1、1我国现代服务业与城市化进程的动态计量研究【摘要】 城市是现代服务业发展的重要载体，城市数量增加、城市规模扩张、非农人口比重提升等因素不断刺激着社会对服务业的需求，城市直接推动了现代服务业的发展。同时，不断发展的现代服务业也会提高一个城市的城市化质量。加快城市化进程，推动现代服务业不断发展，应进一步调整就业结构，引导更多的劳动力进入现代服务业，提高居民收入和消费水平，从而提升现代服务业水平。 【关键词】 城市化 现代服务业 计量研究 一、问题引出 现代服务产业是城市经济系统发挥整体功能不可或缺的重要组成部分，发达的服务业是城市正常运转的重要前提。国内外许多学者关于现代服务业和城市化都有相关讨论
2、。Singelmann 首次明确了城市化是服务业发展的原因，实证研究了实现工业化国家 19201970 年劳动力转移过程，纵向动态比较的结果说明劳动力在城市非农业部门特别是服务业部门集中。Daniels 等（1991）通过计量分析检验了美国大中小城市区域的服务业成长，研究认为，城市形成的区域性市场是服务业发展的基础，城市化的发展促进了服务业的扩张。江小涓等（2004）研究了服务业与经济增长的相关性和增长潜力，结果表明城市化水平是影响城市服务业增加值比重的重要因素。 许多发达国家的经验数据表明：随着经济水平的提高，一国城市化2进程与现代服务业的发展水平呈现出高度的正相关性。因此，探究我国现代服务
3、业与城市化进程之间的关系、发展状况，对今后我国城市化进程中现代服务业的构建发展是十分必要的。本文利用动态计量经济模型对我国城市化进程和现代服务业的发展进行了实证研究，发现城市化进程和现代服务业存在长期均衡关系，且城市化能够显著推动现代服务业的发展。 二、数据选择 现代服务业是指在工业化较发达阶段产生的，主要依托电子信息等高技术和现代管理理念、经营方式和组织形式而发展起来的服务部门。这一概念是由我国首先提出的，出现于 20 世纪 90 年代。为了更好地反映我国现代服务发展状况及其与城市化之间的关系，本文选取数据的时间段为 19902011 年。在变量选择方面，充分考虑城市化与现代服务业之间的互动
4、关系，选用城市化水平（URB） 、第三产业贡献率（SER）作为分析变量。其中城市化水平，即城市化率，是衡量城市化发展程度的数量指标，拟选用全国城镇人口数与总人口数表示。现代服务业水平，拟选用第三产业贡献率表示。为了消除时间序列引起的异方差现象，分别对其取自然对数。分析软件使用 Eviews6.0，数据见表 1。 三、经济计量分析 1、平稳性检验 计量经济学中，为避免出现伪回归问题，在对时间序列进行传统的回归分析时要求所使用的变量序列是平稳的。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，通过观察 ADF 检验下的图形来确定是否包含常数项、3时间趋势，并在 AIC 准则下确定给定时间序列模型的滞后阶数。
5、 对城市化水平和现代服务业水平变量序列的单位根检验结果见表 2。结果显示，原序列都是非平稳序列，二阶差分后序列在 5%显著水平下，都是平稳序列，从而具有相同的单整阶数，即都是 I（2）序列，满足协整检验的条件。 2、协整检验 如果非平稳时间序列的线性组合是平稳的，则这种组合所反映的变量之间存在长期稳定的比例关系，即协整关系。为进一步分析城市化与现代服务业之间是否存在长期的均衡关系，对上述变量进行协整分析。采用 Engle 和 Granger 提出的两步法协整检验方法，利用 OLS 方法对LNURB 和 LNSER 的回归方程进行回归： 上述结果表明，我国现代服务业水平的变化不仅取决于城市化水平
6、的变化，而且取决于以前城市化对均衡水平的偏离，误差项 ecm（t-2）估计的系数-0.132677 体现了对偏差的修正，即系统存在误差修正机制。城市化水平的短期波动对现代服务业水平存在正向影响，短期影响弹性为 3.501811，每年实际发生的 LNSER 与其长期均衡值的偏差中的 23.7%被修正。 4、格兰杰因果关系检验 通过上述协整检验可以表明时间序列之间是否存在长期均衡关系，但这并不意味着变量之间必然存在因果关系，从而无法揭示变量之间的内在联系。对此，可以通过格兰杰因果检验考察变量之间的因果关系，检验结果见表 3。 4表 3 的检验结果表明，滞后 2 期，LNURB 不是 LNSER 的
7、格兰杰原因的概率为 3.65%，说明现代服务业水平对城市化水平提高的效应在滞后 2期时最为明显，可以说明城市化水平是现代服务业水平的格兰杰原因。另外，在滞后 4 期的时期内，LNURB 不是 LNSER 的格兰杰原因的概率都在 15%以上，说明我国城市化对现代服务业水平的提升具有很大的促进作用。通过上述的格兰杰因果关系分析表明，现代服务业发展在很大程度上提高了城市化水平，城市化水平的提高对服务业的拉动作用也比较显著。 5、VAR 模型估计 为了规避对随机误差项施加一个标准差的偏误，可以通过脉冲响应分析当一个误差项发生变化或者说模型受到某种冲击时，对系统的动态影响状况。城市化水平和服务业水平在一
8、个标准差冲击下的脉冲响应如图 1 所示。 从图 1 可以观察到现代服务业发展对于城市化发展的响应情况和响应路径，在第 12 期，服务业对于城市化的冲击呈现了正向反应。从第3 期开始，这种正向响应开始递减，并在第 8 期后趋于稳定。这说明了我国城市化发展与服务业增长之间存在长期的密切关系，即城市化发展对于促进服务业发展具有正效应，且效率较高。这表明，20 世纪 90 年代以来，随着我国户籍制度的松动，小城镇建设的加快，我国的城市化水平不断提高，这种提高对我国现代服务业发展产生了极大的促进作用。 方差分解是将由单位冲击引起的变量的均方差分解为各变量冲击所作的贡献，这里的贡献着重指城市化现代服务业增
9、长中的经济贡献。其5做法是先将一个变量的均方差分解成系统中各变量的随机冲击所作的贡献，再计算出每一个变量冲击的相对重要性，即变量冲击的贡献占总贡献的比例。方差分解不仅可以检验样本期间以外的因果关系，而且将每个变量的单位增量分解为一定比例的自身原因和其他变量的贡献，结果见图 2。 在图 2 中，现代服务业增长率的均方误差的影响因素被分解到城市化增长率的影响中，该图显著表明现代服务业的增长变化会受到城市化率变动状况的影响。该影响也说明城市化水平对于现代服务业增长的重大贡献作用，且上升趋势明显，这与前述分析的结论相吻合，即从长期看来，城市化对于现代服务业具有较大的推动作用。 四、结论与政策建议 根据
10、上述计量经济模型研究，可得到如下结论：城市化与现代服务业之间存在长期均衡关系，且城市化是推动现代服务业发展的重要动力。根据上述研究结论，结合我国现代服务业的发展现状，提出以下政策建议。 第一，深化户籍制度改革，顺畅人口流动。我国城市发展步伐缓慢，现行户籍管理制度是重要原因。户籍制度会阻碍城市化进程，对农业现代化及农村人口的转移形成体制性障碍，不利于我国农业人口城市化顺利进行。城市在户口管理制度保障下通过人口控制实现社会需求，使城市自我调节控制的功能弱化，市政及城市管理难以满足市场需求。此外，为顺利实现人口的顺畅流动，还需要提升流动人口的素质。特别是在转移农村剩余劳动力方面，政府应采取措施，为其
11、提供职业培训，而不是6直接把农民赶进城市，形成量上的城市化。 第二，合理规划城市发展，加速城市化进程。改革开放以来，我国城市化水平虽然大幅提高，但仍滞后于工业化进程，而且城市化质量较低，居民收入水平较低，这直接影响了我国的城市化进程。因此，城市管理部门需要探索新的城市发展模式，合理规划城市发展，实现城市管理的科学化。 第三，大力发展现代服务业。城市化能够促进现代服务业的发展，要通过提升城市质量水平，创造更多的就业机会，实现现代服务业的大发展。 （注：基金项目：辽宁省科技计划项目“高技术服务业发展问题研究（2010401020） ”，沈阳大学教改项目“大学生创新能力培养的研究与实践”的阶段性成果
12、。 ） 【参考文献】 1 Singelmann，Joachim.The Sectoral Transfo rmation of the Labor Force in Seven Industrialized Countries：1920-970J.The American Journal of Sociology，1978，83（5）. 2 江小涓、李辉：服务业与中国经济：相关性和加快增长的潜力J.经济研究，2004（1）. 3 李健英：第三产业与城市化互动关系探析J.广东行政学院学报，2002（4）. 4 郭文杰：中国城市化与服务业发展的动态计量分析：19782004J.河北经贸大学学报，2007（5）. 75 方俊伟、刘银：浙江省现代服务业与城市化的协整及 Granger检验J.工业技术经济，2007（7）. 6 俞国琴：城市现代服务业的发展J.上海经济研究，2004（12）. 7 欧阳敏华、王厚俊：广东省服务业增长与城市化发展关系的动态计量分析J.统计与决策，2011（4）. 8 王向：城市化进程与服务业发展的动态互动关系研究：来自上海的经验（19492010）J.上海经济研究，2013（13）. 9 楚建德、崔建华：广东现代服务业发展的辩证思考J.特区经济，2010（10）. （责任编辑：刘冰冰）
