生產性服務業對裝備制造業競爭力的影響研究*

李 媛， 崔 博， 丁 薇

(沈陽工業大學 經濟學院， 沈陽 110870)

【國際競爭與產業安全】

生產性服務業對裝備制造業競爭力的影響研究*

李 媛， 崔 博， 丁 薇

(沈陽工業大學 經濟學院， 沈陽 110870)

基于遼寧省生產性服務業和裝備制造業1998—2010年的時間序列數據，運用因子分析法發現遼寧省裝備制造業的整體競爭力水平呈現逐年提高的趨勢，然后對生產性服務業增加值和裝備制造業競爭力數據進行單位根檢驗、協整檢驗以及格蘭杰因果檢驗，得到的結論是：遼寧省生產性服務業與裝備制造業競爭力具有穩定的長期均衡關系；在短期內前者對后者的正向影響較為顯著，后者對前者作用并不明顯；而從長期水平來看，兩者存在長期穩定的互動發展關系。

生產性服務業； 裝備制造業； 競爭力； 增加值； 因子分析； 協整檢驗； 格蘭杰檢驗

隨著經濟的發展，社會分工和專業化水平不斷提高，生產性服務作為一種軟性生產資料越來越多地被應用于生產領域，生產性服務業不斷與制造業發展相融合，從而對制造業的競爭力產生重要影響。遼寧省作為全國重工業基地之一，在國家振興東北老工業基地和發展遼寧沿海經濟帶的政策扶持下，裝備制造業總體規模已超過石化、冶金等傳統行業，成為全省工業的支柱，其發展與生產性服務業的支持密不可分。

一、生產性服務業對裝備制造業競爭力的影響機制

1. 社會分工角度

隨著社會分工的不斷深化，經濟效率越來越取決于不同生產活動之間的相互聯系，而不僅僅是生產活動本身的生產率水平。Riddel(1986)認為，服務業是經濟的粘合劑，是促進其他部門增長的中間產業。現代工業已經將越來越多的生產性服務投入到生產過程中，生產性服務業作為中間投入要素對制造業的發展起到越來越重要的作用。生產性服務業中的運輸、金融、保險、電信等行業作為經濟發展的基礎，具有很強的外部經濟性。制造業企業將內部的生產性服務部門轉移出去，外包給更加專業的外部服務企業，有利于提高投入產出比，從而降低制造成本，進一步推動分工深化，進而推動工業增長，提升制造業競爭力水平。

2. 價值鏈角度

從價值鏈構成角度來看，裝備制造業產品的附加值中純粹生產環節所占比重越來越低，而生產性服務所占比重越來越高。隨著市場競爭的不斷加劇，裝備制造業對加工制造環節的依賴性逐漸減弱，制造業利潤出現了從中間加工制造環節向上下游服務環節轉移的趨勢，使得裝備制造業增值環節逐漸轉向生產性服務過程。一個完整的產業價值鏈可以大體劃分為研發、采購、生產、銷售、服務五大價值創造過程，這樣的價值創造活動使生產過程中滲入大量的相關服務，產業鏈的利潤增值部分由原來的制造環節轉移到上游的研發、設計以及下游的營銷和售后等服務過程中。隨著這一過程的推進，傳統制造業的產業價值鏈斷裂分解轉而與相關服務業價值鏈聯結，經過價值鏈整合后，新的產業價值鏈中的價值增值也重新分布。生產性服務在制造領域所發揮的已經不再僅僅是潤滑作用，兩者發展過程的不斷融合，使生產性服務業逐步成為制造業發展的推進器。

3. 創新角度

創新是產業發展和競爭力提升的任何階段都不可或缺的理念。對于制造業企業而言，一項技術從研發到應用需要整個企業的多個部門和環節進行配合，生產經營環節越多，技術創新的周期就會越長。目前，制造業企業的生產趨向專業化，將運輸、銷售、維修等非核心環節外包給生產性服務業，則企業進行核心技術創新時就不必再考慮外包出去的環節，從而大大縮短了技術創新的周期，提高了創新效率，降低了創新成本。

二、基于因子分析法的遼寧省裝備制造業競爭力水平

1. 遼寧省裝備制造業發展現狀

裝備制造業一直是遼寧省的支柱性產業。經過多年的發展和政策支持，遼寧省裝備制造業已形成門類較齊全、規模較大、具有一定技術水平的產業體系，經濟總量多年位居全國同行業前列，并成為省內工業綜合競爭力的重要支撐[1]。

2010年，遼寧省裝備制造業對工業增長的貢獻率達到30.5%，全部工業新增利潤的55%來源于裝備制造業。遼寧省數控機床、車用柴油發動機、輕型客車、冷凍設備、風動工具等7類產品產量居全國第一位，在基礎類裝備、交通運輸類裝備、重大工程專用裝備、現代軍事裝備、高技術裝備等領域都具有較強的競爭優勢[2]。遼寧省裝備制造業工業總產值從2004年的2 242.77億元增加到2010年的12 454.5億元，首次突破萬億元大關，7年間增長了5倍多，占全省工業總產值的比重也由26.07%提高到34.38%。2010年，遼寧省裝備制造業主營業務收入11 803.32億元，利潤總額達到872.68億元。

自2011年12月20日起，《遼寧省促進裝備制造業發展規定》正式實施。這是我國第一部裝備制造業立法，標志著遼寧省政府把裝備制造業發展納入法制化軌道，將對加快裝備制造業發展、建設先進裝備制造業基地發揮極大的促進作用*參見《遼寧省人民政府令》第262號，http：//www.ln.gov.cn/zfxx/zfwj/szfl/zfwj2011/201204/t20120426_865639.html.。

2. 遼寧省裝備制造業競爭力評價指標體系

根據裝備制造業競爭力的內涵，考慮到數據可得性和指標可量化性，本文基于波特的“鉆石模型”，分別從生產要素、技術水平、需求條件、市場結構以及政府支持5個方面考察裝備制造業競爭力的影響因素，并構建遼寧省裝備制造業競爭力評價指標體系[3-4]，如表1所示。

表1 裝備制造業競爭力評價指標體系

3. 評價方法及結果

地區裝備制造業競爭力的評價方法很多，為綜合各指標并根據指標間的內在聯系自動賦予權重，本文選擇因子分析法，應用SPSS 19.0軟件對1998—2010年的時間序列數據進行因子分析[5]。根據因子載荷矩陣和得分系數矩陣，得出遼寧省裝備制造業競爭力水平，如表2所示。

表2 1998—2010年遼寧省裝備制造業競爭力水平

由表2可見，1998—2010年遼寧省裝備制造業競爭力始終呈現逐年增強的趨勢。

三、遼寧省生產性服務業發展水平

根據生產性服務業的定義，結合我國統計年鑒分類標準，并綜合考慮數據的可得性，本文將生產性服務業分為以下4類：交通運輸、倉儲郵電業，金融業，房地產業，科學研究和綜合技術服務業。1998—2010年各類生產性服務業增加值如表3所示。

近年來，遼寧省加快發展生產性服務業，調整產業結構，重點發展基礎條件好、帶動性強、輻射作用明顯的生產性服務業。2010年，遼寧省生產性服務業增加值達到2 101.74億元，占遼寧省第三產業比重的46.82%，占遼寧省總經濟的18.25%[6]。2011年，遼寧省生產性服務業增加值增長率遠高于服務業總體10.5%的增長水平，各行業增加值均保持良好的增長勢頭。其中，2010年遼寧省交通運輸、倉儲和郵電業增加值為926.81億元，按可比價格計算較上年增長13.4%；2010年金融業增加值達到639.27億元，并于2012年9月起全面啟動金融服務業提速計劃，預計2015年增加值將比2010年增加1倍*數據來源于《遼寧日報》網站，http：//epaper.lnd.com.cn/lnrb/20120914/index.htm.；房地產業增加值增長率除個別年份外均保持在15%以上，甚至在2003年和2009年分別達到了43.95%和45.43%[7]。從生產性服務業各行業增加值的平均增長率來看，金融業增加值的平均增長率最高，其次為租賃和商務服務業，再次是信息傳輸、計算機以及軟件服務業[8-9]。相對而言，科學研究和技術服務業增加值增長率較低，并在2003年和2006年出現了負增長。

表3 1998—2010年遼寧省生產性服務業增加值 億元

四、遼寧省生產性服務業對裝備制造業競爭力影響的實證分析

1. 模型設計

本文借鑒Wolfnayr(2008)的生產性服務對制造業國際競爭力影響的研究方法[10]25，將生產性服務業和遼寧省裝備制造業競爭力的關系表示為

Yt=α0+α1lnXt+et

(1)

式中：Yt為t時期裝備制造業競爭力水平；Xt為生產性服務業增加值；α0為裝備制造業競爭力的其他影響因素；α1為作用系數；et為殘差項。

2. ADF單位根檢驗

對時間序列數據進行回歸時，如果序列是非平穩的就會出現偽回歸現象，若對平穩化的差分序列進行回歸，則可能忽略原時間序列所包含的對分析問題有價值的信息，對此可以使用協整檢驗[11]。而對序列進行長期關系檢驗即協整檢驗的前提是序列平穩或同階單整，因此，首先對時間序列數據各變量進行ADF單位根檢驗，以判定時間序列的平穩性，結果如表4所示。

由表4可見，生產性服務業增加值和裝備制造業競爭力數據原序列并不平穩，但一階差分后均在10%顯著性水平下平穩。因此，生產性服務業增加值和裝備制造業競爭力數據均滿足一階單整，記為I(1)，符合協整檢驗要求，繼續進行協整檢驗。

表4 ADF單位根檢驗結果

3. 協整檢驗

協整檢驗用于檢驗變量間是否存在長期穩定的關系。由于模型中只含有2個變量，因此選用EG兩步法對變量進行協整檢驗。首先應用最小二乘法(OLS)對兩變量進行參數估計，然后對模型的殘差進行ADF單位根檢驗。殘差檢驗不含截距項和趨勢項，滯后階數則根據AIC和SC準則來確定[12]。對模型(1)進行最小二乘法參數估計后，協整模型通過檢驗，協整方程為

Yt=-6.170 275+0.865 155lnXt+et

(2)

et=Yt+6.170 275-0.865 155lnXt

(3)

對模型的殘差et進行ADF單位根檢驗，結果如表5所示。

由表5的檢驗結果可見，殘差序列在5%顯著性水平下平穩，說明殘差序列是平穩序列。因此，裝備制造業競爭力與生產性服務業增加值之間的協整關系成立，協整方程為

Yt=-6.170 275+0.865 155lnXt

(4)

表5 殘差檢驗結果

以上結果表明，裝備制造業競爭力同生產性服務業增加值之間在長期存在正相關關系，生產性服務業增加值每增加1%，裝備制造業競爭力將增加0.87%。

4. 誤差修正模型

根據格蘭杰定理，一組具有協整關系的變量一定有誤差修正模型的表達形式存在。本文中Yt和lnXt滿足I(1)并存在協整關系，則誤差修正方程為

ΔYt=β0ΔXt+δ1et-1+εt

(5)

方程(5)反映變量間的短期效用。其中，δ1et-1為t-1期的誤差修正項，δ1為修正系數，表示第t-1期非均衡誤差et-1對ΔYt的修正速度。由此得到誤差修正方程為

ΔYt=0.604 836ΔlnXt-0.111 903et-1

(6)

式中，et-1=Yt-1+6.170 275-0.865 155lnXt-1

因此，最終誤差修正模型為

ΔYt=0.604 836ΔlnXt-0.111 903(Yt-1+

6.170 275-0.865 155lnXt-1)

(7)

從誤差修正模型(7)可以看出短期修正系數顯著，說明短期內可能出現的偏差可以通過誤差修正項的調節被修正。因此，裝備制造業競爭力同生產性服務業增加值之間在長期存在協整關系的基礎上，短期內仍滿足短期波動模型。

5. 格蘭杰因果關系檢驗

以上檢驗說明兩變量之間存在長期的均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。本文應用格蘭杰因果關系檢驗，得出的檢驗結果如表6所示。

表6 格蘭杰因果檢驗結果

由表6可見，在顯著水平為5%、滯后階數為1階和2階時，生產性服務業增加值是裝備制造業競爭力的格蘭杰原因，也就是說，生產性服務業增加值與裝備制造業競爭力之間存在單向因果關系，前者對后者的作用效果較顯著，而后者對前者的作用卻并不明顯。而當滯后階數為3階時，Yt與lnXt互為格蘭杰原因。

五、結論與啟示

通過對遼寧省生產性服務業增加值與裝備制造業競爭力之間關系的分析，可以得出以下結論：第一，兩者之間具備長期穩定關系。第二，當滯后階數為1階和2階時，二者之間存在單向因果關系，即前者對后者作用效果較明顯，而后者對前者的作用卻并不顯著；當滯后階數為3階時，兩者互為格蘭杰原因。第三，前者能促進后者的提升，而且這種提升作用在長期更為明顯。上述分析結果表明：短期內，生產性服務業與裝備制造業呈現“需求遵從”關系，對遼寧省裝備制造業競爭力具有單向作用；而長期內二者則表現出“互動發展”關系[13-14]，相互促進，協同發展。

因此，遼寧省裝備制造業的發展應從以下幾方面考慮：第一，增加外部生產性服務對裝備制造業的投入。目前，遼寧省生產性服務業規模總量小且分布不集中，缺少核心服務能力。除了促進原有裝備制造業與臨近生產性服務業融合外，還應有針對性地引進外資服務業，承接國際服務業外包，構建裝備制造業與服務業互動發展的產業鏈集聚區。遼寧省裝備制造業發展層次還較低，因此蘊藏著巨大的與生產性服務業融合的潛力。在引進外部生產性服務時，要借以優化和調整產業結構，從僅在需求層面促進裝備制造業競爭力的提升，轉變為實現先進制造業與服務業的良性互動發展。

第二，促進生產性服務業與裝備制造業融合方式的多元化。應繼續促進裝備制造業產品與生產性服務的融合，即在銷售裝備制造業產品的同時提供配套的生產性服務，如物流、倉儲等。另外，應加大生產性服務作為中間投入要素的力度，使其進一步向裝備制造業延伸，形成新型產業。

第三，大力發展核心業務。遼寧省的裝備制造業企業應轉變經營理念，通過管理和業務流程創新，將一些非核心的生產性服務環節剝離出去，轉化為社會化的專業服務，從而專注打造產業內部的專業化分工體系，培育核心技術。同時，鼓勵規模大、服務質量高、信譽好的企業跨地區、跨行業重組，促進生產性服務業的專業化和集中化，高效率、高質量地服務于裝備制造業發展。

[1] 李媛，郝娜.遼寧裝備制造業產業結構競爭力分析及建議 [J].遼寧經濟，2005(12)：8-9.

[2] 唐曉華，桂士騰.遼寧省裝備制造業競爭力實證分析 [D].沈陽：遼寧大學，2011：7-12.

[3] 賈若祥.地區產業競爭力評價方法及其應用：以濟南、青島為例 [J].中國科學院研究生院學報，2002(2)：116-120.

[4] 王海峰，方軍.區域裝備制造業競爭力評價的文獻綜述 [J].裝備制造業技術，2010(6)：129-131.

[5] 劉佳.遼寧省新型裝備制造業競爭力研究 [D].大連：東北財經大學，2006：12.

[6] 關輝，王坤明，孫露露.遼寧省生產性服務業發展的問題與對策 [J].江蘇商論，2012(8)：95-97.

[7] 魏玉芝.遼寧生產性服務業發展對策分析 [J].遼寧行政學院學報，2012(9)：70-72.

[8] 楊世軍.發展生產性服務業 提升黑龍江省裝備制造業核心競爭力 [J].黑龍江對外經貿，2008(8)：21-24.

[9] 高覺民，李曉慧.生產性服務業與制造業的互動機理：理論與實證 [J].中國工業經濟，2011(6)：151-160.

[10]樊歡歡，李嫣怡，陳勝可.Eviews統計分析與應用 [M].北京：機械工業出版社，2011.

[11]趙秀麗，張成，唐敏.生產性服務業與制造業的關系研究：基于協整和Granger因果檢驗的實證分析 [J].統計教育，2010(9)：44-48.

[12]顧乃華，畢斗斗.中國轉型期生產性服務業發展與制造業競爭力關系研究：基于面板數據的實證分析 [J].中國工業經濟，2006(9)：14-21.

[13]顧乃華，畢斗斗，任旺兵.生產性服務業發展與制造業互動發展：文獻綜述 [J].經濟學家，2006，(6)：35-41.

[14]王保倫，路紅艷.生產性服務業與地區產業競爭力的提升 [J].經濟問題探索，2007(7)：11-15.

Researchoninfluenceofproducerservicestocompetitivenessofequipmentmanufacturingindustry

LI Yuan, CUI Bo, DING Wei

(School of Economics, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China)

Based on the time series data of producer services and equipment manufacturing industry in Liaoning Province from 1998 to 2010, it is found that the overall competitiveness of equipment manufacturing industry in Liaoning Province shows the trend of increasing year by year through applying factor analysis. Unit root test, co-integration test and Granger causality test are accomplished on the value added of producer services and the competitiveness of equipment manufacturing industry. Conclusions are that there is a stable long-term equilibrium relationship between producer services and equipment manufacturing industry in Liaoning Province; in short terms, the former affects the latter more significantly, while the latter dos not affect the former significantly; while in long terms, interactive development relationship exists between them.

producer services; equipment manufacturing industry; competitiveness; value added; factor analysis; co-integration test; Granger causality test

2012-10-16

遼寧省社會科學界聯合會課題(2012lslktzijjx-52)。

李 媛(1964-)，女，遼寧沈陽人，教授，主要從事國際經濟合作、區域經濟與可持續發展等方面的研究。

* 本文已于2013-03-01 14∶46在中國知網優先數字出版。 網絡出版地址： http：//www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20130301.1446.010.html

10.7688/j.issn.1674-0823.2014.01.07

F 121.3

A

1674-0823(2014)01-0035-05

(責任編輯：郭曉亮)