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中图分类号：F291文献标识：A文章编号：1009-4202（2012）01-015-02
摘 要本篇论文根据我国1978年---2009年的第三产业增加值指数与城镇人口占总人口的比重,运用平稳性检验的ADF检验方法、协整检验、误差修正模型、格兰杰因果检验等计量分析方法对我国服务业发展与城市化的关系进行了深入分析研究,并得出如下结论：城市化是服务业发展的重要动力,城市数量的增加和规模的提升、非农人口比重的提高极大地刺激了对服务业的需求,服务业从业人员的增加直接推动了服务业的发展.
关 键 词城市化服务业发展协整检验
一、引言
目前,中国的城市化发展对我国甚至全球的发展都将会产生深远影响.并且,中国城市化进程问题也已经成为国内外研究学者的重点研究课题.斯蒂格列茨把“中国的城市化”与“美国的高科技”并列称为影响21世纪全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,并产生最重要的经济利益[1].第三产业已经成为我国国民经济发展的重要组成部分,在社会经济发展中所起的作用也日益突出,对促进经济结构优化升级、提高人民生活质量、增加就业都具有非常重要的作用,尤其是在逐渐加快的经济全球化进程与信息技术的高速发展使得服务业成为影响世界经济的重要力量,使其不仅成为一个国家经济增长的新引擎,也成为衡量一个国家与地区经济现代化水平的重要标志之一.
本篇论文利用动态计量经济模型,研究以下一些问题：我国城市化与服务业之间是否存在着长期均衡关系,如果存在长期均衡关系,二者在长期内有怎样的动态作用关系.这些问题的解决对于我国城市化进程中服务业的发展是十分必要而且有意义的.
二、数据和模型建立
(一)数据选择及指标说明
为了检验城市化与服务业发展的动态关系,本篇论文选取了我国1978--2009年的数据进行计量分析,数据来源于《中国统计年鉴2010》.本篇论文采用了城市化水平是指城镇人口占总人口的比重,也就是城市化率.用URBA表示城市化水平.为了消除数据的异方差性,本篇论文对其分别进行取对数表示.
(二)模型建立
本篇论文我先对城市化水平与第三产业增加值指数这两个变量进行协整检验,并且,同时运用时间序列分析方法进行实证考察：对变量进行协整检验,在协整检验过程中,先进行单位根检验,并判断两者的平稳性,然后运用协整检验,判断两个变量是否存在协整关系,从而分析两个变量之间的长期均衡关系.
1．平稳性检验的ADF检验方法
如果时间序列的均值或自协方差函数随时间的改变而改变,则该序列就是非平稳的时间序列.对非平稳的时间序列进行时间序列分析时可能会出现“伪回归”的现象,为了使回归有意义,可首先对时间序列进行平稳化,然后对差分序列进行回归.
由于表1中的数据均是时间序列数据,因此对城市化水平与第三产业增加值的指数进行协整分析.首先要检验这两个变量的时间序列是否平稳,是否存在谬误检验,以避免出现“伪回归”的问题.常见的时间序列的平稳性检验方法有以下四种：利用散点图进行平稳性判断、利用样本自相关函数进行平稳性判断、单位根检验、ADF检验.本篇论文采用Eviews3.1软件,运用AIC准则确定最佳滞后阶数,差分序列的检验类型按相应原则来确定,用ADF检验来判断各序列是否具有单位根,结果如表1所示：
注：表中的△表示一阶差分；检验形式（C,T,K）中的C、T和K分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶.0是指检验方程不包括常数项或时间趋势项.*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下是显著的.
显然,由表1可以得出我国城市化水平与服务业增加值
指数这两个变量的ADF检验值的绝对值0.812911,0.40974均小于临界值的绝对值,说明城市化水平和服务业发展两个变量均为非平稳序列,存在单位根.然后,继续对两变量的一阶差分进行单整检验发现,我们会发现各个变量的一阶差分序列ADF检验值的绝对值3.910007,3.904365均大于临界值的检验值,因此这说明了城市化水平与服务业发展的一阶差分均是平稳的.也就是说,它们都是I（1）型平稳序列.
2．协整检验
经济理论指出,某些经济变量间确实存在着长期的均衡关系,这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制,如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点,则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态.协整关系表达的就是两个线性增长量稳定的动态均衡关系.
因此,为了进一步分析研究城市化与服务业发展之间是否存在长期均衡关系,本篇论文对城市化水平与服务业发展两个变量进行协整分析.通过上面的分析可知,两变量序列LNURBA、LNSERV满足协整检验前提,因此可以考虑两者之间是否存在协整关系.现在用两变量的Engle-Granger检验法（两步检验法）对LNSERV、LNURBA变量进行协整关系检验.
第一步,用OLS法估计长期均衡方程（称为协整回归）：
计算普通最小二乘估计法的非均衡误差,得到序列：
第二步,检验上述模型的残差项是否为平稳序列,即检验t是否是平稳序列.对上述协回归方程估计残差序列εt进行单位根检验.ADF检验统计量-2.000870的绝对值大于显著性水平5%,10%时的临界值的绝对值,因此可以认为估计残差序列εt为平稳序列,这表明LNURBA与LNSERV之间存在协整关系,如表2所示：
注：检验形式（C,T,K）中的C、T和K分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶.0是指检验方程不包括常数项或时间趋势项.*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下是显著的.
因此,根据恩格尔-格兰杰两步法原理,以上所述的协整回归方程不仅揭示了城市化发展对服务业的影响程度,并且表明了它们之间存在长期的均衡关系.从协整模型可以看出,城市化水平与服务业发展存在正向相关关系,城市化水平每变动1%,便会促使服务业产值的比重增长3.354046%.
由表2-3可以看出残差项εt的ADF检验值的绝对值2.000870大于显著性水平10%,5%的临界值的绝对值.所以,这个协整回归方程具有现实意义.
三、结论及政策建议
利用我国1978---2009年的数据,对我国城市化水平与第三产业增加值指数的对数进行ADF单位根检验、协整检验、向量自回归分析,研究可从得出的结论中总结出以下几点政策建议：
第一,优化产业结构,促进服务业发展.产业结构扭曲是城市化和服务业发展不协调的根源.大力发展现代服务业,并且推动城市化水平的提高.双向引导用以加速城市化的进程,促进服务业的发展.服务业,特别是现代服务业,是适应城市现代化发展需要而形成的产业,广泛服务于生产与生活,同时也是城市经济辐射的载体与手段,并且也是支持农村发展的桥梁与通道.
第二,消除城市化壁垒、全面实现城市化与第三产业之间的良性互促关系.制度革新以破除人口流迁中间环节以及城市的进入壁垒,增强城市化对服务业发展促进作用.
第三,改善城市化与第三产业协调发展的环境.合理的、适当的城市规模体系能够为第三产业的发展提供舞台,我们在规划的过程中应该要有意识地去建设一批大城市,在相邻的大城市的基础上逐渐形成城市群或者都市圈,从而带动现代服务业的规模发展与结构调整.