○孫　凱　宋小娜（北京信息科技大學經(jīng)管學院　北京　100192）

生產(chǎn)性服務業(yè)對經(jīng)濟增長的加速推動

○孫凱宋小娜
（北京信息科技大學經(jīng)管學院北京100192）

按照國民經(jīng)濟行業(yè)分類（2011）和國家統(tǒng)計局生產(chǎn)性行業(yè)分類（2015），以1995—2013年期間我國生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值的年增長額與GDP的年增長額為對象進行協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)前者增長額每增加1元可帶來后者增長額增加4.1元，由此認為，以往我國生產(chǎn)性服務業(yè)也許對經(jīng)濟增長的促進作用不夠大，但是發(fā)展?jié)摿艽?，以后將對?jīng)濟增長發(fā)揮越來越大的促進作用，因此應大力發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)。

生產(chǎn)性服務業(yè)經(jīng)濟增長年增加額協(xié)整分析

一、引言

近些年我國的服務業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位越來越重要，在2012年的國內(nèi)生產(chǎn)總值的三次產(chǎn)業(yè)構成中，服務業(yè)以0.5個百分點超越第二產(chǎn)業(yè)，首次成為最大產(chǎn)業(yè)，并在其后的2013、2014年持續(xù)擴大這一優(yōu)勢。與此相關，我國對于生產(chǎn)性服務業(yè)的研究大約在近10年開始多了起來。在這些研究中，關于生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)的作用機理與效果，出現(xiàn)了大量論文與著作。相對來說，關于生產(chǎn)性服務業(yè)對GDP增長的研究要少許多。如湯偉娜等（2013）以新疆生產(chǎn)建設兵團1997—2010年的兵團產(chǎn)值與生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值為研究對象，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值每增加1個百分點，兵團產(chǎn)值增加0.93個百分點。劉書瀚等（2008）對山東省1999年至2005年數(shù)據(jù)進行了回歸，認為山東省經(jīng)濟增長對生產(chǎn)性服務業(yè)的依賴程度并不高。張亞斌等（2008）利用1997—2006年全國31個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，對我國東部、中部、西部地區(qū)的生產(chǎn)性服務業(yè)對經(jīng)濟增長的影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)各地的影響力度不一樣，北京、上海、廣東等地的影響力度更大一些。

這些研究往往采用GDP的水平序列，并取對數(shù)進行計算。但是有些研究沒有對2階單整的GDP時間序列進行單位根檢驗，直接進行了回歸，回歸后也沒有對殘差進行檢驗。此外，使用的數(shù)據(jù)往往為2010年以前的數(shù)據(jù)，而且有些研究所使用的生產(chǎn)性服務業(yè)的分類與國家統(tǒng)計局幾個月前公布的《生產(chǎn)性服務業(yè)分類》有沖突，其中突出的一個矛盾是對房地產(chǎn)業(yè)的處理。國家統(tǒng)計局的分類將房地產(chǎn)業(yè)完全排除在生產(chǎn)性服務業(yè)之外，這樣我國以往的將房地產(chǎn)業(yè)列入生產(chǎn)性服務業(yè)的做法就與國家統(tǒng)計局的現(xiàn)行分類完全相反了。

二、數(shù)據(jù)與方法

本文數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站的國民經(jīng)濟核算分行業(yè)增加值統(tǒng)計，時間為1995年至2013年，因為2014年缺失部分數(shù)據(jù)，故舍去該年數(shù)據(jù)。該分行業(yè)統(tǒng)計是根據(jù)2011年發(fā)布的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類（GB/T 4754-2011）》而進行的。本文參照國家統(tǒng)計局2015年《生產(chǎn)性服務業(yè)分類》，將批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、金融業(yè)列為生產(chǎn)性服務業(yè)。需要說明，如果嚴格按照上述生產(chǎn)性服務業(yè)分類，那么目前將沒有數(shù)據(jù)可用。例如金融業(yè)是我國過去和現(xiàn)在典型的生產(chǎn)性服務業(yè)，在它的重要組成部分商業(yè)銀行服務中，生產(chǎn)性服務“僅包括為生產(chǎn)活動提供的商業(yè)銀行、信用合作社服務”，但目前很難獲得相應數(shù)據(jù)，因此本文將整個金融業(yè)列入生產(chǎn)性服務業(yè)。這種處理方法也是我國長期以來常見的方法。

與以往采取水平序列方法不同，本文的處理是對GDP和生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值各取一階差分，前者命名為經(jīng)濟gdp，后者命名為服務serv。經(jīng)濟gdp的含義不是某年的GDP，而是該年的GDP比前一年GDP的增長額。類似地，服務serv是該年生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值比前一年的增長額。本文考察的是這兩個增長額之間的關系，如果說生產(chǎn)性服務業(yè)增長額serv能夠帶來經(jīng)濟增長額gdp的大幅度增大，那么就有理由大力發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)。

由下文的計算可知，經(jīng)濟gdp和服務serv這兩個時間序列都是一階單整I（1）（GDP與生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值本身是二階單整I（2）序列），對它們不能直接回歸，需要進行協(xié)整計算。本文設定誤差修正模型（error-correction model，ECM）為：

其中△為差分，方程右側的括號內(nèi)各項令其為0后，即為協(xié)整方程。這里我們主要關心的是β系數(shù)。

計算所用軟件為更新后的STATA10。

三、實證結果

1、單位根檢驗

這里使用3種方法進行時間序列的平穩(wěn)性檢驗。第一，使用廣泛的ADF檢驗。ADF檢驗的零假設為存在單位根，為左側單邊檢驗。第二，Phillips-Perron檢驗。該檢驗與ADF檢驗相比，采用了對自相關和異方差穩(wěn)健的Newey-West標準差，可以認為是修正版的ADF檢驗。第三，KPSS檢驗。前兩個檢驗的共同點是：以存在單位根作為零假設，這樣只有當p-值很小時才可以推翻零假設，從而無形中提高了被迫接受存在單位根假設的可能。而KPSS檢驗的一大特點是將零假設改換為不存在單位根，有利于接受序列平穩(wěn)的零假設。與此相關，由左側單邊檢驗改為右側單邊檢驗。檢驗結果見表1。對于前2個檢驗，原序列選擇10%水平關鍵值，差分序列選擇1%水平的關鍵值；對于KPSS檢驗，原序列選擇1%水平的關鍵值，差分序列選擇10%水平的關鍵值。

表1 單位根檢驗

從表1結果可以看到，對于兩個原序列來說，對于零假設為存在單位根的ADF檢驗、PP檢驗，即使標準放松到10%水平，仍然無法拒絕單位根的存在。而對于零假設為平穩(wěn)序列的KPSS檢驗，即使標準嚴格到1%水平，也可以拒絕平穩(wěn)的假設。對于兩個一階差分序列來說，對于前2個檢驗，可以在1%的水平拒絕單位根的存在；對于KPSS檢驗，即使放松到了10%，也無法否定穩(wěn)定的零假設。綜合上述結果，可以認為經(jīng)濟gdp與服務serv這兩個時間序列都是一階單整的I（1）。

2、協(xié)整秩檢驗

使用Janhansen檢驗，該檢驗的零假設為存在小于或等于r個協(xié)整關系。對于r=0，如果不能否定，說明協(xié)整關系可能為0個，或者說不存在協(xié)整關系。如果能夠以1%水平否定，說明協(xié)整關系應該為1個或1個以上，做出這種判斷的犯錯誤概率在1%以下。對于r=1，有類似的推理。由于僅有經(jīng)濟gdp與服務serv兩個變量，因此不可能存在2個或以上協(xié)整關系，或者說不需要考慮r=2以及更大數(shù)值的情況。對于Janhansen檢驗來說，考慮了5種情況，即無約束常數(shù)項、有約束常數(shù)項、無約束二次趨勢、有約束二次趨勢、無常數(shù)項無趨勢。表2為跡（trace）統(tǒng)計量，3個星號代表通過了1%水平的檢驗。

表2協(xié)整檢驗

在上述計算中，如果方程含二次趨勢，那么結論就比較復雜了。通常我們很少使用含二次趨勢的方程，也就是說不考慮表2中5列結果的第3、4列。這樣從其余3列的結果看，結論非常一致，即都以1%的水平否定了沒有協(xié)整關系的假設，在10%的水平下無法否定含有一個協(xié)整關系的假設，從而結論是含有一個協(xié)整關系。

3、協(xié)整方程

誤差修正方程的計算結果為：

這里的γ系數(shù)為負，符合我們的預期。我們最關心的是β系數(shù)，該系數(shù)的符號為負，符合預期，且顯著水平在1%以下。

將協(xié)整方程寫出來就是：

gdp=4.1serv+1002

如果gdp與serv分別為GDP與生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值的原序列，那么上述結果說明生產(chǎn)性服務業(yè)的產(chǎn)值每增加1元，GDP增加4.1元，這意味著生產(chǎn)性服務業(yè)對經(jīng)濟具有很大的推動作用。但是以往許多相關研究認為，我國生產(chǎn)性服務業(yè)并沒有對經(jīng)濟形成很大的推動作用。本文認為，我國以往的生產(chǎn)性服務業(yè)對經(jīng)濟增長的推動作用可能不夠大，其中的一個突出代表可能是研發(fā)設計與其他技術服務，甚至直到今天，對經(jīng)濟的推動作用依然不夠大。但是，生產(chǎn)性服務業(yè)對經(jīng)濟的推動作用正在逐漸增大，將在今后成為引領經(jīng)濟增長的引擎，這表現(xiàn)為上述GDP與生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值的差分序列的4.1倍關系。

用速度與加速度做類比也許能更容易理解上述分析。GDP與生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值的原序列之間的關系相當于速度，而GDP與生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)值的差分序列之間的關系相當于加速度。以往生產(chǎn)性服務業(yè)推動經(jīng)濟增長的速度很低，但是生產(chǎn)性服務業(yè)推動經(jīng)濟增長的加速度很大，這樣它的速度就不斷提高，這意味著生產(chǎn)性服務業(yè)對經(jīng)濟增長的推動作用不是恒定的，而是越來越大。

4、殘差自相關檢驗

對于上述回歸，我們關心殘差是否存在自相關。如果存在，說明方程設定沒有充分消除自相關，可以考慮需要增加滯后項。

進行Lagrange乘數(shù)檢驗，檢驗統(tǒng)計量為1.09，顯著水平為0.89。該檢驗的零假設是不存在自相關，上述結算結果說明，如果否定零假設就幾乎可以肯定是錯誤的，從而有足夠的理由認為回歸后的殘差不存在自相關，因此，可以認為上面的方程設定比較合理。

四、結論與建議

從上述計算可以看出，我國生產(chǎn)性服務業(yè)年增長額為1元，可促進經(jīng)濟年增長4.1元，這個作用還是比較明顯的，上述結論與水平序列結論相比，相當于水平序列研究的是速度，而差分序列研究的是加速度。我國前些年的生產(chǎn)性服務業(yè)對經(jīng)濟增長促進的速度也許不夠快，但有很大的加速度，以后對經(jīng)濟增長的促進作用會越來越大，因此需要大力發(fā)展。

（注：本文為北京市教委項目“我國發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)存在的問題與對策分析”（編號：SM201511232001）的研究成果之一。）

［1］湯偉娜、湯莉、汪海霞：生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關系實證研究［J］.商業(yè)時代，2013（14）.

［2］劉書瀚、宋明月：生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長實證研究［J］.商業(yè)研究，2008（6）.

［3］張亞斌、劉靚君：生產(chǎn)性服務業(yè)對我國經(jīng)濟增長的影響研究［J］.世界經(jīng)濟與政治論壇，2008（4）.

（責任編輯：柯秋萍）