《决策咨询通讯》２Ｏ１Ｏ年・第６期 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 摘要：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。 关键词：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 个社会从业人员比重、第三产业增加值增长速度、 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 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２ｏｏ８）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；Ｘ ：第三 产业增加值占ＧＤＰ比重；Ｘ ：第三产业从业人员占 整个社会从业人员比重；Ｘ ：第三产业增加值增长 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 速度；Ｘ ：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 城镇化率与第三产业之问的关系，为成都的发展 提供参考。 二、数据与方法 （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 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５４．４ｌ％，其二十多年的时间翻了一番。 进人２１世纪，城镇化进程趋势更加迅猛，由２００１ 产业增加值占ＧＤＰ比重、第三产业从业人员占整 作者简介：吕一清（１９８４一），男，湖北省荆门市人，Ｉ￣ｔＪ ｓｌ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（１９６１一），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。 ８５ 《决策咨询通讯）２０１０年・第６期 年的３４．７９％到２００８年的５４．４１％。按照Ｎｏｒｔｈａｍ 表１ ＡＤＦ平稳性检验 变量 ＡＤＦ值 临界值 （ｃ，Ｔ，Ｋ） 结论 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％一７０％之间，为城镇化 Ｙ 一１．３３ —３．２２… （ｃ，ｔ，０） 不平稳 的中期阶段；城镇化率大于７０％，为城镇化后期阶 段。成都从１９９５年进人城镇化的中期阶段，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问的增加而增加， 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ｘ 、第三产业从业人员占整个社会 从业人员比重Ｘ：、第三产业增加值增长速度Ｘ。、第 三产业从业人员增长速度Ｘ 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、ｘ 、ｘ 、ｘ，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；Ｘ 序列呈现 平稳趋势（表１）。因此Ｙ、ｘ 、ｘ：、ｘ，是一阶单整序 列Ｉ（１），ＸＭ４是零阶单整序列Ｉ（Ｏ）。 ８６ Ｘｌ １．７１ —１．６１… （Ｏ，０，０） 不平稳 Ｘ２ —０．５３ —３．２１… （Ｃ，ｔ，０） 不平稳 Ｘ３ —１．１４ —１．６１… （ｃ，０，０） 不平稳 Ｘｄ 一３．８６ —３．２２… （ｃ，ｔ，０） 平稳 ＤＹ ～３．６４ —３．５８‘ （ｃ，ｔ，０） 平稳 ＤＸｌ 一２．３６ —１．９５’ （０，０，０） 平稳 ＤＸ２ —４．９１ —４．３２ （Ｃ，ｔ，０） 平稳 ＤＸ３ —４．２１ —２．６５ （０，０，０） 平稳 ＤＸ４ —６．４０ —４．３２ （Ｃ，ｔ，０） 平稳 注：ＡＤＦ检验形式（Ｃ，Ｔ，Ｋ），Ｃ和Ｔ表示带有常数项和趋势 项；Ｋ为滞后阶数，由ＳＣ和ＡＩＣ准则确定。￥， ｝，￥ ￥￥分别表示１％、５％、１０％显著水平；Ｄ表示一阶差分 算子。 （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问存在一种 长期稳定的均衡关系，只有具有协整关系的变量之 问，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 变量组 原假设协整 迹检验 ５％ 协整个数 关系个数 统计量 临界值 Ｙ与Ｘ 没有 ４．４３ １５．４９ Ｏ 最多一个 ０．９８ ３．８４ Ｙ与Ｘ２ 最多没有 ２７．５７ １５．４９ １ 一个 １．８８ ３．８４ Ｙ与Ｘ没有 ２８．５７ １５．４９ ３ １ 最多一个 Ｏ．３１ ３．８４ 由表２可知，Ｙ与Ｘ 之问不存在协整关系；Ｙ 与ｘ 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 《决策咨询通汛）２０１０年・第６期 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Ｘ 、Ｘ，与Ｙ之间关系的检验结果 表４脉冲响应效果 冲击反 Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ 应次数 Ｘ ｔ０ Ｙ Ｘ ｔｏ Ｙ Ｙ ｔｏ Ｘ Ｙ ｔｏ Ｘ３ １ —０．１５５６５ 一Ｏ．１２８ｌ５ Ｏ ０ 列表３内。 ’ 表３ Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验表 原假设 滞后阶数 Ｆ统计量 概率值 Ｙ不是Ｘ２的 ．２ ４．２８８９ ０．０２５５５ Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ５ ３．７２４３ ０．０２１６５ Ｘ２不是Ｙ的 ２ ４．７２２ｌ Ｏ．０ｌ８６５ Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ３ ２．６３８７ ０．０７６１７ Ｙ不是Ｘ３的 ２ ０．６７９７４ Ｏ．５１６２４ Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ４ １．０５５９３ ０．４０６５８ Ｘ３不是Ｙ的 ２ ０．２５３１１ ０．７７８４３ Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ５ Ｏ．２８２４６ ０．９１５４９ 检验结果显示，在１０％的显著水平下，Ｙ与 ｘ 在滞后２—５期都拒绝原假设，Ｙ是Ｘ２的 Ｇｒａｎｇｅｒ原因。Ｘ：与Ｙ在滞后２—３期都拒绝原 假设，Ｘ：是Ｙ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，即变量Ｙ与Ｘ：之 间只存在双向因果关系，变量Ｙ是变量Ｘ 的 Ｇｒａｎｇｅｒ原因，同时变量Ｘ 是变量Ｙ的Ｇｒａｎｇｅｒ原 因；在１０％的显著水平下；Ｙ不是ｘ，的Ｇｒａｎｇｅｒ 原因在滞后２和４期的概率是０．５１６２４和 ０．４０６５８．，Ｘ 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ｘ 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Ｘ 、Ｙ与Ｘ，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Ｘ：、Ｘ 与Ｙ之间的脉冲响应 函数，得到的分析结果如下（表４）．。 ２ —０．００３ —０．０ｏ１０３ ０．０７９３５４ —０．０３２１８ ３ ０．２４６２５ Ｏ．２６１０６９ ０．４８６２１５ ０．Ｏ４９０９８ ４ ０．４９０７０１ ０．４０４９６ ０．７５２２７１ ０．１９３ｌ８１ ５ ０．６３４１０１ ０．２９４２３２ ０．９５４３３４ ０．２９９６７４ ６ ０．６８６４２４ ０．０１７８０５ ０．９８６９１３ Ｏ．３ｌ１１４６ 脉冲响 Ｌ型 倒Ｕ型 Ｌ型 平滑上升 应曲线 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ｘ：对Ｙ变化的冲击。表４的第二列 可知，在整个冲击反应期内ｘ 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ｘ 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ｘ 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，ｘ，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ｘ，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ｘ 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。 ８７ ＜决策咨询通讯）２ｏｌｏ年・第６期 表５方差分解结果 ｐｅｒｉｏｄ Ｖａｒｉａｎｃｅ Ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｏｆ Ｘｉｏｎ Ｖａｒｉａｎｃｅ Ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ Ｖａｒｉａｎｃｅ Ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ Ｖａｒｉｎａｃｅ Ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ ２ ｔｏ Ｙ ｏｆ Ｘ３ ｔＯ Ｙ ０ｆ Ｙ ｔｏ）（２ ｏｆ Ｙ ｔｏ Ｘ３ １ ２．０３１９８３ ０．２２１５７６ ０ Ｏ ’２ １．８２１８８４ ０．１２２３０１ Ｏ．１１４６９１ ０．Ｏｌ８８６４ ３ ４．３２６１３８ ０．５７５５７１ ３．０３０３２４ ０．０４３０２９ ４ １３．２７８２２ １．６４８１２３ ８．６０８１６８ ０．４３３９６７ ５ ２１．６１５８４ ２．１５２１７６ １６．３１７９ １．２３９１８７ ６ ２７．６９６４ ２．１１９７２３ ２３．１３６７７ １．９５３２６６ ａｖｅｒａｇｅ １１．７９５０７７５ １．１３９９１ｌ６６７ ８．５３４６４２１６７ ０．６１４７１８８３３ 综合方差结果分析，总体而言，城镇化率与第三 业人员比重互为双向因果关系，城镇化率的增长有 产业从业人员占整个社会从业人员比重相互之间的 利于第三产业从业人员占整个社会从业人员比重 预测方差起较大的作用，其中第三产业从业人员占 的增长，并且作用还非常的大；而第三产业从业人 整个社会从业人员比重对城镇化率的贡献度达到 员占整个社会从业人员比重的增长又促进城镇化 １ １．７９％，而城镇化率对第三产业人员占整个社会从 率的进程，而且贡献度也很大。因此，发展成为现 业人员比重的贡献度达到８．５４％；然而城镇化率与 代化的城市，成都应该调整产业结构，促进第三产 第三产业增加值增长速度相互之间的预测方差起的 业的大力发展，同时也要提高城市基础设施的建 作用小一些，分别为Ｉ．１４％和０．６１５％。从这些结果 设，提高城镇化率，反过来促进第三产业的发展。 可以看出成都第三产业发展与城镇化率变化之间的 其次，虽然城镇化率与第三产业增加值增长速度的 关系。城镇化的进程与第三产业从业人员占整社会 因果关系有些弱，贡献度也不是很大，但是在短期 从业人员的比重有着重要的关系，因此发展第三产 内，其第三产业增加值对城镇化率有促进作用，同 业，扩大就业率，有助于成都城镇化的进程，同时城 时也是第三产业成长能力的指标。 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 参考文献： 程有一定的促进作用，但是作用十分有限，城镇化率 【１］ 张建新，段禄峰．我国城镇化与工业化关系的泓度 对第三产业增长速度作用相当的小。 ［Ｊ］．生态经济，２００９，１２：６７—７Ｏ． ［２］林毅夫．中国城市发展和农业现代化［Ｊ］．北京大学学 四、结论 报（哲学社会科学版），２００２，２９（４）：１２—１５． 本文通过对成都城镇化率与第三产业发展分 ［３］冷崇总．在城镇化：“十五”经济社会发展的战略选择 析，主要运用Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验、基于ＶＡＲ模 ［Ｊ］．地方管理，２００１，１：３２—３４． 型的广义脉冲响应函数和方差分解法，得出的结果 ［４］杜江．计量经济学及其应用［Ｍ］．北京：机械工业出版 表明：城镇化率与第三产业从业人员占整个社会从 社，２０１０．３． （上接第７８页）激励，引导影视制作者们深人实践， 区以及北三市、长海县全部纳人视野，在城乡一体 尽快推出紧密贴近大连和宣传大连的影视作品，这 化的格局下，对影视制作基地、拍摄取景地以及电 不仅可以提升大连城市知名度，带动旅游等相关产 影院建设线做出统筹谋划。所谓“全面规划”，就是 业发展，也会扩大大连影视产业的影响。 要对影视产业的要素构建体系、策划制作体系、展 六是做好影视产业发展规划，争取冠名“国家 示交易体系、影视后产品开发体系和综合服务体系 影视产业发展实验城市”。大连影视产业发展不仅 的建设做出全面的规划，着力谋求、机制、人 正逢难得机遇期，ｔＥ－ＪＥ处于关键阶段，把握住机遇， 才、环境、产品等方面的创新和提高。与此同时，还 做好今后一个时期的发展规划至关重要。应从大 应积极争取得到“国家影视产业发展实验城市”的 连实际和国际影视产业发展趋势出发，做好全域谋 冠名，寻求更多的支持，把大连打造成国内环 划、全面规划。所谓“全域谋划”，不只是几个影视 境最好、成本最低、影响最广的影视产业城市，为大 基地的建设，也不只是主城区的规划，而是将新市 连的文化名城建设提供强大产业支撑。 ８８
