城市化與第三產業：基于江蘇省的協整分析*

談 鎮 邱 宇

（中共江蘇省委黨校 江蘇 南京 21004）

一、引言

城市化是人口集中、產業集聚的過程，第三產業是當前我國吸收新增勞動力和剩余勞動力最多的產業，已有的研究發現，與工業相比，第三產業有更為明顯的空間集聚特征，且與城市化的關系更為顯著。多數學者認為，城市化對第三產業發展有重要的影響。Singelmann（1978）首次明確了城市化是第三產業發展的原因，Daniels等（1991）通過計量分析檢驗了美國大中小城市區域的第三產業成長，研究認為城市形成的區域市場是第三產業發展的基礎，是城市化的發展促進了第三產業的擴張。Harris（1995）就城市在印度經濟中的作用進行研究，結果表明城市是流通商品的主要中心，發揮著巨大的網絡效應，是第三產業中許多行業的核心。江小娟和李輝（2004）通過研究第三產業與經濟增長的相關性以及加快增長的潛力發現城市化水平是影響第三產業增加值比重的重要因素。李輝（2004）、程大中（2003）、倪鵬飛（2004）利用中國數據進行的實證研究，發現第三產業發展水平和聚集效益受城市化相關因素的影響很大，這些因素主要包括城市化水平、城市人口密度、城市人口規模、人均GDP等。晏維龍等（2004）研究認為，在市場經濟體制下，城市化與流通發展具有縱向和橫向強相關性，城市的發展促成了商品流通的發展，城市化水平差異是造成流通水平差異的重要原因。張自然（2008）利用經濟計量方法對中國改革開放以來第三產業增長與城市化之間的相互作用關系進行實證檢驗，得出城市化是第三產業增長的重要原因的結論。也有研究表明，第三產業的發展是城市化的重要原因。俞國琴（2004）認為城市化是產業結構高度化的前提，第三產業的發展會增強城市的吸納能力并加速城市化進程。

以上研究在一定程度上揭示了城市化與第三產業發展的關系，但主要是靜態研究，未對兩者的動態關系做深入探討。江蘇省作為我國沿海經濟發達省份，其經濟發展和城市化水平一直處在全國前列，對江蘇省城市化和第三產業發展之間的動態關系至今還沒有學者進行過研究。本文利用動態計量經濟模型，研究以下一些問題：江蘇省城市化與第三產業之間是否存在長期均衡關系，以及這種關系是不是格蘭杰（Granger）因果關系，是單向因果關系還是雙向因果關系；如果存在長期均衡關系，二者在短期內有怎樣的動態作用關系，這些問題的解決對江蘇省城市化進程中第三產業的發展是十分必要而有意義的。

二、數據選擇和模型建立

（一）數據選擇

江蘇省將大力發展第三產業列為“十一五”規劃的重要內容，并通過工業化、城市化、市場化、國際化、信息化互動并進而帶動其發展。本文選取江蘇省1990-2008年的數據作為研究樣本（見表1），1990年江蘇省非農業人口為1458.94萬人，占總人口的21.6％，2008年為4168.48萬人，占總人口的54.3％，19年間非農業人口增加了2709.06萬人，可見江蘇的城市化進程發展十分迅速。

同時，江蘇省第三產業也處在快速發展之中，一些新興第三產業從無到有，逐步建立起較為完整的第三產業體系。從表1可見，2008年江蘇省第三產業實現產值11548.8億元，對GDP的貢獻率從1990年的26.03％增長到38.1％，并且19年間增長率不斷提高。

（二）模型建立

基于向量自回歸（VAR）模型的協整方法可以求解各變量之間的長期均衡關系，并通過Granger因果關系檢驗，考察變量之間的解釋與被解釋關系；可以用于分析滯后項變量對被解釋變量是否有顯著影響；可以借助脈沖響應函數（IRF）和方差分解進一步分析變量間的動態相互關系。

本文采用非限制性向量自回歸模型（unrestricted VAR），在建立VAR（p）模型的基礎上，檢驗城市化水平和第三產業發展之間的協整關系以及考察它們的動態特征。unrestricted VAR（p）模型的一般形式為：

其中：yt=（y1t……yKt表示K×1階隨機向量，p為滯后階數，K為樣本個數，A1到Ap表示K×K階要估計的系數矩陣，εt是k維擾動向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后期相關及不與等式右邊的變量相關，并且假定εt是白噪聲序列。

三、實證分析

記城市化水平為URt，第三產業占GDP總量的比重為SERt，為了消除數據的異方差性，筆者對其分別進行取對數后，以LnURt、LnSERt來表示（見表1）?；谝陨戏治隹蚣?，本文從以下幾方面進行實證檢驗：第一，確定時間序列LnURt、LnSERt的平穩性；第二，建立VAR模型；第三，檢驗LnURt、LnSERt之間是否具有協整關系和Granger因果關系；第四，如果變量之間存在協整關系，在VAR模型建立的基礎上，利用誤差修正模型來研究各變量的短期動態特征。

表1 江蘇省城市化率及第三產業占GDP的比重

（一）平穩性檢驗

在進行協整檢驗之前，要先檢驗每個序列的平穩性。用AIC準則來判斷檢驗的滯后階數，用ADF檢驗來判斷各序列是否具有單位根，結果如表2所示。水平檢驗結果顯示，兩個變量的ADF檢驗值的絕對值均小于臨界值的絕對值，說明城市化水平和第三產業占GDP比重兩個變量均為非平穩序列，存在單位根。繼續進行單整檢驗發現，各變量的一階差分序列在5％檢驗水平下，ADF檢驗值的絕對值均大于檢驗值，所以，它們的一階差分是平穩的，即LnURt～I（1）、LnSERt～I（1）。

表2 ADF單位根檢驗結果

（二）VAR模型的建立

在建立VAR模型之前應先確定最大滯后階數K，這里采用AIC準則，通過選擇，最優滯后階數為2，模型估計結果如表3所示。表3中，兩個回歸函數的可決系數分別達到0.9889和0.9186，這說明回歸函數的擬合程度很好。從LnURt來看，第三產業各滯后期對城市化的影響1期、2期均為正，說明第三產業的發展對城市化具有正向效應，且效應有增大的趨勢；城市化對自身的影響1期2期也均為正，近期影響效應顯著，說明城市化對自身影響具有明顯的短期效應。從LnSERt來看，城市化對第三產業的影響在滯后1期為正、滯后2期為負，說明近期城市化對第三產業產生正向影響，遠期則是負向影響，但回歸系數表明這種影響不顯著，可能除城市化外，還有其它影響第三產業發展的因素未包括在內；第三產業各期對自身的影響1期為正、2期為負，且滯后1期效應顯著，說明第三產業的發展對自身具有較強的短期影響效應。

表3 VAR（2）模型的回歸結果

（三）協整分析和誤差修正模型

由表2可知，LnURt～I（1）、LnSERt～I（1），采用E-G兩步法進行協整檢驗，協整回歸結果如下：

括號內為t檢驗值，從模型結果來看，擬合程度較好。同時，計算并保存殘差et，檢驗et的平穩性，結果如表4。在不包含截距項、趨勢項及差分項的情況下，ADF檢驗值-2.8373的絕對值大于5％顯著水平值，因而拒絕et非平穩的原假設，意味著兩變量存在協整關系，即LnURt、LnSERt～CI（1，1），它們之間具有一種長期均衡的關系。

上述協整分析給出了LnURt與LnSERt之間的長期均衡關系，而這種長期穩定關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。因此，任何一組相互協整的時間序列變量都存在誤差修正機制，反映短期調節行為。建立短期動態關系，即誤差修正模型，將長期關系模型中的各變量以一階差分形式重新加以構造，并將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入。作為解釋變量引入的長期關系模型的殘差，代表著在取得長期均衡過程中各時點上出現的“偏誤”的程度。誤差修正模型的結構如下：

ΔLnSERt=α+βΔLnURt+γet-1+ε

得到誤差修正模型的估計結果為：

估計結果表明，江蘇省第三產業的變化不僅取決于城市化水平的變化，而且取決于上一期第三產業發展對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計的系數-0.41177反映了對偏離長期均衡的挑戰力度，從估計值來看，調整力度較大。城市化水平的短期波動對第三產業存在正向影響，即城市化水平短期內變化1個百分點將引起第三產業0.25199個百分點的變動。

表4 殘差et平穩性檢驗

（四）格蘭杰因果關系檢驗

對城市化水平和第三產業發展進行Granger因果關系檢驗，結果見表5。由表5可以看出，在滯后2期，第三產業發展是城市化的Granger原因，但城市化不是第三產業發展的Granger原因，在滯后1期、3期、4期，兩者互相不存在Granger因果關系，說明城市化水平和第三產業發展在近期具有Granger因果關系，但作用是單向的，遠期來看，城市化和第三產業的相互影響不具有Granger因果關系。

表5 Granger因果關系檢驗結果

四、結論及建議

本文通過江蘇省數據的計量檢驗和實證分析，得到以下主要結論：

首先，城市化水平和第三產業發展之間存在長期的均衡關系和Granger因果關系，可以通過一個變量的變動引起另一個變量的改變，第三產業的發展是城市化水平提高的Granger原因，城市化則不是第三產業的Granger原因。其次，第三產業的發展對城市化水平的提高具有較強的正向沖擊，且作用具有長期性和累積性，第三產業的發展對城市化水平的提高作用從短期到長期逐步增強，同時，城市化水平的提高對第三產業發展在短期內具有正向效應，但是作用都不夠顯著。最后，城市化水平和第三產業發展自身的變動都會對自身的發展產生重要影響，這種影響力在短期內尤為顯著，這反映了城市化和第三產業自身都具有累積效應?？梢姡谌a業的發展，引起產業結構的優化升級，通過提供更多就業崗位和完善城市軟硬件設施來吸引更多人口和生產要素，促進了城市化進程，是城市化水平提高的重要原因。

根據研究結論并結合江蘇省城市化進程與第三產業發展的現狀，筆者有以下的政策建議：

第一，大力發展現代第三產業，推動城市化水平提高。第三產業，特別是現代第三產業，是適應城市現代化發展需要而形成的產業，廣泛服務于生產和生活，同時是城市經濟輻射的載體和手段，是支持農村發展的通道和橋梁。現代第三產業是城市現代化的重要標志。現代第三產業范圍廣泛、內容豐富、門類眾多，科技含量高、勞動力容量大。第三產業中的餐飲業、商業等比較適合從農村轉移出來的勞動力；金融保險業、房地產、信息服務等新興第三產業，可以提升城市功能，吸引就業人口和生活人口向城市的遷移，提高城市化水平。

第二，破除人口流遷中城市的進入壁壘，增強城市化對第三產業的促進作用。戶籍制度是目前限制我國城鄉人口流動的剛性最強的制度障礙，在城市中，外來人口的數量不斷增多，對城市經濟發展具有重要的貢獻，這些人長期生活在城市，已經成為事實上的城市人口，但是由于城市嚴格的戶籍管理，他們被排除在合法的城市人口之外，這給城市帶來許多不利影響。為促進城鄉人口的順利轉移，保持城市化進程的健康發展，應盡快降低城市的入戶門檻，使這部分人在城市里安居樂業。實證研究表明，當前江蘇省城市化對第三產業發展的影響作用還不強，因此，要繼續推進城市化進程，改革城鄉戶籍制度、土地流轉制度和城鄉社保體制等相關體制，不斷提高城市化水平和城市規模，為第三產業發展提供良好的基礎和更大的空間。

第三，調整和完善就業市場機制，引導勞動力進入第三產業。第三產業具有較高的就業彈性，對勞動力的吸納能力較強，從進城務工人員的就業情況看，主要集中在第三產業領域，第三產業的發展在很大程度上吸納了社會剩余勞動力，為解決農村剩余勞動力就業、縮小城鄉收入差距、促進城鄉一體化提供了重要途徑。因此，必須全面深化第三產業體制改革，在充分發揮政府規劃和服務協調的基礎上，堅持市場化引導，完善第三產業及就業市場機制，破除行政壁壘，打破部門分割，促進各種社會資源合理流動。

［1］Singelmann Joachim.The Sectoral Transformation of the Labor Force in Seven Industrialized Countries，1920 -1970［J］.The American Journal of Sociology，1978，83（5）：pp1224-1234.

［2］Daniels P.W.，K.O’Connor，T.A.Hutton.The Planning Response to Urban Service Sector Growth：An International Comparison［J］.Growth and Change，1991：pp.3-26.

［3］Harris Nigel.Bombay In a G lobal Economystructural Adjustment and the Role of Cities［J］.Cities，1995，12（3）：pp.175-184.

［4］江小娟，李輝.服務業與中國經濟：相關性和加快增長的潛力［J］.經濟研究，2004，（1）.

［5］李輝.我國地區服務業發展影響因素研究［J］.財貿經濟，2004，（7）.

［6］程大中.中國服務業增長的地區和部門特征［J］.財貿經濟，2003，（8）.

［7］倪鵬飛.中國城市服務業發展：假設與驗證［J］.財貿經濟，2004，（7）.

［8］晏維龍.城市化與商品流通的關系研究：理論與實證［J］.經濟研究，2004，（2）.

［9］張自然.中國服務業增長與城市化的實證研究［J］.經濟研究導刊，2008，（1）.

［10］俞國琴.城市現代服務業的發展［J］.上海經濟研究，2004，（12）.