新疆服務業與農業、工業互動關系的實證研究

蘇斌 程洪飛

摘 要：基于1986—2018年新疆統計數據，本文采用時間序列分析方法，對新疆服務業與農業、工業發展之間的互動關系進行了實證研究。研究結果表明：在這個階段，新疆服務業與工業之間的關系是“工業主導、服務業從屬”，農業和服務業之間存在相互抑制的關系，工業對農業的促進作用比較顯著;預測方差分析表明，服務業、農業、工業三者之間的影響作用近期看主要來源于自身，長期看服務業除了受自身影響外，受農業的影響超過了工業的影響。

關鍵詞：服務業;工業;脈沖響應

中圖分類號：F719;F424;F323? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1671-0037（2019）9-46-6

DOI：10.19345/j.cxkj.1671-0037.2019.09.007

改革開放40年來，我國一直在探索一條符合中國特色的社會主義市場經濟道路，服務業伴隨著改革開放的腳步在國民經濟中的作用也越來越明顯，從原來的微不足道到現在成為經濟增長的新動力。總體來看，我國服務業增長迅猛，但滯后格局未變[1]，服務業的發展較西方發達國家相對滯后，服務業結構落后。新疆作為我國的欠發達地區，長期以來，產業以資源密集型為主，導致了地區產業結構較為單一、環境污染嚴重、資源消耗過度等一系列問題，服務業的發展緩慢，明顯滯后于東部區域。黨的十九大報告指出，當前我國經濟發展已由高速增長階段轉向以深化供給側結構性改革為主線的高質量增長階段，另外報告還指出要發展綠色經濟、循環經濟，這些都迫切要求新疆加快產業結構升級，實現產業轉型。發達國家產業升級的經驗表明服務業的發展在促進產業結構優化升級方面有重要作用。本文從新疆服務業在經濟結構變遷中作用的角度出發，研究服務業與農業、工業發展的關系，為促進新疆的產業結構優化升級提供政策建議。

三次產業分類法由新西蘭經濟學家費歇爾首先創立，1940年，英國經濟學家、統計學家克拉克在費歇爾的基礎上，通過大量實證分析總結出三次產業的演化規律，指出隨著經濟發展，勞動力的轉移路徑為第一產業—第二產業—服務業。國外學者Hollis Burnley Chenery和Moises Syrquin通過實證分析論證支持了克拉克的結論[2]。國外對服務業與制造業的相關研究可以總結為以下三種觀點：需求論、供給論和互動論。Cohen 和Zysman認為服務業的發展得益于制造業的發展，正是由于制造業的發展才對服務業產生了相應的需求，即制造業為前提，生產性服務業為補充的“需求論”[3]。持“供給論”觀點的學者，如O'Farrell和Hitchens認為，生產性服務業是制造業發展的前提，如果服務業沒有良好的發展，制造業就難以突破發展的瓶頸，從而無法獲得良好的發展[4]。持“互動論”觀點的學者有Park 和 Chan等人，他們認為在經濟發展過程中，服務業與工業是彼此依存、互動發展的[5]。

隨著服務業在經濟中的作用越來越明顯，國內學者越來越重視服務業的發展。程大中通過探究服務業增長的特征與來源，分析比較了服務業中的勞動增強型與資本增強型技術進步，發現我國服務業的發展受后者影響相對較大[6]。江小娟和李輝考察了現階段我國服務業的變化特點，分析并預測了服務業今后的發展[7]。顧乃華和李江帆從技術效益的視角研究了服務業區域不平衡現象，發現市場化進程不一致導致了技術效率的區域差異，進而導致服務業的區域發展失衡[8]。夏長杰總結了我國自改革開放以來服務業的發展情況，指出我國服務業總體上具有比較滯后、結構層次低、質量不高等特點[9]。江小涓分析了服務業增長的真實與名義因素，并做出了未來一段時間服務業在GDP中的占比將明顯提高的預測[10]。劉勇和江飛濤實證分析了我國服務業與工業之間的發展關系，得出工業主導、服務業從屬的結論[11]。唐保慶等從產權保護強度視角實證分析了服務業的區域失衡問題，發現產權保護的實際強度與最適強度的偏離程度越大，越會加劇區域不均衡[12]。劉振中總結了改革開放40年來服務業與工業、農業互動發展的轉變歷程[13]。徐泳澤、潘研從地方經濟增長目標約束的視角研究了經濟高速增長與服務結構升級滯后的原因，提出改革經濟增長考核目標將有利于促進服務業結構升級的結論[14]。已有文獻對服務業以及服務業與其他產業關系的研究大多在國家整體層面，對區域內服務業與工業、農業發展關系的研究較少。本文從區域層面著手研究，以新疆為例，利用1986—2018年的地區年度數據，運用Johanson協整檢驗和VAR模型對新疆的服務業與農業、工業互動發展關系進行實證研究。

1 實證分析

1.1 數據選取與處理

本文的數據樣本選取1986—2018年新疆的地區生產總值（GDP）、工業增加值、農業增加值和服務業增加值的年度數據作為經濟發展和行業發展水平的指標，為了方便，記工業IND、農業AGR、服務業SER，各變量指標均以1986年為基年換算成實際指標以體現生產力發展的實際狀況。原始數據來源于中經網統計數據庫，用Stata15.1進行數據處理，數據的描述統計特征見表1。

1.2 單位根檢驗

在處理時間序列時，首先要檢驗數據的平穩性，如果對非平穩的時間序列直接進行分析，容易出現偽回歸現象。本文用PP檢驗法對各時間序列進行單位根檢驗，檢驗結果見表2。從表2可以看出，各組時間序列在5%的顯著水平下均不能拒絕存在單位根的零假設，經過一階差分之后，在5%的顯著水平下各組數據均為平穩數據，因而三組時間序列均為一階單整。

1.3 Johanson協整檢驗

單位根檢驗結果表明各組時間序列均為一階單整，lnrser、lnrind和lnragr三者之間可能存在長期均衡關系，由于該模型變量大于2個，因此，本文用穩定性較強的Johanson檢驗方法對各變量之間的協整關系進行檢驗，檢驗結果見表3。

表3的檢驗結果表明，rank為0時，在5%顯著水平下拒絕了不存在協整關系的假設，而在rank為1時，無法拒絕此假設，最大特征值的檢驗結果也支持了這一點。因而可推斷，lnrser、lnrind和lnragr之間存在長期均衡關系。

通過MLE方法估計該系統的向量誤差修正模型（VECM），即協整方程代表的長期均衡關系。根據stata輸出結果，得到以下三個協整方程。

由方程（1）知，服務業對工業的長期影響系數為0.7，這表明在其他條件穩定的情況下，服務業增加值每增加1%對應的工業增加0.7%;農業對工業的長期影響系數為0.48，表明在其他條件穩定的情況下，農業增加值每增加1%，工業增加值增加0.48%。這說明從長期來看，農業對工業發展的影響并不明顯。

由方程（2）知，工業對農業的長期影響系數為2.1，即在其他條件穩定的情況下，工業增加值每增加1%，農業增加值增加2.1%，這說明長期內，工業對農業發展的促進作用較為明顯;服務業對農業的長期影響系數為-1.48，即在其他條件穩定的情況下，服務業增加值每增加1%，農業增加值降低1.48%，表明長期內新疆服務業對農業的發展有一定的抑制作用。

由方程（3）知，工業對服務業的長期影響系數為1.43，即在其他條件穩定的情況下，工業增加值每增加1%對應的服務業增加1.43%;農業對服務業的長期影響系數為-0.68，即在其他條件穩定的情況下，農業增加值每降低1%，服務業增加值增加0.68%。

1.4 向量自回歸模型（VAR）

要建立VAR模型，首先要確定最優滯后階數，本文根據信息準則確定最優滯后階數為4，因此構建一下VAR模型。

1.3.1 格蘭杰因果檢驗。本文用Granger因果檢驗法對模型中各個變量之間的因果關系或者動態相關性進行檢驗。本文利用該方法對服務業、農業和工業之間的關系進行檢驗，檢驗結果見表4。

由表4可知，在10%的顯著水平下，工業的發展是服務業發展的格蘭杰原因，服務業的發展是工業發展的格蘭杰原因，這說明工業的發展與服務業的發展之間存在雙向互動關系;工業的發展與農業發展互為格蘭杰原因，同樣說明工業與農業之間存在雙向互動關系;而服務業與農業之間僅存在單向互動關系，即農業的發展是服務業發展的格蘭杰原因。

1.3.2 脈沖響應函數分析。由圖2知，脈沖響應結果均在一定時期后趨于穩定，因此脈沖響應圖有效。圖2左側豎向三張圖給出了新疆農業、工業和服務業對農業的脈沖響應結果，分別給農業、工業、服務業一個脈沖變動，工業的發展將引起農業正向變動，表明工業的發展將促進農業的發展，這種影響將持續到第10期，在滯后10期以后逐漸削弱;服務業的發展將引起農業的負向波動，表明服務業的發展對農業的發展具有抑制作用，在滯后15期以后逐漸削弱。可以看出，工業的發展將在未來的10期內積極推動農業的發展，服務業的發展將在未來15期內抑制農業的發展。中部豎向三張圖給出了新疆農業、工業和服務業對工業的脈沖響應結果，在滯后3期內，農業的發展將引起工業發展的正向波動，表明在前3期，農業的發展將促進工業的發展，但在滯后3期到滯后10期，農業將引起工業的負向波動，它表明在未來的3～10期內，農業的發展將抑制工業的發展;服務業的發展對工業的影響呈現正向—負向—正向的模式，在滯后2期內，引起工業的正向波動，表明這個時期服務業的發展將促進工業的發展;在滯后2～5期內，引起工業的負向波動，表明在此時期內服務業的發展將抑制工業的發展;在5～15個滯后期內，引起工業的正向波動;在滯后15期以后，影響逐漸削弱。右側豎向三張圖給出了新疆農業、工業和服務業對服務業的脈沖響應結果，由圖可見，工業的發展會引起服務業的正向波動，這種正向影響將在未來持續8期，而農業則引起服務業正負交替波動，但波動幅度均較小，這說明在未來的一段時期內，農業和工業的發展對服務業的影響都不太明顯。

1.3.3 脈沖預測誤差方差分析。對脈沖響應結果的分析說明，農業、工業和服務業之間存在一定的關系，為進一步說明三者之間的相互作用程度，本文對脈沖預測方差分解結果進行分析。圖3中，左側豎向三張圖顯示了農業的預測方差在滯后1期時有89.26%來源于自身發展水平，有10.51%來源于工業的發展水平，僅有0.23%來源于服務業的發展水平;在滯后5期時，分別有74.02%、17.22%、8.76%來自于自身發展、工業發展和服務業發展水平;在滯后15期農業發展的預測方差有70.76%來自于自身發展水平，有18.58%來自于工業發展水平，有10.66%來自于服務業發展水平。中部豎向三張圖表明工業的預測方差在滯后1期內，幾乎全部來自于自身發展水平;在滯后10期時，分別有58.62%、18.56%、22.82%來源于自身發展、農業發展和服務業發展水平，在滯后10期后各占比基本穩定。右側豎向三張圖表明服務業的預測方差在滯后1期內，全部來自于自身發展水平;在滯后10期時，有67.78%來自于自身發展水平，21.5%來自于農業發展水平，10.72%來自于工業發展水平。總體看來，農業發展的脈沖預測誤差方差在近期內主要來自于自身發展水平，在長期內仍然有近71%來自于自身發展水平，其次來源于工業發展水平，說明長期內農業的發展對服務業發展的作用較小，主要還是受其自身發展的影響;工業發展的預測方差在近期內同樣主要來源于自身發展水平，而在長期內受農業和服務業發展的影響較為顯著，這說明長期內服務業和農業對工業的發展有很強的反哺作用;服務業的預測方差在短期內主要來源于自身發展水平，長期內受工業和農業的影響較大。

2 結論及啟示

2.1 結論

本文運用1986—2018年新疆地區的年度數據，利用VAR模型對服務業與農業、工業之間的發展關系進行分析，主要結論如下。

研究期內新疆的工業發展與服務業發展之間的關系支持了“工業主導論”的觀點，也就是說，新疆服務業的發展依賴于工業的發展，受工業發展的影響較大，而服務業的發展對工業的影響較小;從工業與農業之間的長期均衡關系看，工業的發展對促進農業發展起到了重要作用，這可能反映在工業的發展可以改變農業的生產方式、降低農業生產成本和提高農業生產效率這一事實上，而在研究期內農業的發展對工業發展的作用并不明顯;研究期內服務業與農業之間存在相互抑制的關系，服務業對農業的抑制作用相對明顯。