安徽省制造業與生產性服務業共生模式判定:理論與經驗研究

李 停

(1.銅陵學院經濟學院，安徽 銅陵 244000；2.上海社會科學院部門所，上海 200025)

1 研究背景

經過改革開放30 余年發展，安徽省已經形成較完備的制造業和生產性服務業體系。從2000年至2010年，安徽省工業企業數從3680 個上升到16277 個，總產值從1661.4 億元上升到18732 億元，總產值年均增長超過同期GDP年均8.4%的增長水平。在此期間，交通運輸、倉儲、郵政、信息傳輸、信息服務、金融保險、房地產和科學研究綜合技術服務7 個生產性服務業也有年均10.5%的增長水平。但安徽省制造業和生產性服務業獲得長足發展的過程中也累積一些問題，如產品結構單一、附加值低、地區產業結構趨同等現象。從經濟理論上講，產業升級發展從來就不是孤立的，產業發展是互動的。從目前來看，安徽省內產業間協作性、互動性不強，表現在地區間拼稅源、產業內拼市場、關聯產業間拼附加值等“以鄰為壑”的各自為戰現象特別嚴重。企業間合作關系的形成與發展主要靠硬性化的契約安排，共生企業多處于非對稱共生狀態。

研究生產性服務業和制造業共生問題，對于中部大省安徽省的工業崛起具有很強的現實意義。

2 制造業和生產性服務業共生關系:基于Logistic 模型的理論構建

Logistic 模型是研究生物種群在外界環境制約下種群中生物個體的生長規律的基本模型。基本思想是:假設某種群生長環境確定，種群個體在周圍環境內的分布均勻，個體生存必需的資源為一常數。當群內個體密度增大使人均占有資源下降，導致種群規模擴張增長率線性下降。假定種群相對瞬時增長率1/y·dy/dt 是種群規模y 的線性減函數，建立種群生長規律的Logistic 方程:dy(t)/dt=λy(1-k/y)。y(t)表示t 時刻種群的規模，常數λ ＞0 稱為種群內稟增長率，由該種群平均存活率和死亡率等特征決定。k ＞0 表示種群擁有最大的環境資源存量，反映種群擁有環境資源的豐裕程度。當y(t)=k 時，種群增長率退化至0，種群規模不再增大。

注意到產業共生系統與生態系統的相似性，容易將Logistic 模型應用到產業內企業成長規律的研究之中。以y(t)表示t 時刻某產業的成長狀態，λ 為產業自身稟賦決定的增長率，受產業的進入率、淘汰率和產業內企業開拓新市場能力的影響。k 表示該產業擁有的全部供給資源，受產業擁有的投入資源存量和技術條件等因素決定。隨著產業規模的擴張，企業平均可利用資源下降導致產業擴張速度線性下降。該微分方程存在兩個平衡態y=0 和y=k，但只有y=k 是全局穩定的。

上述產業成長的Logistic 模型是分析制造業和生產性服務業產業系統內共生模式的理想模型，結合制造業和生產性服務業關系的特殊性，將其共生關系抽象成制造業(生產性服務業)產業內水平競爭關系、制造業(生產性服務業)產業內水平協作關系、制造業和生產性服務業產業間垂直協作關系，分別討論各情形下模型的均衡解。

2.1 制造業(生產性服務業)產業內水平競爭模型

以制造業產業內兩個存在水平業務競爭關系的產業1 和產業2 為例簡化分析，每個產業成長都符合Logistic 規律。兩個產業在投入品市場和產品市場為爭奪有限的優質資源和客戶展開水平競爭，水平競爭中的成長數學模型抽象成:

y1(t)和y2(t)分別表示產業1 和產業2 在t 時刻的成長規模水平，λ1和λ2分別是兩產業固有成長率，k1和k2分別是兩產業在區域內的規模上限，θ 是某產業成長對另一產業成長的影響度，由于存在水平競爭，故影響的方向為負。

命題1:存在水平競爭關系的產業構成的共生系統，產業平衡規模水平是由外生的資源供給和產業相互影響系數內生決定，與共生單元產業固有的成長率無關。

2.2 制造業(生產性服務業)產業內水平協作模型

處在產業鏈同一水平位置的產業除了競爭關系外，也存在橫向協作的可能性。水平協作的利益可能來源于橫向聯合的互補效應，或者共有知識的溢出效應的正的外部影響。水平協作模型如下(各參數假定同上):

與產業內水平競爭模型比較，水平協作模型的區別在于產業間彼此成長的相互影響方向為正，這是產業內水平協作共贏的數學抽象。上述模型也僅存在唯一穩定的一般平衡點。在模型假設下，有以下兩種可能存在實際意義:一是θ1?1，θ2＞1 或θ2?1，θ1＞1，即產業間彼此成長相互影響系數一個很小趨于0，另一個大于1。此時兩產業因共生產生的能量交換不對稱，共生模式屬非對稱互惠共生。二是0＜0θ1，θ2＜1，此時以分工為基礎的產業共生協作能產生巨大新能量，新能量的分配在共生系統內比較平均，共生模式屬對稱互惠共生。

表面上看，上述兩種情況水平協作模型都能實現兩產業互利均衡，但均衡收斂速度以及均衡穩定性是不同的。進一步研究表明，非對稱互利共生模式下均衡調整時間長且不穩定，產業共生具有“刀鋒”特征，相反對稱互惠共生模式均衡調整快且相對穩定。

命題2:對存在水平協作關系的產業構成的共生系統而言，對稱互惠共生均衡調整時間短且均衡穩定，而非對稱互惠共生均衡調整緩慢且均衡具有“刀鋒”特征。

2.3 制造業和生產性服務業產業間垂直協作關系

在制造業和生產性服務業垂直協作關系中，生產性服務業的產品直接作為制造業的投入，類似于生態系統中的捕食-被捕食關系。以高新技術產業和風險資本產業共生關系為例，說明制造業和生產性服務業產業集群垂直協作關系。如果高新技術產業不將資本業務外包，受市場競爭壓力和業務單一限制，風險投資產品逐漸喪失市場競爭力而使其業務呈幾何級數遞減，表示為=-λCyC。高新技術產業和風險資本產業垂直協作共生模型可表示如下:

其中ω 是高新技術產業購買風險投資產品在總投資中的比重，從模型可知該比重下降時，風險資本產業成長受到限制。當高新技術產業正好滿足風險資本產業業務需要，且風險投資產業業務規模不再擴張時，高新技術產業和風險資本產業達到平衡點

3 安徽省制造業與生產性服務業共生模式判定的經驗分析

共生模式又稱為共生行為模式，既反映共生體內共生單元之間相互作用的方式和強度，也反映共生單元之間物質流、信息流和能量流的交換關系。袁純清從利益分配方式將共生行為模式分為寄生、偏離共生、非對稱互利共生和對稱互利共生。本部分將對安徽省制造業和生產性服務業共生關系進行實證分析，考察當前共生行為方式現狀、較長時間內的變化規律，并基于模型的預測功能對未來變化趨勢作探索研究。關于共生模式判定，本研究用質參量定義的共生度來檢驗安徽省制造業和生產性服務業共生模式。

3.1 質參量的選擇和度量

共生度的基本含義是共生單元間或共生系統內參變量變化的關聯度，由反映共生單元外部因素的象參量和反應共生單元內在性質的質參量構成。類似于哲學里的內因和外因關系，質參量對共生關系形成占主導因素，且主質參量在共生關系的形成過程中起關鍵作用。

參照胡曉鵬對質參量選擇的基本思想，對存在縱向業務聯系形成的共生關系，以產業增加值作為主質參量，能很好體現產業模塊組合后的協同效應［1］。由于生產性服務業和制造業共生關系主要是基于縱向業務聯系形成的，下面以各產業增加值為主質參量。

制造業產業增加值記為vm，生產性服務業增加值記為vs，則制造業對生產性服務業的共生度δms和生產性服務業對制造業的共生度δsm分別定義為:

共生度本質上是一個彈性概念，制造業對生產性服務業共生度δms定義成生產性服務業主質參量變化一個百分點對制造業主質參量影響的百分比，體現了生產性服務業的發展對制造業的推動作用。制造業和生產性服務業共生度值與共生模式對應關系在表1 中列出。

表1 共生度與共生模式關系對應一覽表

3.2 數據選取和相關說明

本文選取1992—2012年安徽省制造業和生產性服務業增加值為主質參量，數據來源于1992—2012年安徽統計年鑒。生產性服務業的界定參考李冠霖的方法，以50%的中間需求率為臨界點，中間需求率超過50% 以上的界定為生產性服務業［2］。結果在樣本考察期內安徽省中間需求率平均而言超50%的大類行業有運輸、倉儲和郵電，金融、保險業和社會服務業，生產性服務業僅統計此三個大類數據，制造業統計采用國民經濟行業標準分類中行業代碼13～43 的共31 個大類產業。

3.3 計量模型建立及技術處理

通過散點圖發現在考察期內安徽省制造業和生產性服務業增加值有顯著的線性關系，故回歸模型建立如下:

為了研究安徽省制造業和生產性服務業共生模式的動態變化，需要計算樣本考察期內各年份的共生度值，而現有統計數據沒有連續的月度統計數據，故無法直接測度各年份的共生度值。為解決這一難題，考慮到共生度本質上是彈性概念與上述線性模型回歸系數(本質上是邊際概念)存在關系:可在模型回歸系數α 和β 確定后，利用各年份的生產性服務業增加值帶入上式可間接計算出每年制造業對生產性服務業的共生度。同理可以測算出各年份生產性服務業對制造業的共生度。

3.4 模型回歸結果及分析

以1992—2012年安徽省制造業和生產性服務業增加值數據，使用Eviews6.0 對模型回歸結果如下:

上述兩模型調整以后可絕系數都在98%以上，且通過1%的高水平顯著性檢驗，說明模型擬合情況較好。依照前文模型技術處理方法，各年份制造業和生產性服務業具體計算公式:

結合相應年份數據，計算出1992—2012年制造業和生產性服務業共生度(見表2)。

總體而言，市場化改革以后，安徽省制造業和生產性服務業共生模式歷經兩個階段。第一階段:1992—2001年，安徽省制造業和生產性服務業共性模式屬生產性服務業寄生情形。由于生產性服務業脫胎于制造業，這種業務剝離可使得企業節約交易成本和充分享受專業化優勢。一般而言，生產性服務業從制造業產業鏈剝離并不是一蹴而就的，而是循序漸進的，通常遵循無關業務—從屬業務—核心業務的剝離順序。因此制造業和生產性服務業共生關系形成早期，新生的生產性服務業尚屬產業幼稚期，在二者的互動關系中，生產性服務業發展更多依賴于下游產業制造業的“前向”需求拉動效應;而生產性服務業發展對制造業發展作用有限，尤其在形成初期，其發展意味著制造業業務萎縮，故處在共生體系中的寄生狀態。第二階段:2002—2012年，安徽省制造業和生產性服務業共生模式屬非對稱互惠共生。在歷經十余年的生產性服務業寄生于制造業的共生關系后，2002年二者共生度值發生質變，生產性服務業的變化對制造業發展影響為正。圖1 繪制出2002—2012年間制造業和生產性服務業共生度的變動折線圖。可以看出，起初制造業對生產性服務業的帶動十分明顯，與經濟學許多場合一樣，這種影響同樣存在邊際上遞減。相反，生產性服務業從無到有對制造業的帶動作用存在累積效應，表現在生產性服務業對制造業的共生度值逐漸

上升。

表2 1992—2012年安徽省制造業和生產性服務業共生度和共生模式

圖1 2002—2012年間安徽省生產性服務業和制造業共生度變動

在2002—2012年間制造業對生產性服務業共生度持續下降，生產性服務業對制造業共生度持續上升，但共生度的變動并非是同一速率。在歷經2008年前迅速下降后，制造業對生產性服務業共生度值的變化變緩。雖然共生系統存在非對稱互惠共生向對稱互惠共生轉變的內生力，但在特定的外部環境下，這種轉變可能是十分漫長，這種狀況不利于發揮共生系統的促進功能。利用表2計算出的共生度數據，利用下述模型方法估算安徽省制造業和生產性服務業共生行為模式由非對稱互惠共生向對稱互惠共生的平均調整時間。

注意到共生系統外生環境改變的長期性，共生模式的調整也是緩慢的。將時間變量引入模型，假定共生度調整到由共生外生環境和產業內企業行為決定的長期水平，模型一階差分形式為分別是t 期和t-1期制造業對生產性服務業和生產性服務業對制造業共生度值，參數θ 值反應現期共生度值調整到長期水平的速率。對參數θ 的估計可以計算出系統收斂于對稱互惠共生均衡水平的時間T=Δt/ 1-θ。

應用前文已經已經得到的1992—2012年共生度值數據，對模型進行回歸得:

注意到Δt=1，則T=1/(1-0.963)≈27年，這是一個相對較長的平均調整時間。

4 簡單結論和政策啟示

在我國的經濟實踐中，許多地區往往過于看重某一支柱產業在地區經濟中的比重，似乎這一產業的發展就能帶動整個地區經濟騰飛。比如說，各地都將地產或金融業視作本地發展的重點，試想通過簡單房地產或金融業比重提升，就能將本地發展成金融業中心。按照共生原理，產業產值固然重要，但它充其量只是數量協調的內容之一。而作為共生體，單一產業的發展并不能推動產業共生關系的優化，也不能促進產業共生系統能量的增進。某些產業共生系統的均衡僅受共生系統外生資源和產業相互影響系數決定，與單獨某個產業增長率無關。按照這個思路，共生體中的某個產業優先發展雖能在短期內發揮一定作用，但忽視質量協調最終難以為繼并導致共生系統的瓦解。

檢驗表明，考察期內安徽省制造業和生產性服務業在經歷了較長時間的寄生模式后，目前仍處在非對稱互惠共生，而由非對稱互惠共生模式演變成對稱互惠共生模式需要近30年的時間。研究發現，制造業和生產性服務業共生系統均衡只與共生環境和產業相互影響系數相關。因此，要求在遴選共生單元時要注重產業關聯性、互補性和相容性，塑造良好的內部和外部共生界面。其中內部界面的性質與業務模塊和產業技術性質相關，而外部界面受制于宏觀經濟體制。要不斷完善和健全共生機制，建立全息性、開放性的外部共生界面，打破封閉的外生界面，逐步提升制造業和生產性服務業共生系統能量。對安徽省來說，各地市、各產業需要超越本位利益做更高層次的設想，將以鄰為壑的水平競爭轉變為價值鏈的協作關系。充分認識區域間、產業間共生規律，推動生產性服務業和制造業的關系實現協同進化和互動發展。

［1］胡曉鵬.產業共生:理論界定及其內在機理［J］.中國工業經濟，2008，(9).

［2］李冠林.第三產業投入產出分析——從投入產出角度看第三產業的產業關聯與產業波及特征［M］.北京:中國物價出版社，2002.