陳赤平,李青松

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院,湖南 湘潭 411105)

湖南省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展研究*

陳赤平,李青松

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院,湖南 湘潭 411105)

立足湖南省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，綜合運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)，通過建立VEC模型(向量誤差修正模型)，就兩大行業(yè)互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)關(guān)系很不平衡，制造業(yè)在很大程度上推動(dòng)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展并沒有明顯推動(dòng)制造業(yè)發(fā)展。固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)生產(chǎn)率是影響制造業(yè)發(fā)展的主要因素。為了進(jìn)一步推動(dòng)湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，必須加快生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展速度，改善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展環(huán)境，搭建生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動(dòng)平臺(tái)，實(shí)現(xiàn)兩大產(chǎn)業(yè)間的互動(dòng)升級(jí)。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；制造業(yè)；互動(dòng)發(fā)展；VEC模型

2013年中國第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重超過第二產(chǎn)業(yè)，首次形成“三二一”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，中國整體上已經(jīng)面臨工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的問題。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)規(guī)律，在工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動(dòng)發(fā)展將成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的顯著特征,成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的重要方式(Park&Chan，1989；White,1999)[1]199-212，[2]。實(shí)際上，發(fā)達(dá)國家20世紀(jì)70年代開始進(jìn)入服務(wù)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，北京、上海等發(fā)達(dá)地區(qū)在本世紀(jì)初也已開始向服務(wù)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。湖南省“十二五”規(guī)劃綱要提出，要促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與先進(jìn)制造業(yè)融合發(fā)展；中共湖南省委第十次黨代會(huì)提出，要實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的“雙輪驅(qū)動(dòng)”。因此，研究湖南生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動(dòng)發(fā)展，對(duì)于促進(jìn)湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)具有重要意義。

一、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的互動(dòng)機(jī)理和演進(jìn)趨勢

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是指主要為生產(chǎn)者提供知識(shí)、技術(shù)、創(chuàng)新和管理等中間性服務(wù)的產(chǎn)業(yè)，中間投入特征是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的本質(zhì)特征。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)互動(dòng)關(guān)系在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的不同階段具有明顯不同的特征。

在工業(yè)化加速推進(jìn)階段和經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的初期階段，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)制造業(yè)依賴性很強(qiáng)。制造業(yè)作為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的前提和基礎(chǔ)，為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展提供了最主要的市場需求，進(jìn)而決定了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)。但隨著服務(wù)經(jīng)濟(jì)化程度的不斷加深，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)投入到制造業(yè)的比例不斷下降，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的依賴不斷降低；相反，制造業(yè)對(duì)服務(wù)業(yè)的依賴程度卻在不斷加深(邱靈，2014)。[3]97-103Geo.W.R(1991)指出，由于制造業(yè)內(nèi)部的技術(shù)缺陷，不得不從外部購買一些生產(chǎn)服務(wù)來滿足生產(chǎn)經(jīng)營需要，由此推動(dòng)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)生與發(fā)展。[4]118-141Illeris(1996)指出，高效的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可以為制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高以及產(chǎn)品競爭力的形成提供強(qiáng)有力的保障；[5]111-143O’Faeeell & Hitchen(1990)也指出，如果生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)得不到強(qiáng)健的發(fā)展，制造業(yè)競爭力的提升就會(huì)受到約束；[6]1141-1154劉志彪(2006)認(rèn)為，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)提高了制造業(yè)的知識(shí)和技術(shù)密集程度，已經(jīng)成為制造業(yè)提升生產(chǎn)效率和競爭力的源泉。[7]36-43Hansen(1990)則發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)的生產(chǎn)創(chuàng)新與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的過程創(chuàng)新是互相引致并互相促進(jìn)的。[8]465-476

實(shí)際上，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的互動(dòng)融合已經(jīng)成為一種世界性趨勢，但不同發(fā)展階段這種互動(dòng)融合存在一定的差異，總體來說兩大產(chǎn)業(yè)的互動(dòng)關(guān)系存在一個(gè)由制造業(yè)驅(qū)動(dòng)向生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變的過程，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)中的作用是日益增強(qiáng)的。顧乃華(2006)指出，市場化程度越高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的互動(dòng)影響越明顯。[9]14-21楊仁發(fā)等(2011)進(jìn)一步對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展的實(shí)現(xiàn)方式進(jìn)行了探討。[10]40-46陳建軍等(2011)以浙江省76個(gè)城市和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)分布為例，對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間協(xié)同定位關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證。[11]141-150賀正楚等(2012)對(duì)部分省份生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的融合進(jìn)行測度；[12]177-178高傳勝等(2008)基于WDI數(shù)據(jù)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，在中國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化和產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展趨勢存在一定悖論。[13]44-50許多學(xué)者運(yùn)用空間基尼系數(shù)等對(duì)制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)互動(dòng)機(jī)理進(jìn)行了研究(Grimes，2007；Jacobs W，2012；顧乃華，2010；張旺，2012)。

二、湖南省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的發(fā)展水平

1.湖南生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平和內(nèi)部結(jié)構(gòu)

根據(jù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的特征，結(jié)合國家相關(guān)部門的界定*中華人民共和國中央人民政府網(wǎng)：http://www.gov.cn/gongbao/content/2006/content_268766.htm。和部分省市對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的統(tǒng)計(jì)分類，本文將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)劃分為流通服務(wù)業(yè)、信息服務(wù)業(yè)、金融服務(wù)業(yè)、商務(wù)服務(wù)業(yè)、科技服務(wù)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)*通服務(wù)業(yè)、信息服務(wù)業(yè)、金融服務(wù)業(yè)、商務(wù)服務(wù)業(yè)、科技服務(wù)業(yè)和批發(fā)零售也分別對(duì)應(yīng)于國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類的(G)、(I)、(J)、(L)、(M)和(F)六個(gè)行業(yè)。從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的特征來看，批發(fā)與零售業(yè)(F)中的批發(fā)業(yè)屬于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，而零售業(yè)應(yīng)該屬于消費(fèi)性服務(wù)業(yè)，但考慮到與國家行業(yè)分類統(tǒng)計(jì)口徑的一致性和數(shù)據(jù)資料的可獲得性，我們將批發(fā)和零售業(yè)整體作為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中的一個(gè)行業(yè)。六類。選擇1995年到2012年六大產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。從1998年開始，湖南省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就保持了持續(xù)快速增長趨勢，15年間生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值由513.54億元上升至4 231.45億元，在增長速度上屢創(chuàng)新高。但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值占第三產(chǎn)業(yè)比重基本處于0.5—0.6之間，占GDP的比重則基本處于0.2—0.3之間，而且兩個(gè)比重都在波動(dòng)中存在小幅下降趨勢。說明湖南省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中所占比重過小，增長速度低于同期GDP和服務(wù)業(yè)的增長速度。這與國際產(chǎn)業(yè)演進(jìn)趨勢和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的要求是不一致的。

從六大產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)來看，不均衡現(xiàn)象較為明顯，行業(yè)之間發(fā)展差距大。2012年批發(fā)零售業(yè)占生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的比例為41%，流通服務(wù)業(yè)為24%，金融服務(wù)業(yè)占13%，信息服務(wù)占9%，商務(wù)服務(wù)占8%，科技服務(wù)占5%?？梢钥闯?，商務(wù)、信息和科技服務(wù)發(fā)展嚴(yán)重不足。

從增長速度來看，批發(fā)零售業(yè)增長最為迅速，15年間增長了539.67%；其次是流通服務(wù)業(yè)，15年間增長了387.93%；然后分別是金融服務(wù)業(yè)、信息服務(wù)業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)以及科技服務(wù)業(yè)?？梢钥闯鲈鲩L速度快的產(chǎn)業(yè)也是份額比較大的產(chǎn)業(yè)。

2．湖南省制造業(yè)發(fā)展水平及內(nèi)部結(jié)構(gòu)分析

近年來，湖南省制造業(yè)取得了快速發(fā)展。2000年湖南省制造業(yè)總產(chǎn)值只有1 434.62億元，2012年達(dá)到24 929.35億元，是2000年的17.38倍，發(fā)展非常迅速。制造業(yè)占全社會(huì)總產(chǎn)值的比重也由30.8%增加到45.97%；制造業(yè)的增加值、固定資產(chǎn)和從業(yè)人數(shù)等也有較大幅度的增長。

從內(nèi)部結(jié)構(gòu)來看，湖南省制造業(yè)逐步形成了門類齊全的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系，細(xì)分行業(yè)數(shù)量龐大，主次有序，分工完善。但湖南省制造業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)不均衡問題同樣比較突出。對(duì)全省30個(gè)制造業(yè)各細(xì)分行業(yè)的比較，只有煙草制品、專用設(shè)備制造、有色金屬冶煉及壓延加工、石油加工煉焦及核燃料加工、鐵路船舶航空航天及其他運(yùn)輸設(shè)備制造等5大行業(yè)在制造業(yè)總體中占據(jù)比重較大，分布較為集中，規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢明顯；其余行業(yè)普遍規(guī)模經(jīng)濟(jì)較小，專業(yè)分工水平較低。

同時(shí)湖南省制造業(yè)的技術(shù)水平和經(jīng)營管理水平都有了較大幅度的改善，勞動(dòng)力的素質(zhì)得到了較大提高，2012年全員勞動(dòng)生產(chǎn)率是2000年的2.5倍。

三、湖南省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析

1. 模型設(shè)定及變量說明

向量自回歸(VAR)模型是1980年由西姆斯(C.A.Sims)提出的，廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的動(dòng)態(tài)分析。在VAR模型中內(nèi)生變量都是其本身及其他所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)，據(jù)此分析每個(gè)變量的變動(dòng)對(duì)模型因變量所產(chǎn)生的沖擊。VAR(p)模型表示如下：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+BXt+?t(t=1,2,…,T)

其中，Yt是內(nèi)生因變量，Xt是外生解釋變量，p表示變量的滯后階數(shù)，t的表示與樣本個(gè)數(shù)相一致。k×k維矩陣A1,…，Ap和k×d維矩陣B是待估計(jì)系數(shù)矩陣。?t是k維干擾項(xiàng)，允許同期相關(guān)，但不允許自相關(guān)且與解釋變量不相關(guān)。

誤差修正(ECM)模型是有協(xié)整關(guān)系的單整時(shí)間序列之間包含的、一個(gè)反映長期均衡對(duì)短期波動(dòng)影響的“誤差修正機(jī)制”的、特定形式的差分方程模型，產(chǎn)生于某兩個(gè)(或N個(gè))經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間軌跡。簡言之，若兩個(gè)變量Y和X存在協(xié)整關(guān)系，則二者之間一定可以建立誤差修正模型。用數(shù)學(xué)公式表示即為：

ΔY=α0+α1ΔX+α2ECMt-1+?t

其中Δ表示一階差分算子，?t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，均衡誤差項(xiàng)ECMt-1=Yt-1-β1-β2Xt-1。在此基礎(chǔ)上Engle和 Granger又建立了向量誤差修正(VEC)模型，將存在協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量與ECM模型聯(lián)系了起來。

要建立VAR 模型的前提要求是時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，因此首先要檢驗(yàn)序列是否滿足建模要求即數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，如果平穩(wěn)那么就可以直接建立VAR模型，然后直接進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)，進(jìn)行變量間的脈沖響應(yīng)分析；如果不平穩(wěn)則要考察各變量是否都是同階單整的，如果都是同階單整的，那么可以先進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)判斷是否存在協(xié)整關(guān)系，如果有協(xié)整關(guān)系則建立VEC模型，如果無協(xié)整關(guān)系則通過差分建立VAR模型。

實(shí)證數(shù)據(jù)根據(jù)1996—2013年湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒整理。由于樣本容量較小，考慮到VEC模型的可操作性，本文選取4個(gè)指標(biāo)：制造業(yè)總產(chǎn)值Y，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值x1，制造業(yè)固定資本存量x2，制造業(yè)全員勞動(dòng)生產(chǎn)率x3。其中Y、x1、x2都以億元為單位，x3以元/年人計(jì)；制造業(yè)總產(chǎn)值取自30個(gè)細(xì)分行業(yè)總產(chǎn)值之和，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值為六大行業(yè)產(chǎn)值之和，制造業(yè)固定資本存量以當(dāng)年固定產(chǎn)原價(jià)合計(jì)為標(biāo)準(zhǔn)衡量，全員勞動(dòng)生產(chǎn)率代表人力資本和勞動(dòng)生產(chǎn)率因素，反映企業(yè)經(jīng)營管理水平。由于這些變量均受到價(jià)格水平波動(dòng)的影響，因此首先以基期(1995年)的數(shù)據(jù)，根據(jù)每年不同的CPI指數(shù)對(duì)Y、x1和x3這些變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，固定資產(chǎn)投資則以1995年為基期，用每年的固定資產(chǎn)投資品價(jià)格總指數(shù)進(jìn)行平減。實(shí)證分析用到的工具是Eviews6.0計(jì)量軟件。

2. 實(shí)證檢驗(yàn)

(1)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先對(duì)各變量進(jìn)行時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF(增廣迪基—富勒)檢驗(yàn)方法對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這一檢驗(yàn)的回歸估計(jì)形式由漂移項(xiàng)、隨機(jī)步游、確定性趨勢、純粹白噪音誤差項(xiàng)加一個(gè)滯后差分項(xiàng) (ΔYt=α+βt+δYt-1+ΣγiΔYt-1+?t)構(gòu)成。在確定測試的形式上，先觀察序列時(shí)序圖，然后測試趨勢項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的顯著性，其滯后項(xiàng)的選擇主要是基于AIC和SC信息準(zhǔn)則來確定，測試結(jié)果列于表1。經(jīng)過Eviews單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)InY、Inx1、Inx2、Inx3這4個(gè)變量都是非平穩(wěn)的，通過一階差分處理后，單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，InY、Inx1、Inx2、Inx3都呈現(xiàn)平穩(wěn)序列特征，滿足一階單整條件，即I(1)，可能存在協(xié)整關(guān)系，據(jù)此進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：Δ代表一階差分算子，(c,t,p)分別代表截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后項(xiàng)， *表示在10%的水平上顯著，**在5%的水平上顯著，***在1%的水平上顯著。

(2)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是用來驗(yàn)證模型內(nèi)部各個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量之間協(xié)整關(guān)系即長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系存在與否的手段。另外，通過協(xié)整檢驗(yàn)，也能夠了解設(shè)定的回歸方程合理與否。協(xié)整檢驗(yàn)按照檢驗(yàn)對(duì)象可以分為三種： EG或AEG檢驗(yàn)、協(xié)積回歸德賓—沃森(CRDW)檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基于VAR模型的一種檢驗(yàn)方法，相對(duì)復(fù)雜，功效也更加強(qiáng)大。通常情況下，多變量模型采用Johansen檢驗(yàn)方法。

從表2分析來看，InY、Inx1、Inx2、Inx3時(shí)間序列都是一階差分平穩(wěn)的，因此可以進(jìn)行協(xié)整分析。此我們采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法并據(jù)此建立誤差修正模型。這一檢驗(yàn)方法是基于VAR模型進(jìn)行的，因此要先建立VAR(p)模型，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨(SC)準(zhǔn)則確定最大滯后階數(shù)p。根據(jù)本文樣本數(shù)據(jù)利用Eviews軟件，確定p=2，因此協(xié)整檢驗(yàn)滯后階數(shù)應(yīng)為p-1=1，此后建立的向量誤差修正模型的滯后階數(shù)也是1。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，協(xié)整方程有截距無趨勢。

從上表可以看出，前2行的檢驗(yàn)值均大于5%的臨界值，因此可以在95%的置信水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系和最多存在1個(gè)的虛假假設(shè)，即變量之間存在2個(gè)協(xié)整方程，我們?nèi)∽畲筇卣髦邓鶎?duì)應(yīng)的協(xié)整向量為所研究經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的協(xié)整向量，由于第二行最大特征值不顯著，因此這4個(gè)變量之間存在一個(gè)唯一的協(xié)整方程，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù)，將協(xié)整向量記β=(1，-1.040 45，-5.847 9，-2.199 8，-3.967 7)。在確定了變量的協(xié)整關(guān)系后，需要對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證。本文選擇AR根的圖表驗(yàn)證方法，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，AR特征方程特征根的倒數(shù)絕對(duì)值均在一個(gè)單位圓內(nèi)部，因此我們所建立的模型具有穩(wěn)定性，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。據(jù)此得出的協(xié)整方程為：InY= 3.967 7 + 1.040 450Inx1+ 5.847 9Inx2+ 2.199 8Inx3

(1.368 70) (1.368 70) (1.211 85) (0.516 18)

Log likelihood = 100.847

由于協(xié)整方程反映的是變量之間的長期均衡狀態(tài)，因此，在長期中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值每上升1%，制造業(yè)總產(chǎn)值就會(huì)上升1.04%，而固定資產(chǎn)投資和全員勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)制造業(yè)的長期彈性分別為5.8%和2.2%，由此可見，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長在長期中對(duì)制造業(yè)的促進(jìn)作用要小于制造業(yè)增加固定資產(chǎn)投資的影響。

接下來本文進(jìn)一步采用EG協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用進(jìn)行協(xié)整分析，了解長期中制造業(yè)會(huì)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)生多大的拉動(dòng)作用。通過EG方法得出的協(xié)整向量為：α=(1，-5.345 13，-2.690 296)，進(jìn)一步對(duì)回歸得出的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)ADF=-2.707 033，根據(jù)麥金農(nóng)臨界值，是顯著的，因此殘差序列是平穩(wěn)的，上述協(xié)整回歸不是偽回歸。制造業(yè)能夠在5.3%的程度上帶動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，即當(dāng)制造業(yè)每上升1%，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就增加5.3%。因此，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的推動(dòng)作用與制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用是不平衡的。

(3)Granger因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)主要用于建立VAR模型的變量選擇。如果由Yt和Xt的滯后值決定的Yt的條件分布與僅由Yt的滯后值決定的條件分布相同，加或不加Xt的滯后變量對(duì)Yt的回歸精度沒有顯著性的改變，則稱Xt-1對(duì)Yt是格蘭杰非因果性的，反之則為格蘭杰因果性。兩變量之間的格蘭杰因果關(guān)系回歸檢驗(yàn)式為：

檢驗(yàn)的虛擬假設(shè)是：

H0:β1=β2=…=βp=0

即變量Xt不是變量Yt的格蘭杰成因(Xt對(duì)Yt是格蘭杰非因果性的)，如果回歸模型得出的結(jié)果顯示回歸系數(shù)的估計(jì)值都是統(tǒng)計(jì)不顯著的(統(tǒng)計(jì)顯著性要根據(jù)聯(lián)合檢驗(yàn)，構(gòu)建F統(tǒng)計(jì)量來進(jìn)行)，則可接受原假設(shè)H0；如果回歸系數(shù)都是統(tǒng)計(jì)顯著的，則拒絕原假設(shè)，即Xt對(duì)Yt是格蘭杰因果性的。同理，可以檢驗(yàn)變量Yt對(duì)變量Xt的格蘭杰因果性和非因果性，如果二者都是顯著的，則Y與X互為格蘭杰因果關(guān)系。

在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前，必須要先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)前兩節(jié)檢驗(yàn)，我們已知InY、Inx1、Inx2、Inx3變量均為一階單整，且存在協(xié)整向量，據(jù)此進(jìn)行檢驗(yàn)。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：**表示通過5%的顯著性檢驗(yàn)，***表示通過1%的顯著性檢驗(yàn)。

根據(jù)上表格蘭杰因果檢驗(yàn)分析，Inx1在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，是InY的Granger原因；Inx2在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，是InY的Granger原因；Inx3在5%的顯著性水平上是InY的Granger原因，同時(shí)InY與Inx1和Inx3互為格蘭杰因果關(guān)系。因此，檢驗(yàn)結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、制造業(yè)固定資產(chǎn)投資及其全員勞動(dòng)生產(chǎn)率都會(huì)影響制造業(yè)的發(fā)展，其中，Inx1和Inx3與制造業(yè)是雙向互動(dòng)關(guān)系。同時(shí)根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，VAR模型選擇變量InY、Inx1、Inx2、Inx3是合理的，各方程的擬合優(yōu)度都達(dá)到很高的水平，整體檢驗(yàn)結(jié)果，AIC和SC的值均比較低。

(4)向量誤差修正模型的建立

前面闡述的ΔY=α0+α1ΔX+α2ECMt-1+εt只是一個(gè)雙變量、單方程ECM誤差修正機(jī)制，Engle和Granger把協(xié)整關(guān)系加入到了ECM中去，將其推廣到了多變量的VEC模型，主要用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模，因此在經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域具有更廣泛的應(yīng)用。實(shí)際上，在零約束自回歸模型中我們得到的每一個(gè)方程都是一個(gè)ADL模型，只要變量間是協(xié)整的，就可以通過ADL模型推導(dǎo)出ECM模型，所以一個(gè)VEC模型就是一個(gè)含有協(xié)整約束的VAR模型，因?yàn)閂AR模型是平穩(wěn)的，所以VEC模型也是平穩(wěn)的。VEC模型的表達(dá)式為：

其中，ECMt-1為誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)向量α意味著當(dāng)變量之間的短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，VEC模型將以多大的力度、多快的速度將其拉回均衡狀態(tài)；模型中其余各變量差分項(xiàng)的系數(shù)代表被解釋變量如何隨各解釋變量的短期波動(dòng)而波動(dòng)，包括產(chǎn)生波動(dòng)的方向和程度。為進(jìn)一步分析變量InY、Inx1、Inx2、Inx3的長期均衡對(duì)短期波動(dòng)的響應(yīng)方向和程度，建立向量誤差修正模型，估計(jì)如表4：

表4 VEC模型估計(jì)結(jié)果

對(duì)于VECM的檢驗(yàn)，人們通常更關(guān)心模型的整體檢驗(yàn)結(jié)果，從上表可知， AIC=-9.105 873，SC=-7.753 842，都較小，這說明模型是好的。根據(jù)Eviews6.0估計(jì)得出VEC模型的方程為：

ΔInYt=-0.114 455ECMt-1-0.030 795ΔInYt-1-0.075 869ΔInX1t-1+0.263 137ΔInX2t-1+0.190 045ΔInX3t-1+0.116 293

根據(jù)以上模型的計(jì)量檢驗(yàn)估計(jì)，可以得出以下幾個(gè)結(jié)論：(1)InY的短期波動(dòng)可以分解為兩部分：Inx1、Inx2、Inx3的短期波動(dòng)對(duì)制造業(yè)總產(chǎn)值InY產(chǎn)生的波動(dòng)和制造業(yè)總產(chǎn)值偏離其長期均衡而產(chǎn)生的波動(dòng)。誤差修正項(xiàng)ECMt-1的系數(shù)為-0.114 455,小于0，在5%顯著性水平下是顯著的，因此，這是一個(gè)具有自我修復(fù)功能的系統(tǒng)，-0.114 455的偏離均衡調(diào)整力度意味著上年度制造業(yè)總產(chǎn)值的實(shí)際值與其長期均衡值的變異，約有11.45%在下一年度消除了；(2)制造業(yè)在短期內(nèi)受到自身滯后一期的負(fù)向沖擊，但沖擊不是很明顯；(3)制造業(yè)在短期內(nèi)受到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)滯后一期的負(fù)向沖擊，效果不太明顯。為了解釋這一現(xiàn)象，本文估計(jì)了VAR模型，通過InY對(duì)Inx1的脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)谝黄诮oInx1一個(gè)正向的沖擊，InY在前兩期迅速增加，有正向沖擊效應(yīng)，但在后面幾期內(nèi)持續(xù)表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，但負(fù)效應(yīng)不斷減小最后趨向于0；(4)制造業(yè)總產(chǎn)值在短期內(nèi)受到固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)生產(chǎn)率變量各自滯后一期的正向沖擊，說明固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高是影響制造業(yè)發(fā)展的重要因素。

四、研究結(jié)論與政策建議

1.研究結(jié)論

通過計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)：(1)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的推動(dòng)作用小于制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用。制造業(yè)能夠在5.3%的程度上帶動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)僅能在1.04%的程度上帶動(dòng)制造業(yè)的增長；(2)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的推動(dòng)作用也小于固定資產(chǎn)投資和全員勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)制造業(yè)的促進(jìn)作用，固定資產(chǎn)投資和全員勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)其長期彈性分別為5.8%和2.2%；(3)通過建立向量誤差修正模型VEC考察變量短期波動(dòng)影響也發(fā)現(xiàn)：制造業(yè)總產(chǎn)值在短期內(nèi)受到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的正向沖擊，但是時(shí)間很短，也說明湖南省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展沒有明顯推動(dòng)制造業(yè)發(fā)展。

可以看出，在湖南生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的互動(dòng)相互關(guān)系中，主要是制造業(yè)促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)由于起步晚，發(fā)展水平低，對(duì)制造業(yè)的促進(jìn)作用還很小。在湖南未來的轉(zhuǎn)方式、調(diào)結(jié)構(gòu)過程中，必須加快生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)兩大產(chǎn)業(yè)間的互動(dòng)升級(jí)。

2．政策建議

(1)改善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的政策環(huán)境。打破行業(yè)壟斷，放寬行業(yè)準(zhǔn)入制度，加大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的對(duì)內(nèi)和對(duì)外開放程度，鼓勵(lì)各類公有資本參與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的改革和重組。有選擇地支持金融服務(wù)、商務(wù)服務(wù)和信息服務(wù)等有增長潛力的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)優(yōu)先發(fā)展。

(2)鼓勵(lì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。在充分考慮各地比較優(yōu)勢和體現(xiàn)各地特色的基礎(chǔ)上，合理布局、科學(xué)引導(dǎo)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間集聚，建設(shè)一批生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚園區(qū)。

(3)改善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)人才環(huán)境。加大服務(wù)業(yè)人才培養(yǎng)的財(cái)政投入，不斷提高現(xiàn)有生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人員的素質(zhì)和能力；引進(jìn)一批生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拔尖人才，彌補(bǔ)本省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)人才資源缺口。

(4)積極推進(jìn)制造業(yè)配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展。充分發(fā)揮制造業(yè)的輻射和集群效應(yīng)，有針對(duì)性地吸引更多關(guān)聯(lián)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在制造業(yè)外圍集聚，形成制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)群對(duì)群的產(chǎn)業(yè)鏈集聚，促進(jìn)企業(yè)間的交流與合作。

(5)搭建生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動(dòng)平臺(tái)。構(gòu)建生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的信息交流平臺(tái)，解決兩大產(chǎn)業(yè)的信息交流和溝通渠道問題，實(shí)現(xiàn)兩大產(chǎn)業(yè)的 “無縫對(duì)接”。

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責(zé)任編輯：廖文婷

Study towards the Interactive Development of the Producer Service Industry and the Manufacturing Industry of Hunan Province

CHEN Chi-ping,LI Qing-song

(BusinessSchool,XiangtanUniversity，Xiangtan,Hunan411105,China)

Based on the development status of producer service industry and manufacturing industry,integrated use of ADF unit root test, Johansen co-integration test, Granger causality test, through the establishment of VEC model (vector error correction model),this paper makes an empirical research interactions between the two industries. The study finds that interaction between producer service industry and manufacturing industry is not balanced, manufacturing industry to a great extent, promotes the development of producer service industry, but the development of producer service industry is not obvious to promote the development of manufacturing industry. Fixed asset investment and labor productivity are the main factors affecting the development of the manufacturing industry. To further promote the transformation and upgrading of industrial structure in Hunan, we must accelerate the pace of development of producer services, and improve the producer service development environment,by building interactive platform of productive service industry and manufacturing industry, we can achieve interaction between the two industries to upgrade.

producer service industry; manufacturing industry；interactive development; VEC model

2014-08-23

陳赤平(1969-)，男，湖南桑植人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，湘潭大學(xué)商學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，湖南女子學(xué)院副校長。

湖南省社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“湖南轉(zhuǎn)方式過程中工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)策研究”(項(xiàng)目編號(hào)：12ZDB03)。

F424

A

1001-5981(2015)01-0044-06