基于聯立方程模型的新型城鎮化與服務業發展互動效應研究
——以湖南省為例

2022-07-17 15:19:48鐘代立王曉洋譚佳豪

長沙民政職業技術學院學報 2022年2期

鐘代立王曉洋譚佳豪

（湖南工業大學，湖南株洲 412007）

1.引言

積極穩妥地推進新型城鎮化進程是現階段我國經濟社會發展和國家建設的重點戰略舉措和工作任務，采用“低成本高效率”的城鎮化發展方式，實現由“數量”到“質量”的轉變，才能有效地保障我國新型城鎮化建設的可持續發展[1]。城鎮化與產業發展之間有著密切的影響和作用關系，城鎮化發展是產業結構調整與優化升級的過程，產業發展是推動城鎮化發展的關鍵因素和核心動力[2]。隨著近年來我國城鎮化水平的大幅提升，城鎮化率已達60%，根據產業發展理論和產業結構演進規律，在目前所處的城鎮化發展中后期階段，中國的城鎮化現象已難以完全用“工業決定論”來解釋，服務業將超過工業成為城鎮化發展的主要推動力，特別是在城鎮化發展效率和質量的提高上所起到的作用更為關鍵[3]，因此需要密切關注新型城鎮化建設與服務業發展之間的互促共融和協調發展問題。湖南省地處中部地區，城鎮化動力基礎薄弱，城鎮化建設水平和服務業發展水平相對落后，仍有較大的發展潛力和提升空間，對其城鎮化與服務業發展的互動效應進行研究，有助于探尋發展滯后的內在原因，提出切實可行的提升對策，對湖南省及其他相對落后地區實現“后發趕超”式發展具有重要的理論意義和參考價值。

對于城鎮化與服務業發展之間影響關系的相關研究，早期多是從二者的單向作用關系視角進行分析和探討。城鎮化對服務業發展的作用關系方面。城鎮化形成的城市功能和區域市場是服務業發展的基礎，城鎮化改變了經濟總體的需求結構并通過溢出效應促進服務業的發展[4]。曾淑婉和趙晶晶（2012）構建固定效應模型，運用FGLS 估計方法實證分析得出中國城鎮化進程對服務業發展形成了一定的促進作用，且存在區域差異性，西部地區城鎮化進程的加快對服務業發展水平提高的影響程度更大[5]；唐保慶和宣燁（2016）考察了“三元”城鎮化影響服務業增長的傳導機制并運用增長模型等方法檢驗了城鎮化對服務業增長的影響[6]。服務業發展對城鎮化的作用關系方面。服務業為城鎮化發展提供新動力，通過吸納勞動力就業、增加收入、統籌城鄉發展等方式對構建完備的城鎮體系和促進城鎮化發展起到積極作用[7]。陳立泰等（2013）實證得出在全國范圍內服務業集聚對城鎮化進程具有促進作用，但存在有區域差異性，西部地區的作用大于中、東部地區[8]；王耀中等（2014）、伍先福和楊永德（2016）則是具體研究了生產性服務業的產業協同集聚效應對城鎮化水平具有提升效果[9、10]。

隨后對于城鎮化與服務業發展影響關系的相關研究開始擴展到二者之間的雙向作用關系領域。李健英（2002）指出城鎮化是服務業發展的需求基礎，服務業是城鎮化建設的后續動力和經濟源泉，服務業與城鎮化發展存在雙向相關性[11]；田侃和劉奕（2014）從三種視角評述了城鎮化與服務業協同發展的理論機理[12]。部分學者以不同的地域為研究對象采用不同方法對城鎮化與服務業發展的雙向作用關系展開了具體的實證研究，所得出的結果各有不同：曾桂珍和曾潤忠（2012）得出中國東、中、西部地區的城鎮化與服務業發展之間均存在協整關系[13]；王向（2013）得出在上海市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，兩者具有持久性的動態互動，并且從長期來看城鎮化進程對服務業發展的作用先升后降[14]；李程驊和鄭瓊潔（2012）得出江蘇省的服務業在長、短期均對城鎮化具正向促進作用而城鎮化在長、短期尚對服務業作用不明顯[15]；崔宏橋和沈頌東（2014）、陳蓉和許培源（2013）則分別得出吉林省和福建省的城鎮化與服務業之間尚未實現良性互動和協調發展關系[16、17]。在定量實證的研究方法方面，大多是采用耦合協調度模型，從系統耦合（張勇等，2013）[18]、投入產出（杜宇瑋和劉東皇，2015）[19]、時空演變（張國俊和鄧鴻鵠，2018）[20]等不同視角對城鎮化和服務業的協調互動關系進行了測度，或是采用VAR等計量模型分析城鎮化與服務業的聯動關系。

由以上研究現狀綜述可見，關于城鎮化和服務業發展之間影響關系的研究多是基于分析二者的單向作用關系，雖在雙向互動機制的理論機理方面已形成共識，但從系統的角度對二者間雙向互動作用關系的定量實證研究還稍欠豐富，且對于二者之間究竟是得出單向還是雙向作用關系以及哪一方的影響力更為顯著的問題仍然存有不同觀點。研究方法方面，大多數研究更偏重于采用單方程模型、PVAR 計量模型[21]等方法進行分析，難以系統地確切揭示各個相關變量之間復雜的經濟現象。研究對象方面，目前還尚未有聚焦于湖南省城鎮化與服務業發展互動效應作用關系的針對性研究。基于此，本文擬從雙向互動作用的視角構建聯立方程模型系統并運用系統GMM 估計方法對湖南省城鎮化與服務業發展的互動效應進行實證分析，揭示二者之間作用關系的方向、程度及其他主要影響因素的作用大小，提出實質性的政策建議，以期為互促共融地推進新型城鎮化建設與服務業協調發展提供決策參考。

2.模型構建

根據城鎮化進程對服務業發展的影響機理，城鎮化是服務業發展的基礎和載體，城鎮化進程對服務業的發展主要起推動和促進作用，其影響和作用大小在城鎮化發展的不同階段會有所差異，并且城鎮化進程是通過多種因素的共同作用而對服務業的發展產生影響的。曾淑婉和趙晶晶（2012）以服務業發展水平sir為因變量，城市化水平urban 為自變量，區域經濟發展水平grp、地區工業化規模in、地區人口規模pd 為控制變量構建了靜態面板模型，分析城鎮化進程對服務業發展的影響[5]：

其中：i 和t 分別表示地區和時期，c 為常數，uit和vit為個體差異和隨機擾動項。

根據服務業發展對城鎮化進程的影響機理，服務業發展是城鎮化的重要經濟源泉和后續動力，在工業化和城鎮化發展的中后期，服務業將會替代工業的主導作用來引領城鎮化的進一步向前發展。服務業的發展主要通過提升城市基礎設施建設、公共服務水平、人口集聚程度等方式實現城市經濟的聚集效應，從而助推城鎮化的發展。陳立泰等（2013）以城鎮化水平city 為被解釋變量，以服務業集聚水平service、工業水平industry、固定投資利用外資情況foreign、教育水平education、基礎設施狀況infrastructure 和經濟發展水平pgdp為解釋變量構建了計量模型，分析服務業發展對城鎮化進程的影響[8]：

上述兩個模型分別從城鎮化進程對服務業發展的影響、服務業發展對城鎮化進程的影響兩個角度探討了城鎮化與服務業發展之間的單向作用關系，具有基礎性的指導意義。然而根據互動影響作用機理，認為城鎮化和服務業發展是存在雙向影響的互動協調效應的，如果僅僅是通過單方程模型進行分析會存在一定的片面性，無法充分地反映和體現經濟系統內部的耦合關系和互動效應。因此，需要采用聯立方程模型的方法，同時將城鎮化發展和服務業發展視為各自獨立又相互作用的系統，整體性地刻畫城鎮化和服務業發展之間的互動效應和作用關系，更為準確地揭示經濟系統內部各種復雜的經濟變量之間的關系，取得精準的分析結果。

根據城鎮化和服務業發展的互動影響機理，基于式(1)和式(2)兩個單方程模型的基本原理，將其聯立納入到同一系統，通過進一步地篩選和判定其他主要影響因素，從而對外生變量進行修正和調整，最終決定以城鎮化水平和服務業發展水平為內生變量，以經濟發展水平、工業化水平、基礎設施建設水平、教育水平、消費水平、服務業的專業化程度等主要影響因素為外生變量，構建聯立方程模型系統。然后分別引入內生變量的滯后一期項作為滯后變量以反映系統的動態性和連續性，將聯立方程模型從靜態層面擴展到動態層面。最后對聯立方程系統中的所有變量取自然對數，減少模型本身所存在的異方差等問題以提升估計結果的可靠性。由此構建城鎮化與服務業發展互動效應作用關系的聯立方程模型如下：

該模型的聯立方程組從動態的角度將各內生變量視為各自發展但又互動作用的系統，可綜合考慮各單方程之間的相互影響關系，以更好地描述經濟系統的整體行為。其中：URBt和SERt分別為內生變量城鎮化水平和服務業發展水平；GDPt、INDt、INVt、EDUt、CSMt、LQt分別為外生變量經濟發展水平、工業化水平、基礎設施建設水平、教育水平、消費水平、服務業的專業化程度；URBt-1和SERt-1分別為內生變量滯后一期的滯后變量；α0和 β0為截距常數項；εt和 μt為隨機誤差項；α1、…、α5、β1、…、β5為各解釋變量的估計參數值。式(3)為城鎮化發展方程，表示服務業發展及其他主要影響因素對城鎮化發展的作用關系；式(4)為服務業發展方程，表示城鎮化發展及其他主要影響因素對服務業發展的作用關系；估計參數α1和β1的值即為城鎮化與服務業發展互動效應的彈性系數，代表了二者作用關系的大小和方向。

3.變量設定

基于所構建的聯立方程模型，對模型中各個變量所對應的具體指標進行選擇和設定。由式(3)和式(4)所組成的聯立方程模型系統當中，總共有兩個內生變量和六個外生變量。

（1）內生變量

URBt：城鎮化水平。城鎮化率是衡量城鎮化水平的專屬統計指標，又稱城市化率或城市化度，其由城鎮人口在常住總人口所占的比例來測度，反映的是人口向城鎮聚集的過程及聚集程度。因此設定城鎮化率來表示城鎮化水平。

SERt：服務業發展水平。現有相關研究中，大多以服務業增加值或服務業增加值的GDP占比這兩項指標來衡量服務業發展水平。相較而言，前者僅表示服務業發展的絕對規模而無法體現服務業與其他產業的相對發展水平，后者則能夠表示服務業發展的相對規模并可體現服務業對地區經濟發展的貢獻度及其在三大產業中的地位比重，因此設定服務業增加值的GDP占比來表示服務業發展水平。

（2）外生變量

GDPt：經濟發展水平。一個地區的經濟發展水平是反映當地城鎮化質量的關鍵因素之一，設定人均GDP來表示經濟發展水平。

INDt：工業化水平。在城鎮化的演進過程當中，工業化是城鎮化發展的重要驅動力量，設定工業增加值的GDP占比來表示工業化水平。

INVt：基礎設施建設水平。城鎮化發展需要基礎設施建設作為支撐，加強城鄉基礎設施建設是推進城鎮化加速提升的重要方式之一，設定全社會固定資產投資額來表示基礎設施建設水平。

EDUt：教育水平。智力要素密集、技術含量及產出附加值高是服務業的趨向特點和發展方向，教育水平與服務業發展密切相關，設定普通高校畢業生數來表示教育水平。

CSMt：消費水平。消費水平是服務業發展的基礎支撐條件，設定城鎮居民消費水平來表示消費水平。

LQt：服務業的專業化程度。專業化程度越高代表一個地區的產業集聚水平越高。區位熵，又稱專門化率，通過衡量某一區域要素在高層次區域的地位、作用和空間分布情況來反映某一產業的專業化程度[22]。設定區位熵來表示服務業的專業化程度。區位熵的大小可直觀地反映出所對應產業優勢的大小，其數學表達式為：

其中：Xij/Xj為j地區的i產業產值在該地區總產值的占比；∑Xi/∑X 為全國的i產業產值在全國總產值的占比；Xij為j 地區的i 產業產值；Xj為j 地區的總產值；∑Xi為全國的i產業產值；∑X為全國總產值。

4.實證分析

4.1 數據選取

根據劉勇（2011）對中國城鎮化發展歷史進程的階段劃分，中國自2001年開始步入新型城鎮化的探索和發展階段[23]。因此，對所構建的聯立方程模型中的各個變量選取區間為2001 年至2021 年的相關年度時間序列統計數據為研究樣本，來分析和展現湖南省的新型城鎮化與服務業發展的互動效應。原始數據來源于歷年的《湖南省統計年鑒》、《湖南省國民經濟和社會發展統計公報》、《中國統計年鑒》、《中華人民共和國國民經濟和社會發展統計公報》以及國家統計局數據庫。

（7）嚴格養護：在混凝土終凝后及時對混凝土進行針對性的保溫、保濕養護。在冬季，應采用塑料和棉氈覆蓋保溫，減少混凝土產生裂縫。對混凝土內細小裂縫的愈合起到了保證作用。

根據各個變量數據的描述性統計結果：URBt的均值低于同期全國城鎮化率均值，表明湖南省城鎮化水平較為滯后；SERt的均值大于INDt的均值，表明服務業在湖南省產業結構和經濟發展當中的比重和地位已超過工業，服務業發展較為迅速；GDPt的均值低于同期全國人均GDP均值，表明湖南省的經濟發展水平相對落后；CSMt的均值低于同期全國城鎮居民消費水平均值，表明湖南省的城鎮居民消費能力不高；LQt的均值小于1，表明湖南省服務業的集聚水平和專業化程度偏低，不具備服務業的產業相對優勢。

4.2 模型檢驗

在對所構建的聯立方程模型組進行回歸分析之前，需要先分別對其進行平穩性、異方差和自相關檢驗。

（1）平穩性檢驗

為保證聯立方程模型估計結果的有效性與可靠性，采用ADF法對各組變量的時間序列進行單位根檢驗，以考察變量的平穩性和單整階數。ADF檢驗結果如表1 所示。由檢驗結果可見，各變量的原序列及一階差分序列均為非平穩序列，而各變量的二階差分序列均在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，具備平穩性，表明各變量均為同階平穩的二階單整時間序列I(2)。

表1 ADF檢驗結果

（2）異方差檢驗

分別對聯立方程模型組當中的城鎮化發展方程和服務業發展方程進行White 檢驗以判斷異方差問題。White 檢驗結果如表2 所示。由檢驗結果可見，式(3)和式(4)的懷特統計量nR2值分別為6.029136 和0.381536，其所對應的自由度均為5，卡方臨界值χ20.05為11.07，兩個方程的nR2值均小于對應的卡方臨界值，沒有拒絕同方差的原假設，說明兩個方程均不存在異方差。

表2 White異方差檢驗結果

（3）自相關檢驗

表3 DW自相關檢驗結果

4.3 模型識別

由于聯立方程模型是由多個方程組成的復雜系統，各變量間存在互為因果關系的可能性，需對聯立方程進行模型識別，以判斷其是否具備可以進行回歸估計的前提條件，若不可識別則無法對方程中的所有估計參數做出測算和估計[24]。本文所構建的聯立方程模型系統當中共含內生變量2 個（k=2）、先決變量8個（g=8），式(3)中含內生變量2個（ki=2）、先決變量4 個（gi=4），其矩陣的秩 rank(Β0,Γ0)= k - 1 = 2 -1 = 1，滿足可以識別的秩條件，同時根據階條件由g - gi= 8 - 4 = 4 大于 ki- 1 = 2 - 1 = 1 可知方程屬過度識別。式(4)的秩條件和階條件識別結果與式(3)相同，也為可以識別且屬過度識別。因此，經過秩條件和階條件的判斷，可以得出所構建的聯立方程模型符合識別條件，所有方程中的估計參數是可以進行估計和分析的。

4.4 估計方法與實證結果

對于聯立方程模型，常用的2SLS 等單方程估計方法存在沒有考慮到擾動項之間的協方差、無法完全利用方程之間的關系信息等缺陷，因此需使用系統估計方法。在3SLS、FIML、GMM 等聯立方程的系統估計方法當中，GMM 法從矩條件或矩方程出發進行參數估計或檢驗，無需知曉隨機誤差項分布的確切信息，可同時估計聯立方程模型系統的所有方程，更具分析效率和估計穩健性，可以更好地描述整個經濟系統的行為[25]。并且，在本文構建聯立方程模型的過程當中，引入了被解釋變量的滯后項，作為解釋變量反映動態滯后效應，在使得模型具備動態解釋能力的同時，也由于動態滯后項與隨機誤差組成部分中的個體效應相關，造成估計的內生性，GMM 法則可以有效解決這一內生性問題。

GMM法的核心思想是假設隨機誤差項與所指定的工具變量不相關，依照加權矩陣所給出的評價標準使得隨機誤差項與工具變量的相關性降到最低。待估計的參件，并通過最小化如下準則函數來定義廣義距估計量：

式(6)是對樣本矩條件m 和零點“距離”的衡量，其中：β 為參數向量；zt為包含內生變量和工具變量的隨機向量；A為矩條件的加權矩陣。

GMM 法具體又有差分GMM 法和系統GMM 法，差分GMM 法在有限樣本條件下存在弱工具變量問題，從而使得系數估計結果的精度較低，從而系統GMM 法可以同時解決內生性和弱工具變量問題，在有限樣本下的估計偏差更小，估計結果更為有效。因此，基于所構建的城鎮化與服務業發展互動作用關系的聯立方程模型，結合湖南省的相關研究樣本數據，使用EViews9.0 軟件，采用系統GMM 法進行回歸分析，計算模型中各變量的參數估計值，實證分析結果如表4所示。

表4 聯立方程模型的實證分析結果

根據表4 的回歸分析結果，城鎮化發展方程和服務業發展方程的R2值均接近于1，表明模型的擬合效果好，并且各變量的估計參數值在總體上可在5%或更高的置信水平下顯著（P 值＜0.05），表明模型的顯著性和置信度高。由此可知，本文所構建的聯立方程模型的回歸估計結果在總體上質量良好，能夠確切地反映出湖南省城鎮化與服務業發展的互動效應關系，具有較強的解釋意義。

從城鎮化與服務業發展的互動效應彈性系數來看，內生變量lnSERt和lnURBt的估計參數α1和β1的值明顯不為0，且為正數，α1=0.167476、β1=1.249572，其所對應的P 值均小于0.01，在1%置信水平下顯著，這表明湖南省服務業發展與城鎮化之間存在明顯的正向互促作用關系：當服務業發展水平提升1%時，可促進城鎮化水平相應地提升0.17%；當城鎮化水平提升1%時，可促進服務業發展水平相應地提升1.25%。同時也可以發現，湖南省的城鎮化進程對服務業發展水平產生了較大的推動作用和影響效應，而服務業發展對城鎮化水平的影響作用還比較弱。湖南省是一個傳統的農業大省，隨著城鎮化進程的推進，大量農業人口被引入到非農產業特別是服務業就業，可以為服務業發展提供豐富的人力資源，形成集聚效應，帶動服務業的發展，然而可能是由于湖南省目前還在經歷城鎮化發展的中期階段和產業結構調整升級的過渡期，雖然服務業已經在產業結構當中的占比超過工業成為主導產業，但其結構和功能的完善程度仍有所欠缺，暫時還沒有在較高的程度上形成對城鎮化發展的推動力。

此外，聯立方程模型中其他外生變量的估計參數值代表了其與所對應的內生變量間的彈性系數，可以反映其他主要影響因素對城鎮化或是服務業發展的作用關系，也具有對應的解釋意義。

城鎮化發展方程的回歸估計結果顯示，除內生變量lnSERt之外，其余4 個外生變量的參數估計值顯著性均達到了5%甚至更高的置信水平，其中：lnGDPt與lnURBt呈正相關（α2=0.412240），表明湖南省的經濟發展對城鎮化水平的提升發揮出了良好的帶動作用，人均GDP 每增長1%，城鎮化率對應地提升0.41%；lnINDt與 lnURBt呈負相關（α3=-0.118387），這可能是由于隨著湖南省產業結構轉型升級的推進，工業的產業結構占比已開始轉入下行趨勢，其產業主導性地位和作用逐漸被服務業所取代，服務業將成為未來的城鎮化發展主要動力，因而工業化水平呈現出與城鎮化發展的負相關關系；lnINVt與lnURBt呈負相關（α4=-0.251670），表明全社會固定資產投資和基礎設施建設水平的提高在現階段還未能對城鎮化的發展和提升起到即時的帶動作用，可能存在有一定程度的滯后效應，這種帶動作用在未來才會逐漸顯現；lnURBt-1與lnURBt呈正相關（α5=0.938654），表明城鎮化的發展具有較強的動態延續性，受自身前期的影響程度較高，城鎮化的前期發展趨勢對后期有著明顯的帶動作用。

服務業發展方程的回歸估計結果顯示，除內生變量lnURBt之外，還有lnEDUt和lnSERt-12 個外生變量的參數估計值顯著性達到了5%甚至更高的置信水平，其中：lnEDUt與lnSERt呈負相關（β2=-0.178171），一般而言，智力要素密集、技術含量及產出附加值高是服務業的發展趨勢，教育水平應該對服務業發展起到正向的推動作用，而導致本文得出負相關關系的原因可能是由于當前湖南省的服務業發展總體上仍停留在粗放的勞動密集型初級階段，擁有更高學歷和受教育水平的勞動者反而更傾向于從事其他產業的相關工作，所產生的人才流失限制了服務業的發展；lnSERt與lnSERt呈正相關（β5=0.415803），表明服務業的發展具有一定的動態延續性，受到自身前期程度的影響，服務業的前期發展趨勢對后期有著較強的帶動作用。外生變量 lnCSMt和 lnLQt的參數估計值 β3和 β4不具備顯著性，表明消費水平、服務業的專業化程度對服務業發展水平沒有產生明確的作用關系。

5.結語

本文通過構建聯立方程模型并采用系統GMM 估計法對湖南省新型城鎮化與服務業發展的互動效應進行了實證分析，研究結果顯示：湖南省城鎮化與服務業發展之間存在有明顯的正向互促作用關系，其中城鎮化對服務業發展的推動作用較強，服務業對城鎮化發展的推動作用較弱；城鎮化發展主要受經濟發展水平和城鎮化自身前期發展水平的正向影響，基礎設施建設水平暫未對城鎮化發展產生正向作用；服務業發展主要受城鎮化發展水平和服務業自身前期發展水平的正向影響，教育水平、消費水平、服務業的專業化程度暫未對服務業發展產生正向作用。