甘肅省城市化與第三產(chǎn)業(yè)協(xié)整關(guān)系的實(shí)證研究

吉亞輝, 祝鳳文

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,甘肅 蘭州 730070)

甘肅省城市化與第三產(chǎn)業(yè)協(xié)整關(guān)系的實(shí)證研究

吉亞輝, 祝鳳文＊

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,甘肅 蘭州 730070)

依據(jù)1990～2008年的數(shù)據(jù),利用協(xié)整理論,對(duì)甘肅省城市化水平和第三產(chǎn)業(yè)的關(guān)系進(jìn)行了動(dòng)態(tài)計(jì)量分析。研究表明,城市化與人均第三產(chǎn)業(yè)增加值間存在長期的均衡關(guān)系,短期城市化水平的變化引起人均第三產(chǎn)業(yè)增加值相同方向的變化,人均第三產(chǎn)業(yè)增加值是城市化水平的格蘭杰原因,人均第三產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)城市化的正向作用要強(qiáng)于城市化對(duì)人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的反向作用。

甘肅省;城市化;第三產(chǎn)業(yè);協(xié)整檢驗(yàn);Granger檢驗(yàn)

一、引言

中國的城市化對(duì)本國和全球發(fā)展都將產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。斯蒂格列茨把“中國的城市化”和“美國的高科技”并列為影響21世紀(jì)人類發(fā)展進(jìn)程的兩大關(guān)鍵因素,認(rèn)為中國的城市化將是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的火車頭。[1]第三產(chǎn)業(yè)的迅速興起是當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要趨勢(shì),是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要增長點(diǎn),它的發(fā)展可以拉動(dòng)非農(nóng)就業(yè)增長,從而帶動(dòng)城市化率的上升。[2]當(dāng)前,發(fā)達(dá)國家已進(jìn)入第三產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)城市化階段,隨著新一輪城市化浪潮的到來,城市化與第三產(chǎn)業(yè)如何協(xié)調(diào)發(fā)展被賦予了重大的理論和現(xiàn)實(shí)意義?？v觀國內(nèi)外學(xué)者的研究成果,第三產(chǎn)業(yè)與城市化間存在著密切的關(guān)系,共同推動(dòng)著國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。一方面,城市化是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因和需求基礎(chǔ)[3～6];另一方面,第三產(chǎn)業(yè)是城市化的重要經(jīng)濟(jì)源泉和后續(xù)動(dòng)力[7～9];最后,第三產(chǎn)業(yè)與城市化相互促進(jìn),互為因果[10～11]。

綜合相關(guān)研究發(fā)現(xiàn),以往的研究主要從宏觀層次對(duì)城市化和第三產(chǎn)業(yè)的關(guān)系進(jìn)行定性分析,在定量分析方面稍顯不足,少數(shù)定量研究也主要是針對(duì)中東部特定區(qū)域,而對(duì)于西部區(qū)域的定量研究基本上是空白的。甘肅省是西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)之一,蘭州市是該區(qū)域的中心城市,所以甘肅省的城市化與第三產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展,對(duì)該區(qū)域的發(fā)展有一定的借鑒意義。鑒于此,本文以甘肅省為研究對(duì)象,采用1991～2009年《甘肅年鑒》中的數(shù)據(jù),運(yùn)用現(xiàn)代計(jì)量方法對(duì)甘肅省城市化與第三產(chǎn)業(yè)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,以探討彼此間的協(xié)調(diào)性和相關(guān)性,促進(jìn)甘肅省經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

二、甘肅省城市化與第三產(chǎn)業(yè)協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析

(一)樣本數(shù)據(jù)的采集和處理

為了具體揭示城市化與第三產(chǎn)業(yè)間的相互關(guān)系,根據(jù)目前學(xué)者的研究,城市化水平的衡量指標(biāo)主要有城市人口比重指標(biāo)、非農(nóng)業(yè)人口指標(biāo)、城市用地比重指標(biāo)以及綜合指標(biāo)。在衡量城市化水平與第三產(chǎn)業(yè)間關(guān)系時(shí),城市人口比重指標(biāo)是國際上比較通用的,雖然存在一定的缺陷,但汪冬梅認(rèn)為缺陷并非源于指標(biāo)本身,而是由指標(biāo)以外的人為原因(突出表現(xiàn)為城市人口確認(rèn)制度的不完善)造成的。[12]鑒于此,本文采用城市人口比重指標(biāo)(用X表示)來衡量城市化水平,來反映人口在城鄉(xiāng)間的分布,其計(jì)算公式為

其中:X為城市化水平;U為城鎮(zhèn)人口;R為農(nóng)村人口;N為區(qū)域總?cè)丝凇?/p>

學(xué)者們關(guān)于第三產(chǎn)業(yè)水平的指標(biāo)有第三產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值占 GDP的比重以及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值指數(shù)。為了消除人口因素的影響,采用人均第三產(chǎn)業(yè)增加值來衡量第三產(chǎn)業(yè)水平?？紤]到價(jià)格因素對(duì)時(shí)間序列的影響,用第三產(chǎn)業(yè) GDP指數(shù)將第三產(chǎn)業(yè)人均 GDP轉(zhuǎn)換以1990年為基期的第三產(chǎn)業(yè)人均 GDP(在表1中用Y表示)。為了消除異方差,對(duì)解釋變量和被解釋變量均取對(duì)數(shù)。[13]根據(jù)我國統(tǒng)計(jì)年鑒的統(tǒng)計(jì)口徑,依據(jù)1991～2009年《甘肅年鑒》得到數(shù)據(jù)見表1。

表1 甘肅省1990～2008年城市化水平、人均第三產(chǎn)業(yè)增加值以及它們的一、二階差分序列

(二)各變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

鑒于表1中的數(shù)據(jù)都是時(shí)間序列數(shù)據(jù),因此對(duì)城市化水平與人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的協(xié)整分析,首先檢驗(yàn)這兩個(gè)變量的時(shí)間序列是否平穩(wěn),是否則存在謬誤檢驗(yàn)。采用 Eviews5.0對(duì)序列X、LnY、DX、DLnY、ΔDX、ΔDLNY的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn),具體檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2中的檢驗(yàn)結(jié)果表明,甘肅省的城市化水平和人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的水平值和一階差分在10%或5%的顯著水平下接受原假設(shè),而二階差分在1%的顯著水平下都拒絕原假設(shè),因此它們都是I(2)型平穩(wěn)序列,應(yīng)采用處理非平穩(wěn)變量的協(xié)整分析方法,檢驗(yàn)各變量間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在此采用人們通常用的EG兩步檢驗(yàn)法,以變量LNY為被解釋變量,X為解釋變量,假定協(xié)整回歸模型為:LNY=α+βX+ε。用OLS法對(duì)兩序列進(jìn)行估計(jì)結(jié)果如下:

表2 各變量時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由估計(jì)結(jié)果可知,可決系數(shù)為83.140 9%,有較好的擬合性,F統(tǒng)計(jì)值為83.835 99,AIC和SC的值分別為0.445 526、0.544 941。不過常數(shù)項(xiàng)t的統(tǒng)計(jì)量為1.318 714小于概率5%所對(duì)應(yīng)的值,回歸DW的值僅為0.116 583,小于擬合優(yōu)度的值,說明可能存在序列相關(guān)性,因此有必要對(duì)殘差序列作進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

由估計(jì)方程得殘差序列的估計(jì)值為

對(duì)殘差序列做單位根的ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表3檢驗(yàn)結(jié)果可知,在序列不包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)并且滯后階數(shù)為2的情況下,ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量明顯小于顯著水平為1%時(shí)的臨界值,估計(jì)殘差序列ε為平穩(wěn)序列,即ε～I(xiàn)(0)。表明LNY與X之間存在協(xié)整關(guān)系,即城市化水平與人均第三產(chǎn)業(yè)增加值之間存在長期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。這種動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系說明1990年以來甘肅省人均第三產(chǎn)業(yè)增加值與城市化間呈現(xiàn)出一定的協(xié)調(diào)性,城市化水平每增長一個(gè)百分點(diǎn),人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的對(duì)數(shù)將增加0.178 694。

(三)誤差修正模型

為了彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足,可通過誤差修正模型的修正機(jī)制,防止長期均衡關(guān)系出現(xiàn)較大誤差。LNY與X間的短期或非均衡的關(guān)系,可假設(shè)具有如下(1,1)階分布滯后形式:

其中:ecmt-1=LNYt-1-0.025 744 2Xt-1-0.005 013。誤差修正模型的各差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響,根據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量,短期城市化水平的變化將引起人均第三產(chǎn)業(yè)增加值相同方向的變化。兩者的短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系是,城市化水平短期每變動(dòng)一個(gè)單位,人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的對(duì)數(shù)將同方向變動(dòng)0.912 43個(gè)單位。

(四)格蘭杰因果關(guān)系模型和檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)揭示了變量序列間存在的長期均衡關(guān)系,但變量序列間是否存在因果關(guān)系,為此我們進(jìn)一步利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)確定變量間的關(guān)系,利用最小普通二乘法(OLS)對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì),最大滯后階數(shù)取 5。Granger檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4 各變量之間的 Granger檢驗(yàn)結(jié)果

表4的檢驗(yàn)結(jié)果表明:滯后2期時(shí)LNY不是X的格蘭杰原因的概率是3.579%,說明甘肅省人均第三產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)城市化水平提高的效應(yīng)在滯后2年時(shí)最為明顯,可以說人均第三產(chǎn)業(yè)增加值是城市化水平的格蘭杰原因;而從滯后1期到5期,X不是LNY的格蘭杰原因的概率都在24%以上,且呈現(xiàn)遞減的趨勢(shì),說明甘肅省城市化水平提高對(duì)人均第三產(chǎn)業(yè)增加值有一定的推動(dòng)作用,但效果還不是很明顯,有待于進(jìn)一步加強(qiáng)。兩者間是一種單向的Granger因果關(guān)系。

自1990年以來,隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整,第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用日益明顯,增長速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于第一、二產(chǎn)業(yè),產(chǎn)業(yè)比重排序由“二、一、三”調(diào)整為“二、三、一”。第三產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值由1979年的 13.64億元上升到 2003年的460.37億元,按可比價(jià)格計(jì)算,是1979年的33.8倍。與此同時(shí)第三產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)也由1980年的142.5萬人上升到2003年的338.58萬人,第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重由1980年的13.20%上升到2003年的27.40%,第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重自1999年超過第二產(chǎn)業(yè)后成為吸納勞動(dòng)力的第二大產(chǎn)業(yè)。[14]導(dǎo)致城市因第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供大量的就業(yè)機(jī)會(huì),使得城市對(duì)大量的農(nóng)民具有巨大的吸引力,引起經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生重大變化,城市規(guī)模的擴(kuò)大、交易成本的降低、經(jīng)濟(jì)效率的提高,促使企業(yè)向城市聚集,引起城市化水平的進(jìn)一步提高。而甘肅省的城市化水平因城鄉(xiāng)分割型戶籍制度形成的強(qiáng)二元結(jié)構(gòu)特征、市場(chǎng)化程度不高、經(jīng)營城市的理念與手段落后、缺乏城市品牌等原因而處于初級(jí)階段,且進(jìn)程較慢,不能很好的帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,從而導(dǎo)致了城市化對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的反向推動(dòng)效應(yīng)不夠強(qiáng)勁。

三、結(jié)論及政策建議

利用甘肅省1990～2008年的數(shù)據(jù),對(duì)甘肅省城市化水平與第三產(chǎn)業(yè)增加值的對(duì)數(shù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、因果檢驗(yàn),研究得出以下結(jié)論:短期城市化水平的變化將引起人均第三產(chǎn)業(yè)增加值相同方向的變化,且彼此間存在著長期的均衡關(guān)系;人均第三產(chǎn)業(yè)增加值是城市化水平的格蘭杰原因,且對(duì)城市化的正向作用要明顯強(qiáng)于城市化對(duì)人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的反向作用。

根據(jù)以上結(jié)論,針對(duì)甘肅省城市化水平與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀,在此提出以下的政策建議以促進(jìn)甘肅省城市化與第三產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步協(xié)調(diào)發(fā)展。

(一)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)扭曲是城市化與第三產(chǎn)業(yè)不協(xié)調(diào)的根源。甘肅省扭曲的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其是畸重的工業(yè)結(jié)構(gòu)是阻滯其城市化發(fā)展的經(jīng)濟(jì)根源。劉傳玉通過對(duì)甘肅省1985年以來的城市化水平與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變進(jìn)行偏相關(guān)分析,結(jié)果表明,甘肅省工業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和非農(nóng)就業(yè)比重與城市化不相關(guān)甚至負(fù)相關(guān),僅第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與城市化呈顯著正相關(guān)關(guān)系。要不斷調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),加大第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,改變重工業(yè)占主導(dǎo)的地位,才能有利于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的非農(nóng)化和城鎮(zhèn)化的轉(zhuǎn)移,促進(jìn)甘肅城市化進(jìn)程。

(二)消除城市化壁壘、實(shí)現(xiàn)城市化與第三產(chǎn)業(yè)間的良性互促關(guān)系

規(guī)模龐大的農(nóng)村人口極大地限制了城市化與第三產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展,應(yīng)該完善戶籍制度、就業(yè)制度和社會(huì)保障制度來逐步拆除城鄉(xiāng)壁壘,使更多的農(nóng)村人口成為城市人口,從而帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,反過來進(jìn)一步促進(jìn)城市化進(jìn)程的速度。

(三)改善城市化與第三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的環(huán)境

合理的城市規(guī)模體系能夠?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供舞臺(tái),在規(guī)劃的過程中要有意識(shí)地建設(shè)一批大城市,在相鄰大城市的基礎(chǔ)上逐漸形成都市圈或者城市群,從而帶動(dòng)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的規(guī)模發(fā)展和結(jié)構(gòu)調(diào)整。同樣也應(yīng)該豐富第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展層次,有意識(shí)地發(fā)展現(xiàn)代新興的第三產(chǎn)業(yè),來改變城市的構(gòu)成要素和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),使城市化的發(fā)展獲得新的生機(jī)和動(dòng)力。宏觀上使政府政策(加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、教育投資、法律的完善)向城市化與第三產(chǎn)業(yè)上傾斜,以促進(jìn)彼此的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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The Study on Co-integration between Tertiary Industry and Urbanization of G ansu Province

J I Ya-hui,ZHU Feng-wen＊

(School of Economics and Management,Northwest Normal University,Lanzhou730070,China)

Based on data from1990to2008and using co-integration theory,the dynamic econometric analysis of the relationship between the level of urbanization and the tertiary sector is made in this paper.The results show that there exists long-term equilibrium relationship between urbanization and the third industrial added value per capita.The changes in the level of short-term urbanization resulted in the same direction changes in the third industrial added value per capita.The third industrial added value per capita is the Granger cause for the level of urbanization.The positive effect of the third industrial added value per capita on urbanization is greater than the reverse effect.

Gansu Province;urbanization;tertiary industry;co-integration test;Granger causality test

F291

ADOI10.3969/j.issn.1671-1653.2010.03.002

1671-1653(2010)03-0006-05

2010-06-16

吉亞輝(1964-),女,陜西韓城人,西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授,主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

＊通訊作者:祝鳳文(1984-),男,安徽安慶人,西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院2008級(jí)區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)專業(yè)碩士研究生。