河南生產者服務業與制造業協同發展研究——基于VAR模型系統分析

侯紅昌

(河南省社會科學院經濟研究所，鄭州450002)

1 問題的提出

20世紀80年代以來，全球經濟一體化浪潮深入展開，在這一潮流中，發達國家的服務業特別是生產者服務業獲得加速發展，已成為國民經濟中活力最強的部門，在GDP中的占比和從業人員比重急劇攀升。與此同時，中國推行改革開放，并加入WTO，廣泛和深入地融入到這一進程中去，取得了巨大成就。但成績大多源于以出口為導向的制造業的快速擴張，生產者服務業既沒有借機獲得相應的發展速度和規模，也沒有在制造業鏈條中發揮出應有的功效。特別是國際金融危機的來襲，對外向型經濟結構產生巨大沖擊。后危機時代，服務業特別是生產者服務業因其特有的產業屬性，表現出比制造業更快的復蘇態勢和增長趨勢，彰顯出二者協同發展的可能性與重要性，為中國經濟走上新一輪的快速增長通道提供新的視角。河南省所處的地理位置，以及河南的經濟改革發展史表明，雖然其經濟進程總比全國平均水平落下半拍，但仍是亦步亦趨的緊跟其后，所以，研究河南生產者服務業與制造業的協同發展效應問題，不僅對河南經濟發展具有重要實踐意義，更對當前中國經濟的平穩增長具有可資借鑒的參考價值。

有關生產者服務業的范疇目前已基本取得共識。在生產者服務業和制造業升級的協同發展方面，國外論點主要存在3個方面:(1)需求遵從論，認為制造業是生產者服務業的前提和基礎，生產者服務業在制造業的升級中處于需求遵從的地位。持這一觀點的學者主要有Cohen和 Zysman(1987)、Rowthorn和 Ramaswamy(1999)、Klodt(2000)、Guerrieri和 Meliciani(2003)等。(2)供給主導論，認為生產者服務業是制造業效率得以提升的前提和基礎，沒有發達的生產者服務業，就難以形成有較強競爭力的制造業。Pappas和 Sheehan(1998)、Karaomerlioglu和 Carlsso(1999)，Eswarran和Kotwal(2001)持有這一觀點。(3)互動融合論，認為制造業規模擴大，引致了生產者服務業的擴張，進而提高了制造業的效率;反之，生產者服務業增長也依賴于制造業的升級而產生的中間投入的增加，進而隨著信息技術的發展，生產者服務業和制造業的邊界更為模糊。Park 和 Chan(1989)、Shugan(1994)、Bathla(2003)、Lundvall和 Borras(1998)、植草益(2001)分別持有這一觀點［1］。

國內方面，鄭吉昌等(2004)［2］認為先進制造業基地的建設必須與相關服務支撐產業協同發展，形成整體合力，從而保持競爭優勢。高傳勝、劉志彪(2005)［3］認為生產者服務對長三角制造業確實起著重要的支撐作用，促進了長三角制造業的大量集聚與良好發展。劉志彪(2006)［4］認為以發展現代生產者服務業的思路來加速制造業的結構調整和優化，可以從多方面改善我國產業發展政策的效率。顧乃華等(2006)［5］證明在我國轉型期發展生產者服務業有利于提升制造業的競爭力。高傳勝、李善同(2007)［6］認為中國所處的經濟發展階段和以工業為基礎的產業結構，決定了只能以生產者服務業的發展來促進中國制造業國際競爭力的提升。

可以看到，國外研究較為系統和全面地分析了生產者服務業促進制造業升級的內在機理，以及制造業對生產者服務業發展的促進和支撐，雖然邏輯推演十分完美，但基于工業發達國家的經驗驗證，難以對中國經濟實踐做出有力說明。國內研究的缺點表現為兩個方面:一是對二者關系的經驗檢驗集中在全國數據和東部發達地區的數據，缺乏對中西部地區的專門經驗分析;二是缺乏對二者協同發展效應的成因分析和對策研究。本研究在借鑒上述文獻的研究基礎上，采用河南省近年來的統計數據，運用協整分析以及向量自回歸模型來實證研究生產者服務業和制造業協同發展關系，并指出河南生產者服務業與制造業的二者協同發展效應較弱的原因，最后試著給出一些政策建議。

2 數據說明及協整檢驗

2.1 數據說明

為了對河南省的生產者服務業與制造業的協同關系進行實證分析，本研究選取河南制造業增加值(Mt)作為制造業的發展指標①由于缺乏制造業統計口徑的數據，本研究通過將工業企業扣除煤炭采選業、石油和天然氣開采業、黑色金屬礦采選業、有色金屬礦采選業、非金屬礦采選業、木材及竹材采選業、電力蒸汽熱水的生產和供應業、煤氣生產和供應業以及自來水的生產和供應業這9個行業而得到。，根據數據的可獲取性，選取交通運輸倉儲及郵電通信業、金融業、科學研究技術服務和地質勘探業等為代表的生產者服務業增加值②對于國家在2003年對三次產業范圍的重新規定，本研究暫不區別。作為河南生產者服務業(Pt)的發展指標［7］，并采用工業品出廠價格指數來消除價格變動對制造業增加值和生產者服務業增加值的影響。本研究分析所使用的樣本取自1996—2008年的年度數據，樣本容量為13，所有原始數據③由于《河南統計年鑒2009》沒有統計2008年度“科學研究技術服務和地質勘探業”增加值，故本研究用一階法估值代替缺失值。均來自歷年《河南統計年鑒》。

2.2 平穩性檢驗

在進行VAR分析之前，需要對變量的時間序列進行協整判斷，以確定它們之間存在有長期的均衡關系。首先，我們需要對變量時間序列的平穩性進行判斷，此處，我們采用ADF方法來進行平穩性檢驗，檢驗前先對各變量取自然對數，即ln Mt，ln Pt，以消除異方差，單位根檢驗結果見表1。

表1 河南制造業與生產者服務業的ADF單位根檢驗結果Tab.1 The ADF test for unit root of Henan’s producer services and manufacturing industries

由表1可以看出，在10%的顯著水平下，河南制造業與生產者服務業水平序列的ADF值分別大于其臨界值，所以，ln Mt和ln Pt分別是一個非平穩序列。進一步分別對其差分序列dln Mt和dln Pt進行單位根檢驗，可以看到，河南制造業與生產者服務業差分序列的ADF值分別在10%的顯著水平下小于其臨界值，所以，dln Mt和dln Pt分別是一個平穩序列。綜合判斷，ln Mt和ln Pt均為一階單整序列。

2.3 Johansen 協整檢驗

雖然ln Mt和ln Pt都是一階單整序列過程，但兩個變量之間是否存在長期均衡關系，還需要通過協整檢驗來判定，即判斷兩者之間是否存在協整關系。所謂協整關系是指不同經濟變量雖然存在各自的長期趨勢，但這些變量之間存在著一個長期穩定的均衡關系。本研究采用Johansen協整檢驗法，檢驗結果見表2。由表2可以看出，在原假設0個協整向量時，由于跡統計量大于5%臨界值，所以拒絕原假設，即認為至少存在一個協整向量;在原假設至多1個協整向量時，由于跡統計量小于5%臨界值，所以接受原假設，即認為至多存在一個協整向量。從而，我們判斷在ln Mt與ln Pt之間存在協整關系，且為一個穩定的協整關系。換言之，我們可以簡單地推定河南生產者服務業和制造業之間存在著長期的均衡關系。

表2 Johansen協整檢驗結果Tab.2 The Johansen tests for cointegration

2.4 Granger因果檢驗

協整檢驗的結果說明河南制造業和生產者服務業之間存在一個長期的均衡關系，但并未給出二者到底存在怎樣的一種均衡關系，即具體的因果關系，這就需要進一步進行Granger因果檢驗來判定。由SC準則確定最優滯后階數1，得到檢驗結果見表3。

表3 Granger因果關系檢驗結果Tab.3 The Granger causality wald tests

由表3可以看出，在5%的顯著性水平下，河南生產者服務業的發展不是制造業發展的格蘭杰原因，而河南制造業的發展的確是生產者服務業增長的格蘭杰原因。這表明河南生產者服務業與制造業之間內在關系的單向性和非協同性。

3 VAR模型分析

3.1 向量自回歸(VAR)模型

VAR模型是通過把系統中所有內生變量作為系統中所有內生變量滯后值的函數來進行回歸，以估計全部內生變量的動態關系［8］。由于dln Mt和dln Pt是平穩的，因此，可以對其建立向量自回歸模型，以進一步分析河南生產者服務業與制造業之間內在關聯的動態影響關系。通過SC準則確定最優滯后階數1，計算得到VAR模型如下，即

由方程(1)和方程(2)的可決系數(R2)可以看出，相對而言，方程(2)的擬合優度更好，且dln Mt－1和dln Pt－1系數統計量的t值均有95%的可能性不為零，即顯著性較強，從中我們可以簡單地判斷出，河南生產者服務業的發展速度受其自身上一年度的發展速度影響較大，而受上一年的制造業發展速度的影響較小;河南制造業的發展是否受到上一年的生產者服務業的影響，受到怎樣的影響，我們無法判斷。總之，通過VAR模型的估計結果，我們可以粗略地得出這樣的結論，河南生產者服務業與制造業之間并未形成良好的協同發展關系，生產者服務業的發展更多地受到自身原有發展基礎的影響。

3.2 脈沖響應函數

通過脈沖響應函數來深入分析河南生產者服務業與制造業之間的內在關聯。脈沖響應函數刻畫的是在誤差項上加一個標準差大小的沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過VAR模型的動態結構傳導給其他內生變量，在VAR模型結構中，通過利用沖擊反應函數來識別出有關制造業和生產者服務之間的動態反應過程。在上文建立的VAR(1)模型基礎上，借助計量軟件STATA，可以得到有關制造業和生產者服務之間的脈沖響應函數曲線，如圖1和圖2所示。

由圖1可以看出，dln Pt對dln Mt沖擊的脈沖響應在第一個時期表現最為強烈，達到31.1%，其后，逐漸減弱，到第二期的時候已經弱化為負的2.2%，第三期負效應逐步減輕，到第四期的時候，這種效應已經趨于零。出現這種狀況的原因就在于，河南生產者服務業的發展對制造業的依賴性過強，自身發展的獨立性較差，與制造業的協同性較弱，因此，當河南制造業有了較大發展的時候，總能給下一年的生產者服務業帶來較大發展機遇，但是因為是被動發展，河南生產者服務業的這種良好發展態勢總是匆匆一閃，迅即流于一般。河南生產者服務業由于自身既沒有形成穩固的增長路徑，也沒有通過給制造業提供良好輔助給自身帶來穩定發展。這說明二者的協同發展程度亟待進一步地提升。

由圖2可以看出，dln Mt對dln Pt沖擊的脈沖響應在第一個時期表現極為強烈，為負的115.5%，在第二期迅速回升為正的8.5%，隨后，逐漸弱化，到第四期的時候，已經基本趨于零。可以看出，生產者服務業發展對下一年的河南制造業有很強的“擠出效應”，雖然這種負面效應在接下來的年份迅速消減。這說明河南生產者服務業的發展完全是“自說自話”，整體規模不大，發展水平不高，產品競爭力不強，與制造產業的結合度不緊。生產者服務業與制造業之間非但沒有形成“互補”的“協同效應”，還出現了具有“替代”性的“沖突效應”。

3.3 新息方差分解

為進一步驗證上文通過脈沖響應函數得出的對河南生產者服務業與制造業之間內在關聯的判斷，我們引入新息方差分解法。作為另一種描述系統動態性的方法，新息方差分解是將系統的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻，計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量沖擊的貢獻占總貢獻率的比重。然后隨時間的變化觀察重要的信息，從而估計該變量的時滯效應。借助STATA軟件可以得出關于河南制造業和生產者服務業之間的方差分解圖，如圖3、圖4所示。

由圖3可以看出，dln Mt沖擊對dln Pt的貢獻程度在第一期幾乎沒有，但從第二期開始，一直穩定在47.8%的水平。這說明河南制造業對生產者服務業發展存在較深的影響。

圖4表明，dln Pt沖擊對dln Mt的貢獻程度開始于第二期，且穩定于7.8%的較低水平。這說明，河南生產者服務業對制造業影響微乎其微。

綜上所述，我們可以得出這樣的結論，河南生產者服務業與制造業之間存在較弱的“協同發展”效應，這種較弱的“協同效應”表現為河南制造業對生產者服務業的影響和促進，而生產者服務業對河南制造業幾乎談不上什么影響。

4 原因分析

河南生產者服務業與制造業協同發展效應較弱的原因是多方面的，比如，受到工業化進程的階段性因素的影響，受河南整個地區三次產業結構體系的影響，以及整個經濟體制大環境的影響，但就河南現階段的經濟發展進程來看，或許一些特有的典型因素能夠更好地對這一較弱的協同發展效應作出解釋，這些特殊的制約因素主要包括以下幾種。

4.1 較低的制造業產業結構層次

河南經濟外向度較低，2006年河南經濟外向度4.6%，其中，對外貿易依存度為6.3%，投資依存度2.5%，生產開放度5.7%［9］。河南工業經濟中占主導地位的仍是資源密集型產業和勞動密集型產業，制造產業的競爭優勢主要體現在對初級生產要素(如勞動力、資源型原材料等)的較大投入上。較低的制造產業結構層次抑制了對生產者服務的需求。一些高級生產要素，如金融保險、信息通信技術、商務服務(包括研發、設計、創意、工程技術)等生產者服務在制造企業的全部支出中占比較少，沒有發揮出應有的主導效應。

4.2 分散的生產者服務業產業布局

由于歷史的原因，河南的制造業主要集中在洛陽、鄭州等沿隴海鐵路線的一些大城市。隨著改革開放的發展，特別是近年來，河南產業集聚區發展較快，在全省遍地開花，頗具規模，但相比較沿海地區而言，河南工業布局仍較為分散，產業集聚區內的整體發展水平不高，產業集聚度偏低，這些都影響了生產者服務業的集聚型發展。分散的工業布局導致制造業對生產者服務的需求分散，需求類別差異大，結果是現有生產者服務企業因其服務業的產業屬性而難以擴大發展，形成規模效應。進一步，因制造企業對于一系列的生產者服務需求得不到有效滿足，而不得不實行自我供給，更加重了市場上對生產者服務的整體需求不足，形成惡性循環圈。

4.3 存在對生產者服務業的政策歧視

由于新興的生產者服務行業不斷涌現，相關的管理沒有到位，再加上生產者服務業的行業自律能力不強，服務標準模糊，服務水平參次不齊，服務企業良莠不分，競爭秩序較為混亂。同時，因為存在有一定的政策性歧視，在生產性服務業的一些行業存在進入門檻很高，企業必須依托政府才能生存，非市場競爭因素嚴重，壟斷現象較為普遍。這些都扭曲了生產者服務企業的成本，加劇市場秩序的混亂，在一定程度上抑制了制造企業外包生產者服務的內在動力，削弱了生產者服務業的發展空間。

5 結論和政策建議

實證研究結果表明，河南生產者服務業與制造業的協同發展效應還沒有發揮出來，二者間的協同性還處在一個較低發展層次上。河南生產者服務業的整體發展水平不高，規模不大，競爭力不強，與制造產業的結合度不夠緊密，與河南走新型工業化道路的發展方略不相適應。據此，我們應當適時調整河南產業發展思路，在大力推進承接東部地區產業轉移的同時，要做到優化制造產業結構，提升制造產業層次，擴大河南生產者服務業發展的產業基礎，以促進二者協同發展的深入融合。在加快產業集聚區發展的同時，要做到一方面推進現有產業集聚區的做大做強，另一方面采取積極措施推動生產者服務業在產業集聚區內的萌芽和壯大。最后，應對現行政策、制度和規定進行一次集中清理，對存在有生產性服務業歧視的要立即廢止，對不健全的要及時完善，對缺失的要加緊研制。此外，在推進河南生產者服務業與制造業在更深層次和更高水平上的協同發展方面，通過推動科技進步與創新，加快科技成果轉化是一個很好的方向，應積極嘗試。

［1］李江帆，畢斗斗.國外生產服務業研究述評［J］.外國經濟與管理，2004，26(11):16－19，25.

［2］鄭吉昌，夏晴.現代服務業與制造業競爭力關系研究——以浙江先進制造業基地建設為例［J］.財貿經濟，2004，25(9):89－93，96.

［3］高傳勝，劉志彪.生產者服務與長三角制造業集聚和發展［J］.上海經濟研究，2005，24(8):35－42.

［4］劉志彪.發展現代生產者服務業與調整優化制造業結構［J］.南京大學學報(哲學·人文科學·社會科學版)，2006，52(5):36－44.

［5］顧乃華，畢斗斗，任旺兵.中國轉型期生產性服務業發展與制造業競爭力關系研究［J］.中國工業經濟，2006，24(9):14－21.

［6］高傳勝，李善同.中國生產者服務:內容、發展與結構——基于中國1987—2002年投入產出表的分析［J］.現代經濟探討，2007，26(8):68－72.

［7］江靜，劉志彪，于明超.生產者服務業發展與制造業效率提升［J］.世界經濟，2007，67(8):52－62.

［8］［美］Pindyck R S，Rubinfeld D L.計量經濟模型與經濟預測［M］.錢小軍，譯.北京:機械工業出版社，1999:261－281.

［9］河南省統計局.河南經濟外向度的發展現狀及建議［EB/OL］.(2007－07－31)［2010－10－16］.http://www.ah.xinhuanet.com/zhuanti/zl/2007 － 07/31/content_10730876.htm.