魏君英

摘要：本文基于VAR模型，我國使用1978-2011年期間相關數(shù)據(jù)，對人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)互動關系進行了實證分析。結果顯示：我國人均收入與服務業(yè)發(fā)展存在滯后效應，人均收入在短期內(nèi)的增長不但沒有拉動服務業(yè)比重的增加，反而引致服務業(yè)比重下降；服務業(yè)比重短期的增加沒有引起人均收入的立即增長，但二者從長期來看存在正向的互動關系，人均收入與服務業(yè)發(fā)展的滯后效應是導致我國人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間弱對應關系的重要原因。因此，應突破二者動態(tài)互動的瓶頸，消除導致人均收入與服務業(yè)發(fā)展相互影響滯后的阻礙因素，促使二者良性互動關系健康發(fā)展。

關鍵詞：人均收入；服務業(yè)發(fā)展；動態(tài)互動關系；VAR模型

中圖分類號：F719.9 文獻標識碼：A

改革開放以來，我國人均收入不斷增長，現(xiàn)已達到中上等收入國家的水平。發(fā)達國家現(xiàn)代化進程的經(jīng)驗表明服務業(yè)發(fā)展水平與人均收入水平之間存在較強的對應關系，世界銀行發(fā)布的2010年服務業(yè)增加值占GDP的比重，高、中、中低、低收入國家的數(shù)據(jù)分別為74.3%、55.6%、55.5%、50%，世界平均比重為70.9%，而我國的比重僅為43.4%。我國人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間的弱對應關系，不僅有悖于服務業(yè)伴隨收入水平提高而加快發(fā)展的普遍性和規(guī)律性，而且會制約我國服務業(yè)的發(fā)展和人均收入的增長。

一、實證分析

（一）指標選取、數(shù)據(jù)說明和方法選擇

1.指標選取與數(shù)據(jù)來源。服務業(yè)的發(fā)展主要表現(xiàn)為服務部門在國民經(jīng)濟中的擴張，包括就業(yè)和產(chǎn)值比重的不斷上升。在現(xiàn)有研究中，服務業(yè)的發(fā)展水平主要用服務業(yè)增加值比重或就業(yè)比重水平來衡量。本文選擇用服務業(yè)增加值比重來衡量我國服務業(yè)發(fā)展水平（用SR表示），同時使用人均GDP水平來代表人均收入水平（用RGDP表示），樣本數(shù)據(jù)時間段為1978-2011年，數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒。

2.方法選擇。我國人均收入與服務業(yè)發(fā)展的相關關系是曲折變動的，其原因是在二者正向互動關系中可能存在滯后效應。服務業(yè)發(fā)展不僅是自身滯后變量的函數(shù)，還是人均收入滯后變量的函數(shù)；同時，人均收入不僅是自身滯后變量的函數(shù)，也是服務業(yè)發(fā)展滯后變量的函數(shù)。VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項的函數(shù)，可以用來估算系統(tǒng)中內(nèi)生變量之間的相互影響。因此，本文擬利用VAR模型來研究人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間長期動態(tài)關系。

（二）基本統(tǒng)計描述

1978-2011年間，我國人均收入與服務業(yè)增加值比重各自保持著上升趨勢（見圖1）。其中，人均收入在1978-1992年間增長比較平緩，從1992年開始增長幅度增加，尤其是2002至2011年間增長幅度非常大；與此同時，服務業(yè)比重保持相對平緩的增長趨勢。從人均收入與服務業(yè)比重關系的變動軌跡來看（見圖2），二者在不同階段表現(xiàn)出明顯的不同特點：1978-1992年間，服務業(yè)比重增長幅度較大，而人均收入增長幅度較小；1992-1996年間，人均收入增長幅度較大而服務業(yè)比重增長幅度很小，幾乎停滯甚至下降；1996-2002年間服務業(yè)比重增長幅度較大，而人均收入增長幅度較?。?002-2011年間，人均收入大幅度增長，而服務業(yè)比重增長緩慢，幾乎停滯?？梢钥闯鋈司杖肱c服務業(yè)比重之間表現(xiàn)出曲折對應的關系，但這種曲折對應關系比較有規(guī)律，即在第一階段服務業(yè)比重增長較快，隨后第二階段人均收入增長較快，第三階段服務業(yè)比重增長較快，第四階段人均收入增長較快。所以，我國人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間的相互影響可能存在滯后效應。

（三）樣本數(shù)據(jù)的時間序列特征

1.變量平穩(wěn)性檢驗。VAR 模型建立在變量平穩(wěn)或具有協(xié)整關系基礎上，需要先對變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文對變量SR和RGD作對數(shù)處理，以減小異方差性的影響及實現(xiàn)非線性關系的線性化處理。記LNSR為服務業(yè)增加值比重的對數(shù)，LNRGDP為人均收入的對數(shù)，并采用ADF方法對變量LNSR和LNRGDP進行穩(wěn)定性檢驗。由于時間序列數(shù)據(jù)具有時間趨勢，故在檢驗時設定帶截距項和時間項的形式，檢驗結果如表1。通過檢驗發(fā)現(xiàn)各變量的水平序列是不平穩(wěn)的，但它們的一階差分又都是平穩(wěn)的，即它們均服從一階單整，即I-（1）過程，這說明服務業(yè)增加值比重的增長率與人均收入的增長率的數(shù)據(jù)生成過程具有隨時間穩(wěn)定遞增的特點。

（三）計量分析

1.模型穩(wěn)定性檢驗。VAR 模型平穩(wěn)的充要條件為AR特征方程根的倒數(shù)的模小于1，即都在單位圓內(nèi)。從圖3中可以看出VAR模型所有根的倒數(shù)的模都位于單位圓內(nèi)，表明所建VAR（2）模型是穩(wěn)定的，對殘差項進行相關檢驗的結果表明在5%的顯著性水平下，各方程的回歸殘差項均滿足正態(tài)性，不存在自相關性和異方差現(xiàn)象。

2.VAR模型的參數(shù)估計。在選擇了合適的滯后期，在進行了穩(wěn)定性驗證后可對VAR模型進行參數(shù)估計。由于VAR的誤差項之間有同期相關性，若誤差項滿足多元正態(tài)分布，可使用對數(shù)似然估計來估計VAR模型的參數(shù)，估計結果整理成方程式：

上述方程（1）是服務業(yè)發(fā)展水平的VAR模型參數(shù)估計，方程（2）是人均收入的VAR模型參數(shù)估計，括號中的數(shù)據(jù)為參數(shù)的t統(tǒng)計量，模型的R2為0.9989。從（1）式可以看出人均收入的滯后1期對服務業(yè)發(fā)展的當期存在負的影響（約-0.0429），滯后2期存在正的影響（約0.0647），影響均不顯著，且影響程度較小。這說明人均收入在短期內(nèi)對服務業(yè)發(fā)展的影響較小，可能的原因是人均收入主要通過需求效應來拉動服務業(yè)發(fā)展，短期內(nèi)這種拉動作用較小，且如果需求效應受到制約，拉動作用更難以發(fā)揮。

服務業(yè)發(fā)展自身的滯后期對當期均存在顯著的較大程度影響，其中滯后1期的影響為正，滯后2期的影響為負，說明服務業(yè)的發(fā)展受其前期發(fā)展程度的影響較大，其可能的原因是前期發(fā)展程度越高，積累了發(fā)展所需的資源要素，其后期發(fā)展就越快，即服務業(yè)發(fā)展水平越高的地區(qū)，其服務業(yè)發(fā)展會越快。但是，這種效應隨著時間的推移會減弱，滯后2期的影響為負說明了這點。從（2）式可以看出服務業(yè)滯后期對人均收入當期值均存在正向的影響，但不顯著，其中滯后2期的影響程度（約0.2170）要大于滯后1期（約0.0022），這說明隨著時間的推移，服務業(yè)發(fā)展對人均收入的影響程度越大。人均收入自身的滯后1期對當期值存在顯著正的影響（約1.5525），而滯后2期對當期值存在顯著負的影響（約-0.5888），說明人均收入的積累對人均收入增長存在較大的促進效應，但這種效應也會隨著時間的推移而減弱。endprint

二、格蘭杰因果性分析

VAR模型估計的結果表明了變量當期值與各變量滯后期之間的相關性，但無法確定變量之間的因果關系，為進一步確定人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間的因果關系，本文對上述VAR模型估計結果進行Granger因果關系檢驗。滯后期的選取在進行格蘭杰因果關系檢驗時非常重要，檢驗結果對滯后期比較敏感，對此戴維森和麥金農(nóng)認為適宜選擇較長的滯后期數(shù)。為比較短期與長期各變量之間因果關系變化，本文分別選取滯后6-10期進行檢驗，檢驗結果見表3。從表3中可以看出：當滯后6期時，人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間的Granger因果關系并不顯著，滯后期為7時，人均收入是服務業(yè)發(fā)展的單向Granger原因；滯后8期和9期時，服務業(yè)發(fā)展是人均收入的單向Granger原因，直到滯后期為10，人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間才存在雙向的Granger因果關系。上述結果說明人均收入與服務業(yè)發(fā)展的互動促進關系只有在較長時期才會凸顯出來，且服務業(yè)發(fā)展對人均收入的因果關系更為顯著，這說明服務業(yè)發(fā)展在促進人均收入的提高方面作用相對更大。

三、脈沖響應函數(shù)

為了進一步分析人均收入與服務業(yè)發(fā)展相互影響的動態(tài)特征，本文對VAR模型進行脈沖響應函數(shù)分析，得出脈沖響應函數(shù)圖2和圖3，圖中橫軸表示時期數(shù)（單位：年），縱軸表示脈沖響應函數(shù)的大小。

圖4是服務業(yè)發(fā)展對人均收入擾動的響應路徑，可以看出給予人均收入一個標準差擾動，服務業(yè)發(fā)展立即做出響應，但響應是下降的，到第4期達到最低值后迅速上升，直到第10期達到最大（約0.012），此后緩慢下降。該響應路徑說明人均收入變化對服務業(yè)發(fā)展的影響持續(xù)時期較長，人均收入的增加在短期并沒有拉動服務業(yè)比重的增加，反而引起了服務業(yè)比重的下降。圖5是人均收入對服務業(yè)發(fā)展擾動的響應路徑，可以看出給予服務業(yè)比重一個標準差擾動，人均收入并沒有立即做出響應。第1期和第2期的響應均為零，第2期后響應迅速上升且一直為正，到第10期達到最大（0.07），然后緩慢下降，該響應路徑說明服務業(yè)發(fā)展對人均收入的影響持續(xù)時期較長，影響的程度大于人均收入對服務業(yè)發(fā)展的影響，但存在時滯。上述結果說明人均收入與服務業(yè)發(fā)展的互動關系因為存在時滯而在短期不顯著，但在長期比較顯著，且服務業(yè)對人均收入的影響要大于人均收入對服務業(yè)發(fā)展的影響，這與VAR模型參數(shù)估計結果以及Granger因果關系檢驗結果是一致的。

四、方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，評價不同結構沖擊的重要性?；赩AR模型的估計值，本文進一步估計各內(nèi)生變量的方差貢獻率，結果如圖4和圖5所示，圖中橫軸表示時期數(shù)（單位：年） ，縱軸表示對服務業(yè)比重與人均收入波動的方差貢獻。圖6顯示隨著預測期的推移，服務業(yè)發(fā)展中由自身擾動所引起的部分百分比逐漸下降，而由人均收入擾動所引起的部分百分比從第1期10%左右開始下降，到第4期達到最低點后則逐漸增加。圖7顯示人均收入變動中由自身擾動所引起的百分比逐漸下降，而由服務業(yè)發(fā)展擾動所引起的部分的百分比從第2期開始逐漸增加。服務業(yè)發(fā)展在人均收入增長中的平均貢獻比重（約24.19%），要大于人均收入在服務業(yè)發(fā)展中的平均貢獻比重（約16.43%），這就說明服務業(yè)發(fā)展對人均收入的影響程度，要大于人均收入對服務業(yè)發(fā)展的影響程度。

五、結論與對策建議

根據(jù)以上綜合分析可以得出以下結論：

第一，從人均收入對服務業(yè)發(fā)展的影響來看，人均收入總體上對服務業(yè)發(fā)展存在正向影響，但短期與長期的影響存在差異。人均收入的增長在短期并沒有拉動服務業(yè)比重的增加，反而引致服務業(yè)發(fā)展比重下降，可能的解釋是人均收入增長拉動服務業(yè)發(fā)展的需求機制存在著障礙。隨著人均收入的增長，人們首先增加的并不是服務產(chǎn)品的消費，企業(yè)增加的也不是中間服務的投入，而是增加對工業(yè)品的需求，從而導致服務產(chǎn)品的相對需求不但沒有隨著收入的增長而增加，反而因為工業(yè)品的替代效應而下降，進而引致服務業(yè)增加值的下降。

根據(jù)我國學者張月友與劉志彪（2012）的研究，我國代表性家庭偏好于用工業(yè)消費品替代較昂貴的服務消費，導致服務消費正的收入效應因工業(yè)品對服務負的替代效應而抵消。尤其是在收入水平較低時，這種消費偏好表現(xiàn)得更為明顯。此外，改革開放以來，我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展路徑一直是偏向工業(yè)化的，投入需求也會偏向工業(yè)品。2007年，我國服務業(yè)占全社會總中間投入比例僅為17.22%，而第二產(chǎn)業(yè)中間投入占比為76.56%①。從長期來看，隨著人均收入水平的繼續(xù)提高和需求結構的升級，社會對服務產(chǎn)品的需求會增加，也會帶動服務業(yè)增加值比重的增長。在此過程中只要需求機制能發(fā)揮有效的作用，人均收入對服務業(yè)發(fā)展的正向影響就會持續(xù)下去。

第二，從服務業(yè)發(fā)展對人均收入的影響來看，無論是短期還是長期，服務業(yè)發(fā)展對人均收入一直存在著正向的影響，但存在著時滯。服務業(yè)發(fā)展對人均收入的正向影響主要有兩種途徑：一是為其他產(chǎn)業(yè)中轉(zhuǎn)移出的勞動力提供就業(yè)空間；二是拉動GDP的增長，從而提高人均收入水平。服務業(yè)發(fā)展對人均收入存在時滯的可能解釋是服務業(yè)比重短期的增長往往源于進入門檻相對較低的服務行業(yè)的增長，這些行業(yè)包括住宿、餐飲服務、批發(fā)零售服務，以及其他生活服務等傳統(tǒng)服務業(yè)，這些行業(yè)對資本要素、知識技術要素的要求較低，成為吸納從其他產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移出的勞動力的主要行業(yè)。但是，這些傳統(tǒng)服務行業(yè)增加值相對較低，還存在重復發(fā)展的現(xiàn)象，引致服務業(yè)比重的短期變動所帶來的人均收入水平增加就非常小、甚至為零。從長期來看，更多的具有高增加值的服務行業(yè)的發(fā)展，還是會帶動人均收入的增長的。

第三，從人均收入與服務業(yè)發(fā)展的互動態(tài)關系來看，短期人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間的因果關系并不顯著，而長期來看卻存在顯著的因果關系，且服務業(yè)發(fā)展對人均收入的增長作用更顯著。這說明人均收入與服務業(yè)發(fā)展在短期難以形成良好的互動關系，其原因主要是我國需求機制存在障礙，服務業(yè)低水平的發(fā)展也造成了相互的滯后影響。從長期趨勢來看，人均收入與服務業(yè)發(fā)展之間還是可以保持良好的互動關系的。endprint

根據(jù)上述結論可以通過人均收入與服務業(yè)發(fā)展相互影響中的時滯，解釋二者的曲折對應關系。在1978-1992年間，服務業(yè)較快的增長主要源于我國產(chǎn)業(yè)政策中開始重視第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以及社會經(jīng)濟發(fā)展對服務業(yè)釋放性的需求。由于這段時期服務業(yè)比重仍處于較低水平，加上滯后效應，其增加對人均收入增長的貢獻較小。服務業(yè)增加對人均收入的影響在1992-1996年開始期間顯現(xiàn)出來，人勻收入在這一時期增長較快，但由于人均收入水平仍較低，加上人均收入對服務業(yè)發(fā)展的滯后影響，人均收入短期的增長并沒有對服務業(yè)發(fā)展帶來同向的影響，服務業(yè)增加值比重在這一時期反而下降了2個百分比。人均收入的增長對服務業(yè)發(fā)展的拉動作用在1996-2002年顯現(xiàn)，服務業(yè)比重在這一時期增加了約8.69個百分點，但人均收入并沒有較大的增長。

進入21世紀以來，我國服務業(yè)發(fā)展水平上了一個新臺階，2002-2011年間服務業(yè)增加值比重達到40%以上，服務業(yè)發(fā)展對人均收入的正向作用凸顯，服務業(yè)比重較小的提高伴隨著人均收入較大幅度的上升。但是，由于人均收入大幅增長時間較短，需求結構升級還有待時日，人均收入對服務業(yè)發(fā)展的拉動作用存在時滯，從而導致服務業(yè)比重并沒有隨著人均收入的增長而同向大幅度增加。如果能夠消除導致人均收入與服務業(yè)發(fā)展相互影響滯后的因素，則可突破服務業(yè)發(fā)展與人均收入動態(tài)互動關系的瓶頸，從而使服務業(yè)發(fā)展的拐點早日出現(xiàn)，這也是避免我國陷于“中等收入陷阱”的一個重要思路。因此，本文提出以下建議： 一是大力促進消費需求結構升級，尤其是農(nóng)村居民消費需求結構的升級。擴大內(nèi)需重在需求結構的提升，需求結構的升級重點是農(nóng)村居民消費需求結構，啟動農(nóng)村居民服務消費市場將會極大地推動我國服務業(yè)的發(fā)展。二是大力發(fā)展服務外包產(chǎn)業(yè)，擴大企業(yè)中間服務投入需求，推動生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展。隨著生產(chǎn)分工的深化，越來越多的企業(yè)愿意把中間服務性投入外包給專業(yè)的服務企業(yè)以保持核心競爭優(yōu)勢，但這需要有發(fā)達和完善服務外包市場。所以，應推進服務業(yè)市場化程度、消除壟斷、降低服務價格，改善服務交易市場的基礎環(huán)境，促進服務外包產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以擴大企業(yè)對具有中間投入性質(zhì)的生產(chǎn)性服務業(yè)的需求，從而推動生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展。三是繼續(xù)促進服務業(yè)內(nèi)部結構優(yōu)化，合理發(fā)展傳統(tǒng)服務業(yè)，大力發(fā)展新興服務業(yè)，重點發(fā)展高端服務業(yè)。

注釋：

① 此處數(shù)據(jù)為筆者根據(jù)2007年我國投入產(chǎn)出基本流量表計算而得。

參考文獻：

[1] 夏杰長.迎接服務經(jīng)濟時代的來臨[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2010（11）：11-12.

[2] 江小涓.服務業(yè)增長：真實含義、多重影響和發(fā)展趨勢[J].經(jīng)濟研究，2011（4）：4-14，79.

[3] Clark， C. Conditions of Economic Progress[M].London： Macmillan， 1940.

[4] Kuznets， S.Economic Growth of Nations： Total Output and Production Structure[M].Cambridge University Press，1971.

[5] H.錢納里，S.魯賓遜，M.賽爾奎因.工業(yè)化和經(jīng)濟增長的比較研究[M].吳奇，王松寶，譯.上海：上海三聯(lián)書店， 上海人民出版社，1995.

[6] W.W.羅斯托.從起飛到持續(xù)增長的經(jīng)濟學[M]. 成都：四川人民出版社，1988.

[7] 黃少軍.服務業(yè)與經(jīng)濟增長[M]. 北京：經(jīng)濟科學出版社，2000.

[8] 江小涓，李輝.服務業(yè)與中國經(jīng)濟：相關性和加快增長的潛力[J].經(jīng)濟研究，2004（1）：4-15.

[9] 李江帆.產(chǎn)業(yè)結構高級化與第三產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化[J].中山大學學報：社會科學版，2005（4）：124-130.

[10]（美）古扎拉蒂.計量經(jīng)濟學[M]. 北京：中國人民大學出版社，2003：615.

[11]張月友，劉志彪.消費者偏好與中國服務業(yè)發(fā)展難題——一般均衡框架下的證據(jù)[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2012（10）：57-64.

[12]尚慧麗.服務業(yè)發(fā)展的效益研究——以黑龍江省為例[J].哈爾濱商業(yè)大學學報：社會科學版，2012（2）：56-63.

The Dynamic Interaction Relationship between Per Capita Income and

Service Industry Development

WEI Jun-ying

（School of Economics of Yangtze University，Jingzhou 434023，China）

Abstract： The article uses VAR model to empirically analyze the dynamic interaction relationship between per capita income and service industry development by using relevant data in China during 1978-2011.It finds that there exists lag effect in the interaction relationship between per capita income and the service industry development， the increase of per capita income in the short term does not pull the increase of the proportion of service industry， on the contrary it leads to the fall of the proportion of service industry； the rising of service industry proportion in short-term does not immediately cause the growth of per capita income， but in the long run， there exists positive interaction relationship between them； the lag effect in the interactive relationship is the important reason that leads to the weak corresponding relationship between service industry development and per capita income. Therefore， the article suggests that we should eliminate the obstacles that cause the lag effect in order to break through the bottleneck in the dynamic interaction relationship between per capita income and service industry development， and encourage the establishment of the benign interaction relationship.

Key words：per capita income； service industry development； dynamic interaction relationship；vector auto-regression model

（責任編輯：關立新）endprint

根據(jù)上述結論可以通過人均收入與服務業(yè)發(fā)展相互影響中的時滯，解釋二者的曲折對應關系。在1978-1992年間，服務業(yè)較快的增長主要源于我國產(chǎn)業(yè)政策中開始重視第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以及社會經(jīng)濟發(fā)展對服務業(yè)釋放性的需求。由于這段時期服務業(yè)比重仍處于較低水平，加上滯后效應，其增加對人均收入增長的貢獻較小。服務業(yè)增加對人均收入的影響在1992-1996年開始期間顯現(xiàn)出來，人勻收入在這一時期增長較快，但由于人均收入水平仍較低，加上人均收入對服務業(yè)發(fā)展的滯后影響，人均收入短期的增長并沒有對服務業(yè)發(fā)展帶來同向的影響，服務業(yè)增加值比重在這一時期反而下降了2個百分比。人均收入的增長對服務業(yè)發(fā)展的拉動作用在1996-2002年顯現(xiàn)，服務業(yè)比重在這一時期增加了約8.69個百分點，但人均收入并沒有較大的增長。

進入21世紀以來，我國服務業(yè)發(fā)展水平上了一個新臺階，2002-2011年間服務業(yè)增加值比重達到40%以上，服務業(yè)發(fā)展對人均收入的正向作用凸顯，服務業(yè)比重較小的提高伴隨著人均收入較大幅度的上升。但是，由于人均收入大幅增長時間較短，需求結構升級還有待時日，人均收入對服務業(yè)發(fā)展的拉動作用存在時滯，從而導致服務業(yè)比重并沒有隨著人均收入的增長而同向大幅度增加。如果能夠消除導致人均收入與服務業(yè)發(fā)展相互影響滯后的因素，則可突破服務業(yè)發(fā)展與人均收入動態(tài)互動關系的瓶頸，從而使服務業(yè)發(fā)展的拐點早日出現(xiàn)，這也是避免我國陷于“中等收入陷阱”的一個重要思路。因此，本文提出以下建議： 一是大力促進消費需求結構升級，尤其是農(nóng)村居民消費需求結構的升級。擴大內(nèi)需重在需求結構的提升，需求結構的升級重點是農(nóng)村居民消費需求結構，啟動農(nóng)村居民服務消費市場將會極大地推動我國服務業(yè)的發(fā)展。二是大力發(fā)展服務外包產(chǎn)業(yè)，擴大企業(yè)中間服務投入需求，推動生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展。隨著生產(chǎn)分工的深化，越來越多的企業(yè)愿意把中間服務性投入外包給專業(yè)的服務企業(yè)以保持核心競爭優(yōu)勢，但這需要有發(fā)達和完善服務外包市場。所以，應推進服務業(yè)市場化程度、消除壟斷、降低服務價格，改善服務交易市場的基礎環(huán)境，促進服務外包產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以擴大企業(yè)對具有中間投入性質(zhì)的生產(chǎn)性服務業(yè)的需求，從而推動生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展。三是繼續(xù)促進服務業(yè)內(nèi)部結構優(yōu)化，合理發(fā)展傳統(tǒng)服務業(yè)，大力發(fā)展新興服務業(yè)，重點發(fā)展高端服務業(yè)。

注釋：

① 此處數(shù)據(jù)為筆者根據(jù)2007年我國投入產(chǎn)出基本流量表計算而得。

參考文獻：

[1] 夏杰長.迎接服務經(jīng)濟時代的來臨[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2010（11）：11-12.

[2] 江小涓.服務業(yè)增長：真實含義、多重影響和發(fā)展趨勢[J].經(jīng)濟研究，2011（4）：4-14，79.

[3] Clark， C. Conditions of Economic Progress[M].London： Macmillan， 1940.

[4] Kuznets， S.Economic Growth of Nations： Total Output and Production Structure[M].Cambridge University Press，1971.

[5] H.錢納里，S.魯賓遜，M.賽爾奎因.工業(yè)化和經(jīng)濟增長的比較研究[M].吳奇，王松寶，譯.上海：上海三聯(lián)書店， 上海人民出版社，1995.

[6] W.W.羅斯托.從起飛到持續(xù)增長的經(jīng)濟學[M]. 成都：四川人民出版社，1988.

[7] 黃少軍.服務業(yè)與經(jīng)濟增長[M]. 北京：經(jīng)濟科學出版社，2000.

[8] 江小涓，李輝.服務業(yè)與中國經(jīng)濟：相關性和加快增長的潛力[J].經(jīng)濟研究，2004（1）：4-15.

[9] 李江帆.產(chǎn)業(yè)結構高級化與第三產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化[J].中山大學學報：社會科學版，2005（4）：124-130.

[10]（美）古扎拉蒂.計量經(jīng)濟學[M]. 北京：中國人民大學出版社，2003：615.

[11]張月友，劉志彪.消費者偏好與中國服務業(yè)發(fā)展難題——一般均衡框架下的證據(jù)[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2012（10）：57-64.

[12]尚慧麗.服務業(yè)發(fā)展的效益研究——以黑龍江省為例[J].哈爾濱商業(yè)大學學報：社會科學版，2012（2）：56-63.

The Dynamic Interaction Relationship between Per Capita Income and

Service Industry Development

WEI Jun-ying

（School of Economics of Yangtze University，Jingzhou 434023，China）

Abstract： The article uses VAR model to empirically analyze the dynamic interaction relationship between per capita income and service industry development by using relevant data in China during 1978-2011.It finds that there exists lag effect in the interaction relationship between per capita income and the service industry development， the increase of per capita income in the short term does not pull the increase of the proportion of service industry， on the contrary it leads to the fall of the proportion of service industry； the rising of service industry proportion in short-term does not immediately cause the growth of per capita income， but in the long run， there exists positive interaction relationship between them； the lag effect in the interactive relationship is the important reason that leads to the weak corresponding relationship between service industry development and per capita income. Therefore， the article suggests that we should eliminate the obstacles that cause the lag effect in order to break through the bottleneck in the dynamic interaction relationship between per capita income and service industry development， and encourage the establishment of the benign interaction relationship.

Key words：per capita income； service industry development； dynamic interaction relationship；vector auto-regression model

（責任編輯：關立新）endprint

根據(jù)上述結論可以通過人均收入與服務業(yè)發(fā)展相互影響中的時滯，解釋二者的曲折對應關系。在1978-1992年間，服務業(yè)較快的增長主要源于我國產(chǎn)業(yè)政策中開始重視第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以及社會經(jīng)濟發(fā)展對服務業(yè)釋放性的需求。由于這段時期服務業(yè)比重仍處于較低水平，加上滯后效應，其增加對人均收入增長的貢獻較小。服務業(yè)增加對人均收入的影響在1992-1996年開始期間顯現(xiàn)出來，人勻收入在這一時期增長較快，但由于人均收入水平仍較低，加上人均收入對服務業(yè)發(fā)展的滯后影響，人均收入短期的增長并沒有對服務業(yè)發(fā)展帶來同向的影響，服務業(yè)增加值比重在這一時期反而下降了2個百分比。人均收入的增長對服務業(yè)發(fā)展的拉動作用在1996-2002年顯現(xiàn)，服務業(yè)比重在這一時期增加了約8.69個百分點，但人均收入并沒有較大的增長。

進入21世紀以來，我國服務業(yè)發(fā)展水平上了一個新臺階，2002-2011年間服務業(yè)增加值比重達到40%以上，服務業(yè)發(fā)展對人均收入的正向作用凸顯，服務業(yè)比重較小的提高伴隨著人均收入較大幅度的上升。但是，由于人均收入大幅增長時間較短，需求結構升級還有待時日，人均收入對服務業(yè)發(fā)展的拉動作用存在時滯，從而導致服務業(yè)比重并沒有隨著人均收入的增長而同向大幅度增加。如果能夠消除導致人均收入與服務業(yè)發(fā)展相互影響滯后的因素，則可突破服務業(yè)發(fā)展與人均收入動態(tài)互動關系的瓶頸，從而使服務業(yè)發(fā)展的拐點早日出現(xiàn)，這也是避免我國陷于“中等收入陷阱”的一個重要思路。因此，本文提出以下建議： 一是大力促進消費需求結構升級，尤其是農(nóng)村居民消費需求結構的升級。擴大內(nèi)需重在需求結構的提升，需求結構的升級重點是農(nóng)村居民消費需求結構，啟動農(nóng)村居民服務消費市場將會極大地推動我國服務業(yè)的發(fā)展。二是大力發(fā)展服務外包產(chǎn)業(yè)，擴大企業(yè)中間服務投入需求，推動生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展。隨著生產(chǎn)分工的深化，越來越多的企業(yè)愿意把中間服務性投入外包給專業(yè)的服務企業(yè)以保持核心競爭優(yōu)勢，但這需要有發(fā)達和完善服務外包市場。所以，應推進服務業(yè)市場化程度、消除壟斷、降低服務價格，改善服務交易市場的基礎環(huán)境，促進服務外包產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以擴大企業(yè)對具有中間投入性質(zhì)的生產(chǎn)性服務業(yè)的需求，從而推動生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展。三是繼續(xù)促進服務業(yè)內(nèi)部結構優(yōu)化，合理發(fā)展傳統(tǒng)服務業(yè)，大力發(fā)展新興服務業(yè)，重點發(fā)展高端服務業(yè)。

注釋：

① 此處數(shù)據(jù)為筆者根據(jù)2007年我國投入產(chǎn)出基本流量表計算而得。

參考文獻：

[1] 夏杰長.迎接服務經(jīng)濟時代的來臨[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2010（11）：11-12.

[2] 江小涓.服務業(yè)增長：真實含義、多重影響和發(fā)展趨勢[J].經(jīng)濟研究，2011（4）：4-14，79.

[3] Clark， C. Conditions of Economic Progress[M].London： Macmillan， 1940.

[4] Kuznets， S.Economic Growth of Nations： Total Output and Production Structure[M].Cambridge University Press，1971.

[5] H.錢納里，S.魯賓遜，M.賽爾奎因.工業(yè)化和經(jīng)濟增長的比較研究[M].吳奇，王松寶，譯.上海：上海三聯(lián)書店， 上海人民出版社，1995.

[6] W.W.羅斯托.從起飛到持續(xù)增長的經(jīng)濟學[M]. 成都：四川人民出版社，1988.

[7] 黃少軍.服務業(yè)與經(jīng)濟增長[M]. 北京：經(jīng)濟科學出版社，2000.

[8] 江小涓，李輝.服務業(yè)與中國經(jīng)濟：相關性和加快增長的潛力[J].經(jīng)濟研究，2004（1）：4-15.

[9] 李江帆.產(chǎn)業(yè)結構高級化與第三產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化[J].中山大學學報：社會科學版，2005（4）：124-130.

[10]（美）古扎拉蒂.計量經(jīng)濟學[M]. 北京：中國人民大學出版社，2003：615.

[11]張月友，劉志彪.消費者偏好與中國服務業(yè)發(fā)展難題——一般均衡框架下的證據(jù)[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2012（10）：57-64.

[12]尚慧麗.服務業(yè)發(fā)展的效益研究——以黑龍江省為例[J].哈爾濱商業(yè)大學學報：社會科學版，2012（2）：56-63.

The Dynamic Interaction Relationship between Per Capita Income and

Service Industry Development

WEI Jun-ying

（School of Economics of Yangtze University，Jingzhou 434023，China）

Abstract： The article uses VAR model to empirically analyze the dynamic interaction relationship between per capita income and service industry development by using relevant data in China during 1978-2011.It finds that there exists lag effect in the interaction relationship between per capita income and the service industry development， the increase of per capita income in the short term does not pull the increase of the proportion of service industry， on the contrary it leads to the fall of the proportion of service industry； the rising of service industry proportion in short-term does not immediately cause the growth of per capita income， but in the long run， there exists positive interaction relationship between them； the lag effect in the interactive relationship is the important reason that leads to the weak corresponding relationship between service industry development and per capita income. Therefore， the article suggests that we should eliminate the obstacles that cause the lag effect in order to break through the bottleneck in the dynamic interaction relationship between per capita income and service industry development， and encourage the establishment of the benign interaction relationship.

Key words：per capita income； service industry development； dynamic interaction relationship；vector auto-regression model

（責任編輯：關立新）endprint