城鎮化與服務業發展的互動效應——基于PVAR 模型的研究

楊 敏

（武漢大學 經濟管理學院，武漢 430072）

改革開放以來，特別是20世紀90年代后，中國城鎮化進程加快、服務業蓬勃發展。大量農業人口轉移到城市就業，城市人口和規模不斷擴大。截至2013年底，中國城鎮化率已達到53.37%，但與發達國家的城鎮化率（70%）相比仍有很大差距，因此中國城鎮化率的增長空間和潛力都很巨大。而服務業的生產總值由1978年的872.5億元上升到2013年的231406.5億元，服務業生產總值占國民經濟的比重 由 1978 年 的 23.9% 上升到 2013 年 的44.6%——提高了20.7個百分點，生產性服務業和消費性服務業都得到了發展。受資源約束和環境氣候的雙重影響，各國紛紛尋求經濟轉變，優化升級產業結構。其中，城鎮化是產業結構優化升級的重要抓手，而加快服務業發展是推動產業結構升級和優化的主攻方向，因為城鎮化進程能引致服務需求結構變化、促進服務業發展，而服務業的發展能直接推動產業結構的升級。因此，深入分析城鎮化與服務業的互動關系及其內在機理，有助于推動中國城鎮化與服務業良好互動發展。

1 文獻回顧

關于城鎮化與服務業發展兩者的互動機理，主要有如下兩種觀點：一種觀點認為，城鎮化與服務業發展之間存在雙向關系，即互為因果；另一種觀點認為，城鎮化與服務業發展之間存在單向關系。具體而言，城鎮化與服務業發展之間的影響機理如圖1所示。

1）城鎮化對服務業發展的影響。

第一，城鎮化是服務業發展的基礎?？紤]到生產與消費不可分割以及產品和勞務不可儲藏且在時間和空間上不可分等因素，服務業發展需要一定的載體，而城市形成的區域市場是服務業發展的基礎［1］。城鎮化水平和城市功能的完善性直接決定了服務業發展的規模和質量。

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

第三，城鎮化的溢出效應促進了服務業的發展。城鎮化進程的加快和城鎮化水平的提高，有利于改善城市基礎設施條件和提高公共服務化水平。信息的暢通和交通的發達使得生產技術的傳遞更為緊密和便利，將促使更多的企業和人口集中于城市，進而在技術、知識和人力資本方面形成經濟溢出和獲得技術溢出效應，促進服務業的發展。Keeble 和Nacham 認為，城鎮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展和服務業知識的外溢，進而有利于分工深化和新企業從原企業分化出來，即表現為服務業的逐步發展［6］。若城市人口密度過高、規劃不合理，則會造成環境污染、交通堵塞等一系列“城市病”問題，又會對服務業的發展起到負面影響。

2）服務業發展對城鎮化的影響。

服務業發展對城鎮化的作用主要體現在：在城鎮化發展早期，其推動力主要來自于工業化；隨著經濟發展，到了工業化后期，服務業經濟占國民經濟比重上升，據“配第-克拉克定理”，服務業最終會超越工業，服務業自然會替代工業化而成為引領城鎮化進一步向前發展的主導力量。生活性服務業的發展能夠提供大量的就業機會，從而吸引農村的剩余勞動力向城市轉移，培育勞動力市場、加快城鎮化進程。生產性服務業的發展憑借高附加值能助推城市產業結構的優化和升級，促進城市經濟發展方式的轉型。與工業相比，服務業具有低消耗、低污染、低排放的特點，可以有效改善城市的環境質量。同時，服務業的快速發展也會提升對城市基礎設施建設和公共服務水平的要求，進而促使城鎮化水平進一步提高。余國琴指出，城鎮化是產業結構高級化的前提，而服務業通過提高城市的吸納能力來使城鎮化進程加速［7］。

3）城鎮化與服務業的互動影響

國內學者在研究城鎮化與服務業發展水平時，更多是從兩者的雙向影響展開。李健英分析了服務業發展與城鎮化的相關性，認為城鎮化是服務業發展的需求基礎，服務業發展是城鎮化的重要經濟源泉和后續動力［8］。曾桂珍和曾潤忠基于1978—2010年中國的省級面板數據，對城鎮化與服務業發展的關系進行了實證分析，結果表明中國東、中、西部地區的城鎮化與對應服務業發展之間均存在協整關系［9］。王向通過對上海市進行研究發現：上海市的城鎮化進程在長期和短期均對服務業比重產生影響，其中短期影響更為顯著；長期看，城鎮化進程對服務業發展的作用可能是先升后降的；在動態互動方面，城鎮化進程對服務業發展的影響要強于服務業發展對城鎮化進程的影響，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：廣東省的服務業增長與城鎮化發展相互促進、互動協調，兩者長期存在均衡關系，而短期波動幅度較小，服務業增長對城鎮化進程的推動貢獻顯著且具有持續效應；城鎮化發展對服務業增長具有拉動作用，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，吉林省服務業的發展滯后于城鎮化發展，兩者還未實現良性互動和協調發展［12］。李程驊和鄭瓊潔對江蘇省的城鎮化與服務業的關系進行了研究，認為江蘇省的服務業在長期和短期都對城鎮化具有正向的促進作用，而城鎮化在長期和短期尚未明顯作用于服務業［13］。陳蓉和許培源對福建省的兩者關系進行實證研究，結論顯示福建省城鎮化與服務業之間的協調互動關系還未形成［14］。

圖1 城鎮化與服務業發展的互動影響機理

已有研究為本文進一步深入考察城鎮化與服務業發展的內在關系提供了有益的借鑒和參考。然而，筆者通過文獻回顧發現，目前國內現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，缺乏針對全國范圍內面板數據的異質性研究，與中國區域經濟發展不平衡的現實條件相背，不能反映中國城鎮化與服務業間動態關系的全貌；二是基于地區層面的研究要么聚焦于城鎮化對服務業發展的單向影響，要么以定性研究為主，而構建模型來分析城鎮化與服務業發展的動態關系的文獻甚少。鑒于此，本文利用1990—2012年中國地區層面的省級數據，運用面板向量回歸模型（PVAR（panel vector autoregression）實證研究城鎮化與服務業發展水平的動態互動關系，以期豐富與拓展現有研究。

2 模型構建與數據來源

2.1 模型構建

傳統向量自回歸模型（VAR）（vector autoregression）和結構向量自回歸模型（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據模型。而PVAR 模型繼承了VAR 模型的將所有變量都視為內生變量的優點，且引入面板數據模型允許存在的不可觀測的個體效應。面板向量自回歸模型（PVAR）不僅可通過脈沖響應函數分析當受到一個內生變量的沖擊時其他內生變量的動態響應，而且能夠捕捉到個體的異質性。因此，本文構建城鎮化與服務業發展的PVAR 模型，見式（1）。

式（1）中：i和t分別代表地區和時間；yi，t表述一個包 含（Urbani，t，Servicei，t）變量的向量；Urbani，t表示城鎮化水 平變量；Servicei，t表示服 務業發展水平變量；βj表示變量滯后效應的矩陣。考慮到中國各省區的城鎮化進程對服務業發展的影響存在差異，引入變量ηi表示地區固定效應，引入φi，t代表時間效應；εi，t表示隨機擾動項。

2.2 指標說明及數據來源

2.2.1 指標說明

本文用城市化率表示城鎮化水平變量。城市化率有單一指標和復合指標兩種形式?？紤]到復合指標的選取標準不統一、數據獲取復雜，本文用城市非農業人口占總人口比重衡量城鎮化水平。本文采用服務業增加值占GDP 比重這一指標度量服務業發展水平。衡量一個地區服務業發展水平的指標有單一指標和復合指標?？紤]到復合指標考核全面但數據來源不一、標準不一，因此本文選取單一指標衡量服務業發展水平。具體的單一指標有服務業增加值和服務業增加值占GDP 比重兩個。由于服務業增加值描述的是一個地區服務業發展的絕對規模，不能反映服務業與其他產業的相對變化，因此本文選取服務業增加值占GDP比重這一指標。

2.2.2 數據來源

本文選取1990—2012年中國29個?。ㄗ灾螀^、直轄市）①未將我國港澳臺地區、西藏地區納入研究樣本。此外，將重慶并入四川。為研究樣本，按中國三大經濟帶劃分的標準，將全國劃分為東部地區、中部地區和西部地區三大區域。數據來源于1991—2013年的《中國統計年鑒》和《新中國六十年統計資料匯編》。

3 實證分析

3.1 面板單位根檢驗

本文所選取的面板數據為“大N 大T”（29×23）型。對于這種時間跨度較長的面板數據，在做回歸分析前要先對數據進行一系列檢驗。首先，要對數據進行平穩性檢驗，否則會出現“偽回歸”等問題，導致結果不可靠。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，為保證檢驗結果的穩健性，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、中部和西部地區樣本。使用STATA12.0軟件進行面板單位根檢驗，結果如表1所示。

表1 全國及三大區域的面板單位根檢驗結果

從表1可看出，無論是全國樣本還是三大區域樣本，城鎮化水平（Urban）和服務業發展水平（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的原假設。因此，序列Urban和Service都是非平穩序列。進一步對兩變量的一階差分值進行檢驗。結果發現：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，即兩變量的一階差分序列均為平穩序列。這表明，序列Urban和Service是同階單整序列，可以建立PVAR 模型。

3.2 面板協整檢驗

在進行了面板單位根檢驗后，再進行協整檢驗以驗證城鎮化與服務業發展之間是否存在長期均衡關系。本文選擇基于誤差修正模型的協整檢驗方法，其優點是可同時考慮截面異質性以及截面內的序列相關性和截面間的相關性。借助于STATA12.0軟件，可得到4個統計量——Gt、Ga和Pt、Pa。若通過顯著性水平檢驗，前一組統計量表明面板數據內至少存在一對協整關系，后一組統計量意味著面板數據存在協整關系。表2 報告了樣本的Pt和Pa統計量結果。由檢驗結果可發現，樣本區間內城鎮化（Urban）和服務業發展（Service）之間基本上存在協整關系，即兩者之間存在長期均衡關系。

表2 全國樣本及三大區域樣本的面板協整檢驗結果

3.3 PVAR 估計結果

在回歸前，先選取滯后階數。從穩健性的角度考慮，根據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域樣本對應的最佳滯后階數，得出不同樣本對應的最佳滯后階數分別為一階、四階、二階和一階。PVAR 模型中所有變量都被視為內生變量，且采用GMM 估計，從而有效克服內生性問題。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，結果見表3?？紤]到PVAR 模型本身是一個動態模型，模型中自變量的值是因變量和其他變量的滯后值，它們共同構成了一個相互作用的系統，單個變量系數的意義并不大。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后要繼續考慮PVAR 模型的脈沖響應和方差分解。

表3 全國樣本及三大區域樣本的PVAR 模型估計結果

就全國樣本和西部地區樣本而言，滯后一期的城鎮化和服務業發展對各自本身的影響在1%的顯著性水平下顯著為正。就東部地區樣本而言，滯后一期的城鎮化和服務業發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化對服務業發展的影響在1%的顯著性水平下也顯著為正。就中部地區樣本而言，滯后一期、滯后二期的城鎮化和服務業發展對城鎮化的影響系數為1.095、-0.156、-0.344和0.165，而滯后一期的城鎮化和服務業發展對服務業發展的影響系數分別為-0.132 和1.101。這表明，城鎮化是服務業發展的重要原因。

3.4 脈沖響應分析

利用脈沖響應函數，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交互作用及效應，且能根據動態反應判斷變量間的時滯關系。借助STATA12.0 軟 件，通 過Monte-Carlo 模 擬1000次，對全國樣本及三大區域樣本的城鎮化與服務業發展的關系進行面板向量自回歸分析，得到相應的脈沖響應圖，見圖2～圖5。圖中橫軸為沖擊發生的滯后期數（年），中間曲線為脈沖響應曲線，外側的兩條曲線代表5%分位點和95%分位點的估計值——反映的是估計誤差范圍。下面利用脈沖響應圖分析城鎮化與服務業發展的互動動態關系。

1）城鎮化對服務業發展的影響。

就全國樣本而言，城鎮化的一個標準差沖擊在當期對服務業發展的影響不明顯，之后存在長期微弱負影響。就東部地區樣本而言，該影響也不大，且在滯后二期為0，系統穩定。就中部地區樣本而言，城市化對服務業發展存在長期負向影響。就西部地區樣本而言，前者對后者存在長期弱的正影響。城鎮化總體上促進了服務業的發展，特別是在中部地區，但在東部地區和西部地區該影響不顯著。

2）服務業發展對城鎮化的影響。

就全國樣本而言，服務業發展的一個標準差沖擊對城鎮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。這意味著服務業發展的一個標準差沖擊對城鎮化的影響不大，說明系統較為穩定。就中部地區樣本而言，該影響長期為負。就西部地區樣本而言，該影響不明顯。這表明，服務業發展對城鎮化總體上起促進作用，在中部地區表現得較為明顯。

圖2 全國樣本脈沖響應圖

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。全國樣本及三大區域樣本的方差分解結果如表4所示。由表4可知：全國樣本和三大區域樣本的城鎮化對城鎮化前期沖擊值的反應在第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%，表明城鎮化存在明顯的正反饋現象，東部地區樣本和全國樣本過去的城鎮化率能很好地解釋當前城鎮化率的增長；全國樣本和三大區域樣本的服務業發展對服務業發展前期沖擊值的反應在第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%，即服務業發展存在較強的正反饋現象，除中部地區外，其余樣本的區間均在98%以上，服務業過去的發展狀況能非常好地解釋其當前發展。中部地區服務業發展滯后的原因在于中部地區的工業結構以重工業為主、轉型相對較慢。

本文重點關注城鎮化與服務業發展的互動。從全國樣本來看，城鎮化對服務業發展的貢獻在第10期和第20期分別為1.3%和3.7%，而服務業發展對城鎮化的貢獻在第10期和第20期分別為7.7%和16.1%。東部、中部以及西部區域的城鎮化對各自服務業發展的貢獻在第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、中部以及西部區域的服務業發展對城鎮化的貢獻在第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 東部地區樣本脈沖響應圖

圖4 中部地區樣本脈沖響應圖

圖5 西部地區樣本脈沖響應圖

表4 方差分解結果

很顯然，不同樣本的城鎮化與服務業發展的互動關系呈現出明顯的差異化。就全國樣本而言，城鎮化與服務業發展互相促進，但是服務業發展對城鎮化的貢獻程度更大。服務業發展吸引了大量人口從落后地區遷移到城市，從而促進了城鎮化進程。究其原因，自改革開放以來，中國的城鎮化率節節攀升，2012年底已達52.3%，但一直以來中國的工業結構以第二產業為主，而中國服務業發展長期滯后，城鎮化對服務業的推動作用不足。

東部地區樣本的城鎮化對服務業發展的貢獻程度高于服務業發展對城鎮化的貢獻程度。其原因在于，東部地區本身的工業基礎良好，服務業尤其是生產性服務業發展也較快，吸引了大批人口遷移到東部地區，大量人口的聚集又促進生活型服務業的發展。中部地區服務業的發展對其城鎮化的貢獻程度高于城鎮化的對服務業發展的貢獻，并且中部地區的城鎮化對服務業發展的貢獻程度在三大區域中是最高的，表明中部地區的城鎮化與服務業發展互相促進。中部地區的工業基礎較好，大量農業人口進入非農產業特別是服務業就業，在促進服務業發展的同時也提高了城鎮化率。西部地區的城鎮化對服務業發展的貢獻相當有限，而服務業發展卻大大推動了城鎮化的發展。這主要是因為：西部地區的工業基礎薄弱、生態環境較差，各地政府在發展經濟時主要考慮自身的資源稟賦（旅游業），另外西部地區也是凈人口流出地。

4 結語

本文將PVAR 模型應用于研究城鎮化與服務業發展的互動關系，將全國分為東、中、西三大區域，利用全國范圍的面板數據，解釋了城鎮化與服務業發展的總體互動關系及其在不同區域的差異性。研究結果顯示：城鎮化與服務業發展互相促進，但城鎮化對服務業發展的貢獻程度與服務業發展對城鎮化的貢獻程度在三大區域呈現出較強的差異性。具體而言：東部地區的城鎮化對服務業發展的貢獻程度高于服務業發展對城鎮化的貢獻程度，中部地區服務業的發展對城鎮化的貢獻程度高于城鎮化對服務業發展的貢獻，但中部地區的城鎮化對服務業發展的貢獻程度在三大區域中是最高的。西部地區的城鎮化對服務業發展的貢獻相當有限，而服務業發展卻大大推動了城鎮化的發展。這表明，中、東部地區城鎮化的推動很大一部分依然來自于工業化，而西部地區本身工業化發展較為緩慢，而服務業（旅游業）較為發達，因此服務業對城鎮化的促進作用也最大。該研究結論充分證實了“國家新型城鎮化規劃（2014—2020）”中關于城鎮化與服務業間互動關系的論點。該規劃明確表示，城鎮化是產業結構優化升級的重要抓手，而加快服務業發展是推動產業結構升級的和優化升級的主攻方向。

上述研究結論也蘊含著如下重要的政策啟示：

一是要實施新型城鎮化戰略，促進服務業發展。有序推進農業轉移人口市民化，有條件地逐步放開戶籍制度，使更多人口落戶城市，推動城鎮化進程。對于東部地區的超大及特大城市，要嚴格限制其發展，實施城市群戰略，將人口合理分流到周邊衛星城地區，避免“城市病”的進一步惡化。對于中、西部地區的大、中、小城市，特別是中小城市，要積極完善各項基礎設施和公共服務設施建設，加大對城市電信、交通等基礎設施的建設，吸引企業落戶，吸納更多的農業人員到城市就業。同時，要優化合理配置醫療、教育衛生等公共基礎服務效率，增加城市對人才、企業的吸納能力，提升服務水平，進而促進服務業的發展。

二是要加快服務業產業結構的優化升級，加快城鎮化進程。一直以來，中國服務業以傳統生活性服務性為主，而生產性服務業占比不高。傳統生活性服務業（如餐飲娛樂業、交通運輸業、批發零售商貿業等）有利于吸納農業轉移人口，但其附加值不高；與之相比，生產性服務業具有知識密集度高、產出附加值大、資源消耗低、環境污染少等優點，在吸引高科技人才方面更具優勢，是各地方政府實現經濟轉型和產業結構升級的突破口，有助于城鎮化水平的提升。

三是因地制宜地制定各區域的城鎮化和服務業發展政策?？紤]到中國各地區的城鎮化和服務業水平的發展不一致，因此各地政府在制定城鎮化戰略和服務業發展政策時要根據自身情況提出有針對性的建議。中國三大區域的城鎮化發展存在明顯差距，東部地區要實時實施城市群戰略，而西部地區要進一步加速城市化進程。三大區域的服務業發展水平同樣存在差距，西部地區要加快基礎設施建設、完善各項城鎮功能，為服務業發展提供基礎條件。

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