钟代立 王晓洋 谭佳豪

（湖南工业大学，湖南 株洲 412007）

1.引言

积极稳妥地推进新型城镇化进程是现阶段我国经济社会发展和国家建设的重点战略举措和工作任务，采用“低成本高效率”的城镇化发展方式，实现由“数量”到“质量”的转变，才能有效地保障我国新型城镇化建设的可持续发展[1]。城镇化与产业发展之间有着密切的影响和作用关系，城镇化发展是产业结构调整与优化升级的过程，产业发展是推动城镇化发展的关键因素和核心动力[2]。随着近年来我国城镇化水平的大幅提升，城镇化率已达60%，根据产业发展理论和产业结构演进规律，在目前所处的城镇化发展中后期阶段，中国的城镇化现象已难以完全用“工业决定论”来解释，服务业将超过工业成为城镇化发展的主要推动力，特别是在城镇化发展效率和质量的提高上所起到的作用更为关键[3]，因此需要密切关注新型城镇化建设与服务业发展之间的互促共融和协调发展问题。湖南省地处中部地区，城镇化动力基础薄弱，城镇化建设水平和服务业发展水平相对落后，仍有较大的发展潜力和提升空间，对其城镇化与服务业发展的互动效应进行研究，有助于探寻发展滞后的内在原因，提出切实可行的提升对策，对湖南省及其他相对落后地区实现“后发赶超”式发展具有重要的理论意义和参考价值。

对于城镇化与服务业发展之间影响关系的相关研究，早期多是从二者的单向作用关系视角进行分析和探讨。城镇化对服务业发展的作用关系方面。城镇化形成的城市功能和区域市场是服务业发展的基础，城镇化改变了经济总体的需求结构并通过溢出效应促进服务业的发展[4]。曾淑婉和赵晶晶（2012）构建固定效应模型，运用FGLS 估计方法实证分析得出中国城镇化进程对服务业发展形成了一定的促进作用，且存在区域差异性，西部地区城镇化进程的加快对服务业发展水平提高的影响程度更大[5]；唐保庆和宣烨（2016）考察了“三元”城镇化影响服务业增长的传导机制并运用增长模型等方法检验了城镇化对服务业增长的影响[6]。服务业发展对城镇化的作用关系方面。服务业为城镇化发展提供新动力，通过吸纳劳动力就业、增加收入、统筹城乡发展等方式对构建完备的城镇体系和促进城镇化发展起到积极作用[7]。陈立泰等（2013）实证得出在全国范围内服务业集聚对城镇化进程具有促进作用，但存在有区域差异性，西部地区的作用大于中、东部地区[8]；王耀中等（2014）、伍先福和杨永德（2016）则是具体研究了生产性服务业的产业协同集聚效应对城镇化水平具有提升效果[9、10]。

随后对于城镇化与服务业发展影响关系的相关研究开始扩展到二者之间的双向作用关系领域。李健英（2002）指出城镇化是服务业发展的需求基础，服务业是城镇化建设的后续动力和经济源泉，服务业与城镇化发展存在双向相关性[11]；田侃和刘奕（2014）从三种视角评述了城镇化与服务业协同发展的理论机理[12]。部分学者以不同的地域为研究对象采用不同方法对城镇化与服务业发展的双向作用关系展开了具体的实证研究，所得出的结果各有不同：曾桂珍和曾润忠（2012）得出中国东、中、西部地区的城镇化与服务业发展之间均存在协整关系[13]；王向（2013）得出在上海市城镇化进程对服务业发展的影响要强于服务业发展对城镇化进程的影响，两者具有持久性的动态互动，并且从长期来看城镇化进程对服务业发展的作用先升后降[14]；李程骅和郑琼洁（2012）得出江苏省的服务业在长、短期均对城镇化具正向促进作用而城镇化在长、短期尚对服务业作用不明显[15]；崔宏桥和沈颂东（2014）、陈蓉和许培源（2013）则分别得出吉林省和福建省的城镇化与服务业之间尚未实现良性互动和协调发展关系[16、17]。在定量实证的研究方法方面，大多是采用耦合协调度模型，从系统耦合（张勇等，2013）[18]、投入产出（杜宇玮和刘东皇，2015）[19]、时空演变（张国俊和邓鸿鹄，2018）[20]等不同视角对城镇化和服务业的协调互动关系进行了测度，或是采用VAR等计量模型分析城镇化与服务业的联动关系。

由以上研究现状综述可见，关于城镇化和服务业发展之间影响关系的研究多是基于分析二者的单向作用关系，虽在双向互动机制的理论机理方面已形成共识，但从系统的角度对二者间双向互动作用关系的定量实证研究还稍欠丰富，且对于二者之间究竟是得出单向还是双向作用关系以及哪一方的影响力更为显著的问题仍然存有不同观点。研究方法方面，大多数研究更偏重于采用单方程模型、PVAR 计量模型[21]等方法进行分析，难以系统地确切揭示各个相关变量之间复杂的经济现象。研究对象方面，目前还尚未有聚焦于湖南省城镇化与服务业发展互动效应作用关系的针对性研究。基于此，本文拟从双向互动作用的视角构建联立方程模型系统并运用系统GMM 估计方法对湖南省城镇化与服务业发展的互动效应进行实证分析，揭示二者之间作用关系的方向、程度及其他主要影响因素的作用大小，提出实质性的政策建议，以期为互促共融地推进新型城镇化建设与服务业协调发展提供决策参考。

2.模型构建

根据城镇化进程对服务业发展的影响机理，城镇化是服务业发展的基础和载体，城镇化进程对服务业的发展主要起推动和促进作用，其影响和作用大小在城镇化发展的不同阶段会有所差异，并且城镇化进程是通过多种因素的共同作用而对服务业的发展产生影响的。曾淑婉和赵晶晶（2012）以服务业发展水平sir为因变量，城市化水平urban 为自变量，区域经济发展水平grp、地区工业化规模in、地区人口规模pd 为控制变量构建了静态面板模型，分析城镇化进程对服务业发展的影响[5]：

其中：i 和t 分别表示地区和时期，c 为常数，uit和vit为个体差异和随机扰动项。

根据服务业发展对城镇化进程的影响机理，服务业发展是城镇化的重要经济源泉和后续动力，在工业化和城镇化发展的中后期，服务业将会替代工业的主导作用来引领城镇化的进一步向前发展。服务业的发展主要通过提升城市基础设施建设、公共服务水平、人口集聚程度等方式实现城市经济的聚集效应，从而助推城镇化的发展。陈立泰等（2013）以城镇化水平city 为被解释变量，以服务业集聚水平service、工业水平industry、固定投资利用外资情况foreign、教育水平education、基础设施状况infrastructure 和经济发展水平pgdp为解释变量构建了计量模型，分析服务业发展对城镇化进程的影响[8]：

上述两个模型分别从城镇化进程对服务业发展的影响、服务业发展对城镇化进程的影响两个角度探讨了城镇化与服务业发展之间的单向作用关系，具有基础性的指导意义。然而根据互动影响作用机理，认为城镇化和服务业发展是存在双向影响的互动协调效应的，如果仅仅是通过单方程模型进行分析会存在一定的片面性，无法充分地反映和体现经济系统内部的耦合关系和互动效应。因此，需要采用联立方程模型的方法，同时将城镇化发展和服务业发展视为各自独立又相互作用的系统，整体性地刻画城镇化和服务业发展之间的互动效应和作用关系，更为准确地揭示经济系统内部各种复杂的经济变量之间的关系，取得精准的分析结果。

根据城镇化和服务业发展的互动影响机理，基于式(1)和式(2)两个单方程模型的基本原理，将其联立纳入到同一系统，通过进一步地筛选和判定其他主要影响因素，从而对外生变量进行修正和调整，最终决定以城镇化水平和服务业发展水平为内生变量，以经济发展水平、工业化水平、基础设施建设水平、教育水平、消费水平、服务业的专业化程度等主要影响因素为外生变量，构建联立方程模型系统。然后分别引入内生变量的滞后一期项作为滞后变量以反映系统的动态性和连续性，将联立方程模型从静态层面扩展到动态层面。最后对联立方程系统中的所有变量取自然对数，减少模型本身所存在的异方差等问题以提升估计结果的可靠性。由此构建城镇化与服务业发展互动效应作用关系的联立方程模型如下：

该模型的联立方程组从动态的角度将各内生变量视为各自发展但又互动作用的系统，可综合考虑各单方程之间的相互影响关系，以更好地描述经济系统的整体行为。其中：URBt和SERt分别为内生变量城镇化水平和服务业发展水平；GDPt、INDt、INVt、EDUt、CSMt、LQt分别为外生变量经济发展水平、工业化水平、基础设施建设水平、教育水平、消费水平、服务业的专业化程度；URBt-1和SERt-1分别为内生变量滞后一期的滞后变量；α0和 β0为截距常数项；εt和 μt为随机误差项；α1、…、α5、β1、…、β5为各解释变量的估计参数值。式(3)为城镇化发展方程，表示服务业发展及其他主要影响因素对城镇化发展的作用关系；式(4)为服务业发展方程，表示城镇化发展及其他主要影响因素对服务业发展的作用关系；估计参数α1和β1的值即为城镇化与服务业发展互动效应的弹性系数，代表了二者作用关系的大小和方向。

3.变量设定

基于所构建的联立方程模型，对模型中各个变量所对应的具体指标进行选择和设定。由式(3)和式(4)所组成的联立方程模型系统当中，总共有两个内生变量和六个外生变量。

（1）内生变量

URBt：城镇化水平。城镇化率是衡量城镇化水平的专属统计指标，又称城市化率或城市化度，其由城镇人口在常住总人口所占的比例来测度，反映的是人口向城镇聚集的过程及聚集程度。因此设定城镇化率来表示城镇化水平。

SERt：服务业发展水平。现有相关研究中，大多以服务业增加值或服务业增加值的GDP占比这两项指标来衡量服务业发展水平。相较而言，前者仅表示服务业发展的绝对规模而无法体现服务业与其他产业的相对发展水平，后者则能够表示服务业发展的相对规模并可体现服务业对地区经济发展的贡献度及其在三大产业中的地位比重，因此设定服务业增加值的GDP占比来表示服务业发展水平。

（2）外生变量

GDPt：经济发展水平。一个地区的经济发展水平是反映当地城镇化质量的关键因素之一，设定人均GDP来表示经济发展水平。

INDt：工业化水平。在城镇化的演进过程当中，工业化是城镇化发展的重要驱动力量，设定工业增加值的GDP占比来表示工业化水平。

INVt：基础设施建设水平。城镇化发展需要基础设施建设作为支撑，加强城乡基础设施建设是推进城镇化加速提升的重要方式之一，设定全社会固定资产投资额来表示基础设施建设水平。

EDUt：教育水平。智力要素密集、技术含量及产出附加值高是服务业的趋向特点和发展方向，教育水平与服务业发展密切相关，设定普通高校毕业生数来表示教育水平。

CSMt：消费水平。消费水平是服务业发展的基础支撑条件，设定城镇居民消费水平来表示消费水平。

LQt：服务业的专业化程度。专业化程度越高代表一个地区的产业集聚水平越高。区位熵，又称专门化率，通过衡量某一区域要素在高层次区域的地位、作用和空间分布情况来反映某一产业的专业化程度[22]。设定区位熵来表示服务业的专业化程度。区位熵的大小可直观地反映出所对应产业优势的大小，其数学表达式为：

其中：Xij/Xj为j地区的i产业产值在该地区总产值的占比；∑Xi/∑X 为全国的i产业产值在全国总产值的占比；Xij为j 地区的i 产业产值；Xj为j 地区的总产值；∑Xi为全国的i产业产值；∑X为全国总产值。

4.实证分析

4.1 数据选取

根据刘勇（2011）对中国城镇化发展历史进程的阶段划分，中国自2001年开始步入新型城镇化的探索和发展阶段[23]。因此，对所构建的联立方程模型中的各个变量选取区间为2001 年至2021 年的相关年度时间序列统计数据为研究样本，来分析和展现湖南省的新型城镇化与服务业发展的互动效应。原始数据来源于历年的《湖南省统计年鉴》、《湖南省国民经济和社会发展统计公报》、《中国统计年鉴》、《中华人民共和国国民经济和社会发展统计公报》以及国家统计局数据库。

（7）严格养护：在混凝土终凝后及时对混凝土进行针对性的保温、保湿养护。在冬季，应采用塑料和棉毡覆盖保温，减少混凝土产生裂缝。对混凝土内细小裂缝的愈合起到了保证作用。

根据各个变量数据的描述性统计结果：URBt的均值低于同期全国城镇化率均值，表明湖南省城镇化水平较为滞后；SERt的均值大于INDt的均值，表明服务业在湖南省产业结构和经济发展当中的比重和地位已超过工业，服务业发展较为迅速；GDPt的均值低于同期全国人均GDP均值，表明湖南省的经济发展水平相对落后；CSMt的均值低于同期全国城镇居民消费水平均值，表明湖南省的城镇居民消费能力不高；LQt的均值小于1，表明湖南省服务业的集聚水平和专业化程度偏低，不具备服务业的产业相对优势。

4.2 模型检验

在对所构建的联立方程模型组进行回归分析之前，需要先分别对其进行平稳性、异方差和自相关检验。

（1）平稳性检验

为保证联立方程模型估计结果的有效性与可靠性，采用ADF法对各组变量的时间序列进行单位根检验，以考察变量的平稳性和单整阶数。ADF检验结果如表1 所示。由检验结果可见，各变量的原序列及一阶差分序列均为非平稳序列，而各变量的二阶差分序列均在1%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，具备平稳性，表明各变量均为同阶平稳的二阶单整时间序列I(2)。

表1 ADF检验结果

（2）异方差检验

分别对联立方程模型组当中的城镇化发展方程和服务业发展方程进行White 检验以判断异方差问题。White 检验结果如表2 所示。由检验结果可见，式(3)和式(4)的怀特统计量nR2值分别为6.029136 和0.381536，其所对应的自由度均为5，卡方临界值χ20.05为11.07，两个方程的nR2值均小于对应的卡方临界值，没有拒绝同方差的原假设，说明两个方程均不存在异方差。

表2 White异方差检验结果

（3）自相关检验

表3 DW自相关检验结果

4.3 模型识别

由于联立方程模型是由多个方程组成的复杂系统，各变量间存在互为因果关系的可能性，需对联立方程进行模型识别，以判断其是否具备可以进行回归估计的前提条件，若不可识别则无法对方程中的所有估计参数做出测算和估计[24]。本文所构建的联立方程模型系统当中共含内生变量2 个（k=2）、先决变量8个（g=8），式(3)中含内生变量2个（ki=2）、先决变量4 个 （gi=4）， 其 矩阵 的秩 rank(Β0,Γ0)= k - 1 = 2 -1 = 1，满足可以识别的秩条件，同时根据阶条件由g - gi= 8 - 4 = 4 大 于 ki- 1 = 2 - 1 = 1 可 知 方 程 属过度识别。式(4)的秩条件和阶条件识别结果与式(3)相同，也为可以识别且属过度识别。因此，经过秩条件和阶条件的判断，可以得出所构建的联立方程模型符合识别条件，所有方程中的估计参数是可以进行估计和分析的。

4.4 估计方法与实证结果

对于联立方程模型，常用的2SLS 等单方程估计方法存在没有考虑到扰动项之间的协方差、无法完全利用方程之间的关系信息等缺陷，因此需使用系统估计方法。在3SLS、FIML、GMM 等联立方程的系统估计方法当中，GMM 法从矩条件或矩方程出发进行参数估计或检验，无需知晓随机误差项分布的确切信息，可同时估计联立方程模型系统的所有方程，更具分析效率和估计稳健性，可以更好地描述整个经济系统的行为[25]。并且，在本文构建联立方程模型的过程当中，引入了被解释变量的滞后项，作为解释变量反映动态滞后效应，在使得模型具备动态解释能力的同时，也由于动态滞后项与随机误差组成部分中的个体效应相关，造成估计的内生性，GMM 法则可以有效解决这一内生性问题。

GMM法的核心思想是假设随机误差项与所指定的工具变量不相关，依照加权矩阵所给出的评价标准使得随机误差项与工具变量的相关性降到最低。待估计的参件，并通过最小化如下准则函数来定义广义距估计量：

式(6)是对样本矩条件m 和零点“距离”的衡量，其中：β 为参数向量；zt为包含内生变量和工具变量的随机向量；A为矩条件的加权矩阵。

GMM 法具体又有差分GMM 法和系统GMM 法，差分GMM 法在有限样本条件下存在弱工具变量问题，从而使得系数估计结果的精度较低，从而系统GMM 法可以同时解决内生性和弱工具变量问题，在有限样本下的估计偏差更小，估计结果更为有效。因此，基于所构建的城镇化与服务业发展互动作用关系的联立方程模型，结合湖南省的相关研究样本数据，使用EViews9.0 软件，采用系统GMM 法进行回归分析，计算模型中各变量的参数估计值，实证分析结果如表4所示。

表4 联立方程模型的实证分析结果

根据表4 的回归分析结果，城镇化发展方程和服务业发展方程的R2值均接近于1，表明模型的拟合效果好，并且各变量的估计参数值在总体上可在5%或更高的置信水平下显著（P 值＜0.05），表明模型的显著性和置信度高。由此可知，本文所构建的联立方程模型的回归估计结果在总体上质量良好，能够确切地反映出湖南省城镇化与服务业发展的互动效应关系，具有较强的解释意义。

从城镇化与服务业发展的互动效应弹性系数来看，内生变量lnSERt和lnURBt的估计参数α1和β1的值明显不为0，且为正数，α1=0.167476、β1=1.249572，其所对应的P 值均小于0.01，在1%置信水平下显著，这表明湖南省服务业发展与城镇化之间存在明显的正向互促作用关系：当服务业发展水平提升1%时，可促进城镇化水平相应地提升0.17%；当城镇化水平提升1%时，可促进服务业发展水平相应地提升1.25%。同时也可以发现，湖南省的城镇化进程对服务业发展水平产生了较大的推动作用和影响效应，而服务业发展对城镇化水平的影响作用还比较弱。湖南省是一个传统的农业大省，随着城镇化进程的推进，大量农业人口被引入到非农产业特别是服务业就业，可以为服务业发展提供丰富的人力资源，形成集聚效应，带动服务业的发展，然而可能是由于湖南省目前还在经历城镇化发展的中期阶段和产业结构调整升级的过渡期，虽然服务业已经在产业结构当中的占比超过工业成为主导产业，但其结构和功能的完善程度仍有所欠缺，暂时还没有在较高的程度上形成对城镇化发展的推动力。

此外，联立方程模型中其他外生变量的估计参数值代表了其与所对应的内生变量间的弹性系数，可以反映其他主要影响因素对城镇化或是服务业发展的作用关系，也具有对应的解释意义。

城镇化发展方程的回归估计结果显示，除内生变量lnSERt之外，其余4 个外生变量的参数估计值显著性均达到了5%甚至更高的置信水平，其中：lnGDPt与lnURBt呈正相关（α2=0.412240），表明湖南省的经济发展对城镇化水平的提升发挥出了良好的带动作用，人均GDP 每增长1%，城镇化率对应地提升0.41%；lnINDt与 lnURBt呈负相关（α3=-0.118387），这可能是由于随着湖南省产业结构转型升级的推进，工业的产业结构占比已开始转入下行趋势，其产业主导性地位和作用逐渐被服务业所取代，服务业将成为未来的城镇化发展主要动力，因而工业化水平呈现出与城镇化发展的负相关关系；lnINVt与lnURBt呈负相关（α4=-0.251670），表明全社会固定资产投资和基础设施建设水平的提高在现阶段还未能对城镇化的发展和提升起到即时的带动作用，可能存在有一定程度的滞后效应，这种带动作用在未来才会逐渐显现；lnURBt-1与lnURBt呈正相关（α5=0.938654），表明城镇化的发展具有较强的动态延续性，受自身前期的影响程度较高，城镇化的前期发展趋势对后期有着明显的带动作用。

服务业发展方程的回归估计结果显示，除内生变量lnURBt之外，还有lnEDUt和lnSERt-12 个外生变量的参数估计值显著性达到了5%甚至更高的置信水平，其中：lnEDUt与lnSERt呈负相关（β2=-0.178171），一般而言，智力要素密集、技术含量及产出附加值高是服务业的发展趋势，教育水平应该对服务业发展起到正向的推动作用，而导致本文得出负相关关系的原因可能是由于当前湖南省的服务业发展总体上仍停留在粗放的劳动密集型初级阶段，拥有更高学历和受教育水平的劳动者反而更倾向于从事其他产业的相关工作，所产生的人才流失限制了服务业的发展；lnSERt与lnSERt呈正相关（β5=0.415803），表明服务业的发展具有一定的动态延续性，受到自身前期程度的影响，服务业的前期发展趋势对后期有着较强的带动作用。外生变量 lnCSMt和 lnLQt的参数估计值 β3和 β4不具备显著性，表明消费水平、服务业的专业化程度对服务业发展水平没有产生明确的作用关系。

5.结语

本文通过构建联立方程模型并采用系统GMM 估计法对湖南省新型城镇化与服务业发展的互动效应进行了实证分析，研究结果显示：湖南省城镇化与服务业发展之间存在有明显的正向互促作用关系，其中城镇化对服务业发展的推动作用较强，服务业对城镇化发展的推动作用较弱；城镇化发展主要受经济发展水平和城镇化自身前期发展水平的正向影响，基础设施建设水平暂未对城镇化发展产生正向作用；服务业发展主要受城镇化发展水平和服务业自身前期发展水平的正向影响，教育水平、消费水平、服务业的专业化程度暂未对服务业发展产生正向作用。

基于实证分析结果，本文对湖南省新型城镇化与服务业的互促共融和协调发展提出如下政策建议：正确理解和发挥城镇化与服务业发展的相互促进作用，将二者有机结合实现协同共赢发展，根据不同的发展阶段施以不同的政策措施导向，现阶段应充分利用城镇化对服务业发展的提升带动作用，后期则应重点关注通过服务业的发展来反馈和带动城镇化效率的提高；促进服务业发展的转型升级，使其从粗放的劳动密集型初级阶段向智力要素密集度高、产出附加值高的现代型服务业转变，充分利用湖南省众多高等学校的资源优势，吸引更多的高学历、高层次人员从事到服务业相关工作领域，以提升服务业发展效率和专业化程度，更好地助推城镇化发展；加大基础设施建设力度，优化配置公共服务资源，更好地匹配和满足居民对各种生产性和生活性服务需求的增加，提高居民的服务消费支出比例，为服务业创造和提供必要的基础条件和发展空间，并进一步完善城市功能，以保障城镇化规模扩张与服务业发展的效率和质量。