配第一克拉克定律表明，人均国民收入水平的相应提高，会促使劳动力从第一产业向第二产业等非农业部门转移。随着经济的进一步发展，又会出现劳动力向第三产业转移的现象。最后的结果是第一产业的就业人数比例不断减少，第二产业和第三产业的就业人数比重不断增加。20世纪以来，服务业发展与城市化的关系越来越受到国内外学者的关注，他们在理论和实践层面进行了大量研究。Daniels通过计量分析检验了美国大、中、小城市的区域服务业成长。研究认为，城市形成的区域市场是服务业发展的基础，城市化的发展促进了服务业的扩张。Tiffen认为，随着农业人口向城市的释放，制造业和服务业将获得较快发展，而制造业和服务业的发展又会进一步吸引农业劳动力的转移。江小涓通过研究服务业与经济增长的相关性和增长潜力发现，城市化水平是影响城市服务业增加值比重的重要因素。曾国平、曹跃群的研究表明，我国第三产业整体保持了较强的吸纳劳动力的能力，并具备了继续扩大就业的潜力，第三产业就业仍主要集中在传统服务业上。这暗示着，第三产业对劳动力的大量吸收促进了就业的非农化进程，也就是说，促进了城市化的发展。郭文杰认为，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。城市化导致人口向城市流动，产业集聚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。上述国内外的研究表明，服务业发展与城市化之间存在着密切的关系。
　　
　　
　　2，城市化、服务业对经济增长影响

　　研究表明，服务业在经济增长过程中并不是一个被动的角色，其增长是经济增长过程的一部分。Singleman通过对发达国家的工业化过程的研究表明，劳动力从农业向服务业的转移是经济发展的一个重要方面。Renaud认为，在经济发展过程中，服务业所扮演的角色比其在GDP中的份额更为重要。由于服务业与其他许多经济活动相关联，因此服务业对整个国家的经济表现有着深远的影响。有观点认为服务部门的增长是随着GDP的增长而自动出现的。Riddle认为，服务业在经济发展中并不是一个被动的角色，从经济史的角度来看，商业革命是工业的前奏和先驱，而服务业的创新则成为了工业革命的支撑。例如，职业研究活动的出现、教育系统的改进、运输方式的改善、金融创新的出现等，都为工业革命提供了良好的基础。为此他提出服务业份额的上升不是经济增长的结果，而是经济增长的原因。

　　发展经济学提出的二元结构模型分析了城乡人口迁移和经济发展的效率问题。大量研究表明，城市化与经济增长之间往往呈现显著的正相关关系。如Lampard，Renaud等多位学者运用一国或多国的数据对城市化和经济增长的关系进行了研究，研究发现城市化与经济增长具有较强正相关关系，并且一些学者给出了城市化和经济增长之间的变化规律。国内学者对城市化和经济增长的关系也进行了大量的研究，许学强、周一星等也利用多个国家的数据验证了城市化与经济增长呈现较强对数双曲线相关。李金昌、程开明利用计量模型对城市化和经济增长的关系进行了分析，认为城市化对经济增长的作用强度不大，反过来经济增长对城市化的影响较大。上述学者的研究都指出城市化和经济增长之间存在较强的相关关系，且认为经济增长带动城市化的发展，而城市化对经济增长的作用是次要的，这也是至今为止有关经济增长与城市化之间关系的主流观点。
　　
　　
　　综上所述，国内外学者分别对城市化和服务业发展、城市化对经济增长和服务业对经济增长的影响进行了大量理论和实证研究，但只分别考虑了城市化率、服务业发展和经济增长的影响，缺乏足够的控制变量，这样的研究方法势必会导致分析上的严重误差和虚假回归。同时由于上述研究大多只是截取了静态的时点数据，也没有考虑到随着时间的变化，各变量之间的作用机制是如何随着时间的变化而动态调整的。因此，对城市化、服务业对经济增长的影响需要以更加开阔的视野并从动态演化的视角进行研究。基于国内外相关理论基础，结合郑吉昌、夏晴研究结论，本文提出城市化、服务业与经济增长关系结构图(如图1所示)。
　　
　　二、数据说明及统计描述
　　
　　本文使用的指标主要有：城市化水平URB，服务业发展SER，经济水平GDP。目前衡量城市化水平指标分为多指标体系和单指标体系，考虑到单一指标存在的局限性，难以全面反映城市化水平的现状。因此，越来越多的学者倾向于用多项指标综合衡量城市化水平。而考虑到多指标采集的可行性，难以在大跨度的时间尺度上予以使用。城市化的本质是人口的集聚，所以本文考虑到全国数据的可获得性以及统计口径的一致性，在借鉴前人相关研究成果的基础上选取了最常用的两个重要指标，城镇人口比重和非农产业产值比重。衡量服务业的发展本文使用了已基本被学者认可的第三产业增加值为衡量指标。经济水平的衡量用国民生产总值GDP来表示。相关数据用物价指数进行平减处理以消除通货膨胀的影响。考虑到数据的可比性，各指标均已1952年为基期进行了无量纲化处理，为消除可能存在的异方差，对指标进行自然对数处理即取对数来消除数据的波动性。记为LNURB，LNSER和INGDP。相关数据来源于《中国统计年鉴》各期、《新中国55年统计资料汇编》，中经网数据库等。

　　经过统计分析，1952--2007年期间城市化水平、服务业发展和经济水平变化趋势如图2所示。

　　从图2中可以看到，我国城市化水平自新中国成立以来随着时间的推进不断提高。在1952--1957年期间随着“十一五”计划的顺利完成，在工业优先发展的思路引领下，大量农民进入城镇企业就业，城市化进程得到了初步推动，城市化率在此期间总体呈不断上升态势。但1958—1978年里处于一个“动荡期”，大跃进的发动及紧随其后的国民经济调整时期的逆城市化，我国进行了工业调整，压缩基建项目规模并大量精简下放城镇人口，约2000多万城镇人口被下放回乡，城镇化进程又出现了逆转现象。接着在1978—2007年期间，党的十一届三中全会拉开了改革开放的序幕，我国的经济增长与各项社会事业自此重新步入正常的发展轨道，同时亦为城市化的蓬勃发展创造了历史性的机遇。自1978年实行改革开放以来，我国的经济增长进程进入了一个新时期。城市化水平亦得以逐年稳定提高。城市化水平从1978年的16.8％增加到2007年的44.9％。年均增长5.93％。农村人口流向城市，为三次产业发展提供源源不断的劳动力供给，同时创造需求，为经济发展奠定了基础。

　　在长期的计划经济体制下，我国经济发展不可避免地受到政府行为的影响，因此，在其发展进程中经历了长时期的曲折徘徊。我国服务业增加值和国内生产总值在1952--1977年间都处于一个平缓上升的过程中，服务业增加值从194.3亿元增加到720.7亿元，增长3.86倍。国内生产总值从679亿元增加到3201亿元，增加4.72倍。但在1978年改革开放后，中国经济进入了一个新阶段，1978--2007年服务业增加值从872.3亿元急增到100053亿元，增长116.1倍，国内生产总值从3645.3亿元增至249529.9亿元，增长68倍(如图3所示)。从两方面经济数据的统计来看，我国服务业发展已经取得了较大增长。我国改革开放以来，在经济总量大幅提高的同时产业结构得到了逐步调整，服务业发展速度逐年加快并有所上升。与此同时，服务业的发展为我国经济增长提供了新的动力，使得经济增长速度进一步加快。
　　
　　三、实证检验
　　
　　下面分四步对城市化水平、服务业发展与经济增长的关系进行检验。第一步，利用单位根检验方法进行单位根检验；第二步，运用基于回归系数的Johansen检验，对变量的协整关系进行关系检验；第三步，运用Granger因果关系检验各变量之间因果关系；第四步，运用脉冲响应函数反映经济增长对城市化水平、服务业发展对其冲击的影响。 在前人研究的基础上，根据相关经济理论，本文建立以下计量模型：
　　LnGDP=ctLnSer+BLnUrb+e

　　1　平稳性检验

　　为了避免模型中出现“伪回归”现象，在建立模型前需要对变量的单整性和各变量之间的协整关系进行检验。利用Eviews5.0软件，采用ADF检验法对LNGDP，LNSER和LNURB三个变量进行平稳性检验。检验结果如表1所示。

　　检验方程的选取根据相应的数据图形来确定，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原始状态下是非平稳的，于是对数据进行一阶差分，差分后ADF统计值结果表明在5％的显著性水平下，各统计量均小于麦金农(Mackinnon)临界值，因此拒绝aLNGDP，ALNSER和ALNURB具有一个单位根的零假设，说明LNGDP，LNSER和LNURB都是一阶单整，即都符合I(1)，可以对其进行协整分析。

　　2　协整检验

　　本文使用Johansen提出的基于向量自回归(VAR)模型的多变量系统极大似然估计法对变量进行协整检验，以此来确定单整阶数相同的非平稳时间序列之间长期的稳定关系。根据赤池(Akaike)信息准则(AIC)和施瓦茨(schwartz)准则(sc)选择最大滞后期k值，其原则是在增加k值的过程中使AIC的值或sc的值达到最小。通过相关计算选择k=3。确定最合适的协整检验模型为协整空间中有常数项、有线性趋势项，数据空间有线性趋势项。Johansen协整检验结果显示如表2所示。

　　通过对特征值和迹统计量的比较可以发现，迹检验在5％的显著性水平下拒绝了不存在协整方程的原假设，即LNGDP，LNSER和LNURB之间存在显著的长期协整关系。进一步对各变量进行回归后，得到协整方程的正规化形式为：
 
　　方程中括号内数值为t值，均在2以上，结合F值较大，说明方程拟合程度较好，且各系数较为显著。从协整模型中可以发现，城市化水平、服务业发展和经济增长之间存在正向相关关系。两者的弹性系数说明服务业增加值每增长1个百分点，国内生产总值增长0.3958个百分点；城市化水平每增长1个百分点，国内生产总值即增长0.2163个百分点。

　　3　因果关系检验

　　通过上文的分析，城市化水平、服务业发展和经济增长三变量之间存在着长期的协整关系，但协整关系并未具体指出因果关系的方向。所以，为了能够进一步验证三者之间的相互因果关系，我们对变量进行了Granger因果检验。格兰杰(Granger)因果关系检验是考察一个时间序列x是否是另一个时间序列Y产生的原因时一种常用的方法。其基本做法是，首先估计当期的Y值被其自身滞后期的值所能解释的程度，然后检验通过引入序列x的滞后期值是否显著地提高Y被解释的程度。如果是，则称x序列是Y序列的Granger原因。具体的检验结果如表3所示。

　　通过变量间的Granger因果关系检验，可以看到在10％的显著性水平下：(1)服务业发展和经济增长之间存在双向因果关系，经济增长会带动服务业发展，反之服务业发展也促进经济增长。(2)城市化水平和服务业增长之间存在着单向的因果关系，城市化水平不会带动服务业增长，但服务业增长的同时会促进城市化水平的上升。(3)城市化水平和经济增长之间也存在单向的因果关系，经济发展促进了城市化水平提高，反之不成立。

　　4　脉冲响应分析

　　以上分析只是根据历史数据得出以往城市化水平、服务业发展对经济增长的短期影响，而在外部环境不断变化的情况下，要预测分析城市化水平和服务业发展对经济增长的长期影响还需进一步进行定量研究。为了进一步分析各变量的关系可以通过运用系统的脉冲响应函数来分析城市化和服务业发展对经济增长的长期影响。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。图4分别为渐进解析法模拟的关于经济增长对于城市化水平和服务业发展的一个标准差扰动的响应值函数图。追踪期本文设为20年。图中纵轴表示因变量对解释变量的响应程度，虚线代表响应函数值加减两倍标准差的置信区间。

　　首先，考察经济增长对于城市化水平的一个标准差扰动的响应。从图4中可以看到在前6期中处于较弱的负向响应，表明城市化对经济增长冲击在初始阶段产生负向影响。在第6期达到临界值，在随后的6--20期中，冲击由负转正并逐渐趋于平稳，处于一个稳定上升回归的趋势当中。说明了从长期趋势来看，外商直接投资对服务业的发展有明显的正向冲击作用，但有一段时间的滞后性。

　　其次，考察经济增长对于服务业发展的一个标准差扰动的响应。与经济增长对于城市化水平的一个标准差扰动的响应不同的是，该响应是一个稳定上升的过程。给经济增长一个正向冲击后，经济增长立即做出调整，在第6期中处于一个激烈上升的状态，在6--20期的过程中，冲击逐渐收敛，但仍处于一个稳定的上升趋势中。最终达到冲击峰值0.034。从图4中可以明显看到两种脉冲响应模式在冲击力度、脉冲响应的时间轨迹上有显著的差异。
　　
　　四、结论与建议
　　
　　本文利用1952--2007年期间的年度时间序列数据，运用协整分析、格兰杰因果关系检验以及脉冲响应函数对我国城市化水平、服务业发展与经济增长的关系进行了实证研究，结论如下：

　　第一，从协整分析结果来看，城市化水平和服务业增长变量都较显著，方程的拟合度很好，且三者之间存在协整关系。依协整方程可以看出，城市化和服务业发展与经济增长的关系均是同向的。这说明在目前的情况下，城市化和服务业的发展均能拉动经济增长，从协整系数进一步来看，城市化对经济增长的拉动作用不及服务业的拉动，说明我国经济增长的过程中，城市化的效用还未完全体现。

　　第二，从因果关系分析来看，服务业发展和经济增长之间存在显著的因果关系，服务业的发展极大地推动了经济增长，同时经济增长也促进服务业进一步发展。城市化和经济增长之间因果关系表明，经济增长对城市化水平的提高具有推动作用，但城市化推动经济增长的力量还不明显。城市化与服务业相关关系表明，服务业对于城市化水平带来的农村人口吸收不够，但服务业的发展对城乡一体化进程有一定的作用。

　　第三，从脉冲响应函数分析来看，城市化水平对经济增长短期不利，长期有利，服务业发展对经济增长具有稳定地推动作用。分析经济增长对于城市化水平的响应函数可知，短期经济增长速度会受到城市化水平突然提高的影响，经济增长速度产生一个短期的下降，这与前面的协整分析结果是有差距的，但并不矛盾。经过深入分析，我们认为产生这种现象主要是由于城市人口大量增加，城市配套设施不能及时跟上，同时城市各产业也无法在第一时间消化大量的外来人口，而大量的农村人口流入城市使得农村劳动力不足，短期内生产也会受到影响。综合以上因素，城市化水平的提高短期内使得经济增长响应出现一个短暂的负向响应。随后脉冲响应函数图显示城市化水平对经济增长的影响由负转正，并在以后期间中逐渐处于一个稳定的正向影响，这与协整分析的结果是吻合的。在城市化水平的冲击经历了一个时滞作用后最终稳定地推动了经济增长。同时，从经济增长对服务业发展的脉冲响应函数图可以看到，服务业的发展自始至终推动着经济增长。服务业的发展促使了产业结构升级，为第一、二产业的发展提供支持和保障，是经济增长的中坚力量。

　　针对本文研究结论，结合现状，政策上首先应加快城市化进程。我国城市化水平仍处于较低水平，城市化的诸多效应还未充分发挥，应制定相应政策充分发挥城市的聚集效应，吸引农村劳动人口进入城市就业，只有实现了非农人口的自由流动，才能够为其他产业的发展创造动力和需求，最终推动经济发展。其次应加快产业结构调整与升级，提高服务业比重，运用现代经营方式和先进技术大力改造和发展传统服务业。充分利用资源禀赋条件，发展具有地方特色的第三产业，积极寻求区域交流和合作的机会，学习和借鉴国内领先地区的先进经验。最后应促进城市化、服务业协调发展，有力推动经济增长。全面发展城市服务业尤其是大城市的各种现代服务业，以此带动城市居民消费结构的升级和消费需求的扩大，并促进城市化的发展和城市整体水平的提高。对于已经长期工作和生活在城市的农村劳动力及其家属，要适应城市发展的趋势，有步骤地将其转变为城市人口，并根据城市经济运行的需要相应扩大城市的规模。同时利用城市化促进服务业发展。从长期看，只有城市数量增加、规模扩大，才能创造出更多的就业机会，服务业的经济总量才可能提高。只有两者协调发展，共同作用，才能持续地推动经济健康、稳定的发展。