甘肃省城市化与第三产业协整关系的实证研究

吉亚辉, 祝凤文

(西北师范大学 经济管理学院,甘肃 兰州 730070)

甘肃省城市化与第三产业协整关系的实证研究

吉亚辉, 祝凤文＊

(西北师范大学 经济管理学院,甘肃 兰州 730070)

依据1990～2008年的数据,利用协整理论,对甘肃省城市化水平和第三产业的关系进行了动态计量分析。研究表明,城市化与人均第三产业增加值间存在长期的均衡关系,短期城市化水平的变化引起人均第三产业增加值相同方向的变化,人均第三产业增加值是城市化水平的格兰杰原因,人均第三产业增加值对城市化的正向作用要强于城市化对人均第三产业增加值的反向作用。

甘肃省;城市化;第三产业;协整检验;Granger检验

一、引言

中国的城市化对本国和全球发展都将产生深远影响。斯蒂格列茨把“中国的城市化”和“美国的高科技”并列为影响21世纪人类发展进程的两大关键因素,认为中国的城市化将是区域经济增长的火车头。[1]第三产业的迅速兴起是当今世界经济发展的一个重要趋势,是现代经济的一个重要增长点,它的发展可以拉动非农就业增长,从而带动城市化率的上升。[2]当前,发达国家已进入第三产业主导城市化阶段,随着新一轮城市化浪潮的到来,城市化与第三产业如何协调发展被赋予了重大的理论和现实意义。纵观国内外学者的研究成果,第三产业与城市化间存在着密切的关系,共同推动着国民经济的发展。一方面,城市化是第三产业发展的原因和需求基础[3～6];另一方面,第三产业是城市化的重要经济源泉和后续动力[7～9];最后,第三产业与城市化相互促进,互为因果[10～11]。

综合相关研究发现,以往的研究主要从宏观层次对城市化和第三产业的关系进行定性分析,在定量分析方面稍显不足,少数定量研究也主要是针对中东部特定区域,而对于西部区域的定量研究基本上是空白的。甘肃省是西部欠发达地区之一,兰州市是该区域的中心城市,所以甘肃省的城市化与第三产业的协调发展,对该区域的发展有一定的借鉴意义。鉴于此,本文以甘肃省为研究对象,采用1991～2009年《甘肃年鉴》中的数据,运用现代计量方法对甘肃省城市化与第三产业的关系进行实证研究,以探讨彼此间的协调性和相关性,促进甘肃省经济的协调发展。

二、甘肃省城市化与第三产业协整关系的实证分析

(一)样本数据的采集和处理

为了具体揭示城市化与第三产业间的相互关系,根据目前学者的研究,城市化水平的衡量指标主要有城市人口比重指标、非农业人口指标、城市用地比重指标以及综合指标。在衡量城市化水平与第三产业间关系时,城市人口比重指标是国际上比较通用的,虽然存在一定的缺陷,但汪冬梅认为缺陷并非源于指标本身,而是由指标以外的人为原因(突出表现为城市人口确认制度的不完善)造成的。[12]鉴于此,本文采用城市人口比重指标(用X表示)来衡量城市化水平,来反映人口在城乡间的分布,其计算公式为

其中:X为城市化水平;U为城镇人口;R为农村人口;N为区域总人口。

学者们关于第三产业水平的指标有第三产业增加值、第三产业增加值占 GDP的比重以及第三产业产值指数。为了消除人口因素的影响,采用人均第三产业增加值来衡量第三产业水平。考虑到价格因素对时间序列的影响,用第三产业 GDP指数将第三产业人均 GDP转换以1990年为基期的第三产业人均 GDP(在表1中用Y表示)。为了消除异方差,对解释变量和被解释变量均取对数。[13]根据我国统计年鉴的统计口径,依据1991～2009年《甘肃年鉴》得到数据见表1。

表1 甘肃省1990～2008年城市化水平、人均第三产业增加值以及它们的一、二阶差分序列

(二)各变量时间序列的平稳性检验

鉴于表1中的数据都是时间序列数据,因此对城市化水平与人均第三产业增加值的协整分析,首先检验这两个变量的时间序列是否平稳,是否则存在谬误检验。采用 Eviews5.0对序列X、LnY、DX、DLnY、ΔDX、ΔDLNY的平稳性进行ADF检验,具体检验结果见表2。

表2中的检验结果表明,甘肃省的城市化水平和人均第三产业增加值的水平值和一阶差分在10%或5%的显著水平下接受原假设,而二阶差分在1%的显著水平下都拒绝原假设,因此它们都是I(2)型平稳序列,应采用处理非平稳变量的协整分析方法,检验各变量间是否存在长期稳定的均衡关系。在此采用人们通常用的EG两步检验法,以变量LNY为被解释变量,X为解释变量,假定协整回归模型为:LNY=α+βX+ε。用OLS法对两序列进行估计结果如下:

表2 各变量时间序列的ADF检验结果

由估计结果可知,可决系数为83.140 9%,有较好的拟合性,F统计值为83.835 99,AIC和SC的值分别为0.445 526、0.544 941。不过常数项t的统计量为1.318 714小于概率5%所对应的值,回归DW的值仅为0.116 583,小于拟合优度的值,说明可能存在序列相关性,因此有必要对残差序列作进一步的检验。

由估计方程得残差序列的估计值为

对残差序列做单位根的ADF检验结果见表3。

表3 残差序列的ADF检验结果

由表3检验结果可知,在序列不包含截距项和趋势项并且滞后阶数为2的情况下,ADF检验统计量明显小于显著水平为1%时的临界值,估计残差序列ε为平稳序列,即ε～I(0)。表明LNY与X之间存在协整关系,即城市化水平与人均第三产业增加值之间存在长期动态均衡关系。这种动态均衡关系说明1990年以来甘肃省人均第三产业增加值与城市化间呈现出一定的协调性,城市化水平每增长一个百分点,人均第三产业增加值的对数将增加0.178 694。

(三)误差修正模型

为了弥补长期静态模型的不足,可通过误差修正模型的修正机制,防止长期均衡关系出现较大误差。LNY与X间的短期或非均衡的关系,可假设具有如下(1,1)阶分布滞后形式:

其中:ecmt-1=LNYt-1-0.025 744 2Xt-1-0.005 013。误差修正模型的各差分项反映了变量短期波动的影响,根据模型的参数估计量,短期城市化水平的变化将引起人均第三产业增加值相同方向的变化。两者的短期动态均衡关系是,城市化水平短期每变动一个单位,人均第三产业增加值的对数将同方向变动0.912 43个单位。

(四)格兰杰因果关系模型和检验

协整检验揭示了变量序列间存在的长期均衡关系,但变量序列间是否存在因果关系,为此我们进一步利用Granger因果关系检验确定变量间的关系,利用最小普通二乘法(OLS)对参数进行估计,最大滞后阶数取 5。Granger检验结果见表4。

表4 各变量之间的 Granger检验结果

表4的检验结果表明:滞后2期时LNY不是X的格兰杰原因的概率是3.579%,说明甘肃省人均第三产业增加值对城市化水平提高的效应在滞后2年时最为明显,可以说人均第三产业增加值是城市化水平的格兰杰原因;而从滞后1期到5期,X不是LNY的格兰杰原因的概率都在24%以上,且呈现递减的趋势,说明甘肃省城市化水平提高对人均第三产业增加值有一定的推动作用,但效果还不是很明显,有待于进一步加强。两者间是一种单向的Granger因果关系。

自1990年以来,随着经济结构的调整,第三产业对经济发展的推动作用日益明显,增长速度远远高于第一、二产业,产业比重排序由“二、一、三”调整为“二、三、一”。第三产业的国内生产总值由1979年的 13.64亿元上升到 2003年的460.37亿元,按可比价格计算,是1979年的33.8倍。与此同时第三产业的从业人数也由1980年的142.5万人上升到2003年的338.58万人,第三产业从业人员比重由1980年的13.20%上升到2003年的27.40%,第三产业从业人数比重自1999年超过第二产业后成为吸纳劳动力的第二大产业。[14]导致城市因第三产业的发展提供大量的就业机会,使得城市对大量的农民具有巨大的吸引力,引起经济结构发生重大变化,城市规模的扩大、交易成本的降低、经济效率的提高,促使企业向城市聚集,引起城市化水平的进一步提高。而甘肃省的城市化水平因城乡分割型户籍制度形成的强二元结构特征、市场化程度不高、经营城市的理念与手段落后、缺乏城市品牌等原因而处于初级阶段,且进程较慢,不能很好的带动第三产业的发展,从而导致了城市化对第三产业的反向推动效应不够强劲。

三、结论及政策建议

利用甘肃省1990～2008年的数据,对甘肃省城市化水平与第三产业增加值的对数进行ADF单位根检验、协整检验、因果检验,研究得出以下结论:短期城市化水平的变化将引起人均第三产业增加值相同方向的变化,且彼此间存在着长期的均衡关系;人均第三产业增加值是城市化水平的格兰杰原因,且对城市化的正向作用要明显强于城市化对人均第三产业增加值的反向作用。

根据以上结论,针对甘肃省城市化水平与第三产业发展现状,在此提出以下的政策建议以促进甘肃省城市化与第三产业的进一步协调发展。

(一)优化产业结构

产业结构扭曲是城市化与第三产业不协调的根源。甘肃省扭曲的产业结构尤其是畸重的工业结构是阻滞其城市化发展的经济根源。刘传玉通过对甘肃省1985年以来的城市化水平与经济结构转变进行偏相关分析,结果表明,甘肃省工业产值比重、第二产业产值和非农就业比重与城市化不相关甚至负相关,仅第三产业产值比重与城市化呈显著正相关关系。要不断调整产业结构,加大第三产业的发展,改变重工业占主导的地位,才能有利于农村剩余劳动力的非农化和城镇化的转移,促进甘肃城市化进程。

(二)消除城市化壁垒、实现城市化与第三产业间的良性互促关系

规模庞大的农村人口极大地限制了城市化与第三产业的协调发展,应该完善户籍制度、就业制度和社会保障制度来逐步拆除城乡壁垒,使更多的农村人口成为城市人口,从而带动第三产业的发展,反过来进一步促进城市化进程的速度。

(三)改善城市化与第三产业协调发展的环境

合理的城市规模体系能够为第三产业的发展提供舞台,在规划的过程中要有意识地建设一批大城市,在相邻大城市的基础上逐渐形成都市圈或者城市群,从而带动现代服务业的规模发展和结构调整。同样也应该丰富第三产业的发展层次,有意识地发展现代新兴的第三产业,来改变城市的构成要素和经济结构,使城市化的发展获得新的生机和动力。宏观上使政府政策(加大基础设施建设、教育投资、法律的完善)向城市化与第三产业上倾斜,以促进彼此的协调发展。

[1]季 斌.城市化水平与城市服务业发展的动态计量分析——以南京为例[J].南京社会科学,2007,(11):128～131.

[2]徐 斌,黄俐波.服务业与城市化协调发展研究[J].科技广场,2009,(4):80～81.

[3]Riddle D..Service Led Growth:the Role of the Service Sector Development[M].New York:Praeger,1986.64～70.

[4]Daniels P.W.O.,Connor K.,Hutton T.A..The Planning Response to Urban Service Sector Growth:an International Comparison[J].Growth and Change,1991,(3):3～21.

[5]李江帆,黄少军.世界第三产业与产业结构演变规律的分析[J].经济理论与经济管理,2001,(2):29～34.

[6]程 林,靖冬铌.服务业发展与城市化的关系研究——基于广西地区的实证分析[J].内蒙古财经学院学报,2009,(1):95～98.

[7]谢文慈,邓 卫.城市经济学[M].北京:清华大学出版社,1996.74～78.

[8]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):37～41.

[9]刘长胜.京津冀地区城市化与第三产业相互关系的研究[D].天津:天津商业大学,2007.19～23.

[10]陈 可,顾乃华.城市化与第三产业协调发展的辩证思考[J].南方经济,2002,(4):48～51.

[11]岳屿兰.泉州第三产业与城市化协调发展的对策研究[J].经济师,2009,(5):268～270.

[12]汪冬梅.中国城市化问题研究[M].北京:中国经济出版社,2005.32～38.

[13]宋树仁,李 玲,韩景元.中国居民收入差距影响因素的计量分析——基于多元回归栏型[J].河北科技大学学报(社会科学版),2010,(1):1～5.

[14]秦梓华.甘肃第三产业发展现状及内部结构特征分析[J].发展,2006,(1):22～23.

The Study on Co-integration between Tertiary Industry and Urbanization of G ansu Province

J I Ya-hui,ZHU Feng-wen＊

(School of Economics and Management,Northwest Normal University,Lanzhou730070,China)

Based on data from1990to2008and using co-integration theory,the dynamic econometric analysis of the relationship between the level of urbanization and the tertiary sector is made in this paper.The results show that there exists long-term equilibrium relationship between urbanization and the third industrial added value per capita.The changes in the level of short-term urbanization resulted in the same direction changes in the third industrial added value per capita.The third industrial added value per capita is the Granger cause for the level of urbanization.The positive effect of the third industrial added value per capita on urbanization is greater than the reverse effect.

Gansu Province;urbanization;tertiary industry;co-integration test;Granger causality test

F291

ADOI10.3969/j.issn.1671-1653.2010.03.002

1671-1653(2010)03-0006-05

2010-06-16

吉亚辉(1964-),女,陕西韩城人,西北师范大学经济管理学院教授,主要从事区域经济学研究。

＊通讯作者:祝凤文(1984-),男,安徽安庆人,西北师范大学经济管理学院2008级区域经济学专业硕士研究生。