廣東省服務業增長與城市化發展關系的動態計量分析

歐陽敏華，王厚俊

（1.暨南大學 經濟學院，廣州 510632；2.仲愷農業工程學院a.管理學院；b.經貿學院，廣州 510225）

廣東省服務業增長與城市化發展關系的動態計量分析

歐陽敏華1，2a，王厚俊2b

（1.暨南大學 經濟學院，廣州 510632；2.仲愷農業工程學院a.管理學院；b.經貿學院，廣州 510225）

采用協整、向量誤差修正等動態計量經濟學方法，對廣東省1978～2008年服務業增長和城市化發展之間的關系進行了建模分析，研究結果表明：該省服務業增長與城市化發展相互促進，互動協調發展；兩者長期存在均衡關系，短期關系存在波動，波動幅度不大；服務業增長對城市化進程的推動貢獻顯著，且具有持續效應；城市化對服務業增長具有拉動作用，但貢獻率并不特別顯著。基于實證分析的結果，文章進一步提出了促進服務業和城市化協調發展的政策建議。

服務業；城市化；協整；向量誤差修正

1 變量及樣本數據說明

衡量服務業增長水平，人均服務業增加值因剔除了人口規模的影響，無疑是一個反映服務業發展規模和水平的重要指標。測度城市化發展水平，國內外不少學者提出了不同的測算指標和方法，其中，以人口城市化率這一指標最為常用，即用非農業人口占總人口的比重來反映城市化水平，該指標體現了人口在經濟活動上的結構關系，較準確的把握了城市化的經濟意義和內在動因[1]。綜合考慮指標的代表性以及數據的可獲得性，本文以人均第三產業增加值（按1978年可比價格計算）來反映服務業增長，以非農業人口占總人口比重來反映城市化水平，相關數據收集整理自《廣東五十年》、《廣東省統計年鑒》（2009），數據時間跨度為1978～2008年。以sep表示人均第三產業增加值，urp表示城市化率，并對其取自然對數：ln(sep)和 ln(urp)。

2 計量模型與實證分析

向量自回歸（VAR）模型采用多方程聯立的形式，把系統中的每個變量都看成是內生變量，并對全部內生變量的滯后值進行回歸，以揭示內生變量間的動態關系。VAR模型作為一類以“數據驅動”建模的動態計量經濟學模型，通過分析時間序列數據間動態關系以及隨機擾動對系統變量的沖擊，從而解釋沖擊對經濟系統的影響，是研究經濟系統動態關系的常用工具。本文用于分析廣東服務業與城市化關系的VAR模型可表示為：

（1）式中，t表示時間，a1,a2為常數項，p 為最大滯后項，ε1t,ε2t為隨機擾動項。

對于VAR中的變量是否需要平穩仍然存在爭論。進行差分可以使得數據平穩，但反對差分的主要理由是進行差分將“丟失”數據中相互推動的信息（如存在相互協調關系的可能）[2]。因此，對數據進行平穩性和協整關系檢驗是必要的。如果非平穩序列之間存在協整關系，采用VAR模型的約束形式——向量誤差修正模型（VEC）則是一種更合理的選擇。與（1）式相對應的VEC模型可表示為：

（2）式中，c1,c2為常數項，ecmt-1表示誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，系數λ1,λ2表示當變量偏離長期均衡關系時將其調整到均衡狀態的調整速度，各差分項的系數反映變量短期波動對被解釋變量短期變化的影響。

2.1 數據平穩性及協整關系檢驗

在建立VAR模型之前，首先對對數據的平穩性進行檢驗。表1列出了序列ln(sep)和ln(urp)及其一階差分序列的ADF單位根檢驗結果①本文所有的計量分析均采用Eviews6.0軟件。。ln(sep)和ln(urp)均為I(1)序列，經過一階差分后為平穩序列。

表1 ln(sep)和ln(urp)序列ADF單位根檢驗結果

由于 ln(sep)和 ln(urp)序列均為 I（1），為了避免“偽回歸”，有必要對其進行協整關系檢驗。若存在協整關系，則說明非平穩序列間存在長期均衡關系。對變量進行協整檢驗主要有Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗法；Johansen協整檢驗基于VAR模型，考慮到了檢驗協整向量的約束形式。在進行Johansen協整檢驗之前，需確定VAR模型的最大滯后階數。根據AIC、SC準則進行滯后長度的檢驗，變量ln(sep)和ln(urp)的無約束VAR模型最大滯后階數為3階，因此，在進行Johansen協整檢驗時，滯后階數應設定為2階。 表2列出了Johansen協整檢驗的結果，在5%的顯著性水平下，由跡統計量和最大特征值統計量可以判斷ln(sep)和ln(urp)序列存在1個協整關系。因此，有理由說廣東省服務業增長和城市化發展之間存在長期均衡的關系。

表2 序列ln(sep)和ln(urp)協整關系檢驗結果

2.2 向量誤差修正模型估計

由于序列ln(sep)和ln(urp)非平穩但存在協整關系，因此，我們可以建立兩者的VEC模型。VEC模型實質上是含協整約束的VAR模型，允許變量間存在短期波動，適用于具有協整關系的非平穩時間序列。ln(sep)和ln(urp)的VEC模型估計結果如下：

其中，（3）式為協整方程的誤差修正項，（4）和（5）式分別是ln(sep)和ln(urp)的誤差修正方程。根據值，各方程的系數絕大部分在統計意義上是顯著的；結合統計量，模型參數估計整體效果較為理想。

依據ln(sep)和ln(urp)的VEC模型，從長期看，廣東省服務業增長和城市化發展之間具有均衡關系，兩者之間具有一定的協同性，但存在短期波動。從短期看，（4）式誤差修正項的調整系數為-0.0169，說明服務業增長對長期均衡關系有短期收縮的影響，但調整速度并不大。這種關系可以理解為：服務業增長應該與城市化進程相適應，較低水平的城市化難以支撐服務業的高增長。（5）式誤差修正項的調整系數為0.0799，城市化水平對長期均衡關系具有短期擴張的影響，調整速度并不大。這說明服務業的高增長可在一定程度上推動城市化的發展。比較（4）和（5）式中差分項前面的系數，不難發現，城市化水平增長率和服務業增長率之間短期都具有彼此正向拉動的作用，但服務業增長對城市化拉動作用略強于城市化對服務業增長的拉動。

2.3 脈沖響應及方差分解分析

由于VAR模型具有“數據驅動”的特性，往往需要從脈沖響應函數和方差分解的角度來解釋來VAR模型的經濟意義。脈沖響應函數用于考察隨機沖擊對經濟系統的動態影響，方差分解則是通過分析結構沖擊對內生變量變化的貢獻率，進一步評價不同結構沖擊的重要性。圖1給出了ln(sep)和ln(urp)間基于VEC模型的廣義脈沖響應函數曲線，橫軸代表響應函數的追蹤期數，縱軸代表響應函數變量對殘差一個單位的標準差擾動的響應程度。圖2給出了ln(sep)和ln(urp)間的方差分解圖，橫軸表示滯后期間數，縱軸表示貢獻率。

圖1（a）表示廣東省服務業增長對城市化水平的一個標準差擾動的響應路徑。給定城市化水平一個標準差的正向沖擊，服務業增長水平在第1期到第4期呈現出正向響應，并在第4期后正向響應開始穩定。這表明促進城市化發展的相關政策對服務業增長是有正向的傳導作用的，并且具有較長的持續效應。圖1（b）表示廣東省城市化水平對服務業增長的一個標準差擾動的響應路徑。同樣地，給定服務業增長一個標準差的正向沖擊，城市化水平在第1期到第6期呈現出正向響應，第3～4期間達到最高點，并在第6期后正向響應開始穩定，服務業增長對城市化發展具有正向、持續和穩定的拉動作用。比較圖1（a）和圖1（b），我們發現廣東省服務業增長和城市化發展之間相互促進、互動協調發展，促進服務業發展的產業政策對城市化發展拉動效應顯著，并具有持續性。

比較圖 2（a）和圖 2（b），不難發現，廣東省服務業增長和城市化發展彼此間的拉動貢獻程度不一致；服務業增長對城市化發展的貢獻一直呈快速上升的趨勢，貢獻率不斷增大；城市化發展對服務業增長具有拉動作用，但貢獻率不是特別明顯。這表明廣東省服務業增長對城市化發展的推動作用是顯著的。這與脈沖響應分析的結果一致。

3 結論與啟示

根據前面動態計量模型的分析，可以將廣東省1978～2008年服務業增長與城市化發展關系概括為：服務增長與城市化發展相互促進，協調發展；兩者長期存在均衡關系，短期關系存在波動，但波動幅度不大；服務業增長對城市化進程的推動貢獻顯著，并且具有持續效應；城市化對服務業增長具有拉動作用，但貢獻率并不特別顯著。因此，在促進廣東省服務業和城市化互動協調發展的政策上，我們認為應著重突出兩個方面：

（1）優化服務業內部結構，大力發展現代服務業，增強服務業產業帶動能力。改革開放以來，廣東省商貿、餐飲等傳統服務業發展迅速、成績斐然，在吸納勞動力就業、推動城市經濟發展等方面做出了巨大貢獻。但進入工業化中后期，我們應該認識到大力發展現代服務業才是城市化邁向高質量，實現城市現代化的重要動力。應加快現代物流、信息服務、金融保險等現代服務業的發展，從而形成現代服務業與高質量城市化的良性、互動和協調發展。

（2）重視城市化質量，城市化發展規劃與優化產業結構和資源配置緊密結合，推進產業布局和結構一體化。進一步發揮廣州、深圳中心城市引領、輻射和集散功能，加快建立金融、信息服務、商務會展、物流等現代服務業體系；加強佛山、珠海、東莞、惠州、中山、江門等區域中心城市建設，先進制造業和現代服務業發展并重，提高城市化質量；加快培育一批廣東東翼和西翼地區的大中城市，促進區域經濟的發展。

[1]謝文蕙，鄧衛.城市經濟學[M].北京：清華大學出版社,1996.

[2]恩德斯著，杜江等譯.應用計量經濟學—時間序列分析（第2版）[M].北京：高等教育出版社，2006.

[3]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模-Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006.

[4]陳可等.城市化與第三產業協調發展的辯證思考[J].南方經濟，2002，（4）.

[5]曾國平等.中國服務業發展與城市化關系的區域差異[J].山西財經大學學報，2008，（1）.

[6]劉維奇.我國服務業與城市化的相關性研究[J].北京工業大學學報，2007，（6）.

[7]李健英.第三產業與城市化相關性的中外差異分析[J].南方經濟，2002，(8).

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

F063.1

A

1002－6487（2011）04－0094-03

0 引言

美國福特基金會資助項目（1085-0253）

歐陽敏華（1981-），男，江西永新人，博士研究生，講師，研究方向：計量經濟理論與方法。

王厚俊（1958-），男，貴州遵義人，博士，教授，研究方向：農村經濟。

（責任編輯/浩 天）

改革開放以來，廣東省社會經濟發展呈現出了兩個重要特征，一是服務業的持續增長，二是城市化水平的大幅度提高。關于服務業增長與城市化發展之間的關系，普遍的理論觀點認為：城市化聚集勞動力要素，促進城市經濟發展，增強公眾的消費能力，引致生產性和消費性服務業需求，從而促進服務業總量的增長和產業結構的優化升級；服務業吸納大量勞動力就業，促進城市經濟聚集效益的實現，從而推動城市化發展和完善城市功能。因此，服務業和城市化進程是雙向互動協調發展的。國內學者就我國服務業增長與城市化發展之間的關系進行了不少的理論和實證研究。本文通過廣東省1978～2008年相關的統計數據，采用動態經濟計量分析方法進行實證研究，擬探討服務業與城市化互動協調發展問題。