn)值的比重，T表示第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總產(chǎn)值的比重，D人均財政預算支出，各地區(qū)一般財政預算支出比上各地區(qū)人口數(shù)， Exit人均進出口額，即各地區(qū)按經(jīng)營單位所在地分商品進出口總額除以各地區(qū)人口數(shù)，Rgdp為人均地區(qū)生產(chǎn)總值。本文以中國31個省為研究對象，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性采用1998～2011年的年度數(shù)據(jù)，即進行實證分析的樣本數(shù)據(jù)為1998～2011年中國31個省份的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于1999 ～2012年中國統(tǒng)計年鑒和1999～2006年中國人口統(tǒng)計年鑒，2007～2012年中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒。

（二）實證分析

空間自相關(guān)性檢驗。本文采用Rook鄰接矩陣，首先利用Anselin編寫的geoda軟件計算城鎮(zhèn)化率的全局自相關(guān)Moran's I指數(shù)值如圖1所示。其中Moran's I值在0.26～0.4的正值區(qū)域內(nèi)，且總體呈現(xiàn)遞增增長趨勢，各地區(qū)城鎮(zhèn)化率有顯著的正向空間依賴性。從總體變動趨勢來看，中國各地區(qū)城鎮(zhèn)化率Moran's I值呈現(xiàn)遞增趨勢則說明空間集聚現(xiàn)象越來越穩(wěn)定，空間依賴性在不斷增強，溢出效應在逐漸增大。

全局空間 Moran's I指數(shù)描述我國區(qū)域城鎮(zhèn)化率的總體空間自相關(guān)模式，但不能確定各地區(qū)具體的空間依賴情況，局部Moran散點圖可以為分析具體各地區(qū)城鎮(zhèn)化率聚集情況提供信息。其中局部Moran's I指數(shù)如圖2。

在Moran's 散點圖中第一象限（HH）主要是東部沿海以及華北地區(qū)，包括上海、浙江、福建、江蘇、北京、天津及東北三省等地，表示這些省份及其周圍省份都有較高的城鎮(zhèn)化率，及其地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間差異不大，存在較強的正空間自相關(guān)性。第二象限（LH）主要是河北、海南、安徽、江西四省，其中河北周邊有高城鎮(zhèn)化率的北京、天津等地，這些地區(qū)在高城鎮(zhèn)化率區(qū)域范圍內(nèi)，如果充分利用周圍的高城鎮(zhèn)化率地區(qū)的擴散效應，這些地區(qū)也會在城鎮(zhèn)化率水平上得到較好的提高。因此，這一象限成為過渡區(qū)。第三象限（LL）主要是西部地區(qū)，以及部分中南省份，這些區(qū)域是連同周圍地區(qū)都是低城鎮(zhèn)化率城市，例如，四川、貴州等高原地區(qū)，另外，經(jīng)濟的發(fā)展水平也是一個很重要的因素，這些區(qū)域普遍表現(xiàn)為不發(fā)達省份。第四象限（HL）是廣東、內(nèi)蒙古和重慶，這些省份應該發(fā)揮典范作用，帶領(lǐng)周圍區(qū)域共同發(fā)展，從而形成相輔相成的良性發(fā)展模式。

模型估計結(jié)果。空間相關(guān)分析Moran's I指數(shù)定量證明了各地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間存在顯著的空間相關(guān)性，因此有必要采用空間面板回歸模型來描述城鎮(zhèn)化率的影響因素及其影響因素之間的關(guān)系。本文根據(jù)理論分析選擇空間面板滯后模型固定效應模型，因為根據(jù)固定效應與隨機效應的選擇理論，隨機效應主要是以樣本為估計母體的。本文分別對面板數(shù)據(jù)的OLS估計以及空間面板滯后模型對無固定效應、地區(qū)固定效應、時間固定效應和地區(qū)與時間固定效應這四種情況分別進行估計進行對比。采用 Matlab2010B 軟件和Elhorst、LeSage等人編寫的Spatial econometric 模塊，計算結(jié)果如表1所示。表2為模型的LM檢驗結(jié)果。表3為各內(nèi)生變量的直接影響和溢出效應檢驗。

從R2、σ2、LogL等統(tǒng)計量綜合來看，空間面板滯后模型比普通模型效果更好，其中地區(qū)固定效應模型R2比普通面板模型R2高出10%以上，故認為區(qū)域城鎮(zhèn)化率模型中存在空間效應。然而，在模型中從統(tǒng)計量來看地區(qū)和時間固定效應模型是具有最好的擬合度，但是從模型參數(shù)估計的結(jié)果看，該模型存在部分變量的不顯著性。綜合比較之后，筆者認為時間固定效應模型能更貼切地描述我國各地區(qū)城鎮(zhèn)化率的影響因素以及相互之間的關(guān)系，在時間固定效應模型中參數(shù)大多數(shù)都通過了1%顯著性水平檢驗，同時綜合統(tǒng)計量指標也相對較合理，故本文將選擇時間固定效應空間面板滯后模型進行分析。

在空間面板滯后地區(qū)固定效應模型中，空間相關(guān)系數(shù)ρ表示與該地區(qū)相連接的省份在城鎮(zhèn)化率水平對本地區(qū)的綜合影響為0.15，該值通過了 1%的顯著性水平檢驗，因此可以充分地證明各地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間存在顯著的正向空間效應，即在某種程度上本地區(qū)的城鎮(zhèn)化率是依賴于相近地區(qū)的城鎮(zhèn)化率對其的影響，因此，在面板模型中將空間影響因素考慮進來研究中國地區(qū)城鎮(zhèn)化更為合理。

通過表1到表3的估計結(jié)果，本文可得到以下結(jié)論：

首先，城鎮(zhèn)化率與文盲率之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，即各地區(qū)的文盲率越高，相對應的城鎮(zhèn)化水平則會越低。城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化率是存在系數(shù)為-0.423的顯著性負相關(guān)的，城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化的影響是最大的。即減少城鎮(zhèn)收入差距可以最有效促進我國城鎮(zhèn)化水平的提高。這與蔣偉（2009）研究結(jié)論是一致的。此外，人均進出口額與城鎮(zhèn)化水平之間也存在負的相關(guān)性的，但是影響程度不大，這與秦佳（2013）和蔣偉（2009）的研究結(jié)果均不一樣。筆者認為可能是樣本差異，蔣偉和秦佳都是以截面數(shù)據(jù)來做分析，沒有考慮時間因素的影響，本文使用空間面板模型來分析變量之間的關(guān)系。

其次，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比值對城鎮(zhèn)化率的影響是最大正向的。即在其他條件不變的情況下，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比值提高1%，則平均來說，城鎮(zhèn)化水平提高0.403%。與第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化率的0.32%相比，第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化率的促進作用遠遠高于第二產(chǎn)業(yè)的作用。加大服務業(yè)的發(fā)展是引領(lǐng)我國城鎮(zhèn)化水平進一步提升的關(guān)鍵因素。endprint

最后，從各個變量的直接影響和溢出效應可以進一步了解不同變量對城鎮(zhèn)化影響因素的具體效應，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有的解釋變量對城鎮(zhèn)化率都存在顯著的區(qū)域間的溢出效應，各個變量的溢出效應對城鎮(zhèn)化率的影響方向與直接影響是一致的。城鄉(xiāng)收入差距的溢出效應是最大的，也只是當相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距減少1%，本地的城鎮(zhèn)化率平均上升0.074%。即各變量對城鎮(zhèn)化率存在顯著的溢出效應。

結(jié)論及政策建議

本文得出結(jié)論：中國城鎮(zhèn)化率存在空間自相關(guān)性。同時各變量對城鎮(zhèn)化率均存在顯著的影響，同時實證也發(fā)現(xiàn)各變量對鄰近省域的城鎮(zhèn)化率存在具有顯著的溢出效應。由此本文提出以下建議：

第一，充分利用地理優(yōu)勢。根據(jù)上文的分析，區(qū)域城鎮(zhèn)化率間存在空間相關(guān)性，空間相關(guān)系數(shù)為0.15以及各自變量對本地區(qū)城鎮(zhèn)化存在溢出效應。故應充分引導東部沿海發(fā)達地區(qū)的擴散效應，帶動周圍城市步入高城鎮(zhèn)化水平階段，同時也促進自己步入更好層次。

第二，降低文盲率縮小城鄉(xiāng)收入差距。教育水平的落后以及城鄉(xiāng)收入差距的擴大對城鎮(zhèn)化發(fā)展有著顯著的負面影響。增加各地區(qū)的受教育機會，特別應增加農(nóng)村基礎(chǔ)教育的投入，降低文盲率，進而提高勞動力的文化素質(zhì)?？s小城鄉(xiāng)收入差距是提高城鎮(zhèn)化水平最有效的途徑。可以通過以下方式縮小城鄉(xiāng)收入差距：合理定價農(nóng)產(chǎn)品價格，減少中間各種費用；暢通農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道，提供供銷平臺；引導農(nóng)產(chǎn)品的合理耕種，多種渠道提高農(nóng)村居民的純收入，進而可以擴大居民對工業(yè)產(chǎn)品和服務的消費，從而推動城市化的發(fā)展。

第三，加大第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在影響省域城鎮(zhèn)化水平的諸多因素中，其中第三產(chǎn)業(yè)是推動城鎮(zhèn)化率水平提高的主要力量，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化率水平的提高關(guān)系最密切。因此，在遵循市場經(jīng)濟規(guī)律的前提下，進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，合理預算財政支出，進而促進城市化進程的良性可持續(xù)漸進式發(fā)展。

參考文獻：

1.Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht：Kluwer Academic Publishers，1988

2.蔣偉.中國省域城市化水平影響因素的空間計量分析[J].經(jīng)濟地理，2009，4

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

4.丁志國，趙宣凱，趙晶.直接影響與空間溢出效應：我國城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑識別[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2011，9

5.姚奕，倪勤.中國地區(qū)碳強度與FDI的空間計量分析—基于空間面板模型的實證研究[J].經(jīng)濟地理，2011，9endprint

最后，從各個變量的直接影響和溢出效應可以進一步了解不同變量對城鎮(zhèn)化影響因素的具體效應，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有的解釋變量對城鎮(zhèn)化率都存在顯著的區(qū)域間的溢出效應，各個變量的溢出效應對城鎮(zhèn)化率的影響方向與直接影響是一致的。城鄉(xiāng)收入差距的溢出效應是最大的，也只是當相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距減少1%，本地的城鎮(zhèn)化率平均上升0.074%。即各變量對城鎮(zhèn)化率存在顯著的溢出效應。

結(jié)論及政策建議

本文得出結(jié)論：中國城鎮(zhèn)化率存在空間自相關(guān)性。同時各變量對城鎮(zhèn)化率均存在顯著的影響，同時實證也發(fā)現(xiàn)各變量對鄰近省域的城鎮(zhèn)化率存在具有顯著的溢出效應。由此本文提出以下建議：

第一，充分利用地理優(yōu)勢。根據(jù)上文的分析，區(qū)域城鎮(zhèn)化率間存在空間相關(guān)性，空間相關(guān)系數(shù)為0.15以及各自變量對本地區(qū)城鎮(zhèn)化存在溢出效應。故應充分引導東部沿海發(fā)達地區(qū)的擴散效應，帶動周圍城市步入高城鎮(zhèn)化水平階段，同時也促進自己步入更好層次。

第二，降低文盲率縮小城鄉(xiāng)收入差距。教育水平的落后以及城鄉(xiāng)收入差距的擴大對城鎮(zhèn)化發(fā)展有著顯著的負面影響。增加各地區(qū)的受教育機會，特別應增加農(nóng)村基礎(chǔ)教育的投入，降低文盲率，進而提高勞動力的文化素質(zhì)。縮小城鄉(xiāng)收入差距是提高城鎮(zhèn)化水平最有效的途徑?？梢酝ㄟ^以下方式縮小城鄉(xiāng)收入差距：合理定價農(nóng)產(chǎn)品價格，減少中間各種費用；暢通農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道，提供供銷平臺；引導農(nóng)產(chǎn)品的合理耕種，多種渠道提高農(nóng)村居民的純收入，進而可以擴大居民對工業(yè)產(chǎn)品和服務的消費，從而推動城市化的發(fā)展。

第三，加大第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在影響省域城鎮(zhèn)化水平的諸多因素中，其中第三產(chǎn)業(yè)是推動城鎮(zhèn)化率水平提高的主要力量，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化率水平的提高關(guān)系最密切。因此，在遵循市場經(jīng)濟規(guī)律的前提下，進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，合理預算財政支出，進而促進城市化進程的良性可持續(xù)漸進式發(fā)展。

參考文獻：

1.Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht：Kluwer Academic Publishers，1988

2.蔣偉.中國省域城市化水平影響因素的空間計量分析[J].經(jīng)濟地理，2009，4

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

4.丁志國，趙宣凱，趙晶.直接影響與空間溢出效應：我國城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑識別[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2011，9

5.姚奕，倪勤.中國地區(qū)碳強度與FDI的空間計量分析—基于空間面板模型的實證研究[J].經(jīng)濟地理，2011，9endprint

最后，從各個變量的直接影響和溢出效應可以進一步了解不同變量對城鎮(zhèn)化影響因素的具體效應，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有的解釋變量對城鎮(zhèn)化率都存在顯著的區(qū)域間的溢出效應，各個變量的溢出效應對城鎮(zhèn)化率的影響方向與直接影響是一致的。城鄉(xiāng)收入差距的溢出效應是最大的，也只是當相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距減少1%，本地的城鎮(zhèn)化率平均上升0.074%。即各變量對城鎮(zhèn)化率存在顯著的溢出效應。

結(jié)論及政策建議

本文得出結(jié)論：中國城鎮(zhèn)化率存在空間自相關(guān)性。同時各變量對城鎮(zhèn)化率均存在顯著的影響，同時實證也發(fā)現(xiàn)各變量對鄰近省域的城鎮(zhèn)化率存在具有顯著的溢出效應。由此本文提出以下建議：

第一，充分利用地理優(yōu)勢。根據(jù)上文的分析，區(qū)域城鎮(zhèn)化率間存在空間相關(guān)性，空間相關(guān)系數(shù)為0.15以及各自變量對本地區(qū)城鎮(zhèn)化存在溢出效應。故應充分引導東部沿海發(fā)達地區(qū)的擴散效應，帶動周圍城市步入高城鎮(zhèn)化水平階段，同時也促進自己步入更好層次。

第二，降低文盲率縮小城鄉(xiāng)收入差距。教育水平的落后以及城鄉(xiāng)收入差距的擴大對城鎮(zhèn)化發(fā)展有著顯著的負面影響。增加各地區(qū)的受教育機會，特別應增加農(nóng)村基礎(chǔ)教育的投入，降低文盲率，進而提高勞動力的文化素質(zhì)。縮小城鄉(xiāng)收入差距是提高城鎮(zhèn)化水平最有效的途徑。可以通過以下方式縮小城鄉(xiāng)收入差距：合理定價農(nóng)產(chǎn)品價格，減少中間各種費用；暢通農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道，提供供銷平臺；引導農(nóng)產(chǎn)品的合理耕種，多種渠道提高農(nóng)村居民的純收入，進而可以擴大居民對工業(yè)產(chǎn)品和服務的消費，從而推動城市化的發(fā)展。

第三，加大第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在影響省域城鎮(zhèn)化水平的諸多因素中，其中第三產(chǎn)業(yè)是推動城鎮(zhèn)化率水平提高的主要力量，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化率水平的提高關(guān)系最密切。因此，在遵循市場經(jīng)濟規(guī)律的前提下，進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，合理預算財政支出，進而促進城市化進程的良性可持續(xù)漸進式發(fā)展。

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