城镇化进程与第三产业发展相互关系实证研究——以成都市为例

吕一清 何 跃

城镇化进程与第三产业发展相互关系实证研究
——以成都市为例

吕一清 何 跃

通过运用协整理论、Granger因果关系检验、广义脉冲响应函数和方差分解法，考察了成都1985－2008年城镇化率与第三产业发展之间的长期动态影响特征。分析结果表明，城镇化率与第三产业从业人员占整个社会从业人员比重互为双向因果关系，其相互促进;在短期内，随着第三产业增长速度促进城镇化率进程的发展。从方差分解结果可以得出，第三产业从业人员占整个社会从业人员比重对城镇化率的贡献度相对比较大。

城镇化率;第三产业;协整检验;广义脉冲响应函数;方差分解分析

一、引言

城镇化进程与第三产业的发展相互关系问题学术界进行了较多的研究。张建新等人研究了我国城镇化与工业化关系的测度，研究表明我国城镇化滞后于工业化，然而西部地区城镇化与工业化同步。林毅夫研究了我国城市发展与农村现代化，研究表明促进城市发展需要大力发展劳动密集型产业，即第三产业。第三产业是城镇化进程后期阶段的主要动力。冷崇总在《城镇化:“十五”经济社会发展的战略选择》一文中，提出了城镇化对农村人口向城市转移，社会经济发展有着重要的作用。

在一个相对具体的区域内，在一个相对稳定的政治、经济环境下，研究城镇化率与第三产业发展的关系，更符合本地区的实际情况，更有利于为一个地区的社会发展提供可靠的依据。本文以成都为例，从现代计量理论出发，研究成都城镇化率与第三产业之间的关系，为成都的发展提供参考。

二、数据与方法

本文研究第三产业发展与城镇化进程的相互关系，第三产业的发展选择指标从第三产业发展水平和第三产业成长能力的角度选取，分别为:第三产业增加值占GDP比重、第三产业从业人员占整个社会从业人员比重、第三产业增加值增长速度、第三产业从业人员增长速度。城镇化进程的指标使用城镇化率。样本区间是1985－2008年度数据，主要根据《四川省统计年鉴2008》和四川省统计信息网中统计的数据计算整理得到。对于有些丢失数据，使用插值法获得。出于分析研究的需要，将各变量用符号来表示:Y:城镇化率;X1:第三产业增加值占GDP比重;X2:第三产业从业人员占整个社会从业人员比重;X3:第三产业增加值增长速度;X4:第三产业从业人员增长速度。

对于城镇化进程与第三产业发展相互关系的影响，本文主要运用Granger因果关系检验，基于VAR模型的广义脉冲影响函数法和方差分解法建立相应的经济计量模型进行分析。本文使用的软件为Eviews6.0。

三、实证分析

(一)描述性分析样本数据

成都作为西部重要的科技、商贸、金融中心，再加上成都人民形成的休闲文化及消费意识，使第三产业在成都区域经济体系中的作用更加明显。成都从1985年的城镇化率为27.23%到2008年的城镇化率为54.41%，其二十多年的时间翻了一番。进入21世纪，城镇化进程趋势更加迅猛，由2001年的34.79%到2008年的54.41%。按照Northam城镇化阶段理论，城镇化率小于30%，为城镇化的初期阶段;城镇化率在30% －70%之间，为城镇化的中期阶段;城镇化率大于70%，为城镇化后期阶段。成都从1995年进入城镇化的中期阶段，现在正处在中期的后期阶段。

第三产业的发展程度是衡量一个国家或地区经济发展水平的重要标志，城镇化的进行与第三产业有着密切的关系。从图1中，可以看出第三产业增加值占GDP比重和第三产业从业人员占整个社会从业人员比重与城镇化率随时间的增加而增加，而第三产业增加值增长速度和第三产业从业人员增长速度则在平稳波动。这主要是因为第三产业作为劳动密集型行业，其发展速度扩大就业率从而促进了城镇化的进程，反过来，城镇化的进程又为第三产业的发展提供了外部环境，使第三产业能够更好更快的发展。

图1 成都城镇化率和第三产业发展情况

(二)单位根平稳性检验

在分别检验成都城镇化率Y与第三产业增加值占GDP比重X1、第三产业从业人员占整个社会从业人员比重X2、第三产业增加值增长速度X3、第三产业从业人员增长速度X4的协整关系之前，需要检查各个变量的平稳性，否则可能出现伪回归错误，本文采用ADF方法检验序列平稳性。检验的结果为Y、X1、X2、X3四个序列呈现出波动变化趋势，初步断定它们在原水平时都是非平稳的，而经过一阶差分后，每个序列都是平稳的;X4序列呈现平稳趋势(表1)。因此Y、X1、X2、X3是一阶单整序列I(1)，XM4是零阶单整序列I(0)。

表1 ADF平稳性检验

(三)协整检验

根据协整的定义，如果变量是同阶非平稳单整序列，那么其线性组合可能存在着长期平稳的关系(协整关系)，它反映了所研究的变量之间存在一种长期稳定的均衡关系，只有具有协整关系的变量之间，才能进行回归分析。通过采用E－G两步法或者Johansen极大似然估计法检验变量之间的协整关系，本文运用 Johansen极大似然估计法，根据AIC信息准则和SC准则，协整检验的结果，如表2所示:

表2 Johansen协整检验

由表2可知，Y与X1之间不存在协整关系;Y与X2、Y与X3之间在迹检验中都通过了5%临界值检验，存在着协整关系而且是唯一的。即变量之间存在长期的均衡关系和趋势。本文将通过Granger因果关系检验，对上述协整关系检验再加以分析，确保其合理性。

(四)Granger因果关系检验

Granger检验方法是分析时间序列变量之间的因果关系。协整分析的结果反映变量之间是否存在长期稳定关系，但是，这种关系是否构成因果关系需要进一步验证。考虑到经济中通常出现的时滞效应，在对时间序列经行因果关系检验师，本文将对滞后各期的X2、X3与Y之间关系的检验结果列表3内。

表3 Granger因果关系检验表

检验结果显示，在10%的显著水平下，Y与X2在滞后2－5期都拒绝原假设，Y是 X2的Granger原因。X2与Y在滞后2－3期都拒绝原假设，X2是Y的Granger原因，即变量Y与X2之间只存在双向因果关系，变量 Y是变量X2的Granger原因，同时变量X2是变量Y的Granger原因;在10%的显著水平下;Y不是X3的Granger原因在滞后2和4期的概率是0.51624和0.40658.，X3不是Y的 Granger原因在滞后2－5期都拒绝原假设。这说明，成都城镇化率增加是第三产业从业人员占整个社会从业人员比重增加的原因，第三产业从业人员占整个社会从业人员比重增加也是城镇率增加的原因;城镇率增加对第三产业增加值增长速度有一定的推动作用，但这种作用并不是十分明显，第三产业增加值增长速度则是城镇化率的原因。根据协整检验和Granger因果关系检验结果，本文没有把变量X1与Y的关系纳入研究之中。

(五)脉冲响应实证分析

本文由AIC信息准则和SC准则，根据信息量取值最小确定模型的阶数，并经过多次实际预算比较，最终对Y与X2、Y与X3两组变量建立VAR自回归模型。经检验，模型的整体效果比较好，其特征方程的特征根都位于单位圆内(均小于1)，这说明说建立的模型是稳定的，因此，为了进一步运用GIRF方法，分别考察X2、X3与Y之间的脉冲响应函数，得到的分析结果如下(表4)。

表4 脉冲响应效果

1.城镇化率与第三产业从业人员占整个社会从业人员比重

首先分析X2对Y变化的冲击。表4的第二列可知，在整个冲击反应期内X2对Y冲击曲线是L型曲线，从第三期开始，冲击反应值由负值变成正值，表明随着第三产业从业人员占整个社会从业人员比重的增长，城镇化率也逐渐增长;其次，分析Y对X2变化的冲击反应。由表4的第三列可知，在整个冲击反应期内Y对X2冲击曲线是L型曲线。第一期脉冲影响几乎是0，以后各期逐渐上升，表明随着城镇化率的增长，第三产业占整个社会从业人员比重也会增长。

2.城镇化率与第三产业增加值增长速度

由表4第三列可知，X3对Y变化的冲击作用呈现倒U刑变化。冲击第一、二期为负值，随后各期为正值，但开始增加，随后又减小趋于0。这说明，第一、二期的第三产业增加速度对城镇化率进程有反作用，但阻碍作用越来越小，随后第三产业增长速度又促进城镇化率进程的发展，发展到一定程度，第三产业增长速度促进作用减弱，最后趋于0;然后分析Y对X3变化的冲击反应。由表4的第五列，在整个冲击反应期内Y对X3一个单位冲击的反应曲线大致呈现出平滑上升的趋势，然而速率缓慢，说明城镇化率的增加对第三产业增加速率又一定的促进作用，但城镇化率的增加对第三产业增加速率促进作用不是十分的大。

(六)预测方差分解实证分析

根据方差分解理论，对成都的第三产业发展和城镇化率相互贡献度进行了测算，结果如下表5所示。

表5 方差分解结果

综合方差结果分析，总体而言，城镇化率与第三产业从业人员占整个社会从业人员比重相互之间的预测方差起较大的作用，其中第三产业从业人员占整个社会从业人员比重对城镇化率的贡献度达到11.79%，而城镇化率对第三产业人员占整个社会从业人员比重的贡献度达到8.54%;然而城镇化率与第三产业增加值增长速度相互之间的预测方差起的作用小一些，分别为1.14%和0.615%。从这些结果可以看出成都第三产业发展与城镇化率变化之间的关系。城镇化的进程与第三产业从业人员占整社会从业人员的比重有着重要的关系，因此发展第三产业，扩大就业率，有助于成都城镇化的进程，同时城镇化的进程又为第三产业的发展提供了发展空间和硬件支持;第三产业增加值增长速度对城镇化的进程有一定的促进作用，但是作用十分有限，城镇化率对第三产业增长速度作用相当的小。

四、结论

本文通过对成都城镇化率与第三产业发展分析，主要运用Granger因果关系检验、基于VAR模型的广义脉冲响应函数和方差分解法，得出的结果表明:城镇化率与第三产业从业人员占整个社会从业人员比重互为双向因果关系，城镇化率的增长有利于第三产业从业人员占整个社会从业人员比重的增长，并且作用还非常的大;而第三产业从业人员占整个社会从业人员比重的增长又促进城镇化率的进程，而且贡献度也很大。因此，发展成为现代化的城市，成都应该调整产业结构，促进第三产业的大力发展，同时也要提高城市基础设施的建设，提高城镇化率，反过来促进第三产业的发展。其次，虽然城镇化率与第三产业增加值增长速度的因果关系有些弱，贡献度也不是很大，但是在短期内，其第三产业增加值对城镇化率有促进作用，同时也是第三产业成长能力的指标。

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［2］林毅夫.中国城市发展和农业现代化［J］.北京大学学报(哲学社会科学版)，2002，29(4):12 －15.

［3］冷崇总.在城镇化:“十五”经济社会发展的战略选择［J］.地方政府管理，2001，1:32 －34.

［4］杜江.计量经济学及其应用［M］.北京:机械工业出版社，2010.3.

吕一清(1984－)，男，湖北省荆门市人，四川大学工商管理学院在读硕士研究生，主要研究方向:数据挖掘、管理信息系统。何跃(1961－)，男，重庆市人，副教授，博士，硕士生导师，主要研究方向:管理信息系统、数据挖掘、决策支持系统。