郭偉，趙麗君，李曉婷

(西安工程大學(xué)管理學(xué)院，陜西西安710048)

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展實(shí)證研究
——以西安市為例

郭偉，趙麗君，李曉婷

(西安工程大學(xué)管理學(xué)院，陜西西安710048)

以西安市為研究對(duì)象，以陜西省統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)為依托，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等分析方法對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行研究.認(rèn)為西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)具有較強(qiáng)的相關(guān)性，且它們之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系以及穩(wěn)定的均衡關(guān)系;制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的帶動(dòng)作用較為明顯，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的帶動(dòng)作用尚不明顯.

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè);制造業(yè);西安市;實(shí)證研究

0 引言

我國(guó)"十二五"規(guī)劃中明確提出了加快發(fā)展服務(wù)業(yè)的思路，其中發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是規(guī)劃中重點(diǎn)突出強(qiáng)調(diào)的問題.國(guó)內(nèi)需求的拉動(dòng)，科學(xué)技術(shù)的供給，專業(yè)化分工的驅(qū)動(dòng)和服務(wù)貿(mào)易的全球化成為了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力［1］.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是在制造業(yè)的基礎(chǔ)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(wù)業(yè)推動(dòng)了制造業(yè)的發(fā)展，反過來，制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有巨大的促進(jìn)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(wù)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(wù)業(yè)的附加和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的整合，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展很大程度上是以制造業(yè)為服務(wù)對(duì)象［4］.從以上分析可以看出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)存在著一定的關(guān)系，二者的發(fā)展可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)發(fā)展.目前，文獻(xiàn)［5］根據(jù)其主體從屬地位劃分：需求遵從論、供給主導(dǎo)論、互動(dòng)論以及融合論.而近些年大量研究表明了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)未來的互動(dòng)發(fā)展趨勢(shì)是制造業(yè)服務(wù)化與服務(wù)業(yè)制造化［6-7］.這些研究熱點(diǎn)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(dòng)的角度出發(fā)，結(jié)合西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，進(jìn)而運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等分析方法對(duì)二者的產(chǎn)業(yè)互動(dòng)的因果關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，找出西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的相關(guān)性與因果關(guān)系，以期指導(dǎo)西安市未來的發(fā)展，為西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)關(guān)系的提升提出針對(duì)性的建議.

1 方法模型

1.1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選取的西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值(PS)與制造業(yè)增加值(MI)均為時(shí)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(duì)數(shù)列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).ADF(平穩(wěn)性的單位根)檢驗(yàn)法［8］，其原理如下：

模型Ⅰ：無截距項(xiàng)且無時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)

γ為Δyt對(duì)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(xiàng)對(duì)應(yīng)的系數(shù)，P為選取的滯后階數(shù)，μt為殘差項(xiàng)，α項(xiàng)和δt項(xiàng)分別表示對(duì)序列確定性趨勢(shì)的不同設(shè)定.

1.2 E-G協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是對(duì)具有不同但相似的長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)的兩個(gè)或兩個(gè)以上變量之間波動(dòng)關(guān)系的檢驗(yàn)，其前提是被檢驗(yàn)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(guān)系存在，則說明變量間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)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(gè)殘差序列，殘差序列平穩(wěn)，則協(xié)整關(guān)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(jìn)行OLS估計(jì)，估計(jì)長(zhǎng)期均衡方程，由長(zhǎng)期均衡方程

第二步回歸模型的殘差序列et進(jìn)行單位根的檢驗(yàn).如果單位根是平穩(wěn)的，則可以認(rèn)為OLS的回歸結(jié)果有效，認(rèn)定變量之間存在協(xié)整關(guān)系.

1.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger(1969)［10］認(rèn)為，變量x和y的因果關(guān)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(duì)y的預(yù)測(cè)有幫助，或者x的滯后值與y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，就可以說x是y的Granger原因.

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求的回歸模型為

以y對(duì)所有滯后項(xiàng)回歸，得到受約束的殘差平方和RSSR，加入滯后項(xiàng)x得到無約束的殘差平方和RSSU.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是基于F檢驗(yàn)的，即

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

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

增加值是一個(gè)可以綜合反映行業(yè)技術(shù)水平、管理水平、競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力等的關(guān)鍵指標(biāo).因此，本文在對(duì)二者關(guān)聯(lián)關(guān)系研究時(shí)，選擇生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值和制造業(yè)增加值進(jìn)行實(shí)證研究.生產(chǎn)性服務(wù)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(wù)業(yè)的統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化以及統(tǒng)計(jì)分類較為粗略，西安市租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)及信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)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(wù)業(yè)的增加值.研究數(shù)據(jù)來源于1991～2011年《西安市統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取1992～2010年生產(chǎn)性服務(wù)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(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值(PS)和制造業(yè)增加值(MI)取對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)NPS和LNMI.分析過程使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件為Eviews6.0.

2.2 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)實(shí)證分析

1992 ～2010 年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值和制造業(yè)增加值見表1.對(duì)PS和MI取對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)NPS和LNMI，如圖1所示.從圖1可以看出，西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)變化方向一致，具有較強(qiáng)的相關(guān)性.單位根檢驗(yàn)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(gè)變量(LNMI與LNPS)的時(shí)間序列均出現(xiàn)了非平穩(wěn)的特征，兩個(gè)原序列均含有趨勢(shì)項(xiàng).為了進(jìn)一步確定變量是否平穩(wěn)，對(duì)其進(jìn)行單位根的平穩(wěn)性檢驗(yàn)(ADF).由于樣本數(shù)據(jù)為非零均值且序列隨時(shí)間變化有上升的趨勢(shì)，因此ADF檢驗(yàn)中包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng).滯后階數(shù)的選擇根據(jù)SC和AIC最小準(zhǔn)則.

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

圖1 LNMI和LNPS趨勢(shì)圖

對(duì)原序列LNMI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)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(jìn)一步進(jìn)行差分處理.對(duì)原序列LNMI的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表3.一階差分后的序列ADF檢驗(yàn)值均小于在1%，5%，10%顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設(shè)，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(rèn)為該序列為一階單整，即LNMI～I(xiàn)(1).

表2 原序列LNMI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 一階差分序列DLNMI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)序列LNPS進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，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(yàn)值小于在5%和10%顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設(shè)，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(rèn)為該序列為一階單整，即LNPS～I(xiàn)(1).

表4 原序列LMPS的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表5 一階差分序列DLNPS的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

通過上述檢驗(yàn)結(jié)果得知，兩個(gè)序列均為一階單整，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，可以建立回歸模型進(jìn)行協(xié)整分析.

2.3 實(shí)證分析

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

再對(duì)殘差序列et進(jìn)行ADF檢驗(yàn).根據(jù)殘差序列趨勢(shì)圖判斷出序列不含截距項(xiàng)，不含趨勢(shì)項(xiàng).利用Eviews6.0軟件運(yùn)行結(jié)果表明：在1%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值為-3.886 8，ADF值-4.024 9小于相應(yīng)的臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，進(jìn)一步說明變量之間具有協(xié)整關(guān)系，存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系.

再以LNPS為被解釋變量，以LNMI為解釋變量，運(yùn)用Eiews6.0對(duì)其進(jìn)行OLS估計(jì).由回歸結(jié)果可以看出，方程的擬合優(yōu)度達(dá)到0.997，擬合效果較好，不存在自相關(guān).西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)存在著長(zhǎng)期均衡，制造業(yè)增加值每增加1%，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值將增加1.75%.

同理對(duì)殘差序列et進(jìn)行ADF檢驗(yàn).根據(jù)殘差序列趨勢(shì)圖判斷出序列不含截距項(xiàng)，不含趨勢(shì)項(xiàng).利用Eviews6.0軟件運(yùn)行結(jié)果表明，殘差序列為平穩(wěn)序列，存在長(zhǎng)期均衡.

通過OLS估計(jì)可以看出，目前西安市制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的帶動(dòng)作用較為明顯，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的促進(jìn)作用相對(duì)較弱，二者的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)關(guān)系需要進(jìn)一步加強(qiáng).

2.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)證分析

對(duì)兩變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，變量LNMI是LNPS的Granger原因，假設(shè)被拒絕.因此，可以認(rèn)為西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)不是制造業(yè)的Granger原因，而制造業(yè)能夠帶動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)，二者之間存在單向的因果關(guān)系.

之所以出現(xiàn)上述結(jié)果，可以解釋為：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主要為制造業(yè)服務(wù)，并且只有當(dāng)制造業(yè)項(xiàng)目完成時(shí)，才能對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)顯示拉動(dòng)的作用.這一定程度上可以解釋制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，但存在滯后現(xiàn)象.近年來，西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)得到了發(fā)展，但是之前西安市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值太小，發(fā)展緩慢，對(duì)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(shí)間，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的成長(zhǎng)受諸多因素的影響，最終導(dǎo)致生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)對(duì)制造業(yè)存在較大滯后期，不是制造業(yè)的Granger原因.

3 結(jié)論

(1)西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)變化方向一致，具有較強(qiáng)的相關(guān)性.單位根檢驗(yàn)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(wù)業(yè)和制造業(yè)之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系.從長(zhǎng)期而言，生產(chǎn)性服務(wù)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(wù)業(yè)增加值將增加1.75%.二者之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系，制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的帶動(dòng)作用較為明顯.

(3)通過Granger因果檢驗(yàn)，西安市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)存在著單向因果關(guān)系，制造業(yè)是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的Granger原因，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不是制造業(yè)的Granger原因，二者互動(dòng)發(fā)展尚未形成，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的帶動(dòng)作用尚不明顯，需進(jìn)一步加強(qiáng).

［1］王惠玲.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展動(dòng)因研究［D］.山東：山東經(jīng)濟(jì)學(xué)院，2011.

［2］李兵，朱天星.遼寧生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與裝備制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展研究［J］.遼寧經(jīng)濟(jì)，2012(1)：48-49.

［3］喻美辭.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)珠三角制造業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響［J］.華東農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2011(1)：58-62.

［4］李滿桃.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［D］.湖南：湖南大學(xué)，2009.

［5］顧乃華，畢斗斗，任旺兵.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展：文獻(xiàn)綜述［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2006(6)：35-41.

［6］張曉濤，李芳芳.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動(dòng)關(guān)系研究——基于MS-VAR模型的動(dòng)態(tài)分析［J］.吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2012(3)：100-107.

［7］唐強(qiáng)榮，徐學(xué)軍.新型工業(yè)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007(11)：122-124.

［8］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2005：73-84.

［9］張大維，劉博，劉琪.Eviews數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析教程［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2010：11-47.

［10］PESARAO H，SHIN Y.Impulse response analysis in linear multivariate models［J］.Economics Letters，1998(58)：165-193.

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(duì)：孟超

2013-10-16

陜西省科學(xué)技術(shù)研究發(fā)展計(jì)劃項(xiàng)目(2011K11-15)

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