曾桂珍，曾潤忠

（華東交通大學軌道交通學院，江西南昌330013）

改革開放以來，我國把加速城市化作為重要的戰(zhàn)略目標，相應地，我國的城市化水平經(jīng)歷了一個快速的增長，由1978年的17.92%增長到2010年的45.68%。同時，我國的服務業(yè)也得到了蓬勃發(fā)展，服務業(yè)增加值占GDP的比重已由1978年的23.9%增加到2010年的40.1%，服務業(yè)在國民經(jīng)濟中的重要性突顯。

對于城市化與服務業(yè)的關系，國內(nèi)外一些學者做出了大量有益的研究。根據(jù)錢納里（1988）的結(jié)論，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變遷主要體現(xiàn)為非農(nóng)人口不斷提高的城市化過程和服務業(yè)產(chǎn)值及就業(yè)比重不斷提高的經(jīng)濟服務化過程[1]。城市化水平從兩方面對服務業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響，一方面，城市數(shù)量增加及規(guī)模擴大帶來的消費者和生產(chǎn)者需求的膨脹為服務業(yè)成長創(chuàng)造了巨大的需求；另一方面，城市化進程中農(nóng)業(yè)人口的非農(nóng)化又為服務業(yè)提供了寶貴的勞動力供給。反過來，服務業(yè)發(fā)展促進城市化軟硬件設施的完善和人民生活水平的提高，隨著服務業(yè)在國民經(jīng)濟的比重增大，服務業(yè)為城市化提供了強大的后續(xù)動力。同時，另一些學者對城市化與服務業(yè)之間的關系進行了實證研究。Singelmann（1978）首先對工業(yè)化國家1920－1970年的勞動力轉(zhuǎn)移過程進行實證研究發(fā)現(xiàn)，城市化是促進農(nóng)業(yè)型經(jīng)濟向服務型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的重要原因[2]。Tiffen（2004）也發(fā)現(xiàn)城市化水平與服務業(yè)就業(yè)之間存在顯著的正相關關系[3]。Chang等（2006）利用中國的數(shù)據(jù)也證實城市化推動了服務業(yè)發(fā)展[4]。國內(nèi)學者多以中國為研究對象，得出了一些有意義的結(jié)論。如高敏（2005）認為城市是影響服務業(yè)發(fā)展的重要因素，但長期以來我國較低的城市化水平制約了服務業(yè)的發(fā)展[5]。郭文杰（2006）利用現(xiàn)代經(jīng)濟計量方法對改革開放以來服務業(yè)與城市化等經(jīng)濟因素的綜合關系進行實證檢驗，證實城市化是推動服務業(yè)發(fā)展的重要動力[6]。裴長洪，謝廉（2009）認為，城市化發(fā)展推動了工業(yè)和服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚，我國不僅可以利用城市化發(fā)展服務業(yè)，還應當積極通過城市改造和提升來加速服務業(yè)的集聚和發(fā)展[7]。

總體來看，當前文獻對城市化與服務業(yè)之間關系的研究較為深入，對我們了解城市化與服務業(yè)之間互動關系的機理，為我國制定促進城市化與服務業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策有著重要的導向作用。但已有文獻研究的數(shù)據(jù)基礎多以時間序列數(shù)據(jù)為主，以面板數(shù)據(jù)為研究對象的較為少見；并且，我國各區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展極不平衡，但已有研究較少考慮到我國的區(qū)域差異。那么，以面板數(shù)據(jù)為研究對象，是否能得出相同的結(jié)論呢？城市化與服務業(yè)之間的關系在不同的區(qū)域是否存在差異呢？為解答上述問題，基于我國1978－2010年間的省際面板數(shù)據(jù)，利用面板數(shù)據(jù)模型進行實證分析，期望在已有結(jié)論的基礎上更進一步闡釋城市化與服務業(yè)之間的互動關系。

1 研究設計

1.1 指標選擇和數(shù)據(jù)來源

在服務業(yè)發(fā)展指標的選擇上，鑒于數(shù)據(jù)的來源和可獲取性，本文選取服務業(yè)增加值（R）來度量服務業(yè)發(fā)展水平。為剔除物價變動水平的影響，實際計算中以1978為基期進行平減。而在城市化水平（U）指標的選擇上，與現(xiàn)有文獻一致，用非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬俊榍宄赡艽嬖诘漠惙讲?，對兩個指標分別取自然對數(shù)，相應記為lnR和lnU。

由于我國各區(qū)域城市化發(fā)展水平及服務業(yè)發(fā)展水平的差異性，本文將我國分為東、中、西部分別進行考察。由于重慶市于1997年從四川省劃出成為直轄市，其人口數(shù)據(jù)連續(xù)性無法得到保證而在計算樣本中予以剔除。因此，本文分析的基本單元為東部、西部、中部所包括的30個省區(qū):東部地區(qū)包括北京、天津、河北等11個省市，中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、等8個省市，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海等11個省區(qū)。研究的時間跨度為1978－2010年，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》相應各期。

1.2 計量方法

分3步對城市化與服務業(yè)的關系進行檢驗及分析。首先對城市化及服務業(yè)增加值的面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，然后在此基礎上進行協(xié)整檢驗，最后建立對應的面板數(shù)據(jù)誤差修正模型進行因果關系檢驗。

1）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗當前并未達成一致，因此常用多種方法綜合進行檢驗，常用的有LLC檢驗、IPS檢驗、Breitung檢驗、Maddala和Wu檢驗、Hadri檢驗5種。這5類檢驗方法思路如下:

式中:i為截面序號；t是時間變量；ρi為自回歸系數(shù)；εit為獨立且異質(zhì)的擾動項。若 ||ρi＜1，則yi為弱穩(wěn)定過程，而 ||ρi=1時，yi為非平穩(wěn)的I（1）過程。

2）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗中最常用的方法為Pedroni協(xié)整檢驗[8]，利用如下協(xié)整方程的殘差:

式中:αi為常數(shù)項；δi為時間變量系數(shù)；βi為自變量系數(shù)；ei為殘變項；N為樣本單位個數(shù)；T為樣本的時間跨度；M為回歸變量數(shù)。定義xit=(x1i，t，x2i，t，...，xMi，t)，zit=(yit，x'it)，ξ'it=(ξy it，ξx it)，zit=zi，t-1+ξit，ξ為殘差項；其中滿足:對?i， 當為漸近方差為 Ωi的向量布朗運動，滿足Ω2i＞0。

3）面板數(shù)據(jù)誤差修正模型及因果關系檢驗。協(xié)整關系只反映變量之間的長期均衡關系，但不知道因果關系的方向，因此有必要對變量進行因果關系檢驗。面板數(shù)據(jù)的因果關系檢驗通常運用Engle和Granger（1987）提出的基于面板的誤差修正模型來解決。其中包括兩個步驟:

第1步，根據(jù)已有文獻，建立并估計如下城市化與服務業(yè)的面板協(xié)整方程（3），并取得殘差項εit。

第2步，根據(jù)Granger表述定理，面板協(xié)整模型（3）所對應的面板數(shù)據(jù)誤差修正模型為

式中:αi為常數(shù)項；θi為自變量系數(shù)；?i為面板協(xié)整子式量與數(shù)；Δ表示一階差分運算；Ei，t-1為模型（3）的面板協(xié)整殘差；下標i和t分別表示第i個省份的第t年；ν1it和ν2it為隨機擾動項。

2 實證結(jié)果及分析

2.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

利用前述的5種方法對城市化、服務業(yè)增加值及其一階差分進行單位根檢驗，且檢驗回歸式中同時包含常數(shù)項和趨勢項。檢驗結(jié)果表明，對于東部和中部，變量ΔlnU和ΔlnR均存在單位根，且其一階差分序列ΔlnU和ΔlnR均顯著地不存在單位根；因此，對于東部和中部地區(qū)而言，變量ΔlnU和ΔlnR均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分均平穩(wěn)。對于西部地區(qū)，變量ΔlnU和ΔlnR均存在單位根；但其一階差分中，ΔlnU的Hadri檢驗結(jié)果仍在10%顯著性水平上拒絕不存在單位根的原假設，與其他檢驗結(jié)果不一致，考慮到ΔlnU的其他幾種檢驗結(jié)果均在1%顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，因此ΔlnU不存在單位根，為平穩(wěn)序列。綜合可知，對于東、中、西部，變量ΔlnU和ΔlnR均為一階單整I（1）。

2.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

由于東、中、西部變量ΔlnU和ΔlnR均為一階單整I（1），因此存在協(xié)整關系的可能，利用Pedroni協(xié)整檢驗方法，分別對東、中、西部ΔlnU和ΔlnR進行協(xié)整檢驗，在檢驗時考慮了樣本數(shù)據(jù)中各省間協(xié)整向量的差異及各省的固定效應，檢驗結(jié)果見表1。由表1可以看出，Pedroni檢驗結(jié)果并不一致，根據(jù)Pedroni（1999）的結(jié)論，PanelADF、GroupADF檢驗效果最好，PanelV、GroupRho檢驗效果最差，其他處于中間，在結(jié)果不一致的情況下，我們以此為判斷根據(jù)。對于東部，檢驗結(jié)果較一致，各統(tǒng)計量分別在1%，5%，10%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，因此認為東部ΔlnU和ΔlnR存在面板協(xié)整關系。對于中部地區(qū)和西部地區(qū)，雖然檢驗結(jié)果不一致，但Panel ADF在10%顯著性水平上、GroupADF在1%顯著性水平上拒絕原假設，因此可認為中部地區(qū)及西部地區(qū)ΔlnU和ΔlnR也存在面板協(xié)整關系。

表1 面板數(shù)據(jù)協(xié)整的Pedroni檢驗結(jié)果Tab.1 Pedroni inspection results of panel data cointegration

2.3 面板協(xié)整方程估計及分析

由于東、中、西部地區(qū)ΔlnU和ΔlnR均存在面板協(xié)整關系，故可分別對其數(shù)據(jù)進行估計，不會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。在具體的計量方法上，采取了在面板數(shù)據(jù)的計量分析過程中常用的PLS（pooled least squares）方法。在固定效應和隨機效應的選擇上，使用Hausman檢驗進行判定，結(jié)果表明3個區(qū)域選取固定效應模型比較合適，Hausman檢驗結(jié)果見表2。

表2 Hausman檢驗結(jié)果Tab.2 Hausman inspection results

2.4 面板數(shù)據(jù)誤差修正模型及因果關系檢驗

面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果證實東、中、西部地區(qū)城市化與服務業(yè)均存在長期均衡關系，且東、中、西部地區(qū)城市化對服務業(yè)均產(chǎn)生正向效應。變量之間有協(xié)整關系只能告訴我們變量之間在長期存在因果關系，但不知道因果關系的方向，因此有必要對變量之間進行因果關系檢驗，本文建立面板誤差修正模型進行因果關系檢驗。由于誤差修正模型中變量均為平穩(wěn)變量，因此短期因果檢驗可采用標準的F檢驗進行分析；長期因果關系檢驗則可對誤差修正項的系數(shù)進行顯著性檢驗。根據(jù)AIC和SC信息準則，設定模型滯后階數(shù)為2階。估計結(jié)果見表3。

表3 東中西部面板誤差修正模型檢驗結(jié)果Tab.3 Inspection results of error correction model of the eastern，central and western panel

從表3可以看出，對于東部地區(qū)，模型（4）與模型（5）的檢驗結(jié)果中F值在1%顯著性水平上顯著，這說明短期而言，東部地區(qū)城市化與服務業(yè)之間存在雙向因果關系?？疾煺`差修正項E(-1)的回歸系數(shù)，模型（4）與模型（5）分別在1%顯著性水平及10%顯著性水平上通過檢驗，這表明長期來說，東部地區(qū)城市化與服務業(yè)之間也存在雙向因果關系。對于中部地區(qū)，模型（4）的檢驗結(jié)果中F值及誤差修正項的系數(shù)均在1%顯著性水平上通過檢驗，這說明長短期城市化都是服務業(yè)增加值的原因。模型（5）的檢驗結(jié)果中，誤差修正項不能通過顯著性檢驗，服務業(yè)增加值不是城市化的長期原因；F值在1%顯著性水平上通過檢驗，這說明中部地區(qū)服務業(yè)增加值是城市化的短期原因。

對于西部地區(qū)，模型（4）的檢驗結(jié)果中F值及誤差修正項的系數(shù)分別在1%及5%顯著性水平上通過檢驗，這說明長短期城市化都是服務業(yè)增加值的原因。模型（5）的檢驗結(jié)果中，誤差修正項在1%顯著性水平上通過檢驗，說明西部地區(qū)服務業(yè)增加值是城市化的長期原因；但F值不能通過顯著性檢驗，表明西部地區(qū)服務業(yè)增加值不是城市化的短期原因。

由上述檢驗可以發(fā)現(xiàn)，不管是東部，還是中西部地區(qū)，城市化是服務業(yè)增加值的格蘭杰原因，這更進一步從面板數(shù)據(jù)的角度證實了文獻[5]，[6]，[7]的結(jié)論，表明城市化促進了資本、人才和市場的集聚，為服務業(yè)的發(fā)展提供了良好的基礎環(huán)境，因而能促進服務業(yè)的發(fā)展。而服務業(yè)對城市化的作用在東、中、西部并不一致，其原因在于東部地區(qū)服務業(yè)發(fā)展水平較高，更好地成為吸納非農(nóng)就業(yè)的渠道，從而促進了城市化水平的提高，而中西部地區(qū)服務業(yè)發(fā)展水平相對較低，因此對城市化的作用相對較小。

3 結(jié)論

基于我國1978－2010年省際面板數(shù)據(jù)，利用面板數(shù)據(jù)模型，對城市化與服務業(yè)增加值之間的關系進行了實證研究。結(jié)論如下:

1）面板單位根檢驗結(jié)果表明，東、中、西部地區(qū)城市化（ΔlnU）及服務業(yè)增加值（ΔlnR）均為一階單整I（1）。進一步的協(xié)整分析結(jié)果說明，東、中、西部地區(qū)城市化及服務業(yè)增加值之間均存在協(xié)整關系，且城市化對服務業(yè)增加值均產(chǎn)生正向效應，但東、中、西部地區(qū)城市化對服務業(yè)增加值的效應是不一致的，東部地區(qū)城市化對服務業(yè)的彈性效應為1.444 4；中部地區(qū)城市化對服務業(yè)的彈性效應為2.343 4；西部地區(qū)城市化對服務業(yè)的彈性效應為1.794 9。

2）通過建立面板誤差修正模型進行因果檢驗表明，東、中、西部地區(qū)城市化及服務業(yè)增加值之間的因果關系也存在差異。長期而言，各區(qū)域城市化均是服務業(yè)增加值的格蘭杰原因，該結(jié)論與已有文獻的結(jié)論是一致的；反過來，東部和西部地區(qū)服務業(yè)增加值是城市化的長期原因，但中部地區(qū)服務業(yè)增加值是城市化的長期原因得不到證實。短期而言，東、中部地區(qū)城市化與服務業(yè)增加值之間互為因果關系；西部地區(qū)城市化是服務業(yè)增加值的短期原因，但服務業(yè)增加值不是城市化的短期原因。

各區(qū)域城市化都是服務業(yè)的長期原因且具有正向效應證實了理論的正確性，城市化水平的提高對于服務業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級有正向促進作用，其內(nèi)在機理是城市化有效地促進了勞動要素的集聚，而這種集聚效應將導致市場容量的擴大，從而增加對服務業(yè)的需求，促進服務業(yè)的發(fā)展；另外，集聚效應引起的外部經(jīng)濟效應能有效地提升服務業(yè)發(fā)展的質(zhì)量，從而實現(xiàn)服務業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。這對我們的啟示是，長期內(nèi)我國可以健康有序地推進城市化水平，促進服務業(yè)發(fā)展，推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。東、西部服務業(yè)增加值是城市化的長期原因則說明，長期內(nèi)東、西部地區(qū)可以通過大力推進服務業(yè)發(fā)展，利用服務業(yè)行業(yè)勞動密集型居多的特點，廣泛提供各種就業(yè)機會，特別是吸納從一、二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移出來的大批富余勞動力，從而提升這些地區(qū)的城市化水平。中部地區(qū)服務業(yè)不是城市化的長期原因說明，中部地區(qū)的服務業(yè)對城市化沒有產(chǎn)生應用的拉動力，其主要原因是中部地區(qū)服務業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)不盡合理，且投資主體較為單一；因此可以制定長期政策，鼓勵多種投資主體以資金、房產(chǎn)、設備、技術和勞務等多種形式投入技術密集和知識密集型服務業(yè)，優(yōu)化服務業(yè)結(jié)構(gòu)及實現(xiàn)投資主體的多元化，提升服務業(yè)對城市化的拉動作用。短期因果關系檢驗結(jié)果則說明短期內(nèi)東、中部地區(qū)均可以制定促進服務業(yè)與城市化水平提升的短期政策，以實現(xiàn)服務業(yè)與城市化的協(xié)調(diào)發(fā)展；而西部地區(qū)服務業(yè)增加值不是城市化的短期原因則說明短期內(nèi)西部地區(qū)的政策應該以服務業(yè)的結(jié)構(gòu)化調(diào)整為主，而不應該急于提升服務業(yè)的發(fā)展水平。

[1]錢納里.工業(yè)化和經(jīng)濟增長的比較研究[M].上海:上海三聯(lián)書店，1995:49-51.

[2] SINGLMANN J.The sectoral transformation of the labor force in seven industrialized countries，1920-1970[J].The American Journal of Sociology，1978，83（5）:1224-1234.

[3]TIFFEN M.Transition in sub-saharan africa:agriculture，urbanization and income growth[J].World Development，2003，31，（8）:1343-1366.

[4]CHANG G H，BRADAJ C.The paradox of china’s growing under urbanization[J].Economic Systems，2006，30（1）:24-40.

[5]高敏.中國城市化對服務業(yè)發(fā)展的制約作用分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2005（4）:51-53.

[6]郭文杰.服務業(yè)增長、城市化與經(jīng)濟發(fā)展——改革開放后中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].當代經(jīng)濟科學，2006，28（5）:91-97.

[7]裴長洪，謝廉.集聚、組織創(chuàng)新與外包模式——我國現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展的理論視角[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2009（7）:5-15.

[8] PEDRONI P.Critical values for cointegration tests in heterogeneous panels with multiple regressors[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1999，61（S1）:653-678.