楊 敏

（武漢大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，武漢 430072）

改革開放以來，特別是20世紀90年代后，中國城鎮(zhèn)化進程加快、服務(wù)業(yè)蓬勃發(fā)展。大量農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)移到城市就業(yè)，城市人口和規(guī)模不斷擴大。截至2013年底，中國城鎮(zhèn)化率已達到53.37%，但與發(fā)達國家的城鎮(zhèn)化率（70%）相比仍有很大差距，因此中國城鎮(zhèn)化率的增長空間和潛力都很巨大。而服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)總值由1978年的872.5億元上升到2013年的231406.5億元，服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值占國民經(jīng)濟的比重 由 1978 年 的 23.9% 上升到 2013 年 的44.6%——提高了20.7個百分點，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費性服務(wù)業(yè)都得到了發(fā)展。受資源約束和環(huán)境氣候的雙重影響，各國紛紛尋求經(jīng)濟轉(zhuǎn)變，優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。其中，城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的重要抓手，而加快服務(wù)業(yè)發(fā)展是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和優(yōu)化的主攻方向，因為城鎮(zhèn)化進程能引致服務(wù)需求結(jié)構(gòu)變化、促進服務(wù)業(yè)發(fā)展，而服務(wù)業(yè)的發(fā)展能直接推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。因此，深入分析城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)的互動關(guān)系及其內(nèi)在機理，有助于推動中國城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)良好互動發(fā)展。

1 文獻回顧

關(guān)于城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展兩者的互動機理，主要有如下兩種觀點：一種觀點認為，城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展之間存在雙向關(guān)系，即互為因果；另一種觀點認為，城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展之間存在單向關(guān)系。具體而言，城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展之間的影響機理如圖1所示。

1）城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。

第一，城鎮(zhèn)化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)。考慮到生產(chǎn)與消費不可分割以及產(chǎn)品和勞務(wù)不可儲藏且在時間和空間上不可分等因素，服務(wù)業(yè)發(fā)展需要一定的載體，而城市形成的區(qū)域市場是服務(wù)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)［1］。城鎮(zhèn)化水平和城市功能的完善性直接決定了服務(wù)業(yè)發(fā)展的規(guī)模和質(zhì)量。

第二，城鎮(zhèn)化改變了經(jīng)濟總體的需求結(jié)構(gòu)，從而影響了服務(wù)業(yè)的發(fā)展。城鎮(zhèn)化是一個伴隨著人口和產(chǎn)業(yè)不斷向城市集中的動態(tài)過程，勞動力從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到城市中的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)即服務(wù)業(yè)，在促進資源優(yōu)化合理配置的同時也促使農(nóng)業(yè)型經(jīng)濟向服務(wù)業(yè)型經(jīng)濟轉(zhuǎn)變［2］。農(nóng)村人口進入城市直接拉動了城市消費性服務(wù)需求的增長，勞動力和資本的投入催生了新的商品和服務(wù)，也擴大了對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的需求。Kuznets在對工業(yè)化國家近300年的經(jīng)濟增長進行深入研究后發(fā)現(xiàn)，此期間需求彈性發(fā)生了重要變化，而這種變化源于城鎮(zhèn)化過程中產(chǎn)生了更多農(nóng)村不存在的商品和服務(wù)，是城鎮(zhèn)化改變了經(jīng)濟總體的需求結(jié)構(gòu)，從而影響了服務(wù)業(yè)的發(fā)展［3］。郭文杰利用1978—2004年全國層面的時間序列數(shù)據(jù)進行分析得出，城鎮(zhèn)化是推動服務(wù)業(yè)增長的重要動力，城鎮(zhèn)化引致的非農(nóng)人口比重提高極大地刺激了對服務(wù)業(yè)的需求，勞動力就業(yè)的服務(wù)化直接推動了服務(wù)業(yè)的發(fā)展［4］。曾淑婉和趙晶晶基于1978—2010年中國省級面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建固定效應(yīng)模型、運用FGLS（feasible generalized least square）和GMM（gener-alized method of moment）估計方法，實證研究了城鎮(zhèn)化進程對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的影響，得出如下結(jié)論：中國的城鎮(zhèn)化進程對服務(wù)業(yè)發(fā)展具有一定促進作用；城鎮(zhèn)化進程對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響存在區(qū)域差異，西部地區(qū)城鎮(zhèn)化進程的加快在更大程度上影響了服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的提高［5］。

第三，城鎮(zhèn)化的溢出效應(yīng)促進了服務(wù)業(yè)的發(fā)展。城鎮(zhèn)化進程的加快和城鎮(zhèn)化水平的提高，有利于改善城市基礎(chǔ)設(shè)施條件和提高公共服務(wù)化水平。信息的暢通和交通的發(fā)達使得生產(chǎn)技術(shù)的傳遞更為緊密和便利，將促使更多的企業(yè)和人口集中于城市，進而在技術(shù)、知識和人力資本方面形成經(jīng)濟溢出和獲得技術(shù)溢出效應(yīng)，促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展。Keeble 和Nacham 認為，城鎮(zhèn)化進程意味著人口向城市集聚，有利于人們近距離地接觸，促進了勞動市場的發(fā)展和服務(wù)業(yè)知識的外溢，進而有利于分工深化和新企業(yè)從原企業(yè)分化出來，即表現(xiàn)為服務(wù)業(yè)的逐步發(fā)展［6］。若城市人口密度過高、規(guī)劃不合理，則會造成環(huán)境污染、交通堵塞等一系列“城市病”問題，又會對服務(wù)業(yè)的發(fā)展起到負面影響。

2）服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響。

服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的作用主要體現(xiàn)在：在城鎮(zhèn)化發(fā)展早期，其推動力主要來自于工業(yè)化；隨著經(jīng)濟發(fā)展，到了工業(yè)化后期，服務(wù)業(yè)經(jīng)濟占國民經(jīng)濟比重上升，據(jù)“配第-克拉克定理”，服務(wù)業(yè)最終會超越工業(yè)，服務(wù)業(yè)自然會替代工業(yè)化而成為引領(lǐng)城鎮(zhèn)化進一步向前發(fā)展的主導(dǎo)力量。生活性服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠提供大量的就業(yè)機會，從而吸引農(nóng)村的剩余勞動力向城市轉(zhuǎn)移，培育勞動力市場、加快城鎮(zhèn)化進程。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展憑借高附加值能助推城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級，促進城市經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型。與工業(yè)相比，服務(wù)業(yè)具有低消耗、低污染、低排放的特點，可以有效改善城市的環(huán)境質(zhì)量。同時，服務(wù)業(yè)的快速發(fā)展也會提升對城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共服務(wù)水平的要求，進而促使城鎮(zhèn)化水平進一步提高。余國琴指出，城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的前提，而服務(wù)業(yè)通過提高城市的吸納能力來使城鎮(zhèn)化進程加速［7］。

3）城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)的互動影響

國內(nèi)學(xué)者在研究城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平時，更多是從兩者的雙向影響展開。李健英分析了服務(wù)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化的相關(guān)性，認為城鎮(zhèn)化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的需求基礎(chǔ)，服務(wù)業(yè)發(fā)展是城鎮(zhèn)化的重要經(jīng)濟源泉和后續(xù)動力［8］。曾桂珍和曾潤忠基于1978—2010年中國的省級面板數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進行了實證分析，結(jié)果表明中國東、中、西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化與對應(yīng)服務(wù)業(yè)發(fā)展之間均存在協(xié)整關(guān)系［9］。王向通過對上海市進行研究發(fā)現(xiàn)：上海市的城鎮(zhèn)化進程在長期和短期均對服務(wù)業(yè)比重產(chǎn)生影響，其中短期影響更為顯著；長期看，城鎮(zhèn)化進程對服務(wù)業(yè)發(fā)展的作用可能是先升后降的；在動態(tài)互動方面，城鎮(zhèn)化進程對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響要強于服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化進程的影響，但是兩者彼此的影響都具有持久性［10］。歐陽敏華和王厚俊通過對廣東省進行研究得出：廣東省的服務(wù)業(yè)增長與城鎮(zhèn)化發(fā)展相互促進、互動協(xié)調(diào)，兩者長期存在均衡關(guān)系，而短期波動幅度較小，服務(wù)業(yè)增長對城鎮(zhèn)化進程的推動貢獻顯著且具有持續(xù)效應(yīng)；城鎮(zhèn)化發(fā)展對服務(wù)業(yè)增長具有拉動作用，但貢獻率并不特別顯著［11］。崔宏橋和沈頌東通過對吉林省進行研究認為，吉林省服務(wù)業(yè)的發(fā)展滯后于城鎮(zhèn)化發(fā)展，兩者還未實現(xiàn)良性互動和協(xié)調(diào)發(fā)展［12］。李程驊和鄭瓊潔對江蘇省的城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)的關(guān)系進行了研究，認為江蘇省的服務(wù)業(yè)在長期和短期都對城鎮(zhèn)化具有正向的促進作用，而城鎮(zhèn)化在長期和短期尚未明顯作用于服務(wù)業(yè)［13］。陳蓉和許培源對福建省的兩者關(guān)系進行實證研究，結(jié)論顯示福建省城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)之間的協(xié)調(diào)互動關(guān)系還未形成［14］。

圖1 城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的互動影響機理

已有研究為本文進一步深入考察城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在關(guān)系提供了有益的借鑒和參考。然而，筆者通過文獻回顧發(fā)現(xiàn)，目前國內(nèi)現(xiàn)有研究存在如下局限性：第一，著眼于全國層面或某一特定省級地區(qū)，缺乏針對全國范圍內(nèi)面板數(shù)據(jù)的異質(zhì)性研究，與中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的現(xiàn)實條件相背，不能反映中國城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)間動態(tài)關(guān)系的全貌；二是基于地區(qū)層面的研究要么聚焦于城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的單向影響，要么以定性研究為主，而構(gòu)建模型來分析城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的動態(tài)關(guān)系的文獻甚少。鑒于此，本文利用1990—2012年中國地區(qū)層面的省級數(shù)據(jù)，運用面板向量回歸模型（PVAR（panel vector autoregression）實證研究城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的動態(tài)互動關(guān)系，以期豐富與拓展現(xiàn)有研究。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建

傳統(tǒng)向量自回歸模型（VAR）（vector autoregression）和結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）（structural vector autoregression）主要用來分析時間序列模型，無法用于分析面板數(shù)據(jù)模型。而PVAR 模型繼承了VAR 模型的將所有變量都視為內(nèi)生變量的優(yōu)點，且引入面板數(shù)據(jù)模型允許存在的不可觀測的個體效應(yīng)。面板向量自回歸模型（PVAR）不僅可通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析當受到一個內(nèi)生變量的沖擊時其他內(nèi)生變量的動態(tài)響應(yīng)，而且能夠捕捉到個體的異質(zhì)性。因此，本文構(gòu)建城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的PVAR 模型，見式（1）。

式（1）中：i和t分別代表地區(qū)和時間；yi，t表述一個包 含（Urbani，t，Servicei，t）變量的向量；Urbani，t表示城鎮(zhèn)化水 平變量；Servicei，t表示服 務(wù)業(yè)發(fā)展水平變量；βj表示變量滯后效應(yīng)的矩陣?？紤]到中國各省區(qū)的城鎮(zhèn)化進程對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響存在差異，引入變量ηi表示地區(qū)固定效應(yīng)，引入φi，t代表時間效應(yīng)；εi，t表示隨機擾動項。

2.2 指標說明及數(shù)據(jù)來源

2.2.1 指標說明

本文用城市化率表示城鎮(zhèn)化水平變量。城市化率有單一指標和復(fù)合指標兩種形式?？紤]到復(fù)合指標的選取標準不統(tǒng)一、數(shù)據(jù)獲取復(fù)雜，本文用城市非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎睾饬砍擎?zhèn)化水平。本文采用服務(wù)業(yè)增加值占GDP 比重這一指標度量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。衡量一個地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的指標有單一指標和復(fù)合指標?？紤]到復(fù)合指標考核全面但數(shù)據(jù)來源不一、標準不一，因此本文選取單一指標衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。具體的單一指標有服務(wù)業(yè)增加值和服務(wù)業(yè)增加值占GDP 比重兩個。由于服務(wù)業(yè)增加值描述的是一個地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展的絕對規(guī)模，不能反映服務(wù)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的相對變化，因此本文選取服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重這一指標。

2.2.2 數(shù)據(jù)來源

本文選取1990—2012年中國29個省（自治區(qū)、直轄市）①未將我國港澳臺地區(qū)、西藏地區(qū)納入研究樣本。此外，將重慶并入四川。為研究樣本，按中國三大經(jīng)濟帶劃分的標準，將全國劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三大區(qū)域。數(shù)據(jù)來源于1991—2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

3 實證分析

3.1 面板單位根檢驗

本文所選取的面板數(shù)據(jù)為“大N 大T”（29×23）型。對于這種時間跨度較長的面板數(shù)據(jù)，在做回歸分析前要先對數(shù)據(jù)進行一系列檢驗。首先，要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，否則會出現(xiàn)“偽回歸”等問題，導(dǎo)致結(jié)果不可靠。面板單位根檢驗方法有多種，常見的有LLC（Levin-Lin-Chiu）面板單位根檢驗、IPS（IM-Pesaran-Shin）面板單位根檢驗、ADF（Augmented Dickey-Fuller）面板單位根檢驗、PP-Fisher（Phillips-Perron-Fisher）面板單位跟檢驗以及Harris面板單位根檢驗等。由于上述檢驗方法都存在固有缺陷，為保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時選擇多種方法進行檢驗。首先檢驗全國樣本，然后檢驗東部、中部和西部地區(qū)樣本。使用STATA12.0軟件進行面板單位根檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 全國及三大區(qū)域的面板單位根檢驗結(jié)果

從表1可看出，無論是全國樣本還是三大區(qū)域樣本，城鎮(zhèn)化水平（Urban）和服務(wù)業(yè)發(fā)展水平（Serv-ice）的大部分P值大于0.1，顯然均不能完全拒絕變量序列是非平穩(wěn)的原假設(shè)。因此，序列Urban和Service都是非平穩(wěn)序列。進一步對兩變量的一階差分值進行檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：就全國樣本而言，序列d＿Urban和d＿Service均在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，即兩變量的一階差分序列均為平穩(wěn)序列。這表明，序列Urban和Service是同階單整序列，可以建立PVAR 模型。

3.2 面板協(xié)整檢驗

在進行了面板單位根檢驗后，再進行協(xié)整檢驗以驗證城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展之間是否存在長期均衡關(guān)系。本文選擇基于誤差修正模型的協(xié)整檢驗方法，其優(yōu)點是可同時考慮截面異質(zhì)性以及截面內(nèi)的序列相關(guān)性和截面間的相關(guān)性。借助于STATA12.0軟件，可得到4個統(tǒng)計量——Gt、Ga和Pt、Pa。若通過顯著性水平檢驗，前一組統(tǒng)計量表明面板數(shù)據(jù)內(nèi)至少存在一對協(xié)整關(guān)系，后一組統(tǒng)計量意味著面板數(shù)據(jù)存在協(xié)整關(guān)系。表2 報告了樣本的Pt和Pa統(tǒng)計量結(jié)果。由檢驗結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，樣本區(qū)間內(nèi)城鎮(zhèn)化（Urban）和服務(wù)業(yè)發(fā)展（Service）之間基本上存在協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長期均衡關(guān)系。

表2 全國樣本及三大區(qū)域樣本的面板協(xié)整檢驗結(jié)果

3.3 PVAR 估計結(jié)果

在回歸前，先選取滯后階數(shù)。從穩(wěn)健性的角度考慮，根據(jù)AIC（Akaike information criterion）準則、BIC（Bayesian information criterion）準則和HQIC（Hannan-Quinn information criterion）準則，判斷全國樣本以及三大區(qū)域樣本對應(yīng)的最佳滯后階數(shù)，得出不同樣本對應(yīng)的最佳滯后階數(shù)分別為一階、四階、二階和一階。PVAR 模型中所有變量都被視為內(nèi)生變量，且采用GMM 估計，從而有效克服內(nèi)生性問題。本文借鑒連玉君博士編寫的在STATA中運行的PVAR 程序語言得到GMM 估計系數(shù)，結(jié)果見表3。考慮到PVAR 模型本身是一個動態(tài)模型，模型中自變量的值是因變量和其他變量的滯后值，它們共同構(gòu)成了一個相互作用的系統(tǒng)，單個變量系數(shù)的意義并不大。為了克服PVAR 模型在這一點上的缺陷，在估計了一般模型的參數(shù)后要繼續(xù)考慮PVAR 模型的脈沖響應(yīng)和方差分解。

表3 全國樣本及三大區(qū)域樣本的PVAR 模型估計結(jié)果

就全國樣本和西部地區(qū)樣本而言，滯后一期的城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)發(fā)展對各自本身的影響在1%的顯著性水平下顯著為正。就東部地區(qū)樣本而言，滯后一期的城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)發(fā)展對各自本身的影響在1%的顯著性水平下顯著為正——分別為0.904和1.142，滯后一期和滯后四期的城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響在1%的顯著性水平下也顯著為正。就中部地區(qū)樣本而言，滯后一期、滯后二期的城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)為1.095、-0.156、-0.344和0.165，而滯后一期的城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)發(fā)展對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)分別為-0.132 和1.101。這表明，城鎮(zhèn)化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的重要原因。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

利用脈沖響應(yīng)函數(shù)，可得到某變量的一個標準差沖擊對其他變量當前和未來取值的影響軌跡，能較為直觀地刻畫變量間的動態(tài)交互作用及效應(yīng)，且能根據(jù)動態(tài)反應(yīng)判斷變量間的時滯關(guān)系。借助STATA12.0 軟 件，通 過Monte-Carlo 模 擬1000次，對全國樣本及三大區(qū)域樣本的城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進行面板向量自回歸分析，得到相應(yīng)的脈沖響應(yīng)圖，見圖2～圖5。圖中橫軸為沖擊發(fā)生的滯后期數(shù)（年），中間曲線為脈沖響應(yīng)曲線，外側(cè)的兩條曲線代表5%分位點和95%分位點的估計值——反映的是估計誤差范圍。下面利用脈沖響應(yīng)圖分析城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的互動動態(tài)關(guān)系。

1）城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。

就全國樣本而言，城鎮(zhèn)化的一個標準差沖擊在當期對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響不明顯，之后存在長期微弱負影響。就東部地區(qū)樣本而言，該影響也不大，且在滯后二期為0，系統(tǒng)穩(wěn)定。就中部地區(qū)樣本而言，城市化對服務(wù)業(yè)發(fā)展存在長期負向影響。就西部地區(qū)樣本而言，前者對后者存在長期弱的正影響。城鎮(zhèn)化總體上促進了服務(wù)業(yè)的發(fā)展，特別是在中部地區(qū)，但在東部地區(qū)和西部地區(qū)該影響不顯著。

2）服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響。

就全國樣本而言，服務(wù)業(yè)發(fā)展的一個標準差沖擊對城鎮(zhèn)化的影響在當期不大，之后存在長期較弱的負向影響。就東部地區(qū)樣本而言，該影響在滯后二期達到頂峰且為正向，但在滯后三期為0。這意味著服務(wù)業(yè)發(fā)展的一個標準差沖擊對城鎮(zhèn)化的影響不大，說明系統(tǒng)較為穩(wěn)定。就中部地區(qū)樣本而言，該影響長期為負。就西部地區(qū)樣本而言，該影響不明顯。這表明，服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化總體上起促進作用，在中部地區(qū)表現(xiàn)得較為明顯。

圖2 全國樣本脈沖響應(yīng)圖

3.5 方差分析

面板PVAR 模型的方差分解旨在了解各變量影響的相對重要性，進一步說明各影響因素的貢獻度。全國樣本及三大區(qū)域樣本的方差分解結(jié)果如表4所示。由表4可知：全國樣本和三大區(qū)域樣本的城鎮(zhèn)化對城鎮(zhèn)化前期沖擊值的反應(yīng)在第10期和第20期分別為92.3%和83.9%、99.7%和99.4%、55.4%和31.1%、56.7和40.2%，表明城鎮(zhèn)化存在明顯的正反饋現(xiàn)象，東部地區(qū)樣本和全國樣本過去的城鎮(zhèn)化率能很好地解釋當前城鎮(zhèn)化率的增長；全國樣本和三大區(qū)域樣本的服務(wù)業(yè)發(fā)展對服務(wù)業(yè)發(fā)展前期沖擊值的反應(yīng)在第10 期和第20 期分別為98.7%和97.4%、98.4%和98%、87.7%和85.2%、99.9%和99.6%，即服務(wù)業(yè)發(fā)展存在較強的正反饋現(xiàn)象，除中部地區(qū)外，其余樣本的區(qū)間均在98%以上，服務(wù)業(yè)過去的發(fā)展狀況能非常好地解釋其當前發(fā)展。中部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后的原因在于中部地區(qū)的工業(yè)結(jié)構(gòu)以重工業(yè)為主、轉(zhuǎn)型相對較慢。

本文重點關(guān)注城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的互動。從全國樣本來看，城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻在第10期和第20期分別為1.3%和3.7%，而服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的貢獻在第10期和第20期分別為7.7%和16.1%。東部、中部以及西部區(qū)域的城鎮(zhèn)化對各自服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻在第10 期和第20 期分別為1.6%和2.3%、12.3%和16.4%、0.2%和0.6%，而東部、中部以及西部區(qū)域的服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的貢獻在第10期和第20期依次為0.3%和0.6%、44.6%和68.9%、43.3%和59.8%。

圖3 東部地區(qū)樣本脈沖響應(yīng)圖

圖4 中部地區(qū)樣本脈沖響應(yīng)圖

圖5 西部地區(qū)樣本脈沖響應(yīng)圖

表4 方差分解結(jié)果

很顯然，不同樣本的城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的互動關(guān)系呈現(xiàn)出明顯的差異化。就全國樣本而言，城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展互相促進，但是服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的貢獻程度更大。服務(wù)業(yè)發(fā)展吸引了大量人口從落后地區(qū)遷移到城市，從而促進了城鎮(zhèn)化進程。究其原因，自改革開放以來，中國的城鎮(zhèn)化率節(jié)節(jié)攀升，2012年底已達52.3%，但一直以來中國的工業(yè)結(jié)構(gòu)以第二產(chǎn)業(yè)為主，而中國服務(wù)業(yè)發(fā)展長期滯后，城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)的推動作用不足。

東部地區(qū)樣本的城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻程度高于服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的貢獻程度。其原因在于，東部地區(qū)本身的工業(yè)基礎(chǔ)良好，服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展也較快，吸引了大批人口遷移到東部地區(qū)，大量人口的聚集又促進生活型服務(wù)業(yè)的發(fā)展。中部地區(qū)服務(wù)業(yè)的發(fā)展對其城鎮(zhèn)化的貢獻程度高于城鎮(zhèn)化的對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻，并且中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻程度在三大區(qū)域中是最高的，表明中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展互相促進。中部地區(qū)的工業(yè)基礎(chǔ)較好，大量農(nóng)業(yè)人口進入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)特別是服務(wù)業(yè)就業(yè)，在促進服務(wù)業(yè)發(fā)展的同時也提高了城鎮(zhèn)化率。西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻相當有限，而服務(wù)業(yè)發(fā)展卻大大推動了城鎮(zhèn)化的發(fā)展。這主要是因為：西部地區(qū)的工業(yè)基礎(chǔ)薄弱、生態(tài)環(huán)境較差，各地政府在發(fā)展經(jīng)濟時主要考慮自身的資源稟賦（旅游業(yè)），另外西部地區(qū)也是凈人口流出地。

4 結(jié)語

本文將PVAR 模型應(yīng)用于研究城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的互動關(guān)系，將全國分為東、中、西三大區(qū)域，利用全國范圍的面板數(shù)據(jù)，解釋了城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的總體互動關(guān)系及其在不同區(qū)域的差異性。研究結(jié)果顯示：城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展互相促進，但城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻程度與服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的貢獻程度在三大區(qū)域呈現(xiàn)出較強的差異性。具體而言：東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻程度高于服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的貢獻程度，中部地區(qū)服務(wù)業(yè)的發(fā)展對城鎮(zhèn)化的貢獻程度高于城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻，但中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻程度在三大區(qū)域中是最高的。西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻相當有限，而服務(wù)業(yè)發(fā)展卻大大推動了城鎮(zhèn)化的發(fā)展。這表明，中、東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的推動很大一部分依然來自于工業(yè)化，而西部地區(qū)本身工業(yè)化發(fā)展較為緩慢，而服務(wù)業(yè)（旅游業(yè)）較為發(fā)達，因此服務(wù)業(yè)對城鎮(zhèn)化的促進作用也最大。該研究結(jié)論充分證實了“國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020）”中關(guān)于城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)間互動關(guān)系的論點。該規(guī)劃明確表示，城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的重要抓手，而加快服務(wù)業(yè)發(fā)展是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的和優(yōu)化升級的主攻方向。

上述研究結(jié)論也蘊含著如下重要的政策啟示：

一是要實施新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，促進服務(wù)業(yè)發(fā)展。有序推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，有條件地逐步放開戶籍制度，使更多人口落戶城市，推動城鎮(zhèn)化進程。對于東部地區(qū)的超大及特大城市，要嚴格限制其發(fā)展，實施城市群戰(zhàn)略，將人口合理分流到周邊衛(wèi)星城地區(qū)，避免“城市病”的進一步惡化。對于中、西部地區(qū)的大、中、小城市，特別是中小城市，要積極完善各項基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)設(shè)施建設(shè)，加大對城市電信、交通等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，吸引企業(yè)落戶，吸納更多的農(nóng)業(yè)人員到城市就業(yè)。同時，要優(yōu)化合理配置醫(yī)療、教育衛(wèi)生等公共基礎(chǔ)服務(wù)效率，增加城市對人才、企業(yè)的吸納能力，提升服務(wù)水平，進而促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

二是要加快服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，加快城鎮(zhèn)化進程。一直以來，中國服務(wù)業(yè)以傳統(tǒng)生活性服務(wù)性為主，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)占比不高。傳統(tǒng)生活性服務(wù)業(yè)（如餐飲娛樂業(yè)、交通運輸業(yè)、批發(fā)零售商貿(mào)業(yè)等）有利于吸納農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口，但其附加值不高；與之相比，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有知識密集度高、產(chǎn)出附加值大、資源消耗低、環(huán)境污染少等優(yōu)點，在吸引高科技人才方面更具優(yōu)勢，是各地方政府實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的突破口，有助于城鎮(zhèn)化水平的提升。

三是因地制宜地制定各區(qū)域的城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)發(fā)展政策?？紤]到中國各地區(qū)的城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)水平的發(fā)展不一致，因此各地政府在制定城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略和服務(wù)業(yè)發(fā)展政策時要根據(jù)自身情況提出有針對性的建議。中國三大區(qū)域的城鎮(zhèn)化發(fā)展存在明顯差距，東部地區(qū)要實時實施城市群戰(zhàn)略，而西部地區(qū)要進一步加速城市化進程。三大區(qū)域的服務(wù)業(yè)發(fā)展水平同樣存在差距，西部地區(qū)要加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、完善各項城鎮(zhèn)功能，為服務(wù)業(yè)發(fā)展提供基礎(chǔ)條件。

［1］DANIELS P W，O＇CONNOR K，HUTTON T A.The planning response to urban service sector growth：an international comparison［J］.Growth and Change，1991，22（4）：3-26.

［2］SINGLEMANN J.The sectored transformation of the labor force in seven industrialized countries：1920—1970［J］.American Journal of Sociology，1978，83：1224-1234.

［3］西蒙·庫茲涅茨.現(xiàn)代經(jīng)濟增長［M］.北京：北京經(jīng)濟學(xué)院出版社，1989：91-92.

［4］郭文杰.改革開放以來FDI、城市化對服務(wù)業(yè)的影響研究［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2007（4）：91-95.

［5］曾淑婉，趙晶晶.城市化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響機理及其實證研究——基于中國省際數(shù)據(jù)的動態(tài)面板分析［J］.中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2012（6）：60-66.

［6］KEEBLE D，NACHAM L.Why do business service firms cluster？Small consultancies，clustering and decentralization in London and Southern England［J］.Transactions of the Institute of British Geographers，2002（27）：67-90.

［7］余國琴.城市現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展［J］.上海經(jīng)濟研究，2004（12）：58-63.

［8］李健英.第三產(chǎn)業(yè)與城市化相關(guān)性的中外差異分析［J］.南方經(jīng)濟，2002（8）：37-41.

［9］曾桂珍，曾潤忠.城市化與服務(wù)業(yè)的協(xié)整及因果關(guān)系研究［J］.華東交通大學(xué)學(xué)報，2012，29（5）：121-126.

［10］王向.城市化進程與服務(wù)業(yè)發(fā)展的動態(tài)互動關(guān)系——來自上海的經(jīng)驗（1949—2010）［J］.上海經(jīng)濟研究，2013（3）：125-134.

［11］歐陽敏華，王厚俊.廣東省服務(wù)業(yè)增長與城市化發(fā)展關(guān)系的動態(tài)計量分析［J］.統(tǒng)計與決策，2011（4）：94-96.

［12］崔宏橋，沈頌東.吉林省城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)灰色關(guān)聯(lián)分析［J］.當代經(jīng)濟研究，2014（2）：28-32.

［13］李程驊，鄭瓊潔.城市化進程與服務(wù)業(yè)發(fā)展的動態(tài)關(guān)系探討——基于江蘇省域的樣本檢驗［J］.南京社會科學(xué)，2012（2）：20-25.

［14］陳蓉，許培源.福建省城市化、工業(yè)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的互動關(guān)系——基于SVAR 模型的經(jīng)驗分析［J］.福建論壇：人文社會科學(xué)版，2013（12）：140-145.