秦翠蘭 申海成

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山東省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)影響的實(shí)證分析

秦翠蘭 申海成

第三產(chǎn)業(yè)； 城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)； 主成份分析； 協(xié)整檢驗(yàn)

一、引言

自2009年國務(wù)院批復(fù)《黃河三角洲高效生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展規(guī)劃》和2011年國務(wù)院批復(fù)《山東半島藍(lán)色經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展規(guī)劃》以來，山東省經(jīng)濟(jì)社會得到較快發(fā)展。2011年山東省實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)總值(GDP)45429.2億元，比上年增長10.9%。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值3973.8億元，增長4.0%；第二產(chǎn)業(yè)增加值24037.4億元，增長11.7%；第三產(chǎn)業(yè)增加值17418.0億元，增長11.3%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整穩(wěn)步推進(jìn)，三次產(chǎn)業(yè)比例由上年的9.2∶54.2∶36.6調(diào)整為8.8∶52.9∶38.3。但同時(shí)山東省在經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展過程中仍存在一系列較為突出的問題，主要表現(xiàn)在城鄉(xiāng)人均收入水平差距較大，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)突出，工農(nóng)業(yè)發(fā)展不平衡，第三產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)代化程度不高，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展不協(xié)調(diào)。特別對于弱質(zhì)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，其自我發(fā)展能力弱，抵抗市場風(fēng)險(xiǎn)的能力較差，經(jīng)濟(jì)總量小，難以承擔(dān)帶領(lǐng)農(nóng)民脫貧致富的重任。

國外經(jīng)濟(jì)學(xué)界直接以“第三產(chǎn)業(yè)促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展”為研究內(nèi)容的文獻(xiàn)并不多見，但從許多研究中都可找到城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展問題可資借鑒的理論。勞爾·普雷維什(1949)將資本主義世界劃分成“中心”和“外圍”兩個(gè)部分?！爸行摹迸c“外圍”之間的這種結(jié)構(gòu)性差異并不說明它們是彼此獨(dú)立存在的體系，恰恰相反，它們是作為相互聯(lián)系、互為條件的兩極存在的，構(gòu)成了一個(gè)統(tǒng)一的、動態(tài)的世界經(jīng)濟(jì)體系。赫希曼(A.O.Hirshman，1958)解釋了經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域與欠發(fā)達(dá)區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)相互作用及影響。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達(dá)，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低。布魯克菲爾德(H.Brookfield，1975)認(rèn)為發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅比不發(fā)達(dá)國家更依賴于資源和資本密集的技術(shù)，而且也依賴不發(fā)達(dá)國家的資源、勞動力和市場。進(jìn)入21世紀(jì)以來，城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展理論有了長足的進(jìn)步。與過去城鄉(xiāng)發(fā)展理論不同的是，新的理論更加關(guān)注于城鄉(xiāng)間的“聯(lián)系”和“流”。近年來，塞西利亞·塔科里和大衛(wèi)·塞特思威特(2005)兩位學(xué)者重點(diǎn)研究了經(jīng)濟(jì)、社會和文化變化對城鄉(xiāng)相互作用的影響途徑，系統(tǒng)描述了中小城鎮(zhèn)在鄉(xiāng)村和區(qū)域發(fā)展中的作用，并就此構(gòu)建了“城鄉(xiāng)相互作用和區(qū)域發(fā)展”的關(guān)聯(lián)模式。肯尼斯·林奇(Kenneth Lynch,2005)認(rèn)為不同國家和地區(qū)間城鄉(xiāng)相互作用的機(jī)制不同，因此，他研究的核心是揭示各種“流”對城鄉(xiāng)間相互作用的影響，并以此制定緩解貧困的政策措施。

改革開放以來，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的影響也引起國內(nèi)學(xué)者廣泛關(guān)注。吳楚材、鄒軍、甄峰(1997)等認(rèn)為在城市發(fā)展的同時(shí)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村現(xiàn)代化，功能上強(qiáng)調(diào)城鄉(xiāng)的一體化職能，空間和景觀生態(tài)上城鄉(xiāng)緊密聯(lián)系、相互依存。郭克莎(2000)提出由第三產(chǎn)業(yè)的較快發(fā)展來帶動農(nóng)業(yè)剩余勞動力的較快轉(zhuǎn)移，由此帶動農(nóng)民收入水平和消費(fèi)水平的較大幅度上升，促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，再由此支持工業(yè)的較快速穩(wěn)定增長和工業(yè)化階段的演進(jìn)。李勇堅(jiān)(2004)認(rèn)為服務(wù)業(yè)的有效供給相對不足。這樣，中國巨大的收入差距影響了服務(wù)業(yè)的發(fā)展，導(dǎo)致中國的服務(wù)業(yè)比重在收入快速增長的同時(shí)，并沒有獲得明顯的提高。楊藝、龐雅莉(2004)從農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)角度，指出加速農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展已成為我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的現(xiàn)實(shí)選擇。李英東(2005)認(rèn)為發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)才能解決日益突出的就業(yè)問題。由于中國城市第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于其他同等收入水平的國家，預(yù)計(jì)生活服務(wù)業(yè)、醫(yī)療、教育、金融、電訊、文化娛樂、旅游等發(fā)展速度都可能快于城市發(fā)展速度，并提供大量就業(yè)崗位，從而可以大力促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

二、理論分析及評價(jià)指標(biāo)體系設(shè)計(jì)

由于發(fā)達(dá)國家本身幾乎不存在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)問題，中國經(jīng)濟(jì)具有典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，且這種典型的二元結(jié)構(gòu)與世界其他發(fā)展中國家差別較大，因此指標(biāo)體系的建立主要參考國內(nèi)文獻(xiàn)的研究設(shè)計(jì)方法。

國內(nèi)學(xué)者大多數(shù)研究主要側(cè)重于評價(jià)方法創(chuàng)新和評價(jià)指標(biāo)甄別選擇，從定性角度進(jìn)行分析與研究(陳鴻彬，2007；黃應(yīng)繪，2008；戴思銳、謝員珠，2004)，吳楚材、鄒軍、甄峰(1997)等人著重對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)、城鄉(xiāng)一體化、城鄉(xiāng)融合、鄉(xiāng)村城市化、城市化等概念進(jìn)行詳細(xì)論述，認(rèn)為城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)包括城鄉(xiāng)政治協(xié)調(diào)、經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)、生態(tài)環(huán)境協(xié)調(diào)、人口協(xié)調(diào)、文化協(xié)調(diào)、空間協(xié)調(diào)等各個(gè)方面，觀念上城鄉(xiāng)差別消除，發(fā)展模式上在城市發(fā)展的同時(shí)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村現(xiàn)代化，功能上強(qiáng)調(diào)城鄉(xiāng)的一體化職能，空間和景觀生態(tài)上城鄉(xiāng)緊密聯(lián)系、相互依存。較少文獻(xiàn)將城鄉(xiāng)統(tǒng)籌評價(jià)指標(biāo)體系進(jìn)行實(shí)證運(yùn)用：鄧玲、王彬彬(2008)選取了5個(gè)一級指標(biāo)、36個(gè)二級指標(biāo)組成城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平評價(jià)指標(biāo)，運(yùn)用專家評價(jià)法衡量指標(biāo)權(quán)重，對成都市溫江區(qū)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展進(jìn)行了初步的評價(jià)。李岳云、陳勇、孫林(2004)在對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的內(nèi)涵進(jìn)行界定的基礎(chǔ)上，設(shè)計(jì)了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展評價(jià)指標(biāo)，然后利用層次分析法設(shè)定權(quán)重構(gòu)建出城鄉(xiāng)統(tǒng)籌評價(jià)體系，并以南京市為例對其城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平進(jìn)行了實(shí)證分析。大多數(shù)文獻(xiàn)都從城鄉(xiāng)生活水平、城鄉(xiāng)投資狀況、城鄉(xiāng)財(cái)政投入狀況、城鄉(xiāng)空間發(fā)展程度等幾個(gè)一級指標(biāo)進(jìn)行了定量分析*顧乃華、李江帆：《中國服務(wù)業(yè)技術(shù)效率的區(qū)域差異的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第1期。。本研究綜合前述文獻(xiàn)分析方法，根據(jù)前述理論分析，結(jié)合山東城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平實(shí)際，建立了如下城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平指標(biāo)體系：

一級指標(biāo) 二級指標(biāo)含 義Ⅰ:反映城鄉(xiāng)生活水平的指標(biāo)X1城鄉(xiāng)人均收入水平之比(%)X2城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)之比(%)X3城鄉(xiāng)消費(fèi)水平之比(%)Ⅱ:城鄉(xiāng)投資狀況比較X4城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資之比(%)Ⅲ:城鄉(xiāng)財(cái)政投入狀況X5城鄉(xiāng)支農(nóng)比值/第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(%)Ⅳ:城鄉(xiāng)空間發(fā)展程度X6第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和/第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(%)

吳玉鳴(2000)通過對我國31個(gè)省市區(qū)第三產(chǎn)業(yè)綜合發(fā)展作出的評估，指出我國區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的水平、速度、規(guī)模，在區(qū)域分布、城市和農(nóng)村之間的非均衡差異性非常明顯；江小涓、李輝(2004)則詳細(xì)考察了我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展與內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變化，建立了一個(gè)多元回歸模型來分析收入水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、城市化等因素變化對服務(wù)業(yè)今后發(fā)展的影響；岳希明、張曙光(2002)認(rèn)為我國第三產(chǎn)業(yè)的核算范圍不全是服務(wù)計(jì)價(jià)過低的問題導(dǎo)致了我國工業(yè)增長速度的高估和第三產(chǎn)業(yè)絕對水平的低估，并從深層次對這一點(diǎn)進(jìn)行了論述。許憲春、董禮華、趙國錄、劉慧平、金紅(2004)從中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)的現(xiàn)狀入手，分析認(rèn)為中國第三產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計(jì)核算存在著統(tǒng)計(jì)范圍上存在缺口、統(tǒng)計(jì)調(diào)查方法落后、統(tǒng)計(jì)指標(biāo)設(shè)置缺乏系統(tǒng)性和可比性等三大問題，并由此得出了中國第三產(chǎn)業(yè)的增加值比重與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與其他國家相比具有不可比性的觀點(diǎn)；許憲春(2004)從我國第三產(chǎn)業(yè)核算內(nèi)容分類的三次調(diào)整(1985，1994，2003)出發(fā)，從現(xiàn)價(jià)核算和不變價(jià)核算兩個(gè)方面，分別詳細(xì)地闡述了我國第三產(chǎn)業(yè)核算存在的問題。分析概括上述文獻(xiàn)，大多都建立了產(chǎn)值指標(biāo)、就業(yè)指標(biāo)、投資指標(biāo)等一級指標(biāo)來定量研究第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。本研究綜合前述文獻(xiàn)分析方法，根據(jù)前述理論分析和第三產(chǎn)業(yè)的分類，結(jié)合山東省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展實(shí)際，建立了如下第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平指標(biāo)體系*許憲春：《中國服務(wù)業(yè)核算及其存在的問題研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第3期。：

一級指標(biāo)二級指標(biāo)含 義Ⅰ:產(chǎn)值方面指標(biāo)X1人均第三產(chǎn)業(yè)增加值X2人均GDPX3第三產(chǎn)業(yè)增加值X4第三產(chǎn)業(yè)增加值/GDPⅡ:就業(yè)方面指標(biāo)X5第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員X6第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重X7第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員增長率Ⅲ:投資方面指標(biāo)X8第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資比重X9第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資增長率Ⅳ:其他方面指標(biāo)X10第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/區(qū)域人口X11第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/區(qū)域面積

三、主成份分析

(一)研究結(jié)果分析

1.對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行主成份分析

(1)數(shù)據(jù)說明。此部分采用的是面板數(shù)據(jù)，包括山東省17個(gè)地市2008到2010年的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于2008年、2009年和2010年的山東省各地市統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)與相關(guān)年份的統(tǒng)計(jì)年鑒。

(2)主成份分析。由于篇幅所限，只詳述2010年山東省17地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)指標(biāo)的主成份分析，整個(gè)分析過程運(yùn)用SPSS18.0。主成份分析中主成份數(shù)目考慮和挑選標(biāo)準(zhǔn)，常用的有兩種：一種是主成份的累積貢獻(xiàn)率；另外一種就是通過比較特征值來確定主成份數(shù)目，一般可以用特征根大于1作為納入標(biāo)準(zhǔn)，因?yàn)樘卣鞲∮?時(shí)，說明主成份的解釋力度還不如直接引入一個(gè)原變量的平均解釋力度大。

通過作碎石圖可以看出，從第5個(gè)因子以后，坡度線變?yōu)槠教?，因而至少保?個(gè)至5個(gè)因子較為適宜。具體保留幾個(gè)因子，還需要參考Kaiser準(zhǔn)則，選取特征值大于1的因子。因此，根據(jù)上面的準(zhǔn)則，可以確定主成份分析所抽出的共同因子有3個(gè)，即3個(gè)主成份。

(3)因子分析綜合評價(jià)過程。采用最大變異法，對因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，轉(zhuǎn)軸后的因子負(fù)荷矩陣表如下：

表1 旋轉(zhuǎn)成份矩陣

注： 提取方法：主成份分析；旋轉(zhuǎn)法:具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法(旋轉(zhuǎn)在4次迭代后收斂)。

可以看出，旋轉(zhuǎn)后的因子結(jié)構(gòu)得到了有效簡化。主成份F1在X5和X6上有較高的負(fù)荷，主成份F2在X1和X4上有較高的負(fù)荷，主成份F3在X2和X3上有較高的負(fù)荷。旋轉(zhuǎn)后這三個(gè)主成份能解釋的變異量的百分比分別為34.106%、24.360%、18.956%。

同時(shí)通過SPSS18.0軟件處理還可以得到旋轉(zhuǎn)后的因子得分系數(shù)，見下表。

表2 成份得分系數(shù)矩陣

注： 提取方法：主成份分析；旋轉(zhuǎn)法:具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法。

在此基礎(chǔ)上，通過換算可以得到17個(gè)地市在三個(gè)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

其中變量SE為相應(yīng)原始變量E的經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理的變量。最后再以旋轉(zhuǎn)后的各個(gè)主成份所對應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率(分別為34.106%、24.360%、18.956%)為權(quán)數(shù)進(jìn)行加權(quán)，得到17個(gè)地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平的綜合得分及排名，如表3。

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

表3 2010年山東省17地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平綜合得分及排名

注： 根據(jù)2010年旋轉(zhuǎn)系數(shù)矩陣與對應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率計(jì)算而得。

從上表中我們可以更加直觀地看出各個(gè)指標(biāo)對山東省17地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響數(shù)量程度，主成份分析值越大，表明該指標(biāo)對山東省17地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響越顯著，主成份分析值越小，該指標(biāo)對山東省17地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響越不顯著。

綜合2008年、2009年、2010年得分與排名，東營、濟(jì)南、萊蕪等地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平處在全省前列；濰坊、濱州、棗莊、菏澤等地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展處于全省較低水平。

2.對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行主成份分析

(1)山東省17地市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原始數(shù)據(jù)。此部分采用的是面板數(shù)據(jù)，包括山東省17個(gè)地市2008到2010年的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于2008年、2009年和2010年的山東統(tǒng)計(jì)年鑒以及相關(guān)年份的17地市統(tǒng)計(jì)年鑒。

(2)主成份分析。應(yīng)用與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展主成份分析相同的方法得出2008年到2010年山東省17地市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平綜合得分及排名。由于篇幅所限，這里只列出2010年山東省17地市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平綜合得分及排名。

表4 2010年山東省17地市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平綜合得分及排名

注： 根據(jù)2010年旋轉(zhuǎn)系數(shù)矩陣與對應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率計(jì)算而得。

從上表中我們可以更加直觀地看出各個(gè)指標(biāo)對山東省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響數(shù)量程度，主成份分析值越大，表明該指標(biāo)對山東省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響越顯著，主成份分析值越小，該指標(biāo)對山東省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響越不顯著。

綜合2008年、2009年、2010年得分與排名，青島、濟(jì)南、淄博、煙臺、威海等地市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平處在全省前列；菏澤、聊城、德州、濱州、萊蕪等地市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展處于全省較低水平。

3.小結(jié)：綜合上面的分析，我們可以看出，各地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平并不是成正比的。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越發(fā)達(dá)，它的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平并不一定越高，相反，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越落后，它的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平并不一定越落后。最典型的是青島市和威海市，兩市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在全省處于領(lǐng)先地位，但它的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平在全省處于中下游。萊蕪市、臨沂市雖然第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在全省排名靠后，但它的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平卻在全省位居前列。由此可以得出，山東省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展并沒有同步促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的發(fā)展，我們將通過協(xié)整檢驗(yàn)來進(jìn)一步分析第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)有正向的積極影響。

知錯(cuò)而認(rèn)錯(cuò)，是老實(shí)！拿不準(zhǔn)對錯(cuò)而認(rèn)錯(cuò)，是老練！拿得準(zhǔn)對錯(cuò)而認(rèn)錯(cuò)，是老道！明知錯(cuò)卻不認(rèn)錯(cuò)，是老婆！明知沒錯(cuò)卻認(rèn)錯(cuò)，是老公！知他人錯(cuò)卻認(rèn)自己錯(cuò)，是老兄！知自己錯(cuò)卻推他人錯(cuò)，是老板！不知自己錯(cuò)也不知他人錯(cuò)，是老土！知自己錯(cuò)也知他人錯(cuò)，是老師！

四、協(xié)整分析

(一)指標(biāo)選取

一是對整個(gè)山東省的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的指標(biāo)做協(xié)整檢驗(yàn)；二是選取濟(jì)南和青島兩市，對濟(jì)南和青島兩市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的指標(biāo)來做協(xié)整檢驗(yàn)，由于篇幅所限，此部分只列檢驗(yàn)結(jié)果分析，青島市的分析只列結(jié)果的簡要分析。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

(1)對山東省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)指標(biāo)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

第一，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

本研究采用AIC信息準(zhǔn)則，選擇最佳滯后期。并運(yùn)用Eviews6.0軟件，對RJS、SCB、FWM、CXF進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，RJS一階差分變量的ADF統(tǒng)計(jì)量小于10%水平下的麥金農(nóng)(MacKinnon)臨界值，SCB、CXF一階差分變量的ADF統(tǒng)計(jì)量小于5%水平下的麥金農(nóng)(MacKinnon)臨界值，所以VRJS、VSCB、VCXF都是一階單整序列。而FWM的一階差分變量的ADF值大于10%水平下的麥金農(nóng)(MacKinnon)臨界值，所以不能認(rèn)為VFWM的一階差分變量平穩(wěn)。因?yàn)閂RJS、VSCB、VCXF具有同階單整性，故可以對其進(jìn)行協(xié)整分析。

表5 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注： (1)C、T、K分別表示ADF檢驗(yàn)中是否包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)、檢驗(yàn)采用的滯后期數(shù)，N表示不包括時(shí)間趨勢項(xiàng)；(2)*，**分別表示的10%，5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)；(3)V表示一階差分。

第二，山東省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的協(xié)整檢驗(yàn)。本研究中的協(xié)整檢驗(yàn)采用EG兩步檢驗(yàn)：

第一步，用OLS最小二乘法對變量進(jìn)行回歸。運(yùn)用Eviews6.0軟件，進(jìn)行回歸;

第二步，用ADF法對回歸殘差et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如et為平穩(wěn)序列，則二變量存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在協(xié)整關(guān)系。

對殘差的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量e1t的ADF統(tǒng)計(jì)量小于5%水平下的麥金農(nóng)臨界值，即e1t是平穩(wěn)序列，因此變量RJS和CXF存在唯一的協(xié)整關(guān)系。而e2t的ADF統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的麥金農(nóng)臨界值，所以表明e2t序列不平穩(wěn)，也即SCB和CXF兩序列之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表6 殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

第三步，建立人均第三產(chǎn)業(yè)增加值和城鄉(xiāng)發(fā)展空間度的誤差修正模型。協(xié)整分析結(jié)果表明：人均第三產(chǎn)業(yè)增加值(RJS)和城鄉(xiāng)發(fā)展空間度(CXF)之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量之間一定存在誤差修正模型。下面通過建立誤差修正模型(ECM)來檢驗(yàn)VCXF的短期波動是如何被決定的。其中誤差修正項(xiàng)EC反映了長期均衡對短期波動的影響。誤差修正模型如下：

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

6.829126-1.378125R2=0.446812 AdjustedR2=0.377823

在上式中，VRJS系數(shù)在0.1%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，表明人均第三產(chǎn)業(yè)增加值對城鄉(xiāng)空間發(fā)展度存在正向積極的影響。即在短期內(nèi)隨著山東省人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的增加，城鄉(xiāng)空間發(fā)展度逐步提高，人均第三產(chǎn)業(yè)增加值每提高一個(gè)單位，城鄉(xiāng)空間發(fā)展度提高約0.08 %。

(2)對濟(jì)南市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)指標(biāo)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。第一，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用同樣的方法，對濟(jì)南市的RJS、SCB、FWM、CXF進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，只有CXF和FWM同階單整序列，故可以對其進(jìn)行協(xié)整分析。

表7 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：V2、V分別表示二階差分、一階差分。

第二，濟(jì)南市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果，運(yùn)用EG兩步檢驗(yàn)法，對濟(jì)南服務(wù)密度(FWM)和城鄉(xiāng)發(fā)展空間度(CXF)作協(xié)整檢驗(yàn)。運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行回歸，得到如下協(xié)整方程式：

CXF=1.786231+0.029516*RJS+e3t

21.5131 23.19412

R2=0.958121 AdjustedR2=0.949172 F=521.8323

對殘差e3t的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量的ADF統(tǒng)計(jì)量小于5%水平下的麥金農(nóng)臨界值，即e3t是平穩(wěn)序列，因此變量FWM和CXF存在惟一的協(xié)整關(guān)系。

表8 e3t平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

第三，建立誤差修正模型。運(yùn)用同樣的原理和方法建立濟(jì)南市城鄉(xiāng)發(fā)展空間度(CXF)和服務(wù)密度(FWM)兩指標(biāo)的誤差修正模型，結(jié)果如下：

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

5.232583-2.437621

R2=0.461293 AdjustedR2=0.451921 DW=1.483715

從誤差修正模型中可以看出，VFWM系數(shù)在0.1%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，表明濟(jì)南市服務(wù)密度的增加對城鄉(xiāng)空間發(fā)展度的提高存在顯著的正向積極影響。即在短期內(nèi)隨著濟(jì)南服務(wù)密度的增加，城鄉(xiāng)空間發(fā)展度逐步提高，服務(wù)密度每增加一個(gè)單位，城鄉(xiāng)空間發(fā)展度提高約4.5 %。

(3)對青島市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)指標(biāo)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。同樣的方法，對青島市第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重(SCB)和城鄉(xiāng)發(fā)展空間度(CXF)作協(xié)整檢驗(yàn)。運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行回歸，并對殘差e4t的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示變量的ADF統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的麥金農(nóng)臨界值，即e4t不是平穩(wěn)序列，因此變量SCB和CXF不存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即青島市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)間不存在唯一協(xié)整關(guān)系。

五、結(jié)論與對策建議

山東省各地市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平并不是成正比的。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越發(fā)達(dá)，它的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平并不一定越高，相反，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越落后，它的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平并不一定越落后。青島和威海兩市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在全省處于領(lǐng)先地位，但它的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平在全省處于中下游。臨沂、萊蕪兩市雖然第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在全省排名靠后，但它的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平卻在全省位居前列。山東省人均第三產(chǎn)業(yè)增加值對城鄉(xiāng)空間發(fā)展度存在正向積極的影響；濟(jì)南市服務(wù)密度的增加對城鄉(xiāng)空間發(fā)展度的提高存在顯著的正向積極影響；但青島市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)間不存在唯一協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整分析結(jié)果顯示山東省人均第三產(chǎn)業(yè)增加值對城鄉(xiāng)空間發(fā)展度存在正向積極的影響。因此，一方面，應(yīng)大力發(fā)展以現(xiàn)代科學(xué)技術(shù)特別是信息網(wǎng)絡(luò)技術(shù)為主要支撐的現(xiàn)代服務(wù)產(chǎn)業(yè)，特別是農(nóng)業(yè)信息化發(fā)展已成為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)未來發(fā)展的趨勢，為農(nóng)民生產(chǎn)、加工、銷售、科研、貿(mào)易方面提供了全方位的信息服務(wù)，在帶動“三農(nóng)”促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)方面將起到重要作用；另一方面，當(dāng)前提高人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的重點(diǎn)在農(nóng)村，農(nóng)村人口占絕大多數(shù)，但農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展嚴(yán)重不足，人均占有第三產(chǎn)業(yè)增加值較少，加速農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展已成為山東省乃至我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的現(xiàn)實(shí)選擇*楊藝、龐雅莉：《我國農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對策研究》，《工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2004年第10期。。

由分析結(jié)論可知，青島第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)地市城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)水平不高且不存在唯一協(xié)整關(guān)系，說明其第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)發(fā)展沒有顯著的正向積極影響。因此，優(yōu)化青島、煙臺等地市第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)，著重發(fā)展對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)帶動力強(qiáng)的生態(tài)旅游、鄉(xiāng)村特色旅游、農(nóng)村金融、綜合技術(shù)服務(wù)等第三產(chǎn)業(yè)，能更好地促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展*鄒軍、劉曉磊：《城鄉(xiāng)一體化理論研究框架》，《城市規(guī)劃》1997年第1期。。像臨沂、萊蕪的地級市要依托自身優(yōu)勢大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，臨沂是魯南經(jīng)濟(jì)帶的核心城市，要充分開發(fā)蒙山沂水旅游資源，打造區(qū)域性物流樞紐城市，發(fā)展物流業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)；萊蕪地處濟(jì)南都市圈，是省會城市濟(jì)南的后花園，根據(jù)濟(jì)南都市圈建設(shè)規(guī)劃方案，充分利用都市圈內(nèi)資源發(fā)展雪野湖旅游、鄉(xiāng)村旅游等第三產(chǎn)業(yè)。

[責(zé)任編輯：賈樂耀]

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

秦翠蘭，山東青年政治學(xué)院信息工程學(xué)院副研究員(濟(jì)南250014)；申海成，山東政法學(xué)院商學(xué)院講師(濟(jì)南 250014)；中國人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生(北京 100872)。