呂一清 何 躍

城鎮(zhèn)化進(jìn)程與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相互關(guān)系實(shí)證研究
——以成都市為例

呂一清 何 躍

通過運(yùn)用協(xié)整理論、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，考察了成都1985－2008年城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的長期動(dòng)態(tài)影響特征。分析結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重互為雙向因果關(guān)系，其相互促進(jìn);在短期內(nèi)，隨著第三產(chǎn)業(yè)增長速度促進(jìn)城鎮(zhèn)化率進(jìn)程的發(fā)展。從方差分解結(jié)果可以得出，第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重對城鎮(zhèn)化率的貢獻(xiàn)度相對比較大。

城鎮(zhèn)化率;第三產(chǎn)業(yè);協(xié)整檢驗(yàn);廣義脈沖響應(yīng)函數(shù);方差分解分析

一、引言

城鎮(zhèn)化進(jìn)程與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相互關(guān)系問題學(xué)術(shù)界進(jìn)行了較多的研究。張建新等人研究了我國城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系的測度，研究表明我國城鎮(zhèn)化滯后于工業(yè)化，然而西部地區(qū)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化同步。林毅夫研究了我國城市發(fā)展與農(nóng)村現(xiàn)代化，研究表明促進(jìn)城市發(fā)展需要大力發(fā)展勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，即第三產(chǎn)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)是城鎮(zhèn)化進(jìn)程后期階段的主要?jiǎng)恿?。冷崇總在《城?zhèn)化:“十五”經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的戰(zhàn)略選擇》一文中，提出了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要的作用。

在一個(gè)相對具體的區(qū)域內(nèi)，在一個(gè)相對穩(wěn)定的政治、經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，研究城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系，更符合本地區(qū)的實(shí)際情況，更有利于為一個(gè)地區(qū)的社會發(fā)展提供可靠的依據(jù)。本文以成都為例，從現(xiàn)代計(jì)量理論出發(fā)，研究成都城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系，為成都的發(fā)展提供參考。

二、數(shù)據(jù)與方法

本文研究第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的相互關(guān)系，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展選擇指標(biāo)從第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和第三產(chǎn)業(yè)成長能力的角度選取，分別為:第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重、第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員增長速度。城鎮(zhèn)化進(jìn)程的指標(biāo)使用城鎮(zhèn)化率。樣本區(qū)間是1985－2008年度數(shù)據(jù)，主要根據(jù)《四川省統(tǒng)計(jì)年鑒2008》和四川省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)中統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)計(jì)算整理得到。對于有些丟失數(shù)據(jù)，使用插值法獲得。出于分析研究的需要，將各變量用符號來表示:Y:城鎮(zhèn)化率;X1:第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重;X2:第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重;X3:第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度;X4:第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員增長速度。

對于城鎮(zhèn)化進(jìn)程與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相互關(guān)系的影響，本文主要運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，基于VAR模型的廣義脈沖影響函數(shù)法和方差分解法建立相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型進(jìn)行分析。本文使用的軟件為Eviews6.0。

三、實(shí)證分析

(一)描述性分析樣本數(shù)據(jù)

成都作為西部重要的科技、商貿(mào)、金融中心，再加上成都人民形成的休閑文化及消費(fèi)意識，使第三產(chǎn)業(yè)在成都區(qū)域經(jīng)濟(jì)體系中的作用更加明顯。成都從1985年的城鎮(zhèn)化率為27.23%到2008年的城鎮(zhèn)化率為54.41%，其二十多年的時(shí)間翻了一番。進(jìn)入21世紀(jì)，城鎮(zhèn)化進(jìn)程趨勢更加迅猛，由2001年的34.79%到2008年的54.41%。按照Northam城鎮(zhèn)化階段理論，城鎮(zhèn)化率小于30%，為城鎮(zhèn)化的初期階段;城鎮(zhèn)化率在30% －70%之間，為城鎮(zhèn)化的中期階段;城鎮(zhèn)化率大于70%，為城鎮(zhèn)化后期階段。成都從1995年進(jìn)入城鎮(zhèn)化的中期階段，現(xiàn)在正處在中期的后期階段。

第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展程度是衡量一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要標(biāo)志，城鎮(zhèn)化的進(jìn)行與第三產(chǎn)業(yè)有著密切的關(guān)系。從圖1中，可以看出第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重與城鎮(zhèn)化率隨時(shí)間的增加而增加，而第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員增長速度則在平穩(wěn)波動(dòng)。這主要是因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)作為勞動(dòng)密集型行業(yè)，其發(fā)展速度擴(kuò)大就業(yè)率從而促進(jìn)了城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，反過來，城鎮(zhèn)化的進(jìn)程又為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了外部環(huán)境，使第三產(chǎn)業(yè)能夠更好更快的發(fā)展。

圖1 成都城鎮(zhèn)化率和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況

(二)單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在分別檢驗(yàn)成都城鎮(zhèn)化率Y與第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重X1、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重X2、第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度X3、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員增長速度X4的協(xié)整關(guān)系之前，需要檢查各個(gè)變量的平穩(wěn)性，否則可能出現(xiàn)偽回歸錯(cuò)誤，本文采用ADF方法檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性。檢驗(yàn)的結(jié)果為Y、X1、X2、X3四個(gè)序列呈現(xiàn)出波動(dòng)變化趨勢，初步斷定它們在原水平時(shí)都是非平穩(wěn)的，而經(jīng)過一階差分后，每個(gè)序列都是平穩(wěn)的;X4序列呈現(xiàn)平穩(wěn)趨勢(表1)。因此Y、X1、X2、X3是一階單整序列I(1)，XM4是零階單整序列I(0)。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整的定義，如果變量是同階非平穩(wěn)單整序列，那么其線性組合可能存在著長期平穩(wěn)的關(guān)系(協(xié)整關(guān)系)，它反映了所研究的變量之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，只有具有協(xié)整關(guān)系的變量之間，才能進(jìn)行回歸分析。通過采用E－G兩步法或者Johansen極大似然估計(jì)法檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，本文運(yùn)用 Johansen極大似然估計(jì)法，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，如表2所示:

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由表2可知，Y與X1之間不存在協(xié)整關(guān)系;Y與X2、Y與X3之間在跡檢驗(yàn)中都通過了5%臨界值檢驗(yàn)，存在著協(xié)整關(guān)系而且是唯一的。即變量之間存在長期的均衡關(guān)系和趨勢。本文將通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，對上述協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)再加以分析，確保其合理性。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger檢驗(yàn)方法是分析時(shí)間序列變量之間的因果關(guān)系。協(xié)整分析的結(jié)果反映變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，但是，這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系需要進(jìn)一步驗(yàn)證?？紤]到經(jīng)濟(jì)中通常出現(xiàn)的時(shí)滯效應(yīng)，在對時(shí)間序列經(jīng)行因果關(guān)系檢驗(yàn)師，本文將對滯后各期的X2、X3與Y之間關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果列表3內(nèi)。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著水平下，Y與X2在滯后2－5期都拒絕原假設(shè)，Y是 X2的Granger原因。X2與Y在滯后2－3期都拒絕原假設(shè)，X2是Y的Granger原因，即變量Y與X2之間只存在雙向因果關(guān)系，變量 Y是變量X2的Granger原因，同時(shí)變量X2是變量Y的Granger原因;在10%的顯著水平下;Y不是X3的Granger原因在滯后2和4期的概率是0.51624和0.40658.，X3不是Y的 Granger原因在滯后2－5期都拒絕原假設(shè)。這說明，成都城鎮(zhèn)化率增加是第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重增加的原因，第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重增加也是城鎮(zhèn)率增加的原因;城鎮(zhèn)率增加對第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度有一定的推動(dòng)作用，但這種作用并不是十分明顯，第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度則是城鎮(zhèn)化率的原因。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，本文沒有把變量X1與Y的關(guān)系納入研究之中。

(五)脈沖響應(yīng)實(shí)證分析

本文由AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，根據(jù)信息量取值最小確定模型的階數(shù)，并經(jīng)過多次實(shí)際預(yù)算比較，最終對Y與X2、Y與X3兩組變量建立VAR自回歸模型。經(jīng)檢驗(yàn)，模型的整體效果比較好，其特征方程的特征根都位于單位圓內(nèi)(均小于1)，這說明說建立的模型是穩(wěn)定的，因此，為了進(jìn)一步運(yùn)用GIRF方法，分別考察X2、X3與Y之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)，得到的分析結(jié)果如下(表4)。

表4 脈沖響應(yīng)效果

1.城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重

首先分析X2對Y變化的沖擊。表4的第二列可知，在整個(gè)沖擊反應(yīng)期內(nèi)X2對Y沖擊曲線是L型曲線，從第三期開始，沖擊反應(yīng)值由負(fù)值變成正值，表明隨著第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重的增長，城鎮(zhèn)化率也逐漸增長;其次，分析Y對X2變化的沖擊反應(yīng)。由表4的第三列可知，在整個(gè)沖擊反應(yīng)期內(nèi)Y對X2沖擊曲線是L型曲線。第一期脈沖影響幾乎是0，以后各期逐漸上升，表明隨著城鎮(zhèn)化率的增長，第三產(chǎn)業(yè)占整個(gè)社會從業(yè)人員比重也會增長。

2.城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度

由表4第三列可知，X3對Y變化的沖擊作用呈現(xiàn)倒U刑變化。沖擊第一、二期為負(fù)值，隨后各期為正值，但開始增加，隨后又減小趨于0。這說明，第一、二期的第三產(chǎn)業(yè)增加速度對城鎮(zhèn)化率進(jìn)程有反作用，但阻礙作用越來越小，隨后第三產(chǎn)業(yè)增長速度又促進(jìn)城鎮(zhèn)化率進(jìn)程的發(fā)展，發(fā)展到一定程度，第三產(chǎn)業(yè)增長速度促進(jìn)作用減弱，最后趨于0;然后分析Y對X3變化的沖擊反應(yīng)。由表4的第五列，在整個(gè)沖擊反應(yīng)期內(nèi)Y對X3一個(gè)單位沖擊的反應(yīng)曲線大致呈現(xiàn)出平滑上升的趨勢，然而速率緩慢，說明城鎮(zhèn)化率的增加對第三產(chǎn)業(yè)增加速率又一定的促進(jìn)作用，但城鎮(zhèn)化率的增加對第三產(chǎn)業(yè)增加速率促進(jìn)作用不是十分的大。

(六)預(yù)測方差分解實(shí)證分析

根據(jù)方差分解理論，對成都的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)化率相互貢獻(xiàn)度進(jìn)行了測算，結(jié)果如下表5所示。

表5 方差分解結(jié)果

綜合方差結(jié)果分析，總體而言，城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重相互之間的預(yù)測方差起較大的作用，其中第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重對城鎮(zhèn)化率的貢獻(xiàn)度達(dá)到11.79%，而城鎮(zhèn)化率對第三產(chǎn)業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重的貢獻(xiàn)度達(dá)到8.54%;然而城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度相互之間的預(yù)測方差起的作用小一些，分別為1.14%和0.615%。從這些結(jié)果可以看出成都第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化之間的關(guān)系。城鎮(zhèn)化的進(jìn)程與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整社會從業(yè)人員的比重有著重要的關(guān)系，因此發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，擴(kuò)大就業(yè)率，有助于成都城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，同時(shí)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程又為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了發(fā)展空間和硬件支持;第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度對城鎮(zhèn)化的進(jìn)程有一定的促進(jìn)作用，但是作用十分有限，城鎮(zhèn)化率對第三產(chǎn)業(yè)增長速度作用相當(dāng)?shù)男　?/p>

四、結(jié)論

本文通過對成都城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展分析，主要運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、基于VAR模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，得出的結(jié)果表明:城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重互為雙向因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化率的增長有利于第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重的增長，并且作用還非常的大;而第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個(gè)社會從業(yè)人員比重的增長又促進(jìn)城鎮(zhèn)化率的進(jìn)程，而且貢獻(xiàn)度也很大。因此，發(fā)展成為現(xiàn)代化的城市，成都應(yīng)該調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的大力發(fā)展，同時(shí)也要提高城市基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，提高城鎮(zhèn)化率，反過來促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。其次，雖然城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)增加值增長速度的因果關(guān)系有些弱，貢獻(xiàn)度也不是很大，但是在短期內(nèi)，其第三產(chǎn)業(yè)增加值對城鎮(zhèn)化率有促進(jìn)作用，同時(shí)也是第三產(chǎn)業(yè)成長能力的指標(biāo)。

［1］張建新，段祿峰.我國城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系的測度［J］.生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2009，12:67 －70.

［2］林毅夫.中國城市發(fā)展和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化［J］.北京大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2002，29(4):12 －15.

［3］冷崇總.在城鎮(zhèn)化:“十五”經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的戰(zhàn)略選擇［J］.地方政府管理，2001，1:32 －34.

［4］杜江.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及其應(yīng)用［M］.北京:機(jī)械工業(yè)出版社，2010.3.

呂一清(1984－)，男，湖北省荊門市人，四川大學(xué)工商管理學(xué)院在讀碩士研究生，主要研究方向:數(shù)據(jù)挖掘、管理信息系統(tǒng)。何躍(1961－)，男，重慶市人，副教授，博士，碩士生導(dǎo)師，主要研究方向:管理信息系統(tǒng)、數(shù)據(jù)挖掘、決策支持系統(tǒng)。