城市化与第三产业：基于江苏省的协整分析*

谈 镇 邱 宇

（中共江苏省委党校 江苏 南京 21004）

一、引言

城市化是人口集中、产业集聚的过程，第三产业是当前我国吸收新增劳动力和剩余劳动力最多的产业，已有的研究发现，与工业相比，第三产业有更为明显的空间集聚特征，且与城市化的关系更为显著。多数学者认为，城市化对第三产业发展有重要的影响。Singelmann（1978）首次明确了城市化是第三产业发展的原因，Daniels等（1991）通过计量分析检验了美国大中小城市区域的第三产业成长，研究认为城市形成的区域市场是第三产业发展的基础，是城市化的发展促进了第三产业的扩张。Harris（1995）就城市在印度经济中的作用进行研究，结果表明城市是流通商品的主要中心，发挥着巨大的网络效应，是第三产业中许多行业的核心。江小娟和李辉（2004）通过研究第三产业与经济增长的相关性以及加快增长的潜力发现城市化水平是影响第三产业增加值比重的重要因素。李辉（2004）、程大中（2003）、倪鹏飞（2004）利用中国数据进行的实证研究，发现第三产业发展水平和聚集效益受城市化相关因素的影响很大，这些因素主要包括城市化水平、城市人口密度、城市人口规模、人均GDP等。晏维龙等（2004）研究认为，在市场经济体制下，城市化与流通发展具有纵向和横向强相关性，城市的发展促成了商品流通的发展，城市化水平差异是造成流通水平差异的重要原因。张自然（2008）利用经济计量方法对中国改革开放以来第三产业增长与城市化之间的相互作用关系进行实证检验，得出城市化是第三产业增长的重要原因的结论。也有研究表明，第三产业的发展是城市化的重要原因。俞国琴（2004）认为城市化是产业结构高度化的前提，第三产业的发展会增强城市的吸纳能力并加速城市化进程。

以上研究在一定程度上揭示了城市化与第三产业发展的关系，但主要是静态研究，未对两者的动态关系做深入探讨。江苏省作为我国沿海经济发达省份，其经济发展和城市化水平一直处在全国前列，对江苏省城市化和第三产业发展之间的动态关系至今还没有学者进行过研究。本文利用动态计量经济模型，研究以下一些问题：江苏省城市化与第三产业之间是否存在长期均衡关系，以及这种关系是不是格兰杰（Granger）因果关系，是单向因果关系还是双向因果关系；如果存在长期均衡关系，二者在短期内有怎样的动态作用关系，这些问题的解决对江苏省城市化进程中第三产业的发展是十分必要而有意义的。

二、数据选择和模型建立

（一）数据选择

江苏省将大力发展第三产业列为“十一五”规划的重要内容，并通过工业化、城市化、市场化、国际化、信息化互动并进而带动其发展。本文选取江苏省1990-2008年的数据作为研究样本（见表1），1990年江苏省非农业人口为1458.94万人，占总人口的21.6％，2008年为4168.48万人，占总人口的54.3％，19年间非农业人口增加了2709.06万人，可见江苏的城市化进程发展十分迅速。

同时，江苏省第三产业也处在快速发展之中，一些新兴第三产业从无到有，逐步建立起较为完整的第三产业体系。从表1可见，2008年江苏省第三产业实现产值11548.8亿元，对GDP的贡献率从1990年的26.03％增长到38.1％，并且19年间增长率不断提高。

（二）模型建立

基于向量自回归（VAR）模型的协整方法可以求解各变量之间的长期均衡关系，并通过Granger因果关系检验，考察变量之间的解释与被解释关系；可以用于分析滞后项变量对被解释变量是否有显著影响；可以借助脉冲响应函数（IRF）和方差分解进一步分析变量间的动态相互关系。

本文采用非限制性向量自回归模型（unrestricted VAR），在建立VAR（p）模型的基础上，检验城市化水平和第三产业发展之间的协整关系以及考察它们的动态特征。unrestricted VAR（p）模型的一般形式为：

其中：yt=（y1t……yKt表示K×1阶随机向量，p为滞后阶数，K为样本个数，A1到Ap表示K×K阶要估计的系数矩阵，εt是k维扰动向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后期相关及不与等式右边的变量相关，并且假定εt是白噪声序列。

三、实证分析

记城市化水平为URt，第三产业占GDP总量的比重为SERt，为了消除数据的异方差性，笔者对其分别进行取对数后，以LnURt、LnSERt来表示（见表1）。基于以上分析框架，本文从以下几方面进行实证检验：第一，确定时间序列LnURt、LnSERt的平稳性；第二，建立VAR模型；第三，检验LnURt、LnSERt之间是否具有协整关系和Granger因果关系；第四，如果变量之间存在协整关系，在VAR模型建立的基础上，利用误差修正模型来研究各变量的短期动态特征。

表1 江苏省城市化率及第三产业占GDP的比重

（一）平稳性检验

在进行协整检验之前，要先检验每个序列的平稳性。用AIC准则来判断检验的滞后阶数，用ADF检验来判断各序列是否具有单位根，结果如表2所示。水平检验结果显示，两个变量的ADF检验值的绝对值均小于临界值的绝对值，说明城市化水平和第三产业占GDP比重两个变量均为非平稳序列，存在单位根。继续进行单整检验发现，各变量的一阶差分序列在5％检验水平下，ADF检验值的绝对值均大于检验值，所以，它们的一阶差分是平稳的，即LnURt～I（1）、LnSERt～I（1）。

表2 ADF单位根检验结果

（二）VAR模型的建立

在建立VAR模型之前应先确定最大滞后阶数K，这里采用AIC准则，通过选择，最优滞后阶数为2，模型估计结果如表3所示。表3中，两个回归函数的可决系数分别达到0.9889和0.9186，这说明回归函数的拟合程度很好。从LnURt来看，第三产业各滞后期对城市化的影响1期、2期均为正，说明第三产业的发展对城市化具有正向效应，且效应有增大的趋势；城市化对自身的影响1期2期也均为正，近期影响效应显著，说明城市化对自身影响具有明显的短期效应。从LnSERt来看，城市化对第三产业的影响在滞后1期为正、滞后2期为负，说明近期城市化对第三产业产生正向影响，远期则是负向影响，但回归系数表明这种影响不显著，可能除城市化外，还有其它影响第三产业发展的因素未包括在内；第三产业各期对自身的影响1期为正、2期为负，且滞后1期效应显著，说明第三产业的发展对自身具有较强的短期影响效应。

表3 VAR（2）模型的回归结果

（三）协整分析和误差修正模型

由表2可知，LnURt～I（1）、LnSERt～I（1），采用E-G两步法进行协整检验，协整回归结果如下：

括号内为t检验值，从模型结果来看，拟合程度较好。同时，计算并保存残差et，检验et的平稳性，结果如表4。在不包含截距项、趋势项及差分项的情况下，ADF检验值-2.8373的绝对值大于5％显著水平值，因而拒绝et非平稳的原假设，意味着两变量存在协整关系，即LnURt、LnSERt～CI（1，1），它们之间具有一种长期均衡的关系。

上述协整分析给出了LnURt与LnSERt之间的长期均衡关系，而这种长期稳定关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。因此，任何一组相互协整的时间序列变量都存在误差修正机制，反映短期调节行为。建立短期动态关系，即误差修正模型，将长期关系模型中的各变量以一阶差分形式重新加以构造，并将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入。作为解释变量引入的长期关系模型的残差，代表着在取得长期均衡过程中各时点上出现的“偏误”的程度。误差修正模型的结构如下：

ΔLnSERt=α+βΔLnURt+γet-1+ε

得到误差修正模型的估计结果为：

估计结果表明，江苏省第三产业的变化不仅取决于城市化水平的变化，而且取决于上一期第三产业发展对均衡水平的偏离，误差项et-1估计的系数-0.41177反映了对偏离长期均衡的挑战力度，从估计值来看，调整力度较大。城市化水平的短期波动对第三产业存在正向影响，即城市化水平短期内变化1个百分点将引起第三产业0.25199个百分点的变动。

表4 残差et平稳性检验

（四）格兰杰因果关系检验

对城市化水平和第三产业发展进行Granger因果关系检验，结果见表5。由表5可以看出，在滞后2期，第三产业发展是城市化的Granger原因，但城市化不是第三产业发展的Granger原因，在滞后1期、3期、4期，两者互相不存在Granger因果关系，说明城市化水平和第三产业发展在近期具有Granger因果关系，但作用是单向的，远期来看，城市化和第三产业的相互影响不具有Granger因果关系。

表5 Granger因果关系检验结果

四、结论及建议

本文通过江苏省数据的计量检验和实证分析，得到以下主要结论：

首先，城市化水平和第三产业发展之间存在长期的均衡关系和Granger因果关系，可以通过一个变量的变动引起另一个变量的改变，第三产业的发展是城市化水平提高的Granger原因，城市化则不是第三产业的Granger原因。其次，第三产业的发展对城市化水平的提高具有较强的正向冲击，且作用具有长期性和累积性，第三产业的发展对城市化水平的提高作用从短期到长期逐步增强，同时，城市化水平的提高对第三产业发展在短期内具有正向效应，但是作用都不够显著。最后，城市化水平和第三产业发展自身的变动都会对自身的发展产生重要影响，这种影响力在短期内尤为显著，这反映了城市化和第三产业自身都具有累积效应。可见，第三产业的发展，引起产业结构的优化升级，通过提供更多就业岗位和完善城市软硬件设施来吸引更多人口和生产要素，促进了城市化进程，是城市化水平提高的重要原因。

根据研究结论并结合江苏省城市化进程与第三产业发展的现状，笔者有以下的政策建议：

第一，大力发展现代第三产业，推动城市化水平提高。第三产业，特别是现代第三产业，是适应城市现代化发展需要而形成的产业，广泛服务于生产和生活，同时是城市经济辐射的载体和手段，是支持农村发展的通道和桥梁。现代第三产业是城市现代化的重要标志。现代第三产业范围广泛、内容丰富、门类众多，科技含量高、劳动力容量大。第三产业中的餐饮业、商业等比较适合从农村转移出来的劳动力；金融保险业、房地产、信息服务等新兴第三产业，可以提升城市功能，吸引就业人口和生活人口向城市的迁移，提高城市化水平。

第二，破除人口流迁中城市的进入壁垒，增强城市化对第三产业的促进作用。户籍制度是目前限制我国城乡人口流动的刚性最强的制度障碍，在城市中，外来人口的数量不断增多，对城市经济发展具有重要的贡献，这些人长期生活在城市，已经成为事实上的城市人口，但是由于城市严格的户籍管理，他们被排除在合法的城市人口之外，这给城市带来许多不利影响。为促进城乡人口的顺利转移，保持城市化进程的健康发展，应尽快降低城市的入户门槛，使这部分人在城市里安居乐业。实证研究表明，当前江苏省城市化对第三产业发展的影响作用还不强，因此，要继续推进城市化进程，改革城乡户籍制度、土地流转制度和城乡社保体制等相关体制，不断提高城市化水平和城市规模，为第三产业发展提供良好的基础和更大的空间。

第三，调整和完善就业市场机制，引导劳动力进入第三产业。第三产业具有较高的就业弹性，对劳动力的吸纳能力较强，从进城务工人员的就业情况看，主要集中在第三产业领域，第三产业的发展在很大程度上吸纳了社会剩余劳动力，为解决农村剩余劳动力就业、缩小城乡收入差距、促进城乡一体化提供了重要途径。因此，必须全面深化第三产业体制改革，在充分发挥政府规划和服务协调的基础上，坚持市场化引导，完善第三产业及就业市场机制，破除行政壁垒，打破部门分割，促进各种社会资源合理流动。

［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）.

［5］李辉.我国地区服务业发展影响因素研究［J］.财贸经济，2004，（7）.

［6］程大中.中国服务业增长的地区和部门特征［J］.财贸经济，2003，（8）.

［7］倪鹏飞.中国城市服务业发展：假设与验证［J］.财贸经济，2004，（7）.

［8］晏维龙.城市化与商品流通的关系研究：理论与实证［J］.经济研究，2004，（2）.

［9］张自然.中国服务业增长与城市化的实证研究［J］.经济研究导刊，2008，（1）.

［10］俞国琴.城市现代服务业的发展［J］.上海经济研究，2004，（12）.