武漢市城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析

王　靜,杜為公

(武漢輕工大學(xué) 湖北縣域發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430023)

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武漢市城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析

王靜,杜為公

(武漢輕工大學(xué) 湖北縣域發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430023)

通過采用動(dòng)態(tài)計(jì)量方法對武漢市的城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)進(jìn)行了實(shí)證分析，表明武漢市的城鎮(zhèn)化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的格蘭杰(Granger)原因，城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)之間存在長期均衡關(guān)系，但是城鎮(zhèn)化的短期變動(dòng)對服務(wù)業(yè)的短期拉動(dòng)影響并不顯著?；趯?shí)證分析，提出應(yīng)當(dāng)繼續(xù)提升武漢市的綜合承載功能，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，改善服務(wù)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)，打造城市城市集群的建議，以促進(jìn)武漢市城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)良性發(fā)展。

武漢市；城鎮(zhèn)化；服務(wù)業(yè)；協(xié)整檢驗(yàn)

1　引言

隨著武漢市城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，以服務(wù)業(yè)為代表的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值由1978年的9.98億元上升到2015年的5 564.25億元，武漢市的服務(wù)業(yè)有了巨大發(fā)展。1978-2015年間武漢市城鎮(zhèn)化率和服務(wù)業(yè)占GDP比重(根據(jù)歷年武漢市統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)整理)如圖1所示。從圖1中可以看出，武漢市城鎮(zhèn)化率一直呈現(xiàn)上升態(tài)勢，而服務(wù)業(yè)占GDP比重總體呈現(xiàn)曲折上升態(tài)勢，服務(wù)業(yè)占GDP比重長期滯后城鎮(zhèn)化率。盡管武漢市服務(wù)業(yè)在總量上有了大幅提升，但是相比其他經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，武漢市的服務(wù)業(yè)發(fā)展仍長期滯后城鎮(zhèn)化的發(fā)展。城鎮(zhèn)化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的支撐，為服務(wù)業(yè)的發(fā)展提供土地、人力等必不可少的資源。武漢市城鎮(zhèn)化如何影響服務(wù)業(yè)的發(fā)展？其長期和短期關(guān)系又是如何？對這些問題的深入分析有助于發(fā)揮服務(wù)業(yè)在助力武漢市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面的重要作用，促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

圖1　1978-2015年間武漢市城鎮(zhèn)化率和服務(wù)業(yè)占GDP比重

國外學(xué)者率先研究了城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)系。Singelmann[1]利用1920-1970年間38個(gè)工業(yè)國家的普查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的前提，服務(wù)業(yè)的發(fā)展得益于城鎮(zhèn)化提供的各種便利設(shè)施；Kolko[2]通過比較城鎮(zhèn)化對工業(yè)和服務(wù)業(yè)的影響發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化能促進(jìn)服務(wù)業(yè)集聚，而服務(wù)業(yè)集聚又會(huì)加速服務(wù)業(yè)的發(fā)展。隨著我國城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)的發(fā)展，在國外學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。張自然[3]利用中國1978-2006年間城鎮(zhèn)化水平和服務(wù)業(yè)增長的時(shí)序數(shù)據(jù)研究證明城鎮(zhèn)化是人均服務(wù)值增加的格蘭杰(Granger)原因，且二者之間存在長期的協(xié)整關(guān)系；王春國和馮丹[4]以中國西部地區(qū)2004-2010年間服務(wù)業(yè)、工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)；杜宇瑋和劉東皇[5]從投入產(chǎn)出角度使用DEA方法實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化能顯著促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展規(guī)模，但對服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的推動(dòng)作用不明顯。

從上述研究可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者多認(rèn)為城鎮(zhèn)化能夠促進(jìn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，但多數(shù)學(xué)者從國家宏觀層面研究城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)系問題，對單個(gè)地區(qū)或城市的研究則稍顯不足[7-9]。隨著新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的實(shí)施，各個(gè)城市呈現(xiàn)你追我趕的發(fā)展局面，服務(wù)業(yè)作為推動(dòng)城市綜合競爭力提升的重要力量越來越受到各級(jí)政府的重視，為此，研究單個(gè)城市的城鎮(zhèn)化水平對服務(wù)業(yè)的影響就顯得尤為重要。筆者選取新型城鎮(zhèn)化試點(diǎn)城市武漢市作為研究的對象，利用動(dòng)態(tài)計(jì)量分析方法研究城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。

2　研究方法

采用動(dòng)態(tài)計(jì)量方法研究武漢市城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響，具體方法包括：Granger因果檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型。Granger因果檢驗(yàn)變量間的Granger因果關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)用來衡量變量之間的長期均衡關(guān)系，但其使用前提是變量之間至少存在同階單整，實(shí)際應(yīng)用中常使用ADF單位根檢驗(yàn)來檢驗(yàn)序列變量是否平穩(wěn)[10]。ADF單位根檢驗(yàn)具有三種檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，具體為：

純隨機(jī)游走：Yt=Yt-1+ut；

帶漂移的隨機(jī)游走：Yt=α+Yt-1+ut；

帶趨勢的隨機(jī)游走：Yt=α+βT+Yt-1+ut.

其中Yt是所需檢驗(yàn)平穩(wěn)性的序列，Yt-1是Yt的一階滯后項(xiàng)，α是常數(shù)項(xiàng)，T是時(shí)間趨勢項(xiàng)，β是時(shí)間趨勢項(xiàng)的系數(shù)，ut是白噪聲序列。

判斷時(shí)間序列變量屬于同階單整后可以對變量進(jìn)行進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)判斷變量之間的Granger因果關(guān)系，根據(jù)Granger因果關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，找出變量間的長期均衡關(guān)系，這種長期均衡關(guān)系往往是通過短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整得以維持，為此需要構(gòu)建誤差修正模型(ECM)來發(fā)現(xiàn)這種短期修正機(jī)制，從而更加深入的認(rèn)識(shí)兩個(gè)變量之間的影響。

3　實(shí)證分析

3.1數(shù)據(jù)選取

衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展的指標(biāo)有多種，包括服務(wù)業(yè)增加值、服務(wù)業(yè)占GDP比重等，筆者則選取每年人均服務(wù)業(yè)增加值來衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展，這主要是因?yàn)槭褂萌司?wù)業(yè)增加值可以剔除人口規(guī)模的影響，衡量服務(wù)業(yè)的發(fā)展更加合理，記為Yt。由于目前學(xué)術(shù)界普遍使用城鎮(zhèn)人口在城市總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化水平，故本文使用該定義來反映城鎮(zhèn)化，并將城鎮(zhèn)化率記為cityt。

筆者所使用的人均服務(wù)業(yè)增加值和城鎮(zhèn)化率均根據(jù)歷年《武漢市統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取1978-2015年間第三產(chǎn)業(yè)增加值、城鎮(zhèn)人口數(shù)量、總?cè)丝跀?shù)量計(jì)算得到，其中第三產(chǎn)業(yè)增加值使用第三產(chǎn)業(yè)平減指數(shù)平減到1978年水平。

3.2單位根檢驗(yàn)

用動(dòng)態(tài)計(jì)量分析方法中的協(xié)整理論來檢驗(yàn)時(shí)間序列變量間的長期均衡關(guān)系時(shí)應(yīng)首先考慮變量是否存在相同的單整階數(shù)，若不存在相同單整階數(shù)，協(xié)整檢驗(yàn)將不再成立，因此需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)判斷時(shí)間序列是否存在相同的單整階數(shù)[11]。使用Eviews7.0分別對武漢市人均服務(wù)業(yè)增加值Yt和城鎮(zhèn)化率cityt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1人均服務(wù)增加值和城鎮(zhèn)化率的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虯DF統(tǒng)計(jì)量臨界值1%5%10%結(jié)論Yt(C,0,2)-0.654-3.633-2.948-2.613不平穩(wěn)D(Yt)(0,0,1)-1.484-2.633-1.951-1.611不平穩(wěn)D(Yt,2)(0,0,0)-12.848-2.633-1.951-1.611平穩(wěn)***cityt(C,T,1)-3.111-4.235-3.540-3.202不平穩(wěn)D(cityt)(0,0,2)-1.355-2.635-1.951-1.611不平穩(wěn)D(cityt,2)(0,0,1)-6.874-2.635-1.951-1.611平穩(wěn)***

注：(1)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?C，T，L)中的C、T、L分別表示檢驗(yàn)方程中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)，其中滯后階數(shù)根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)確定；(2)*，**，***分別表示在10%，5%，1%水平下顯著；D(Yt)、D(Yt，2)分別表示人均服務(wù)業(yè)Yt的一階差分和二階差分，D(cityt)、D(cityt，2)則分別表示cityt的一階和二階差分。

從表1中可以看出，武漢市人均服務(wù)業(yè)增加值和城鎮(zhèn)化率的ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對值均小于10%的臨界值的絕對值，故而這兩個(gè)時(shí)間序列均為非平穩(wěn)序列。經(jīng)過一階差分后，仍然在10%的水平上接受該序列存在單位根的原假設(shè)，所以其一階差分仍然不平穩(wěn)。但經(jīng)過二階差分后，D(Yt，2)的ADF統(tǒng)計(jì)量為-12.848，D(cityt，2)的ADF統(tǒng)計(jì)量為-6.874，均在1%水平上拒絕序列存在單位根的原假設(shè)，因此，人均服務(wù)業(yè)增加值和城鎮(zhèn)化率的二階差分是平穩(wěn)序列，符合時(shí)間序列同階單整的假設(shè)。然后再進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)判斷城鎮(zhèn)化率和人均服務(wù)業(yè)增加值之間的Granger因果關(guān)系，再采用“EG兩部分析法”來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，利用普通最小二乘(OLS)方法得到殘差序列，再根據(jù)殘差序列的平穩(wěn)性判斷兩序列間是否存在協(xié)整關(guān)系，即是否存在長期均衡關(guān)系，最后給出誤差修正模型判斷兩個(gè)變量之間的短期影響。

3.3Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)則可以揭示變量之間的Granger因果關(guān)系，為了深入分析武漢市人均服務(wù)業(yè)增加值和城鎮(zhèn)化率之間的關(guān)系，使用Eviews7.0對人均服務(wù)業(yè)增加值和城鎮(zhèn)化率進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

因果關(guān)系滯后階數(shù)F統(tǒng)計(jì)值P值YdoesnotGrangerCausecity10.0980.756citydoesnotGrangerCauseY14.8980.034YdoesnotGrangerCausecity21.1200.339citydoesnotGrangerCauseY22.5440.095

從表2中可以看出，滯后1-2期時(shí)人均服務(wù)業(yè)增加值不是引起城鎮(zhèn)化率變化的Granger原因，而城鎮(zhèn)化率是引起人均服務(wù)業(yè)增加值變化的Granger原因。由此可以說明目前服務(wù)業(yè)對城鎮(zhèn)化推動(dòng)不明顯，但是城鎮(zhèn)化推動(dòng)了服務(wù)業(yè)的發(fā)展。這與當(dāng)前中國的事實(shí)是相符合的，改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化的發(fā)展更多的得益于工業(yè)化的推進(jìn)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)值長期低于工業(yè)產(chǎn)值，對城鎮(zhèn)化的促進(jìn)作用并不明顯，但隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，越來越便利的交通，越來越豐富的人力資源等支撐了服務(wù)業(yè)的快速發(fā)展。因而使得城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)的推動(dòng)作用明顯，而服務(wù)業(yè)對城鎮(zhèn)化的方向作用還未體現(xiàn)。

3.4協(xié)整檢驗(yàn)

由于城鎮(zhèn)化率是人均服務(wù)業(yè)增加值變化的Granger原因，而人均服務(wù)業(yè)增加值不是城鎮(zhèn)化率變化的Granger原因，基于此，構(gòu)建回歸模型如式(1)：

Yt=β0+β1cityt+ut.

(1)

其中Yt表示是人均服務(wù)業(yè)增加值，cityt表示城鎮(zhèn)化率，β0是常數(shù)項(xiàng)，ut是殘差項(xiàng)。利用Eviews7.0對人均服務(wù)業(yè)和城鎮(zhèn)化率進(jìn)行OLS回歸，得到回歸模型結(jié)果如式(2)：

(2)

從模型中可以看出，武漢市的城鎮(zhèn)化率對人均服務(wù)業(yè)增加值的有顯著的正向影響，即城鎮(zhèn)化率增加0.01，則人均服務(wù)業(yè)增加值增加31.748 5元，且該結(jié)果在1%水平上顯著。而該模型的殘差ut=Yt+1 113.20-3 174.85cityt，根據(jù)該計(jì)算方程計(jì)算所得模型的殘差序列，然后對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷殘差的平穩(wěn)性，所得結(jié)果如表3所示。

表3殘差A(yù)DF檢驗(yàn)結(jié)果

變量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虯DF統(tǒng)計(jì)量臨界值1%5%10%結(jié)論ut(C,0,2)-2.698-2.633-1.951-1.611平穩(wěn)***

注：(1)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?C，T，L)中的C、T、L分別表示檢驗(yàn)方程中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)；(2)*，**，***分別表示在10%，5%，1%水平下顯著。

從表3可以看到，殘差的ADF統(tǒng)計(jì)量為-2.698，在1%水平上拒絕序列存在單位根的原假設(shè)，則可以認(rèn)為該殘差序列是平穩(wěn)的。上述結(jié)果表明武漢市人均服務(wù)業(yè)和城鎮(zhèn)化率之間存在長期均衡關(guān)系，從長期來看，城鎮(zhèn)化率增加0.01，人均服務(wù)業(yè)增加值增加約31.75元。

3.5誤差修正模型

從上述分析中可以看出，武漢市人均服務(wù)業(yè)和城鎮(zhèn)化率存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系，但這種長期均衡關(guān)系是通過短期波動(dòng)不斷調(diào)整的，即通過誤差修正機(jī)制防止長期均衡關(guān)系出現(xiàn)較大偏差。為此，需要建立誤差修正模型，綜合考慮長期均衡和短期調(diào)節(jié)關(guān)系，誤差修正模型的基本形式如式(3)：

D(Yt)=β0+β1D(cityt)+β2ut-1+ε.

(3)

其中D(Yt)表示人均服務(wù)業(yè)增加值的一階差分，D(cityt)表示城鎮(zhèn)化率的一階差分，ut-1是協(xié)整檢驗(yàn)中得到的殘差的一階滯后，β0是常數(shù)項(xiàng)，ε是模型的誤差項(xiàng)。實(shí)際使用時(shí)可以根據(jù)需要去掉常數(shù)項(xiàng)，增加被解釋變量的滯后階數(shù)等。使用Eviews7.0建立武漢市人均服務(wù)業(yè)和城鎮(zhèn)化率的誤差修正模型如式(4)：

(4)

通過該誤差修正模型可以看出，武漢市城鎮(zhèn)化的短期變動(dòng)對服務(wù)業(yè)的短期拉動(dòng)為負(fù)但影響不顯著，人均服務(wù)業(yè)增加值取決于上一期人均服務(wù)業(yè)增加值對均衡水平的偏離和其滯后期值，誤差項(xiàng)ut-1的系數(shù)為-0.51反應(yīng)了誤差的反向修正機(jī)制，表明誤差修正項(xiàng)以51%的比例調(diào)整下一年的人均服務(wù)業(yè)增加值，調(diào)整力度較大。

4　結(jié)論及政策建議

綜上分析，武漢市城鎮(zhèn)化是服務(wù)業(yè)發(fā)展的Granger原因，服務(wù)業(yè)對城鎮(zhèn)化的反向促進(jìn)作用并不明顯，城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)之間存在長期均衡關(guān)系，但城鎮(zhèn)化的短期變動(dòng)對服務(wù)業(yè)的短期拉動(dòng)影響不顯著。這主要是因?yàn)楦母镩_放以來，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力涌入城市，使得城市的交易規(guī)模擴(kuò)大，交易成本降低，城市經(jīng)濟(jì)獲得快速發(fā)展，城鎮(zhèn)化水平也獲得顯著提升。城市城鎮(zhèn)化水平的提升，會(huì)促進(jìn)城市提供更便利的基礎(chǔ)設(shè)施，吸引更多的人才聚居，而這又是服務(wù)業(yè)發(fā)展的前提和基礎(chǔ)，但是這些基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和人才的吸引本身就是一個(gè)比較長期的過程，短期內(nèi)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力仍然存在勞動(dòng)技能低下等原因，因而城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)的短期影響并不明顯。但長期來看，城鎮(zhèn)化能積極促進(jìn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，城鎮(zhèn)化構(gòu)成了服務(wù)業(yè)發(fā)展的Granger原因，兩者之間存在著長期均衡關(guān)系。由于我國分割的城鄉(xiāng)二元戶籍制度，農(nóng)村剩余勞動(dòng)者勞動(dòng)技能低下等原因，勞動(dòng)者向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移存在比較大的障礙[6]，且在長期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整更多的受到政府和體制的約束，市場發(fā)揮的作用有限，服務(wù)業(yè)占GDP比重長期落后于第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重。受上述綜合因素的影響，武漢市的服務(wù)業(yè)對城鎮(zhèn)化的反向促進(jìn)作用還未充分體現(xiàn)，城市人均服務(wù)業(yè)增加值對城鎮(zhèn)化率的影響并不顯著。

為促進(jìn)武漢市城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)良性發(fā)展，筆者提出如下政策建議：一是繼續(xù)提升武漢市的綜合承載功能，增強(qiáng)其就業(yè)吸納能力。城鎮(zhèn)作為服務(wù)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)和前提，應(yīng)加快城鎮(zhèn)的綜合承載功能建設(shè)，為服務(wù)業(yè)的繼續(xù)發(fā)展創(chuàng)造有利的條件。為此，首先需要做好城市規(guī)劃，有效融合物流、商貿(mào)、科教等服務(wù)行業(yè)，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)空間的內(nèi)涵式擴(kuò)張，提升服務(wù)業(yè)集聚的規(guī)模效益；其次需要完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，構(gòu)建多元化城市服務(wù)環(huán)境，為服務(wù)業(yè)的發(fā)展提供硬件支撐。二是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，走新型城鎮(zhèn)化發(fā)展道路。新型城鎮(zhèn)化注重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，注重以服務(wù)業(yè)為代表的第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，走新型城鎮(zhèn)化道路應(yīng)首先注重制度創(chuàng)新，改革現(xiàn)有戶籍制度，保障進(jìn)城的農(nóng)村居民享有與城鎮(zhèn)居民同等的公共服務(wù)，為服務(wù)業(yè)的發(fā)展提供人力資源基礎(chǔ)；其次要發(fā)揮市場機(jī)制的作用，促進(jìn)資金、人員在三大產(chǎn)業(yè)之間的自由流動(dòng)，培育有較強(qiáng)競爭力的服務(wù)型企業(yè)。三是提高勞動(dòng)者的職業(yè)技能水平，改善服務(wù)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)。城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中的農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力普遍存在勞動(dòng)技能低下的問題，這會(huì)嚴(yán)重影響城市服務(wù)業(yè)的發(fā)展，為此需要采取靈活多樣的方式提升農(nóng)民工的勞動(dòng)技能。通過依托城市教育資源，政府或者企業(yè)可以對農(nóng)民工展開基本職業(yè)技能培訓(xùn)，提高其勞動(dòng)技能，改善服務(wù)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)。四是注重與周邊城市的合作，打造城市集群，增強(qiáng)服務(wù)業(yè)輻射能力。通過打造城市集群，可以實(shí)現(xiàn)各個(gè)城市之間的優(yōu)勢互補(bǔ)，促進(jìn)各個(gè)城市服務(wù)業(yè)的分工合作，擴(kuò)寬服務(wù)業(yè)的發(fā)展范圍，增強(qiáng)城市服務(wù)業(yè)的輻射能力。

[1]Singelmann J.The Sectoral Transformation of the Labor Force in Seven Industrialized Countries, 1920-1970[J]. American Journal of Sociology, 1978,83(5):1224-1234.

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An empirical analysis of the relationship between the urbanization and the services in Wuhan

WANGJing,DUWei-gong

(Hubei County Development Research Center,Wuhan Polytechnic Unviersity,Wuhan 430023,China)

Employing dynamic measuring method,this paper makes empirical analyses of the relationship between the urbanization rate and the added value of the third industry based on the time-series data of Wuhan from 1978 to 2015. The analysis has found that urbanization Granger causes the development of the services. There is a long-term equilibrium relationship between the urbanization and the services, but their short-term relationship is not significant.

Wuhan; urbanization; services;co-integration

2016-04-26.

2016-06-24.

王靜(1990-)，男，碩士研究生，E-mail:799934889@qq.com.

杜為公(1963-)，男，教授，E-mail:18702711368@163.com.

2095-7386(2016)03-0085-05

10.3969/j.issn.2095-7386.2016.03.017

F 290

A