段宗志，程?，?，陳 莉

（安徽建筑大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

目前，我國(guó)長(zhǎng)江三角洲、珠江三角洲和京津冀地區(qū)是國(guó)家重點(diǎn)發(fā)展并且對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展最具影響力的三大城市群。國(guó)務(wù)院關(guān)于依托黃金水道推動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)（國(guó)發(fā)〔2014〕39號(hào)）提出，要形成以長(zhǎng)三角城市群為龍頭的未來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支撐經(jīng)濟(jì)帶，提升長(zhǎng)江三角洲城市群國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)長(zhǎng)江三角洲一體化發(fā)展，打造具有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的世界級(jí)城市群。2012年，該區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平盡管已經(jīng)達(dá)到63.6%，高出全國(guó)平均水平近11%，并領(lǐng)先國(guó)內(nèi)其他區(qū)域，但離國(guó)務(wù)院2010年批準(zhǔn)的長(zhǎng)三角區(qū)域規(guī)劃提出的到2015年城鎮(zhèn)化水平達(dá)到67%（核心區(qū)70%左右）以及到2020年城鎮(zhèn)化水平達(dá)到72%（核心區(qū)75%左右）還有很長(zhǎng)的路要走。城鎮(zhèn)化水平提高有很多因素影響，其中政府的主導(dǎo)作用不可替代，政府的財(cái)力支持、財(cái)政政策有著重要的作用。因此，本文選擇研究的對(duì)象是地方財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化水平的關(guān)系。

在我國(guó)，目前財(cái)政收入指公共財(cái)政收入，也可以說(shuō)是狹義的財(cái)政收入，它以稅收收入為主，本文也以此為研究對(duì)象。目前我國(guó)依然有相當(dāng)部分的財(cái)政資金用于建設(shè)和企業(yè)生產(chǎn)，依然屬于生產(chǎn)型財(cái)政、建設(shè)型財(cái)政，其與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是相互影響的。城鎮(zhèn)化水平有多個(gè)衡量指標(biāo)，通常是用人口城鎮(zhèn)化指標(biāo)來(lái)表示，也就是在城鎮(zhèn)生活、就業(yè)的常住人口占總?cè)丝诘谋壤?，這其中不僅包括城市市民，還包含沒(méi)有變成城市市民的農(nóng)民工群體（農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口）的城鎮(zhèn)常住人口?？梢钥闯?，就業(yè)人口是決定城鎮(zhèn)化水平的一個(gè)重要因素，城鎮(zhèn)中產(chǎn)業(yè)及產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是吸納農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就業(yè)并使之成為城鎮(zhèn)常住人口的最重要決定因素。由此可見(jiàn)，財(cái)政收入和城鎮(zhèn)化水平雖屬于兩個(gè)不同范疇的概念，但其變化都與企業(yè)生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)，兩者之間存在客觀的內(nèi)在聯(lián)系。段國(guó)旭（2009）分析影響地方財(cái)政收入增加和推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的相關(guān)因素，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是連接兩者的紐帶，它們之間存在直接的因果關(guān)系[1]。

對(duì)財(cái)政收入和城鎮(zhèn)化水平之間的關(guān)系有不少文獻(xiàn)做了有價(jià)值的研究。國(guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家都曾運(yùn)用財(cái)政政策調(diào)控來(lái)推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。在國(guó)內(nèi)，左曉慧（2012）分析了我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中金融支持嚴(yán)重不足的現(xiàn)狀，并提出相關(guān)對(duì)策[2]。陸成林（2012）肯定了財(cái)政政策對(duì)城鎮(zhèn)化的巨大導(dǎo)向作用，深入剖析了財(cái)政支持城鎮(zhèn)化能力的財(cái)政缺失問(wèn)題，提出了促進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化科學(xué)發(fā)展的財(cái)政政策選擇[3]。薛虹、孫建華（2007）認(rèn)為實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)職能而進(jìn)行的財(cái)政分配活動(dòng)尤其是地方財(cái)政的安排尤為重要，其將直接影響到城鎮(zhèn)化的水平及進(jìn)程[4]。近幾年，也有許多學(xué)者、專(zhuān)家采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法來(lái)研究?jī)烧叩年P(guān)系。余紅艷（2008）選取1978-2006年的全國(guó)數(shù)據(jù)，將財(cái)政政策對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的支持進(jìn)行量化，分析發(fā)現(xiàn)兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，并據(jù)此建議政府可運(yùn)用財(cái)政政策來(lái)發(fā)展城鎮(zhèn)化[5]。周戰(zhàn)強(qiáng)和喬志敏（2011）借助向量誤差修正模型，分析1952-2009年間金融發(fā)展、財(cái)政投入對(duì)城鎮(zhèn)化的影響，結(jié)果得出：從長(zhǎng)期看，財(cái)政投入和金融發(fā)展效率都對(duì)城鎮(zhèn)化有顯著影響；短期內(nèi)僅財(cái)政投入對(duì)城鎮(zhèn)化有顯著影響，金融發(fā)展影響不顯著[6]。王建威、何國(guó)欽（2012）把城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)增加值細(xì)分為6項(xiàng)指數(shù)，運(yùn)用多元非線(xiàn)性模型STAR來(lái)進(jìn)行分析，提出要樹(shù)立“協(xié)同創(chuàng)新”的理念利用財(cái)政、金融手段進(jìn)一步推動(dòng)城鎮(zhèn)化發(fā)展[7]。

綜上可見(jiàn)，專(zhuān)家學(xué)者們已經(jīng)得出了一些有價(jià)值的理論，但仍有問(wèn)題有待深入研究。第一，基于一個(gè)區(qū)域?qū)ω?cái)政收入和城鎮(zhèn)化水平的關(guān)系研究不夠。已有的研究是基于全國(guó)整體進(jìn)行的，對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究尚未見(jiàn)文獻(xiàn)。中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，從全國(guó)整體進(jìn)行研究忽視了這種不平衡性和區(qū)域性。長(zhǎng)三角地區(qū)是中國(guó)最重要的城市群之一，對(duì)其他區(qū)域具有示范性，對(duì)這一區(qū)域的研究同樣具有示范性。第二，大部分研究?jī)H限于分析財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化的關(guān)系，而具體分析財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化的影響程度目前只有余紅艷的一篇論文[5]，而且是就全國(guó)視角進(jìn)行的研究。第三，關(guān)注地方財(cái)政收入和區(qū)域城鎮(zhèn)化水平的關(guān)系也不多見(jiàn)。第四，雖然有些研究選取了三、四十年的相關(guān)數(shù)據(jù)，但其較早些年的數(shù)據(jù)由于時(shí)代背景的不同以及政府政策的差異，反映變量間關(guān)系對(duì)今后的影響意義不大。因此，為彌補(bǔ)不足并突出區(qū)域性，本文通過(guò)建立模型、運(yùn)用Eviews6.0軟件、基于長(zhǎng)三角地區(qū)三省一市現(xiàn)狀，考察地方財(cái)政收入不同對(duì)城鎮(zhèn)化水平可能造成的影響，并提出相關(guān)的政策建議。

二、模型檢驗(yàn)過(guò)程及結(jié)果解釋

（一）理論模型

如前所述，財(cái)政收入和城鎮(zhèn)化水平在經(jīng)濟(jì)行為上存在因果關(guān)系，再用統(tǒng)計(jì)學(xué)上的方法證明是否存在協(xié)整關(guān)系。由于長(zhǎng)三角地區(qū)區(qū)域內(nèi)部發(fā)展不平衡，若單純使用時(shí)間序列模型來(lái)研究?jī)烧叩年P(guān)系，會(huì)忽略各省市的差異；若僅考慮橫截面數(shù)據(jù)又無(wú)法反映經(jīng)濟(jì)變化趨勢(shì)。所以，本文采用面板數(shù)據(jù)模型，它不僅能夠同時(shí)反映研究對(duì)象在時(shí)間和截面單元兩個(gè)方向上的變化規(guī)律，還能反映變量不同時(shí)間、不同單元的特性。面板數(shù)據(jù)模型既可以減少多重共線(xiàn)性帶來(lái)的影響，又能使研究更加深入。

本文建立的理論模型為：

yit=β0+β1xit+β2zi+εit,i=1,2,…,N,t=1,2,…,T

其中，β0為常數(shù)，不隨時(shí)間、截面變化；zi表示隨個(gè)體變化，但不隨時(shí)間變化的難以預(yù)測(cè)的變量；εit為誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》、《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》、《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《安徽金融統(tǒng)計(jì)年鑒》。自20世紀(jì)90年代中期以來(lái)，我國(guó)的城鎮(zhèn)化進(jìn)入快速發(fā)展時(shí)期，根據(jù)諾瑟姆“S”型曲線(xiàn)，當(dāng)城鎮(zhèn)化率達(dá)到20%才進(jìn)入城鎮(zhèn)化的起始階段[8]，作為長(zhǎng)三角地區(qū)城鎮(zhèn)化率最低的安徽在1995年達(dá)到19.09%，所以選取的數(shù)據(jù)長(zhǎng)度為1995-2012年，寬度為長(zhǎng)三角地區(qū)三省一市，包括浙江、江蘇、安徽和上海。

（1）城鎮(zhèn)化指標(biāo)。本文使用的是大多數(shù)研究采用的城鎮(zhèn)化率（lnUR），即城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥兴急嚷剩@個(gè)指標(biāo)更能代表城鎮(zhèn)化的真實(shí)質(zhì)量水平。其中城鎮(zhèn)人口數(shù)和總?cè)丝跀?shù)均從各省市統(tǒng)計(jì)年鑒中直接獲得，再通過(guò)簡(jiǎn)單計(jì)算得到三省一市1995-2012年的城鎮(zhèn)化率。

（2）地方財(cái)政收入指標(biāo)。普遍認(rèn)為地方財(cái)政收入僅指以稅收為主體的公共財(cái)政收入，也稱(chēng)一般預(yù)算收入，其余各項(xiàng)財(cái)政收入多為專(zhuān)款專(zhuān)用，對(duì)地方財(cái)政收入增長(zhǎng)影響甚微。因此本文選取的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中公布的各省市的一般預(yù)算收入，包括地方所屬企業(yè)收入、地方稅收和規(guī)費(fèi)等。文中用lnFE表示地方財(cái)政收入。

此外，為了減輕異方差帶來(lái)的影響，對(duì)模型中的各個(gè)變量取對(duì)數(shù)，這樣便于分析其經(jīng)濟(jì)意義。

（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

為了保證結(jié)論的穩(wěn)定性，本文采用ADF方法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臏箅A數(shù)是根據(jù)AIC和SC標(biāo)準(zhǔn)值最小準(zhǔn)則來(lái)確定的[9]。結(jié)果顯示，經(jīng)過(guò)二階差分，在1%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計(jì)量均小于臨界值，P值均小于0.01，說(shuō)明拒絕原假設(shè)，并且認(rèn)為序列是平穩(wěn)的，因此以上變量都是二階單整序列，滿(mǎn)足建立回歸模型的前提條件。

如果變量之間存在多重共線(xiàn)性即變量之間的相關(guān)程度比較高，就會(huì)使模型的結(jié)果失真，因此需要對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)三省一市的各個(gè)指標(biāo)變量進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)。根據(jù)VIF=1/(1-r2)算得三省一市的VIF值均小于10，不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。

（四）面板數(shù)據(jù)的模型設(shè)定

由于面板數(shù)據(jù)模型分為變系數(shù)模型、變截距模型和混合數(shù)據(jù)模型三種，因此在對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)之前，先要檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)選定適合的模型，使用的檢驗(yàn)方法是協(xié)變分析檢驗(yàn)，也稱(chēng)F檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)兩個(gè)假設(shè)，H1：yit=αi+xitβ+μit；H2：yit=α+xitβ+μit。

首先運(yùn)用Eviews6.0軟件得出三種模型的誤差項(xiàng)平方和，對(duì)應(yīng)上面所述的三種方法，分別是S1=3 742.578，S2=4 601.787，S3=23 931.17。所以，根據(jù)下述公式得到檢驗(yàn)H2的F統(tǒng)計(jì)量：

其中，n表示樣本量；K表示自變量個(gè)數(shù)；T表示時(shí)期。

F2=43.74與F（142，1 152）比較得出，接受H2。顯然，接受了假設(shè)2則沒(méi)有必要進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。所以應(yīng)該采用變系數(shù)模型。

令αi=β0+β2zi，于是上文的理論模型變?yōu)椋?/p>

yit=αi+βixit+εit,i=1,2,…,N,t=1,2,…,T

這就是固定影響的變系數(shù)模型形式，除存在個(gè)體影響外，在橫截面上還存在變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，所以截距和斜率均不同。

（五）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，確定采用固定影響的變系數(shù)模型，緊接著對(duì)所建立的變系數(shù)模型進(jìn)行回歸，得到三省一市的協(xié)整檢驗(yàn)方程：

R2=0.90F=84.13 D.W=1.796

上海：lnUR=3.73+1.094lnFE+μ1

江蘇：lnUR=2.12+1.232lnFE+μ2

浙江：lnUR=1.08+1.39lnFE+μ3

安徽：lnUR=2.09+1.23lnFE+μ4

從模型回歸結(jié)果可以看出，回歸方程對(duì)模型變量的解釋程度達(dá)到0.90，擬合度較高。從F統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，三省一市的兩個(gè)變量之間均有較強(qiáng)的線(xiàn)性相關(guān)關(guān)系，模型精確度較高。從回歸系數(shù)上看，長(zhǎng)三角地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平隨著財(cái)政收入的增加而提高。緊接著對(duì)殘差序列μ1、μ2、μ3、μ4進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 殘差單位根檢驗(yàn)

該檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根這一結(jié)論，即所估計(jì)的殘差序列是平穩(wěn)的，也就是說(shuō)長(zhǎng)三角地區(qū)各省市的財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化水平之間存在一個(gè)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（六）誤差修正模型

由于在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的檢驗(yàn)中所用的時(shí)間跨度不長(zhǎng)，為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的可信度，由Granger表述定理可知，如果兩個(gè)變量是協(xié)整的，則它們之間的短期非均衡關(guān)系總可以由一個(gè)誤差修正模型表述。由于區(qū)域內(nèi)各省市的財(cái)政收入和城鎮(zhèn)水平已存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，為研究?jī)烧咧g的短期波動(dòng)關(guān)系，有必要建立誤差修正模型。用ECM表示誤差修正項(xiàng)。

上海：△lnUR=3.73+0.09△lnFE-1.33ECM1t-1

R2=0.34 D.W=1.61

江蘇：△lnUR=0.04+0.04△lnFE-1.16ECM1t-1

R2=0.65 D.W=1.71

浙江：△lnUR=-0.42+2.5△lnFE-1.11ECM1t-1

R2=0.74 D.W=1.89

安徽：△lnUR=0.05+0.01△lnFE-1.10ECM1t-1

R2=0.12 D.W=2.05

顯而易見(jiàn)，三省一市的誤差修正項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明長(zhǎng)期向均值收斂。這就意味著上期的城鎮(zhèn)化率高于長(zhǎng)期均衡值，下期以負(fù)的修正項(xiàng)的力度即誤差修正項(xiàng)系數(shù)將實(shí)際值調(diào)整到均衡值。因此，長(zhǎng)三角地區(qū)內(nèi)各省市的財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化水平均有短期均衡波動(dòng)關(guān)系。

（七）方差分解分析

之前只是證明財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化水平存在短期聯(lián)系和長(zhǎng)期均衡關(guān)系，未能反映兩個(gè)變量之間的關(guān)系強(qiáng)度。為了詳細(xì)分析財(cái)政收入在不同時(shí)期對(duì)城鎮(zhèn)化水平的相對(duì)貢獻(xiàn)程度，需要進(jìn)行方差分解分析。方差分解結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 方差分解結(jié)果

通過(guò)方差分解結(jié)果可以看出，隨著時(shí)間變化，城鎮(zhèn)化自身的慣性作用不斷下降，財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)度在逐漸增強(qiáng)。尤其是上海市，相較于其他三省，其財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)度最大。江蘇省、安徽省雖然財(cái)政收入的貢獻(xiàn)度也在增強(qiáng)，但貢獻(xiàn)度的絕對(duì)數(shù)值較小，尤其是安徽，在第10期也只有0.42%。因此，財(cái)政收入越高，財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)度越大。

根據(jù)各省市統(tǒng)計(jì)年鑒中數(shù)據(jù)算出，三省一市財(cái)政收入的支出結(jié)構(gòu)中用來(lái)進(jìn)行城鎮(zhèn)化建設(shè)的比重相差不大，也就是說(shuō)，各省市財(cái)政收入的高低決定了用于城鎮(zhèn)化建設(shè)的費(fèi)用高低，再加上方差分解結(jié)果，說(shuō)明區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化的不均衡發(fā)展與財(cái)政收入有直接關(guān)系。

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

首先，長(zhǎng)三角地區(qū)三省一市的地方財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化水平均存在長(zhǎng)、短期均衡關(guān)系。根據(jù)1995-2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，將區(qū)域內(nèi)三省一市四個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)作協(xié)整分析，這樣在考慮各省市差異的情況下，得出了財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化率的長(zhǎng)期均衡彈性，回歸系數(shù)分別為上海市1.094、江蘇省1.232、浙江省1.39和安徽省1.23，即兩個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。并且三省一市的誤差修正項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化水平也有短期波動(dòng)關(guān)系。所以，增加財(cái)政投入對(duì)城鎮(zhèn)化建設(shè)至關(guān)重要。

其次，從方差分解的結(jié)果看，地方財(cái)政收入和區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化的不均衡發(fā)展有直接關(guān)系。區(qū)域內(nèi)各省市財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)度與財(cái)政收入高低成正比，并且財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)度也在逐漸增強(qiáng)。說(shuō)明從長(zhǎng)遠(yuǎn)看更應(yīng)注重財(cái)政投入對(duì)城鎮(zhèn)化的作用。

最后，雖然長(zhǎng)三角地區(qū)內(nèi)部差異大，但根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析可知近幾年這種差距正逐漸縮小，也足以說(shuō)明增加地方財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展有不可替代的作用，并且還能促進(jìn)整個(gè)長(zhǎng)三角地區(qū)共同發(fā)展。

（二）政策建議

首先，長(zhǎng)江三角洲三省一市政府間應(yīng)加強(qiáng)合作，借鑒上海財(cái)政支持城鎮(zhèn)化發(fā)展的政策措施，充分發(fā)揮上海國(guó)際大都市的龍頭作用。依據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果，結(jié)合三省一市的情況，長(zhǎng)三角地區(qū)地方財(cái)政收入與城鎮(zhèn)化水平有直接的因果關(guān)系。為提高長(zhǎng)三角地區(qū)城鎮(zhèn)化水平，提高財(cái)政收入，增強(qiáng)財(cái)政實(shí)力，促進(jìn)長(zhǎng)江三角洲三省一市一體化發(fā)展，政府間應(yīng)加強(qiáng)合作，圍繞城鎮(zhèn)化水平高的上海市這一核心，借鑒上海財(cái)政支持城鎮(zhèn)化發(fā)展的政策措施，充分發(fā)揮上海國(guó)際大都市的龍頭作用。

其次，增加財(cái)政投入，提供更多的“公共產(chǎn)品”和增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)集聚能力，更多吸納農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口[10]。城鎮(zhèn)化水平提高對(duì)教育、住房保障、城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施等“公共產(chǎn)品”形成巨大的需求。財(cái)政收入越高，財(cái)政收入就能更多用于城鎮(zhèn)化建設(shè)，增加城鎮(zhèn)化所需要的“公共產(chǎn)品”。這樣，形成財(cái)政收入高、“公共產(chǎn)品”供給多，城鎮(zhèn)化水平高的良性循環(huán)?？梢赃@樣判斷，財(cái)政收入總量越大，投入到城鎮(zhèn)化建設(shè)中的財(cái)力越多，進(jìn)而各省市的城鎮(zhèn)化水平就越高。

因此，城鎮(zhèn)化水平低的省域應(yīng)該借鑒上海市財(cái)政支持城鎮(zhèn)化的政策，為城鎮(zhèn)建設(shè)和公共服務(wù)提供充裕的財(cái)力，特別是加大對(duì)城市公益性基礎(chǔ)設(shè)施的財(cái)政投入。此外，借助長(zhǎng)三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，利用自身資源稟賦上享有的優(yōu)勢(shì)，加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)部合作，推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

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