中國服務業增長與城市化的實證分析

摘要:為了研究我國服務業增長與城市化之間的相互作用關系，通過1978—2006年的時序數據，利用回歸分析#65380;協整檢驗#65380;誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等，對人均服務業增加值與城市化水平的關系進行了實證分析#65377;研究表明，我國城市化對人均服務業增加值的正向作用明顯強于人均服務業增加值對城市化的反向影響，城市化是人均服務業增加值的格蘭杰原因;人均服務業增加值與城市化水平之間存在長期均衡關系#65377;因此，對中國服務業增長與城市化關系的深入探討，有利于決策者在推動城市化和促進服務業的過程中采取合理對策有一定的參考價值#65377;

關鍵詞:服務業;人均服務業增加值;城市化

中圖分類號:F719 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2008)01-0180-03

一、引言

改革開放近30年來，中國GDP一直保持在9%左右的增速#65377;但中國服務業的發展落后于其他經濟領域，同時也落后于其他國家20世紀90年代，中國的服務業不能與國民經濟的發展速度成比例發展，并嚴重滯后于經濟發展水平#65377;究其原因，既有體制觀念方面的因素，行業壟斷以及城市化落后方面的原因，當然也有被低估的情況[1]#65377;2005年的第一次全國經濟普查對服務業增加值進行了調整，服務業增加值被低估的情況有所緩解#65377;隨著市場化改革的深入，觀念體制政策障礙#65380;行業壟斷等逐步解決，因而城市化發展水平落后成為服務業發展的關鍵性因素#65377;

國內外學者對于服務業增長與城市化之間的關系進行了不少研究#65377;Singelmann(1978)首次明確了城市化是服務業發展的原因[2]，Daniels等通過計量分析檢驗了美國大中小城市區域的服務業成長#65377;研究認為城市形成的區域市場是服務業發展的基礎，是城市化的發展促進了服務業的擴張[3]#65377;Harris就城市在印度經濟中的作用進行了研究，結果表明城市在國家經濟發展中起了關鍵作用，城市是流通商品的主要中心，發揮著巨大的網絡效應，是服務業中許多行業的核心[4]#65377;李江帆(1994)較早地從服務需求影響因素角度探討了影響服務業發展水平的因素#65377;他認為影響服務需求的主要因素是:人均國內生產總值#65380;城市化水平#65380;人口密度#65380;服務產品的輸出狀況[5]#65377;江小涓等(2004)則認為城市化水平是影響城市服務業增加值比重的重要因素[6]#65377;俞國琴(2004)認為城市化是產業結構高度化的前提，它與服務業的發展存在較為密切的正相關關系[7]#65377;Chang等(2006)則認為城市化能夠刺激服務業的產出和就業的增加[8]#65377;

學者普遍認為發展中國家的服務業增長與城市化水平存在顯著的正相關關系，但也有人認為服務業與城市化發展的相關性不強(李健英，2002)[9]#65377;對于我們這樣一個發展中國家，服務業增長與城市化之間是不是存在正相關關系，并且相關程度如何有必要進行實證分析#65377;國內已有研究的數據主要來源于中國統計年鑒，而2005年第一次全國經濟普查之后，對服務業的基礎數據進行了大幅度的調整，其中服務業的增加值調增了2.13萬億元，調整幅度超過30%;而服務業的從業人數調整后減少了近8 000萬人，調整幅度也為30%#65377;因此，利用最新調整后的服務業調查數據，對人均服務業增加值與城市化的關系進行研究，從而確定城市化對中國服務業增長的推進作用尤為重要#65377;

本文在對服務業增長與城市化進行綜述的基礎上，通過1978—2006年的時序數據，利用動態計量分析方法:協整檢驗#65380;誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗對中國服務業增長與城市化之間的長期動態關系進行了實證分析#65377;

二、建模

綜合人們對服務業增長與城市化關系的研究，服務業增長與城市化兩個變量之間的模型可以表示為:

許多實證分析在分析服務業增長與城市化的相關性時，研究基本上是從服務業增加值與城市化率的關系入手進行分析，沒有排除人口因素的影響，故而得出的結論有可能偏離實際情況#65377;本文將采用人均服務業增加值來表示服務業增長，減少了人口因素的影響，從而能有效分析人均服務業增加值與城市化率之間的關系#65377;

結合人們對城市化與服務業增長的研究，參考式(2-1)，本文認為人均服務業增加值與城市化率兩個變量之間的數學模型可以表示為:

三 實證分析

(一)變量選擇及數據采集

反映服務業增長的指標有人用服務業增加值GDP3c或服務業增加值占GDP的比重來衡量#65377;而GDP3c則包含人口因素的影響，因此本文采用人均服務業增加值PGDP3c(單位:元/人)剔除了人口規模的影響，用以表示服務業增長比較合理#65377;同時為了剔除物價水平變動的影響，利用服務業GDP指數將服務業人均GDP轉換以1978年為基期的服務業人均GDP即PGDP3c#65377;

城市化是當今世界上重要的社會經濟現象之一#65377;目前國際上比較通用的測度城市化水平的指標是城鎮人口占總人口的比重#65377;本文也采用這一定義，即城市化水平是指城鎮人口占總人口的比重，也稱為城市化率#65377;

本文選擇1978—2006年的時間序列數據，主要是根據國家統計局《中國統計摘要》(2007)#65380;2004年度的全國經濟普查和《中國統計年鑒2006》#65377;其中人均服務業增加值以1978年為基期#65377;

(二)參數估計

對公式(2-2)采用廣義差分法進行回歸后的模型為:

LnPGDP3c=-2.0112+2.533?觹LnURBAN(3-1)

t(-6.822)(29.222)

R2=0.996，調整后R2的=0.995，F=1879.822，D-W=2.171.

經檢驗，模型擬合優度#65380;方程顯著性和變量顯著性均良好，并且不存在序列相關和異方差#65377;

(三)模型處理

1.單整檢驗

協整理論主要用于尋找兩個或多個非平穩變量間的均衡關系，如果某兩個或多個同階時間序列向量的某種線性組合可以得到一個平穩的誤差序列，表示這些非平穩的時間序列之間存在長期均衡關系，即具有協整性#65377;只有相同單整階數的變量才可能存在協整關系，因而協整分析前要檢驗變量的單整階數#65377;

在模型中，各差分項反映了變量短期波動的影響#65377;被解釋變量的波動可以分為兩部分:一部分是短期波動，一部分是長期均衡#65377;根據模型的參數估計量，短期城市化率的變化將引起人均服務業增加值相同方向的變化，如果城市化率變化1%，引起人均服務業增加值變化1.3026%;而上期人均服務業增加值的變化，也引起人均服務業增加值比重的相同方向的變化，彈性為0.5019，反映了人均服務業增加值慣性的延續#65377;ecm項系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，從系數估計值(-0.4932)看，調整力度較大#65377;

3.格蘭杰因果檢驗

協整檢驗揭示變量序列之間是否存在長期均衡關系，而格蘭杰因果檢驗則可以揭示變量之間是否具有因果關系#65377;根據數據，對和進行格蘭杰因果檢驗，取最大滯后階數為6，得到檢驗結果如表2所示(受篇幅限制只列前兩期):

表 2中檢驗結果表明:滯后1—5期的不是的格蘭杰原因的概率小于35%，其中滯后1期時不是的格蘭杰原因的概率為5.37%，我國城市化對人均服務業增加值的效應在滯后1年時最為明顯，城市化率是人均服務業增加值的格蘭杰原因#65377;而滯后1—6期的不是的格蘭杰原因的概率在55%以上，說明人均服務業增加值對城市化率的推動效應不明顯#65377;

四 模型的經濟分析

根據1978—2006年時序數據，利用協整檢驗，格蘭杰因果檢驗，對我國人均服務業增加值與城市化水平進行了實證分析發現，人均服務業增加值與城市化水平之間存在長期均衡關系，城市化對人均服務業增加值的正向作用明顯強于人均服務業增加值對城市化的反向作用#65377;具體結論有:

1.人均服務業增加值與城市化水平之間存在長期的均衡關系，這說明改革開放以來我國人均服務業增加值與城市化發展水平相當，兩者之間發展均衡#65377;

2.從誤差修正模型來看，城市化水平短期內每變動1個百分點，人均服務業增加值將同向變動1.3026個百分點，說明城市化對人均服務業增長的帶動作用極大;同時誤差修正模型城市化的系數比長期協整回歸方程中城市化的系數2.533要小，說明城市化對人均服務業增長的長期影響更為顯著#65377;短期內城市化水平的提高所帶來的經濟結構效應還未充分發揮出來，所以并不會立即帶來人均服務業增長#65377;但長期來說，城市化促成的經濟結構效應顯現，促進產業結構發生變動，有利于區位集聚及產生集聚效應，從而促進人均服務業增長#65377;

3.我國城市化對人均服務業增加值的正向作用明顯強于人均服務業增加值對城市化的反向影響#65377;滯后1—5期的城市化是人均服務業增加值的格蘭杰原因，而滯后1—6期的人均服務業增加值不是城市化格蘭杰原因的概率在55%以上#65377;說明我國服務業發展水平滯后，服務業占GDP比重偏低，因而人均服務業增加值對城市化水平的反向作用較弱#65377;

進行深入分析就可以發現，上述結論和我國的現實情況吻合#65377;改革開放以來，我國經濟高速發展，城市化水平不斷提高，大量的農村人口從農村涌向城市，引起經濟結構發生重大變化#65377;城市規模擴大#65380;交易成本降低#65380;經濟效率提高，聚集經濟促進生產效率的提高，使服務業水平不斷提高，促進人均服務業增長#65377;但由于我國戶籍制度和體制因素阻礙了農村勞動力由第一產業向第二#65380;第三產業的轉移，影響了服務業與城市化間良性互動關系的形成#65377;我國服務業增加值的比重在不斷提高，但服務業增加值占GDP比重仍然比較低，服務業對城市化水平的反向效應還未充分體現，使得城市化對人均服務業增長的作用必然強于人均服務業增長對城市化的影響#65377;反觀西方發達國家，服務業與城市化的相互促進作用則表現得非常明顯#65377;城市化為發達國家服務業發展提供了非常重要的需求基礎，推動服務業新行業的形成和傳統行業的發展，并且服務業對城市化的拉動作用增強，并最終超過了第二產業#65377;之所以出現這種差異主要是因為發達國家的城市化以市場機制為驅動器，產業結構演變是一個自然均衡的過程，是與人的消費需求順序和市場需求結構的變化相一致，政府主要擔當“守夜人”的角色#65377;而中國由于市場機制發育不全，結構轉換在很大程度上受到政府推動和體制約束的雙重影響，導致我國人均服務業增長對城市化的反向作用并不明顯#65377;

參考文獻:

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