錢 龍，謝榮見

（安徽工程大學 管理工程學院，安徽 蕪湖 241000）

0 引言

目前，我國經濟發(fā)展總體上正處于工業(yè)化中期階段，在這個階段，工業(yè)化呈現出以下兩個方面的特征，一方面，經過改革開放以來的長期建設，大部分行業(yè)都形成了相當規(guī)模的過剩產能，同時，我國經濟的持續(xù)發(fā)展和需求的持續(xù)旺盛也造成了較為嚴重的重復建設現象。因此，工業(yè)行業(yè)迫切需要消化過剩產能，并在此基礎上進行產業(yè)結構升級，而工業(yè)進行結構升級必須借助第三產業(yè)——尤其是生產者服務業(yè)——來引進先進的生產要素。另一方面，企業(yè)需求是現代生產者服務業(yè)發(fā)展最重要的動力，同時第三產業(yè)也需要工業(yè)所提供的資本品來提高裝備水平，否則極易出現產業(yè)“空心化”的局面。因此，工業(yè)與第三產業(yè)的融合、協(xié)同發(fā)展將成為我國目前產業(yè)發(fā)展與轉型的關鍵。我國政府提出“以信息化帶動工業(yè)化，以工業(yè)化促進信息化，走出一條科技含量高，經濟效益好、資源消耗低、環(huán)境污染少、人力資源優(yōu)勢得到充分發(fā)揮的新型工業(yè)化道路”，這在實質上就是強調工業(yè)與第三產業(yè)的互動與協(xié)同發(fā)展。但是，一系列問題接踵而至：我國工業(yè)與第三產業(yè)是否實現了協(xié)同發(fā)展？目前的協(xié)同發(fā)展水平如何？若沒有實現協(xié)同發(fā)展應如何從政策上促成協(xié)同發(fā)展的實現？

通常，協(xié)整檢驗能夠幫助我們從靜態(tài)角度考察變量之間是否具有長期均衡關系，而建立在協(xié)整檢驗基礎上的脈沖響應函數和方差分解可以從動態(tài)角度考察變量之間的協(xié)同關系，也即在兩者發(fā)生自發(fā)性變化時施加給對方的短期沖擊和長期影響。因此，本文將應用協(xié)整、脈沖響應函數和方差分析方法探討我國工業(yè)與第三產業(yè)之間的協(xié)同發(fā)展水平。

1 工業(yè)與第三產業(yè)之間的協(xié)整關系檢驗

要做脈沖響應函數分析，前提在于分析的每個變量是平穩(wěn)數據，所以需要對變量之間的協(xié)整關系進行檢驗。我們以工業(yè)總產值反映工業(yè)發(fā)展水平，以第三產業(yè)總產值反映第三產業(yè)發(fā)展水平，樣本區(qū)間選定為1978～2008年，數據取自《中國統(tǒng)計年鑒（1979～2009）》。

對數化處理時間序列數據不僅不會改變時間序列數據的特征，而且還容易得到平穩(wěn)序列，所以需要對變量進行對數化處理，將工業(yè)總產值記為lnm，其一階差分為dlnm，第三產業(yè)總產值記為lns，用服務業(yè)產值來代替。

1.1 平穩(wěn)性檢驗

直接對時間序列數據進行計量回歸分析，很有可能出現偽回歸，因為時間序列數據可能存在非平穩(wěn)性問題，所以應先進行平穩(wěn)性檢驗，而檢驗平穩(wěn)性常用方法是ADF單位根檢驗方法，檢驗結果如表1所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結果

從表1可以看到，lnm和lns均是非平穩(wěn)序列，但它們在5%的顯著性水平下一階差分是平穩(wěn)的，所以lnm和lns均為一階單整，記為I(1)，這樣我們就可以在此基礎上進行協(xié)整檢驗了。

表2 lnm與lns的Johansen協(xié)整檢驗結果

1.2 協(xié)整檢驗

運用Johansen協(xié)整檢驗法，我們對工業(yè)和第三產業(yè)之間的協(xié)整關系進行檢驗，結果如表2所示，lnm與lns在5%的顯著性水平下拒絕接受原假設，可知兩個變量之間存在一個協(xié)整方程，也即第三產業(yè)和工業(yè)之間存在著長期均衡關系。

2 工業(yè)與第三產業(yè)之間的協(xié)同發(fā)展路徑

協(xié)整分析只能說明變量之間是否存在因果關系和長期關系，但無法解釋如果各個變量發(fā)生變化時，對其各自內在關系的影響。因此，可用VAR函數對變量之間的內部關系作脈沖響應研究，目的是要找出各個變量之間的長期內在關系。

2.1 模型的設定與估計

向量自回歸VAR模型通常用于時間序列變量的隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。VAR模型的數學表達式為：

（1）式中，yt是一個內生變量(K 維)，xt是一個外生變量（d維）。 A1，…，Ap都是需要被估計的矩陣，εt是隨機誤差，εt與yt-1，…，yt-p和xt不相關。這樣可以用OLS算出方程式，算出來的參數估計量均是無偏估計，結果都具有一致性。

我們以VAR模型為基礎，以lnm和lns建立自回歸模型VAR。根據SC準則確定最佳滯后階數為2，模型為VAR（2），運用普通最小二乘法得到估計式為：

可見模型整體檢驗結果比較理想，對數似然值是98.41，可決性殘差是4.50E-06，赤池信息值是-6.32，施瓦茲值為﹣5.84，指標值均通過檢驗。同時，穩(wěn)定性檢驗VAR模型，結果發(fā)現方程全部跟的倒數值均落在單位圓內，由此可以判斷VAR模型是穩(wěn)定的，并且各隨機誤差項不與其滯后值相關，通過White檢驗發(fā)現異方差并不存在，從各個指標來看，模型效果較好，接下來可以對lnm和lns建立的VAR自回歸模型進行脈沖響應函數研究了。

2.2 脈沖響應分析

在前述VAR模型基礎上，檢測對各個內生變量的影響，就需要運用脈沖響應函數隨機擾動項的一個標準差變化來檢測，其影響既包括當前也包括未來綜合影響。由lnm和lns建立VAR自回歸模型，運用脈沖響應函數式，可以得到第三產業(yè)和工業(yè)之間的沖擊動態(tài)響應路徑。圖1和圖2的縱坐標是因變量對擾動項一個標準差沖擊的響應程度，橫坐標是未來響應基數。

從圖1不難發(fā)現，工業(yè)對其工業(yè)自身的標準差擾動具有很明顯的正效應，該正效應從第一期開始顯露，并在第三期達到最大化，之后逐漸下降但仍然維持在0.04的水平之上。而lnm對lns標準差沖擊的整體反應也是正效應的，只是該正效應對應于自身標準差新息沖擊的反應要弱的多，第一期沒有反應，第二期為負效應，只是在第三期正效應才慢慢體現，之后逐漸變大。換句話言之，在第一期，lnm只受到自身標準差的沖擊，從第3期，lnm受到來自自身和lns雙重標準差的正向沖擊。通過計算分析期內lnm的累計反應，得到lnm面對自身的新息沖擊的累計反應為0.6538，lnm對lns的新息沖擊的累計反應為0.5226，在計算分析期內我們發(fā)現lnm受到lns標準差的沖擊沒有明顯超過lnm受到來自自身標準差的沖擊。

圖1經濟含義可以總結如下：工業(yè)發(fā)展水平對自身有一個較強的正效應，第三產業(yè)對工業(yè)的發(fā)展也具有正的效應，只是這種正效應一開始并沒有顯露出，有一定的滯后性，而且這種正效應跟工業(yè)對自身的正效應相比要小。換言之，中國工業(yè)發(fā)展水平受到工業(yè)本身和第三產業(yè)發(fā)展水平的共同影響，但第三產業(yè)對工業(yè)的促進作用要小于工業(yè)本身的促進作用，也就是說工業(yè)的發(fā)展更多依靠其自身，第三產業(yè)沒有很好起到促進工業(yè)的發(fā)展。

從圖2可以發(fā)現，第三產業(yè)對其自身的沖擊立刻就能顯現出很高的正效應，并且正效應一直在增大，在第1期為0.0399，在第10期為0.1001；lns對lnm的標準差新息響應也一直呈現出正效應，在第4期達到最大，從第5期開始回落，但最低正效應水平均維持在0.04水平之上。我們還發(fā)現在第5期以前，第三產業(yè)對工業(yè)的標準差新息響應要大于第三產業(yè)對其自身的標準差響應，但從第5期以后，情況則剛好相反。通過計算lns的累計反應，得出lns對其自身標準差新息沖擊的累計反應程度為0.7709，而lns對lnm的標準差新息沖擊的累計反應為0.6274。

圖2經濟含義可以總結如下：工業(yè)和第三產業(yè)本身對第三產業(yè)發(fā)展水平都有正的效應，在初期，工業(yè)對第三產業(yè)發(fā)展水平的正效應較明顯，但到后期第三產業(yè)本身的正效應占主導，從總體上來看，第三產業(yè)的發(fā)展更多來自第三產業(yè)本身的正效應。

2.3 預測方差分解

為了更進一步了解工業(yè)和第三產業(yè)之間相互作用機制，衡量二者相互影響的重要程度，可以對lnm和lns建立VAR自回歸模型作方差分解。方差分解是對變量預測方差進行分解成系統(tǒng)內自身和其他內生變量作用結果的方法，利用該方法可以發(fā)現變量發(fā)生變化的原因，方差分析結果在表3和表4顯示。

由表3可以看出，我國工業(yè)發(fā)展水平的預測方差主要受到其自身波動影響，第三產業(yè)對工業(yè)的預測方差在基期并沒有變化，雖然后期緩緩增大，但直到第十期數值也僅為48.9827%不及工業(yè)對其自身的預測方差分解值51.0173%，這表明我國工業(yè)發(fā)展主要受其自身水平影響。

由表4可以看出，我國服務業(yè)起初受到工業(yè)發(fā)展水平的影響較大，為60.4091%，而服務業(yè)對其自身的影響僅為39.5909%。與表3數據所表現的情形不同的是，第三產業(yè)受工業(yè)的影響隨著時間的推移逐漸衰減，而服務業(yè)受其自身的影響隨著時間的推移逐漸增大。到第10期，預測方差分解值分別為38.8348%和61.1652%，第三產業(yè)的發(fā)展受其自身的影響占主導。

表3 lnm的預測方差分解

表4 lns的預測方差分解

3 結論及政策建議

實證研究結果表明，我國第三產業(yè)發(fā)展與工業(yè)發(fā)展之間存在相互作用、相互影響的動態(tài)關系。具體而言如下：現階段我國工業(yè)對第三產業(yè)發(fā)展有較明顯的促進作用，只不過該促進作用小于第三產業(yè)自身產生的作用。第三產業(yè)的發(fā)展同樣對工業(yè)的發(fā)展有較大的促進作用，但這種作用同樣小于工業(yè)自身產生的作用。也即，工業(yè)和第三產業(yè)發(fā)展的動力主要來源于其自身，工業(yè)和第三產業(yè)沒有很好互動促進。這顯然與理論上工業(yè)化中期階段工業(yè)與第三產業(yè)的良性互動關系是相悖的。

這種理論與實證結果上的背離主要有兩方面的原因，一方面，我國工業(yè)總量還不夠強大，產業(yè)結構高度不足。由于產業(yè)鏈條和價值鏈條不完整，技術和知識密集型的產業(yè)比重低，具有優(yōu)勢的產業(yè)集群尚未形成，這些因素都使得工業(yè)對現代第三產業(yè)的“拉力”不足；另一方面，第三產業(yè)發(fā)展的內部結構不合理，傳統(tǒng)第三產業(yè)所占比重較高，以現代物流、營銷網絡和技術服務業(yè)等為代表的新型服務業(yè)的比重過低，這制約了第三產業(yè)自身的進一步發(fā)展，也制約著第三產業(yè)對工業(yè)部門的結構提升作用。綜合以上分析，我們提出了促進工業(yè)與第三產業(yè)協(xié)同發(fā)展的政策建議。

第一，積極推動工業(yè)向工業(yè)園區(qū)聚集，促使第三產業(yè)集群集聚發(fā)展。各種工業(yè)企業(yè)應該向功能區(qū)域集中，走工業(yè)集聚之路，提高工業(yè)對生產性第三產業(yè)的需求，同時在工業(yè)企業(yè)集聚區(qū)域，興建各種公共資源服務平臺、科研研發(fā)平臺、信息、法律、金融、物流等支撐體系，逐步形成生產性第三產業(yè)集群集聚，從而獲得范圍經濟和規(guī)模經濟效果。

第二，以自主創(chuàng)新促進工業(yè)與第三產業(yè)互動融合發(fā)展。建設創(chuàng)新型國家能夠有效促進第三產業(yè)與工業(yè)的融合發(fā)展，這就需要進一步推進科技進步創(chuàng)新和加快科技成果市場化步伐。具體而言：首先，在信息、咨詢、設計等領域，加快生產性服務業(yè)的科技公關和成果推廣，開展各種管理工程技術公關，最終提高生產性第三產業(yè)的科技含量；其次，加強大專院校與科研機構的協(xié)同合作，鼓勵企業(yè)設立各種研發(fā)中心，支持企業(yè)與科研機構、大專院校的產學研合作機制，共創(chuàng)技術聯盟，收益共享分險共擔，最終建立以市場需求為導向，以企業(yè)為主體，各大專院校和科研機構參與的技術創(chuàng)新制度；最后，積極培育社會中介服務機構，發(fā)展企業(yè)孵化器、科技融資機構、科技評估中心、工業(yè)產權交易中心、知識產權交易中心、公共科技信息平臺等多層次的社會中介服務機構。

第三，加快推進市場化改革步伐，消除制約工業(yè)與第三產業(yè)協(xié)同發(fā)展的體制性障礙。以市場化改革推進市場秩序環(huán)境建設。首先，加大政策支持力度，消除阻礙工業(yè)升級妨礙就業(yè)的政策歧視，積極支持有利于工業(yè)與第三產業(yè)協(xié)同發(fā)展的企業(yè)；其次，深化對外對內開放水平和深度，啟動壟斷行業(yè)改革步伐，引導外資和民營資本參與國有企業(yè)重組，轉變非公共服務行業(yè)資源配置市場化改革，讓政府有形之手在非公共服務行業(yè)中逐步退出；最后，建立高效率、嚴格規(guī)范、三公開（公平公開公正）的市場監(jiān)管體制，統(tǒng)籌管理生產性第三產業(yè)與工業(yè)發(fā)展，建立第三產業(yè)和工業(yè)行業(yè)協(xié)會，健全行業(yè)自律機制，推進第三產業(yè)服務標準化工作，優(yōu)化服務水平，規(guī)范服務行為，盡量減少和避免無序化競爭帶來的資源浪費。

[1]Klodt,H.Structural Change Towards Services:the German Experience[C].University of Birmingham IGS Discussion Paper,2000.

[2]Guerrieri P.,Meliciani V.International Competitiveness in Producer Services[C].Paperpresented at the SETI Meeting in Rome,2003.

[3]楊小凱，張永生.新興古典經濟學和超邊際分析[M].北京：中國人民大學出版社，2000.

[4]代中強.制造業(yè)與生產者服務業(yè)的互動發(fā)展[J].產業(yè)經濟研究，2008,（4）.

[5]高傳勝，劉志彪.生產者服務與長三角制造業(yè)集聚和發(fā)展－理論、實證與潛力分析[J].上海經濟研究，2005,（8）.

[6]高傳勝.中國生產者服務與制造業(yè)的互動發(fā)展[J].中國經濟問題，2008,（2）.

[7]陳憲,黃建鋒.分工、互動與融合：服務業(yè)與制造業(yè)關系演進的實證研究[J].中國軟科學，2004,（10）.