我國服務業發展對新型城鎮化的影響

　　本篇新型城鎮化論文在理論分析的基礎上利用2000-2012年我國西部12個省份的數據，采用面板數據實證分析了我國西部地區服務業發展對城鎮化進程的影響。《小城鎮建設》是專門為小城鎮和村莊建設服務的集城鎮建設、經濟、社會、文化和社會生活等政策性、專業性、技術性和信息性于一體的優秀月刊。

　　內容摘要：本文首先總結了服務業對城鎮化影響機制的研究成果;其次，基于2000-2012年我國西部地區省際面板數據，采用面板單位根檢驗、協整檢驗和固定效應分析模型分析了我國西部地區服務業發展對城鎮化的影響，并提出了相關建議。分析結果表明，西部地區的服務業發展對其城鎮化具有明顯的促進作用：人均第三產業增加值提高1個百分點，城鎮化率將提高0.27個百分點。關鍵詞：產業結構 城鎮化 服務業 固定效應模型

　　引言

　　城鎮化和產業結構優化升級是近年來我國經濟建設的重要內容，黨的十八大明確提出“新型城鎮化”的概念，要求“以人為核心，不是簡單的城市人口比例增加和面積擴張，而是在產業支撐、人居環境、社會保障、生活方式等方面實現由鄉到城的轉變”。產業結構轉型對城鎮化起到越來越重要的作用。

　　2013 年我國第三產業增加值為262204億元，增長8.3%，第三產業增加值比重為46.1%，第三產業增加值首次超過第二產業;同時，2013年年末全國大陸總人口136072萬人，其中城鎮常駐人口為73111萬人，占總人口比重為53.73%。雖然在規模上，第三產業占GDP比重首次超過一、二產業，但我國第三產業東西部發展不均衡，且與發達國家相比尚有較大差距。首先，我國東部地區第三產業的絕對值遠遠高于中西部地區，如圖1所示。其次，與發達國家以及中等收入國家相比依然有明顯的差距，發達國家第三產業增加值占GDP比重平均水平為74%，中等收入國家的平均水平也有53%。與此同時，國家新型城鎮化規劃(2014-2020)提出“新型城鎮化”的目標，即常住人口城鎮化率達到60%左右，戶籍人口城鎮化率達到45%左右，戶籍人口城鎮化率與常住人口城鎮化率差距縮小2個百分點左右，努力實現1億左右農業轉移人口和其他常住人口在城鎮落戶。

　　世界城鎮化的發展歷史表明，城鎮化的發展離不開產業的支撐。20世紀60年代以來，世界經濟范圍內眾多發達國家逐漸完成工業經濟向服務經濟的轉換，服務業取代制造業成為國民經濟的支柱產業;而隨著我國經濟的發展，第三產業產出持續增加。我國應繼續大力發展服務業，利用服務業對城鎮化的推動作用，努力同高城鎮化水平的發達國家一樣，讓服務業代替工業帶動城鎮化發展。

　　而我國西部地區經濟發展相對落后，城鎮化進程起步晚、起點低。如何加快西部地區的城鎮化對我國“新型城鎮化”戰略具有重大意義。因此，本文將著重探討西部地區服務業發展對城鎮化的影響。

　　文獻回顧

　　(一)服務業與城鎮化的理論研究

　　國外較早研究城鎮化與服務業關系的是Chenery和Singelmann。Chenery實證分析了經濟發展各階段產業結構變動與城鎮化進程的關系，并在《發展的模式：1950-1970》一書中指出，城市人口不斷增加，工業和服務業的勞動力比重也隨之增加。Singelmann首次明確提出城鎮化為服務業發展提供便利條件，城市為顧客直接參與服務的消費提供基礎設施。

　　國內學者鄭吉昌、夏晴(2004)在分析服務業與城鎮化的相互關系時指出服務業是加速器，城鎮化是推進器，兩者相互作用，不斷推動城鎮化的發展。李京文(2005)指出城市服務業對城市經濟增長起著不可替代的作用，城鎮化水平的提高依賴服務業的發展。郭克莎(2002)指出服務業加速非農人口的轉變從而促進城鎮化，同時城鎮化也可以加速服務業的擴張，兩者相互作用。但值得注意的是對于服務業與城鎮化相互作用的邏輯順序，則認為是服務業通過吸納勞動力增加就業，然后城鎮化水平才得以提高。

　　(二)服務業與城鎮化的實證研究

　　國內外學術界對城鎮化與服務業內在聯系的實證研究更為豐富和集中。陳立泰、張洪瑋、熊海波(2013)利用2000-2010年我國省際面板數據，采用面板單位根檢驗和固定效應模型，研究了我國服務業對城鎮化進程的影響。張自然(2008)通過1978-2006 年的時序數據，利用回歸分析、格蘭杰因果檢驗，選擇人均服務業增加值為被解釋變量，城鎮化水平為解釋變量，對兩者關系進行了實證分析。王春國、馮丹(2013)采用我國西部地區2004-2010年面板數據，對我國服務業、城鎮化、工業化三者之間的關系進行了實證分析，結果發現我國西部地區服務業與城鎮化、工業化之間的關系都比較顯著，但城鎮化與工業化的交互作用不利于服務業的發展。因為服務業屬于勞動密集型產業，就業彈性高，所以服務業集聚會通過就業乘數效應促進農村勞動力轉移和城鎮人口的增加，避免了勞動力回流到農村的現象(汪冬梅，2005)。

　　Daniels實證分析了美國各個級別城市的區域服務業成長情況，認為城市為服務業發展提供市場基礎，城鎮化的發展有利于服務業的擴張。Kuznets(1966) 在“配第-克拉克定律”的基礎上對國民收入的產業分布進行實證分析得出結論為：農業部門的GNP比重和勞動力比重趨于下降，工業和服務部門則趨于上升，并指出發達經濟的不斷城市化，是服務業不斷增長的原因。城市地理學家Northam(1979)通過分析，用一條拉長的S型曲線“諾瑟姆曲線”概括了歐美城市化發展的軌跡，并指出產業結構也隨著城鎮化的進程發生相應的變化。

　　眾多的研究資料中，對于城鎮化推動服務業進程的研究要多于服務業對城鎮化逆向作用的研究，本文將基于“結構轉換理論”和“服務業集聚理論”的基礎上，實證分析我國西部地區服務業對城鎮化的影響。

　　實證分析

　　(一)模型的構建

　　1.模型構建。本文以控制相關變量來研究服務業發展對城鎮化的影響。鑒于所選數據為宏觀經濟變量，因此采用對數形式估計模型如下：

　　其中，β0為常數，urbanizationi，t是i省第t期的城鎮化水平，servicei，t是i省第t期的服務業水平，edui，t是i省第t期的教育水平，gapi，t是i省第t期的收入差距水平，μi，t是非觀測的個體固定效應，vi，t是隨機誤差項。

　　2.變量說明。文章中選擇變量具體含義如下：

　　urbanization為城鎮化率，城鎮化率=平均城鎮人口/總人口。

　　service為服務業水平，選取反映整個區域內服務業的絕對平均水平——人均第三產業增加值。一般而言，經濟規模越大的地區(用GDP來衡量)或者人口越多的地區，對于服務業的需求會越旺盛;同樣，人均GDP較高的地區金融業的發展就會越來越好，這樣會導致本文的服務業發展指數存在偏差，為了控制經濟規模和經濟發展水平對服務業的影響，本文對該指數進行修正。首先，采用面板數據的固定效應回歸：

　　其中，i和t分別表示地區和時間，service是修正前的服務業發展指數，GDP是地區國內生產總值，表示地區的經濟規模;POP是地區的人口數量;PGDP是人均國內生總值，反映地區的經濟發展水平;μ是隨機誤差項。上述回歸的估計值即服務業發展指數的修正值，是在控制經濟規模、人口規模和經濟發展水平之后有效無偏的服務業發展指數。

　　edu為教育水平，以每萬人口在校大學生數量來衡量。

　　gap為城鄉收入差距，以一省“城鎮居民人均可支配收入”與“農村居民人均純收入”的比值來衡量。

　　(二)面板數據模型的選擇

　　文章選擇面板數據進行分析前，需要確定估計模型——“混合估計模型”、“固定效應模型”還是“隨機效應模型”。文章采用Hausman檢驗和LR檢驗來對其做出選擇。Hausman檢驗的原假設是個體效應與回歸變量無關，應建立隨機效應模型，因此當Hausman檢驗的統計值較大其對應的P值遠小于 0.05時，拒絕原假設，應建立個體固定效應模型;LR似然比檢驗，原假設是應建立混合效應模型，當F值較大時，P值遠小于0.05時，拒絕原假設，應建立個體固定效應模型。在隨機效應估計窗口進行Hausman檢驗，在固定效應估計窗口進行LR似然比檢驗，檢驗結果如表1所示，在兩種檢驗方式下均拒絕了原假設，所以采用固定效應模型是可行的。

　　(三)樣本選擇與數據來源

　　首先，因為是基于面板數據的研究，對于西部十二省總人口的統計，在2000年以后統計口徑是基本一致的;其次，2000年以來，我國服務業發展與城鎮化進程都較為迅速，并且服務業對城鎮化進程的推動越來越受到各界的關注。所以文章選取2000-2012年的年度數據。

　　文中urbanization指標原始數據來源于2001-2013年中國統計年鑒，西部各省、自治區和直轄市的統計年鑒、統計公報;service值以及各省第三產業人均增加值的平減指數均來自于第三產業統計年鑒2012;edu與 gap的原始數據均來自于新中國匯編60年統計年鑒以及各省、自治區、直轄市的統計年鑒、統計公報，各變量指標的數據描述見表2。

　　(四)實證檢驗

　　1.單位根檢驗。確定利用固定效應模型分析“服務業對城鎮化進程的影響”后，為保證序列的平穩性、模型的可靠性，還需要進行單位根檢驗。文章檢驗方法選擇LLC、ADF、PP、Impesaran and Shin W-stat，原假設均為存在單位根。各變量的原序列均呈現非平穩狀態，再對其一階差分進行檢驗，檢驗結果如表3所示，可以看出各個變量通過了一階差分平穩性檢驗，是一階單整的。

　　2.協整性檢驗。變量通過平穩性檢驗后還要進行協整檢驗來分析變量之間是否存在長期均衡關系，文章采用的KAO檢驗，檢驗原理是零假設沒有協整關系，如果P值接近于0，則拒絕零假設，認為變量間存在長期均衡關系。從表4的檢驗結果看來，各變量之間存在均衡關系。利用 2000-2012年西部十二省、市、自治區的面板數據，對所選變量進行平穩性與協整檢驗，采用固定效應模型進行回歸。

　　3.逐步回歸。為了進一步分析各變量對城鎮化的影響，對模型進行逐步回歸。回歸結果如表5所示，模型五為最終回歸結果。在五個模型中，模型1、模型2、模型3都對 service進行回歸，其系數均在1%的顯著水平下為正。在只考慮service的模型1中，發現服務業對城鎮化的作用被高估，所以引入教育edu;模型2相比模型1擬合優度得到提高;模型3考慮服務業和收入差距，收入差距的影響被高估，且方向與預期相反;模型4中引入收入差距后對城鎮化的影響是負方向的，與預期方向一致，但教育的影響被高估。從表6的結果來看，各變量在1%的顯著水平下均通過了檢驗，模型調整后的R2為0.999951，擬合優度優良。

　　結論和政策建議

　　(一)研究結論

　　得出以下結論：

　　第一，從西部十二省來看，人均第三產業增加值每提高1%，城鎮化進程將提高0.27%。服務業集聚對城鎮化發展具有明顯的推動作用，這一結論為實現我國 “新型城鎮化”提供了一個新途徑;第二，學者陳立泰、張紅瑋、熊海波的研究結論為：西部地區服務業集聚(選擇區位商衡量)與工業水平具有同樣重要的作用，彈性系數為1.0962，而本文采用人均第三產業增加值作為解釋變量，彈性系數為0.27，均為正向影響;學者張自然利用1978-2006年全國數據進行研究所得結論為人均服務業增加值對城市化水平的影響作用不明顯，而本文所得結論為“服務業可以明顯促進城鎮化進程”;第三，面板數據協整檢驗說明了城鎮化率、人均第三產業增加值、教育水平以及城鄉收入差距存在顯著的協整關系，變量之間存在長期的均衡關系;第四，城鄉收入差距系數與預期方向相反，結合實際因素，城鄉收入差距對城鎮化率的影響呈現出顯著的倒“U”型關系，說明了在城鄉收入差距較小時，差距拉大可以加大經濟增長對城鎮化的促進作用;第五，“每萬人在校大學生數”解釋變量的系數為正，說明教育水平的提高可以促進城鎮化。

　　(二)發展服務業推進城鎮化的政策建議

　　1.改造傳統服務業，扶持知識、資金、技術密集的現代服務業。目前，傳統服務業的比重在服務業中所占的比重大于知識、技術密集型的現代服務業。傳統服務業雖然前期投入比較低，對“人口城鎮化”的效果較為明顯，但是難以形成產業鏈。而現代服務業可以形成強大的城市經濟基礎，為城市的經濟建設提供更為完善的基礎設施。加大西部地區教育和科技的投入，用先進的科學技術改造傳統服務業，提高各個層次服務業就業人員的科學文化素質。促進城鎮人口集聚，推動西部地區新型城鎮化的發展。

　　2.大力發展特色服務業。首先，西部地區地形多山區、丘陵，經濟基礎比較薄弱，但“一方水土養一方人”，西部地區的旅游業都具有比較優勢。四川省2013年實現旅游總收入3877.4億元，全省旅游增加值占GDP比重達到7.2%。其次，西部地區生態環境特殊，在部分城市必須謹慎開展服務業發展，在尊重環境、保護生態的基礎上，因地制宜發展特色服務業，推進城鎮化建設。

　　3.重視生產性服務業的發展。生產性服務業對對城市經濟增長起到越來越重要的作用。2012年，四川省生產性服務業吸引勞動力就業比重為52%，大大促進了人口的轉移。政府層面上要為生產性服務業的就業者制定較為優惠的政策，鼓勵民營企業和外資企業加入生產性服務行業，加大生產性服務業人才的培養，實現生產性服務業的迅速發展。

　　4.促進生活性服務業的結構升級。隨著生活水平的提高，生活性服務消費的內部層次越來越豐富，應針對不同的城市規模、城市層次，以最大程度便利居民生活為出發點，提供不同層次的生活性服務。在發展較快的城鎮設立連鎖超市、便利店等，在農村開展連鎖經營和代理配送等現代流通形式，拓寬農村商貿流通服務業，同時促進農村交通通訊、信息服務業的發展，重點發展農村教育、文化、醫療衛生、旅游、休閑娛樂等服務業。全面促進居民消費結構的升級推動城鎮化的發展。

　　5. 提高教育水平，縮小城鄉收入差距。提高教育水平，加大教育投資可以為服務業的轉型、優化、創新發展提供高技術人才的支撐，促進城鎮化進程;減小城鄉收入差距，實現城鄉統籌，準確處理“人口城鎮化”過程中出現的土地使用權的問題，早日實現“新型城鎮化”的目標，促進城市經濟與人口經濟的健康發展。

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