城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證研究(共7頁(yè))

1、 城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)(jigu)關(guān)系的實(shí)證研究石亞丹（14211113）摘 要：改革開放以來，江蘇作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)的先發(fā)地區(qū)、長(zhǎng)三角城市群的主要區(qū)域，以往的城市化也主要是工業(yè)化推動(dòng)(tu dng)的。本文以江蘇省1995 2010 年數(shù)據(jù)作為區(qū)域樣本(yngbn)，利用 ARDL 模型探討城市化進(jìn)程與服務(wù)業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)關(guān)系，對(duì)江蘇省三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化水平之間關(guān)系進(jìn)行了對(duì)比分析。關(guān)鍵字： 服務(wù)業(yè)； 江蘇；就業(yè)結(jié)構(gòu)；城鎮(zhèn)化Abstract:Since the reform and opening up, Chinas economy in Jiangsu as the starting area,

2、 the main area of the Yangtze River Delta city group, previous urbanization is mainly driven industrialization. In this paper, Jiangsu province, 1995 - 2010 data as a regional sample, the use of ARDL model to explore the dynamic relationship between urbanization and the development of service indust

3、ry, Jiangsu Province, on the relationship between the proportion of three industries and urbanization employment levels were analyzed. Keywords:Services；Jiangsu Province；employment structure城鎮(zhèn)化率是一個(gè)國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要衡量指標(biāo)。在提倡經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的今天，中國(guó)的城市化和第三產(chǎn)業(yè)關(guān)系顯得更為重要。江蘇經(jīng)濟(jì)在全國(guó)領(lǐng)先，但江蘇是工業(yè)大省，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不盡合理，其第三產(chǎn)業(yè)比重和城鎮(zhèn)化水平相比明顯偏低，甚至

4、低于全國(guó)平均水平，這一短板或?qū)⒊蔀槿蘸蠼?jīng)濟(jì)發(fā)展的桎梏。本文以江蘇省19952010 年的樣本數(shù)據(jù)，試圖探討江蘇城市化進(jìn)程與服務(wù)業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并分別對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)就 業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化水平之間的關(guān)系進(jìn)行了對(duì)比分析，以期揭示我國(guó) 城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)間的實(shí)質(zhì)性聯(lián)系 ，以此來認(rèn)識(shí)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為引領(lǐng)的新型城市化，對(duì)促進(jìn)江蘇率先基本實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化以及提升整個(gè)長(zhǎng)三角地區(qū)發(fā)展質(zhì)量的重要意義。一、江蘇城市化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)系描述及國(guó)際比較“十二五”期間，江蘇處在轉(zhuǎn)型升級(jí)、率先基本實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的關(guān)鍵時(shí)期，也是服務(wù)業(yè)大發(fā)展的重要機(jī)遇期。江蘇作為長(zhǎng)三角地區(qū)的重要省份，其城市化和服務(wù)業(yè)的發(fā)展一直處于全國(guó)前列。2010 年，江

5、蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化，三次產(chǎn)業(yè)增加值比例調(diào)整為 6 1 52 5 41 4，城市化率已達(dá) 60 6%，成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的主要?jiǎng)恿χ?。圖1 表明了江蘇城市化率與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展關(guān)系，可以看到，1999 年后，江蘇城市化率超過第三產(chǎn)業(yè)比值，呈現(xiàn)穩(wěn)步上升態(tài)勢(shì)。表1 體現(xiàn)了江蘇在各不同時(shí)期城市化高速發(fā)展的情況，尤其在經(jīng)歷“八五”、“九五”時(shí)期的快速增長(zhǎng)后，城市化仍處于高速增長(zhǎng)期。從2000 年與2009 年的世界主要國(guó)家和地區(qū)的城市化率與服務(wù)業(yè)增加值占 GDP 比重看(，江蘇城市化率雖然高于中國(guó)整體的城市化率，但是(dnsh)與發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的數(shù)據(jù)相比，只是處于中下水平，尤其是服務(wù)業(yè)發(fā)展較為滯后，

6、與其他國(guó)家和地區(qū)存在很大的差距。目前，關(guān)于江蘇城市化與服務(wù)業(yè)發(fā)展動(dòng)態(tài)關(guān)系的研究尚未引起普遍關(guān)注。已有的文獻(xiàn)大多數(shù)側(cè)重于較為宏觀層面的分析，并以時(shí)間序列分析為主要方法，但該方法依賴漸進(jìn)(jinjn)理論的應(yīng)用，要求數(shù)據(jù)具有大樣本特征，因此簡(jiǎn)單地使用“協(xié)整誤差(wch)修正因果關(guān)系”的研究范式存在一定不足(bz)。為了彌補(bǔ)以往研究方法的局限性，本文嘗試用 ARDL 方法，從一個(gè)相對(duì)中觀的角度探討江蘇城市化進(jìn)程與服務(wù)發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。二、數(shù)據(jù)來源和模型建立( 一) 數(shù)據(jù)來源本文使用江蘇城市化率( C) 和服務(wù)業(yè)占比( S) 兩個(gè)指標(biāo)。城市化的本質(zhì)是人口的集聚，目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者大多以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘?/p>

7、比重作為城市化水平測(cè)量的通用指標(biāo)，本文也采用這一定義來測(cè)定江蘇省城市化水平。關(guān)于服務(wù)業(yè)發(fā)展指標(biāo)，本文使用服務(wù)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 的比重來衡量。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2011 江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒、新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編上的1995-2010年江蘇省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重以及城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝谥鹊哪甓葦?shù)據(jù)。( 二) 模型建立ARDL( autoregressive distributed lag) 稱為自回歸分布滯后模型，是一種較新的協(xié)整檢驗(yàn)方法，最早由 Charemza和 Deadman ( 1992) 提 出，隨 后 由 Pesaran ( 1997) 、Pesaran和 Smith( 1998) 、P

8、esaran 和 Shin 等( 2001) 推廣和普及。與傳統(tǒng)的 EG 兩步法和 Johansen 檢驗(yàn)法相比，ARDL 方法對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性要求不高，在小樣本情況下也足夠穩(wěn)健，且無論變量間是否相互協(xié)整，都可用該方法進(jìn)行檢驗(yàn)。鑒于上述優(yōu)點(diǎn)，本文采用該方法對(duì)城市化與服務(wù)業(yè)之間的協(xié)整及因果關(guān)系進(jìn)行研究。1協(xié)整檢驗(yàn)( 邊界檢驗(yàn))協(xié)整關(guān)系也即長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，假設(shè)以 C 代表城市化率，S 為服務(wù)業(yè)占 GDP 的比值，則可以使用以下兩個(gè)方程研究城市化與服務(wù)業(yè)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。當(dāng)兩組變量下面采用EG兩步法確立協(xié)整方程，第1步，利用最小二乘法分別構(gòu)建CITY與PROD3以及CITY與EMPL3的回歸方程，計(jì)算結(jié)果

9、如下： 方程一：CITYt=-63.39+2.99PROD3t+e1t (-6.270*) （10.186*） adj-R2=0.8371F=103.77DW=0.41 方程二：CITYt=-8.982+1.82EMPL3t+e2t (-3.533*)（19.459*） adj-R2=0.9497F=378.67DW=0.53 依據(jù)上述兩方程的DW值得出這兩個(gè)方程的變量存在自相關(guān) 方程三： CITYt=-12.52+0.55PROD3t+0.88CITYt-1+e3t (-2.484*)（2.759*）（14.930*） adj-R2=0.9883F=801.80LM（1）=0.878 方程四

10、：CITYt=0.24EMPL3t+0.89CITYt-1+e4t （1.853*） （9.989*） adj-R2=0.9859LM（1）=0.007 第2步，對(duì)三個(gè)模型(mxng)的殘差序列1、2和3進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，均采用不包含常數(shù)(chngsh)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方程。 結(jié)果表明ADF 值絕對(duì)值分別為3.660和2.220，均大于顯著性水平為5的臨界值，可以判斷殘差序列e3t和e4t為平穩(wěn)序列。即存在CITY和PROD3以及CITY和EMPL3的平穩(wěn)線性組合，表明城鎮(zhèn)化分別與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從長(zhǎng)期來看，當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重和就業(yè)比重提

11、高一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，城鎮(zhèn)化率分別提高0.55個(gè)百分點(diǎn)和0.24個(gè)百分點(diǎn)；因此在長(zhǎng)期中第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重提高比第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重提高更能帶動(dòng)城鎮(zhèn)化。一般情況下第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重應(yīng)該對(duì)城鎮(zhèn)化影響更大，但是在本文的分析中出現(xiàn)了第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重影響更大，其內(nèi)在原因在于江蘇是工業(yè)大省，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比大大高于全國(guó)平均水平（2009年江蘇第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比為1.36，而同期全國(guó)之比為1.068），從而說明人口從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)的過程中，第二產(chǎn)業(yè)吸收的就業(yè)占比比較高，第三產(chǎn)業(yè)吸收的就業(yè)比重沒那么高，因而第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對(duì)城鎮(zhèn)化的作用就不明顯(mngxin)，這樣第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對(duì)城鎮(zhèn)化的影響就沒有第三

12、產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化的影響大。 2 Granger 因果關(guān)系當(dāng)兩變量存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，ARDL 模型可以通過對(duì)變量水平值及其滯后項(xiàng)回歸來確定長(zhǎng)期因果關(guān)系，同時(shí)，還可構(gòu)造 ECM 來檢驗(yàn)變量間的短期 Granger 因果關(guān)系并反映修正機(jī)制對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)的調(diào)整。在 ARDL 方法中，檢驗(yàn)長(zhǎng)期 Granger 因果關(guān)系主要是判斷回歸方程中回歸因子的系數(shù)顯著性，短期關(guān)系則可以根據(jù) ECM 中差分項(xiàng)的系數(shù)顯著性確定。具體而言，誤差修正模型如下:Ct= c +mi =1iCt i+nj =0jSt j+ecmt 1+ t( 3)St= c +mi =1iSt i+nj =0jCt j+ecmt 1+ t(

13、 4)其中，ecm 代表誤差修正項(xiàng)，m、n 代表最大的滯后階數(shù)， 代表對(duì)變量取一階差分。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，而城鎮(zhèn)化不是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重變動(dòng)的格蘭杰原因，江蘇第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)了城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，但是江蘇城鎮(zhèn)化并沒有有效的帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，原因可能在于江蘇城鎮(zhèn)常住人口雖然增加，帶來了人口的進(jìn)一步集聚，但其中很多是外來務(wù)工人員，他們主要就業(yè)于社會(huì)較低層的行業(yè)，其收入增長(zhǎng)速度慢于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度，因而對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用不明顯，不能通過格蘭杰因果。三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果( 一) 單位根檢驗(yàn)(jinyn)ARDL 檢驗(yàn)(jinyn)方法雖然對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性要求不高，但是要

14、求變量的單整階數(shù)不能超過1，否則可能出現(xiàn)虛假“偽”回歸現(xiàn)象。因此，在建立計(jì)量(jling)模型之前要對(duì)所用的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定各序列的平穩(wěn)性及單整階數(shù)。本文使用 Augmented Dickey Fuller( ADF) 和非參數(shù)的 Phillips Perron test( PP) 兩種單位根檢驗(yàn)法，分別對(duì)所有變量的水平值及其一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，以判斷其穩(wěn)定性，結(jié)果如表4 所示。由表4 可知，城市化和服務(wù)業(yè)這兩個(gè)指標(biāo)都為一階單整，因此，可以進(jìn)行邊界檢驗(yàn)，并且在檢驗(yàn)時(shí)以上臨界值為標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)下臨界值則不予考慮，即無法拒絕原假設(shè)。( 二) 基于 ARDL 模型的邊界檢驗(yàn)ARDL 檢驗(yàn)是通過

15、 Microfit4 0 軟件操作完成的，協(xié)整關(guān)系的證明基于方程( 1) 和( 2) 進(jìn)行。在運(yùn)用方程進(jìn)行檢驗(yàn)前，首先采用 SBC 準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，與此同時(shí)，在兼顧考慮自由度的影響下，最終選用了合適的滯后階數(shù) 3階。時(shí)間序列中一般是要加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，若趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)不顯著，則可以直接運(yùn)用不含趨勢(shì)項(xiàng)的方程進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果為表5 所示:結(jié)果顯示，服務(wù)業(yè)對(duì)城市化存在協(xié)整關(guān)系，而城市化對(duì)服務(wù)業(yè)不存在協(xié)整關(guān)系。從長(zhǎng)期看，服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)城市化有著較強(qiáng)的正向沖擊，為3 1595，并且非常顯著; 從短期看，服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)城市化雖具有微弱的正向沖擊，但并不顯著。誤差修正模型描述了長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響，誤差修正項(xiàng)

16、 ecm( 1) 的系數(shù)反映了受到短期沖擊后向長(zhǎng)期均衡收斂的速度，系數(shù)的絕對(duì)值越大，說明對(duì)沖擊的調(diào)整速度越快。表 6 中除了 DLS 的系數(shù)外，其它系數(shù)都23城市化進(jìn)程與服務(wù)業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)關(guān)系探討是統(tǒng)計(jì)顯著的。誤差修正項(xiàng) ECM 的系數(shù)為 0 30033( 0. 002) ，是統(tǒng)計(jì)上高度顯著，并且有正確的符號(hào)為負(fù)。當(dāng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正機(jī)制能將偏離部分以 30033%的速度向長(zhǎng)期均衡調(diào)整。（三）結(jié)果(ji gu)分析通過(tnggu)對(duì)江蘇省域1995 2010 年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，可以得出以下結(jié)論(jiln)和啟示:從較長(zhǎng)周期看，江蘇服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)城市化有著較強(qiáng)的正向影響，并且非常顯著; 而城

17、市化與服務(wù)業(yè)之間不存在協(xié)整關(guān)系。城鎮(zhèn)化分別與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。并且在長(zhǎng)期中第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重提高比第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重提高更能帶動(dòng)城鎮(zhèn)化。但從短期看，服務(wù)業(yè)發(fā)展是城市化的原因，而城市化不是服務(wù)業(yè)的原因。這說明江蘇在過去的城市化以工業(yè)化為主導(dǎo)來推動(dòng)的，服務(wù)業(yè)尚未顯現(xiàn)重要作用。根據(jù)城市經(jīng)濟(jì)理論研究，城市化受農(nóng)業(yè)、工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的推動(dòng)和發(fā)展，隨著江蘇城市化進(jìn)程的深入，服務(wù)業(yè)逐漸發(fā)揮重要作用。服務(wù)業(yè)發(fā)展引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，提供更多的就業(yè)崗位吸納大量勞動(dòng)力，促進(jìn)要素和資源流動(dòng)，從而推動(dòng)了城市化進(jìn)程，是城市化水平的重要原因。而江蘇城市化在過去的 20 年間不顯著作用于服

18、務(wù)業(yè)，這一軌跡表明與國(guó)際上城市化基本路徑不一致，帶有較強(qiáng)的粗放型特征。四、政策建議在當(dāng)前江蘇轉(zhuǎn)型發(fā)展、構(gòu)建服務(wù)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)過程中，要加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐，尤其通過生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，引進(jìn)國(guó)際服務(wù)業(yè)企業(yè)進(jìn)入，大力發(fā)展研發(fā)經(jīng)濟(jì)、總部經(jīng)濟(jì)，即加快服務(wù)業(yè)的大發(fā)展來促進(jìn)再城市化、城市現(xiàn)代化。（一）大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)江蘇第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展 江蘇要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，注重第三產(chǎn)業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的吸納，合理優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高經(jīng)濟(jì)效益，各級(jí)政府要妥善處理好第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的關(guān)系，同時(shí)為企業(yè)和民眾提供更多的服務(wù)，加快農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，降低城市失業(yè)率。 （二）提高居民的收入 通過經(jīng)濟(jì)、法律和行政等手段，改善收入分配，提高低收入者的收入，擴(kuò)大中等收入者比重，調(diào)節(jié)過高收入，取締違法收入，使江蘇居民收入分配情況改善，從而提高居民消費(fèi)能力，促進(jìn)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的需要，克服雖然城鎮(zhèn)人口增加但對(duì)第三產(chǎn)業(yè)影響不大的怪圈。 （三）進(jìn)一步改革戶籍制度，促進(jìn)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的統(tǒng)一 減少戶籍對(duì)居民就業(yè)的限制，完善政府的就業(yè)政策，加強(qiáng)政府對(duì)剩余勞動(dòng)力的就業(yè)培訓(xùn)，建立有效的就業(yè)市場(chǎng)用工需求和反饋的信息機(jī)制，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的社會(huì)保障，使城