新疆阿克蘇地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動關(guān)系研究

張馨予　朱曉玲

(塔里木大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 阿拉爾 843300)

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新疆阿克蘇地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動關(guān)系研究

張馨予朱曉玲

(塔里木大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 阿拉爾 843300)

摘要：選取1999—2013年新疆阿克蘇地區(qū)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值數(shù)據(jù)，進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，得出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)在阿克蘇地區(qū)存在長期穩(wěn)定正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，并建立了短期誤差修正模型，測算結(jié)果顯示二者影響程度不高。加強(qiáng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動發(fā)展能帶動阿克蘇地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：制造業(yè)；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；互動；誤差修正模型

“一帶一路”戰(zhàn)略構(gòu)想的提出，讓擁有特殊區(qū)位優(yōu)勢、政策優(yōu)勢、資源優(yōu)勢和后發(fā)優(yōu)勢的新疆站在了構(gòu)建“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的最前沿。對于地處新疆南疆中心、溝通天山南北關(guān)節(jié)點(diǎn)的阿克蘇地區(qū)來講，研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的關(guān)系對于優(yōu)化南疆產(chǎn)業(yè)分工與布局，促進(jìn)上游和下游產(chǎn)業(yè)鏈的協(xié)調(diào)發(fā)展，提升南疆產(chǎn)業(yè)配套能力和綜合競爭力，把阿克蘇地區(qū)打造成為天山南坡產(chǎn)業(yè)帶的重要增長極和絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)的重要增長極，具有重要意義。

近年來，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的關(guān)系是國內(nèi)外學(xué)者們關(guān)注的焦點(diǎn)課題。國外學(xué)者Guerrieri和Meliciani(2003)研究得出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的前提和基礎(chǔ)是制造業(yè)，若制造業(yè)沒有發(fā)展，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就失去了需求來源[1]。Shepherd(2012)在Arnold et a1(2012)研究基礎(chǔ)上，利用119個(gè)發(fā)展中國家企業(yè)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)一步探究服務(wù)部門生產(chǎn)率與制造業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在正相關(guān)[2]。Rahardja et al(2013)在Shepotylo和Vakhitov(2012)和Arnold et a1(2012)的研究基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)了1997—2009年印尼服務(wù)業(yè)外商直接投資政策對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明:服務(wù)部門寬松的外商直接投資政策不僅能改善服務(wù)部門的感知性能，而且對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的貢獻(xiàn)達(dá)到8%[3]。國內(nèi)學(xué)者顧乃華(2010)通過典型國家的數(shù)據(jù)和城市面板數(shù)據(jù)，分析生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)內(nèi)在的機(jī)理與發(fā)展趨勢，得出工業(yè)獲利技術(shù)效率的提升與生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)是正向相關(guān)關(guān)系[4]。陳建軍、陳菁菁(2011)認(rèn)為我國制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)無論在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、互動以及空間協(xié)同定位層面都具有密切的關(guān)系[5]。吳郡(2014)結(jié)合天津市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，基于1995—2012年的時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出二者互為因果關(guān)系，存在一種互動的內(nèi)在機(jī)制[6]。鄒靜、李停(2015)采用ADF檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，分析安徽省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)雙向互動與影響不足因素，提出加強(qiáng)安徽省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)融合的對策[7]。陳文新、韓春燕、郭凱(2015)采用耦合協(xié)調(diào)度方法和灰色關(guān)聯(lián)模型，發(fā)現(xiàn)新疆制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的耦合協(xié)調(diào)度處于較低的水平、周期性失調(diào)的狀態(tài)[8]。

綜上所述，在研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)兩者關(guān)系上，當(dāng)前國內(nèi)外大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為兩者間相互影響，但研究方法不統(tǒng)一，且研究都集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)和城市。因此，本文試圖彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，并結(jié)合國家的發(fā)展戰(zhàn)略，將重點(diǎn)放在少數(shù)民族居多且位于新疆南疆中心的阿克蘇地區(qū)?；?000—2014年度《阿克蘇地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒》中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的增加值數(shù)據(jù)，構(gòu)建兩變量的向量自回歸模型(VAR)及其誤差修正模型(VEC)，對二者之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，考察它們之間存在的互動關(guān)系。

一、數(shù)據(jù)與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源與選取指標(biāo)

鑒于數(shù)據(jù)的可得性與準(zhǔn)確性，選取阿克蘇地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值(SCF，單位：萬元)和制造業(yè)增加值(ZZY，單位：萬元)這兩個(gè)指標(biāo)作為內(nèi)生變量。其中，制造業(yè)增加值均以工業(yè)增加值代替，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)由于數(shù)據(jù)可得性較難、新舊統(tǒng)計(jì)口徑不同等原因，2003年以前生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值是金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和科技服務(wù)業(yè)增加值的總和，2003年以后生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加值是由以下六個(gè)行業(yè)增加值之和組成：1.交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)，2.金融業(yè)，3.租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，4.批發(fā)及零售業(yè)，5.科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)，6.房地產(chǎn)業(yè)。

(二)數(shù)據(jù)處理及模型構(gòu)建

本文在實(shí)證檢驗(yàn)中，為了不改變時(shí)間序列的性質(zhì)和關(guān)系，消除異方差，對上述兩個(gè)內(nèi)生變量均采用了對數(shù)化處理，使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)。解釋變量為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值(SCF)，被解釋變量為制造業(yè)增加值(ZZY)，通過對這兩個(gè)變量進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，構(gòu)建兩者的向量自回歸模型(VAR)和誤差修正模型(VEC)。本文兩變量的VAR(p)模型初步設(shè)定為：

LNZZYt=α0+α1LNSCFt+μt

(1)

其中，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1表示ZZY對SCF的彈性影響，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文利用軟件Eviews6.0進(jìn)行實(shí)證分析。

二、實(shí)證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于所選用的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對制造業(yè)增加值(ZZY)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值(SCF)數(shù)據(jù)取其對數(shù)后，可得LNZZY和LNSCF。首先，對這兩組取對數(shù)后的時(shí)間序列的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，如果是平穩(wěn)序列再用E—G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)；如果兩變量序列是非平穩(wěn)序列，即考察其單整階數(shù)。

首先，對阿克蘇地區(qū)制造業(yè)增加值進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，如表1所示。

5月上中旬，當(dāng)年生實(shí)生核桃新梢長至5-10 cm時(shí)，留取基部3-4 cm剪斷做為嫁接砧木，保留基部2片葉，用嫁接刀剔除葉腋間的生長點(diǎn)。

從表1可以看出，該地區(qū)制造業(yè)增加值的時(shí)間序列在5%的水平上，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為1.275006，大于相應(yīng)臨界值，不能拒絕原假設(shè)，則說明制造業(yè)增加值(LNZZY)序列是非平穩(wěn)序列，存在單位根；對該序列進(jìn)行一階差分，在5%水平上，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值等于-2.942816，大于相應(yīng)臨界值，不能拒絕原假設(shè)，這表明制造業(yè)增加值D(LNZZY)是非平穩(wěn)序列，存在單位根；然后對該序列進(jìn)行二階差分，在5%水平上，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-5.480028，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕原假設(shè)，這說明制造業(yè)增加值D(LNZZY，2)的差分序列通過ADF平方根檢驗(yàn)，是平穩(wěn)序列，即LNZZY序列是二階單整的，LNZZY～I(xiàn)(2)。

采用同樣的方法，經(jīng)過檢驗(yàn)得到：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值序列也是二階單整的，即LNSCF～I(xiàn)(2)。

從上述檢驗(yàn)的結(jié)果來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值和制造業(yè)增加值的時(shí)間序列都通過ADF平方根檢驗(yàn)，并且都是二階單整，滿足時(shí)間序列平穩(wěn)性條件，接下來對這兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表2　阿克蘇地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系。首先進(jìn)行回歸分析，然后對殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。利用Eviews6.0軟件中Equation Estimation功能，可得兩變量的OLS回歸模型：

LNZZYt=0.034963+1.026944LNSCFt

(2)

(0.635896)(0.051519)

T=(0.054982) (19.93334)

R2=0.968319 DW=1.720294f=397.3382

為了檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，將OLS回歸得到的殘差存入et數(shù)列，即et=resid，對et數(shù)列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見表3。

表3　et數(shù)列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3檢驗(yàn)結(jié)果表明，協(xié)整殘差檢驗(yàn)t值概率為-3.132593，小于5%，則拒絕原假設(shè)，通過ADF檢驗(yàn)，證明阿克蘇地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間存在協(xié)整關(guān)系。

(三)誤差修正模型

從上述分析結(jié)果可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)間有一個(gè)長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但在短期內(nèi)，可能會不平衡。為了提高模型的精度，把制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)短期行為與長期變化聯(lián)系起來，把OLS回歸式(2)中的誤差項(xiàng)et作為均衡誤差，建立誤差修正模型。誤差修正模型的結(jié)構(gòu)如下：

ΔLNZZYt=β1+β2ΔLNSCFt+γet-1+εt

(3)

用EViews6.0中quick-generate series功能生成制造業(yè)(LNZZY)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)(LNSCF)的差分序列：

DLNZZYt=ΔLNZZYt=LNZZYt-LNZZYt-1

DLNSCFt=ΔLNSCFt=LNSCFt-LNSCFt-1

得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果為：

ΔLNZZYt=0.109562+0.352241ΔLNSCFt

T=(2.521346)(1.951416)

-0.558141et-1

(4)

(-2.521257)

R2=0.434656DW=1.720714f=3.844180

模型測算結(jié)果表明，阿克蘇地區(qū)制造業(yè)的變化取決于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)本身的變化，還取決于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)在t-1期末的狀態(tài)，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)在t-1期不平衡程度。et-1為-0.558141，表明制造業(yè)在t-1期偏離的越遠(yuǎn)，在本期修正的量越大，系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。

三、結(jié)論

阿克蘇地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)影響的長期彈性為1.026944，短期彈性為0.352241，表明在樣本期內(nèi)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間存在正相關(guān)關(guān)系，但影響程度不高。α1等于1.026944，從長期來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值每增加1元，制造業(yè)增加值將增加1.026944元；β2等于0.352241，則說明從短期來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值每增加1%，制造業(yè)增加值隨之將增長約0.352241%。

在國家實(shí)施“一帶一路”戰(zhàn)略背景下，新疆阿克蘇地區(qū)要充分利用外資和東南沿海發(fā)達(dá)地區(qū)向中西部梯度轉(zhuǎn)移的大好時(shí)機(jī)，堅(jiān)持“引進(jìn)來，走出去”，一方面為阿克蘇物流、制造、石油化工等產(chǎn)業(yè)打通全國范圍內(nèi)的招商引資渠道，吸引更多的大企業(yè)和好項(xiàng)目入駐阿克蘇；另一方面積極地與國外、國內(nèi)發(fā)達(dá)地區(qū)合作，促進(jìn)知識技術(shù)在地區(qū)間的擴(kuò)散和轉(zhuǎn)移，注重生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)人才的培養(yǎng)，為它與制造業(yè)的互動營造高層次人才集聚的區(qū)域優(yōu)勢。

[參考文獻(xiàn)]

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[2]Shepherd B.Productivity Linkages between Services and Manufacturing: Firm Level Evidence from Developing Countries[J].Working Paper，2012.

[3]Rahardja S.et al.Service Sector Reform and Manufacturing Croductivity:Evidence from Indonesia[J].Policy Research Working Paper，2013.

[4]顧乃華.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)獲利能力的影響和渠道——基于城市面板數(shù)據(jù)和SFA模型的實(shí)證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010(5).

[5]陳建軍，陳菁菁.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同定位研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(6).

[6]吳郡.天津市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)互動發(fā)展實(shí)證研究[J].天津經(jīng)濟(jì)，2014(7).

[7]鄒靜，李停.安徽省制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)雙向互動影響[J].中國管理信息化，2015(4).

[8]陳文新，韓春燕，郭凱.新疆生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展研究[J].科技管理研究，2015(9).

(責(zé)任編輯：張彤彤)

中圖分類號：F062.9

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：2095-3283(2016)02-0058-03

[基金項(xiàng)目]國家哲學(xué)社會科學(xué)基金項(xiàng)目(項(xiàng)目編號：12XJY004)。

[作者簡介]張馨予(1987-)，女，重慶人，漢族，碩士研究生，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)；朱曉玲(1962- )，女，漢族，四川人，教授，研究生導(dǎo)師，研究方向：經(jīng)濟(jì)與管理。