中國服務(wù)業(yè)增長與城市化的實證分析

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

關(guān)鍵詞:服務(wù)業(yè);人均服務(wù)業(yè)增加值;城市化

中圖分類號:F719 文獻標(biāo)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(wù)業(yè)的發(fā)展落后于其他經(jīng)濟領(lǐng)域，同時也落后于其他國家20世紀90年代，中國的服務(wù)業(yè)不能與國民經(jīng)濟的發(fā)展速度成比例發(fā)展，并嚴重滯后于經(jīng)濟發(fā)展水平#65377;究其原因，既有體制觀念方面的因素，行業(yè)壟斷以及城市化落后方面的原因，當(dāng)然也有被低估的情況[1]#65377;2005年的第一次全國經(jīng)濟普查對服務(wù)業(yè)增加值進行了調(diào)整，服務(wù)業(yè)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(yè)壟斷等逐步解決，因而城市化發(fā)展水平落后成為服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵性因素#65377;

國內(nèi)外學(xué)者對于服務(wù)業(yè)增長與城市化之間的關(guān)系進行了不少研究#65377;Singelmann(1978)首次明確了城市化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的原因[2]，Daniels等通過計量分析檢驗了美國大中小城市區(qū)域的服務(wù)業(yè)成長#65377;研究認為城市形成的區(qū)域市場是服務(wù)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，是城市化的發(fā)展促進了服務(wù)業(yè)的擴張[3]#65377;Harris就城市在印度經(jīng)濟中的作用進行了研究，結(jié)果表明城市在國家經(jīng)濟發(fā)展中起了關(guān)鍵作用，城市是流通商品的主要中心，發(fā)揮著巨大的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，是服務(wù)業(yè)中許多行業(yè)的核心[4]#65377;李江帆(1994)較早地從服務(wù)需求影響因素角度探討了影響服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的因素#65377;他認為影響服務(wù)需求的主要因素是:人均國內(nèi)生產(chǎn)總值#65380;城市化水平#65380;人口密度#65380;服務(wù)產(chǎn)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(wù)業(yè)增加值比重的重要因素[6]#65377;俞國琴(2004)認為城市化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的前提，它與服務(wù)業(yè)的發(fā)展存在較為密切的正相關(guān)關(guān)系[7]#65377;Chang等(2006)則認為城市化能夠刺激服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出和就業(yè)的增加[8]#65377;

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

本文在對服務(wù)業(yè)增長與城市化進行綜述的基礎(chǔ)上，通過1978—2006年的時序數(shù)據(jù)，利用動態(tài)計量分析方法:協(xié)整檢驗#65380;誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗對中國服務(wù)業(yè)增長與城市化之間的長期動態(tài)關(guān)系進行了實證分析#65377;

二、建模

綜合人們對服務(wù)業(yè)增長與城市化關(guān)系的研究，服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)增長與城市化的相關(guān)性時，研究基本上是從服務(wù)業(yè)增加值與城市化率的關(guān)系入手進行分析，沒有排除人口因素的影響，故而得出的結(jié)論有可能偏離實際情況#65377;本文將采用人均服務(wù)業(yè)增加值來表示服務(wù)業(yè)增長，減少了人口因素的影響，從而能有效分析人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化率之間的關(guān)系#65377;

結(jié)合人們對城市化與服務(wù)業(yè)增長的研究，參考式(2-1)，本文認為人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化率兩個變量之間的數(shù)學(xué)模型可以表示為:

三 實證分析

(一)變量選擇及數(shù)據(jù)采集

反映服務(wù)業(yè)增長的指標(biāo)有人用服務(wù)業(yè)增加值GDP3c或服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)增加值PGDP3c(單位:元/人)剔除了人口規(guī)模的影響，用以表示服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)GDP指數(shù)將服務(wù)業(yè)人均GDP轉(zhuǎn)換以1978年為基期的服務(wù)業(yè)人均GDP即PGDP3c#65377;

城市化是當(dāng)今世界上重要的社會經(jīng)濟現(xiàn)象之一#65377;目前國際上比較通用的測度城市化水平的指標(biāo)是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?65377;本文也采用這一定義，即城市化水平是指城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?，也稱為城市化率#65377;

本文選擇1978—2006年的時間序列數(shù)據(jù)，主要是根據(jù)國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計摘要》(2007)#65380;2004年度的全國經(jīng)濟普查和《中國統(tǒng)計年鑒2006》#65377;其中人均服務(wù)業(yè)增加值以1978年為基期#65377;

(二)參數(shù)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(diào)整后R2的=0.995，F(xiàn)=1879.822，D-W=2.171.

經(jīng)檢驗，模型擬合優(yōu)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(guān)和異方差#65377;

(三)模型處理

1.單整檢驗

協(xié)整理論主要用于尋找兩個或多個非平穩(wěn)變量間的均衡關(guān)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(wěn)的誤差序列，表示這些非平穩(wěn)的時間序列之間存在長期均衡關(guān)系，即具有協(xié)整性#65377;只有相同單整階數(shù)的變量才可能存在協(xié)整關(guān)系，因而協(xié)整分析前要檢驗變量的單整階數(shù)#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(jù)模型的參數(shù)估計量，短期城市化率的變化將引起人均服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)增加值變化1.3026%;而上期人均服務(wù)業(yè)增加值的變化，也引起人均服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)增加值慣性的延續(xù)#65377;ecm項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計值(-0.4932)看，調(diào)整力度較大#65377;

3.格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗揭示變量序列之間是否存在長期均衡關(guān)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(guān)系#65377;根據(jù)數(shù)據(jù)，對和進行格蘭杰因果檢驗，取最大滯后階數(shù)為6，得到檢驗結(jié)果如表2所示(受篇幅限制只列前兩期):

表 2中檢驗結(jié)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(wù)業(yè)增加值的效應(yīng)在滯后1年時最為明顯，城市化率是人均服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)增加值對城市化率的推動效應(yīng)不明顯#65377;

四 模型的經(jīng)濟分析

根據(jù)1978—2006年時序數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗，格蘭杰因果檢驗，對我國人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化水平進行了實證分析發(fā)現(xiàn)，人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化水平之間存在長期均衡關(guān)系，城市化對人均服務(wù)業(yè)增加值的正向作用明顯強于人均服務(wù)業(yè)增加值對城市化的反向作用#65377;具體結(jié)論有:

1.人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化水平之間存在長期的均衡關(guān)系，這說明改革開放以來我國人均服務(wù)業(yè)增加值與城市化發(fā)展水平相當(dāng)，兩者之間發(fā)展均衡#65377;

2.從誤差修正模型來看，城市化水平短期內(nèi)每變動1個百分點，人均服務(wù)業(yè)增加值將同向變動1.3026個百分點，說明城市化對人均服務(wù)業(yè)增長的帶動作用極大;同時誤差修正模型城市化的系數(shù)比長期協(xié)整回歸方程中城市化的系數(shù)2.533要小，說明城市化對人均服務(wù)業(yè)增長的長期影響更為顯著#65377;短期內(nèi)城市化水平的提高所帶來的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)效應(yīng)還未充分發(fā)揮出來，所以并不會立即帶來人均服務(wù)業(yè)增長#65377;但長期來說，城市化促成的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)效應(yīng)顯現(xiàn)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動，有利于區(qū)位集聚及產(chǎn)生集聚效應(yīng)，從而促進人均服務(wù)業(yè)增長#65377;

3.我國城市化對人均服務(wù)業(yè)增加值的正向作用明顯強于人均服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)增加值的格蘭杰原因，而滯后1—6期的人均服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)發(fā)展水平滯后，服務(wù)業(yè)占GDP比重偏低，因而人均服務(wù)業(yè)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(fā)現(xiàn)，上述結(jié)論和我國的現(xiàn)實情況吻合#65377;改革開放以來，我國經(jīng)濟高速發(fā)展，城市化水平不斷提高，大量的農(nóng)村人口從農(nóng)村涌向城市，引起經(jīng)濟結(jié)構(gòu)發(fā)生重大變化#65377;城市規(guī)模擴大#65380;交易成本降低#65380;經(jīng)濟效率提高，聚集經(jīng)濟促進生產(chǎn)效率的提高，使服務(wù)業(yè)水平不斷提高，促進人均服務(wù)業(yè)增長#65377;但由于我國戶籍制度和體制因素阻礙了農(nóng)村勞動力由第一產(chǎn)業(yè)向第二#65380;第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，影響了服務(wù)業(yè)與城市化間良性互動關(guān)系的形成#65377;我國服務(wù)業(yè)增加值的比重在不斷提高，但服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重仍然比較低，服務(wù)業(yè)對城市化水平的反向效應(yīng)還未充分體現(xiàn)，使得城市化對人均服務(wù)業(yè)增長的作用必然強于人均服務(wù)業(yè)增長對城市化的影響#65377;反觀西方發(fā)達國家，服務(wù)業(yè)與城市化的相互促進作用則表現(xiàn)得非常明顯#65377;城市化為發(fā)達國家服務(wù)業(yè)發(fā)展提供了非常重要的需求基礎(chǔ)，推動服務(wù)業(yè)新行業(yè)的形成和傳統(tǒng)行業(yè)的發(fā)展，并且服務(wù)業(yè)對城市化的拉動作用增強，并最終超過了第二產(chǎn)業(yè)#65377;之所以出現(xiàn)這種差異主要是因為發(fā)達國家的城市化以市場機制為驅(qū)動器，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)的變化相一致，政府主要擔(dān)當(dāng)“守夜人”的角色#65377;而中國由于市場機制發(fā)育不全，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換在很大程度上受到政府推動和體制約束的雙重影響，導(dǎo)致我國人均服務(wù)業(yè)增長對城市化的反向作用并不明顯#65377;

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