城市化與服務(wù)業(yè)的協(xié)整及因果關(guān)系研究

曾桂珍，曾潤(rùn)忠

（華東交通大學(xué)軌道交通學(xué)院，江西南昌330013）

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)把加速城市化作為重要的戰(zhàn)略目標(biāo)，相應(yīng)地，我國(guó)的城市化水平經(jīng)歷了一個(gè)快速的增長(zhǎng)，由1978年的17.92%增長(zhǎng)到2010年的45.68%。同時(shí)，我國(guó)的服務(wù)業(yè)也得到了蓬勃發(fā)展，服務(wù)業(yè)增加值占GDP的比重已由1978年的23.9%增加到2010年的40.1%，服務(wù)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要性突顯。

對(duì)于城市化與服務(wù)業(yè)的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外一些學(xué)者做出了大量有益的研究。根據(jù)錢(qián)納里（1988）的結(jié)論，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變遷主要體現(xiàn)為非農(nóng)人口不斷提高的城市化過(guò)程和服務(wù)業(yè)產(chǎn)值及就業(yè)比重不斷提高的經(jīng)濟(jì)服務(wù)化過(guò)程[1]。城市化水平從兩方面對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響，一方面，城市數(shù)量增加及規(guī)模擴(kuò)大帶來(lái)的消費(fèi)者和生產(chǎn)者需求的膨脹為服務(wù)業(yè)成長(zhǎng)創(chuàng)造了巨大的需求；另一方面，城市化進(jìn)程中農(nóng)業(yè)人口的非農(nóng)化又為服務(wù)業(yè)提供了寶貴的勞動(dòng)力供給。反過(guò)來(lái)，服務(wù)業(yè)發(fā)展促進(jìn)城市化軟硬件設(shè)施的完善和人民生活水平的提高，隨著服務(wù)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)的比重增大，服務(wù)業(yè)為城市化提供了強(qiáng)大的后續(xù)動(dòng)力。同時(shí)，另一些學(xué)者對(duì)城市化與服務(wù)業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。Singelmann（1978）首先對(duì)工業(yè)化國(guó)家1920－1970年的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移過(guò)程進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，城市化是促進(jìn)農(nóng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)向服務(wù)型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要原因[2]。Tiffen（2004）也發(fā)現(xiàn)城市化水平與服務(wù)業(yè)就業(yè)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[3]。Chang等（2006）利用中國(guó)的數(shù)據(jù)也證實(shí)城市化推動(dòng)了服務(wù)業(yè)發(fā)展[4]。國(guó)內(nèi)學(xué)者多以中國(guó)為研究對(duì)象，得出了一些有意義的結(jié)論。如高敏（2005）認(rèn)為城市是影響服務(wù)業(yè)發(fā)展的重要因素，但長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)較低的城市化水平制約了服務(wù)業(yè)的發(fā)展[5]。郭文杰（2006）利用現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)服務(wù)業(yè)與城市化等經(jīng)濟(jì)因素的綜合關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，證實(shí)城市化是推動(dòng)服務(wù)業(yè)發(fā)展的重要?jiǎng)恿6]。裴長(zhǎng)洪，謝廉（2009）認(rèn)為，城市化發(fā)展推動(dòng)了工業(yè)和服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚，我國(guó)不僅可以利用城市化發(fā)展服務(wù)業(yè)，還應(yīng)當(dāng)積極通過(guò)城市改造和提升來(lái)加速服務(wù)業(yè)的集聚和發(fā)展[7]。

總體來(lái)看，當(dāng)前文獻(xiàn)對(duì)城市化與服務(wù)業(yè)之間關(guān)系的研究較為深入，對(duì)我們了解城市化與服務(wù)業(yè)之間互動(dòng)關(guān)系的機(jī)理，為我國(guó)制定促進(jìn)城市化與服務(wù)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策有著重要的導(dǎo)向作用。但已有文獻(xiàn)研究的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)多以時(shí)間序列數(shù)據(jù)為主，以面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象的較為少見(jiàn)；并且，我國(guó)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展極不平衡，但已有研究較少考慮到我國(guó)的區(qū)域差異。那么，以面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，是否能得出相同的結(jié)論呢？城市化與服務(wù)業(yè)之間的關(guān)系在不同的區(qū)域是否存在差異呢？為解答上述問(wèn)題，基于我國(guó)1978－2010年間的省際面板數(shù)據(jù)，利用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證分析，期望在已有結(jié)論的基礎(chǔ)上更進(jìn)一步闡釋城市化與服務(wù)業(yè)之間的互動(dòng)關(guān)系。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

在服務(wù)業(yè)發(fā)展指標(biāo)的選擇上，鑒于數(shù)據(jù)的來(lái)源和可獲取性，本文選取服務(wù)業(yè)增加值（R）來(lái)度量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。為剔除物價(jià)變動(dòng)水平的影響，實(shí)際計(jì)算中以1978為基期進(jìn)行平減。而在城市化水平（U）指標(biāo)的選擇上，與現(xiàn)有文獻(xiàn)一致，用非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。為清除可能存在的異方差，對(duì)兩個(gè)指標(biāo)分別取自然對(duì)數(shù)，相應(yīng)記為lnR和lnU。

由于我國(guó)各區(qū)域城市化發(fā)展水平及服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的差異性，本文將我國(guó)分為東、中、西部分別進(jìn)行考察。由于重慶市于1997年從四川省劃出成為直轄市，其人口數(shù)據(jù)連續(xù)性無(wú)法得到保證而在計(jì)算樣本中予以剔除。因此，本文分析的基本單元為東部、西部、中部所包括的30個(gè)省區(qū):東部地區(qū)包括北京、天津、河北等11個(gè)省市，中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、等8個(gè)省市，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海等11個(gè)省區(qū)。研究的時(shí)間跨度為1978－2010年，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》相應(yīng)各期。

1.2 計(jì)量方法

分3步對(duì)城市化與服務(wù)業(yè)的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)及分析。首先對(duì)城市化及服務(wù)業(yè)增加值的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，最后建立對(duì)應(yīng)的面板數(shù)據(jù)誤差修正模型進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

1）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)當(dāng)前并未達(dá)成一致，因此常用多種方法綜合進(jìn)行檢驗(yàn)，常用的有LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、Maddala和Wu檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)5種。這5類(lèi)檢驗(yàn)方法思路如下:

式中:i為截面序號(hào)；t是時(shí)間變量；ρi為自回歸系數(shù)；εit為獨(dú)立且異質(zhì)的擾動(dòng)項(xiàng)。若 ||ρi＜1，則yi為弱穩(wěn)定過(guò)程，而 ||ρi=1時(shí)，yi為非平穩(wěn)的I（1）過(guò)程。

2）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)中最常用的方法為Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)[8]，利用如下協(xié)整方程的殘差:

式中:αi為常數(shù)項(xiàng)；δi為時(shí)間變量系數(shù)；βi為自變量系數(shù)；ei為殘變項(xiàng)；N為樣本單位個(gè)數(shù)；T為樣本的時(shí)間跨度；M為回歸變量數(shù)。定義xit=(x1i，t，x2i，t，...，xMi，t)，zit=(yit，x'it)，ξ'it=(ξy it，ξx it)，zit=zi，t-1+ξit，ξ為殘差項(xiàng)；其中滿足:對(duì)?i， 當(dāng)為漸近方差為 Ωi的向量布朗運(yùn)動(dòng)，滿足Ω2i＞0。

3）面板數(shù)據(jù)誤差修正模型及因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但不知道因果關(guān)系的方向，因此有必要對(duì)變量進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的因果關(guān)系檢驗(yàn)通常運(yùn)用Engle和Granger（1987）提出的基于面板的誤差修正模型來(lái)解決。其中包括兩個(gè)步驟:

第1步，根據(jù)已有文獻(xiàn)，建立并估計(jì)如下城市化與服務(wù)業(yè)的面板協(xié)整方程（3），并取得殘差項(xiàng)εit。

第2步，根據(jù)Granger表述定理，面板協(xié)整模型（3）所對(duì)應(yīng)的面板數(shù)據(jù)誤差修正模型為

式中:αi為常數(shù)項(xiàng)；θi為自變量系數(shù)；?i為面板協(xié)整子式量與數(shù)；Δ表示一階差分運(yùn)算；Ei，t-1為模型（3）的面板協(xié)整殘差；下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)省份的第t年；ν1it和ν2it為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2 實(shí)證結(jié)果及分析

2.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

利用前述的5種方法對(duì)城市化、服務(wù)業(yè)增加值及其一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，且檢驗(yàn)回歸式中同時(shí)包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于東部和中部，變量ΔlnU和ΔlnR均存在單位根，且其一階差分序列ΔlnU和ΔlnR均顯著地不存在單位根；因此，對(duì)于東部和中部地區(qū)而言，變量ΔlnU和ΔlnR均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分均平穩(wěn)。對(duì)于西部地區(qū)，變量ΔlnU和ΔlnR均存在單位根；但其一階差分中，ΔlnU的Hadri檢驗(yàn)結(jié)果仍在10%顯著性水平上拒絕不存在單位根的原假設(shè)，與其他檢驗(yàn)結(jié)果不一致，考慮到ΔlnU的其他幾種檢驗(yàn)結(jié)果均在1%顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此ΔlnU不存在單位根，為平穩(wěn)序列。綜合可知，對(duì)于東、中、西部，變量ΔlnU和ΔlnR均為一階單整I（1）。

2.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由于東、中、西部變量ΔlnU和ΔlnR均為一階單整I（1），因此存在協(xié)整關(guān)系的可能，利用Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)方法，分別對(duì)東、中、西部ΔlnU和ΔlnR進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，在檢驗(yàn)時(shí)考慮了樣本數(shù)據(jù)中各省間協(xié)整向量的差異及各省的固定效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可以看出，Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果并不一致，根據(jù)Pedroni（1999）的結(jié)論，PanelADF、GroupADF檢驗(yàn)效果最好，PanelV、GroupRho檢驗(yàn)效果最差，其他處于中間，在結(jié)果不一致的情況下，我們以此為判斷根據(jù)。對(duì)于東部，檢驗(yàn)結(jié)果較一致，各統(tǒng)計(jì)量分別在1%，5%，10%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此認(rèn)為東部ΔlnU和ΔlnR存在面板協(xié)整關(guān)系。對(duì)于中部地區(qū)和西部地區(qū)，雖然檢驗(yàn)結(jié)果不一致，但Panel ADF在10%顯著性水平上、GroupADF在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，因此可認(rèn)為中部地區(qū)及西部地區(qū)ΔlnU和ΔlnR也存在面板協(xié)整關(guān)系。

表1 面板數(shù)據(jù)協(xié)整的Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Pedroni inspection results of panel data cointegration

2.3 面板協(xié)整方程估計(jì)及分析

由于東、中、西部地區(qū)ΔlnU和ΔlnR均存在面板協(xié)整關(guān)系，故可分別對(duì)其數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，不會(huì)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。在具體的計(jì)量方法上，采取了在面板數(shù)據(jù)的計(jì)量分析過(guò)程中常用的PLS（pooled least squares）方法。在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇上，使用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行判定，結(jié)果表明3個(gè)區(qū)域選取固定效應(yīng)模型比較合適，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Hausman inspection results

2.4 面板數(shù)據(jù)誤差修正模型及因果關(guān)系檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)東、中、西部地區(qū)城市化與服務(wù)業(yè)均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且東、中、西部地區(qū)城市化對(duì)服務(wù)業(yè)均產(chǎn)生正向效應(yīng)。變量之間有協(xié)整關(guān)系只能告訴我們變量之間在長(zhǎng)期存在因果關(guān)系，但不知道因果關(guān)系的方向，因此有必要對(duì)變量之間進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，本文建立面板誤差修正模型進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于誤差修正模型中變量均為平穩(wěn)變量，因此短期因果檢驗(yàn)可采用標(biāo)準(zhǔn)的F檢驗(yàn)進(jìn)行分析；長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)則可對(duì)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則，設(shè)定模型滯后階數(shù)為2階。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 東中西部面板誤差修正模型檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Inspection results of error correction model of the eastern，central and western panel

從表3可以看出，對(duì)于東部地區(qū)，模型（4）與模型（5）的檢驗(yàn)結(jié)果中F值在1%顯著性水平上顯著，這說(shuō)明短期而言，東部地區(qū)城市化與服務(wù)業(yè)之間存在雙向因果關(guān)系?？疾煺`差修正項(xiàng)E(-1)的回歸系數(shù)，模型（4）與模型（5）分別在1%顯著性水平及10%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，這表明長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，東部地區(qū)城市化與服務(wù)業(yè)之間也存在雙向因果關(guān)系。對(duì)于中部地區(qū)，模型（4）的檢驗(yàn)結(jié)果中F值及誤差修正項(xiàng)的系數(shù)均在1%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，這說(shuō)明長(zhǎng)短期城市化都是服務(wù)業(yè)增加值的原因。模型（5）的檢驗(yàn)結(jié)果中，誤差修正項(xiàng)不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，服務(wù)業(yè)增加值不是城市化的長(zhǎng)期原因；F值在1%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，這說(shuō)明中部地區(qū)服務(wù)業(yè)增加值是城市化的短期原因。

對(duì)于西部地區(qū)，模型（4）的檢驗(yàn)結(jié)果中F值及誤差修正項(xiàng)的系數(shù)分別在1%及5%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，這說(shuō)明長(zhǎng)短期城市化都是服務(wù)業(yè)增加值的原因。模型（5）的檢驗(yàn)結(jié)果中，誤差修正項(xiàng)在1%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明西部地區(qū)服務(wù)業(yè)增加值是城市化的長(zhǎng)期原因；但F值不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明西部地區(qū)服務(wù)業(yè)增加值不是城市化的短期原因。

由上述檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，不管是東部，還是中西部地區(qū)，城市化是服務(wù)業(yè)增加值的格蘭杰原因，這更進(jìn)一步從面板數(shù)據(jù)的角度證實(shí)了文獻(xiàn)[5]，[6]，[7]的結(jié)論，表明城市化促進(jìn)了資本、人才和市場(chǎng)的集聚，為服務(wù)業(yè)的發(fā)展提供了良好的基礎(chǔ)環(huán)境，因而能促進(jìn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。而服務(wù)業(yè)對(duì)城市化的作用在東、中、西部并不一致，其原因在于東部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平較高，更好地成為吸納非農(nóng)就業(yè)的渠道，從而促進(jìn)了城市化水平的提高，而中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平相對(duì)較低，因此對(duì)城市化的作用相對(duì)較小。

3 結(jié)論

基于我國(guó)1978－2010年省際面板數(shù)據(jù)，利用面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)城市化與服務(wù)業(yè)增加值之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)論如下:

1）面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，東、中、西部地區(qū)城市化（ΔlnU）及服務(wù)業(yè)增加值（ΔlnR）均為一階單整I（1）。進(jìn)一步的協(xié)整分析結(jié)果說(shuō)明，東、中、西部地區(qū)城市化及服務(wù)業(yè)增加值之間均存在協(xié)整關(guān)系，且城市化對(duì)服務(wù)業(yè)增加值均產(chǎn)生正向效應(yīng)，但東、中、西部地區(qū)城市化對(duì)服務(wù)業(yè)增加值的效應(yīng)是不一致的，東部地區(qū)城市化對(duì)服務(wù)業(yè)的彈性效應(yīng)為1.444 4；中部地區(qū)城市化對(duì)服務(wù)業(yè)的彈性效應(yīng)為2.343 4；西部地區(qū)城市化對(duì)服務(wù)業(yè)的彈性效應(yīng)為1.794 9。

2）通過(guò)建立面板誤差修正模型進(jìn)行因果檢驗(yàn)表明，東、中、西部地區(qū)城市化及服務(wù)業(yè)增加值之間的因果關(guān)系也存在差異。長(zhǎng)期而言，各區(qū)域城市化均是服務(wù)業(yè)增加值的格蘭杰原因，該結(jié)論與已有文獻(xiàn)的結(jié)論是一致的；反過(guò)來(lái)，東部和西部地區(qū)服務(wù)業(yè)增加值是城市化的長(zhǎng)期原因，但中部地區(qū)服務(wù)業(yè)增加值是城市化的長(zhǎng)期原因得不到證實(shí)。短期而言，東、中部地區(qū)城市化與服務(wù)業(yè)增加值之間互為因果關(guān)系；西部地區(qū)城市化是服務(wù)業(yè)增加值的短期原因，但服務(wù)業(yè)增加值不是城市化的短期原因。

各區(qū)域城市化都是服務(wù)業(yè)的長(zhǎng)期原因且具有正向效應(yīng)證實(shí)了理論的正確性，城市化水平的提高對(duì)于服務(wù)業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)有正向促進(jìn)作用，其內(nèi)在機(jī)理是城市化有效地促進(jìn)了勞動(dòng)要素的集聚，而這種集聚效應(yīng)將導(dǎo)致市場(chǎng)容量的擴(kuò)大，從而增加對(duì)服務(wù)業(yè)的需求，促進(jìn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展；另外，集聚效應(yīng)引起的外部經(jīng)濟(jì)效應(yīng)能有效地提升服務(wù)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量，從而實(shí)現(xiàn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。這對(duì)我們的啟示是，長(zhǎng)期內(nèi)我國(guó)可以健康有序地推進(jìn)城市化水平，促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。東、西部服務(wù)業(yè)增加值是城市化的長(zhǎng)期原因則說(shuō)明，長(zhǎng)期內(nèi)東、西部地區(qū)可以通過(guò)大力推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，利用服務(wù)業(yè)行業(yè)勞動(dòng)密集型居多的特點(diǎn)，廣泛提供各種就業(yè)機(jī)會(huì)，特別是吸納從一、二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移出來(lái)的大批富余勞動(dòng)力，從而提升這些地區(qū)的城市化水平。中部地區(qū)服務(wù)業(yè)不是城市化的長(zhǎng)期原因說(shuō)明，中部地區(qū)的服務(wù)業(yè)對(duì)城市化沒(méi)有產(chǎn)生應(yīng)用的拉動(dòng)力，其主要原因是中部地區(qū)服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)不盡合理，且投資主體較為單一；因此可以制定長(zhǎng)期政策，鼓勵(lì)多種投資主體以資金、房產(chǎn)、設(shè)備、技術(shù)和勞務(wù)等多種形式投入技術(shù)密集和知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)，優(yōu)化服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)及實(shí)現(xiàn)投資主體的多元化，提升服務(wù)業(yè)對(duì)城市化的拉動(dòng)作用。短期因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果則說(shuō)明短期內(nèi)東、中部地區(qū)均可以制定促進(jìn)服務(wù)業(yè)與城市化水平提升的短期政策，以實(shí)現(xiàn)服務(wù)業(yè)與城市化的協(xié)調(diào)發(fā)展；而西部地區(qū)服務(wù)業(yè)增加值不是城市化的短期原因則說(shuō)明短期內(nèi)西部地區(qū)的政策應(yīng)該以服務(wù)業(yè)的結(jié)構(gòu)化調(diào)整為主，而不應(yīng)該急于提升服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平。

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