福建省生產者服務業與制造業發展的實證研究*

黃榮芳

（福建對外經濟貿易職業技術學院經濟貿易系，福建福州 350001）

福建省生產者服務業與制造業發展的實證研究*

黃榮芳

（福建對外經濟貿易職業技術學院經濟貿易系，福建福州 350001）

通過對福建省1978－2012年制造業與生產者服務業增加值數據進行協整檢驗，得出福建生產者服務業與制造業存在長期穩定的關系，并建立了短期誤差修正模型，其結果顯示目前福建生產者服務業對制造業的影響程度不高。而大力發展生產者服務業是促進制造業升級、提升產業競爭力的必然選擇。

生產者服務業；制造業；誤差修正模型

生產者服務，是指被其他商品和服務的生產者用作中間投入的服務［1］，不同于面向消費者的最終服務。對應地，生產者服務業則是指那些通過提供服務，以中間投入形式參與其他產品和服務的生產過程的服務提供部門和行業。20世紀60年代以來，發達國家開始大力發展生產者服務業，并在之后20多年一直保持快速增長的態勢。隨著全球經濟結構的不斷調整，生產者服務業已經成為國家經濟增長的生力軍，占GDP比重不斷上升。目前，發達國家的生產者服務業占整個服務業的比重達到70%以上，占GDP的比重達到50%以上［2］。

改革開放以來，福建省制造業穩步發展，并逐漸形成了以機電、高新技術產品、紡織服裝、鞋類、輕工等多行業發展格局。但是，福建省制造業出口主要是以塑料、鞋帽、紡織服裝等勞動密集型產品為主，機電產品和高新技術產品等非勞動密集型產品雖然比重逐年上升，但很多企業都是從事貼牌生產，大都缺少自主創造品牌［3］。這種低價競爭的方式，不但使得企業利潤微薄，而且容易導致貿易摩擦。因此，福建省迫切需要大力發展生產者服務業，改變制造業粗放式的發展方式，增強生產者服務業與制造業的產業滲透和關聯，為福建產業競爭力逐步向產業鏈上下游，即“微笑曲線”的兩端轉移提供有力的支撐。

一 生產者服務業研究綜述

1966年，Greenfield在《勞動力與生產者服務增長》中最早提出了生產者服務業，并對服務業或服務部門進行功能性分類。之后經Browning、Singelman、Grubel、Walker、Daniels等學者深化發展形成［4］。我國也有眾多學者從理論和實證的角度對生產者服務業進行了深入研究。對于生產者服務業和制造業的關系，在理論界雖有需求遵從論、供給主導論、互動論和融合論等不同的看法，但從國內文獻來看，大部分學者贊同互動論。程大中采用投入—產出法得出，中國生產者服務業逐年增長，但占國民經濟比重仍偏低，且與制造業等其他行業的關聯效應較弱［5］。江靜、劉志彪和于明超利用29個地區和行業的面板數據分析得出，生產者服務業發展能明顯提升制造業的生產效率。不同類型的生產者服務業對不同類型的制造業影響程度不同［6］。顧乃華通過分析典型國家的數據和城市面板數據，分析了生產者服務業的內在機理和發展趨勢，實證得出生產者服務業對工業獲利技術效率提升是正向相關關系［7，8］。魏守華、劉小靜則研究指出我國的生產者服務業與制造業雖有一定的互動關系，但互動關系還處于較低水平［9］。此外，也有一些學者研究了地區生產者服務業與制造業以及經濟增長的關系：如谷宇、馮海華、王玨和嚴任遠等。對于福建省生產者服務業和制造業關系的文獻不多。本文旨在通過歷史年度數據，對福建省生產者服務業和制造業的關系進行定量分析，從實證角度檢驗兩者的發展關系。本文主要研究生產者服務業對制造業的促進作用，為進一步推進生產者服務業的發展提供參考依據。

二 福建省生產者服務業和制造業的發展概況

改革開放以來，福建省經濟保持了良好的發展勢頭。全省地區生產總值從1978年的66.37億元，上升到2012年的19701.78億元，年均增長率為18.2%。工業增加值從1978年的23.85億元，上升到2012年的8541.94億元，年均增長率為18.8%，占GDP比重相應地從35.9%上升至43.4%，其中制造業增加值2012年達到7783.36億元，占GDP比重達39.5%。同時，福建省服務業增加值從1978年的14.25億元，上升到2012年的7737.13億元，年均增長率為20.3%，占GDP比重從21.5%上升至39.3%。服務業吸納就業人數占全社會就業人數比重從1978年的11.4%上升到2012年的36.2%，達到929.95萬人。可見，服務業的增長速度超過同期GDP和工業的增長速度，服務業已經成為福建經濟發展和就業的重要部門。與此同時，生產者服務業也在不斷發展，其增加值到2012年達到4682.95億元，占同期服務業的比重為60.5%，占同期GDP的比重為23.8%，但明顯低于發達國家的水平。如表1所示，交通運輸、倉儲和郵政業，金融業和批發零售業占比重較大；商務服務、計算機服務和科學技術服務等部門占比重較小。

三 福建省生產者服務業與制造業關系的實證分析

（一）指標的選取和數據說明

在本文實證分析中，采用的是1978－2012年的統計數據，數據均來源于歷年的《福建統計年鑒》。基于數據的可得性，這里用工業增加值表示制造業增加值。因為新舊統計口徑不同以及生產者服務業統計數據可得性較差等原因，1978－1989年生產者服務業增加值是由交通運輸、倉儲和郵政業、金融業、批發和零售業以及房地產之和得到的。1990年之后，統計年鑒可查到科學研究和綜合技術服務的統計數據，因此，1990－2012生產者服務業的數據是由交通運輸、倉儲和郵政業，金融業，批發和零售業，科學研究和綜合技術服務之和表示。制造業和生產者服務業增加值都由商品零售價格指數（1978＝100）進行近似地平減，以剔除價格波動的影響。

（二）模型設定

為了研究生產者服務業與制造業之間的關系，本文以生產者服務業增加值為解釋變量（PS）、以制造業增加值（MI）為被解釋變量，通過建立回歸模型來考察兩者的關系，計量模型為：MI＝α＋βPS＋u.。為了減小變量的波動率，避免異方差問題，分別對制造業增加值和生產者服務業增加值取對數，不改變其經濟含義，化為如下一元線性模型：lnMI＝α＋βlnPS＋u。α、β為參數，u為隨機誤差項。因為對變量取對數，所以系數β說明了解釋變量對被解釋變量的彈性影響。本文分析通過軟件Eviews 6.0完成。

（三）實證檢驗

1.平穩性檢驗。為避免偽回歸，先對時間序列進行平穩性檢驗。利用ADF方法對各變量進行單位根檢驗，采用AIC和SIC準則來確定最佳滯后階數（檢驗結果如表2）。

從表2檢驗結果可以看出，在對lnMI和lnPS水平值進行檢驗時，得到的ADF檢驗值均大于臨界值，為非平穩序列。而對lnMI和lnPS一階差分進行檢驗時，ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值，為平穩序列。由此，可斷定lnMI和lnPS為一階單整序列，即I（1）過程。

2.協整檢驗。由于模型中的兩個變量lnMI和lnPS都是一階單整序列，它們的線性組合有可能成為穩定的關系，即兩變量是協整的。由于涉及兩個變量，本文采用Engle－Granger檢驗即E－G兩步法來對兩個變量進行協整檢驗。如果協整關系成立，說明兩者存在長期穩定的均衡關系。首先用OLS方法估計回歸方程：lnMI＝α＋βlnPS＋u。回歸結果為：

基于上述回歸，可得到回歸殘差項e。對殘差項e水平值進行單位根檢驗，得到ADF檢驗值為－4.427358，小于雙變量協整檢驗5%顯著性水平下相應的臨界值，說明殘差序列e在5%顯著性水平下不存在單位根，是平穩序列。這表明lnMI和lnPS之間存在協整關系，說明福建生產者服務業和制造業存在長期穩定的均衡關系。

3.誤差修正模型（ECM）。根據Granger表述定理，如果兩個變量存在協整關系，那么一定可以建立一個誤差修正模型來揭示兩者間的短期變化關系。在上述分析中，對兩個變量進行回歸后，得到D.W值為0.17，序列存在自相關。為了消除序列自相關，用科克倫—奧克特迭代法在逐步引入AR（1）、AR（2）后，得到lnMI和lnPS長期均衡表達式如下：

同樣，對殘差序列的水平值進行單位根檢驗，得到ADF＝－5.045826，小于5%顯著性水平下的臨界值，可判斷殘差序列是平穩序列。從長期來看，福建省生產者服務業每增長1%，制造業將增長1.18%。D.W值為1.94，不存在自相關，可以將滯后一期的殘差項作為誤差修正項ECM引入上述協整方程，建立誤差修正模型。經過多次檢驗修正，在加入滯后一期的制造業增加值差分項后，得到誤差修正模型如下：

上述模型表明制造業增加值的短期波動不但受到當期服務業增加值的影響，也受到自身上一期增加值的影響和偏離長期均衡的影響。除常數項外，各變量的系數均在5%水平上顯著。短期來看，服務業增加值每增長1%，制造業增加值將增長0.42%。ECM的系數反映了誤差修正機制的調整程度，ECM項系數為負，符合反向修正預期。從系數估計值（－0.13）來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以13%的比例對當期制造業增長做出修正。

四 結論與政策建議

本文考察了生產者服務業對制造業的影響，通過1978－2012年數據進行實證檢驗顯示：福建省生產者服務業對制造業影響的長期彈性為1.18，短期彈性為0.42。兩者具有正向相關關系，但影響程度不高。這與魏守華、劉小靜研究全國生產者服務業和制造業互動關系的結論較為一致［10］。生產者服務業特別是高層次的生產者服務業越來越以知識和技術為主要載體，能有效降低社會交易成本，提高產業競爭力。因此，要改變福建省目前以價格競爭為主要手段，以勞動密集型產業為主導產業的狀況，關鍵在于生產者服務業的發展。政府應通過加強生產者服務業與制造業的產業關聯，逐步擴大對生產者服務業的中間需求；加大對高層次本土生產者服務業的支持，扶植民營和內資企業，發揮生產者服務業在產業價值鏈整合中的核心作用；適度地加大生產者服務業的開放力度，招商引資適度向服務環節傾斜；在CEPA和ECFA框架下，加大與港澳臺地區服務業合作，特別是知識、技術密集型產業合作；加大科研教育投入，優化人力資本支撐，為生產者服務業提供良好的發展環境，進而促進制造業的升級發展。

［1］赫伯特·G·格魯伯，邁克爾·A·沃克.服務業的增長：原因和影響［M］.陳彪如，譯.上海：上海三聯書店，1993.

［2］陳雯，胡際.全球服務業轉移背景下生產者服務對制造業轉型升級的影響分析［J］.科技與經濟，2012，（6）.

［3］戴斯瑋.淺析福建省出口商品結構存在的問題及對策［J］.長沙大學學報，2013，（4）.

［4］李江帆，畢斗斗.國外生產服務業研究述評［J］.外國經濟與管理，2004，（11）.

［5］程大中.中國生產者服務業的增長、結構變化及其影響——基于投入－產出法的分析［J］.財貿經濟，2006，（10）.

［6］江靜，劉志彪，于明超.生產者服務業發展與制造業效率提升：基于地區和行業面板數據的經驗分析［J］.世界經濟，2007，（8）.

［7］顧乃華.生產性服務業發展趨勢及其內在機制——基于典型國家數據的實證分析［J］.財經論叢，2008，（3）.

［8］顧乃華.生產性服務業對工業獲利能力的影響和渠道——基于城市面板數據和SFA模型的實證研究［J］.中國工業經濟，2010，（5）.

［9］［10］魏守華，劉小靜.中國生產者服務業和制造業互動關系的實證研究［J］.閱江學刊，2011，（8）.

（責任編校：陳婷）

Empirical Study on the Relationship Between Producer Services and M anufacturing Industry in Fujian Province

HUANG Rongfang
（Department of Economics and Trade，Fujian International Business＆Economic College，Fuzhou Fujian 350001，China）

On the basis of annual data from 1978 to 2012，this paper analyzes the relationship between producer services andmanufacturing industry bymeans of cointegration theory，and finds out that there is a long－term stable equilibrium relationship between producer services andmanufacturing industry.Furthermore，we establish an error correctionmodel.Developing producer services is the inevitable choice to promotemanufacturing industry and enhance the competitiveness of the industry.

producer services；manufacturing industry；error correction model

F719

A

1008－4681（2014）06－0013－03

2014－07－09

黃榮芳（1979－），女，福建福州人，福建對外經濟貿易職業技術學院經濟貿易系講師，碩士。研究方向：國際貿易理論與政策。

表1 福建省生產者服務業分行業GDP（單位：億元）

數據來源：歷年《福建統計年鑒》（2003年國家統計局對生產者服務業的外延分類及統計口徑做了修改。項目分類是根據國家統計局2003年《三次產業劃分規定》和本文研究的需要得出。而在2002之前生產者服務業包括的是交通運輸、倉儲和郵政業、金融業、批發和零售業和房地產等行業）。

1508.41 3020.54 3634.04 4176.14 4682.95項目447.2 751.42 871.16 963.85 1090.07批發和零售業 571.3 1043.42 1310.94 1511.29 1670.26金融業 186.12 612.2 767.58 862.41 1015.37租賃和商務服務業 82.03 208.52 237.04 342.97 378.18信息傳輸、計算機服務和軟件業 184.93 314.29 344.19 373.73 404.35科學研究、技術服務和地質勘查業 36.83 90.69 103.13 121.89 124.72合計2005 2009 2010 2011 2012交通運輸、倉儲和郵政業