欧阳敏华，王厚俊

（1.暨南大学 经济学院，广州 510632；2.仲恺农业工程学院a.管理学院；b.经贸学院，广州 510225）

广东省服务业增长与城市化发展关系的动态计量分析

欧阳敏华1，2a，王厚俊2b

（1.暨南大学 经济学院，广州 510632；2.仲恺农业工程学院a.管理学院；b.经贸学院，广州 510225）

采用协整、向量误差修正等动态计量经济学方法，对广东省1978～2008年服务业增长和城市化发展之间的关系进行了建模分析，研究结果表明：该省服务业增长与城市化发展相互促进，互动协调发展；两者长期存在均衡关系，短期关系存在波动，波动幅度不大；服务业增长对城市化进程的推动贡献显著，且具有持续效应；城市化对服务业增长具有拉动作用，但贡献率并不特别显著。基于实证分析的结果，文章进一步提出了促进服务业和城市化协调发展的政策建议。

服务业；城市化；协整；向量误差修正

1 变量及样本数据说明

衡量服务业增长水平，人均服务业增加值因剔除了人口规模的影响，无疑是一个反映服务业发展规模和水平的重要指标。测度城市化发展水平，国内外不少学者提出了不同的测算指标和方法，其中，以人口城市化率这一指标最为常用，即用非农业人口占总人口的比重来反映城市化水平，该指标体现了人口在经济活动上的结构关系，较准确的把握了城市化的经济意义和内在动因[1]。综合考虑指标的代表性以及数据的可获得性，本文以人均第三产业增加值（按1978年可比价格计算）来反映服务业增长，以非农业人口占总人口比重来反映城市化水平，相关数据收集整理自《广东五十年》、《广东省统计年鉴》（2009），数据时间跨度为1978～2008年。以sep表示人均第三产业增加值，urp表示城市化率，并对其取自然对数：ln(sep)和 ln(urp)。

2 计量模型与实证分析

向量自回归（VAR）模型采用多方程联立的形式，把系统中的每个变量都看成是内生变量，并对全部内生变量的滞后值进行回归，以揭示内生变量间的动态关系。VAR模型作为一类以“数据驱动”建模的动态计量经济学模型，通过分析时间序列数据间动态关系以及随机扰动对系统变量的冲击，从而解释冲击对经济系统的影响，是研究经济系统动态关系的常用工具。本文用于分析广东服务业与城市化关系的VAR模型可表示为：

（1）式中，t表示时间，a1,a2为常数项，p 为最大滞后项，ε1t,ε2t为随机扰动项。

对于VAR中的变量是否需要平稳仍然存在争论。进行差分可以使得数据平稳，但反对差分的主要理由是进行差分将“丢失”数据中相互推动的信息（如存在相互协调关系的可能）[2]。因此，对数据进行平稳性和协整关系检验是必要的。如果非平稳序列之间存在协整关系，采用VAR模型的约束形式——向量误差修正模型（VEC）则是一种更合理的选择。与（1）式相对应的VEC模型可表示为：

（2）式中，c1,c2为常数项，ecmt-1表示误差修正项，反映变量之间的长期均衡关系，系数λ1,λ2表示当变量偏离长期均衡关系时将其调整到均衡状态的调整速度，各差分项的系数反映变量短期波动对被解释变量短期变化的影响。

2.1 数据平稳性及协整关系检验

在建立VAR模型之前，首先对对数据的平稳性进行检验。表1列出了序列ln(sep)和ln(urp)及其一阶差分序列的ADF单位根检验结果①本文所有的计量分析均采用Eviews6.0软件。。ln(sep)和ln(urp)均为I(1)序列，经过一阶差分后为平稳序列。

表1 ln(sep)和ln(urp)序列ADF单位根检验结果

由于 ln(sep)和 ln(urp)序列均为 I（1），为了避免“伪回归”，有必要对其进行协整关系检验。若存在协整关系，则说明非平稳序列间存在长期均衡关系。对变量进行协整检验主要有Engle-Granger两步法和Johansen检验法；Johansen协整检验基于VAR模型，考虑到了检验协整向量的约束形式。在进行Johansen协整检验之前，需确定VAR模型的最大滞后阶数。根据AIC、SC准则进行滞后长度的检验，变量ln(sep)和ln(urp)的无约束VAR模型最大滞后阶数为3阶，因此，在进行Johansen协整检验时，滞后阶数应设定为2阶。 表2列出了Johansen协整检验的结果，在5%的显著性水平下，由迹统计量和最大特征值统计量可以判断ln(sep)和ln(urp)序列存在1个协整关系。因此，有理由说广东省服务业增长和城市化发展之间存在长期均衡的关系。

表2 序列ln(sep)和ln(urp)协整关系检验结果

2.2 向量误差修正模型估计

由于序列ln(sep)和ln(urp)非平稳但存在协整关系，因此，我们可以建立两者的VEC模型。VEC模型实质上是含协整约束的VAR模型，允许变量间存在短期波动，适用于具有协整关系的非平稳时间序列。ln(sep)和ln(urp)的VEC模型估计结果如下：

其中，（3）式为协整方程的误差修正项，（4）和（5）式分别是ln(sep)和ln(urp)的误差修正方程。根据值，各方程的系数绝大部分在统计意义上是显著的；结合统计量，模型参数估计整体效果较为理想。

依据ln(sep)和ln(urp)的VEC模型，从长期看，广东省服务业增长和城市化发展之间具有均衡关系，两者之间具有一定的协同性，但存在短期波动。从短期看，（4）式误差修正项的调整系数为-0.0169，说明服务业增长对长期均衡关系有短期收缩的影响，但调整速度并不大。这种关系可以理解为：服务业增长应该与城市化进程相适应，较低水平的城市化难以支撑服务业的高增长。（5）式误差修正项的调整系数为0.0799，城市化水平对长期均衡关系具有短期扩张的影响，调整速度并不大。这说明服务业的高增长可在一定程度上推动城市化的发展。比较（4）和（5）式中差分项前面的系数，不难发现，城市化水平增长率和服务业增长率之间短期都具有彼此正向拉动的作用，但服务业增长对城市化拉动作用略强于城市化对服务业增长的拉动。

2.3 脉冲响应及方差分解分析

由于VAR模型具有“数据驱动”的特性，往往需要从脉冲响应函数和方差分解的角度来解释来VAR模型的经济意义。脉冲响应函数用于考察随机冲击对经济系统的动态影响，方差分解则是通过分析结构冲击对内生变量变化的贡献率，进一步评价不同结构冲击的重要性。图1给出了ln(sep)和ln(urp)间基于VEC模型的广义脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表响应函数变量对残差一个单位的标准差扰动的响应程度。图2给出了ln(sep)和ln(urp)间的方差分解图，横轴表示滞后期间数，纵轴表示贡献率。

图1（a）表示广东省服务业增长对城市化水平的一个标准差扰动的响应路径。给定城市化水平一个标准差的正向冲击，服务业增长水平在第1期到第4期呈现出正向响应，并在第4期后正向响应开始稳定。这表明促进城市化发展的相关政策对服务业增长是有正向的传导作用的，并且具有较长的持续效应。图1（b）表示广东省城市化水平对服务业增长的一个标准差扰动的响应路径。同样地，给定服务业增长一个标准差的正向冲击，城市化水平在第1期到第6期呈现出正向响应，第3～4期间达到最高点，并在第6期后正向响应开始稳定，服务业增长对城市化发展具有正向、持续和稳定的拉动作用。比较图1（a）和图1（b），我们发现广东省服务业增长和城市化发展之间相互促进、互动协调发展，促进服务业发展的产业政策对城市化发展拉动效应显著，并具有持续性。

比较图 2（a）和图 2（b），不难发现，广东省服务业增长和城市化发展彼此间的拉动贡献程度不一致；服务业增长对城市化发展的贡献一直呈快速上升的趋势，贡献率不断增大；城市化发展对服务业增长具有拉动作用，但贡献率不是特别明显。这表明广东省服务业增长对城市化发展的推动作用是显著的。这与脉冲响应分析的结果一致。

3 结论与启示

根据前面动态计量模型的分析，可以将广东省1978～2008年服务业增长与城市化发展关系概括为：服务增长与城市化发展相互促进，协调发展；两者长期存在均衡关系，短期关系存在波动，但波动幅度不大；服务业增长对城市化进程的推动贡献显著，并且具有持续效应；城市化对服务业增长具有拉动作用，但贡献率并不特别显著。因此，在促进广东省服务业和城市化互动协调发展的政策上，我们认为应着重突出两个方面：

（1）优化服务业内部结构，大力发展现代服务业，增强服务业产业带动能力。改革开放以来，广东省商贸、餐饮等传统服务业发展迅速、成绩斐然，在吸纳劳动力就业、推动城市经济发展等方面做出了巨大贡献。但进入工业化中后期，我们应该认识到大力发展现代服务业才是城市化迈向高质量，实现城市现代化的重要动力。应加快现代物流、信息服务、金融保险等现代服务业的发展，从而形成现代服务业与高质量城市化的良性、互动和协调发展。

（2）重视城市化质量，城市化发展规划与优化产业结构和资源配置紧密结合，推进产业布局和结构一体化。进一步发挥广州、深圳中心城市引领、辐射和集散功能，加快建立金融、信息服务、商务会展、物流等现代服务业体系；加强佛山、珠海、东莞、惠州、中山、江门等区域中心城市建设，先进制造业和现代服务业发展并重，提高城市化质量；加快培育一批广东东翼和西翼地区的大中城市，促进区域经济的发展。

[1]谢文蕙，邓卫.城市经济学[M].北京：清华大学出版社,1996.

[2]恩德斯著，杜江等译.应用计量经济学—时间序列分析（第2版）[M].北京：高等教育出版社，2006.

[3]高铁梅.计量经济分析方法与建模-Eviews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2006.

[4]陈可等.城市化与第三产业协调发展的辩证思考[J].南方经济，2002，（4）.

[5]曾国平等.中国服务业发展与城市化关系的区域差异[J].山西财经大学学报，2008，（1）.

[6]刘维奇.我国服务业与城市化的相关性研究[J].北京工业大学学报，2007，（6）.

[7]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).

[8]江小娟，李辉.服务业与中国经济：相关性与加快增长的潜力[J].经济研究，2004，(1).

F063.1

A

1002－6487（2011）04－0094-03

0 引言

美国福特基金会资助项目（1085-0253）

欧阳敏华（1981-），男，江西永新人，博士研究生，讲师，研究方向：计量经济理论与方法。

王厚俊（1958-），男，贵州遵义人，博士，教授，研究方向：农村经济。

（责任编辑/浩 天）

改革开放以来，广东省社会经济发展呈现出了两个重要特征，一是服务业的持续增长，二是城市化水平的大幅度提高。关于服务业增长与城市化发展之间的关系，普遍的理论观点认为：城市化聚集劳动力要素，促进城市经济发展，增强公众的消费能力，引致生产性和消费性服务业需求，从而促进服务业总量的增长和产业结构的优化升级；服务业吸纳大量劳动力就业，促进城市经济聚集效益的实现，从而推动城市化发展和完善城市功能。因此，服务业和城市化进程是双向互动协调发展的。国内学者就我国服务业增长与城市化发展之间的关系进行了不少的理论和实证研究。本文通过广东省1978～2008年相关的统计数据，采用动态经济计量分析方法进行实证研究，拟探讨服务业与城市化互动协调发展问题。