山东省第三产业发展对城乡协调影响的实证分析

秦翠兰 申海成



山东省第三产业发展对城乡协调影响的实证分析

秦翠兰 申海成

第三产业； 城乡协调； 主成份分析； 协整检验

一、引言

自2009年国务院批复《黄河三角洲高效生态经济区发展规划》和2011年国务院批复《山东半岛蓝色经济区发展规划》以来，山东省经济社会得到较快发展。2011年山东省实现生产总值(GDP)45429.2亿元，比上年增长10.9%。其中，第一产业增加值3973.8亿元，增长4.0%；第二产业增加值24037.4亿元，增长11.7%；第三产业增加值17418.0亿元，增长11.3%。产业结构调整稳步推进，三次产业比例由上年的9.2∶54.2∶36.6调整为8.8∶52.9∶38.3。但同时山东省在经济、社会发展过程中仍存在一系列较为突出的问题，主要表现在城乡人均收入水平差距较大，城乡二元经济结构突出，工农业发展不平衡，第三产业的现代化程度不高，城乡经济社会发展不协调。特别对于弱质的农业经济，其自我发展能力弱，抵抗市场风险的能力较差，经济总量小，难以承担带领农民脱贫致富的重任。

国外经济学界直接以“第三产业促进城乡协调发展”为研究内容的文献并不多见，但从许多研究中都可找到城乡协调发展问题可资借鉴的理论。劳尔·普雷维什(1949)将资本主义世界划分成“中心”和“外围”两个部分。“中心”与“外围”之间的这种结构性差异并不说明它们是彼此独立存在的体系，恰恰相反，它们是作为相互联系、互为条件的两极存在的，构成了一个统一的、动态的世界经济体系。赫希曼(A.O.Hirshman，1958)解释了经济发达区域与欠发达区域之间的经济相互作用及影响。经济发达区域第三产业比较发达，经济欠发达区域第三产业发展水平较低。布鲁克菲尔德(H.Brookfield，1975)认为发达国家的经济发展不仅比不发达国家更依赖于资源和资本密集的技术，而且也依赖不发达国家的资源、劳动力和市场。进入21世纪以来，城乡协调发展理论有了长足的进步。与过去城乡发展理论不同的是，新的理论更加关注于城乡间的“联系”和“流”。近年来，塞西利亚·塔科里和大卫·塞特思威特(2005)两位学者重点研究了经济、社会和文化变化对城乡相互作用的影响途径，系统描述了中小城镇在乡村和区域发展中的作用，并就此构建了“城乡相互作用和区域发展”的关联模式。肯尼斯·林奇(Kenneth Lynch,2005)认为不同国家和地区间城乡相互作用的机制不同，因此，他研究的核心是揭示各种“流”对城乡间相互作用的影响，并以此制定缓解贫困的政策措施。

改革开放以来，第三产业发展对城乡协调的影响也引起国内学者广泛关注。吴楚材、邹军、甄峰(1997)等认为在城市发展的同时实现农村现代化，功能上强调城乡的一体化职能，空间和景观生态上城乡紧密联系、相互依存。郭克莎(2000)提出由第三产业的较快发展来带动农业剩余劳动力的较快转移，由此带动农民收入水平和消费水平的较大幅度上升，促进城乡协调发展，再由此支持工业的较快速稳定增长和工业化阶段的演进。李勇坚(2004)认为服务业的有效供给相对不足。这样，中国巨大的收入差距影响了服务业的发展，导致中国的服务业比重在收入快速增长的同时，并没有获得明显的提高。杨艺、庞雅莉(2004)从农村第三产业角度，指出加速农村第三产业的发展已成为我国农村经济社会发展的现实选择。李英东(2005)认为发展第三产业才能解决日益突出的就业问题。由于中国城市第三产业的发展仍远远落后于其他同等收入水平的国家，预计生活服务业、医疗、教育、金融、电讯、文化娱乐、旅游等发展速度都可能快于城市发展速度，并提供大量就业岗位，从而可以大力促进城乡协调发展。

二、理论分析及评价指标体系设计

由于发达国家本身几乎不存在城乡二元结构问题，中国经济具有典型的城乡二元结构，且这种典型的二元结构与世界其他发展中国家差别较大，因此指标体系的建立主要参考国内文献的研究设计方法。

国内学者大多数研究主要侧重于评价方法创新和评价指标甄别选择，从定性角度进行分析与研究(陈鸿彬，2007；黄应绘，2008；戴思锐、谢员珠，2004)，吴楚材、邹军、甄峰(1997)等人着重对城乡协调、城乡一体化、城乡融合、乡村城市化、城市化等概念进行详细论述，认为城乡协调包括城乡政治协调、经济协调、生态环境协调、人口协调、文化协调、空间协调等各个方面，观念上城乡差别消除，发展模式上在城市发展的同时实现农村现代化，功能上强调城乡的一体化职能，空间和景观生态上城乡紧密联系、相互依存。较少文献将城乡统筹评价指标体系进行实证运用：邓玲、王彬彬(2008)选取了5个一级指标、36个二级指标组成城乡统筹发展水平评价指标，运用专家评价法衡量指标权重，对成都市温江区统筹城乡发展进行了初步的评价。李岳云、陈勇、孙林(2004)在对城乡统筹发展的内涵进行界定的基础上，设计了城乡统筹发展评价指标，然后利用层次分析法设定权重构建出城乡统筹评价体系，并以南京市为例对其城乡统筹发展水平进行了实证分析。大多数文献都从城乡生活水平、城乡投资状况、城乡财政投入状况、城乡空间发展程度等几个一级指标进行了定量分析*顾乃华、李江帆：《中国服务业技术效率的区域差异的实证分析》，《经济研究》2006年第1期。。本研究综合前述文献分析方法，根据前述理论分析，结合山东城乡协调水平实际，建立了如下城乡协调水平指标体系：

一级指标 二级指标含 义Ⅰ:反映城乡生活水平的指标X1城乡人均收入水平之比(%)X2城乡恩格尔系数之比(%)X3城乡消费水平之比(%)Ⅱ:城乡投资状况比较X4城乡固定资产投资之比(%)Ⅲ:城乡财政投入状况X5城乡支农比值/第一产业产值比重(%)Ⅳ:城乡空间发展程度X6第二、三产业产值之和/第一产业产值(%)

吴玉鸣(2000)通过对我国31个省市区第三产业综合发展作出的评估，指出我国区域第三产业发展的水平、速度、规模，在区域分布、城市和农村之间的非均衡差异性非常明显；江小涓、李辉(2004)则详细考察了我国服务业的发展与内部结构的变化，建立了一个多元回归模型来分析收入水平、消费结构、城市化等因素变化对服务业今后发展的影响；岳希明、张曙光(2002)认为我国第三产业的核算范围不全是服务计价过低的问题导致了我国工业增长速度的高估和第三产业绝对水平的低估，并从深层次对这一点进行了论述。许宪春、董礼华、赵国录、刘慧平、金红(2004)从中国第三产业统计的现状入手，分析认为中国第三产业的统计核算存在着统计范围上存在缺口、统计调查方法落后、统计指标设置缺乏系统性和可比性等三大问题，并由此得出了中国第三产业的增加值比重与第三产业就业比重与其他国家相比具有不可比性的观点；许宪春(2004)从我国第三产业核算内容分类的三次调整(1985，1994，2003)出发，从现价核算和不变价核算两个方面，分别详细地阐述了我国第三产业核算存在的问题。分析概括上述文献，大多都建立了产值指标、就业指标、投资指标等一级指标来定量研究第三产业发展。本研究综合前述文献分析方法，根据前述理论分析和第三产业的分类，结合山东省第三产业发展实际，建立了如下第三产业发展水平指标体系*许宪春：《中国服务业核算及其存在的问题研究》，《经济研究》2004年第3期。：

一级指标二级指标含 义Ⅰ:产值方面指标X1人均第三产业增加值X2人均GDPX3第三产业增加值X4第三产业增加值/GDPⅡ:就业方面指标X5第三产业从业人员X6第三产业从业人员比重X7第三产业从业人员增长率Ⅲ:投资方面指标X8第三产业固定资产投资比重X9第三产业固定资产投资增长率Ⅳ:其他方面指标X10第三产业产值/区域人口X11第三产业产值/区域面积

三、主成份分析

(一)研究结果分析

1.对城乡协调发展指标进行主成份分析

(1)数据说明。此部分采用的是面板数据，包括山东省17个地市2008到2010年的年度数据。数据主要来源于2008年、2009年和2010年的山东省各地市统计信息网与相关年份的统计年鉴。

(2)主成份分析。由于篇幅所限，只详述2010年山东省17地市城乡协调指标的主成份分析，整个分析过程运用SPSS18.0。主成份分析中主成份数目考虑和挑选标准，常用的有两种：一种是主成份的累积贡献率；另外一种就是通过比较特征值来确定主成份数目，一般可以用特征根大于1作为纳入标准，因为特征根小于1时，说明主成份的解释力度还不如直接引入一个原变量的平均解释力度大。

通过作碎石图可以看出，从第5个因子以后，坡度线变为平坦，因而至少保留3个至5个因子较为适宜。具体保留几个因子，还需要参考Kaiser准则，选取特征值大于1的因子。因此，根据上面的准则，可以确定主成份分析所抽出的共同因子有3个，即3个主成份。

(3)因子分析综合评价过程。采用最大变异法，对因子进行旋转，转轴后的因子负荷矩阵表如下：

表1 旋转成份矩阵

注： 提取方法：主成份分析；旋转法:具有Kaiser标准化的正交旋转法(旋转在4次迭代后收敛)。

可以看出，旋转后的因子结构得到了有效简化。主成份F1在X5和X6上有较高的负荷，主成份F2在X1和X4上有较高的负荷，主成份F3在X2和X3上有较高的负荷。旋转后这三个主成份能解释的变异量的百分比分别为34.106%、24.360%、18.956%。

同时通过SPSS18.0软件处理还可以得到旋转后的因子得分系数，见下表。

表2 成份得分系数矩阵

注： 提取方法：主成份分析；旋转法:具有Kaiser标准化的正交旋转法。

在此基础上，通过换算可以得到17个地市在三个主成份上的得分。

Factor1=SE11*0.120+SE12*0.056+SE13*-0.108+SE14*-0.026+SE15*0.489+SE16*0.482

Factor2=SE11*0.602+SE12*-0.053+SE13*0.562+SE14*-0.068+SE15*0.000+SE16*0.018

Factor3=SE11*-0.139+SE12*-0.612+SE13*0.145+SE14*0.695+SE15*-0.048+SE16*0.007

其中变量SE为相应原始变量E的经过标准化处理的变量。最后再以旋转后的各个主成份所对应的方差贡献率(分别为34.106%、24.360%、18.956%)为权数进行加权，得到17个地市城乡协调发展水平的综合得分及排名，如表3。

Score=Factor1*34.106%+ Factor2*24.360%+ Factor3*18.956%

表3 2010年山东省17地市城乡协调发展水平综合得分及排名

注： 根据2010年旋转系数矩阵与对应的方差贡献率计算而得。

从上表中我们可以更加直观地看出各个指标对山东省17地市城乡协调发展的影响数量程度，主成份分析值越大，表明该指标对山东省17地市城乡协调发展的影响越显著，主成份分析值越小，该指标对山东省17地市城乡协调发展的影响越不显著。

综合2008年、2009年、2010年得分与排名，东营、济南、莱芜等地市城乡协调发展水平处在全省前列；潍坊、滨州、枣庄、菏泽等地市城乡协调发展处于全省较低水平。

2.对第三产业发展指标进行主成份分析

(1)山东省17地市第三产业发展的原始数据。此部分采用的是面板数据，包括山东省17个地市2008到2010年的年度数据。数据主要来源于2008年、2009年和2010年的山东统计年鉴以及相关年份的17地市统计年鉴。

(2)主成份分析。应用与城乡协调发展主成份分析相同的方法得出2008年到2010年山东省17地市第三产业发展水平综合得分及排名。由于篇幅所限，这里只列出2010年山东省17地市第三产业发展水平综合得分及排名。

表4 2010年山东省17地市第三产业发展水平综合得分及排名

注： 根据2010年旋转系数矩阵与对应的方差贡献率计算而得。

从上表中我们可以更加直观地看出各个指标对山东省第三产业发展的影响数量程度，主成份分析值越大，表明该指标对山东省第三产业发展的影响越显著，主成份分析值越小，该指标对山东省第三产业发展的影响越不显著。

综合2008年、2009年、2010年得分与排名，青岛、济南、淄博、烟台、威海等地市第三产业发展水平处在全省前列；菏泽、聊城、德州、滨州、莱芜等地市第三产业发展处于全省较低水平。

3.小结：综合上面的分析，我们可以看出，各地区的第三产业发展水平和城乡协调发展水平并不是成正比的。第三产业发展水平越发达，它的城乡协调水平并不一定越高，相反，第三产业发展水平越落后，它的城乡协调水平并不一定越落后。最典型的是青岛市和威海市，两市的第三产业发展水平在全省处于领先地位，但它的城乡协调水平在全省处于中下游。莱芜市、临沂市虽然第三产业发展水平在全省排名靠后，但它的城乡协调发展水平却在全省位居前列。由此可以得出，山东省第三产业发展并没有同步促进城乡协调的发展，我们将通过协整检验来进一步分析第三产业发展是否对城乡协调有正向的积极影响。

知错而认错，是老实！拿不准对错而认错，是老练！拿得准对错而认错，是老道！明知错却不认错，是老婆！明知没错却认错，是老公！知他人错却认自己错，是老兄！知自己错却推他人错，是老板！不知自己错也不知他人错，是老土！知自己错也知他人错，是老师！

四、协整分析

(一)指标选取

一是对整个山东省的第三产业发展与城乡协调的指标做协整检验；二是选取济南和青岛两市，对济南和青岛两市的第三产业发展与城乡协调的指标来做协整检验，由于篇幅所限，此部分只列检验结果分析，青岛市的分析只列结果的简要分析。

(二)协整检验

(1)对山东省第三产业发展与城乡协调指标进行协整检验。

第一，数据的平稳性检验。

本研究采用AIC信息准则，选择最佳滞后期。并运用Eviews6.0软件，对RJS、SCB、FWM、CXF进行平稳性检验，检验结果显示，RJS一阶差分变量的ADF统计量小于10%水平下的麦金农(MacKinnon)临界值，SCB、CXF一阶差分变量的ADF统计量小于5%水平下的麦金农(MacKinnon)临界值，所以VRJS、VSCB、VCXF都是一阶单整序列。而FWM的一阶差分变量的ADF值大于10%水平下的麦金农(MacKinnon)临界值，所以不能认为VFWM的一阶差分变量平稳。因为VRJS、VSCB、VCXF具有同阶单整性，故可以对其进行协整分析。

表5 数据的平稳性检验结果

注： (1)C、T、K分别表示ADF检验中是否包含常数项、时间趋势项、检验采用的滞后期数，N表示不包括时间趋势项；(2)*，**分别表示的10%，5%的显著性水平下通过检验；(3)V表示一阶差分。

第二，山东省第三产业发展与城乡协调的协整检验。本研究中的协整检验采用EG两步检验：

第一步，用OLS最小二乘法对变量进行回归。运用Eviews6.0软件，进行回归;

第二步，用ADF法对回归残差et进行平稳性检验。如et为平稳序列，则二变量存在协整关系，否则不存在协整关系。

对残差的检验结果显示，变量e1t的ADF统计量小于5%水平下的麦金农临界值，即e1t是平稳序列，因此变量RJS和CXF存在唯一的协整关系。而e2t的ADF统计量大于5%水平下的麦金农临界值，所以表明e2t序列不平稳，也即SCB和CXF两序列之间不存在协整关系。

表6 残差序列平稳性检验

第三步，建立人均第三产业增加值和城乡发展空间度的误差修正模型。协整分析结果表明：人均第三产业增加值(RJS)和城乡发展空间度(CXF)之间存在长期稳定关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量之间一定存在误差修正模型。下面通过建立误差修正模型(ECM)来检验VCXF的短期波动是如何被决定的。其中误差修正项EC反映了长期均衡对短期波动的影响。误差修正模型如下：

VCXF=0.000823*VRJS+(-0.163617)*EC(-1)

6.829126-1.378125R2=0.446812 AdjustedR2=0.377823

在上式中，VRJS系数在0.1%的显著水平下通过检验，表明人均第三产业增加值对城乡空间发展度存在正向积极的影响。即在短期内随着山东省人均第三产业增加值的增加，城乡空间发展度逐步提高，人均第三产业增加值每提高一个单位，城乡空间发展度提高约0.08 %。

(2)对济南市第三产业发展与城乡协调指标进行协整检验。第一，数据的平稳性检验。运用同样的方法，对济南市的RJS、SCB、FWM、CXF进行平稳性检验。检验结果显示，只有CXF和FWM同阶单整序列，故可以对其进行协整分析。

表7 数据的平稳性检验结果

注：V2、V分别表示二阶差分、一阶差分。

第二，济南市第三产业发展与城乡协调的协整检验。根据数据平稳性检验的结果，运用EG两步检验法，对济南服务密度(FWM)和城乡发展空间度(CXF)作协整检验。运用最小二乘法进行回归，得到如下协整方程式：

CXF=1.786231+0.029516*RJS+e3t

21.5131 23.19412

R2=0.958121 AdjustedR2=0.949172 F=521.8323

对残差e3t的平稳性检验结果显示，变量的ADF统计量小于5%水平下的麦金农临界值，即e3t是平稳序列，因此变量FWM和CXF存在惟一的协整关系。

表8 e3t平稳性检验结果

第三，建立误差修正模型。运用同样的原理和方法建立济南市城乡发展空间度(CXF)和服务密度(FWM)两指标的误差修正模型，结果如下：

VCXF=0.045213*VFWM+(-0.398127)*EC(-1)

5.232583-2.437621

R2=0.461293 AdjustedR2=0.451921 DW=1.483715

从误差修正模型中可以看出，VFWM系数在0.1%的显著水平下通过检验，表明济南市服务密度的增加对城乡空间发展度的提高存在显著的正向积极影响。即在短期内随着济南服务密度的增加，城乡空间发展度逐步提高，服务密度每增加一个单位，城乡空间发展度提高约4.5 %。

(3)对青岛市第三产业发展与城乡协调指标进行协整检验。同样的方法，对青岛市第三产业占GDP的比重(SCB)和城乡发展空间度(CXF)作协整检验。运用最小二乘法进行回归，并对残差e4t的平稳性进行检验，结果显示变量的ADF统计量大于5%水平下的麦金农临界值，即e4t不是平稳序列，因此变量SCB和CXF不存在唯一的协整关系，即青岛市第三产业发展与城乡协调间不存在唯一协整关系。

五、结论与对策建议

山东省各地市的第三产业发展水平和城乡协调发展水平并不是成正比的。第三产业发展水平越发达，它的城乡协调水平并不一定越高，相反，第三产业发展水平越落后，它的城乡协调水平并不一定越落后。青岛和威海两市的第三产业发展水平在全省处于领先地位，但它的城乡协调水平在全省处于中下游。临沂、莱芜两市虽然第三产业发展水平在全省排名靠后，但它的城乡协调发展水平却在全省位居前列。山东省人均第三产业增加值对城乡空间发展度存在正向积极的影响；济南市服务密度的增加对城乡空间发展度的提高存在显著的正向积极影响；但青岛市第三产业发展与城乡协调间不存在唯一协整关系。

协整分析结果显示山东省人均第三产业增加值对城乡空间发展度存在正向积极的影响。因此，一方面，应大力发展以现代科学技术特别是信息网络技术为主要支撑的现代服务产业，特别是农业信息化发展已成为现代农业未来发展的趋势，为农民生产、加工、销售、科研、贸易方面提供了全方位的信息服务，在带动“三农”促进城乡协调方面将起到重要作用；另一方面，当前提高人均第三产业增加值的重点在农村，农村人口占绝大多数，但农村第三产业发展严重不足，人均占有第三产业增加值较少，加速农村第三产业的发展已成为山东省乃至我国农村经济社会发展的现实选择*杨艺、庞雅莉：《我国农村第三产业的发展对策研究》，《工业技术经济》2004年第10期。。

由分析结论可知，青岛第三产业发达地市城乡协调水平不高且不存在唯一协整关系，说明其第三产业发展对城乡发展没有显著的正向积极影响。因此，优化青岛、烟台等地市第三产业内部的结构，着重发展对城乡协调带动力强的生态旅游、乡村特色旅游、农村金融、综合技术服务等第三产业，能更好地促进城乡协调发展*邹军、刘晓磊：《城乡一体化理论研究框架》，《城市规划》1997年第1期。。像临沂、莱芜的地级市要依托自身优势大力发展第三产业，临沂是鲁南经济带的核心城市，要充分开发蒙山沂水旅游资源，打造区域性物流枢纽城市，发展物流业等第三产业；莱芜地处济南都市圈，是省会城市济南的后花园，根据济南都市圈建设规划方案，充分利用都市圈内资源发展雪野湖旅游、乡村旅游等第三产业。

[责任编辑：贾乐耀]

AnEmpiricalAnalysisoftheImpactofTertiaryIndustryDevelopmentonUrban-RuralCoordinationinShandongProvince

QIN Cui-lan SHEN Hai-cheng

(Shandong Youth University of Political Science, School of Information Engineering, Jinan 250014, P.R.China; Shandong University of Political Science and Law, Business School, Jinan 250014, P.R.China; School of Economics, Renmin University of China, Beijing 100872, P.R.China)

The paper applies the principal component empirical analysis to tertiary industry data and rural-urban data of the 17 cities in Shandong province from 2008 to 2010, with the purpose of promoting urban and rural coordination. The findings suggest that tertiary industry development has not been in pace with developments in other areas. Applying cointegration test to tertiary industry development indicators and urban-rural coordination indicators, we come to the conclusion that tertiary industry value added per capita in Shandong is positively correlated with the urban-rural spatial development. It is also found that increase in service intensity in Ji’nan city has a significantly positive impact on urban-rural spatial development. In addition, there is no unique cointegration relationship between tertiary industry development and urban-rural coordination in Qingdao city. In light of the findings, the paper puts forward some measures to promote urban-rural coordination via tertiary industry development.

tertiary industry; urban-rural coordination; principal component analysis; cointegration test

秦翠兰，山东青年政治学院信息工程学院副研究员(济南250014)；申海成，山东政法学院商学院讲师(济南 250014)；中国人民大学经济学院博士生(北京 100872)。