城鎮化進程中的服務業就業吸納能力的實證分析
——以山東省為例

李 靜，劉英基

（1.華中師范大學 湖北 武漢 430079；2.河南師范大學 河南 新鄉 453007）

城鎮化進程中的服務業就業吸納能力的實證分析
——以山東省為例

李 靜，劉英基

（1.華中師范大學 湖北 武漢 430079；2.河南師范大學 河南 新鄉 453007）

為了有效分析城鎮化進程中服務業的就業吸納能力，通過運用Eviews軟件對山東省1981—2007年的人口城鎮化率和服務業就業水平數據進行了回歸分析、ADF檢驗和戈蘭杰因果關系檢驗。通過實證研究發現，城鎮化對服務業就業水平存在單向的因果關系，但城鎮化對服務業就業水平的影響有一定的滯后性。為了更好地推動城鎮化進程和就業水平的提升，從而引導服務業發展和就業水平的提高，有必要積極推動城鄉統籌發展，做好城鎮發展規劃，加快城鎮化建設，增強大城市的輻射集聚能力，按照功能導向原則促進城鎮化進程，進而推動農村服務業發展。

城鎮化；服務業；就業水平

二、文獻綜述與研究假設

城鎮化進程隨著工業化的深入而持續提升，是消除二元經濟結構、實現城鄉統籌發展的根本途徑，對促進服務業健康發展和吸納農村剩余勞動力具有重大現實意義。目前，對城鎮化與服務業發展之間關系的研究主要集中在服務業發展和城鎮化的各自領域。如都沁軍（2008）認為城鎮化的發展是服務業發展的必要條件，城市的集聚效益、外部效益促進了服務業的進一步發展，離開了城鎮化也就沒有服務業的發展；服務業發展狀況直接決定一個地區的城鎮化質量和水平，服務業發展較好的地區，必然有完善的基礎設施和服務機構，城市就會有較快發展。[1](p72-75)李健英(2002)認為，發達國家的服務業發展與城鎮化呈現顯著的相關性，相關系數大于0.9。[2](p45-48)楊治、杜朝暉（2000）通過對美國1870年到1970年的100年數據的分析，得出城鎮化程度與服務業就業水平的正相關程度遠遠高于第二產業的結論。[3](p82-88)李江帆（2002）認為城市現代化要求的服務業比重應該高于國家現代化標準的20%-30%，城市實現基本現代化則服務業應該達到GDP的60%-70%。[4](p43-46)趙雪雁、林曼曼（2006）對我國西北地區城鎮化與服務業的互動關系進行了深入分析，得出西北地區城鎮化率與人均服務業產值顯著相關，但是服務業比重與城鎮化率的相關性不強的結論。[5](p1-5)彭榮勝（2006）通過“農村勞動力轉移”這個“紐帶”將河南城鎮化進程與服務業發展關聯起來，在考察城鎮化、服務業發展經驗事實的基礎上，提出“服務業內部結構不合理導致對農村勞動力拉力不足是制約河南城市化進程的最主要因素。[6](p42-46)陳繼濤等（2009）認為山東城鎮化水平提高與服務業發展水平存在明顯的相關性。[7](p55-56)高強等（2008）通過研究認為加快發展服務業有助于為城鎮化發展提供新的增長點。[8](p27-31)臺冰（2007）認為我國人均服務業增加值與人口城市化水平高度正相關，且二者之間存在內在的因果關系，其中我國人均服務業增加值增長是人口城市化水平變化的重要動因，但人均服務業增加值對人口城市化水平的影響是滯后的。[9](p24-27)綜合上述研究可以看出，既有研究表明城鎮化和服務業發展高度相關，但主要是從服務業的發展促進城鎮化進程的角度來研究的。目前城鎮化對服務業就業水平的促進關系，特別是城鎮化是如何促進服務業發展進而推進其就業水平提高的研究特別是用定量分析并進行假設檢驗的尚不多見。本文第三部分將通過模型分析和因果檢驗研究二者的相關性程度。

三、模型分析：城鎮化對服務業就業水平的促進

下面通過模型進一步說明城鎮化進程中的服務業就業吸納能力的影響因素。

（一）數據來源分析。

城鎮化在本質上是指人類社會隨著生產力的發展，農業生產活動在整個社會經濟中的比重逐漸下降，工業和服務業在經濟活動中的比重顯著上升的過程。既包括城鎮人口的比重上升，農村人口比重下降；也包括產業結構的調整，即第一產業的下降和二、三產業比重的上升。因此，在本文中采用非農業人口占總人口的比重，即人口城鎮化率作為衡量城鎮化水平的指標，用公式表示就是X=（V/V+W）·100%，其中X表示城鎮化水平，V表示非農業人口數量，W表示農業人口數量。用Y表示山東省服務業歷年所吸納的勞動力就業人數。[10](p36-40)本文采用我國統計年鑒所采用的統計口徑，數據來源于2009《山東省統計年鑒》和近三年的《山東省國民經濟和社會發展統計公告》。在下文的模型分析中對服務業數據進行了對數化處理，這樣能夠在不影響其統計特征的情況下保持數據序列的平穩性。

（二）模型分析。

通過對山東省人口城鎮化水平和服務業就業水平的關系趨勢圖發現，兩者的回歸模型可以是線性模型。在研究中通過試用原數據、對數、指數等模型的數學表達式的計算分析，發現用服務業就業人數的對數和城鎮化水平的線性數學式進行回歸效果最好。

因此，可以設服務業就業人數Yt和城鎮化水平指數的回歸關系模型為in Yt=a+bXt+εt，其中，Yt為t時期服務業吸納就業水平，Xt為t時期城鎮化水平，a為截距，b為斜率，a和b為兩個待估參數，εt表示均值為零的非相關誤差值。應用EViews軟件包對表1給出的1981-2007年的山東省服務業就業水平數據和城鎮化水平的27個數據樣本進行最小二乘法估計得出以下結果：

inYt=5.132977+0.069443Xt

（Se （0.0814），（0.0034））

t （62.983） （20.174）

R2=0.9421 DW=0.7281 F=407.0094 T=27

通過對上述模型的估計，可以看出模型的相關系數R2、回歸系數t、F分布檢驗統計量都滿足城鎮化水平對服務業就業水平有顯著的影響，表明城鎮化水平和服務業就業水平存在高度的相關性。從模型的自相關檢驗來看，DW=0.7281，而當 n=27，k=1 時，DL=1.32、DU=1.47，所以 0≤DW≤DL，顯然存在顯著的正自相關，這里表明城鎮化水平對服務業就業水平存在滯后影響，即服務業就業水平不僅受到本期城鎮化水平的影響，而且受到之前城鎮化水平的影響。

對模型進一步優化，運用回歸與ARMA組合模型進行分析。

（1-φL）（LnYt-a-bXt）=Vt （1）

在 Eviews中使用命令“Y C X AR（1）”對方程（1）進行估計，并將估計結果帶入方程（1）得：

（1-0.704L）（LnYt-5.4162-0.058Xt）=Vt

對其整理可得：

LnY=0.704LnYt-1+0.058X-0.041Xt-1

（t:18.97080 5.538619 4.483139）

R2=0.963 DW=1.913 F=300.538 T=26

各級模型估計結果可見，t統計量表明個變量參數均顯著，模型擬合優度為0.963，Q統計量在10%的顯著水平下證明殘差為白噪聲，并且自回歸過程特征根大于1。綜合各個統計量說明模型擬合較好，能夠描述LNY與X之間的關系。由于時間序列并不以經濟理論為基礎，方程中滯后項的作用主要是提高模型的擬合優度。該模型主要的結論是樣本期城鎮化率X每增加1%，服務業就業水平的對數LnY就增加0.058%，并且服務業就業水平還會受到前期城鎮化率以及就業水平的影響。這種情況是不難理解的，在城鎮化過程中所形成的產業集聚效應（如勞動力、科技水平、工業企業等）和市場需求的增長效應（如對物流、教育、醫療、金融）的形成需要足夠長的時期，因而城鎮化對服務業就業水平的影響會存在一定的滯后期。

（三）因果關系檢驗。

考慮到城鎮化水平對服務業就業水平之間的相互協調和相互促進，且存在影響可能滯后性，我們有必要運用戈蘭杰檢驗對城鎮化和服務業就業水平之間進行因果關系分析。針對城鎮化和服務業就業水平存在滯后的影響關系，先進行單位根ADF檢驗，以便于觀察是否適合進行戈蘭杰檢驗。本文運用EViews軟件包采用ADF檢驗方法分別對序列X、LNY、DX、DLNY進行檢驗，具體檢驗結果見表1。

表1 城鎮化的服務業就業水平的時間序列ADF檢驗

表2的計算檢驗結果表明：在單位根檢驗模型中，城鎮化發展水平指標X和服務業就業水平指標Y的ADF檢驗值均大于5%臨界值和10%。可以判定，這兩個時間序列均存在單位根，接受原假設，認為兩個序列都是非平穩的。我們進一步對序列X、LNY的一階差分序列DX、DLNY進行ADF檢驗，檢驗結果表明，一階差分序列DX、DLNY的ADF檢驗統計量均小于5%水平和10%水平的臨界值，可以拒絕原假設，得出DX、DLNY都是一階差分平穩序列的結論，也就是說從長期來看，山東省城鎮化水平與服務業就業水平的對數序列存在一種穩定的均衡關系。

表2 城鎮化水平與服務業就業水平因果關系的戈蘭杰檢驗

戈蘭杰非因果性檢驗（Granger test of noncausality）是由美國加州大學著名計量經濟學家C.W.JGranger于1969年提出的運用F-統計量對自回歸分布滯后模型中是否存在某一變量的過去行為對另一變量的當前行為或者雙方的過去行為相互影響著對方的當前行為的情況進行檢驗方法。[11](p329-352)針對山東城鎮化與服務業就業水平關系的自回歸滯后模型中X滯后項前的參數整體為零的假設 (X不是Y的格蘭杰原因)分別做包含與不包含X滯后項的回歸，再計算F統計量，如果:F>Fa(m，n-k)，則拒絕原假設，認為X是Y的格蘭杰原因。本文運用EViews軟件包對山東省城鎮化水平與服務業就業水平的因果關系進行了戈蘭杰檢驗，檢驗結果如表2。

由表3的戈蘭杰檢驗數據結果可以看出，在滯后期為1、2（年）時，X（城鎮化水平）不是 LNY（服務業就業水平的對數）變化的戈蘭杰原因均被拒絕，LNY（服務業就業水平的對數）不是X（城鎮化水平）變化的戈蘭杰原因均被接受。這表明山東省城鎮化水平是服務業就業水平的戈蘭杰原因，而山東省服務業就業水平不是其城鎮化水平的戈蘭杰原因，山東省城鎮化水平和服務業就業水平之間在三年左右時期內存在一種單向的戈蘭杰因果關系。但是山東省城鎮化水平對服務業就業水平的影響存在一個滯后期，即本期服務業就業水平受到前期城鎮化水平的影響。

四、結論與建議

通過上述實證分析可以得出以下結論，城鎮化水平與服務業就業水平高度正相關，其城鎮化進程是服務業吸納勞動力就業水平不斷增加的原因，但城鎮化對服務業就業水平是滯后的。這一結論告訴我們，在統籌城鄉發展過程中，推動服務業健康發展，吸納更多的勞動力就業需要積極推動城鎮化戰略。為此，結合上述研究結論，在城鎮化過程中，提出以下建議：

首先，積極推動城鄉統籌發展，加快城鎮化建設。作為農業、人口和勞動力大省，山東省在城鎮化過程中不能單純追求城鎮化的速度和效率，還應該將城鎮化與服務業健康發展從而和充分吸納勞動力就業結合起來。要把加強城鎮化建設作為目前成鎮化進程的重點，把有條件、有潛力的縣城城關鎮、中心鎮、重點鎮建成區域經濟發展中心和城鄉結合紐帶。當前的重要思路就是積極統籌城鄉發展，加強中小城鎮的公共基礎設施和社會保障體制建設，積極增強城鎮的服務業發展能力和人才、勞動力的吸納能力。[12](p49-54)山東省2009年出臺了《關于大力推進新型城鎮化的意見》，指出山東省城鎮化水平到2012年要達到50%以上，山東半島城市群達到60%以上；每年可轉移農村富余勞動力100萬人以上的目標。[13]

其次，做好城鎮發展規劃，增強大城市的輻射集聚能力。工業化的深入發展推動了城鎮化的內容進一步拓展，城市規模和內涵的擴大也持續推進了服務業的擴展和提升，使金融、證券、房地產和信息咨詢等為代表的資金密集型和智力密集型行業得以擴張，并在城市化水平高的區域成為最重要的產業，稱為GDP的主宰力量，吸納的就業人員占整個城市就業人口的50%以上。隨著城鎮化進程加快，山東省圍繞山東半島藍色經濟區，提出了積極構筑“一群一圈一區一帶”的城鎮空間格局發展規劃。“一群”是以青島為龍頭、青島和濟南為中心的山東半島城市群。“一圈”是以濟南為中心的濟南都市圈。“一區”是以東營為中心，依托黃河三角洲高效生態經濟區的開發建設，培植的環渤海經濟圈的經濟增長極和城鎮發展區。“一帶”是以日照為對外開放平臺，以臨沂、濟寧為中心，構筑的經濟增長極和城鎮帶。這一城鎮發展規劃的有效實施將有助于推動山東省城鎮化水平的快速提升，并進一步增強城市產業集聚能力和經濟輻射能力。

第三，要重視城鎮化對服務業就業水平影響的滯后性。通過實證研究我們認識到了城鎮化進程必然會促進服務業就業水平的提高，但具有一定的滯后性。這就要求各級政府在城鎮化過程中，在城市發展規劃的同時根據城市的特點和優勢做好產業發展規劃，在城市規模與內涵持續提升的同時實現產業結構優化，為服務業發揮勞動就業吸納能力打好基礎。

第四，按照功能導向原則促進城鎮化推動農村服務業發展的動力。按照功能導向的原則，科學規劃、布局合理小城鎮，要首先通過戶籍制度改革的政策保障實現人口能夠合理流動，在此基礎上依托其資源或區位優勢帶動相關產業尤其是服務業的發展。結合我國實際，應該按照功能導向的原則推動城鎮化建設進程中的服務業發展。[14](p34-38)首先，大中城市郊區的城鎮屬于技術和產業輻射區域，應積極通過發展大中城市的主導產業的關聯產業和生產性服務業。其次，對于交通樞紐和行政中心城鎮，由于其獨特的區位優勢，積極發展并依托物流與交通運輸、信息、商貿和文化產業。再次，對于擁有自然景觀和歷史文化等名勝古跡資源的城鎮，旅游、餐飲、商貿、文化等產業的蓬勃發展。如果根據功能導向原則，按照資源和區位優勢推進城鎮化建設中的服務業發展必將有助于顯著增強勞動力就業水平。

[1]都沁軍.服務業與城市化協調發展的對策研究[J].城市發展研究，2005，（5）.

[2]李健英.我國第三產業與城市化的低相關性分析[J].城市問題，2002，（1）.

[3]楊治、杜朝暉.經濟結構的進化與城市化[J].中國人民大學學報，2000，（6）.

[4]李江帆.城市現代化與第三產業的發展[J].消費經濟，2002，（6）.

[5]趙雪雁，林曼曼.西北地區城市化與第三產業發展的互動關系分析[J].干旱區資源與環境，2006，（5）.

[6]彭榮勝、覃成林.發展中地區農村勞動力轉移，第三產業發展與城市化關系分析——以河南為例[J].人文地理，2007，（3）.

[7]陳繼濤等.山東省城市化時空演變特征及動力機制研究[J].科技經濟與市場，2009，（1）.

[8]高強，張艷，單哲.山東省城市化發展的問題及對策[J].中國海洋大學學報（社會科學版），2008，（6）.

[9]臺冰.人均第三產業增加值與人口城市化水平關系研究[J].西安交通大學學報（社會科學版），2007，（3）.

[10]崔文芳.山東半島城鎮化經濟發展對策研究[J].山東工商學院報，2008，（2）.

[11]Granger，C.W.J. “Testing for Causality:A Personal View”，Journal of Economic Dynamics and Control，1980，（2）.

[12]楊振寧.城鄉統籌發展與城鎮化關系的實證研究[J].農業經濟問題，2008，（5）.

[13]山東省人民政府.關于大力推進新型城鎮化的意見[R].2009.11.3.

[14]劉漢輝，侯軍.廣東省服務業與城市化協整關系的實證研究[J].華南師范大學學報（社會科學版），2009，（2）.

F291.1

A

1003—8477（2011）10-0085-04

一、引言

李靜（1969—），女，華中師范大學社會學院博士后。劉英基（1975—），男，河南師范大學政管學院講師。

責任編輯 郁之行

城鎮化的實質是農村勞動力向非農產業轉移，實現城鎮人口集聚的過程。隨著城鎮化進程的逐步推進和社會經濟的持續發展，當人口集聚到一定程度后，就會產生對服務業比如物流、郵電、通信、銀行、醫院、文化等服務產業的必要需求。城鎮化的過程對城鄉統籌發展和產業結構調整具有較強的推動作用，尤其促進了服務業的發展及就業水平的提高。以服務業為代表的服務業在國民經濟中的比重將越來越突出，其對勞動力就業的吸納能力也越來越強。根據“配第——克拉克定理”，隨著經濟的發展和人均收入水平的提高，勞動力首先由第一產業向第二產業轉移。當人均收入水平進一步提高時，勞動力將由第一產業和第二產業向服務業轉移，服務業的就業吸納能力遠遠高于第二產業。而我國在城鎮化進程中服務業的發展長期滯后于城鎮化和工業化程度。以山東省為例，山東是工業和經濟大省，國民經濟總量處于全國前三，但服務業發展一直滯后于其工業化、城鎮化進程，2008年服務業發展占該省GDP的比重在全國各省市排名倒數第二位。山東省統計局數據顯示，從2000年到2008年，山東省城鎮人口由2409萬人增加到3480萬人，凈增1000多萬人；建成區面積由4187平方公里擴大到7170平方公里，凈增近3000平方公里；城鎮化水平由28.2%提高到47.6%，年均遞增1.18個百分點。2004年服務業在山東省GDP中的比重為32.2%，2005年為32.1%，2006年再下降到32%，2007年開始重新上升到33.2%，2009年服務業在GDP中的比重為34.1%。服務業雖然在總量上有了較大的增長，但增長方式仍然沿襲外延式的擴大再生產，與山東省城鎮化發展水平有較大的差距。2009年山東省三次產業產值結構比例為9.6∶57∶33.4，與長三角 3.3∶53.5∶43.2 和珠三角的 2.3∶47.8∶49.9 相比服務業發展水平明顯落后，這說明山東省城鎮化過程中服務業的發展處于滯后狀態；山東省的三次產業就業結構為37.3:32.7:30，服務業的勞動力吸納能力尚未有效發揮出來。按照經典經濟學理論，服務業與城鎮化進程之間相互影響、相互促進。一個地區的經濟越發達，城鎮化水平越高，服務業在國民經濟當中所占的比重也越高。服務業的發展滯后于城鎮化進程是否說明城鎮化進程對服務業的發展和就業水平促進作用的論述存在問題，這是本文要解決的問題。本文擬在相關回歸分析的基礎上對城鎮化與服務業就業水平的關系做實證研究，并對二者的因果性進行驗證。試圖證明城鎮化對服務業發展及城鄉統籌發展、農村剩余勞動力轉移具有決定性作用，進而提出推進城鎮化進程的對策建議。