我國(guó)城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證研究:1978－2012

張利霞

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

作為工業(yè)化、現(xiàn)代化發(fā)展的必然趨勢(shì)，城鎮(zhèn)化水平的推進(jìn)正在成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展的強(qiáng)大引擎。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平已由1978年的17.92%增長(zhǎng)到2012年的52.57%，年均增長(zhǎng)率為3.22%①數(shù)據(jù)來(lái)源:1978－2013《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。。工業(yè)化是城鎮(zhèn)化的直接動(dòng)因，當(dāng)工業(yè)化發(fā)展到一定階段后，它將被第三產(chǎn)業(yè)逐漸取代繼而成為城鎮(zhèn)化發(fā)展的主導(dǎo)力量，同時(shí)城鎮(zhèn)化的提升又會(huì)促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。改革開放以來(lái)，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)無(wú)論在就業(yè)安置還是產(chǎn)值貢獻(xiàn)方面均取得了重要成就，截止2012年，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重均已經(jīng)超過(guò)30%①數(shù)據(jù)來(lái)源:1978－2013《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。。提高我國(guó)城鎮(zhèn)化水平必須走發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)即第三產(chǎn)業(yè)的道路。探究我國(guó)城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)之間的動(dòng)態(tài)發(fā)展關(guān)系，對(duì)于促進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平的進(jìn)一步提高、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及解決我國(guó)現(xiàn)今的就業(yè)問(wèn)題具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

配第－克拉克定律表明，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和國(guó)民收入水平的提高，勞動(dòng)力首先從第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，隨著人均收入進(jìn)一步提高，勞動(dòng)力從第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)移動(dòng)，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)比重都會(huì)不斷提高。因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變革也是城市化發(fā)展的動(dòng)力機(jī)制。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家霍利斯·錢納里［1］通過(guò)研究戰(zhàn)后發(fā)展中國(guó)家特別是準(zhǔn)工業(yè)化國(guó)家，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個(gè)時(shí)期城市化發(fā)展軌跡與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)，認(rèn)為隨著城市人口數(shù)量的不斷增長(zhǎng)，服務(wù)業(yè)和工業(yè)中的勞動(dòng)力份額也在不斷增加，由于城市化和產(chǎn)業(yè)部門中勞動(dòng)力的結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，所以兩者在變動(dòng)趨勢(shì)上有相似之處。Signalman［2］通過(guò)研究發(fā)達(dá)國(guó)家的勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)變化得出第三產(chǎn)業(yè)逐漸取代第二產(chǎn)業(yè)成為城鎮(zhèn)化的主要?jiǎng)右?，同時(shí)由于城鎮(zhèn)化帶來(lái)的基礎(chǔ)設(shè)施的完善也促進(jìn)了第三產(chǎn)業(yè)尤其是服務(wù)業(yè)的發(fā)展。Tiffen［3］通過(guò)建立三部門模型對(duì)撒哈拉地區(qū)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向城市的轉(zhuǎn)移服務(wù)業(yè)得到較快發(fā)展，而與此同時(shí)服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移形成反作用。Messina［4］分析了經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和政府職能、規(guī)模大小與第三產(chǎn)業(yè)的相互促進(jìn)作用，通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展和公共部門的擴(kuò)大對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用。

吳宏洛［5］等通過(guò)對(duì)城市化與就業(yè)結(jié)構(gòu)的偏差進(jìn)行相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)城市化滯后與就業(yè)結(jié)構(gòu)偏差制約了勞動(dòng)力在三次產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)換，也制約了城市化發(fā)展的進(jìn)程。蔡昉［6］認(rèn)為，中國(guó)的工業(yè)化發(fā)展速度雖然較快，但并沒(méi)有以相應(yīng)的速度吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，中國(guó)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換要快于就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，而戶籍制度和一系列傳統(tǒng)體制成為阻礙人口流動(dòng)的根本制度制約。彭榮勝［7］通過(guò)對(duì)河南省農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響因素進(jìn)行定量分析，認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部構(gòu)成的不合理導(dǎo)致了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移拉力不足，從而制約了城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)。蔡昉［8］通過(guò)梳理關(guān)于勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育和就業(yè)狀況的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展，勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育水平提高，就業(yè)總量增長(zhǎng)的同時(shí)，就業(yè)結(jié)構(gòu)也呈多元化發(fā)展。王紅梅［9］從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)彈性、四個(gè)方面分析蘇州城市化與就業(yè)之間的關(guān)系。通過(guò)對(duì)蘇州市城市化水平與就業(yè)增長(zhǎng)彈性系數(shù)的實(shí)證研究，認(rèn)為提高城市化水平、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，將顯著影響就業(yè)增長(zhǎng)彈性系數(shù)，從而促進(jìn)就業(yè)。馬鵬等［10］從集聚的角度分析了城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系，研究表明城市化對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響較顯著，但對(duì)第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各行業(yè)發(fā)展的影響還取決于城市化的發(fā)展階段、服務(wù)業(yè)的類型等因素。吳子穩(wěn)等［11］通過(guò)選擇勞動(dòng)生產(chǎn)率這一指標(biāo)來(lái)分析第三產(chǎn)業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)化的影響，得出加快推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率有利于推進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的結(jié)論。封巧華［12］對(duì)山東城鎮(zhèn)化率與17地市分成的三個(gè)梯隊(duì)進(jìn)行協(xié)整分析，得到了城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，根據(jù)灰色關(guān)聯(lián)度分析了城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各層次的關(guān)系，結(jié)論表明山東省的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)推動(dòng)城鎮(zhèn)化的作用不明顯。

國(guó)外學(xué)者關(guān)于城市化進(jìn)程與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)研究都是基于國(guó)外工業(yè)發(fā)展初期和工業(yè)發(fā)達(dá)的時(shí)代背景下從宏觀角度進(jìn)行實(shí)證分析的結(jié)果。國(guó)內(nèi)學(xué)者從我國(guó)特殊的國(guó)情出發(fā)，從就業(yè)結(jié)構(gòu)、制度因素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)生產(chǎn)率等角度論證了城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)之間的互動(dòng)關(guān)系，但并沒(méi)有將第三產(chǎn)業(yè)細(xì)化為產(chǎn)值比重和就業(yè)比重兩個(gè)方面來(lái)分別把握城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)的均衡關(guān)系及發(fā)展趨勢(shì)。本文將在前人研究的基礎(chǔ)上，選取1978－2012年城鎮(zhèn)化水平、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果分析、VAR模型以及脈沖響應(yīng)分析和方差分解，探究城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、就業(yè)比重的相關(guān)關(guān)系并尋求二者協(xié)調(diào)發(fā)展的政策啟示，這對(duì)于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)、矯正產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)偏差、緩解現(xiàn)階段就業(yè)壓力具有一定的指導(dǎo)意義。

二、實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

為了分析我國(guó)城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)的關(guān)系，本文選取了我國(guó)1978－2012年間35年的城鎮(zhèn)化水平、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重進(jìn)行實(shí)證研究。為了降低數(shù)據(jù)的異方差性，分別對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平C、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重Y和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重P相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到lnC、lnY和lnP。

圖1 我國(guó)1978－2012年城鎮(zhèn)化水平、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重

由圖1可知，1978年以來(lái)，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重總體呈上升趨勢(shì)，年均增長(zhǎng)率為1.85% 。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重增速快于第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，年均增長(zhǎng)率在三者中最快，達(dá)3.24% ，第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的能力明顯增強(qiáng)。我國(guó)城鎮(zhèn)化水平平穩(wěn)上升，由1978年的17.92%增長(zhǎng)到2012年的52.57%，年均增長(zhǎng)率為3.22%。

(二)ADF檢驗(yàn)

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從表1的檢驗(yàn)結(jié)果可見，lnC、lnY和lnP在5%的顯著性水平下接受存在單位根的零假設(shè)，說(shuō)明這三個(gè)原始序列均為非平穩(wěn)時(shí)間序列，但其一階差分在5%顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，說(shuō)明是平穩(wěn)的。因此各變量都是一階單整的，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

由ADF檢驗(yàn)可知，lnC、lnY和lnP存在一階差分序列平穩(wěn)，因此可能存在協(xié)整關(guān)系。本文采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

第一步:使用最小二乘法分別對(duì)lnC和lnY、lnC和lnP進(jìn)行協(xié)整回歸，結(jié)果如下:

第二步:對(duì)協(xié)整回歸所得到的殘差序列μ1、μ2、μ3、μ4、進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，均采用不包含常數(shù)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方程。

對(duì)ui進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下:

表2 ui的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，在10%的顯著性水平下，殘差序列μ1、μ2、μ3、μ4均是平穩(wěn)的，即lnC和lnY、lnC和lnP存在協(xié)整關(guān)系，即城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

(四)誤差修正模型

與協(xié)整關(guān)系反映變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系相比，誤差修正模型反映了短期內(nèi)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、就業(yè)比重之間的協(xié)調(diào)機(jī)制。構(gòu)建誤差修正模型如下所示:

通過(guò)多次試回歸剔除不顯著變量，得到的誤差修正模型為:

ΔlnYt的系數(shù)為0.064482，表明短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重每提高1%，城鎮(zhèn)化水平提高0.064482%，增長(zhǎng)速度落后于長(zhǎng)期的1.053182%。ΔlnCt－1的系數(shù)為0.312765，表示短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平的增長(zhǎng)對(duì)現(xiàn)期城鎮(zhèn)化水平增長(zhǎng)產(chǎn)生了正向影響。ecmt－1系數(shù)小于零，對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整幅度為5.0566%，說(shuō)明短期非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)趨近，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重以5.0566%的速度從反向向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整，對(duì)下年城鎮(zhèn)化水平的提高產(chǎn)生影響。

ΔlnC的系數(shù)為0.408126，表明短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平城鎮(zhèn)化水平每提高1%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加0.408126%，增長(zhǎng)速度落后于長(zhǎng)期的1.053182%。ΔlnYt－1的系數(shù)為0.483343，表示短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加對(duì)現(xiàn)期第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加產(chǎn)生了正向影響。ΔlnCt－1的系數(shù)為－0.625272，說(shuō)明短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)現(xiàn)期第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加產(chǎn)生了反向影響。ecmt－1系數(shù)小于零，對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整幅度為9.1292%，說(shuō)明短期非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)趨近，即城鎮(zhèn)化水平以9.1292%的速度從反向向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整，對(duì)下年第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。

ΔlnPt的系數(shù)為0.065021，表明短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每提高1%，城鎮(zhèn)化水平增加0.065021%，增長(zhǎng)速度落后于長(zhǎng)期的1.297311%。ΔlnCt－1的系數(shù)為0.169122，表示短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平的增長(zhǎng)對(duì)現(xiàn)期城鎮(zhèn)化水平增長(zhǎng)產(chǎn)生了正向影響。ecmt－1系數(shù)小于零，對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整幅度為2.6286%，說(shuō)明短期非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)趨近，即第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重以2.6286%的速度從反向向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整，對(duì)下年城鎮(zhèn)化水平的提高產(chǎn)生影響。

ΔlnC的系數(shù)為0.420373，表明短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平每提高1%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重增加0.420373%，增長(zhǎng)速度落后于長(zhǎng)期的0.694000%。ΔlnPt－1的系數(shù)為0.349019，表示短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重增長(zhǎng)對(duì)現(xiàn)期第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生了正向影響。ecmt－1系數(shù)小于零，對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整幅度為17.1138%，說(shuō)明短期非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)趨近，即城鎮(zhèn)化水平以17.1138%的速度從反向向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整，對(duì)下年第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表3可知，在10%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)化不是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化也不是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因。城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間具有單向的格蘭杰因果關(guān)系，即第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的變化是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，反之不成立。

表3 城鎮(zhèn)化與就業(yè)增長(zhǎng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

(六)建立VAR模型

表4 滯后階數(shù)判斷結(jié)果

表4給出了lnC、lnY 0－5階VAR模型的LR、FPE、AIC、SC和HQ值，“*”標(biāo)記出依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則選擇出來(lái)的滯后階數(shù)。由表4可知滯后期3期為最優(yōu)滯后期。

表5 滯后階數(shù)判斷結(jié)果

圖2 VAR平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

圖3 VAR平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表5給出了lnC、lnP 0－5階VAR模型的LR、FPE、AIC、SC和HQ值，“*”標(biāo)記出依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則選擇出來(lái)的滯后階數(shù)。由表5可知滯后期1期為最優(yōu)滯后期。

表6 VAR平穩(wěn)性檢驗(yàn)(滯后3期)

表7 VAR平穩(wěn)性檢驗(yàn)(滯后1期)

表6顯示了lnC和lnY VAR模型滯后3期的模型特征值，表7顯示了lnC和lnP VAR模型滯后1期的模型特征值。兩個(gè)模型所有特征值均小于1，且都位于單位圓內(nèi)(如圖2、圖3所示)，因此兩個(gè)VAR模型均不存在殘差單位根，即滿足穩(wěn)定性條件，由此可以做以下的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。

(七)脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)分析在給定當(dāng)期內(nèi)生變量一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，該沖擊對(duì)其當(dāng)前值和未來(lái)值的影響。圖中實(shí)線表示隨著預(yù)測(cè)期數(shù)的增加，一個(gè)變量對(duì)于另一個(gè)變量的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)信息的脈沖響應(yīng)，虛線表示在脈沖響應(yīng)圖像兩側(cè)加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。本文在VAR模型的基礎(chǔ)上采用廣義脈沖影響函數(shù)分析城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)之間因果關(guān)系強(qiáng)度的路徑(如圖4－圖7)。

圖4 第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平?jīng)_擊的影響

圖5 城鎮(zhèn)化水平對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重沖擊的影響

圖6 第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平?jīng)_擊的影響

圖7 城鎮(zhèn)化水平對(duì)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重沖擊的影響

圖4反映了第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平?jīng)_擊的影響。在本期給lnC一個(gè)正沖擊，該沖擊會(huì)在隨后的滯后期第一期對(duì)lnY形成一個(gè)正的增長(zhǎng)效應(yīng)，從第二期開始該效應(yīng)為負(fù)，并持續(xù)減小，第九期以后變?yōu)檎?yīng)，此后慢慢增長(zhǎng)。

圖5反映了城鎮(zhèn)化水平對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重沖擊的影響。在本期給lnY一個(gè)正沖擊，lnC會(huì)在以后的滯后期內(nèi)一直呈現(xiàn)平緩上升趨勢(shì)。

圖6反映了第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平?jīng)_擊的影響。在本期給lnC一個(gè)正沖擊，該沖擊會(huì)在隨后的滯后期第一期對(duì)lnP形成一個(gè)負(fù)的增長(zhǎng)效應(yīng)，從第二期開始變?yōu)檎?yīng)，并在以后的滯后期內(nèi)一直呈現(xiàn)平緩上升趨勢(shì)。

圖7反映了城鎮(zhèn)化水平對(duì)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重沖擊的影響。在本期給lnP一個(gè)正沖擊，該沖擊會(huì)在以后的滯后期內(nèi)對(duì)lnC形成一個(gè)負(fù)的增長(zhǎng)效應(yīng)，并持續(xù)增強(qiáng)。

(八)方差分解

方差分解是在VAR模型的基礎(chǔ)上，分析原序列滯后n期中，某個(gè)變量引起的方差占總方差百分比的波動(dòng)情況，據(jù)此來(lái)預(yù)測(cè)各變量的方差的貢獻(xiàn)率。我國(guó)lnC和lnY、lnC和lnP標(biāo)準(zhǔn)誤差的方差分解情況如表8－表11所示。

表8 Variance Decomposition of lnY

表9 Variance Decomposition of lnC

表10 Variance Decomposition of lnC

表11 Variance Decomposition of lnP

表8反映了我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重ln Y 1－12期的標(biāo)準(zhǔn)誤差分解成lnC和lnY的比重變化情況。長(zhǎng)期內(nèi)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的貢獻(xiàn)率有輕微波動(dòng)，在第7期達(dá)到高達(dá)值5.042933%。

表9反映了我國(guó)城鎮(zhèn)化水平lnC 1－12期的標(biāo)準(zhǔn)誤差分解成lnC和lnY的比重變化情況。我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平變化的解釋能力呈逐漸上升趨勢(shì)，在第12期達(dá)到62.776660%。

表10反映了我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重lnP 1－12期的標(biāo)準(zhǔn)誤差分解成lnC和lnP的比重變化情況。我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平變化的貢獻(xiàn)率隨時(shí)間推移逐漸增強(qiáng)，在第12期達(dá)到20.809570%。

表11反映了我國(guó)城鎮(zhèn)化水平lnC 1－12期的標(biāo)準(zhǔn)誤差分解成lnC和lnP的比重變化情況。長(zhǎng)期內(nèi)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平對(duì)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重變化的解釋能力也在逐漸增加，在第12期達(dá)到7.796749%。

三、結(jié) 論

1.基于我國(guó)1978－2012年城鎮(zhèn)化水平和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、就業(yè)比重就業(yè)的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)表明，長(zhǎng)期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平每提高1%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加0.912499%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重增加1.297311%。同時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重每提高1%，城鎮(zhèn)化水平提高1.053182%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每提高1%，城鎮(zhèn)化水平提高0.694%。由此可得，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重提高比第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重提高更能帶動(dòng)城鎮(zhèn)化的發(fā)展。理論上第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重應(yīng)該比產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平影響更大，而現(xiàn)實(shí)情況相反，這可能是由于我國(guó)不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)的存在導(dǎo)致農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的過(guò)程中，第二產(chǎn)業(yè)吸收的就業(yè)占比要高于第三產(chǎn)業(yè)對(duì)就業(yè)的吸收比例。

2.誤差修正模型表明，由于時(shí)滯效應(yīng)的存在，短期內(nèi)各變量之間的影響效應(yīng)均低于長(zhǎng)期水平。受誤差修正項(xiàng)的影響，城鎮(zhèn)化水平相對(duì)于第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重提高的短期彈性值為－0.050566，即如果短期均衡在第i期偏離了長(zhǎng)期均衡，那么模型會(huì)在第i+1期以－0.050566的調(diào)整力度自動(dòng)進(jìn)行反向調(diào)整，向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)移動(dòng)。同樣，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重相對(duì)于城鎮(zhèn)化水平提高的短期彈性值為－0.091292;城鎮(zhèn)化水平相對(duì)于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重提高的短期彈性值為－0.026286;第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重相對(duì)于城鎮(zhèn)化水平提高的短期彈性值為－0.171138。

3.格蘭杰因果分析表明，城鎮(zhèn)化不是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重變動(dòng)的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重也不是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，而第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因。這說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)化水平的提高還不能有效促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。其原因一是我國(guó)城鄉(xiāng)差異較大，農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展嚴(yán)重滯后。二是小城鎮(zhèn)多采用粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，集聚效應(yīng)不顯著，規(guī)模也較小，難以滿足第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的市場(chǎng)條件。三是在城鎮(zhèn)化發(fā)展的過(guò)程中，受到戶籍制度的影響，人口無(wú)法達(dá)到自由流動(dòng)的要求。

4.在VAR模型基礎(chǔ)上建立的脈沖響應(yīng)分析和方差分解表明，城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的短期影響效應(yīng)和長(zhǎng)期影響效應(yīng)不一致，短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平的沖擊帶來(lái)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重負(fù)的增長(zhǎng)效應(yīng)，這可能是由于短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理導(dǎo)致的。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整，長(zhǎng)期內(nèi)增長(zhǎng)效應(yīng)為正。無(wú)論是在長(zhǎng)期還是短期，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平的提高、城鎮(zhèn)化水平對(duì)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的增長(zhǎng)都呈現(xiàn)出較強(qiáng)的、持續(xù)性的推動(dòng)作用。長(zhǎng)期內(nèi)，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平變化的解釋能力達(dá)到62.776660%，高于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平變化的解釋能力20.809570%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平波動(dòng)的貢獻(xiàn)率較大。

城鎮(zhèn)化不僅是農(nóng)村勞動(dòng)力遷移的過(guò)程，也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的過(guò)程。單純依靠就業(yè)量的增長(zhǎng)而不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整，無(wú)法實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。因此長(zhǎng)期來(lái)看，伴隨著勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，逐步取消戶籍制度的制約、提高勞動(dòng)者素質(zhì)和就業(yè)技能、加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變升級(jí)，改進(jìn)小城鎮(zhèn)發(fā)展模式已成為促進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化和第三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要舉措。

［1］錢納里H，塞爾昆M.發(fā)展的形式(1950－1970)［M］.北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，1988:135－178.

［2］SINGELMANN JOACHIM.The Sectoral Transformation of the Labor Force in Seven Industrialized Countries，1920 ～1970［J］.American Journal of Sociology，1978(5):1224－1234.

［3］TIFFEN M.Transition in Sub-saharan Africa:Agriculture，Urbanization and Income Growth［J］.World Development，2003(8):1343－1366.

［4］MESSINA J.Institutions and Service Employment:A Panel Study for OECD Countries［R］.European Central Bank Working Paper，2004(3):16－20.

［5］吳宏洛，王來(lái)法.城市化與就業(yè)結(jié)構(gòu)偏差的相關(guān)性分析［J］.東南學(xué)術(shù)，2004(1):77－83.

［6］蔡昉.市場(chǎng)如何配置勞動(dòng)力資源［J］，今日中國(guó)論壇，2005(5):54－57.

［7］彭榮勝.第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城市化進(jìn)程關(guān)系的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2006(10):54－58.

［8］蔡昉.中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育與就業(yè)變化［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007(7):4－14.

［9］王紅梅.城市化與就業(yè)的相關(guān)性分析——以蘇州為例［D］.蘭州:蘭州大學(xué)，2009.

［10］馬鵬，李文秀，方文超.城市化、集聚效應(yīng)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展［J］.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2010(8):101－108.

［11］吳子穩(wěn)，李文秀，方文超.三次產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化的關(guān)系分析［J］.西北人口，2011(4):12－16.

［12］封巧華.山東省城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)互動(dòng)發(fā)展關(guān)系研究［D］.青島:青島大學(xué)，2012.