我國服務(wù)業(yè)增長和城市化互動關(guān)系的區(qū)域差異—基于我國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

■ 王兆宇 博士（中共北京市委黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部 北京 100044）

引言

隨著改革開放的深入，我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得以穩(wěn)步提高，特別是城市化進(jìn)程不斷加快，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平不斷提高。一方面，我國城市數(shù)量不斷增多，城市規(guī)模不斷擴(kuò)大，城市硬件設(shè)施和軟件環(huán)境的現(xiàn)代化水平不斷提高；另一方面，我國服務(wù)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)不斷細(xì)化，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展迅猛，知識密集型服務(wù)業(yè)占比提高。作為衡量國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要標(biāo)志，服務(wù)業(yè)發(fā)展和城市化兩者之間的互動顯得尤為重要，城市化過程不僅是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎夭粩嗵岣叩倪^程，更是城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由傳統(tǒng)低效率的第一產(chǎn)業(yè)向現(xiàn)代高效率的第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)提升的過程，其對服務(wù)業(yè)的推動力不言而喻。而服務(wù)業(yè)的大力發(fā)展也會進(jìn)一步帶動城市化浪潮，促進(jìn)城市化進(jìn)程。國內(nèi)目前對于我國服務(wù)業(yè)發(fā)展和城市化互動關(guān)系的研究僅局限于全國、單獨(dú)省份或三大區(qū)域口徑，或有些數(shù)據(jù)稍有滯后。本文則是立足于近年的省級面板數(shù)據(jù)，通過測度我國各地區(qū)間二者互動強(qiáng)弱程度，來衡量我國服務(wù)業(yè)發(fā)展和城市化的關(guān)系。

我國服務(wù)業(yè)發(fā)展和城市化互動關(guān)系的區(qū)域差異

（一）數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

本文采用中國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中2009-2012年全國31個省市自治區(qū)（不包括港澳臺地區(qū)）的城市化率URBAN（%）和第三產(chǎn)業(yè)增加值SERV（百億元），為減少異方差性，使趨勢線性化，分別對變量去對數(shù)，記為LnURBAN和LnSERV，利用Eviews 6軟件來進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)。

面板數(shù)據(jù)分為三類，即不含個體影響的不變系數(shù)模型（混合回歸模型），含個體影響的不變系數(shù)模型（變截距模型），含個體影響的變系數(shù)模型。一般采用協(xié)方差分析方法來對模型形式設(shè)定檢驗(yàn)，對于含有N個截面成員的面板數(shù)據(jù)模型：

其中，i=1,2,…,N，表示截面成員個數(shù)；t=1,2,…,T，表示時期總數(shù)。其中Xit為k×1向量，βi為1×k向量，K表示解釋變量的個數(shù)。誤差項(xiàng)uit相互獨(dú)立，且滿足零均值和同方差。對方程（1）檢驗(yàn)如下兩個原假設(shè)：

H0： 模型（1）中的解釋變量系數(shù)對于所有的截面成員是相同的（即斜率系數(shù)是齊性的），但截距項(xiàng)不同，即該模型形式為變截距模型。

H1：模型（1）中的解釋變量系數(shù)和截距項(xiàng)對于所有的截面成員都是相同的，即該模型為混合回歸模型。

模型形式檢驗(yàn)有如下兩個F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

其中，N是截面成員個數(shù)，T是每個截面成員的樣本觀測時期數(shù)，k是非常數(shù)項(xiàng)解釋變量的個數(shù)，s1、s2、s3分別是變系數(shù)模型、變截距模型、混合回歸模型的回歸殘差平方和。在原假設(shè)H1、H0成立的條件下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F2、F1分別服從特定自由度的F分布。

通過計(jì)算得出：

在以LnSERV作為解釋變量，LnURBAN作為被解釋變量的模型中，s1=0.01， s2=0.09， s3=7.31。先檢驗(yàn)原假設(shè)H1，由于F2=579.22＞F分布臨界值，故拒絕原假設(shè)H1，并繼續(xù)檢驗(yàn)原假設(shè)H0，由于F1=11.32＞F分布臨界值，故拒絕原假設(shè)H0，說明利用變系數(shù)模型擬合本文的樣本數(shù)據(jù)是合適的。

在以LnURBAN作為解釋變量，LnSERV作為被解釋變量的模型中，s1=0.20，s2=2.71，s3=102.84。先檢驗(yàn)原假設(shè)H1，由于F2=540.32＞F分布臨界值，故拒絕原假設(shè)H1，并繼續(xù)檢驗(yàn)原假設(shè)H0，由于F1=26.42＞F分布臨界值，故拒絕原假設(shè)H0，說明利用變系數(shù)模型擬合本文的樣本數(shù)據(jù)是合適的。

表1 各區(qū)域服務(wù)業(yè)發(fā)展促進(jìn)城市化進(jìn)程的彈性系數(shù)表

表2 各區(qū)域自發(fā)城市化增長率相對于平均值的偏離數(shù)值表

表3 各區(qū)域城市化進(jìn)程推動服務(wù)業(yè)發(fā)展的彈性系數(shù)表

由于本文中截面成員個數(shù)沒有達(dá)到隨機(jī)效應(yīng)變系數(shù)模型估計(jì)的要求，因此只估計(jì)固定效應(yīng)變系數(shù)模型，而固定效應(yīng)變系數(shù)模型還可分為個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型、時刻固定效應(yīng)變系數(shù)模型和個體時刻固定效應(yīng)變系數(shù)模型。本文要考察的是我國服務(wù)業(yè)發(fā)展和城市化互動關(guān)系的區(qū)域差異，因此本文采用個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型，并使用截面加權(quán)的GLS估計(jì)方法，以減少估計(jì)過程中隨機(jī)誤差項(xiàng)存在的截面異方差。

（二）模型估計(jì)結(jié)果

1.服務(wù)業(yè)發(fā)展促進(jìn)城市化的面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果。以LnSERV作為解釋變量，LnURBAN作為被解釋變量，建立個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型，得出模型估計(jì)結(jié)果中：R2=0.99，F(xiàn)值=76973.12，這都顯示模型擬合效果很好；截距項(xiàng)常數(shù)C的估計(jì)值為3.40，且其t統(tǒng)計(jì)量非常顯著，為554.19，它代表這31個省市自治區(qū)自發(fā)城市化增長率的平均值；解釋變量服務(wù)業(yè)增加值的系數(shù)表示這31個省市自治區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展促進(jìn)城市化進(jìn)程的彈性，例如當(dāng)河南省服務(wù)業(yè)增加值（百億元）每增加1%，則河南省城市化率（%）將上升0.34%（見表1）。模型還給出了各個省市自治區(qū)截距項(xiàng)的固定效應(yīng)值，表示相應(yīng)省市自治區(qū)的自發(fā)城市化增長率相對于平均值的偏離，其中，偏離自發(fā)城市化增長率平均值最大的是上海（見表2）。

2.城市化促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果。以LnURBAN作為解釋變量，LnSERV作為被解釋變量，建立個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型，得出模型估計(jì)結(jié)果中：R2=0.99，F(xiàn)值=2466.63，這顯示模型擬合效果很好；截距項(xiàng)常數(shù)C的估計(jì)值為-1.45但其t統(tǒng)計(jì)量不顯著，僅為-0.12；解釋變量各區(qū)域城市化增長率的系數(shù)表示這31個省市自治區(qū)城市化進(jìn)程推動服務(wù)業(yè)發(fā)展的彈性系數(shù)，例如當(dāng)吉林省城市化率（%）每上升1%，則吉林省服務(wù)業(yè)增加值（百億元）將上升72.87%（見表3）。由于截距項(xiàng)常數(shù)c的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，故此處不再分析其模型給出的各個省市自治區(qū)截距項(xiàng)的固定效應(yīng)值。

結(jié)論

（一）城市化進(jìn)程能夠有效提高各區(qū)域服務(wù)業(yè)發(fā)展水平但仍有區(qū)域差異

由于吉林省、遼寧省等老工業(yè)基地在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型時亟需服務(wù)業(yè)特別是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的配合，因此其城市化率的增加對本區(qū)域服務(wù)業(yè)發(fā)展有較強(qiáng)的推動作用。北京、廣東、浙江等省市由于各自經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的互動已經(jīng)進(jìn)入良性軌道，城市化水平提高所產(chǎn)生的勞動力供給和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的完善對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費(fèi)性服務(wù)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展提供了有利的條件。而中西部地區(qū)大部分處于城市化進(jìn)程初期向中期過渡的過程中，第二產(chǎn)業(yè)比重較大，農(nóng)村富裕勞動力首先會轉(zhuǎn)移到工業(yè)中，其促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的作用相比較之下就較為有限。

（二）服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的提高能夠有效加快各區(qū)域的城市化進(jìn)程

特別是中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對加快各區(qū)域城市化進(jìn)程有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，由于河南、安徽、廣西、四川、云南等省的城市化率本身就較低，因此只要服務(wù)業(yè)水平有所提高，其引致創(chuàng)造的就業(yè)需求就會促進(jìn)城市化水平有較大提高。而諸如北京、廣東、天津、浙江、遼寧、吉林等省市的城市化率已經(jīng)達(dá)到較高水平了，再進(jìn)一步發(fā)展服務(wù)業(yè)對其區(qū)域經(jīng)濟(jì)其他方面可能會有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，但相比而言對于提升城市化水平的空間則有限。

為了保證服務(wù)業(yè)發(fā)展和城市化繼續(xù)保持良性的互動關(guān)系，一方面，各區(qū)域要繼續(xù)加快城市化進(jìn)程，促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展。城市化可通過投資效應(yīng)、消費(fèi)效應(yīng)等對服務(wù)業(yè)增長產(chǎn)生持續(xù)的正向拉動作用，特別是發(fā)展高端服務(wù)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)需要城市化為其創(chuàng)造市場需求，通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的不斷提高，實(shí)現(xiàn)勞動力要素從農(nóng)村向城市的自由流動，不斷加快城市化進(jìn)程，通過不斷增加的城市數(shù)量和就業(yè)數(shù)量、不斷擴(kuò)大的城市規(guī)模、不斷提升的城市質(zhì)量為服務(wù)業(yè)的發(fā)展提供更好的市場環(huán)境，提高服務(wù)業(yè)的產(chǎn)值比重。另一方面，大城市尤其是特大城市要調(diào)整優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)更多的勞動力進(jìn)入服務(wù)業(yè)。相較制造業(yè)而言，服務(wù)業(yè)增長存在較高的就業(yè)彈性，有助于提升居民收入水平，為加快城市化進(jìn)程創(chuàng)造條件。同時，各地區(qū)還應(yīng)大力發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，鼓勵制造業(yè)行業(yè)的服務(wù)外部化，通過主輔分離大力發(fā)展服務(wù)外包，優(yōu)化服務(wù)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，提高城市化的內(nèi)在質(zhì)量。

1.鄭吉昌等.服務(wù)業(yè)與城市化互動關(guān)系研究—兼論浙江城市化發(fā)展及區(qū)域競爭力的提高[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2004（12）

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