生產性服務業與制造業互動關系研究

易瑩瑩 席艷樂

摘要：基于我國1986-2010年的時間序列數據，本文分析了產業結構調整升級背景下的生產性服務業與制造業的互動關系，研究表明生產性服務業與制造業之間存在內生性；通過測算其感應度系數和影響力系數，并且構建兩者的聯立方程模型得出的結論：生產性服務業與制造業存在雙向因果關系，且制造業對生產性服務業的促進更大，生產性服務業對制造業的輻射、拉動作用更需提高。因此，我國必須要充分重視并利用生產性服務業與制造業間的互動機制，促進生產性服務業與制造業實現良性的協調發展。

關鍵詞：產業結構調整；生產性服務業；制造業；聯立方程

中圖分類號：F062.1 文獻標識碼：B

一、引言

伴隨著國際分工的深化和世界產業結構的調整升級，世界服務業及服務貿易發展迅速。全球產業服務化的突出表現之一是生產者服務業在世界范圍內迅速崛起，并且呈現出持續快速發展的態勢。所謂的生產者服務業又稱生產者服務，是指那些被其他商品和服務生產者用作中間投入的服務。在現代經濟中，由于具有廣泛的關聯效應，生產性服務業成為市場資源強大的“調配器”，能直接影響經濟增長速度的快慢，并提高整體經濟績效。國際經驗表明，制造業發展到一定階段后，其附加值和市場競爭力的提升更多的是靠生產性服務業的支撐，制造業對服務業有著越來越大的需求。伴隨著制造業的“服務化”，生產性服務得以迅速發展，已經成為發達國家和地區最具有增長力的部門。因此，促進生產性服務業的發展，已成為推動國家或地區制造業產業國際競爭力提升的重要舉措。

20世紀90年代以來，隨著我國工業化進行的逐步加快，生產性服務業也得到了較快的發展。“十二五”規劃綱要更把加快發展服務業放在十分重要的位置。加快發展生產性服務業，是貫徹落實科學發展觀，轉變發展觀念、創新發展模式、提高發展質量的客觀要求，對于我們更好地抓住未來戰略機遇期實現全面建設小康社會的宏偉目標，也將具有重要的戰略意義。

隨著生產性服務作為中間投入越來越多地進入生產領域，國內外學者已對生產性服務業和制造業關系的問題進行了較多關注，而且在諸如生產性服務業的前提或基礎方面的研究也是比較深入的。但是，縱觀國內外各類相關研究文獻，仍存在一些不足之處或者有待進一步研究的地方。其中一個重要的不足之處在于，已有的研究幾乎都是單方程模型的估計，也即只分析了生產性服務業對制造業的影響，忽略了兩者間的相互作用。而隨著生產性服務業與制造業間相互作用、相互依賴和共同發展互動關系的增加，兩者間的相互影響作用必須得到充分的重視。因此，本文首先對生產性服務業和制造業的影響力系數和感應度系數分別進行了測算，然后通過構建聯立方程模型系統地刻畫各變量間的“雙向”乃至“多向”的相互作用關系，以期對中國生產性服務業的發展和制造業產業結構的調整升級提供相應的政策參考。

二、中國生產性服務業與制造業互動程度的測度

影響力系數和感應度系數是兩個最能全面體現產業互動特征的分析工具。本部分用這兩個指標來分析中國生產性服務業與制造業間的互動程度。

（一）生產性服務業與制造業間影響力系數的測算

影響力系數是反映國民經濟某一部門增加一個單位的最終使用時，對國民經濟各部門所產生的需求波及程度。由于影響力系數是從消耗部門出發追溯最終需求變動對各部門產生的波及影響，反映其與各后續生產部門的關聯程度，所以也稱后向關聯系數。其計算公式為：

如表1所示，從制造業對生產性服務業的影響力系數平均水平上看，1992-2007年排名前10位的制造業對生產性服務業的影響力平均水平分別為1.160、1.206、1.193和1.246，且排名前10位的制造業影響力系數都大于1，這說明制造業對生產性服務業發展有積極的促進作用。具體從分行業來看，1992-2007年，電子及通信設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業、電氣機械及器材制造業和交通運輸設備制造業等行業對生產性服務業的帶動作用更為顯著，這也可見生產性服務業在制造業轉型升級中的支撐作用日益顯著。同理，如表2所示，從生產性服務業對制造業的影響力系數的平均水平上來看，1992-2007年排名前5位的生產性服務業對制造業的影響力平均水平分別為0.801、0.865、0.970和0.931，且影響力系數大于1的行業只有0-1個，主要是租賃和商務服務業以及科學研究業。這說明，整體生產性服務業對制造業升級的促進作用雖有所提高，但是幅度很小。從整體上來看，制造業對生產性服務業的影響力系數遠高于生產性服務業對制造業的影響力系數。

（二）生產性服務業與制造業間感應度系數的測算

感應度系數是指國民經濟各部門每增加一個單位最終使用時，某一部門由此而受到的需求感應程度，也就是需要該部門為其他部門生產而提供的產出量。由于感應度系數是從生產部門出發反映提供中間產品部門受各部門變動影響的狀況，所以也稱為前向關聯系數。其計算公式為：

如表3所示，從制造業對生產性服務業的感應度系數平均水平上看，1992-2007年排名前10位的制造業對生產性服務業的感應度平均水平分別為1.235、1.348、1.379和1.463，且排名前10位的制造業感應度系數大于1的行業分別為4個、7個、7個和9個。這說明制造業對生產性服務業的依賴程度高于平均水平，且呈現逐年上升趨勢。具體從分行業來看，1992-2007年，化學工業、金屬冶煉及壓延加工業、電子及通信設備制造業和電氣機械及器材制造業等行業對生產性服務業的依賴程度更高。同理，如表4所示，從生產性服務業對制造業的感應度系數的平均水平上來看，1992-2007年排名前5位的生產性服務業對制造業的感應度平均水平分別為1.062、0.888、1.074和0.894，且影響力系數大于1的行業有1-3個，呈現不穩定的變化狀態。從整體上來看，制造業對生產性服務業的感應度系數遠高于生產性服務業對制造業的感應度系數。

結合表1、表2、表3和表4的測算結果，可以看出，目前中國生產性服務業與制造業間已呈現出顯著的互動關系。具體而言，生產性服務業對制造業的感應度系數平均水平高于其對制造業影響力系數的平均水平，說明制造業對生服務業的拉動作用大于生產性服務業對制造業的促進作用。同時，租賃和商務服務業和科學研究事業的影響力系數大部分都大于1，說明這些行業對制造業的發展有很強的制約作用；交通運輸倉儲業以及批發和零售業的感應度系數大部分都大于1，說明這些行業對制造業的發展有很強的拉動作用。這些部門應該成為我國國民經濟體系中的重點產業，它們的發展直接影響制造業的發展水平。

三、聯立方程模型的設定與變量說明

（一）聯立方程模型的設定

已有研究表明，中國生產性服務業與制造業可能呈現出顯著的互動關系，而單方程模型只考慮了變量間的單向因果關系，并不能準確刻畫兩者間的相互關聯度。聯立方程模型基于系統的視角考慮不同變量之間的相互作用與影響，能夠完整有效地把經濟系統之間的相互關系表達出來。相對于單方程模型而言，聯立方程模型更適合用來研究中國生產性服務業與制造業之間相互關系這種系統性問題，估計結果也更為有效。

其中indpro為制造業效率指數，serpro為生產性服務業效率指數，具體計算為：制造業（生產性服務業）產出占全國獹DP比例與該行業勞動投入占全國總勞動投入比例的比值；gdp為人均國內生產總值；indempl為制造業從業人員數，serempl為生產性服務業從業人員數；cap為固定資產凈值年平均余額；city 為城市化水平，本文用城鎮人口占全國總人口的比例作為該指標的衡量。由于各個變量取值單位不同，為減少異方差的影響，所有變量數據都取自然對數。

（二）變量說明

考慮到數據的可獲得性與前后可比性問題，本文擬基于1986-2010年中國的時間序列數據就中國生產性服務業與制造業間的互動關系進行實證分析，所使用的各變量原始數據來源于《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》相關年份，關于樣本的基本描述性統計量如表5所示。本文實證分析軟件采用Eviews6.0。

四、實證結果與分析

（一）數據的單位根檢驗等

對于非平穩的時間序列而言，由于其諸多參數統計量不再服從正態分布，因此，傳統的計量經濟學方法將不再適用。如果此時仍采用OLS等傳統方法對計量模型進行估計，則容易產生“偽回歸”問題。因此，為了保證計量模型結果的有效性，在進行分析之前有必要先對變量的平穩性進行分析。本文采用ADF和PP單位根檢驗法來檢驗各個變量的平穩性，檢驗結果如表6所示。由表6可知，經檢驗各變量在5%的置信水平上都是非平穩的，但變量的一階差分序列在1%的置信水平上是平穩的，即各個變量都是一階單整過程，為I（1）序列。

（二）模型的內生性檢驗與識別

由于生產性服務業與制造業之間存在雙向的因果關系，僅利用單方程對兩者分析會產生變量的內生性問題，從而導致實證結果有偏、非一致。為了確定生產性服務業與制造業是否相互影響，需要進行變量內生性檢驗，即檢驗方程的聯立性。常用的檢驗方法是Hausman檢驗，具體過程為：首先就Lnindpro對整個方程組全部外生變量進行輔助回歸，得到Lnindpro的估計值㎜nindpro[DD（-*2/3][HT6”]^[][HT][DD）]和殘差值resid（如式3所示）。

再根據聯立方程模型識別的秩條件和階條件，經驗證，聯立方程模型中的任意一個方程均可識別。

（三）回歸方程估計方法的選擇和估計結果

本文選擇廣義矩估計方法（Generalized Method of Moment，GMM）作為聯立方程模型的估計方法。GMM方法是將準則函數定義為工具變量與擾動項的相關函數，使其最小化得到參數的估計值。它允許隨機誤差項存在異方差和序列相關，同時，GMM方法不需要知道擾動項的確切分布，所以GMM估計量相比其他方法更加穩健。由于本文采用的是時間序列數據，所以在估計時選取的加權矩陣是HAC矩陣。回歸結果如表8所示，同時為了便于比較，將單方程估計結果列出。

從表8的實證分析結果來看，聯立方程的回歸結果質量較好，可以較為準確地刻畫中國生產性服務業與制造業間的相互作用與影響。整體來說，中國生產性服務業與制造業間存在著顯著的互動關系。基于制造業效率方程可以看出，生產性服務業的發展能夠促進制造業的發展。具體而言，生產性服務業效率每提高1個百分點，制造業效率可以增加0.5637個百分點。這說明，作為一種高級的生產要素投入，生產性服務通過提高人力資本和知識資本密集度、促進制造業向價值鏈兩端延伸、降低制造成本和交易成本、培育產品差異化優勢等多種途徑，積極推進了制造業國際競爭力的提升。基于生產性服務業效率方程可以看出，制造業的發展亦能夠拉動生產性服務業效率的提升。具體而言，制造業效率每提高1個百分點，生產性服務業效率可以增加0.6357個百分點。這說明，隨著經濟發展水平的不斷提升和制造業部門的擴張，生產的專業化和社會化程度也會不斷提高，這必然會衍生出對生產性服務業更多的中間需求。隨著制造業發展水平的不斷提升，其對生產性服務業潛在需求還將進一步擴大。更進一步，基于互動系數數值的大小可知，制造業對生產性服務業的促進更大，生產性服務業對制造業的輻射、拉動作用更需提高，而這與我們影響力系數和感應度系數的測算結果也是一致的。

同時，人均國內生產總值變量對制造業效率的提升有積極的顯著作用，人均國內生產總值每增加1個百分點，制造業效率將提高0.5759個百分點。而其對生產性服務業效率的提升卻有著顯著的負效應，回歸系數為-0.1686，且在1%的水平下顯著。這表明隨著經濟發展水平的提高，更多的資源都投向了制造業從而對生產性服務業的發展產生了一定的擠出效應。另一方面，固定資產凈值年平均余額對制造業效率的提升也有顯著的相關作用，其回歸系數為0.5791，且在1%的水平下顯著。這表明，隨著生產性服務業的專業化分工的不斷深入，競爭的不斷加強，從而對技術和知識提出了更高的要求，一定程度上提升了本土企業的創新能力，最終導致資本有機構成的提高，進而提升了制造業的勞動生產率。而城市化水平對生產性服務業效率的提升有較強的正相關關系，其回歸系數為1.4549，并且在1%的水平下顯著。這說明，一方面通過市場需求擴張城市化水平拉動了生產性服務業規模的擴大，另一方面，隨著城市化水平的提升，人才、資金和技術等各種高級要素會進一步集聚，從而也將有利于提高生產性服務業的效率。

五、結論與對策建議

本文在分析生產性服務業和制造業發展現狀的基礎上，運用1986-2010年中國的時間序列數據，通過構建生產性服務業和制造業的聯立方程模型檢驗了兩者的互動關系。研究表明，中國生產性服務業與制造業間存在著相互作用、相互影響、共同發展的互動關系，并且制造業對生產性服務業的拉動作用大于生產性服務業發展對制造業的促進作用。這表明目前不僅我國的制造業面臨著轉型升級問題，生產性服務業的發展亦面臨深化提升。因此，必須要充分重視并利用生產性服務業與制造業間的互動機制，促進生產性服務業與制造業實現良性的協調發展。

首先，積極推動生產性服務業的發展，充分發揮其對于制造業產業升級的促進作用。為此，生產性服務業必須要進行相應的體制改革，打破行業壟斷，從而提高其專業化和市場競爭程度。同時，通過以科技研發、設計創意和現代物流等生產性服務業為發展重點而形成的生產性服務業功能區的建設，引導生產性服務業向集聚化、專業化和高層次化方向發展，為中國制造業產業結構升級提供支撐和帶動作用。

其次，制造業應充分發揮比較優勢，大力發展核心業務，提高核心競爭力。制造業企業應轉變增長模式，轉變經營理念，進行組織創新。同時，現階段，我國應從制造業的“招商引資”轉變為“招商選資”，把重點放在高技術、高產出和高附加值的大型項目和商貿配套服務項目上，特別要引入外資企業的研發中心和營銷網絡，給外資服務機構國民待遇，并在知識產權保護方面給予支持。與此同時加強科技的應用能力和相關科技成果的轉化，加快推進制造業產業結構的調整升級。

最后，加強產業關聯，促進生產性服務業與制造業的融合協調發展。一方面鼓勵有條件的制造業企業向服務業延伸，發展生產性服務業。同時，依托制造業拓展生產性服務業，引導企業在價值鏈分工上向微笑曲線的兩端延伸。在保留和發展制造業部分核心價值創造環節的同時，將混合在制造業企業中的服務支持部分分離出來。另一方面，利用當今世界國際服務外包迅猛發展的機遇，在吸引國外生產性服務業發展經驗的同時，積極鼓勵各類生產性服務業企業在產業鏈上下游間加強合作。同時，立足于既提升制造業發展的內涵，又壯大服務業發展的規模水平，積極探索通過“第二、第三產業”的交叉融合，形成新的業態和增長點。

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（責任編輯：李江）