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摘要：经济发展的实践表明，产业结构转变的高级阶段是现代服务业成为国民经济的主导。工业化推动了城市化，城市化引致生产要素向城市集聚，城市数量增加和规模的提升、非农人口比重的提高极大地刺激了服务业的需求，居民收入的增加和就业结构的转变最终促进了服务业的发展。本文建立多变量的计量模型，使用Johan-sion协整、ECM、VAR、IRF和方差分解等现代经济计量方法对改革开放以来中国经济增长中的服务业进行经验研究，从经济发展和结构转变的角度考察了服务业的增长。
关键词：服务业；城市化；经济发展
中图分类号：F719；F29 文献标识码：A 文章编号：1002—2848—2006(05)-0091—07
继克拉克提出产业结构演进定理后，钱纳里、库兹涅茨等对世界多国的经济发展进行系统考察，结果均表明经济结构的变迁主要体现为非农人口不断提高的城市化过程和服务业产值及就业比重不断提高的服务业发展过程。
城市经济的集聚效应主要表现为城市化水平提高所带动的服务业高速成长。服务业是高度发达的城市经济的主体。目前我国产业结构存在的一个突出问题是服务业发展滞后，产值结构和就业结构都落后于世界水平。因此，探求经济发展中的城市化对于服务业发展有何作用?服务业发展的主要影响因素是什么?服务业与整个经济发展的相关性如何?这一系列问题就是本文研究的根本出发点。
一、文献回顾
国内外学者关于服务业增长与城市化的研究主要集中在由于城市化所引致的服务需求结构的变化、城市化对于服务业的宏观带动两个方面。库滋涅茨在通过对13个发达国家近三百年经济增长的统计分析基础上运用需求弹性理论认为，引起现代工业增长和相应的工业化和城市化的技术进步标志着作为生产者而居住在城市的消费者，需要那些在农村并不需求的商品和服务。这充分说明了城市化所导致的需求结构的改变，即服务业的需求主要发生在非农业部门。Singelmann实证研究了实现工业化国家1920—1970年劳动力转移过程，动态比较的结果说明劳动力在城市非农业部门特别是服务业部门集中，研究发现城市化是促成一个国家由农业型经济向服务型经济转变的重要因素，他首次明确了城市化是服务业发展的原因。Daniels等通过计量分析检验了美国大中小城市区域的服务业成长，研究认为城市形成的区域市场是服务业发展的基础，是城市化的发展促进了服务业的扩张。Harris就城市在印度经济中的作用进行了研究，结果表明城市在国家经济发展中起了关键作用，城市是流通商品的主要中心，发挥着巨大的网络效应，是服务业中许多行业的核心。我国学者李健英对第三产业和城市化的相关性分析认为，城市化是服务业发展的需求基础。第三产业是城市化发展的重要经济源泉和后续动力。晏维龙等采用1960—2001年中国时间序列数据和2001年分省区的数据对服务业中的商品流通业和城市化关系进行了计量实证分析，研究认为在市场体制下，城市化与流通发展具有纵向和横向强相关性。城市的发展促成了商品流通的发展，城市化水平差异是造成流通水平差异的重要原因。江小涓等通过研究服务业与经济增长的相关性和增长潜力，结果表明城市化水平是影响城市服务业增加值比重的重要因素。俞国琴认为城市化是产业结构高度化的前提，它与服务业的发展存在较为密切的正相关关系。服务业的发展会增强城市的吸纳能力，有利于加速城市化的进程。Chang等对中国城市化和经济增长的最新研究表明城市化通过服务业部门的扩张，创造了大量的就业机会。农村部门自给自足决定了其对服务业的需求有限，而城市生活的市场倾向引致居民对于运输、零售等服务业的需求更大，因而城市化能够刺激服务业的产出和就业的增加。
关于经济发展促成的就业结构转变对服务业的影响研究。Eckstein等则通过对美国服务业劳动力就业结构的实证分析认为，服务业就业人员的增加的主要贡献来自于政府支出增加。Henderson论证城市化伴随着经济发展。经济增长推动了现代部门的扩张，改变了经济结构，结果人口由农业主导的农村流人工业和服务业主导的城市区域。城市经济推动了经济发展，促进了经济集聚和运输成本下降和知识外溢效应。YoshimaAraki的研究发现服务业人口和城市人口的比重与城市化密切相关，城市化促进了服务业从业人员的增加。Blunch等研究发现服务业扩张对于农业和工业具有正效应。由于对于农业和工业的投人需求的增加。对所有的国家来说，农业、工业和服务业部门在长期具有重要的相互依赖关系，弱外生性的服务业发展是推动增长的重要部门。EswaranC等在传统两部门经济模型中引入服务业，着重研究了小国开放经济中服务业在工业化中作用，将服务业作为工业的投入，工业发展促进了服务业的扩张，进而提高了消费者福利。随着收入增加，服务需求的增加导致了服务业部门的扩张。Tiffen建立农业和城市制造业、服务业的三部门模型在对非洲近撒哈拉地区的农业发展、城市化和收入增长的研究中发现，农业、制造业、服务业互为市场。并认为随着农业人口向城市的释放，服务业将获得较快发展，制造业和服务业发展又会更进一步吸引农业劳动力的转移。Messina采用面板数据对OECD国家经济发展的计量分析结果表明政府部门规模、城市化程度等对于服务业就业份额具有显著的统计正向作用，公共部门和城市化水平的提高对于服务业相对规模的发展具有显著的作用。高帆采用新兴古典经济学超边际分析，研究证明随着交易效率的提高和分工组织的演进，二元经济结构转化表现为一个在工业化基础上的服务业的兴起过程。这一论断从经济结构转变的角度对服务业的发展予以解释。
国内外学者对于服务业的发展多是从经济发展和就业角度的宏观考察，许多经典研究是对工业化动态演进的解释，文献研究主要集中在服务业中的具体问题，明确阐明服务业、城市化、居民收入和经济发展水平影响关系的研究不多，关于经济发展过程中服务业发展的计量检验更少，事实上，这些因素在推动服务业发展中紧密相联。本文第三部分在经济理论的支撑下建立多变量的模型，采用中国1978—2004年度数据，使用现代经济计量分析方法，对服务业与城市化水平等经济因素的综合关系进行了实证检验，得出了一些重要的结论。文章的第四部分对全文进行了总结，根据对中国数据计量的结果揭示了其中的政策含义，并给出了简单的政策建议。
二、计量模型与实证分析
(一)模型设定
在经典文献经验支撑下，根据相关经济理论，建立以下模型：
样本数据来源的说明：以Serv代表服务业的产值，它反映了服务业的发展规模和水平。用Urba代表城市化率，以城镇人口占总人口的比重表示。Pgdp为人均GDP，反应了经济发展的总体水平。 Inco为城镇居民收入水平，由于1978—2004年城镇居民消费水平数据不完整，本文以Wage所反应的职工平均工资代替居民消费水平，Serl代表服务业的就业水平，以第三产业从业人员数量表示。数据来自于《2005中国劳动统计年鉴》，其他数据来源于《2005中国统计年鉴》。为了数据分析的科学性，这里的Serv和Pgdp均调整为1978年价格水平，并对各变量分别取自然对数。
(二)数据平稳性检验
为了避免对非平稳的时间序列进行时间序列分析产生“伪回归”问题，在做回归分析之前，先对数据的平稳性进行检验，将其调整为平稳序列，然后对差分序列进行回归。
1．数据单整的单位根检验：ADF方法
本文使用Eviews4．1软件，对LnServ，LnUrba，Ln％dF，nnlnco，LnSerl的单位根进行ADF检验，检验方程的选取根据相应的数据图形来确定，采用准则确定最佳滞后阶数，差分序列的检验类型按相应原则确定。综合检验的结果显示各变量在5％水平上均一阶单整，即均为序列。
2．长期稳定关系：Johanson检验
为了进一步分析经济发展水平、城市化和服务业之间的长期关系，对诸变量进行协整分析。通过上面分析可知各个变量序列LnUrba，LnServ，Lnlnco、LnPgdp、LnSerl均为一阶单整，满足协整检验前提，故可考虑检验变量之间是否存在协整关系。本文用Johanson协整法对LnServsLnUrba等变量进行协整关系检验。
通过Johanson检验发现，迹检验在5％的水平上存在4个协整方程，在1％水平上存在3个协整方程，因此对数据的协整分析看，五个变量系统之间存在显著的协整关系。
3．误差修正模型(ECM)
据Ende定理，如果一组变量之间有协整关系，则协整回归总是能被转换为误差修正模型。借鉴Chow(1987，2002)的研究，根据差分后的序列、各变量的滞后期及初始方程(OLS估计)的残差项的滞后一期做回归分析，在剔除统计不显著的变量后，反映与之间短期动态均衡关系的误差修正模型为：
从拟合优度R、DW统计值、F值判断，误差修正模型较为理想。误差修正模型描述了均衡误差对服务业产值比重短期动态的影响，误差修正系数为负数，符合相反修正机制。从该模型可以看出变量之间的短期动态均衡关系是，城市化变动率的当期对于服务业影响较为显著，服务业产值增长率对城市化增长率的弹性为0．8576，对服务业从业人员增长率的弹性为0．5863，对城镇居民收入水平增长率的弹性为0．0151，即城市化率的增长率、服务业从业人员增长率、城镇居民收入水平增长率短期内每变动1％，服务业产值增长率将分别同方向提高0．86％，0．59％，0．02％。
(三)VAR模型分析
1．VAR建模
为了说明城市化率等变量影响服务业发展的变化路径，本文采用非结构化的多方程模型，即向量自回归模型。它主要被用于描述相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。最一般的VAR模型的数学表达式为：
其中，Yt为时间序列构成的向量，即服务业产值增长率、城市化增长率、人均CDP增长率、服务业就业增长率、城镇居民收入增长率。户为自回归滞后阶数，εt为白噪声序列向量。随机扰动项εt称为新息，在VAP(p)模型中，如果新息εt发生变化，不仅当前的△LnSerV值立即改变，而且还会通过当前的△LnServ值影响到变量△LnServ及其他变量今后的取值。本文采用序列△LnServ、△LnUrba等，即差分后的平稳数据来建立VAR(P)模型，综合考虑AlE、SC和HQ取值最小的准则，经过多次试验我们将变量滞后区间确定为1到3阶，参见表3。将△LnServ和△LnUrba滞后1—3期的值作为内生变量，采用最小二乘法来估计vaR(3)该模型。
表4中，五个VAR方程中所估计的系数大部分在统计上均是显著的，只有个别的不太显著，整体来看，这些系数在服务业增长率的滞后方程中检验十分显著，并且从各个方程的整体检验结果来看，方程整体拟合度较高。VAR模型显示，在服务业增长率的方程中各个变量的系数都较ECM中的较大，并且各滞后期的数值在逐渐减小，表明当前主要受各个变量滞后1期的影响在逐渐衰减，在滞后1期中，服务业的增长率仍然较大程度上受到自身的影响，这表明了服务业发展具有一定的累积效应。同时服务业从业人员的增长率、人均GDP增长率也发挥了相当的助推作用，从与ECM的对比来看，城市化增长率对于服务业增长的影响主要体现在当期。
2．脉冲响应函数
在向量自回归的基础上，我们可以脉冲响应函数和方差分解来对已建立起来的VAR模型做出解释。脉冲响应函数用于考察来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。在向量自回归模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解来考察1978—2004年间经济发展、城市化增长率等变量通过怎样的路径影响服务业的增长，以及它们之间的交互影响。为了规避对随机误差项施加一个标准差的偏误，本文用Pesamn和Shin的方法，使用广义脉冲响应函数，这里的时段取的是25年。
广义脉冲响应函数分别刻画了lnServ对其他变量受到一个单位正向标准差冲击后的响应情况和响应路径。根据图2，服务业增长率对城市化增长率新息的一个标准差冲击的响应在期初为0．01％，随后这种冲击的响应逐渐递减，虽然在随时间不断波动，但从长期看，整体上呈现正向的收敛效应，从第15年后则完全收敛至一般水平。这说明了服务业发展与城市化之间存在长期的密切关系，在期初，服务业增长对城市化发展的响应迅速趋于收敛，但从长期来看，城市化发展对促进服务业的正向拉动影响时限更长，更为有效率。其经济含义是，我国的城市化虽然受到到经济体制的约束，但勿庸置疑城市化对于服务业发展的推动作用十分显著，在长期里，城市化将极大改善服务业发展。服务业增长对于服务业就业人员增长、人均GDP的冲击呈现了相同的趋势，这种正向响应的波动稍微剧烈，但从第15年开始，也呈现明显的收敛趋势。由于选取职工工资作为城镇居民收入水平的替代变量，服务业对于城镇居民收入增长的响应呈现了负向响应，但这种响应依然在长期里收敛。因此，总体来看，城市化水平、经济发展水平和结业结构的变化对服务业的发展产生了巨大的影响。
3．方差分解
方差分解是将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所做的贡献，可考察系统中任意一个内生变量的预测均方误差的分解。它把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关 联的若干个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性，即变量的贡献占总贡献的比例。
在下图中服务业增长率的均方误差的影响因素被分解至城市化增长率、人均GDP增长率、服务业从业人员增长率、城镇居民收入增长率等几个方面。从方差分解的结果来看，服务业从业人员的增加对于服务业发展的贡献最为突出。这显示了从业人员增加所带来的直接产出效应。在此基础上城市化对服务业的影响是第二位的，它对服务业发展的贡献一直呈现较快的上升势头，此外，经济发展水平(人均CDP)和城镇居民收入水平的增加也拉动了服务业的发展。城市化是一个长期的过程，并不是一个直接作用的经济变量，所以其对服务业的直接作用不甚明显，但依然呈现了逐渐递增，最终平稳的态势。
根据本文的计量经济模型研究，可以得出以下结论：城市化是推动服务业发展的重要动力，服务业发展是一国经济发展水平提高的必然结果。城市化引致人口向城市的流动，产业集聚的邻近效应节省了交易费用，提高了交易效率，工业部门的快速增长直接带动了经济发展和居民收入增加，从业人员结构的改变最终促进了服务业的发展。结合我国服务业发展的现状，本文有以下的政策建议：
加快城市化进程，促进服务业发展。城市化是服务业发展的根源，只有宏观上城市化的快速推进，实现非农人口的自由流动和农业生产效率的提高，才能够为服务业创造需求，从长期看，城市化对服务业增长将会产生持续的正向拉动作用，如投资效应、消费效应等。只有城市数量的增加、规模的扩大，才能创造更多就业机会，服务业的经济总量才可能提高。从国际实践上看，城市化是大势所趋。因此，我国在实施城市化促进服务业增长的政策上，应采取长期的稳健政策导向，为服务业发展注入长期的宏观动力。
调整和转换就业结构，引导劳动力进入服务业部门。服务业具有较高的就业弹性，随着经济发展水平的提高将会不断发挥对整体就业的带动效应。目前我国面临着大量农业剩余劳动力向城市流动的挑战，从进城务工人员的就业结构来看他们主要集中在服务业部门。因此，解决目前就业问题的主要途径是引导农民进入服务业部门，如批发流通业、餐饮业等，以增加服务业的就业容量。城市就业结构的服务化转变将极大增加城市就业水平和质量，反过来也有利于居民收人水平的提高，为非农业人口的真正城市化创造条件。
促进城乡居民收入和消费水平提高。人民生活水平的改善是服务业发展的重要动力，居民收入水平提高的消费倾向和消费偏好的改变能够对服务业提出广阔的市场空间。目前居民收入水平的改善主要来源于城市居民，但在长期里，启动农村居民消费是服务业获得长期发展的巨大动力。从近年我国经济发展的实践来看，城市化水平的提高，农民进城务工实现了农民收入的多样化。在农村部门，农业产业化和规模化经营将伴随农业从业人员的减少而来，新农村建设的有力实施，将有利于提高农民收入水平，这将为服务业发展创造源源不断的动力。消费者需求的增加，对改善生活质量的服务业相关产业提出更高的需求，这将是服务业发展的长期微观动力。
注：“本文中所涉及的表格、注解、公式等请以PDF格式阅读原文。”
关键词：服务业；城市化；经济发展
中图分类号：F719；F29 文献标识码：A 文章编号：1002—2848—2006(05)-0091—07
继克拉克提出产业结构演进定理后，钱纳里、库兹涅茨等对世界多国的经济发展进行系统考察，结果均表明经济结构的变迁主要体现为非农人口不断提高的城市化过程和服务业产值及就业比重不断提高的服务业发展过程。
城市经济的集聚效应主要表现为城市化水平提高所带动的服务业高速成长。服务业是高度发达的城市经济的主体。目前我国产业结构存在的一个突出问题是服务业发展滞后，产值结构和就业结构都落后于世界水平。因此，探求经济发展中的城市化对于服务业发展有何作用?服务业发展的主要影响因素是什么?服务业与整个经济发展的相关性如何?这一系列问题就是本文研究的根本出发点。
一、文献回顾
国内外学者关于服务业增长与城市化的研究主要集中在由于城市化所引致的服务需求结构的变化、城市化对于服务业的宏观带动两个方面。库滋涅茨在通过对13个发达国家近三百年经济增长的统计分析基础上运用需求弹性理论认为，引起现代工业增长和相应的工业化和城市化的技术进步标志着作为生产者而居住在城市的消费者，需要那些在农村并不需求的商品和服务。这充分说明了城市化所导致的需求结构的改变，即服务业的需求主要发生在非农业部门。Singelmann实证研究了实现工业化国家1920—1970年劳动力转移过程，动态比较的结果说明劳动力在城市非农业部门特别是服务业部门集中，研究发现城市化是促成一个国家由农业型经济向服务型经济转变的重要因素，他首次明确了城市化是服务业发展的原因。Daniels等通过计量分析检验了美国大中小城市区域的服务业成长，研究认为城市形成的区域市场是服务业发展的基础，是城市化的发展促进了服务业的扩张。Harris就城市在印度经济中的作用进行了研究，结果表明城市在国家经济发展中起了关键作用，城市是流通商品的主要中心，发挥着巨大的网络效应，是服务业中许多行业的核心。我国学者李健英对第三产业和城市化的相关性分析认为，城市化是服务业发展的需求基础。第三产业是城市化发展的重要经济源泉和后续动力。晏维龙等采用1960—2001年中国时间序列数据和2001年分省区的数据对服务业中的商品流通业和城市化关系进行了计量实证分析，研究认为在市场体制下，城市化与流通发展具有纵向和横向强相关性。城市的发展促成了商品流通的发展，城市化水平差异是造成流通水平差异的重要原因。江小涓等通过研究服务业与经济增长的相关性和增长潜力，结果表明城市化水平是影响城市服务业增加值比重的重要因素。俞国琴认为城市化是产业结构高度化的前提，它与服务业的发展存在较为密切的正相关关系。服务业的发展会增强城市的吸纳能力，有利于加速城市化的进程。Chang等对中国城市化和经济增长的最新研究表明城市化通过服务业部门的扩张，创造了大量的就业机会。农村部门自给自足决定了其对服务业的需求有限，而城市生活的市场倾向引致居民对于运输、零售等服务业的需求更大，因而城市化能够刺激服务业的产出和就业的增加。
关于经济发展促成的就业结构转变对服务业的影响研究。Eckstein等则通过对美国服务业劳动力就业结构的实证分析认为，服务业就业人员的增加的主要贡献来自于政府支出增加。Henderson论证城市化伴随着经济发展。经济增长推动了现代部门的扩张，改变了经济结构，结果人口由农业主导的农村流人工业和服务业主导的城市区域。城市经济推动了经济发展，促进了经济集聚和运输成本下降和知识外溢效应。YoshimaAraki的研究发现服务业人口和城市人口的比重与城市化密切相关，城市化促进了服务业从业人员的增加。Blunch等研究发现服务业扩张对于农业和工业具有正效应。由于对于农业和工业的投人需求的增加。对所有的国家来说，农业、工业和服务业部门在长期具有重要的相互依赖关系，弱外生性的服务业发展是推动增长的重要部门。EswaranC等在传统两部门经济模型中引入服务业，着重研究了小国开放经济中服务业在工业化中作用，将服务业作为工业的投入，工业发展促进了服务业的扩张，进而提高了消费者福利。随着收入增加，服务需求的增加导致了服务业部门的扩张。Tiffen建立农业和城市制造业、服务业的三部门模型在对非洲近撒哈拉地区的农业发展、城市化和收入增长的研究中发现，农业、制造业、服务业互为市场。并认为随着农业人口向城市的释放，服务业将获得较快发展，制造业和服务业发展又会更进一步吸引农业劳动力的转移。Messina采用面板数据对OECD国家经济发展的计量分析结果表明政府部门规模、城市化程度等对于服务业就业份额具有显著的统计正向作用，公共部门和城市化水平的提高对于服务业相对规模的发展具有显著的作用。高帆采用新兴古典经济学超边际分析，研究证明随着交易效率的提高和分工组织的演进，二元经济结构转化表现为一个在工业化基础上的服务业的兴起过程。这一论断从经济结构转变的角度对服务业的发展予以解释。
国内外学者对于服务业的发展多是从经济发展和就业角度的宏观考察，许多经典研究是对工业化动态演进的解释，文献研究主要集中在服务业中的具体问题，明确阐明服务业、城市化、居民收入和经济发展水平影响关系的研究不多，关于经济发展过程中服务业发展的计量检验更少，事实上，这些因素在推动服务业发展中紧密相联。本文第三部分在经济理论的支撑下建立多变量的模型，采用中国1978—2004年度数据，使用现代经济计量分析方法，对服务业与城市化水平等经济因素的综合关系进行了实证检验，得出了一些重要的结论。文章的第四部分对全文进行了总结，根据对中国数据计量的结果揭示了其中的政策含义，并给出了简单的政策建议。
二、计量模型与实证分析
(一)模型设定
在经典文献经验支撑下，根据相关经济理论，建立以下模型：
样本数据来源的说明：以Serv代表服务业的产值，它反映了服务业的发展规模和水平。用Urba代表城市化率，以城镇人口占总人口的比重表示。Pgdp为人均GDP，反应了经济发展的总体水平。 Inco为城镇居民收入水平，由于1978—2004年城镇居民消费水平数据不完整，本文以Wage所反应的职工平均工资代替居民消费水平，Serl代表服务业的就业水平，以第三产业从业人员数量表示。数据来自于《2005中国劳动统计年鉴》，其他数据来源于《2005中国统计年鉴》。为了数据分析的科学性，这里的Serv和Pgdp均调整为1978年价格水平，并对各变量分别取自然对数。
(二)数据平稳性检验
为了避免对非平稳的时间序列进行时间序列分析产生“伪回归”问题，在做回归分析之前，先对数据的平稳性进行检验，将其调整为平稳序列，然后对差分序列进行回归。
1．数据单整的单位根检验：ADF方法
本文使用Eviews4．1软件，对LnServ，LnUrba，Ln％dF，nnlnco，LnSerl的单位根进行ADF检验，检验方程的选取根据相应的数据图形来确定，采用准则确定最佳滞后阶数，差分序列的检验类型按相应原则确定。综合检验的结果显示各变量在5％水平上均一阶单整，即均为序列。
2．长期稳定关系：Johanson检验
为了进一步分析经济发展水平、城市化和服务业之间的长期关系，对诸变量进行协整分析。通过上面分析可知各个变量序列LnUrba，LnServ，Lnlnco、LnPgdp、LnSerl均为一阶单整，满足协整检验前提，故可考虑检验变量之间是否存在协整关系。本文用Johanson协整法对LnServsLnUrba等变量进行协整关系检验。
通过Johanson检验发现，迹检验在5％的水平上存在4个协整方程，在1％水平上存在3个协整方程，因此对数据的协整分析看，五个变量系统之间存在显著的协整关系。
3．误差修正模型(ECM)
据Ende定理，如果一组变量之间有协整关系，则协整回归总是能被转换为误差修正模型。借鉴Chow(1987，2002)的研究，根据差分后的序列、各变量的滞后期及初始方程(OLS估计)的残差项的滞后一期做回归分析，在剔除统计不显著的变量后，反映与之间短期动态均衡关系的误差修正模型为：
从拟合优度R、DW统计值、F值判断，误差修正模型较为理想。误差修正模型描述了均衡误差对服务业产值比重短期动态的影响，误差修正系数为负数，符合相反修正机制。从该模型可以看出变量之间的短期动态均衡关系是，城市化变动率的当期对于服务业影响较为显著，服务业产值增长率对城市化增长率的弹性为0．8576，对服务业从业人员增长率的弹性为0．5863，对城镇居民收入水平增长率的弹性为0．0151，即城市化率的增长率、服务业从业人员增长率、城镇居民收入水平增长率短期内每变动1％，服务业产值增长率将分别同方向提高0．86％，0．59％，0．02％。
(三)VAR模型分析
1．VAR建模
为了说明城市化率等变量影响服务业发展的变化路径，本文采用非结构化的多方程模型，即向量自回归模型。它主要被用于描述相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。最一般的VAR模型的数学表达式为：
其中，Yt为时间序列构成的向量，即服务业产值增长率、城市化增长率、人均CDP增长率、服务业就业增长率、城镇居民收入增长率。户为自回归滞后阶数，εt为白噪声序列向量。随机扰动项εt称为新息，在VAP(p)模型中，如果新息εt发生变化，不仅当前的△LnSerV值立即改变，而且还会通过当前的△LnServ值影响到变量△LnServ及其他变量今后的取值。本文采用序列△LnServ、△LnUrba等，即差分后的平稳数据来建立VAR(P)模型，综合考虑AlE、SC和HQ取值最小的准则，经过多次试验我们将变量滞后区间确定为1到3阶，参见表3。将△LnServ和△LnUrba滞后1—3期的值作为内生变量，采用最小二乘法来估计vaR(3)该模型。
表4中，五个VAR方程中所估计的系数大部分在统计上均是显著的，只有个别的不太显著，整体来看，这些系数在服务业增长率的滞后方程中检验十分显著，并且从各个方程的整体检验结果来看，方程整体拟合度较高。VAR模型显示，在服务业增长率的方程中各个变量的系数都较ECM中的较大，并且各滞后期的数值在逐渐减小，表明当前主要受各个变量滞后1期的影响在逐渐衰减，在滞后1期中，服务业的增长率仍然较大程度上受到自身的影响，这表明了服务业发展具有一定的累积效应。同时服务业从业人员的增长率、人均GDP增长率也发挥了相当的助推作用，从与ECM的对比来看，城市化增长率对于服务业增长的影响主要体现在当期。
2．脉冲响应函数
在向量自回归的基础上，我们可以脉冲响应函数和方差分解来对已建立起来的VAR模型做出解释。脉冲响应函数用于考察来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。在向量自回归模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解来考察1978—2004年间经济发展、城市化增长率等变量通过怎样的路径影响服务业的增长，以及它们之间的交互影响。为了规避对随机误差项施加一个标准差的偏误，本文用Pesamn和Shin的方法，使用广义脉冲响应函数，这里的时段取的是25年。
广义脉冲响应函数分别刻画了lnServ对其他变量受到一个单位正向标准差冲击后的响应情况和响应路径。根据图2，服务业增长率对城市化增长率新息的一个标准差冲击的响应在期初为0．01％，随后这种冲击的响应逐渐递减，虽然在随时间不断波动，但从长期看，整体上呈现正向的收敛效应，从第15年后则完全收敛至一般水平。这说明了服务业发展与城市化之间存在长期的密切关系，在期初，服务业增长对城市化发展的响应迅速趋于收敛，但从长期来看，城市化发展对促进服务业的正向拉动影响时限更长，更为有效率。其经济含义是，我国的城市化虽然受到到经济体制的约束，但勿庸置疑城市化对于服务业发展的推动作用十分显著，在长期里，城市化将极大改善服务业发展。服务业增长对于服务业就业人员增长、人均GDP的冲击呈现了相同的趋势，这种正向响应的波动稍微剧烈，但从第15年开始，也呈现明显的收敛趋势。由于选取职工工资作为城镇居民收入水平的替代变量，服务业对于城镇居民收入增长的响应呈现了负向响应，但这种响应依然在长期里收敛。因此，总体来看，城市化水平、经济发展水平和结业结构的变化对服务业的发展产生了巨大的影响。
3．方差分解
方差分解是将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所做的贡献，可考察系统中任意一个内生变量的预测均方误差的分解。它把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关 联的若干个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性，即变量的贡献占总贡献的比例。
在下图中服务业增长率的均方误差的影响因素被分解至城市化增长率、人均GDP增长率、服务业从业人员增长率、城镇居民收入增长率等几个方面。从方差分解的结果来看，服务业从业人员的增加对于服务业发展的贡献最为突出。这显示了从业人员增加所带来的直接产出效应。在此基础上城市化对服务业的影响是第二位的，它对服务业发展的贡献一直呈现较快的上升势头，此外，经济发展水平(人均CDP)和城镇居民收入水平的增加也拉动了服务业的发展。城市化是一个长期的过程，并不是一个直接作用的经济变量，所以其对服务业的直接作用不甚明显，但依然呈现了逐渐递增，最终平稳的态势。
根据本文的计量经济模型研究，可以得出以下结论：城市化是推动服务业发展的重要动力，服务业发展是一国经济发展水平提高的必然结果。城市化引致人口向城市的流动，产业集聚的邻近效应节省了交易费用，提高了交易效率，工业部门的快速增长直接带动了经济发展和居民收入增加，从业人员结构的改变最终促进了服务业的发展。结合我国服务业发展的现状，本文有以下的政策建议：
加快城市化进程，促进服务业发展。城市化是服务业发展的根源，只有宏观上城市化的快速推进，实现非农人口的自由流动和农业生产效率的提高，才能够为服务业创造需求，从长期看，城市化对服务业增长将会产生持续的正向拉动作用，如投资效应、消费效应等。只有城市数量的增加、规模的扩大，才能创造更多就业机会，服务业的经济总量才可能提高。从国际实践上看，城市化是大势所趋。因此，我国在实施城市化促进服务业增长的政策上，应采取长期的稳健政策导向，为服务业发展注入长期的宏观动力。
调整和转换就业结构，引导劳动力进入服务业部门。服务业具有较高的就业弹性，随着经济发展水平的提高将会不断发挥对整体就业的带动效应。目前我国面临着大量农业剩余劳动力向城市流动的挑战，从进城务工人员的就业结构来看他们主要集中在服务业部门。因此，解决目前就业问题的主要途径是引导农民进入服务业部门，如批发流通业、餐饮业等，以增加服务业的就业容量。城市就业结构的服务化转变将极大增加城市就业水平和质量，反过来也有利于居民收人水平的提高，为非农业人口的真正城市化创造条件。
促进城乡居民收入和消费水平提高。人民生活水平的改善是服务业发展的重要动力，居民收入水平提高的消费倾向和消费偏好的改变能够对服务业提出广阔的市场空间。目前居民收入水平的改善主要来源于城市居民，但在长期里，启动农村居民消费是服务业获得长期发展的巨大动力。从近年我国经济发展的实践来看，城市化水平的提高，农民进城务工实现了农民收入的多样化。在农村部门，农业产业化和规模化经营将伴随农业从业人员的减少而来，新农村建设的有力实施，将有利于提高农民收入水平，这将为服务业发展创造源源不断的动力。消费者需求的增加，对改善生活质量的服务业相关产业提出更高的需求，这将是服务业发展的长期微观动力。
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