一、引言
随着国办发〔2001〕98号文件的发布，我国城市“退二进三”政策开始逐步实施。服务业的发展逐渐成为拉动一国经济增长，增强国际竞争力的主要力量，成为优化经济结构，转变经济发展方式的必然选择。党的十八大报告中，在推进经济结构战略性调整方面，胡锦涛强调要优化产业结构推动服务业特别是现代服务业发展壮大。因此，正确认识服务业发展与经济增长的关系，对于实现经济结构的调整，进一步促进经济的增长具有重要的现实意义。
关于服务业发展与经济增长关系这一问题，国内外很多学者对其作了研究。从国外学者的研究现状来看，Cohen和Zysman（1987）主张服务业依赖于其他产业活动，认为服务业在经济发展中起着被动的作用。[1]Summers（1985）运用1975年34个国家的数据，计算了6个服务业部门与GDP的关系，并以人均GDP为自变量、服务业支出为因变量建立回归模型，结果表明二者之间并不存在显著的正相关关系。[2]Clemes（2002）研究了从1965-1994年服务业的发展对东南亚国家经济增长的贡献，并认为服务业的发展可以提高资源配置率和要素生产率，促进经济增长。[3]
国内学者对服务业与经济增长关系的研究也大多基于实证分析的角度。魏锋、曹中（2007）基于东、中、西部的面板数据对我国服务业发展与经济增长的关系进行了实证研究，认为三个地区服务业发展与经济增长之间的因果关系是有差异的。[4]王治、王耀中（2009）利用1978-2007年行业数据对中国服务业发展与经济增长关系作了实证研究，认为由于服务业的复杂性和异质性，不同服务行业与经济增长的因果关系是不同的。[5]曾国平（2010）根据我国1952-2007年的时间序列数据对城市化水平、服务业发展和经济增长三者之间的关系进行了研究，认为服务业和经济增长之间是相互促进的，城市化水平对经济增长作用并不明显。[6]
目前，吉林省正处于产业结构调整的关键时期，2012年国内生产总值达11937.82亿元，第三产业增加值4151.26亿元，高于全国平均水平2.9个百分点，对全省经济的贡献率为34.8%。因此，对吉林省服务业发展与经济增长的内在机制进行实证研究对于明确二者之间的关系，进一步促进全省经济的平稳健康稳定发展具有重要意义。
本文利用2000-2012年吉林省第三产业增加值与国内生产总值的时间序列数据通过平稳性检验、协整分析、Granger因果关系检验和误差修正模型的构建对吉林省服务业发展与经济增长的关系进行了研究，得出二者具有长期均衡稳定的关系，长期来看，服务业的发展与经济增长具有双向的Granger因果关系。最后，从优先发展生产性服务业、加快信息服务公共平台建设、完善现代金融服务体系、突出发展吉林特色服务业着手来加快服务业的发展进而促进全省经济的增长。
二、吉林省服务业发展与经济增长关系的实证分析
（一）数据选取与处理
本文选取了2000-2012年吉林省服务业增加值（SRV）与国内生产总值（GDP）的时间序列数据，[7]为了消除物价水平变动对SRV和GDP的影响，以1994年为基期进行指数平减，生成实际的服务业增加值（RSRV）和实际的国内生产总值（RGDP）。同时为了避免时间序列数据存在异方差，在不改变原协整关系的情况下，将数据取自然对数，分别用LNRSRV和LNRGDP表示。采用双对数模型对服务业发展和经济增长的关系进行实证研究。模型的回归与检验均利用Eviews5.0计量软件来完成。
（二）平稳性检验
由于本文采用的是服务业增加值和国内生产总值的时间序列数据，通常是非平稳的，直接进行回归分析可能会出现“伪”回归，因此需要先对数据进行平稳性检验。如果LNRSRV和LNRGDP这两个变量是非平稳的时间序列数据，那么再对他们差分后的序列进行检验看是否平稳。在各变量为平稳的序列的前提下，他们的线性组合也是平稳的，变量间才存在协整关系。运用Eviews5.0软件所做的ADF检验的结果如下表1所示。
由以上表1可以看出，在α=0.01的显著性水平下，LNRSRV和LNRGDP的二阶差分的ADF统计量均小于临界值，从而LNRSRV和LNRGDP均为二阶平稳序列，即为I（2）序列，由此说明，服务业增加值和国内生产总值可能存在长期均衡稳定关系，进一步对其进行协整检验。
（三）协整关系检验
20世纪80年代由恩格尔和格兰杰首次提出了协整理论，该理论用来检验两个或多个时间序列之间是否具有长期均衡稳定关系。基本理论思想为：即使两个或两个以上变量是非平稳的，但是他们的某个线性组合却是平稳的，那么这两个或多个变量之间就存在着长期均衡稳定关系。[8]本文运用Engel和Granger提出的E-G两步检验法对吉林省服务业发展和经济增长关系进行协整检验。
首先，利用Eviews5.0计量软件采用普通最小二乘法（OLS）估计协整回归模型：
LNRGDP=-0.1466+0.9909LNRSRV
t = （-0.9832） （42.5068）
然后，对残差e进行单位根检验，看其是否为平稳性序列。以下表2为e的单位根ADF检验结果。
由表2可以看出，残差e的ADF值为-1.9431，其绝对值大于10%水平下的临界值-1.6029的绝对值，所以拒绝存在单位根的零假设，说明残差e在10%的显著性水平下为平稳序列，因此，吉林省服务业增加值和国内生产总值之间存在协整关系，从而服务业发展与经济增长之间具有长期均衡稳定关系。
（四）格兰杰因果关系检验
通过以上协整关系检验得出了吉林省服务业发展和经济增长之间存在着长期均衡稳定的关系，二者之间是否具有因果关系，究竟是服务业的发展变化引起了经济增长的变化，还是经济增长的变化引起了服务业的发展，或者二者之间有着相互影响的作用，还需要对此进行Granger因果关系检验。
Granger因果关系检验的实质是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称他们具有Granger因果关系。[8]由于不同的滞后期二者之间的Granger因果关系不同，本文采用滞后1、2期对LNRSRV和LNRGDP做了格兰杰因果关系检验。检验结果如表3所示：
由以上表3可以看出，当滞后阶数为1时，服务业发展是经济增长的格兰杰原因，但经济增长却不是服务业发展的格兰杰原因；当滞后阶数为2时，服务业发展和
经济增长互为格兰杰因果关系。也即长期来看，不仅经济的增长会促进服务业的发展而且服务业的发展也会带动经济的增长，二者具有双向的Granger因果关系。
（五）误差修正模型（ECM）
通过对LNRSRV和LNRGDP两个变量进行平稳性检验、协整关系检验以及格兰杰因果关系检验得知二者之间存在长期均衡稳定关系且长期内二者相互格兰杰因果原因，为了度量二者之间的短期偏离，将误差修正项作为解释变量加入模型来研究模型的短期动态和长期调整特征。利用Eviews5.0建立的回归结果如下：
由此，误差修正模型为：
在上述误差修正模型中，误差修正项的系数为-0.5586，符合反向修正机制，当短期波动偏离长期均衡状态时，将以55.86%的力度拉回到均衡状态。服务业的短期波动将导致经济增长的同向变化，服务业增加值每增长1%引起国内生产总值增长0.48%。模型的系数均通过检验，且DW约等于2，说明该模型能够很好的解释吉林省服务业发展和经济增长的短期波动和长期均衡稳定的关系。
三、结论以及促进吉林省服务业发展的路径
本文通过对吉林省2000-2012年服务业增加值与国内生产总值在消除物价水平影响之后的时间序列数据进行平稳性检验得知LNRSRV和LNRGDP均为二阶单整平稳序列，进一步对序列进行E-G两步法协整检验的结果表明，服务业发展和经济增长二者之间存在着长期的均衡稳定关系；由Granger因果关系检验的结果可知，滞后期为2的情况下，服务业发展和经济增长具有双向的格兰杰因果关系，不仅经济增长促进服务业的发展，而且服务业的发展也会促进经济的增长，二者相互影响，相互促进。因此，吉林省政府应该采取相应的政策措施来促进服务业的发展进而带动经济的长久持续增长。
吉林省研究制定的《加快推进服务业跨越发展的若干政策》，在市场准入、财政、税费、土地、金融、集聚区等方面实现了重要突破。当前，吉林省服务业重点领域发展势头良好，文化产业改革发展力度加大，吉视传媒股份有限公司成功上市、吉林省东北亚文化创意科技园被命名为国家级文化产业试验园区。但是，服务业总体规模尚小，对经济增长的贡献率依然偏低，而且服务业集聚力较弱，生产性服务业发展滞后。鉴于此，吉林省将着力优化服务业结构，推进服务产业集聚，加快服务业向集群、特色、现代方向转变。
首先，优先发展生产性服务业。吉林省依托其自身产业优势、资源禀赋和消费市场需求，沿主要交通干线和节点城镇，布局建设现代物流业重大项目，积极发展汽车整车及零部件、石化、农副产品加工、生物医药、轻工纺织等大宗商品的产业物流。
其次，重点发展电信服务、互联网服务，加快信息服务公共平台建设，以长春、吉林为重点，推进信息产业园区建设，吸引高端信息产业落户该省产业园区，扩大信息服务产业规模。
再次，加快金融创新步伐，大力发展银行、证券、保险、担保、租赁业等，积极培育股权投资基金、网络金融等新型金融服务业，完善现代金融服务体系。
最后，突出发展吉林特色服务业。发挥长白山品牌和鲜明的东北地理气候、科教文化、民俗风情等旅游文化资源优势，打造旅游精品路线，加快旅游产品开发，加强旅游基础设施建设；加快文化体系建设，促进娱乐演出业发展繁荣，推动文化产业升级。[9]
参考文献：
[1] Cohen.S，Zysman.J，Manufacturing Matters：The Myth of the Post-industrial Economy，New York：Basic Books.1987.
[2] Summers.R，Services in the International Economy in manned，Managing the Services Economy：Prospects and Problems，Cambridge University Press.1985.
[3] Clemes.M，Services and Economy Growth in ASEAN Economies，ASEAN Economic Bulleth，Thursday，August1.2002.
[4] 魏锋、曹中.我国服务业发展与经济增长的因果关系研究：基于东、中、西部面板数据的实证研究[J].统计研究，2007，（02）：44-46.
[5] 王治、王耀中.中国服务业发展与经济增长关系的实证研究：基于1978-2007行业数据的经验证据[J].产业经济研究，2009，（05）：30-37.
[6] 曾国平、袁孝科.中国城市化水平、服务业发展与经济增长关系实证研究[J].财经问题研究，2010，（08）：9-14.
[7] 国家统计局.中国统计年鉴[Z].北京：中国统计出版社，2001—2012.吉林省统计局.吉林省国民经济和社会发展公报[1].2012，（03）.
[8] 孙敬水.计量经济学[M].北京：清华大学出版社，2004：320-380.
