城鎮化進程與第三產業發展相互關系實證研究——以成都市為例

呂一清 何 躍

城鎮化進程與第三產業發展相互關系實證研究
——以成都市為例

呂一清 何 躍

通過運用協整理論、Granger因果關系檢驗、廣義脈沖響應函數和方差分解法，考察了成都1985－2008年城鎮化率與第三產業發展之間的長期動態影響特征。分析結果表明，城鎮化率與第三產業從業人員占整個社會從業人員比重互為雙向因果關系，其相互促進;在短期內，隨著第三產業增長速度促進城鎮化率進程的發展。從方差分解結果可以得出，第三產業從業人員占整個社會從業人員比重對城鎮化率的貢獻度相對比較大。

城鎮化率;第三產業;協整檢驗;廣義脈沖響應函數;方差分解分析

一、引言

城鎮化進程與第三產業的發展相互關系問題學術界進行了較多的研究。張建新等人研究了我國城鎮化與工業化關系的測度，研究表明我國城鎮化滯后于工業化，然而西部地區城鎮化與工業化同步。林毅夫研究了我國城市發展與農村現代化，研究表明促進城市發展需要大力發展勞動密集型產業，即第三產業。第三產業是城鎮化進程后期階段的主要動力。冷崇總在《城鎮化:“十五”經濟社會發展的戰略選擇》一文中，提出了城鎮化對農村人口向城市轉移，社會經濟發展有著重要的作用。

在一個相對具體的區域內，在一個相對穩定的政治、經濟環境下，研究城鎮化率與第三產業發展的關系，更符合本地區的實際情況，更有利于為一個地區的社會發展提供可靠的依據。本文以成都為例，從現代計量理論出發，研究成都城鎮化率與第三產業之間的關系，為成都的發展提供參考。

二、數據與方法

本文研究第三產業發展與城鎮化進程的相互關系，第三產業的發展選擇指標從第三產業發展水平和第三產業成長能力的角度選取，分別為:第三產業增加值占GDP比重、第三產業從業人員占整個社會從業人員比重、第三產業增加值增長速度、第三產業從業人員增長速度。城鎮化進程的指標使用城鎮化率。樣本區間是1985－2008年度數據，主要根據《四川省統計年鑒2008》和四川省統計信息網中統計的數據計算整理得到。對于有些丟失數據，使用插值法獲得。出于分析研究的需要，將各變量用符號來表示:Y:城鎮化率;X1:第三產業增加值占GDP比重;X2:第三產業從業人員占整個社會從業人員比重;X3:第三產業增加值增長速度;X4:第三產業從業人員增長速度。

對于城鎮化進程與第三產業發展相互關系的影響，本文主要運用Granger因果關系檢驗，基于VAR模型的廣義脈沖影響函數法和方差分解法建立相應的經濟計量模型進行分析。本文使用的軟件為Eviews6.0。

三、實證分析

(一)描述性分析樣本數據

成都作為西部重要的科技、商貿、金融中心，再加上成都人民形成的休閑文化及消費意識，使第三產業在成都區域經濟體系中的作用更加明顯。成都從1985年的城鎮化率為27.23%到2008年的城鎮化率為54.41%，其二十多年的時間翻了一番。進入21世紀，城鎮化進程趨勢更加迅猛，由2001年的34.79%到2008年的54.41%。按照Northam城鎮化階段理論，城鎮化率小于30%，為城鎮化的初期階段;城鎮化率在30% －70%之間，為城鎮化的中期階段;城鎮化率大于70%，為城鎮化后期階段。成都從1995年進入城鎮化的中期階段，現在正處在中期的后期階段。

第三產業的發展程度是衡量一個國家或地區經濟發展水平的重要標志，城鎮化的進行與第三產業有著密切的關系。從圖1中，可以看出第三產業增加值占GDP比重和第三產業從業人員占整個社會從業人員比重與城鎮化率隨時間的增加而增加，而第三產業增加值增長速度和第三產業從業人員增長速度則在平穩波動。這主要是因為第三產業作為勞動密集型行業，其發展速度擴大就業率從而促進了城鎮化的進程，反過來，城鎮化的進程又為第三產業的發展提供了外部環境，使第三產業能夠更好更快的發展。

圖1 成都城鎮化率和第三產業發展情況

(二)單位根平穩性檢驗

在分別檢驗成都城鎮化率Y與第三產業增加值占GDP比重X1、第三產業從業人員占整個社會從業人員比重X2、第三產業增加值增長速度X3、第三產業從業人員增長速度X4的協整關系之前，需要檢查各個變量的平穩性，否則可能出現偽回歸錯誤，本文采用ADF方法檢驗序列平穩性。檢驗的結果為Y、X1、X2、X3四個序列呈現出波動變化趨勢，初步斷定它們在原水平時都是非平穩的，而經過一階差分后，每個序列都是平穩的;X4序列呈現平穩趨勢(表1)。因此Y、X1、X2、X3是一階單整序列I(1)，XM4是零階單整序列I(0)。

表1 ADF平穩性檢驗

(三)協整檢驗

根據協整的定義，如果變量是同階非平穩單整序列，那么其線性組合可能存在著長期平穩的關系(協整關系)，它反映了所研究的變量之間存在一種長期穩定的均衡關系，只有具有協整關系的變量之間，才能進行回歸分析。通過采用E－G兩步法或者Johansen極大似然估計法檢驗變量之間的協整關系，本文運用 Johansen極大似然估計法，根據AIC信息準則和SC準則，協整檢驗的結果，如表2所示:

表2 Johansen協整檢驗

由表2可知，Y與X1之間不存在協整關系;Y與X2、Y與X3之間在跡檢驗中都通過了5%臨界值檢驗，存在著協整關系而且是唯一的。即變量之間存在長期的均衡關系和趨勢。本文將通過Granger因果關系檢驗，對上述協整關系檢驗再加以分析，確保其合理性。

(四)Granger因果關系檢驗

Granger檢驗方法是分析時間序列變量之間的因果關系。協整分析的結果反映變量之間是否存在長期穩定關系，但是，這種關系是否構成因果關系需要進一步驗證。考慮到經濟中通常出現的時滯效應，在對時間序列經行因果關系檢驗師，本文將對滯后各期的X2、X3與Y之間關系的檢驗結果列表3內。

表3 Granger因果關系檢驗表

檢驗結果顯示，在10%的顯著水平下，Y與X2在滯后2－5期都拒絕原假設，Y是 X2的Granger原因。X2與Y在滯后2－3期都拒絕原假設，X2是Y的Granger原因，即變量Y與X2之間只存在雙向因果關系，變量 Y是變量X2的Granger原因，同時變量X2是變量Y的Granger原因;在10%的顯著水平下;Y不是X3的Granger原因在滯后2和4期的概率是0.51624和0.40658.，X3不是Y的 Granger原因在滯后2－5期都拒絕原假設。這說明，成都城鎮化率增加是第三產業從業人員占整個社會從業人員比重增加的原因，第三產業從業人員占整個社會從業人員比重增加也是城鎮率增加的原因;城鎮率增加對第三產業增加值增長速度有一定的推動作用，但這種作用并不是十分明顯，第三產業增加值增長速度則是城鎮化率的原因。根據協整檢驗和Granger因果關系檢驗結果，本文沒有把變量X1與Y的關系納入研究之中。

(五)脈沖響應實證分析

本文由AIC信息準則和SC準則，根據信息量取值最小確定模型的階數，并經過多次實際預算比較，最終對Y與X2、Y與X3兩組變量建立VAR自回歸模型。經檢驗，模型的整體效果比較好，其特征方程的特征根都位于單位圓內(均小于1)，這說明說建立的模型是穩定的，因此，為了進一步運用GIRF方法，分別考察X2、X3與Y之間的脈沖響應函數，得到的分析結果如下(表4)。

表4 脈沖響應效果

1.城鎮化率與第三產業從業人員占整個社會從業人員比重

首先分析X2對Y變化的沖擊。表4的第二列可知，在整個沖擊反應期內X2對Y沖擊曲線是L型曲線，從第三期開始，沖擊反應值由負值變成正值，表明隨著第三產業從業人員占整個社會從業人員比重的增長，城鎮化率也逐漸增長;其次，分析Y對X2變化的沖擊反應。由表4的第三列可知，在整個沖擊反應期內Y對X2沖擊曲線是L型曲線。第一期脈沖影響幾乎是0，以后各期逐漸上升，表明隨著城鎮化率的增長，第三產業占整個社會從業人員比重也會增長。

2.城鎮化率與第三產業增加值增長速度

由表4第三列可知，X3對Y變化的沖擊作用呈現倒U刑變化。沖擊第一、二期為負值，隨后各期為正值，但開始增加，隨后又減小趨于0。這說明，第一、二期的第三產業增加速度對城鎮化率進程有反作用，但阻礙作用越來越小，隨后第三產業增長速度又促進城鎮化率進程的發展，發展到一定程度，第三產業增長速度促進作用減弱，最后趨于0;然后分析Y對X3變化的沖擊反應。由表4的第五列，在整個沖擊反應期內Y對X3一個單位沖擊的反應曲線大致呈現出平滑上升的趨勢，然而速率緩慢，說明城鎮化率的增加對第三產業增加速率又一定的促進作用，但城鎮化率的增加對第三產業增加速率促進作用不是十分的大。

(六)預測方差分解實證分析

根據方差分解理論，對成都的第三產業發展和城鎮化率相互貢獻度進行了測算，結果如下表5所示。

表5 方差分解結果

綜合方差結果分析，總體而言，城鎮化率與第三產業從業人員占整個社會從業人員比重相互之間的預測方差起較大的作用，其中第三產業從業人員占整個社會從業人員比重對城鎮化率的貢獻度達到11.79%，而城鎮化率對第三產業人員占整個社會從業人員比重的貢獻度達到8.54%;然而城鎮化率與第三產業增加值增長速度相互之間的預測方差起的作用小一些，分別為1.14%和0.615%。從這些結果可以看出成都第三產業發展與城鎮化率變化之間的關系。城鎮化的進程與第三產業從業人員占整社會從業人員的比重有著重要的關系，因此發展第三產業，擴大就業率，有助于成都城鎮化的進程，同時城鎮化的進程又為第三產業的發展提供了發展空間和硬件支持;第三產業增加值增長速度對城鎮化的進程有一定的促進作用，但是作用十分有限，城鎮化率對第三產業增長速度作用相當的小。

四、結論

本文通過對成都城鎮化率與第三產業發展分析，主要運用Granger因果關系檢驗、基于VAR模型的廣義脈沖響應函數和方差分解法，得出的結果表明:城鎮化率與第三產業從業人員占整個社會從業人員比重互為雙向因果關系，城鎮化率的增長有利于第三產業從業人員占整個社會從業人員比重的增長，并且作用還非常的大;而第三產業從業人員占整個社會從業人員比重的增長又促進城鎮化率的進程，而且貢獻度也很大。因此，發展成為現代化的城市，成都應該調整產業結構，促進第三產業的大力發展，同時也要提高城市基礎設施的建設，提高城鎮化率，反過來促進第三產業的發展。其次，雖然城鎮化率與第三產業增加值增長速度的因果關系有些弱，貢獻度也不是很大，但是在短期內，其第三產業增加值對城鎮化率有促進作用，同時也是第三產業成長能力的指標。

［1］張建新，段祿峰.我國城鎮化與工業化關系的測度［J］.生態經濟，2009，12:67 －70.

［2］林毅夫.中國城市發展和農業現代化［J］.北京大學學報(哲學社會科學版)，2002，29(4):12 －15.

［3］冷崇總.在城鎮化:“十五”經濟社會發展的戰略選擇［J］.地方政府管理，2001，1:32 －34.

［4］杜江.計量經濟學及其應用［M］.北京:機械工業出版社，2010.3.

呂一清(1984－)，男，湖北省荊門市人，四川大學工商管理學院在讀碩士研究生，主要研究方向:數據挖掘、管理信息系統。何躍(1961－)，男，重慶市人，副教授，博士，碩士生導師，主要研究方向:管理信息系統、數據挖掘、決策支持系統。