我国服务业增长和城市化互动关系的区域差异—基于我国省级面板数据的经验证据

■ 王兆宇 博士（中共北京市委党校经济学教研部 北京 100044）

引言

随着改革开放的深入，我国社会经济发展水平得以稳步提高，特别是城市化进程不断加快，服务业发展水平不断提高。一方面，我国城市数量不断增多，城市规模不断扩大，城市硬件设施和软件环境的现代化水平不断提高；另一方面，我国服务业就业结构不断细化，生产性服务业发展迅猛，知识密集型服务业占比提高。作为衡量国民经济发展水平的重要标志，服务业发展和城市化两者之间的互动显得尤为重要，城市化过程不仅是城镇人口占总人口比重不断提高的过程，更是城市产业结构由传统低效率的第一产业向现代高效率的第二产业、第三产业提升的过程，其对服务业的推动力不言而喻。而服务业的大力发展也会进一步带动城市化浪潮，促进城市化进程。国内目前对于我国服务业发展和城市化互动关系的研究仅局限于全国、单独省份或三大区域口径，或有些数据稍有滞后。本文则是立足于近年的省级面板数据，通过测度我国各地区间二者互动强弱程度，来衡量我国服务业发展和城市化的关系。

我国服务业发展和城市化互动关系的区域差异

（一）数据来源与模型设定

本文采用中国经济统计数据库中2009-2012年全国31个省市自治区（不包括港澳台地区）的城市化率URBAN（%）和第三产业增加值SERV（百亿元），为减少异方差性，使趋势线性化，分别对变量去对数，记为LnURBAN和LnSERV，利用Eviews 6软件来进行面板数据模型检验。

面板数据分为三类，即不含个体影响的不变系数模型（混合回归模型），含个体影响的不变系数模型（变截距模型），含个体影响的变系数模型。一般采用协方差分析方法来对模型形式设定检验，对于含有N个截面成员的面板数据模型：

其中，i=1,2,…,N，表示截面成员个数；t=1,2,…,T，表示时期总数。其中Xit为k×1向量，βi为1×k向量，K表示解释变量的个数。误差项uit相互独立，且满足零均值和同方差。对方程（1）检验如下两个原假设：

H0： 模型（1）中的解释变量系数对于所有的截面成员是相同的（即斜率系数是齐性的），但截距项不同，即该模型形式为变截距模型。

H1：模型（1）中的解释变量系数和截距项对于所有的截面成员都是相同的，即该模型为混合回归模型。

模型形式检验有如下两个F检验统计量：

其中，N是截面成员个数，T是每个截面成员的样本观测时期数，k是非常数项解释变量的个数，s1、s2、s3分别是变系数模型、变截距模型、混合回归模型的回归残差平方和。在原假设H1、H0成立的条件下，检验统计量F2、F1分别服从特定自由度的F分布。

通过计算得出：

在以LnSERV作为解释变量，LnURBAN作为被解释变量的模型中，s1=0.01， s2=0.09， s3=7.31。先检验原假设H1，由于F2=579.22＞F分布临界值，故拒绝原假设H1，并继续检验原假设H0，由于F1=11.32＞F分布临界值，故拒绝原假设H0，说明利用变系数模型拟合本文的样本数据是合适的。

在以LnURBAN作为解释变量，LnSERV作为被解释变量的模型中，s1=0.20，s2=2.71，s3=102.84。先检验原假设H1，由于F2=540.32＞F分布临界值，故拒绝原假设H1，并继续检验原假设H0，由于F1=26.42＞F分布临界值，故拒绝原假设H0，说明利用变系数模型拟合本文的样本数据是合适的。

表1 各区域服务业发展促进城市化进程的弹性系数表

表2 各区域自发城市化增长率相对于平均值的偏离数值表

表3 各区域城市化进程推动服务业发展的弹性系数表

由于本文中截面成员个数没有达到随机效应变系数模型估计的要求，因此只估计固定效应变系数模型，而固定效应变系数模型还可分为个体固定效应变系数模型、时刻固定效应变系数模型和个体时刻固定效应变系数模型。本文要考察的是我国服务业发展和城市化互动关系的区域差异，因此本文采用个体固定效应变系数模型，并使用截面加权的GLS估计方法，以减少估计过程中随机误差项存在的截面异方差。

（二）模型估计结果

1.服务业发展促进城市化的面板数据模型估计结果。以LnSERV作为解释变量，LnURBAN作为被解释变量，建立个体固定效应变系数模型，得出模型估计结果中：R2=0.99，F值=76973.12，这都显示模型拟合效果很好；截距项常数C的估计值为3.40，且其t统计量非常显著，为554.19，它代表这31个省市自治区自发城市化增长率的平均值；解释变量服务业增加值的系数表示这31个省市自治区服务业发展促进城市化进程的弹性，例如当河南省服务业增加值（百亿元）每增加1%，则河南省城市化率（%）将上升0.34%（见表1）。模型还给出了各个省市自治区截距项的固定效应值，表示相应省市自治区的自发城市化增长率相对于平均值的偏离，其中，偏离自发城市化增长率平均值最大的是上海（见表2）。

2.城市化促进服务业发展的面板数据模型估计结果。以LnURBAN作为解释变量，LnSERV作为被解释变量，建立个体固定效应变系数模型，得出模型估计结果中：R2=0.99，F值=2466.63，这显示模型拟合效果很好；截距项常数C的估计值为-1.45但其t统计量不显著，仅为-0.12；解释变量各区域城市化增长率的系数表示这31个省市自治区城市化进程推动服务业发展的弹性系数，例如当吉林省城市化率（%）每上升1%，则吉林省服务业增加值（百亿元）将上升72.87%（见表3）。由于截距项常数c的t统计量不显著，故此处不再分析其模型给出的各个省市自治区截距项的固定效应值。

结论

（一）城市化进程能够有效提高各区域服务业发展水平但仍有区域差异

由于吉林省、辽宁省等老工业基地在产业转型时亟需服务业特别是生产性服务业的配合，因此其城市化率的增加对本区域服务业发展有较强的推动作用。北京、广东、浙江等省市由于各自经济发展水平较高，产业结构间的互动已经进入良性轨道，城市化水平提高所产生的劳动力供给和基础设施建设的完善对生产性服务业和消费性服务业的进一步发展提供了有利的条件。而中西部地区大部分处于城市化进程初期向中期过渡的过程中，第二产业比重较大，农村富裕劳动力首先会转移到工业中，其促进服务业发展水平的作用相比较之下就较为有限。

（二）服务业发展水平的提高能够有效加快各区域的城市化进程

特别是中西部地区服务业发展水平对加快各区域城市化进程有较强的促进作用，由于河南、安徽、广西、四川、云南等省的城市化率本身就较低，因此只要服务业水平有所提高，其引致创造的就业需求就会促进城市化水平有较大提高。而诸如北京、广东、天津、浙江、辽宁、吉林等省市的城市化率已经达到较高水平了，再进一步发展服务业对其区域经济其他方面可能会有较强的促进作用，但相比而言对于提升城市化水平的空间则有限。

为了保证服务业发展和城市化继续保持良性的互动关系，一方面，各区域要继续加快城市化进程，促进服务业发展。城市化可通过投资效应、消费效应等对服务业增长产生持续的正向拉动作用，特别是发展高端服务业和现代服务业需要城市化为其创造市场需求，通过农业生产率的不断提高，实现劳动力要素从农村向城市的自由流动，不断加快城市化进程，通过不断增加的城市数量和就业数量、不断扩大的城市规模、不断提升的城市质量为服务业的发展提供更好的市场环境，提高服务业的产值比重。另一方面，大城市尤其是特大城市要调整优化就业结构，引导更多的劳动力进入服务业。相较制造业而言，服务业增长存在较高的就业弹性，有助于提升居民收入水平，为加快城市化进程创造条件。同时，各地区还应大力发展生产性服务业，鼓励制造业行业的服务外部化，通过主辅分离大力发展服务外包，优化服务业的内部结构，提高城市化的内在质量。

1.郑吉昌等.服务业与城市化互动关系研究—兼论浙江城市化发展及区域竞争力的提高[J].经济学动态，2004（12）

2.郭文杰.服务业增长、城市化与经济发展—改革开放后中国数据的经验研究[J].当代经济科学，2006（9）

3.李勇坚，夏杰长.户籍制度、城市化与服务业增长关系的实证分析[J].经济与管理，2008（9）