摘要:為了研究我國服務(wù)業(yè)增長與城市化之間的相互作用關(guān)系，通過1978—2006年的時(shí)序數(shù)據(jù)，利用回歸分析#65380;協(xié)整檢驗(yàn)#65380;誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)等，對人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化水平的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析#65377;研究表明，我國城市化對人均服務(wù)業(yè)增加值的正向作用明顯強(qiáng)于人均服務(wù)業(yè)增加值對城市化的反向影響，城市化是人均服務(wù)業(yè)增加值的格蘭杰原因;人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化水平之間存在長期均衡關(guān)系#65377;因此，對中國服務(wù)業(yè)增長與城市化關(guān)系的深入探討，有利于決策者在推動(dòng)城市化和促進(jìn)服務(wù)業(yè)的過程中采取合理對策有一定的參考價(jià)值#65377;

關(guān)鍵詞:服務(wù)業(yè);人均服務(wù)業(yè)增加值;城市化

中圖分類號:F719 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A 文章編號:1673-291X(2008)01-0180-03

一、引言

改革開放近30年來，中國GDP一直保持在9%左右的增速#65377;但中國服務(wù)業(yè)的發(fā)展落后于其他經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，同時(shí)也落后于其他國家20世紀(jì)90年代，中國的服務(wù)業(yè)不能與國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度成比例發(fā)展，并嚴(yán)重滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平#65377;究其原因，既有體制觀念方面的因素，行業(yè)壟斷以及城市化落后方面的原因，當(dāng)然也有被低估的情況[1]#65377;2005年的第一次全國經(jīng)濟(jì)普查對服務(wù)業(yè)增加值進(jìn)行了調(diào)整，服務(wù)業(yè)增加值被低估的情況有所緩解#65377;隨著市場化改革的深入，觀念體制政策障礙#65380;行業(yè)壟斷等逐步解決，因而城市化發(fā)展水平落后成為服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵性因素#65377;

國內(nèi)外學(xué)者對于服務(wù)業(yè)增長與城市化之間的關(guān)系進(jìn)行了不少研究#65377;Singelmann(1978)首次明確了城市化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的原因[2]，Daniels等通過計(jì)量分析檢驗(yàn)了美國大中小城市區(qū)域的服務(wù)業(yè)成長#65377;研究認(rèn)為城市形成的區(qū)域市場是服務(wù)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，是城市化的發(fā)展促進(jìn)了服務(wù)業(yè)的擴(kuò)張[3]#65377;Harris就城市在印度經(jīng)濟(jì)中的作用進(jìn)行了研究，結(jié)果表明城市在國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起了關(guān)鍵作用，城市是流通商品的主要中心，發(fā)揮著巨大的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，是服務(wù)業(yè)中許多行業(yè)的核心[4]#65377;李江帆(1994)較早地從服務(wù)需求影響因素角度探討了影響服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的因素#65377;他認(rèn)為影響服務(wù)需求的主要因素是:人均國內(nèi)生產(chǎn)總值#65380;城市化水平#65380;人口密度#65380;服務(wù)產(chǎn)品的輸出狀況[5]#65377;江小涓等(2004)則認(rèn)為城市化水平是影響城市服務(wù)業(yè)增加值比重的重要因素[6]#65377;俞國琴(2004)認(rèn)為城市化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的前提，它與服務(wù)業(yè)的發(fā)展存在較為密切的正相關(guān)關(guān)系[7]#65377;Chang等(2006)則認(rèn)為城市化能夠刺激服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出和就業(yè)的增加[8]#65377;

學(xué)者普遍認(rèn)為發(fā)展中國家的服務(wù)業(yè)增長與城市化水平存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但也有人認(rèn)為服務(wù)業(yè)與城市化發(fā)展的相關(guān)性不強(qiáng)(李健英，2002)[9]#65377;對于我們這樣一個(gè)發(fā)展中國家，服務(wù)業(yè)增長與城市化之間是不是存在正相關(guān)關(guān)系，并且相關(guān)程度如何有必要進(jìn)行實(shí)證分析#65377;國內(nèi)已有研究的數(shù)據(jù)主要來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒，而2005年第一次全國經(jīng)濟(jì)普查之后，對服務(wù)業(yè)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進(jìn)行了大幅度的調(diào)整，其中服務(wù)業(yè)的增加值調(diào)增了2.13萬億元，調(diào)整幅度超過30%;而服務(wù)業(yè)的從業(yè)人數(shù)調(diào)整后減少了近8 000萬人，調(diào)整幅度也為30%#65377;因此，利用最新調(diào)整后的服務(wù)業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，對人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化的關(guān)系進(jìn)行研究，從而確定城市化對中國服務(wù)業(yè)增長的推進(jìn)作用尤為重要#65377;

本文在對服務(wù)業(yè)增長與城市化進(jìn)行綜述的基礎(chǔ)上，通過1978—2006年的時(shí)序數(shù)據(jù)，利用動(dòng)態(tài)計(jì)量分析方法:協(xié)整檢驗(yàn)#65380;誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)對中國服務(wù)業(yè)增長與城市化之間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析#65377;

二、建模

綜合人們對服務(wù)業(yè)增長與城市化關(guān)系的研究，服務(wù)業(yè)增長與城市化兩個(gè)變量之間的模型可以表示為:

許多實(shí)證分析在分析服務(wù)業(yè)增長與城市化的相關(guān)性時(shí)，研究基本上是從服務(wù)業(yè)增加值與城市化率的關(guān)系入手進(jìn)行分析，沒有排除人口因素的影響，故而得出的結(jié)論有可能偏離實(shí)際情況#65377;本文將采用人均服務(wù)業(yè)增加值來表示服務(wù)業(yè)增長，減少了人口因素的影響，從而能有效分析人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化率之間的關(guān)系#65377;

結(jié)合人們對城市化與服務(wù)業(yè)增長的研究，參考式(2-1)，本文認(rèn)為人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化率兩個(gè)變量之間的數(shù)學(xué)模型可以表示為:

三 實(shí)證分析

(一)變量選擇及數(shù)據(jù)采集

反映服務(wù)業(yè)增長的指標(biāo)有人用服務(wù)業(yè)增加值GDP3c或服務(wù)業(yè)增加值占GDP的比重來衡量#65377;而GDP3c則包含人口因素的影響，因此本文采用人均服務(wù)業(yè)增加值PGDP3c(單位:元/人)剔除了人口規(guī)模的影響，用以表示服務(wù)業(yè)增長比較合理#65377;同時(shí)為了剔除物價(jià)水平變動(dòng)的影響，利用服務(wù)業(yè)GDP指數(shù)將服務(wù)業(yè)人均GDP轉(zhuǎn)換以1978年為基期的服務(wù)業(yè)人均GDP即PGDP3c#65377;

城市化是當(dāng)今世界上重要的社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之一#65377;目前國際上比較通用的測度城市化水平的指標(biāo)是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?65377;本文也采用這一定義，即城市化水平是指城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?，也稱為城市化率#65377;

本文選擇1978—2006年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，主要是根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局《中國統(tǒng)計(jì)摘要》(2007)#65380;2004年度的全國經(jīng)濟(jì)普查和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2006》#65377;其中人均服務(wù)業(yè)增加值以1978年為基期#65377;

(二)參數(shù)估計(jì)

對公式(2-2)采用廣義差分法進(jìn)行回歸后的模型為:

LnPGDP3c=-2.0112+2.533?觹LnURBAN(3-1)

t(-6.822)(29.222)

R2=0.996，調(diào)整后R2的=0.995，F(xiàn)=1879.822，D-W=2.171.

經(jīng)檢驗(yàn)，模型擬合優(yōu)度#65380;方程顯著性和變量顯著性均良好，并且不存在序列相關(guān)和異方差#65377;

(三)模型處理

1.單整檢驗(yàn)

協(xié)整理論主要用于尋找兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)變量間的均衡關(guān)系，如果某兩個(gè)或多個(gè)同階時(shí)間序列向量的某種線性組合可以得到一個(gè)平穩(wěn)的誤差序列，表示這些非平穩(wěn)的時(shí)間序列之間存在長期均衡關(guān)系，即具有協(xié)整性#65377;只有相同單整階數(shù)的變量才可能存在協(xié)整關(guān)系，因而協(xié)整分析前要檢驗(yàn)變量的單整階數(shù)#65377;

在模型中，各差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響#65377;被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分:一部分是短期波動(dòng)，一部分是長期均衡#65377;根據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量，短期城市化率的變化將引起人均服務(wù)業(yè)增加值相同方向的變化，如果城市化率變化1%，引起人均服務(wù)業(yè)增加值變化1.3026%;而上期人均服務(wù)業(yè)增加值的變化，也引起人均服務(wù)業(yè)增加值比重的相同方向的變化，彈性為0.5019，反映了人均服務(wù)業(yè)增加值慣性的延續(xù)#65377;ecm項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計(jì)值(-0.4932)看，調(diào)整力度較大#65377;

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)揭示變量序列之間是否存在長期均衡關(guān)系，而格蘭杰因果檢驗(yàn)則可以揭示變量之間是否具有因果關(guān)系#65377;根據(jù)數(shù)據(jù)，對和進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，取最大滯后階數(shù)為6，得到檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示(受篇幅限制只列前兩期):

表 2中檢驗(yàn)結(jié)果表明:滯后1—5期的不是的格蘭杰原因的概率小于35%，其中滯后1期時(shí)不是的格蘭杰原因的概率為5.37%，我國城市化對人均服務(wù)業(yè)增加值的效應(yīng)在滯后1年時(shí)最為明顯，城市化率是人均服務(wù)業(yè)增加值的格蘭杰原因#65377;而滯后1—6期的不是的格蘭杰原因的概率在55%以上，說明人均服務(wù)業(yè)增加值對城市化率的推動(dòng)效應(yīng)不明顯#65377;

四 模型的經(jīng)濟(jì)分析

根據(jù)1978—2006年時(shí)序數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)，格蘭杰因果檢驗(yàn)，對我國人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化水平進(jìn)行了實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化水平之間存在長期均衡關(guān)系，城市化對人均服務(wù)業(yè)增加值的正向作用明顯強(qiáng)于人均服務(wù)業(yè)增加值對城市化的反向作用#65377;具體結(jié)論有:

1.人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化水平之間存在長期的均衡關(guān)系，這說明改革開放以來我國人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化發(fā)展水平相當(dāng)，兩者之間發(fā)展均衡#65377;

2.從誤差修正模型來看，城市化水平短期內(nèi)每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，人均服務(wù)業(yè)增加值將同向變動(dòng)1.3026個(gè)百分點(diǎn)，說明城市化對人均服務(wù)業(yè)增長的帶動(dòng)作用極大;同時(shí)誤差修正模型城市化的系數(shù)比長期協(xié)整回歸方程中城市化的系數(shù)2.533要小，說明城市化對人均服務(wù)業(yè)增長的長期影響更為顯著#65377;短期內(nèi)城市化水平的提高所帶來的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)效應(yīng)還未充分發(fā)揮出來，所以并不會(huì)立即帶來人均服務(wù)業(yè)增長#65377;但長期來說，城市化促成的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)效應(yīng)顯現(xiàn)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動(dòng)，有利于區(qū)位集聚及產(chǎn)生集聚效應(yīng)，從而促進(jìn)人均服務(wù)業(yè)增長#65377;

3.我國城市化對人均服務(wù)業(yè)增加值的正向作用明顯強(qiáng)于人均服務(wù)業(yè)增加值對城市化的反向影響#65377;滯后1—5期的城市化是人均服務(wù)業(yè)增加值的格蘭杰原因，而滯后1—6期的人均服務(wù)業(yè)增加值不是城市化格蘭杰原因的概率在55%以上#65377;說明我國服務(wù)業(yè)發(fā)展水平滯后，服務(wù)業(yè)占GDP比重偏低，因而人均服務(wù)業(yè)增加值對城市化水平的反向作用較弱#65377;

進(jìn)行深入分析就可以發(fā)現(xiàn)，上述結(jié)論和我國的現(xiàn)實(shí)情況吻合#65377;改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，城市化水平不斷提高，大量的農(nóng)村人口從農(nóng)村涌向城市，引起經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生重大變化#65377;城市規(guī)模擴(kuò)大#65380;交易成本降低#65380;經(jīng)濟(jì)效率提高，聚集經(jīng)濟(jì)促進(jìn)生產(chǎn)效率的提高，使服務(wù)業(yè)水平不斷提高，促進(jìn)人均服務(wù)業(yè)增長#65377;但由于我國戶籍制度和體制因素阻礙了農(nóng)村勞動(dòng)力由第一產(chǎn)業(yè)向第二#65380;第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，影響了服務(wù)業(yè)與城市化間良性互動(dòng)關(guān)系的形成#65377;我國服務(wù)業(yè)增加值的比重在不斷提高，但服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重仍然比較低，服務(wù)業(yè)對城市化水平的反向效應(yīng)還未充分體現(xiàn)，使得城市化對人均服務(wù)業(yè)增長的作用必然強(qiáng)于人均服務(wù)業(yè)增長對城市化的影響#65377;反觀西方發(fā)達(dá)國家，服務(wù)業(yè)與城市化的相互促進(jìn)作用則表現(xiàn)得非常明顯#65377;城市化為發(fā)達(dá)國家服務(wù)業(yè)發(fā)展提供了非常重要的需求基礎(chǔ)，推動(dòng)服務(wù)業(yè)新行業(yè)的形成和傳統(tǒng)行業(yè)的發(fā)展，并且服務(wù)業(yè)對城市化的拉動(dòng)作用增強(qiáng)，并最終超過了第二產(chǎn)業(yè)#65377;之所以出現(xiàn)這種差異主要是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家的城市化以市場機(jī)制為驅(qū)動(dòng)器，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變是一個(gè)自然均衡的過程，是與人的消費(fèi)需求順序和市場需求結(jié)構(gòu)的變化相一致，政府主要擔(dān)當(dāng)“守夜人”的角色#65377;而中國由于市場機(jī)制發(fā)育不全，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換在很大程度上受到政府推動(dòng)和體制約束的雙重影響，導(dǎo)致我國人均服務(wù)業(yè)增長對城市化的反向作用并不明顯#65377;

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