摘要:为了研究我国服务业增长与城市化之间的相互作用关系,通过1978—2006年的时序数据,利用回归分析､协整检验､误差修正模型和格兰杰因果检验等,对人均服务业增加值与城市化水平的关系进行了实证分析｡研究表明,我国城市化对人均服务业增加值的正向作用明显强于人均服务业增加值对城市化的反向影响,城市化是人均服务业增加值的格兰杰原因;人均服务业增加值与城市化水平之间存在长期均衡关系｡因此,对中国服务业增长与城市化关系的深入探讨,有利于决策者在推动城市化和促进服务业的过程中采取合理对策有一定的参考价值｡
关键词:服务业;人均服务业增加值;城市化
中图分类号:F719 文献标志码:A 文章编号:1673-291X(2008)01-0180-03
一、引言
改革开放近30年来,中国GDP一直保持在9%左右的增速｡但中国服务业的发展落后于其他经济领域,同时也落后于其他国家20世纪90年代,中国的服务业不能与国民经济的发展速度成比例发展,并严重滞后于经济发展水平｡究其原因,既有体制观念方面的因素,行业垄断以及城市化落后方面的原因,当然也有被低估的情况[1]｡2005年的第一次全国经济普查对服务业增加值进行了调整,服务业增加值被低估的情况有所缓解｡随着市场化改革的深入,观念体制政策障碍､行业垄断等逐步解决,因而城市化发展水平落后成为服务业发展的关键性因素｡
国内外学者对于服务业增长与城市化之间的关系进行了不少研究｡Singelmann(1978)首次明确了城市化是服务业发展的原因[2],Daniels等通过计量分析检验了美国大中小城市区域的服务业成长｡研究认为城市形成的区域市场是服务业发展的基础,是城市化的发展促进了服务业的扩张[3]｡Harris就城市在印度经济中的作用进行了研究,结果表明城市在国家经济发展中起了关键作用,城市是流通商品的主要中心,发挥着巨大的网络效应,是服务业中许多行业的核心[4]｡李江帆(1994)较早地从服务需求影响因素角度探讨了影响服务业发展水平的因素｡他认为影响服务需求的主要因素是:人均国内生产总值､城市化水平､人口密度､服务产品的输出状况[5]｡江小涓等(2004)则认为城市化水平是影响城市服务业增加值比重的重要因素[6]｡俞国琴(2004)认为城市化是产业结构高度化的前提,它与服务业的发展存在较为密切的正相关关系[7]｡Chang等(2006)则认为城市化能够刺激服务业的产出和就业的增加[8]｡
学者普遍认为发展中国家的服务业增长与城市化水平存在显著的正相关关系,但也有人认为服务业与城市化发展的相关性不强(李健英,2002)[9]｡对于我们这样一个发展中国家,服务业增长与城市化之间是不是存在正相关关系,并且相关程度如何有必要进行实证分析｡国内已有研究的数据主要来源于中国统计年鉴,而2005年第一次全国经济普查之后,对服务业的基础数据进行了大幅度的调整,其中服务业的增加值调增了2.13万亿元,调整幅度超过30%;而服务业的从业人数调整后减少了近8 000万人,调整幅度也为30%｡因此,利用最新调整后的服务业调查数据,对人均服务业增加值与城市化的关系进行研究,从而确定城市化对中国服务业增长的推进作用尤为重要｡
本文在对服务业增长与城市化进行综述的基础上,通过1978—2006年的时序数据,利用动态计量分析方法:协整检验､误差修正模型和格兰杰因果检验对中国服务业增长与城市化之间的长期动态关系进行了实证分析｡
二、建模
综合人们对服务业增长与城市化关系的研究,服务业增长与城市化两个变量之间的模型可以表示为:
许多实证分析在分析服务业增长与城市化的相关性时,研究基本上是从服务业增加值与城市化率的关系入手进行分析,没有排除人口因素的影响,故而得出的结论有可能偏离实际情况｡本文将采用人均服务业增加值来表示服务业增长,减少了人口因素的影响,从而能有效分析人均服务业增加值与城市化率之间的关系｡
结合人们对城市化与服务业增长的研究,参考式(2-1),本文认为人均服务业增加值与城市化率两个变量之间的数学模型可以表示为:
三 实证分析
(一)变量选择及数据采集
反映服务业增长的指标有人用服务业增加值GDP3c或服务业增加值占GDP的比重来衡量｡而GDP3c则包含人口因素的影响,因此本文采用人均服务业增加值PGDP3c(单位:元/人)剔除了人口规模的影响,用以表示服务业增长比较合理｡同时为了剔除物价水平变动的影响,利用服务业GDP指数将服务业人均GDP转换以1978年为基期的服务业人均GDP即PGDP3c｡
城市化是当今世界上重要的社会经济现象之一｡目前国际上比较通用的测度城市化水平的指标是城镇人口占总人口的比重｡本文也采用这一定义,即城市化水平是指城镇人口占总人口的比重,也称为城市化率｡
本文选择1978—2006年的时间序列数据,主要是根据国家统计局《中国统计摘要》(2007)､2004年度的全国经济普查和《中国统计年鉴2006》｡其中人均服务业增加值以1978年为基期｡
(二)参数估计
对公式(2-2)采用广义差分法进行回归后的模型为:
LnPGDP3c=-2.0112+2.533?觹LnURBAN(3-1)
t(-6.822)(29.222)
R2=0.996,调整后R2的=0.995,F=1879.822,D-W=2.171.
经检验,模型拟合优度､方程显著性和变量显著性均良好,并且不存在序列相关和异方差｡
(三)模型处理
1.单整检验
协整理论主要用于寻找两个或多个非平稳变量间的均衡关系,如果某两个或多个同阶时间序列向量的某种线性组合可以得到一个平稳的误差序列,表示这些非平稳的时间序列之间存在长期均衡关系,即具有协整性｡只有相同单整阶数的变量才可能存在协整关系,因而协整分析前要检验变量的单整阶数｡
在模型中,各差分项反映了变量短期波动的影响｡被解释变量的波动可以分为两部分:一部分是短期波动,一部分是长期均衡｡根据模型的参数估计量,短期城市化率的变化将引起人均服务业增加值相同方向的变化,如果城市化率变化1%,引起人均服务业增加值变化1.3026%;而上期人均服务业增加值的变化,也引起人均服务业增加值比重的相同方向的变化,弹性为0.5019,反映了人均服务业增加值惯性的延续｡ecm项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度,从系数估计值(-0.4932)看,调整力度较大｡
3.格兰杰因果检验
协整检验揭示变量序列之间是否存在长期均衡关系,而格兰杰因果检验则可以揭示变量之间是否具有因果关系｡根据数据,对和进行格兰杰因果检验,取最大滞后阶数为6,得到检验结果如表2所示(受篇幅限制只列前两期):
表 2中检验结果表明:滞后1—5期的不是的格兰杰原因的概率小于35%,其中滞后1期时不是的格兰杰原因的概率为5.37%,我国城市化对人均服务业增加值的效应在滞后1年时最为明显,城市化率是人均服务业增加值的格兰杰原因｡而滞后1—6期的不是的格兰杰原因的概率在55%以上,说明人均服务业增加值对城市化率的推动效应不明显｡
四 模型的经济分析
根据1978—2006年时序数据,利用协整检验,格兰杰因果检验,对我国人均服务业增加值与城市化水平进行了实证分析发现,人均服务业增加值与城市化水平之间存在长期均衡关系,城市化对人均服务业增加值的正向作用明显强于人均服务业增加值对城市化的反向作用｡具体结论有:
1.人均服务业增加值与城市化水平之间存在长期的均衡关系,这说明改革开放以来我国人均服务业增加值与城市化发展水平相当,两者之间发展均衡｡
2.从误差修正模型来看,城市化水平短期内每变动1个百分点,人均服务业增加值将同向变动1.3026个百分点,说明城市化对人均服务业增长的带动作用极大;同时误差修正模型城市化的系数比长期协整回归方程中城市化的系数2.533要小,说明城市化对人均服务业增长的长期影响更为显著｡短期内城市化水平的提高所带来的经济结构效应还未充分发挥出来,所以并不会立即带来人均服务业增长｡但长期来说,城市化促成的经济结构效应显现,促进产业结构发生变动,有利于区位集聚及产生集聚效应,从而促进人均服务业增长｡
3.我国城市化对人均服务业增加值的正向作用明显强于人均服务业增加值对城市化的反向影响｡滞后1—5期的城市化是人均服务业增加值的格兰杰原因,而滞后1—6期的人均服务业增加值不是城市化格兰杰原因的概率在55%以上｡说明我国服务业发展水平滞后,服务业占GDP比重偏低,因而人均服务业增加值对城市化水平的反向作用较弱｡
进行深入分析就可以发现,上述结论和我国的现实情况吻合｡改革开放以来,我国经济高速发展,城市化水平不断提高,大量的农村人口从农村涌向城市,引起经济结构发生重大变化｡城市规模扩大､交易成本降低､经济效率提高,聚集经济促进生产效率的提高,使服务业水平不断提高,促进人均服务业增长｡但由于我国户籍制度和体制因素阻碍了农村劳动力由第一产业向第二､第三产业的转移,影响了服务业与城市化间良性互动关系的形成｡我国服务业增加值的比重在不断提高,但服务业增加值占GDP比重仍然比较低,服务业对城市化水平的反向效应还未充分体现,使得城市化对人均服务业增长的作用必然强于人均服务业增长对城市化的影响｡反观西方发达国家,服务业与城市化的相互促进作用则表现得非常明显｡城市化为发达国家服务业发展提供了非常重要的需求基础,推动服务业新行业的形成和传统行业的发展,并且服务业对城市化的拉动作用增强,并最终超过了第二产业｡之所以出现这种差异主要是因为发达国家的城市化以市场机制为驱动器,产业结构演变是一个自然均衡的过程,是与人的消费需求顺序和市场需求结构的变化相一致,政府主要担当“守夜人”的角色｡而中国由于市场机制发育不全,结构转换在很大程度上受到政府推动和体制约束的双重影响,导致我国人均服务业增长对城市化的反向作用并不明显｡
参考文献:
[1] 许宪春.中国服务业核算及其存在的问题研究[J].经济研究,2004,(3).
[2] Singelmann, J., The Sectoral Transformation of the labor force in seven industrialized countries,1920-1970[J].The American
Journal of Sociology,1978,83(5):p.1224-l234.
[3] Daniels P W,O＇Connor K,Huton T A, The planning response to urban service sector growth:an international comparison[J].
Growth and Change,1991:p3-26.
[4] Harris, N., Bombay In a global economy-structural adjustment and the role of cities[J].Cities,1995,12(3):p.175-184.
[5] 李江帆.第三产业性质､评估依据和衡量指标[J].南方经济,1994,(10).
[6] 江小涓,李辉.服务业与中国经济:相关性和加快增长的潜力[J].经济研究,2004,(1).
[7] 俞国琴.城市现代服务业的发展[J].上海经济研究,2004,(12).
[8] Chang G H. ;Brada J. C., The paradox of China＇s growing under-urbanization[J].Economic Systems,2006,(30):24-40.
[9] 李健英.第三产业与城市化相关性的中外差异分析[J].南方经济,2002,(8).