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城鎮化水平范文1
【摘要】本文選取11 個大致反映城鎮化綜合水平的指標建立指標體系，采用因子分析法對四川省1 個副省級市和17 個地級市進行綜合測評，并按結果將其分為均衡發展型和非均衡發展型兩類城市。研究表明，四川省城鎮化水平差異顯著，各城市城鎮化發展水平與地區經濟發展水平大致相當，城鎮化發展水平呈片區兩極分化。政府要立足全局，統籌規劃，對各類城市和地區分類指導，統一推進。
關鍵詞 四川??；城鎮化水平；因子分析法
【作者簡介】王建龍，西華師范大學碩士研究生，研究方向：區域經濟；李明東，西華師范大學教授，研究方向：數據挖掘、區域經濟；陳虹，西華師范大學碩士研究生，研究方向：區域經濟。
改革開放以來，四川城鎮化水平雖然得到顯著提高，但與全國平均水平相比城鎮化水平仍然較低，進度緩慢。1978～1997年全國的城鎮化水平提高了12%，而四川只提高了7.8%。1995年四川的城鎮化水平只相當于1978年的全國水平，落后全國平均水平17年。2000年四川城鎮化水平雖已提高到26.7%，但仍比全國平均水平低9.5%，在全國31 個?。ㄊ?、區） 中居第25 位。2005 年四川城鎮化率與全國相差12.99 個百分點，2010年與全國相差9.77個百分點。2013年四川省城鎮化率44.9%，在全國排名第24位， 與全國53.73%的平均城鎮化率相差8.83%。四川近年來與全國城鎮化率的相對差距在縮小，但絕對差距仍在擴大。本文采用因子分析法，選取人口、經濟、產業結構、基礎設施等反映城鎮化水平的要素指標，對四川省1個副省級市和17個地級市的城鎮化率進行綜合測評并給出建議。
一、城鎮化水平綜合測度的指標體系
（一） 構建指標體系的基本原則
構建城鎮化水平綜合測度指標體系應遵循如下原則：一是全面系統性原則，選擇的指標盡可能系統全面反映城鎮化水平的各個方面。影響城鎮化發展水平的因素是多方面的，城鎮化過程是人口、經濟、社會文化、地域景觀等多要素的系統轉化過程，包括人口、經濟、生活方式、生態環境城鎮化。二是代表性原則，指標選取必須典型、有意義，才能更好地反映問題、發現規律。三是可行性原則，指標必須具有可計量性和可操作性，盡量不使用現有統計指標體系之外的定性指標，指標不在于多而在于精。
（二） 指標體系的設計
遵循以上原則，結合四川省的實際情況，在參考相關研究的基礎上，本文選取11個指標，并且所選指標均為相對指標。X1 為城鎮人口比重（%），X2為第三產業從業人員比重（%），X3為人均GDP （元）， X4 為人均社會消費品零售總額（元），X5 為城鎮居民人均可支配收入（元），X6為農村居民人均純收入（元），X7 為第二產業占GDP 的比重（%），X8 為第三產業占GDP 的比重（%），X9 為人均城市道路面積（平方米），X10 為污水處理率（%），X11 為萬人擁有衛生技術人員(人)。
二、城鎮化水平綜合測度實證研究
（一） 數據來源及分析方法
本研究所選數據均來自《四川統計年鑒2014》，采用的方法是因子分析法，其基本原理是在盡可能不丟失原變量信息的情況下，將多個變量化簡為少數幾個不可觀測的潛在的因子，這幾個因子能高度概括大量數據中的信息，從而研究一組具有錯綜復雜關系的實測指標是如何被少數幾個內在的獨立因子所支配的，屬于多元分析中處理降維問題的一種常用統計方法。
（二） 因子分析過程及結果
利用spss19.0統計軟件對所選指標數據進行統計分析。首先，考察所選變量是否適合進行因子分析。本例中KMO 取值是0.764，表明較適合進行因子分析，Bartlett檢驗的Sig值為0.000，說明數據來自正態分布，總體適合進一步分析。其次，本例中的大多數變量共同度都在84%以上，所提取的公因子具備對各變量的解釋能力。再次，選取公因子，結合圖1觀察初始特征值，特征值大于1的公因子共有3個，前3個公因子累積方差占所有主成分方差的86.342%，已足夠替代原有變量，且旋轉后的因子提取結果與旋轉之前差別不大，因此選取前3個因子即可。
為使各變量在單個因子上有較大的載荷，必須對因子實施旋轉（最大化正交旋轉），經過4次迭代得到因子載荷矩陣（如表1所示）。
從表1 中可以看出，第一因子（F1） 在X1、X3、X4、X5、X6、X11等變量上有很大的載荷，在X2上有較大載荷，這說明第一公因子反映的是人口、人民生活水平方面的城鎮化水平，我們把它命名為居民生活質量因子簡稱質量因子。第二因子（F2） 在X7、X8上有較大的載荷，這些指標反映了產業結構比重的合理程度，可以說是經濟方面的城鎮化，二三產業的發展是城鎮化的潛在推動力， 我們把它命名為潛在因子。第三因子（F3） 在X9、X10 上有較大的載荷，反映了城市基礎設施狀況，我們把它命名為基礎因子。結合因子得分，使用軟件可分別計算出各城市主因子F1、F2、F3的得分Z1、Z2、Z3。最后以各個公因子的方差貢獻率為權重，計算綜合因子得分。Z=55.228%Z1+ 16.362%Z2+ 14.752%Z3，它大體上反映了各個城市的城鎮化綜合水平，具體結果見表2。
從表2 中可以看出， 在提取的3 個公因子中，質量因子得分居前3 位的是成都、攀枝花、德陽，其次是自貢、綿陽、樂山，得分排在最后兩位是廣元、巴中；動力因子得分居前3位的分別是成都、巴中、廣元，得分較高的是綿陽、廣安、南充，得分排在最后兩位的是內江、攀枝花；基礎因子得分居前3 位的分別是遂寧、眉山、廣安，其次是資陽、綿陽、德陽，而成都排在了第7 位。綜合得分居前3 位的分別是成都、攀枝花、綿陽，其次是德陽、自貢、樂山等，其余城市綜合得分在全省平均之下，其中巴中、達州排在最后。
三、城鎮化水平綜合測評分析
根據表2 各個城市在3 個因子上的得分和綜合得分情況，可以看出四川城鎮化綜合水平較高的城市大多是經濟發展較好的地區。從空間分布上看，成都平原地區的城市城鎮化水平較高，其次是川南地區的城市，其中以自貢、樂山為代表，還包括川西南的攀枝花。值得注意的是此次測評綜合得分最少、城鎮化綜合水平較低的城市大多位于川東北地區。
根據本文的城鎮化水平綜合測評結果并結合四川省實際情況，可將四川省的城市分為均衡發展型（發達型、發展型和“弱勢”型） 和非均衡發展型兩大類。成都、綿陽屬于均衡發達型，同屬于成都經濟區，城鎮化綜合水平較高，質量因子、動力因子和基礎因子得分都名列前茅。成都的城鎮化綜合水平最高，這與成都第二三產業發達、結構合理，以及與人口城鎮化水平高有關。需要注意的是成都需要加大基礎設施建設力度，尤其要注重生態城鎮化建設。未來成都要發揮好中心城市輻射作用，帶動周邊城市帶、經濟區的發展。均衡發展型包括自貢、德陽、遂寧、樂山、雅安，這些城市的城鎮化綜合水平較高，在人口、經濟、產業、城建設施等方面都較好，要進一步加快與提升這些城市的城鎮化進度與質量，使其成為各個地區發展的次級中心。均衡弱勢型包括宜賓和內江。如表2 所示，這2 個城市在各個公因子上得分都很低，綜合水平較低。
非均衡發展型是指城市僅在某個公因子上有較高得分，但在其他因子上得分不高，比較典型的城市如攀枝花、資陽、達州和廣元等。根據3個公因子，非均衡發展型又分為偏質量型、偏動力型和偏基礎型。偏質量型典型的是攀枝花，城鎮化總的特點是動力因子、基礎因子得分都低，即產業結構、城建設施的城鎮化水平與人口城鎮化不協調。雖然攀枝花總的名次靠前，但并不代表城鎮化水平高。攀枝花的城鎮化水平與其工業發達，歷史起點高有關，產業結構本身并不利于城鎮化水平的提高，需注意加快產業結構調整、基礎設施及生態城鎮化建設。偏動力型包括南充、巴中，這類城市的產業條件較好，其他因子得分低，暴露出人口城鎮化水平低，需要注重民生、就業，加大對公共服務的投入。巴中等地區要針對農村人口多等問題，嘗試就地城鎮化。偏基礎型有眉山、廣安、瀘州，在質量因子即人口、人民生活水平方面得分低，且眉山、廣安的質量因子要低于瀘州， 眉山、廣安的人口城鎮化水平明顯落后于其產業的城鎮化水平。未來應大力培育扶持第三產業，調整產業結構，加快城鄉統籌，增加就業率，讓更多農民真正實現市民化。
四、結語
通過因子分析表明，四川省城鎮化水平差異顯著，各城市城鎮化發展水平與地區的經濟發展水平大致相當，城鎮化發展水平呈片區兩極分化。成都經濟區的大多城市城鎮化水平較高，川南、川東北經濟區等其余地區的大多城市城鎮化水平低，除成都、綿陽等極少數城市發展較好，其余城市都存在或多或少的問題，包括民生、產業結構、公共基礎設施等問題。未來四川城鎮化發展仍任重而道遠，政府應立足全局、統籌規劃、分類指導，以成都經濟區為核心，周邊各經濟區協同發力，統一推進。各城市要堅持因地制宜、以人為本的原則，借鑒發達地區的經驗，大膽探索適合自身發展的城鎮化發展模式，努力打破現實困境。
參考文獻
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城鎮化水平范文2
關鍵詞：產業結構；城鎮化水平；農民增收；安徽省
中圖分類號：F2
文獻標識碼：A
doi：10.19311/ki.16723198.2017.15.014
安徽作為我國農業大省，一直擁有大量的農村人口。自改革開放以來，安徽省經濟發展迅速，全省居民收入水平也不斷提高，尤其是進入21世紀以來，安徽省居民的收入水平更是進入了一個高速增長期。據《安徽統計年鑒》數據，2000年，安徽省城鎮居民家庭人均可支配收入和農村居民家庭人均純收入分別為529355元和1934.57元，而十年后，即2010年，安徽省這兩項指標已分別增長至15788.17元和5285.17元，可見安徽省近年來的經濟建設取得了巨大成就。然而，筆者在分析了安徽省農村居民收入的有關數據后發現，安徽省農村居民家庭人均純收入增速一直有較大波動，如2014年增速高達22.46%，而2015年增速僅為9.12%。這說明安徽省農村居民收入增長不穩定，長此以往，必不利于安徽省農民增加收入和縮小安徽城鄉收入差距。為探尋保證安徽省農村居民穩定增收的新措施，本文以安徽省實際情況為基礎，探討了產業結構、城鎮化水平對安徽省農民增收的影響。
1指標選取與模型構建
1.1指標選取
解釋變量方面，王宏和王溪潔（2011）選取糧食播種面積、國家財政支農支出和第一產業就業人數占就業總人口數比重等變量對影響農民增收的主要因素進行了研究。佟光霽和張林（2013）則利用主成分分析法研究了城鎮化水平、人均GDP、交通便捷度、農地生產能力和居民消費價格指數等要素對肥西縣農民增收的影響。而就本文而言，由于主要探討的問題是產業結構和城鎮化水平對安徽省農民增收的影響，因此，本文以歷年安徽省第二產業產值（X1，單位：億元）和第三產業產值（X2，單位：億元）兩個指標代表安徽省產業結構，以歷年安徽省城鎮人口比重（X3，單位：%）代表城鎮化水平。此外，根據已有的研究，本文還選取人均GDP（X4，單位：元）和農作物播種面積（X5，單位：萬公頃）兩個變量作為控制變量。
被解釋變量方面，本文以安徽省歷年農村居民人均純收入（Y，單位：元）來作為被解釋變量。
1.2模型構建
由于多元線性回歸模型具有簡單方便，直觀易懂等優點，因此是經濟學研究中最常用的模型之一。根據研究目的，本文建立如下式（1）所示的多元線性回歸方程。（1）式中，β0表示方程的常數項，βi（i=1，2，…，5）分別表示各解釋變量的回歸系數。
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5（1）
2計量經濟學分析
2.1回歸分析
利用Eviews7.2軟件，對本文的時間序列進行初步回歸，所得結果如下表1所示。
從表1中可以看到，方程（1）的可決系數R2和調整后的R2分別為0.997和0.996，二者都與1十分接近，這說明該模型整體擬合效果良好。方程（1）的F統計量高達882.75，能夠通過1%的顯著性水平檢驗，這說明該模型整體顯著。由這兩點可以發現，模型（1）的整體性質已較為優良。然而，在進一步觀察各解釋變量的回歸結果后可以發現，X1、X4和X5都不能通過必要的顯著性水平檢驗，這說明方程（1）中存在多重共線性問題，仍需進一步修正。
2.2模型修正
利用逐步回歸法，本文對模型（1）中存在的多重共線性問題進行修正，以獲得較為準確的回歸模型。
按照逐步回歸法的習慣，一般先從t統計量檢驗最不顯著的變量開始剔除，直到模型中剩余變量的t統計量檢驗都顯著為止。本文在逐步回歸的過程中，得到了多個性質較為優良的回歸方程，然而對比后發現，剔除變量X2和X5后所得到的回歸模型性質最為
優良，此時該模型中所有解釋變量也都能通過必要的顯著性水平檢驗，并且該模型中也不存在序列相關和異方差問題，該模型的具體形式如下式（2）所示。因此，方程（2）即為本文多元線性回歸模型的最終形式。
Y=1259.81-2.04X1-72.59X3+0.99X4（2）
（0.01）***（0）***（0）***（0）***
R2=0.94R-2=0.993D?W=2.05F=87118
3結論與政策建議
本文利用安徽省1996-2015年的時間序列數據，實證分析了安徽省產業結構、城鎮化水平對當地農民增收的影響。研究得到如下結論：第一，第二產業和第三產業的發展對安徽省農民增收具有相反的作用，前者抑制，后者促進，但后者的促進作用并不顯著；第二，城鎮化水平對安徽省農民增收也具有較為顯著的抑制作用；第三，人均GDP對安徽省農民增收具有較為穩定的推動作用，且作用效果較為顯著。根據研究結論，本文提出如下建議。
第一，繼續調整安徽省產業結構，大力促進全省第一和第三產業發展。首先，要加大農業扶持力度，增加惠民、利民政策，促使安徽省農業獲得更加全面、快速的發展。其次，加大第三產業扶持力度，大力促進第三產業發展，使第三產業成為安徽省農民收入新的增長點。最后，放慢第二產業發展步伐，對部分效益低、能耗大的工業企業進行整改，同時積極引導被第二產業淘汰的勞動力在第一和第三產業就業。
第二，適當調整安徽省城鎮化建設進程，保證城鎮化率和農民收入同步增長。首先，要加大農民工職業培訓投入力度，提升勞動力技能水平，以拓寬農民收入來源渠道。其次，建立健全我國農村社會保障機制，保證城鎮化后農村居民有穩定可靠的轉移性收入來源。最后，結合r村和農民實際情況，合理推進城鎮化建設，避免出現城鎮化建設水平提高而農民增收受阻這一現象。
第三，促進安徽省經濟增長，提高人均GDP?！笆濉笔前不帐〗洕鲩L的又一個黃金時期，安徽省要緊抓機遇，大力發揮自身優勢，積極促進自身經濟增長。一方面，安徽省要繼續優化產業結構，利用地理位置優勢、科技創新優勢，保證自身經濟增速不受外界干擾，另一方面，要注重經濟增長質量，不盲目追求經濟增長速度，積極協調經濟增長質量和經濟增長速度的關系，在保證經濟增長質量的前提下積極追求更高的經濟增長速度，以提高全省人均GDP。
參考文獻
[1]王宏，王溪潔.農民增收主要影響因素的實證分析[J].求是學刊，2011，（2）：5862.
城鎮化水平范文3
（武漢工程大學，湖北 武漢430205 ）
摘 要：隨著新型城鎮化概念的提出，城鎮化水平開始成為社會和學者關注的焦點，傳統的城鎮化水平的計算，忽略了城鎮化推進的過程中的人口、經濟和社會發展因此，本文將從人口、經濟和社會的角度，構建城鎮化水平的綜合測量指標體系。這對于湖北省的城鎮化發展具有一定的指導意義。
關鍵詞 ：新型城鎮化；城鎮化水平；綜合測量指標
中圖分類號：F127文獻標志碼：A文章編號：1000-8772（2014）25-0209-04
1 引言
改革開放以來，我國的城鎮化率從1978年17.92%上升為2013年的53.7%，城市常住人口在2013年末達到73111萬人，城鎮化率以每年1.02%的增長率增長。大量的人口涌進城市，一面為城市的發展提供了大量的勞動力，卻也給城市帶來了一系列的“城市病”，城市公共基礎設施的擁擠，環境污染等問題。而湖北省，作為中部的農業大省，其城鎮化率也在2011年突破了50%，隨后2012年湖北省的城鎮化率為53.50%，城市常住人口為3091.76萬人。綜合評價湖北省的城鎮化水平，有利于湖北省選擇其發展的重心，對于湖北省實現產業結構升級，實現省域經濟的協調發展有一定的意義。選取中部農業大省，運用熵權法和多元回歸分析，從人口、經濟和社會等三個大的角度對湖北省城鎮化水平進行測度，并分析具體的指標對于湖北省城鎮化水平的影響，對于湖北省制定城鎮化政策，推進城鎮化進程有一定的現實和理論意義。
2 研究方法與指標體系的構建
2.1 研究方法
2.1.1熵權法
來自于物理學的熵權法，主要是依據一定的數學公式，計算各個指標的信息熵值，在此基礎上，計算熵冗余，最后得到各個指標的權重，最終得到城鎮化的綜合評價得分。綜合評價得分越高，表明城鎮化綜合水平越高。其計算步驟如下：
數據標準化，當指標值越大，對整個系統越有利時，我們稱之為正向化的指標，反之，則為負向化指標。
2.2指標體系的構建
在研讀大量的城鎮化的相關文獻，借鑒以往學者的研究成果，考慮到城鎮化綜合水平的質量，從指標體系的科學性、可獲得性以及有效性等原則出發，從人口、經濟和環境三個角度構建如下指標體系（見表2.1）。
2.3數據來源
數據主要來自1990年—2013年《湖北省統計年鑒》，其中城鎮人口規模和城鎮人口比重部分數據來自1990—2013年《中國人口統計年鑒》。
3 湖北省城鎮化綜合水平
依據熵值法計算的步驟，通過Eviews6.0對1989—2012年湖北省16項指標相關數據進行標準化處理，計算出相應值并繪制圖表，以分析湖北省地區城鎮化綜合水平的演變過程。
對1989年以來湖北省地區城鎮化綜合水平的得分進行統計發現，湖北省地區城鎮化的發展可分為兩個階段。第一階段為1989—2001年，城鎮化綜合水平發展較緩慢，城鎮化綜合水平從1989年的0.1381提高到2001年的0.3905增長了2.83倍；第二階段為2002-2012年，城鎮化進程從2002年開始提速，城鎮化綜合水平從2002年的0.3330提高至2012年的0.8486（圖3.1）。第2階段城鎮化綜合水平年均增長值是第1階段的2.25倍，表明2002年是湖北省地區城鎮化進程的一個轉折點。
4 湖北省地區城鎮化子系統演變過程
4.1 人口子系統
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
的系數。
模型估計結果由方程4.1可知，在假定其他變量不變的情況下，當人口城鎮化率增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平將增加0.5582個單位；同理，當非農人口比重增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.1878個單位；當第三產業從業人員比重增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.4224個單位；當人口自然增長率增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.4966個單位。為此，我們可以看出，人口城鎮化、第三產業從業人員比重和人口自然增長率對湖北省城鎮化綜合水平的影響系數較大。
由圖4.1可以看出在湖北省城鎮化合人口指標變動趨勢圖中人口城鎮化、非農人口比重、第三產業從業人員比重及人口自然增長率等所有指標均變化明顯。湖北省人口城鎮化率反映了湖北省農業轉移人口市民化的速度，其變化與湖北省戶籍制度改革、非農人口比重、第三產業從業人員比重、基本公用服務的提高有關。人口城鎮化率從1989年的28.36%增長到2012年的53.50%，非農人口比重從1989年的22.66%增長到2012年的34.60%，第三產業從業人員比重從1989年的18.02%增長到2012年的34.35%，人口自然增長率從1989年的73.89%下降到2012年的28.15%。 表明湖北省城鎮化人口子系統發展較為迅速。
4.2 經濟子系統
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
其中y指湖北省城鎮化綜合水平；x06、x07、x08、x09、x10分別表示人均國內生產總值，城鎮居民人均可支配收入，第三產業增加值比重，公路貨物周轉量，工業產值占國內生產總值比重；由方程4.2可知，當其他條件不變時，當人均國內生產總值增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平將增加0.0057個單位；同理，當城鎮居民人均可支配收入增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.7490個單位；當第三產業增加值比重增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0424個單位；當公路貨物周轉量增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將減少0.0424個單位；當工業產值占國內生產總值比重增加1單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0222個單位。為此，我們可以看出，城鎮居民人均可支配收入對湖北省城鎮化綜合水平的影響系數較大。
由圖4.2可以看出在湖北省城鎮化和經濟發展指標變動趨勢圖中除第三產業增加值比重和工業產值占國內生產總值比重有所顯著放緩之外，其他指標變化均顯著上升。人均國內生產總值反映了湖北省經濟發展狀況以及該地區人民生活水平狀況，其變化與城鎮居民人均可支配收入、第三產業增加值、公路貨物周轉量、工業產值占國內生產總值比重等指標的提高有關。人均GDP得分由1989年的0增加到2012年的1，城鎮居民人均可支配收入從1989年的0增加到2012年的1，第三產業增加值比重從1989年的0增加到2012年的0.6789，公路貨運周轉量從1989年的0.0025到2012年的1，工業產值占國內生產總值比重從1989年的0.4284到2012年的0.5293。表明湖北省城鎮化經濟子系統發展較為迅速，但工業產值占GDP比重較低。
4.3 社會子系統
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
其中y指湖北省城鎮化綜合水平；分別表示城鎮人均居住面積、工業固體廢物綜合利用率、每萬人擁有公交車輛、人均擁有道路面積、千人醫生數、人均綠地面積、公共圖書館藏書量。
由方程4.3可知，當其他條件不變時，當城鎮人均居住面積增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平將增加0.2878個單位；同理，當工業固體廢物綜合利用率增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0935個單位；當每萬人擁有公交車輛增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0580個單位；當人均擁有道路面積增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將減少0.0403個單位；當千人醫生數增加1單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.1806個單位；當人均綠地面積增加1單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0269個單位；當公共圖書館藏書量增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.2680個單位。為此，我們可以看出，城鎮人均居住面積、人均綠地面、公共圖書館藏書量對湖北省城鎮化綜合水平的影響系數較大。
由圖4.3可以看出在湖北省城鎮化和社會發展指標變動趨勢圖中除人均擁有道路面積、每萬人擁有公交車輛、千人醫生數、人均綠地面積有所顯著放緩之外，其他指標均顯著增加。城鎮人居居住面積從1990年的0.0262增加到2012年的1.0000，工業固體廢物綜合利用率從1989年的0.0079增加到2012年的0.7722，每萬人擁有公交車輛從1990年的0.0303增加到2012年的0.9091，人均擁有道路面積從1990年的0.0308增加到2012年的1.0000，千人醫生數從1989年的0.5882增加到2012年的1.0000，人均綠地面積從1989年的0.7966增加到2012年的1.0000，公共圖書館藏書量從1990年的0.0219增加到2012年的1.0000。表明湖北省城鎮化社會子系統發展較為迅速。
5對策建議
第一，促進各類型城鎮有機分布，推動人口城鎮化。城市群內的各類中小城市與小城鎮，生產生活成本相對較低，功能獨特而互補，方便企業進行區域布局，同時能夠吸引大量生產業與勞動密集型企業就業、生活。大城市、中小城市與小城鎮通過便捷的交通線路予以連接，能夠充分發揮不同城市的優勢，成為具有活力的新型城市化地區，這為人口在城市群中的相對均衡化分布創造條件。
第二，發揮城市群經濟效應，提升全球競爭力。城市群的發展不是一味拼湊城市數目，盲目追求面積與人口規模擴張，而是要千方百計增強城市群的各種積極效應。只有這樣，它們才能成為經濟發展中最具活力和潛力的核心增長點，成為經濟全球化和經濟區域化的有機結合，成為國家參與全球競爭與國際分工的新型地域單元。否則，城市群就仍然停留在粗放式增長的狀態。
第三，加強城市間合作，治理面域性生態環境問題。所謂面域性生態環境問題，是指這類生態環境問題產生于一個或多個城鎮，并且影響到一個或多個城鎮。大江大河大湖的污染問題、城市群的空氣污染問題等等，都構成了面域性生態環境問題。面域性生態環境問題，必須在城鎮群范圍內進行治理，才能收到根本性的效果。
第四，推進城市群協調機制建設，提升區域創新能力。從國際經驗看，一些發達國家都通過探索城市群的不同治理模式，來推動城市群協調能力建設，發揮城市群的積極作用。我國的城市群的發展剛剛起步，依托于不同行政級別的市、縣、區、小城鎮，城市群之間的行政協調色彩較濃。
參考文獻：
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城鎮化水平范文4
關鍵詞：因子分析；DEA；城鎮化；環境
中圖分類號 F204 文獻標識碼 A 文章編號 1007-7731（2016）13-0009-05
1 引言
近年來，中國的城鎮化發展，已不是簡單的城市人口比例增加和面積擴張，而是要在產業支撐、人居環境、社會保障、生活方式等方面實現由“鄉”到“城”的轉變。世界各國源于不同的經濟與社會情況，形成了不同的城鎮化發展模式。國外的城鎮化發展主要有以下3種模式：一是自由市場占主導的城鎮化，主要以美國為代表；二是政府調控下的城鎮化，主要以西歐為代表；三是受殖民地經濟制約的城鎮化，主要以拉美國家為代表。中國由于戶籍制度以及各地區工業、農業等發展水平差異較大等原因，城鎮化發展將更為復雜。
我國早期的城鎮化研究主要是城鎮化的現狀及水平的度量，近年來越來越多的學者通過建立一個綜合指標體系對城鎮化開展研究。例如，張少輝選取線性加權法綜合多指標信息形成一個指數，從六個方面構建了城鎮化發展水平綜合測度指標體系[1]；黃穎用AHP法和變異系數法確定權重[2]。上述研究均從多個方面來構建綜合評價指標體系。
黨的十八屆三中全會和中央城鎮化工作會議都強調環境問題的重要性，環境因素需要被納入進城鎮化指標體系的構建。指標選取是一個非常有用的工具，它可以將復雜的信息和來源用一種簡單、定量的方式展示出來。大部分的指標體系涵蓋了各個方面，需要通過分析方法和分析去明確和簡化[3]。中部六省創造了中國約20%的GDP，是我國的人口大區和重要經濟市場。本文在借鑒一些理論和模型基礎上，探討中部六省的城鎮化水平指標選取的簡化方法，探討城鎮化水平和環境間的關系，考察不同環境指標對城鎮化水平之間的影響，并做出比較。
2 樣本與數據
本文的樣本包括2004―2012年中部六省的14個指標，所有指標來源于中國統計年鑒和中宏數據庫。
2.1 選擇原則 全面性、科學性、可比性、前瞻性、層次性、簡明性、可持續發展等
2.2 政策依據 新型城鎮化強調以人為本、均衡發展、提升城鎮化質量、可持續發展。
2.3 指標池 見表1。
2.4 篩選 關于城鎮化水平的測度，有單一指標法和綜合指標法兩大類。由于單一指標法不能真實地反映城鎮化水平的高低，本文采用建立綜合指標體系的方法。為了最大限度地發揮指標體系的作用，本文參考上述關于建立城鎮化指標體系的原則，從上述指標池以及其他指標體系中選取指標，從經濟指標、人口指標、社會指標、環境指標四個方面來建立城鎮化質量的指標評價體系。首先剔除不常用的冷門的指標，選取統計部門等的常用指標，從而更好地反映城鎮的發展水平。
GDP是指一個地區在一定時期內的國內生產總值，反映了一定時期內經濟增長水平，是衡量經濟狀況的最佳指標；居民消費水平可以反映人們在生存發展過程中所能得到的滿足程度；年末常住人口是常用的人口統計指標，而城鎮人口和鄉村人口的區分可以更好地反映城鎮化水平；招生人數和電力消費以及建筑房屋面積都能比較好地反映居民的生活水平。新型城鎮化強調可持續發展，注重城鎮化的發展質量，根據國家統計局提出改進城鎮化統計工作的六大任務中，要完善反映城鎮化質量，反映資源環境等方面的新型城鎮化統計監測指標體系，本文對指標選取進行了改進。以安徽省為例，通過回歸擬合分析發現，地區生產總值和人均城鎮居民消費金額的擬合優度達到了0.986，而考慮了廢水和氨氮排放后的擬合優度達到了0.994。現建立指標體系如表2。
3 模型構建
3.1 因子分析法 因子分析法是研究從變量群中提取共性因子的統計技術。是一種通過消減變量個數同時總結歸納出少數具有代表性公共因子并且能且全面反映問題的有效工具。
3.2 DEA DEA（數據包絡分析）是一種用于測評多投入多產出的決策單元的效率評價方法，該方法利用線性規劃構建有效率的凸性生產前沿，通過與此前沿比較來識別和改進效率。CCR模型是第一個DEA模型。
分別為i種投入和第r種產出的權重，使用C-C變換（Charnes和Cooper，1962）后，可得
3.3 考慮非期望產出的DEA 生產過程中可能會產生非期望產出，就是指生產期望產出過程中所伴隨產生的不好的副產品，比如廢氣、廢水等。傳統的方法只考慮期望產出，而將非期望產出忽略，而考慮非期望產出以后，我們將非期望產出轉換成期望產出將模型（4-12）修改為以下非線性規劃問題，通過Seiford L M和 Zhu J.里面對非期望產出做的變換對非期望產出事先進行處理。
3.4 Tobit 本文選取2009―2012年中部六省的面板數據，在前面DEA模型得出的效率值基礎上，判斷影響效率值的因素。
4 實證分析
4.1 因子分析 利用因子分析法，從研究變量內部相關的依賴關系出發，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數幾個綜合因子，從而對原始的數據進行分類歸并，將相關性較高、關系比較密切的變量歸為一類，歸出多個綜合指標，這些綜合指標互不相關，它們所綜合的信息互相不重疊，每一個綜合指標實際上就代表了一個基本結構，即公共因子。通過對文中所列出的17個變量的方差、解釋總方差和旋轉成分矩陣進行分析，可以得出如下結論：
（1）這17個變量的共性方差大部分都接近或者超過0.9，其中城鎮人口抽樣調查數這一指標與提取的公因子的相關性最強（1.000），農村居民人均生活消費支出與公因子的相關性最弱（0.675），均大于0.5，故表示提取的三個公因子與原始變量間的相關性很強，能夠很好地反映原始變量的主要信息，具有代表性。
（2）從17個變量的初始特征值及方差貢獻率可以看出，第一成分的初始特征值為11.553，遠遠大于1；第二成分的初始特征值為2.549，大于1；第三成分的初始特征值為1.553，大于1；從第四成分開始，其初始特征值均小于1。故選擇前三個公共因子便可以得到92.086%的累計貢獻率，即表示兩個公共因子可以解釋約92%的總方差，結果理想。
（3）從旋轉成分矩陣看，因子1在高等學校數、建筑業房屋建筑竣工面積、建筑業房屋建筑施工面積、大專以上程度抽樣調查數、城鎮居民消費金額、氨氮等6個變量上有很大的負荷，說明因子1反映的是投入產出因子；因子2在鄉村人口抽樣調查數、電力消費量、衛生技術人員數、年末常住人口、地區生產總值、城鎮人口抽樣調查數、廢水、高等學校招生數等8個變量上有較大負荷，說明因子2反映的是城市生活水平因子；因子3在農村人均居住面積、農村居民人均生活消費支出、綠化等三個變量上有較大負荷，說明因子3反映的是城鎮化水平的因子。運用上述方法我們得出中部六省的因子得分（如表3）。
4.2 DEA分析 根據上述因子分析的結果，從每個公因子中選取影響比較大的變量作為投入和產出指標，投入指標：建筑業房屋建筑施工面積、電力消費量，產出指標：期望產出為高等學校數、地區生產總值；非期望產出為氨氮排放、廢水排放。本文選取中部六省2004―2012年，每年都當作一個DMU，總共有54個DMU。
由表4可知：各省在2006―2009年效率有起伏，其中湖北省在2007年的效率波動最大，從2008年以后，除安徽省以外各省的效率水平均接近于1，達到有效狀態；安徽省的效率水平處于較低狀態，其他各省一開始均達到有效，然后開始波動，其中湖北省的波動高于其他各省。河南省效率水平總體來說比較穩定，應注重污染的治理和教育的投入。安徽省應該努力提高GDP水平，安徽GDP總量居中部第四位，在其經濟發展的制約因素中，縣域經濟發展滯后成為重要因素。湖北經濟快速發展，GDP總量居中部第二位，但工業增速緩慢成為制約經濟發展的問題。江西經濟發展相對滯后，GDP位列中部第六位。山西省的用電量較大，污染排放量較多。
4.3 Tobit回歸分析 以各地的城鎮化效率為因變量，以經濟、社會等因素為自變量，建立Tobit模型對各種可能影響城鎮化效率的變量進行回歸分析。通過Tobit分析，可以探究影響因素，同時可以進行顯著性檢驗。本文對影響城鎮化效率水平的因素作如下假設：（1）資源投資方面：六省各自去在資源稟賦等方面存在差異，并且支出的規模等也不同，這些將表現為各省的效率的差異，假設有正面影響。（2）衛生政策：由于各地不同的衛生體制的改個，可能對地方政府支出產生影響，假設有正面影響。（3）人口密度：城鎮人口越多，城鎮化水平相應會有所提高，同時人口密度也會影響政府公共支出的規模經濟效應，假設有負面影響。（4）環境污染：環境因素是衡量城鎮化發展質量的重要因素，處理環境污染所帶來的支出可能會帶來效率的下降，假設有負面影響。
表5顯示效率值和能源消費總量、床位數、自然保護區有顯著的正相關關系，說明它是影響城鎮化效率水平的因素之一，能源消費總量越高、床位數越多、自然保護區越多，效率越高；二氧化硫排放和公路里程有顯著的負相關，說明它們也是影響效率水平的因素，二氧化硫排放越多，效率越低；而固定資產投資、一般預算收入、發電量、城鎮人口、森林結果不顯著，說明這些因素對于城鎮化效率水平的影響不是很大。
公共因子二包含的指標數量最多，對城鎮化水平的影響力也最大，從因子得分看，河南的城市生活水平因子大于0，它的城鎮發展水平高于全國平均水平，其他省小于0，則低于全國平均水平，；公共因子一反映了投資建設以及消費水平，安徽、湖北和湖南的排名靠前；公共因子三包含的指標數量最少，反映了農村居民的生活水平，安徽和山西排名靠后，安徽人口眾多，山西是能源大省，應提高農村居民的生活水平，促進城鎮化的發展。綜合得分為正的有4個省，分別是江西、河南、湖北、湖南，說明這幾個省的城鎮化水平在平均水平之上，而綜合得分為負的分別是安徽和山西，說明它們的效率水平在平均水平之下。其中排在最后兩位的是安徽和山西，河南省的綜合得分最高，河南省的人口和勞動力豐盛，有著極其龐大的經濟規模，在資金、收入等經濟規模指標都存在著明顯優勢，河南省的地區生產總值增長率為六省之首，具有很高的經濟效益。對投入產出因子做比較發現，安徽、湖北、湖南為正，說明它們在教育、建筑施工、消費等方面表現出色，有著豐富的勞動力，工業經濟效益高，教育水平較高，基礎設施較為完善。比較生活質量因子發現，只有河南省為正，其次是湖南和山西，河南省、湖南省在基礎設施和環境保護方面有著顯著的優勢，基礎設施和環境在社會發展中有極重要的地位，是社會可持續發展的基礎保障，山西省的信息化水平和醫療衛生條件都最好。對公共因子三分析發現，江西省、湖南省為正，其余為負，安徽省和山西省排名靠后，江西和湖南省的森林覆蓋率很高，城鎮人口比重不高。
為綜合評價城鎮化的發展水平，本文對這六個城市的因子總分進行正態檢驗，所采用的方法為1-sample K-S檢驗，由于顯著性水平為0.946，據此可以說明因子總得分服從正太分布，因此可以采用離差法劃分等級的思想，劃分出發展等級，對6省進行歸類，如表6。
表6 發展等級
[城市＼&山西＼&安徽＼&江西＼&河南＼&湖北＼&湖南＼&等級＼&較差＼&差＼&中＼&良＼&中＼&良＼&]
城鎮化水平范文5
關鍵詞：城鎮化；城鄉統籌；經濟發展；浙江省
中圖分類號：F29 文獻標識碼：A
收錄日期：2016年11月10日
一、引言
城鎮化是一個不斷演進、持續推動的歷史進程，是傳統落后的鄉村社會轉變為現代先進城市社會的過程。新型城鎮化是以科學發展觀為指導，發展集約和生態模式，增強多元城鎮功能、構建合理城鎮體系，最終實現城鄉一體和城鄉統籌發展，它是城鎮人口集聚、經濟高效、資源節約、生態宜居、環境優美、發展和諧為特征的城鎮化，是大中小城鎮與新型農村社區協調發展、互促共進的城鎮化。隨著我國經濟、社會、文化等發展的需要，積極探索城鎮化健康發展之路勢在必行。
二、研究方法
（一）指標體系。新型城鎮化水平評價是建立在一個綜合指標體系之上的，諸多學者對新型城鎮化水平評價指標體系進行了研究，總結起來主要包含人口、用地、經濟、社會、資源環境、基礎設施等多方面正反向指標，選取了與浙江省新型城鎮化水平評價相關的三大準則層，包括動力系統（經濟效益、發展水平、）、質量系統（基礎設施、生活質量、資源環境）和公平系統（城鄉統籌、社會和諧），如表1所示。（表1）
（二）評價方法
三、浙江省新型城鎮化評價
（一）綜合水平空間分異。通過計算結果如表2所示，浙江省新型城鎮化綜合水平最高為杭州市（0.7666），最低為麗水市（0.2371），絕對相差3.59倍。其中，杭州市、寧波市、舟山市與溫州市位于全省平均水平線（0.4020）以上，其他市均低于全省平均水平。
本研究借助SPSS19.0平臺，利用Ward聚類法進行相似性聚類，并分為4個等級，將結果可視化表達在矢量化地圖上。（圖1～圖4）整體看來，浙江省沿海、沿江地區新型城鎮化綜合水平高于中西部內陸地區，基本呈現出“東高西低、北凸南凹”的分異格局。（表2）
（二）因素分析。結合各城市新型城鎮化水平綜合得分，從表2、圖2～圖4可以看出：
1、新型城鎮化水平最高城市：杭州、寧波。杭州與寧波作為全省城市發展的絕對核心，經濟發展與城鎮化水平居于前列。杭州市為全省政治、經濟中心，其工業基礎雄厚、投資力度大，城市經濟發展持續、快速；近年來，城鎮居民生活質量逐漸提高、生態環境得以改善、社會和諧度居于首位。
2、新型城鎮化水平較高城市：舟山。舟山群島是我國海產經濟魚類集中產區，并依靠海涂發展鹽業，海洋經濟發達，城鎮化動力較足；島嶼城市生態環境較好、居民生活質量高，新型城鎮化質量較高。但城鄉統籌發展、和諧社會及城鎮基礎設施建設等方面不足，其中公平系統得分僅（0.0441），位居末尾。
3、新型城鎮化水平中等城市：溫州、紹興、嘉興、臺州、湖州。溫州城鎮化率僅次于杭州、寧波，這與城市開放性相吻合，也表明溫州產業結構較為合理；紹興市經濟在加快轉型升級中實現平穩較快增長，居民收入也實現較快增長，農村增速高于城鎮，城鄉居民生活差距縮小，城鎮化過程中的公平性建設得以體現。嘉興市北依蘇滬，開放型經濟快速發達，經濟發展水平逐漸超越溫州市；深入實施“科教興市”戰略，科技進步水平變化情況保持浙江省前列。
湖州市城鎮資源環境得分為0.0796，僅次于杭州市排名第二；但城鄉統籌發展水平系數全省倒數低碳發展指數排名出爐，臺州居榜首；臺州市新型城鎮化綜合水平倒數第二，表明城鄉發展不協調，城鄉居民生活水平差距最大，亟待改善。
4、新型城鎮化水平較低城市：金華、麗水、衢州。金華市城鎮建設逐漸落后于省內沿海城市，新型城鎮化動力系統得分居第八位，質量系統得分為最后一位，社會公平系統系數也僅排名第七，這與“宜居城市”等榮譽不相符合。麗水市與衢州市在各項指標評價中均較低，城鎮化綜合水平不高。兩市應積極加快城鄉基礎設施建設及第三產業發展，提高城鄉居民生活質量，加快城鄉統籌發展進程。
四、結語
通過構建相關模型計算可以看出，浙江省各市新型城鎮化水平存在顯著差異，總體上呈現出“東高西低、北凸南凹”的分異格局，這與浙江省經濟發展總體格局一致。運用Ward聚類分析法，計算分出城鎮化水平最高、較高、中等及較低四個層級；從領域層各要素與綜合水平得分相關性看出，經濟發展、城鎮人口增長以及居民生活質量提高對新型城鎮化進程貢獻度最大，而社會公平、城鄉統籌以及城鎮基礎設施不能跟上經濟發展與城鎮化綜合發展步伐，大部分省轄市新型城鎮化各要素發展不均衡。因此，重視城鄉軟環境發展，逐漸實現經濟與社會、社會與自然、城鎮與鄉村的協調發展。
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城鎮化水平范文6
關鍵詞 哈爾濱市城鎮化 城鎮化水平 城鎮化速度
一、引言
黨的十強調要推動信息化和工業化深度融合、工業化和城鎮化良性互動、城鎮化和農業現代化相互協調，走“新四化”同步發展的道路。城鎮化作為我國現代化建設進程中的大戰略和歷史任務被提到了前所未有的高度。未來，城鎮化必然成為推動我國經濟持續健康發展的動力源。哈爾濱市作為大農村、大城市特點鮮明的副省級城市，要提前全國全省實現全面實現小康，城鎮化建設任重而道遠。本文采用定性分析與定量分析相結合的方法，對哈爾濱市城鎮化發展的現狀進行合理分析和比較準確地判斷中國城鎮化的現狀和發展趨勢，為下步能有效推進城鎮化奠定基礎。
二、現狀分析
（一）人口結構
哈爾濱最近11年的戶籍人口城鎮化率基本徘徊在48%左右，呈總體緩慢上升趨勢，其中2008-2010年有微小反復。從第六次人口普查情況看，哈爾濱市常住人口1063.6萬，城鎮人口650.2萬，常住人口城鎮化率61.1%。按照城鎮化發展“S”形曲線運動規律，哈爾濱市目前處于城鎮化發展階段，將呈加快上升的趨勢。從全國看，按戶籍統計的全國平均城鎮化率大約為35%，按常住人口統計的全國平均城鎮化率大約為51%，由于2.3億農民工的存在，二者相差16個百分點。哈爾濱市戶籍人口城鎮化率約48%，常住人口城鎮化率61%，相差13個百分點，差距小于全國平均水平。這就說明，哈爾濱市的人口集聚能力低于全國平均水平，是人口紅利的輸出者，我們城鎮化過程中的人口問題與北上廣深等國內發達城市性質迥異。以同為副省級城市的廣州為例，第六次人口普查顯示，廣州市戶籍人口815萬，常住人口是1270萬，常住人口中來自外省的約300萬，大量的外來人口不僅為其創造了巨大的經濟效益，甚至延遲了其老齡化進程，因此，廣州是改革開放30多年來全國人口紅利的最大受益者之一，其面臨的是能否愿意給予外來人口市民待遇的問題。反觀哈爾濱市，哈爾濱市戶籍人口993（其中52%為農民），常住人口1063萬，流入人口207萬，其中不足20萬來自省外，流出人口136萬，凈流入人口僅70萬。因此，我們更大程度上是解決本埠農業人口城鎮化。
（二）空間結構
從市域整體看，哈爾濱市市域面積5.3萬平方公里，在副省級城市中是最為廣闊的，但是市區建成區面積367平方公里，僅占總面積的0.69%，115個城關鎮和建制鎮的建成區面積404平方公里，占總面積的0.76%，平均每個鎮不足4平方公里。市區建成區的規模和比例、小城鎮的規模在副省級城市中均處于下游。還以廣州為例，廣州的市區建成區面積952平方公里，占市域總面積的12.8%。由此可見，哈爾濱市空間城鎮化嚴重不足，基礎設施建設嚴重滯后，城鎮體系尚未形成。這一點也與全國以及發達城市土地城鎮化大幅度超前于人口城鎮化大相徑庭。
（三）產業結構
從產業結構和就業結構看，哈爾濱自“十五”末期以來三次產業結構和人員就業結構逐步向非農產業集中（見表1）。第一產業從業人員、生產總值所占比例逐年降低；第三產業從業人員、生產總值所占比例基本呈逐年上升趨勢；但是第二產業占GDP比重增長緩慢，從業人員所占比例甚至持續下降，反映出哈爾濱市近年來工業經濟低位運行，增長乏力。值得注意的是，哈爾濱市工業增加值占GDP比重大約28%左右，按照錢納理的理論，哈爾濱市處于工業化中期的起步階段，恰與哈爾濱市人口城鎮化狀態相對應，這說明哈爾濱市城鎮化與工業化基本同步，但是由于二者均處于較低水平，尤其是工業化率低于全國平均水平，這種同步僅是相對固化、相互制約的表象，遠沒有達到十要求的良性互動。
三、結論建議
