談 鎮(zhèn) 邱 宇

（中共江蘇省委黨校 江蘇 南京 21004）

一、引言

城市化是人口集中、產業(yè)集聚的過程，第三產業(yè)是當前我國吸收新增勞動力和剩余勞動力最多的產業(yè)，已有的研究發(fā)現(xiàn)，與工業(yè)相比，第三產業(yè)有更為明顯的空間集聚特征，且與城市化的關系更為顯著。多數(shù)學者認為，城市化對第三產業(yè)發(fā)展有重要的影響。Singelmann（1978）首次明確了城市化是第三產業(yè)發(fā)展的原因，Daniels等（1991）通過計量分析檢驗了美國大中小城市區(qū)域的第三產業(yè)成長，研究認為城市形成的區(qū)域市場是第三產業(yè)發(fā)展的基礎，是城市化的發(fā)展促進了第三產業(yè)的擴張。Harris（1995）就城市在印度經濟中的作用進行研究，結果表明城市是流通商品的主要中心，發(fā)揮著巨大的網絡效應，是第三產業(yè)中許多行業(yè)的核心。江小娟和李輝（2004）通過研究第三產業(yè)與經濟增長的相關性以及加快增長的潛力發(fā)現(xiàn)城市化水平是影響第三產業(yè)增加值比重的重要因素。李輝（2004）、程大中（2003）、倪鵬飛（2004）利用中國數(shù)據(jù)進行的實證研究，發(fā)現(xiàn)第三產業(yè)發(fā)展水平和聚集效益受城市化相關因素的影響很大，這些因素主要包括城市化水平、城市人口密度、城市人口規(guī)模、人均GDP等。晏維龍等（2004）研究認為，在市場經濟體制下，城市化與流通發(fā)展具有縱向和橫向強相關性，城市的發(fā)展促成了商品流通的發(fā)展，城市化水平差異是造成流通水平差異的重要原因。張自然（2008）利用經濟計量方法對中國改革開放以來第三產業(yè)增長與城市化之間的相互作用關系進行實證檢驗，得出城市化是第三產業(yè)增長的重要原因的結論。也有研究表明，第三產業(yè)的發(fā)展是城市化的重要原因。俞國琴（2004）認為城市化是產業(yè)結構高度化的前提，第三產業(yè)的發(fā)展會增強城市的吸納能力并加速城市化進程。

以上研究在一定程度上揭示了城市化與第三產業(yè)發(fā)展的關系，但主要是靜態(tài)研究，未對兩者的動態(tài)關系做深入探討。江蘇省作為我國沿海經濟發(fā)達省份，其經濟發(fā)展和城市化水平一直處在全國前列，對江蘇省城市化和第三產業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)關系至今還沒有學者進行過研究。本文利用動態(tài)計量經濟模型，研究以下一些問題：江蘇省城市化與第三產業(yè)之間是否存在長期均衡關系，以及這種關系是不是格蘭杰（Granger）因果關系，是單向因果關系還是雙向因果關系；如果存在長期均衡關系，二者在短期內有怎樣的動態(tài)作用關系，這些問題的解決對江蘇省城市化進程中第三產業(yè)的發(fā)展是十分必要而有意義的。

二、數(shù)據(jù)選擇和模型建立

（一）數(shù)據(jù)選擇

江蘇省將大力發(fā)展第三產業(yè)列為“十一五”規(guī)劃的重要內容，并通過工業(yè)化、城市化、市場化、國際化、信息化互動并進而帶動其發(fā)展。本文選取江蘇省1990-2008年的數(shù)據(jù)作為研究樣本（見表1），1990年江蘇省非農業(yè)人口為1458.94萬人，占總人口的21.6％，2008年為4168.48萬人，占總人口的54.3％，19年間非農業(yè)人口增加了2709.06萬人，可見江蘇的城市化進程發(fā)展十分迅速。

同時，江蘇省第三產業(yè)也處在快速發(fā)展之中，一些新興第三產業(yè)從無到有，逐步建立起較為完整的第三產業(yè)體系。從表1可見，2008年江蘇省第三產業(yè)實現(xiàn)產值11548.8億元，對GDP的貢獻率從1990年的26.03％增長到38.1％，并且19年間增長率不斷提高。

（二）模型建立

基于向量自回歸（VAR）模型的協(xié)整方法可以求解各變量之間的長期均衡關系，并通過Granger因果關系檢驗，考察變量之間的解釋與被解釋關系；可以用于分析滯后項變量對被解釋變量是否有顯著影響；可以借助脈沖響應函數(shù)（IRF）和方差分解進一步分析變量間的動態(tài)相互關系。

本文采用非限制性向量自回歸模型（unrestricted VAR），在建立VAR（p）模型的基礎上，檢驗城市化水平和第三產業(yè)發(fā)展之間的協(xié)整關系以及考察它們的動態(tài)特征。unrestricted VAR（p）模型的一般形式為：

其中：yt=（y1t……yKt表示K×1階隨機向量，p為滯后階數(shù)，K為樣本個數(shù)，A1到Ap表示K×K階要估計的系數(shù)矩陣，εt是k維擾動向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后期相關及不與等式右邊的變量相關，并且假定εt是白噪聲序列。

三、實證分析

記城市化水平為URt，第三產業(yè)占GDP總量的比重為SERt，為了消除數(shù)據(jù)的異方差性，筆者對其分別進行取對數(shù)后，以LnURt、LnSERt來表示（見表1）?；谝陨戏治隹蚣埽疚膹囊韵聨追矫孢M行實證檢驗：第一，確定時間序列LnURt、LnSERt的平穩(wěn)性；第二，建立VAR模型；第三，檢驗LnURt、LnSERt之間是否具有協(xié)整關系和Granger因果關系；第四，如果變量之間存在協(xié)整關系，在VAR模型建立的基礎上，利用誤差修正模型來研究各變量的短期動態(tài)特征。

表1 江蘇省城市化率及第三產業(yè)占GDP的比重

（一）平穩(wěn)性檢驗

在進行協(xié)整檢驗之前，要先檢驗每個序列的平穩(wěn)性。用AIC準則來判斷檢驗的滯后階數(shù)，用ADF檢驗來判斷各序列是否具有單位根，結果如表2所示。水平檢驗結果顯示，兩個變量的ADF檢驗值的絕對值均小于臨界值的絕對值，說明城市化水平和第三產業(yè)占GDP比重兩個變量均為非平穩(wěn)序列，存在單位根。繼續(xù)進行單整檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量的一階差分序列在5％檢驗水平下，ADF檢驗值的絕對值均大于檢驗值，所以，它們的一階差分是平穩(wěn)的，即LnURt～I（1）、LnSERt～I（1）。

表2 ADF單位根檢驗結果

（二）VAR模型的建立

在建立VAR模型之前應先確定最大滯后階數(shù)K，這里采用AIC準則，通過選擇，最優(yōu)滯后階數(shù)為2，模型估計結果如表3所示。表3中，兩個回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達到0.9889和0.9186，這說明回歸函數(shù)的擬合程度很好。從LnURt來看，第三產業(yè)各滯后期對城市化的影響1期、2期均為正，說明第三產業(yè)的發(fā)展對城市化具有正向效應，且效應有增大的趨勢；城市化對自身的影響1期2期也均為正，近期影響效應顯著，說明城市化對自身影響具有明顯的短期效應。從LnSERt來看，城市化對第三產業(yè)的影響在滯后1期為正、滯后2期為負，說明近期城市化對第三產業(yè)產生正向影響，遠期則是負向影響，但回歸系數(shù)表明這種影響不顯著，可能除城市化外，還有其它影響第三產業(yè)發(fā)展的因素未包括在內；第三產業(yè)各期對自身的影響1期為正、2期為負，且滯后1期效應顯著，說明第三產業(yè)的發(fā)展對自身具有較強的短期影響效應。

表3 VAR（2）模型的回歸結果

（三）協(xié)整分析和誤差修正模型

由表2可知，LnURt～I（1）、LnSERt～I（1），采用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗，協(xié)整回歸結果如下：

括號內為t檢驗值，從模型結果來看，擬合程度較好。同時，計算并保存殘差et，檢驗et的平穩(wěn)性，結果如表4。在不包含截距項、趨勢項及差分項的情況下，ADF檢驗值-2.8373的絕對值大于5％顯著水平值，因而拒絕et非平穩(wěn)的原假設，意味著兩變量存在協(xié)整關系，即LnURt、LnSERt～CI（1，1），它們之間具有一種長期均衡的關系。

上述協(xié)整分析給出了LnURt與LnSERt之間的長期均衡關系，而這種長期穩(wěn)定關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。因此，任何一組相互協(xié)整的時間序列變量都存在誤差修正機制，反映短期調節(jié)行為。建立短期動態(tài)關系，即誤差修正模型，將長期關系模型中的各變量以一階差分形式重新加以構造，并將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入。作為解釋變量引入的長期關系模型的殘差，代表著在取得長期均衡過程中各時點上出現(xiàn)的“偏誤”的程度。誤差修正模型的結構如下：

ΔLnSERt=α+βΔLnURt+γet-1+ε

得到誤差修正模型的估計結果為：

估計結果表明，江蘇省第三產業(yè)的變化不僅取決于城市化水平的變化，而且取決于上一期第三產業(yè)發(fā)展對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計的系數(shù)-0.41177反映了對偏離長期均衡的挑戰(zhàn)力度，從估計值來看，調整力度較大。城市化水平的短期波動對第三產業(yè)存在正向影響，即城市化水平短期內變化1個百分點將引起第三產業(yè)0.25199個百分點的變動。

表4 殘差et平穩(wěn)性檢驗

（四）格蘭杰因果關系檢驗

對城市化水平和第三產業(yè)發(fā)展進行Granger因果關系檢驗，結果見表5。由表5可以看出，在滯后2期，第三產業(yè)發(fā)展是城市化的Granger原因，但城市化不是第三產業(yè)發(fā)展的Granger原因，在滯后1期、3期、4期，兩者互相不存在Granger因果關系，說明城市化水平和第三產業(yè)發(fā)展在近期具有Granger因果關系，但作用是單向的，遠期來看，城市化和第三產業(yè)的相互影響不具有Granger因果關系。

表5 Granger因果關系檢驗結果

四、結論及建議

本文通過江蘇省數(shù)據(jù)的計量檢驗和實證分析，得到以下主要結論：

首先，城市化水平和第三產業(yè)發(fā)展之間存在長期的均衡關系和Granger因果關系，可以通過一個變量的變動引起另一個變量的改變，第三產業(yè)的發(fā)展是城市化水平提高的Granger原因，城市化則不是第三產業(yè)的Granger原因。其次，第三產業(yè)的發(fā)展對城市化水平的提高具有較強的正向沖擊，且作用具有長期性和累積性，第三產業(yè)的發(fā)展對城市化水平的提高作用從短期到長期逐步增強，同時，城市化水平的提高對第三產業(yè)發(fā)展在短期內具有正向效應，但是作用都不夠顯著。最后，城市化水平和第三產業(yè)發(fā)展自身的變動都會對自身的發(fā)展產生重要影響，這種影響力在短期內尤為顯著，這反映了城市化和第三產業(yè)自身都具有累積效應?？梢?，第三產業(yè)的發(fā)展，引起產業(yè)結構的優(yōu)化升級，通過提供更多就業(yè)崗位和完善城市軟硬件設施來吸引更多人口和生產要素，促進了城市化進程，是城市化水平提高的重要原因。

根據(jù)研究結論并結合江蘇省城市化進程與第三產業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀，筆者有以下的政策建議：

第一，大力發(fā)展現(xiàn)代第三產業(yè)，推動城市化水平提高。第三產業(yè)，特別是現(xiàn)代第三產業(yè)，是適應城市現(xiàn)代化發(fā)展需要而形成的產業(yè)，廣泛服務于生產和生活，同時是城市經濟輻射的載體和手段，是支持農村發(fā)展的通道和橋梁?，F(xiàn)代第三產業(yè)是城市現(xiàn)代化的重要標志?，F(xiàn)代第三產業(yè)范圍廣泛、內容豐富、門類眾多，科技含量高、勞動力容量大。第三產業(yè)中的餐飲業(yè)、商業(yè)等比較適合從農村轉移出來的勞動力；金融保險業(yè)、房地產、信息服務等新興第三產業(yè)，可以提升城市功能，吸引就業(yè)人口和生活人口向城市的遷移，提高城市化水平。

第二，破除人口流遷中城市的進入壁壘，增強城市化對第三產業(yè)的促進作用。戶籍制度是目前限制我國城鄉(xiāng)人口流動的剛性最強的制度障礙，在城市中，外來人口的數(shù)量不斷增多，對城市經濟發(fā)展具有重要的貢獻，這些人長期生活在城市，已經成為事實上的城市人口，但是由于城市嚴格的戶籍管理，他們被排除在合法的城市人口之外，這給城市帶來許多不利影響。為促進城鄉(xiāng)人口的順利轉移，保持城市化進程的健康發(fā)展，應盡快降低城市的入戶門檻，使這部分人在城市里安居樂業(yè)。實證研究表明，當前江蘇省城市化對第三產業(yè)發(fā)展的影響作用還不強，因此，要繼續(xù)推進城市化進程，改革城鄉(xiāng)戶籍制度、土地流轉制度和城鄉(xiāng)社保體制等相關體制，不斷提高城市化水平和城市規(guī)模，為第三產業(yè)發(fā)展提供良好的基礎和更大的空間。

第三，調整和完善就業(yè)市場機制，引導勞動力進入第三產業(yè)。第三產業(yè)具有較高的就業(yè)彈性，對勞動力的吸納能力較強，從進城務工人員的就業(yè)情況看，主要集中在第三產業(yè)領域，第三產業(yè)的發(fā)展在很大程度上吸納了社會剩余勞動力，為解決農村剩余勞動力就業(yè)、縮小城鄉(xiāng)收入差距、促進城鄉(xiāng)一體化提供了重要途徑。因此，必須全面深化第三產業(yè)體制改革，在充分發(fā)揮政府規(guī)劃和服務協(xié)調的基礎上，堅持市場化引導，完善第三產業(yè)及就業(yè)市場機制，破除行政壁壘，打破部門分割，促進各種社會資源合理流動。

［1］Singelmann Joachim.The Sectoral Transformation of the Labor Force in Seven Industrialized Countries，1920 -1970［J］.The American Journal of Sociology，1978，83（5）：pp1224-1234.

［2］Daniels P.W.，K.O’Connor，T.A.Hutton.The Planning Response to Urban Service Sector Growth：An International Comparison［J］.Growth and Change，1991：pp.3-26.

［3］Harris Nigel.Bombay In a G lobal Economystructural Adjustment and the Role of Cities［J］.Cities，1995，12（3）：pp.175-184.

［4］江小娟，李輝.服務業(yè)與中國經濟：相關性和加快增長的潛力［J］.經濟研究，2004，（1）.

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［6］程大中.中國服務業(yè)增長的地區(qū)和部門特征［J］.財貿經濟，2003，（8）.

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［8］晏維龍.城市化與商品流通的關系研究：理論與實證［J］.經濟研究，2004，（2）.

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