生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)互動發(fā)展實證研究
——以西安市為例

郭偉，趙麗君，李曉婷

(西安工程大學管理學院，陜西西安710048)

生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)互動發(fā)展實證研究
——以西安市為例

郭偉，趙麗君，李曉婷

(西安工程大學管理學院，陜西西安710048)

以西安市為研究對象，以陜西省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)為依托，運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等分析方法對生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的互動關系進行研究.認為西安市生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)具有較強的相關性，且它們之間存在長期的協(xié)整關系以及穩(wěn)定的均衡關系;制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的帶動作用較為明顯，而生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)的帶動作用尚不明顯.

生產(chǎn)性服務業(yè);制造業(yè);西安市;實證研究

0 引言

我國"十二五"規(guī)劃中明確提出了加快發(fā)展服務業(yè)的思路，其中發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)是規(guī)劃中重點突出強調(diào)的問題.國內(nèi)需求的拉動，科學技術的供給，專業(yè)化分工的驅(qū)動和服務貿(mào)易的全球化成為了生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的重要驅(qū)動力［1］.生產(chǎn)性服務業(yè)是在制造業(yè)的基礎上發(fā)展起來的，與制造業(yè)具有十分密切的聯(lián)系.生產(chǎn)性服務業(yè)推動了制造業(yè)的發(fā)展，反過來，制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展具有巨大的促進作用［2-3］.現(xiàn)代的制造業(yè)已經(jīng)越來越多地融入了生產(chǎn)性服務業(yè)要素.制造業(yè)整體水平和產(chǎn)品品質(zhì)的提升，依賴于生產(chǎn)性服務業(yè)的附加和生產(chǎn)性服務業(yè)的整合，生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展很大程度上是以制造業(yè)為服務對象［4］.從以上分析可以看出，生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)存在著一定的關系，二者的發(fā)展可以促進經(jīng)濟增長的可持續(xù)發(fā)展.目前，文獻［5］根據(jù)其主體從屬地位劃分：需求遵從論、供給主導論、互動論以及融合論.而近些年大量研究表明了生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)未來的互動發(fā)展趨勢是制造業(yè)服務化與服務業(yè)制造化［6-7］.這些研究熱點都為本研究提供了充分的理論依據(jù).本文從產(chǎn)業(yè)互動的角度出發(fā)，結合西安市生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，進而運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等分析方法對二者的產(chǎn)業(yè)互動的因果關系進行實證研究，找出西安市生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的相關性與因果關系，以期指導西安市未來的發(fā)展，為西安市生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展及產(chǎn)業(yè)關聯(lián)關系的提升提出針對性的建議.

1 方法模型

1.1 ADF平穩(wěn)性檢驗

本文選取的西安市生產(chǎn)性服務業(yè)增加值(PS)與制造業(yè)增加值(MI)均為時間序列，為了避免偽回歸的出現(xiàn)，保證數(shù)據(jù)的無偏性、有效性、一致性，必須對數(shù)列進行平穩(wěn)性檢驗.ADF(平穩(wěn)性的單位根)檢驗法［8］，其原理如下：

模型Ⅰ：無截距項且無時間趨勢項

γ為Δyt對yt-1的回歸系數(shù)，Δyt是變量yt的一階差分形式，yt-1為yt的一階滯后，βi為滯后i期的一階差分項對應的系數(shù)，P為選取的滯后階數(shù)，μt為殘差項，α項和δt項分別表示對序列確定性趨勢的不同設定.

1.2 E-G協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是對具有不同但相似的長期變動趨勢的兩個或兩個以上變量之間波動關系的檢驗，其前提是被檢驗變量必須是同階單整.

本文采用E-G兩步法.根據(jù)協(xié)整理論：如果被解釋變量和解釋變量之間的協(xié)整關系存在，則說明變量間存在穩(wěn)定的均衡關系，被解釋變量中不能被解釋變量所解釋的部分形成了一個殘差序列，殘差序列平穩(wěn)，則協(xié)整關系存在［9］.具體的E-G兩步法步驟為：

第一步在確立變量是同階單整的情況下，進行OLS估計，估計長期均衡方程，由長期均衡方程

第二步回歸模型的殘差序列et進行單位根的檢驗.如果單位根是平穩(wěn)的，則可以認為OLS的回歸結果有效，認定變量之間存在協(xié)整關系.

1.3 Granger因果關系檢驗

Granger(1969)［10］認為，變量x和y的因果關系，可以通過y(或者x)能在多大程度上被過去的x(或者y)所解釋來加以判斷.如果x對y的預測有幫助，或者x的滯后值與y的相關系數(shù)在統(tǒng)計上顯著時，就可以說x是y的Granger原因.

格蘭杰因果關系檢驗要求的回歸模型為

以y對所有滯后項回歸，得到受約束的殘差平方和RSSR，加入滯后項x得到無約束的殘差平方和RSSU.格蘭杰因果關系檢驗是基于F檢驗的，即

如果在選定的顯著性水平α上計算出來的F值超過臨界α值，則拒絕零假設，這樣滯后x項就歸屬于此回歸，說明x是y的原因.

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

增加值是一個可以綜合反映行業(yè)技術水平、管理水平、競爭實力等的關鍵指標.因此，本文在對二者關聯(lián)關系研究時，選擇生產(chǎn)性服務業(yè)增加值和制造業(yè)增加值進行實證研究.生產(chǎn)性服務業(yè)的增加值由于數(shù)據(jù)的來源和可獲取性，加之2004年以前服務業(yè)的統(tǒng)計口徑發(fā)生變化以及統(tǒng)計分類較為粗略，西安市租賃和商務服務業(yè)及信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)的增加值數(shù)據(jù)無法獲得，故本文利用第三產(chǎn)業(yè)增加值代替生產(chǎn)性服務業(yè)的增加值.研究數(shù)據(jù)來源于1991～2011年《西安市統(tǒng)計年鑒》，選取1992～2010年生產(chǎn)性服務業(yè)增加值(PS)和制造業(yè)增加值(MI).為了更加容易的獲得平穩(wěn)的數(shù)列、消除變量之間的異方差，對生產(chǎn)性服務業(yè)增加值(PS)和制造業(yè)增加值(MI)取對數(shù)，分別記為LNPS和LNMI.分析過程使用計量經(jīng)濟學軟件為Eviews6.0.

2.2 ADF平穩(wěn)性檢驗實證分析

1992 ～2010 年生產(chǎn)性服務業(yè)增加值和制造業(yè)增加值見表1.對PS和MI取對數(shù)，分別記為LNPS和LNMI，如圖1所示.從圖1可以看出，西安市生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)變化方向一致，具有較強的相關性.單位根檢驗表明，二者均為一階單整平穩(wěn)序列.從表1可以直觀地看出兩個變量(LNMI與LNPS)的時間序列均出現(xiàn)了非平穩(wěn)的特征，兩個原序列均含有趨勢項.為了進一步確定變量是否平穩(wěn)，對其進行單位根的平穩(wěn)性檢驗(ADF).由于樣本數(shù)據(jù)為非零均值且序列隨時間變化有上升的趨勢，因此ADF檢驗中包含截距項和時間趨勢項.滯后階數(shù)的選擇根據(jù)SC和AIC最小準則.

表11992 ～2010年西安市生產(chǎn)性服務業(yè)增加值和制造業(yè)增加值億元

圖1 LNMI和LNPS趨勢圖

對原序列LNMI進行單位根檢驗，結果見表2.根據(jù)P值可以判斷出原序列LNMI非平穩(wěn)，存在單位根，因此需要進一步進行差分處理.對原序列LNMI的一階差分序列進行單位根檢驗，結果見表3.一階差分后的序列ADF檢驗值均小于在1%，5%，10%顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設，存在單位根.在1%的顯著性水平下，一階差分后的序列DLNMI平穩(wěn)，由此可以認為該序列為一階單整，即LNMI～I(1).

表2 原序列LNMI的單位根檢驗結果

表3 一階差分序列DLNMI的單位根檢驗結果

對序列LNPS進行單位根檢驗時，同樣采用上述方法.由表4所示，原序列LNPS存在單位根，為非平穩(wěn)序列.但從表5可以看出，一階差分后的序列ADF檢驗值小于在5%和10%顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設，存在單位根.在5%的顯著性水平下，一階差分后的序列DLNPS平穩(wěn)，由此可以認為該序列為一階單整，即LNPS～I(1).

表4 原序列LMPS的單位根檢驗結果

表5 一階差分序列DLNPS的單位根檢驗結果

通過上述檢驗結果得知，兩個序列均為一階單整，符合協(xié)整檢驗的前提條件，可以建立回歸模型進行協(xié)整分析.

2.3 實證分析

以LNMI為被解釋變量，以LNPS為解釋變量，對LNMI和LNPS進行OLS回歸.由回歸結果可以看出，方程的擬合優(yōu)度達到0.997，擬合效果較好，不存在自相關.西安市生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)存在著長期均衡，生產(chǎn)性服務業(yè)增加值每增加1%，制造業(yè)增加值將增加0.57%.

再對殘差序列et進行ADF檢驗.根據(jù)殘差序列趨勢圖判斷出序列不含截距項，不含趨勢項.利用Eviews6.0軟件運行結果表明：在1%的顯著性水平下，t檢驗的統(tǒng)計值為-3.886 8，ADF值-4.024 9小于相應的臨界值，從而拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，進一步說明變量之間具有協(xié)整關系，存在長期均衡關系.

再以LNPS為被解釋變量，以LNMI為解釋變量，運用Eiews6.0對其進行OLS估計.由回歸結果可以看出，方程的擬合優(yōu)度達到0.997，擬合效果較好，不存在自相關.西安市生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)存在著長期均衡，制造業(yè)增加值每增加1%，生產(chǎn)性服務業(yè)增加值將增加1.75%.

同理對殘差序列et進行ADF檢驗.根據(jù)殘差序列趨勢圖判斷出序列不含截距項，不含趨勢項.利用Eviews6.0軟件運行結果表明，殘差序列為平穩(wěn)序列，存在長期均衡.

通過OLS估計可以看出，目前西安市制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的帶動作用較為明顯，而生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)的促進作用相對較弱，二者的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)關系需要進一步加強.

2.4 Granger因果關系檢驗實證分析

對兩變量進行Granger因果檢驗，結果表明，在5%的顯著性水平下，變量LNMI是LNPS的Granger原因，假設被拒絕.因此，可以認為西安市生產(chǎn)性服務業(yè)的增長不是制造業(yè)的Granger原因，而制造業(yè)能夠帶動生產(chǎn)性服務業(yè)的增長，二者之間存在單向的因果關系.

之所以出現(xiàn)上述結果，可以解釋為：生產(chǎn)性服務業(yè)主要為制造業(yè)服務，并且只有當制造業(yè)項目完成時，才能對生產(chǎn)性服務業(yè)顯示拉動的作用.這一定程度上可以解釋制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的增長有促進作用，但存在滯后現(xiàn)象.近年來，西安市生產(chǎn)性服務業(yè)得到了發(fā)展，但是之前西安市的生產(chǎn)性服務業(yè)增加值太小，發(fā)展緩慢，對制造業(yè)的影響不大，加之制造業(yè)的發(fā)展需要一定的時間，生產(chǎn)性服務業(yè)的成長受諸多因素的影響，最終導致生產(chǎn)性服務業(yè)的增長對制造業(yè)存在較大滯后期，不是制造業(yè)的Granger原因.

3 結論

(1)西安市生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)變化方向一致，具有較強的相關性.單位根檢驗表明，二者均為一階單整平穩(wěn)序列.

(2)西安市生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)之間存在長期的協(xié)整關系.從長期而言，生產(chǎn)性服務業(yè)增加值每增加1%，制造業(yè)增加值將增加0.57%.制造業(yè)增加值每增加1%，生產(chǎn)性服務業(yè)增加值將增加1.75%.二者之間存在著穩(wěn)定的均衡關系，制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的帶動作用較為明顯.

(3)通過Granger因果檢驗，西安市生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)存在著單向因果關系，制造業(yè)是生產(chǎn)性服務業(yè)的Granger原因，生產(chǎn)性服務業(yè)不是制造業(yè)的Granger原因，二者互動發(fā)展尚未形成，生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)的帶動作用尚不明顯，需進一步加強.

［1］王惠玲.生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展動因研究［D］.山東：山東經(jīng)濟學院，2011.

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The empirical study on the interaction of producer services and manufacturing——Taking Xi'an as an example

GUO Wei，ZHAO Li-jun，LI Xiao-ting

(School of Management，Xi'an Polytechnic University，Xi'an 710048，China)

Based on the Statistical Yearbook of Shaanxi province，the interaction of Xi'an producer services and manufacturing industry is researched through the co-integration test and granger causality test.It is concluded that a strong correlation is existed between Xi'an producer services and manufacturing industry.Besides，longterm co-integration relation and stable equilibrium relation are existed between them.And the notable leading role is exhibited on manufacturing to producer services，but the weak leading role is exhibited on producer services to manufacturing.

producer services;manufacturing;Xi'an city;empirical study

F 062.9

A

1674-649X(2014)01-0123-05

編輯：田莉;校對：孟超

2013-10-16

陜西省科學技術研究發(fā)展計劃項目(2011K11-15)

郭偉(1958-)，男，山東省濰坊市人，西安工程大學教授.E-mail：guowei3060@126.com