廣東省服務業(yè)增長與城市化發(fā)展關系的動態(tài)計量分析

歐陽敏華，王厚俊

（1.暨南大學 經濟學院，廣州 510632；2.仲愷農業(yè)工程學院a.管理學院；b.經貿學院，廣州 510225）

廣東省服務業(yè)增長與城市化發(fā)展關系的動態(tài)計量分析

歐陽敏華1，2a，王厚俊2b

（1.暨南大學 經濟學院，廣州 510632；2.仲愷農業(yè)工程學院a.管理學院；b.經貿學院，廣州 510225）

采用協(xié)整、向量誤差修正等動態(tài)計量經濟學方法，對廣東省1978～2008年服務業(yè)增長和城市化發(fā)展之間的關系進行了建模分析，研究結果表明：該省服務業(yè)增長與城市化發(fā)展相互促進，互動協(xié)調發(fā)展；兩者長期存在均衡關系，短期關系存在波動，波動幅度不大；服務業(yè)增長對城市化進程的推動貢獻顯著，且具有持續(xù)效應；城市化對服務業(yè)增長具有拉動作用，但貢獻率并不特別顯著。基于實證分析的結果，文章進一步提出了促進服務業(yè)和城市化協(xié)調發(fā)展的政策建議。

服務業(yè)；城市化；協(xié)整；向量誤差修正

1 變量及樣本數據說明

衡量服務業(yè)增長水平，人均服務業(yè)增加值因剔除了人口規(guī)模的影響，無疑是一個反映服務業(yè)發(fā)展規(guī)模和水平的重要指標。測度城市化發(fā)展水平，國內外不少學者提出了不同的測算指標和方法，其中，以人口城市化率這一指標最為常用，即用非農業(yè)人口占總人口的比重來反映城市化水平，該指標體現(xiàn)了人口在經濟活動上的結構關系，較準確的把握了城市化的經濟意義和內在動因[1]。綜合考慮指標的代表性以及數據的可獲得性，本文以人均第三產業(yè)增加值（按1978年可比價格計算）來反映服務業(yè)增長，以非農業(yè)人口占總人口比重來反映城市化水平，相關數據收集整理自《廣東五十年》、《廣東省統(tǒng)計年鑒》（2009），數據時間跨度為1978～2008年。以sep表示人均第三產業(yè)增加值，urp表示城市化率，并對其取自然對數：ln(sep)和 ln(urp)。

2 計量模型與實證分析

向量自回歸（VAR）模型采用多方程聯(lián)立的形式，把系統(tǒng)中的每個變量都看成是內生變量，并對全部內生變量的滯后值進行回歸，以揭示內生變量間的動態(tài)關系。VAR模型作為一類以“數據驅動”建模的動態(tài)計量經濟學模型，通過分析時間序列數據間動態(tài)關系以及隨機擾動對系統(tǒng)變量的沖擊，從而解釋沖擊對經濟系統(tǒng)的影響，是研究經濟系統(tǒng)動態(tài)關系的常用工具。本文用于分析廣東服務業(yè)與城市化關系的VAR模型可表示為：

（1）式中，t表示時間，a1,a2為常數項，p 為最大滯后項，ε1t,ε2t為隨機擾動項。

對于VAR中的變量是否需要平穩(wěn)仍然存在爭論。進行差分可以使得數據平穩(wěn)，但反對差分的主要理由是進行差分將“丟失”數據中相互推動的信息（如存在相互協(xié)調關系的可能）[2]。因此，對數據進行平穩(wěn)性和協(xié)整關系檢驗是必要的。如果非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關系，采用VAR模型的約束形式——向量誤差修正模型（VEC）則是一種更合理的選擇。與（1）式相對應的VEC模型可表示為：

（2）式中，c1,c2為常數項，ecmt-1表示誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，系數λ1,λ2表示當變量偏離長期均衡關系時將其調整到均衡狀態(tài)的調整速度，各差分項的系數反映變量短期波動對被解釋變量短期變化的影響。

2.1 數據平穩(wěn)性及協(xié)整關系檢驗

在建立VAR模型之前，首先對對數據的平穩(wěn)性進行檢驗。表1列出了序列l(wèi)n(sep)和ln(urp)及其一階差分序列的ADF單位根檢驗結果①本文所有的計量分析均采用Eviews6.0軟件。。ln(sep)和ln(urp)均為I(1)序列，經過一階差分后為平穩(wěn)序列。

表1 ln(sep)和ln(urp)序列ADF單位根檢驗結果

由于 ln(sep)和 ln(urp)序列均為 I（1），為了避免“偽回歸”，有必要對其進行協(xié)整關系檢驗。若存在協(xié)整關系，則說明非平穩(wěn)序列間存在長期均衡關系。對變量進行協(xié)整檢驗主要有Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗法；Johansen協(xié)整檢驗基于VAR模型，考慮到了檢驗協(xié)整向量的約束形式。在進行Johansen協(xié)整檢驗之前，需確定VAR模型的最大滯后階數。根據AIC、SC準則進行滯后長度的檢驗，變量ln(sep)和ln(urp)的無約束VAR模型最大滯后階數為3階，因此，在進行Johansen協(xié)整檢驗時，滯后階數應設定為2階。 表2列出了Johansen協(xié)整檢驗的結果，在5%的顯著性水平下，由跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量可以判斷l(xiāng)n(sep)和ln(urp)序列存在1個協(xié)整關系。因此，有理由說廣東省服務業(yè)增長和城市化發(fā)展之間存在長期均衡的關系。

表2 序列l(wèi)n(sep)和ln(urp)協(xié)整關系檢驗結果

2.2 向量誤差修正模型估計

由于序列l(wèi)n(sep)和ln(urp)非平穩(wěn)但存在協(xié)整關系，因此，我們可以建立兩者的VEC模型。VEC模型實質上是含協(xié)整約束的VAR模型，允許變量間存在短期波動，適用于具有協(xié)整關系的非平穩(wěn)時間序列。ln(sep)和ln(urp)的VEC模型估計結果如下：

其中，（3）式為協(xié)整方程的誤差修正項，（4）和（5）式分別是ln(sep)和ln(urp)的誤差修正方程。根據值，各方程的系數絕大部分在統(tǒng)計意義上是顯著的；結合統(tǒng)計量，模型參數估計整體效果較為理想。

依據ln(sep)和ln(urp)的VEC模型，從長期看，廣東省服務業(yè)增長和城市化發(fā)展之間具有均衡關系，兩者之間具有一定的協(xié)同性，但存在短期波動。從短期看，（4）式誤差修正項的調整系數為-0.0169，說明服務業(yè)增長對長期均衡關系有短期收縮的影響，但調整速度并不大。這種關系可以理解為：服務業(yè)增長應該與城市化進程相適應，較低水平的城市化難以支撐服務業(yè)的高增長。（5）式誤差修正項的調整系數為0.0799，城市化水平對長期均衡關系具有短期擴張的影響，調整速度并不大。這說明服務業(yè)的高增長可在一定程度上推動城市化的發(fā)展。比較（4）和（5）式中差分項前面的系數，不難發(fā)現(xiàn)，城市化水平增長率和服務業(yè)增長率之間短期都具有彼此正向拉動的作用，但服務業(yè)增長對城市化拉動作用略強于城市化對服務業(yè)增長的拉動。

2.3 脈沖響應及方差分解分析

由于VAR模型具有“數據驅動”的特性，往往需要從脈沖響應函數和方差分解的角度來解釋來VAR模型的經濟意義。脈沖響應函數用于考察隨機沖擊對經濟系統(tǒng)的動態(tài)影響，方差分解則是通過分析結構沖擊對內生變量變化的貢獻率，進一步評價不同結構沖擊的重要性。圖1給出了ln(sep)和ln(urp)間基于VEC模型的廣義脈沖響應函數曲線，橫軸代表響應函數的追蹤期數，縱軸代表響應函數變量對殘差一個單位的標準差擾動的響應程度。圖2給出了ln(sep)和ln(urp)間的方差分解圖，橫軸表示滯后期間數，縱軸表示貢獻率。

圖1（a）表示廣東省服務業(yè)增長對城市化水平的一個標準差擾動的響應路徑。給定城市化水平一個標準差的正向沖擊，服務業(yè)增長水平在第1期到第4期呈現(xiàn)出正向響應，并在第4期后正向響應開始穩(wěn)定。這表明促進城市化發(fā)展的相關政策對服務業(yè)增長是有正向的傳導作用的，并且具有較長的持續(xù)效應。圖1（b）表示廣東省城市化水平對服務業(yè)增長的一個標準差擾動的響應路徑。同樣地，給定服務業(yè)增長一個標準差的正向沖擊，城市化水平在第1期到第6期呈現(xiàn)出正向響應，第3～4期間達到最高點，并在第6期后正向響應開始穩(wěn)定，服務業(yè)增長對城市化發(fā)展具有正向、持續(xù)和穩(wěn)定的拉動作用。比較圖1（a）和圖1（b），我們發(fā)現(xiàn)廣東省服務業(yè)增長和城市化發(fā)展之間相互促進、互動協(xié)調發(fā)展，促進服務業(yè)發(fā)展的產業(yè)政策對城市化發(fā)展拉動效應顯著，并具有持續(xù)性。

比較圖 2（a）和圖 2（b），不難發(fā)現(xiàn)，廣東省服務業(yè)增長和城市化發(fā)展彼此間的拉動貢獻程度不一致；服務業(yè)增長對城市化發(fā)展的貢獻一直呈快速上升的趨勢，貢獻率不斷增大；城市化發(fā)展對服務業(yè)增長具有拉動作用，但貢獻率不是特別明顯。這表明廣東省服務業(yè)增長對城市化發(fā)展的推動作用是顯著的。這與脈沖響應分析的結果一致。

3 結論與啟示

根據前面動態(tài)計量模型的分析，可以將廣東省1978～2008年服務業(yè)增長與城市化發(fā)展關系概括為：服務增長與城市化發(fā)展相互促進，協(xié)調發(fā)展；兩者長期存在均衡關系，短期關系存在波動，但波動幅度不大；服務業(yè)增長對城市化進程的推動貢獻顯著，并且具有持續(xù)效應；城市化對服務業(yè)增長具有拉動作用，但貢獻率并不特別顯著。因此，在促進廣東省服務業(yè)和城市化互動協(xié)調發(fā)展的政策上，我們認為應著重突出兩個方面：

（1）優(yōu)化服務業(yè)內部結構，大力發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)，增強服務業(yè)產業(yè)帶動能力。改革開放以來，廣東省商貿、餐飲等傳統(tǒng)服務業(yè)發(fā)展迅速、成績斐然，在吸納勞動力就業(yè)、推動城市經濟發(fā)展等方面做出了巨大貢獻。但進入工業(yè)化中后期，我們應該認識到大力發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)才是城市化邁向高質量，實現(xiàn)城市現(xiàn)代化的重要動力。應加快現(xiàn)代物流、信息服務、金融保險等現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展，從而形成現(xiàn)代服務業(yè)與高質量城市化的良性、互動和協(xié)調發(fā)展。

（2）重視城市化質量，城市化發(fā)展規(guī)劃與優(yōu)化產業(yè)結構和資源配置緊密結合，推進產業(yè)布局和結構一體化。進一步發(fā)揮廣州、深圳中心城市引領、輻射和集散功能，加快建立金融、信息服務、商務會展、物流等現(xiàn)代服務業(yè)體系；加強佛山、珠海、東莞、惠州、中山、江門等區(qū)域中心城市建設，先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展并重，提高城市化質量；加快培育一批廣東東翼和西翼地區(qū)的大中城市，促進區(qū)域經濟的發(fā)展。

[1]謝文蕙，鄧衛(wèi).城市經濟學[M].北京：清華大學出版社,1996.

[2]恩德斯著，杜江等譯.應用計量經濟學—時間序列分析（第2版）[M].北京：高等教育出版社，2006.

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F063.1

A

1002－6487（2011）04－0094-03

0 引言

美國福特基金會資助項目（1085-0253）

歐陽敏華（1981-），男，江西永新人，博士研究生，講師，研究方向：計量經濟理論與方法。

王厚俊（1958-），男，貴州遵義人，博士，教授，研究方向：農村經濟。

（責任編輯/浩 天）

改革開放以來，廣東省社會經濟發(fā)展呈現(xiàn)出了兩個重要特征，一是服務業(yè)的持續(xù)增長，二是城市化水平的大幅度提高。關于服務業(yè)增長與城市化發(fā)展之間的關系，普遍的理論觀點認為：城市化聚集勞動力要素，促進城市經濟發(fā)展，增強公眾的消費能力，引致生產性和消費性服務業(yè)需求，從而促進服務業(yè)總量的增長和產業(yè)結構的優(yōu)化升級；服務業(yè)吸納大量勞動力就業(yè)，促進城市經濟聚集效益的實現(xiàn)，從而推動城市化發(fā)展和完善城市功能。因此，服務業(yè)和城市化進程是雙向互動協(xié)調發(fā)展的。國內學者就我國服務業(yè)增長與城市化發(fā)展之間的關系進行了不少的理論和實證研究。本文通過廣東省1978～2008年相關的統(tǒng)計數據，采用動態(tài)經濟計量分析方法進行實證研究，擬探討服務業(yè)與城市化互動協(xié)調發(fā)展問題。