李 媛， 崔 博， 丁 薇

(沈阳工业大学 经济学院， 沈阳 110870)

【国际竞争与产业安全】

生产性服务业对装备制造业竞争力的影响研究*

李 媛， 崔 博， 丁 薇

(沈阳工业大学 经济学院， 沈阳 110870)

基于辽宁省生产性服务业和装备制造业1998—2010年的时间序列数据，运用因子分析法发现辽宁省装备制造业的整体竞争力水平呈现逐年提高的趋势，然后对生产性服务业增加值和装备制造业竞争力数据进行单位根检验、协整检验以及格兰杰因果检验，得到的结论是：辽宁省生产性服务业与装备制造业竞争力具有稳定的长期均衡关系；在短期内前者对后者的正向影响较为显著，后者对前者作用并不明显；而从长期水平来看，两者存在长期稳定的互动发展关系。

生产性服务业； 装备制造业； 竞争力； 增加值； 因子分析； 协整检验； 格兰杰检验

随着经济的发展，社会分工和专业化水平不断提高，生产性服务作为一种软性生产资料越来越多地被应用于生产领域，生产性服务业不断与制造业发展相融合，从而对制造业的竞争力产生重要影响。辽宁省作为全国重工业基地之一，在国家振兴东北老工业基地和发展辽宁沿海经济带的政策扶持下，装备制造业总体规模已超过石化、冶金等传统行业，成为全省工业的支柱，其发展与生产性服务业的支持密不可分。

一、生产性服务业对装备制造业竞争力的影响机制

1. 社会分工角度

随着社会分工的不断深化，经济效率越来越取决于不同生产活动之间的相互联系，而不仅仅是生产活动本身的生产率水平。Riddel(1986)认为，服务业是经济的粘合剂，是促进其他部门增长的中间产业。现代工业已经将越来越多的生产性服务投入到生产过程中，生产性服务业作为中间投入要素对制造业的发展起到越来越重要的作用。生产性服务业中的运输、金融、保险、电信等行业作为经济发展的基础，具有很强的外部经济性。制造业企业将内部的生产性服务部门转移出去，外包给更加专业的外部服务企业，有利于提高投入产出比，从而降低制造成本，进一步推动分工深化，进而推动工业增长，提升制造业竞争力水平。

2. 价值链角度

从价值链构成角度来看，装备制造业产品的附加值中纯粹生产环节所占比重越来越低，而生产性服务所占比重越来越高。随着市场竞争的不断加剧，装备制造业对加工制造环节的依赖性逐渐减弱，制造业利润出现了从中间加工制造环节向上下游服务环节转移的趋势，使得装备制造业增值环节逐渐转向生产性服务过程。一个完整的产业价值链可以大体划分为研发、采购、生产、销售、服务五大价值创造过程，这样的价值创造活动使生产过程中渗入大量的相关服务，产业链的利润增值部分由原来的制造环节转移到上游的研发、设计以及下游的营销和售后等服务过程中。随着这一过程的推进，传统制造业的产业价值链断裂分解转而与相关服务业价值链联结，经过价值链整合后，新的产业价值链中的价值增值也重新分布。生产性服务在制造领域所发挥的已经不再仅仅是润滑作用，两者发展过程的不断融合，使生产性服务业逐步成为制造业发展的推进器。

3. 创新角度

创新是产业发展和竞争力提升的任何阶段都不可或缺的理念。对于制造业企业而言，一项技术从研发到应用需要整个企业的多个部门和环节进行配合，生产经营环节越多，技术创新的周期就会越长。目前，制造业企业的生产趋向专业化，将运输、销售、维修等非核心环节外包给生产性服务业，则企业进行核心技术创新时就不必再考虑外包出去的环节，从而大大缩短了技术创新的周期，提高了创新效率，降低了创新成本。

二、基于因子分析法的辽宁省装备制造业竞争力水平

1. 辽宁省装备制造业发展现状

装备制造业一直是辽宁省的支柱性产业。经过多年的发展和政策支持，辽宁省装备制造业已形成门类较齐全、规模较大、具有一定技术水平的产业体系，经济总量多年位居全国同行业前列，并成为省内工业综合竞争力的重要支撑[1]。

2010年，辽宁省装备制造业对工业增长的贡献率达到30.5%，全部工业新增利润的55%来源于装备制造业。辽宁省数控机床、车用柴油发动机、轻型客车、冷冻设备、风动工具等7类产品产量居全国第一位，在基础类装备、交通运输类装备、重大工程专用装备、现代军事装备、高技术装备等领域都具有较强的竞争优势[2]。辽宁省装备制造业工业总产值从2004年的2 242.77亿元增加到2010年的12 454.5亿元，首次突破万亿元大关，7年间增长了5倍多，占全省工业总产值的比重也由26.07%提高到34.38%。2010年，辽宁省装备制造业主营业务收入11 803.32亿元，利润总额达到872.68亿元。

自2011年12月20日起，《辽宁省促进装备制造业发展规定》正式实施。这是我国第一部装备制造业立法，标志着辽宁省政府把装备制造业发展纳入法制化轨道，将对加快装备制造业发展、建设先进装备制造业基地发挥极大的促进作用*参见《辽宁省人民政府令》第262号，http：//www.ln.gov.cn/zfxx/zfwj/szfl/zfwj2011/201204/t20120426_865639.html.。

2. 辽宁省装备制造业竞争力评价指标体系

根据装备制造业竞争力的内涵，考虑到数据可得性和指标可量化性，本文基于波特的“钻石模型”，分别从生产要素、技术水平、需求条件、市场结构以及政府支持5个方面考察装备制造业竞争力的影响因素，并构建辽宁省装备制造业竞争力评价指标体系[3-4]，如表1所示。

表1 装备制造业竞争力评价指标体系

3. 评价方法及结果

地区装备制造业竞争力的评价方法很多，为综合各指标并根据指标间的内在联系自动赋予权重，本文选择因子分析法，应用SPSS 19.0软件对1998—2010年的时间序列数据进行因子分析[5]。根据因子载荷矩阵和得分系数矩阵，得出辽宁省装备制造业竞争力水平，如表2所示。

表2 1998—2010年辽宁省装备制造业竞争力水平

由表2可见，1998—2010年辽宁省装备制造业竞争力始终呈现逐年增强的趋势。

三、辽宁省生产性服务业发展水平

根据生产性服务业的定义，结合我国统计年鉴分类标准，并综合考虑数据的可得性，本文将生产性服务业分为以下4类：交通运输、仓储邮电业，金融业，房地产业，科学研究和综合技术服务业。1998—2010年各类生产性服务业增加值如表3所示。

近年来，辽宁省加快发展生产性服务业，调整产业结构，重点发展基础条件好、带动性强、辐射作用明显的生产性服务业。2010年，辽宁省生产性服务业增加值达到2 101.74亿元，占辽宁省第三产业比重的46.82%，占辽宁省总经济的18.25%[6]。2011年，辽宁省生产性服务业增加值增长率远高于服务业总体10.5%的增长水平，各行业增加值均保持良好的增长势头。其中，2010年辽宁省交通运输、仓储和邮电业增加值为926.81亿元，按可比价格计算较上年增长13.4%；2010年金融业增加值达到639.27亿元，并于2012年9月起全面启动金融服务业提速计划，预计2015年增加值将比2010年增加1倍*数据来源于《辽宁日报》网站，http：//epaper.lnd.com.cn/lnrb/20120914/index.htm.；房地产业增加值增长率除个别年份外均保持在15%以上，甚至在2003年和2009年分别达到了43.95%和45.43%[7]。从生产性服务业各行业增加值的平均增长率来看，金融业增加值的平均增长率最高，其次为租赁和商务服务业，再次是信息传输、计算机以及软件服务业[8-9]。相对而言，科学研究和技术服务业增加值增长率较低，并在2003年和2006年出现了负增长。

表3 1998—2010年辽宁省生产性服务业增加值 亿元

四、辽宁省生产性服务业对装备制造业竞争力影响的实证分析

1. 模型设计

本文借鉴Wolfnayr(2008)的生产性服务对制造业国际竞争力影响的研究方法[10]25，将生产性服务业和辽宁省装备制造业竞争力的关系表示为

Yt=α0+α1lnXt+et

(1)

式中：Yt为t时期装备制造业竞争力水平；Xt为生产性服务业增加值；α0为装备制造业竞争力的其他影响因素；α1为作用系数；et为残差项。

2. ADF单位根检验

对时间序列数据进行回归时，如果序列是非平稳的就会出现伪回归现象，若对平稳化的差分序列进行回归，则可能忽略原时间序列所包含的对分析问题有价值的信息，对此可以使用协整检验[11]。而对序列进行长期关系检验即协整检验的前提是序列平稳或同阶单整，因此，首先对时间序列数据各变量进行ADF单位根检验，以判定时间序列的平稳性，结果如表4所示。

由表4可见，生产性服务业增加值和装备制造业竞争力数据原序列并不平稳，但一阶差分后均在10%显著性水平下平稳。因此，生产性服务业增加值和装备制造业竞争力数据均满足一阶单整，记为I(1)，符合协整检验要求，继续进行协整检验。

表4 ADF单位根检验结果

3. 协整检验

协整检验用于检验变量间是否存在长期稳定的关系。由于模型中只含有2个变量，因此选用EG两步法对变量进行协整检验。首先应用最小二乘法(OLS)对两变量进行参数估计，然后对模型的残差进行ADF单位根检验。残差检验不含截距项和趋势项，滞后阶数则根据AIC和SC准则来确定[12]。对模型(1)进行最小二乘法参数估计后，协整模型通过检验，协整方程为

Yt=-6.170 275+0.865 155lnXt+et

(2)

et=Yt+6.170 275-0.865 155lnXt

(3)

对模型的残差et进行ADF单位根检验，结果如表5所示。

由表5的检验结果可见，残差序列在5%显著性水平下平稳，说明残差序列是平稳序列。因此，装备制造业竞争力与生产性服务业增加值之间的协整关系成立，协整方程为

Yt=-6.170 275+0.865 155lnXt

(4)

表5 残差检验结果

以上结果表明，装备制造业竞争力同生产性服务业增加值之间在长期存在正相关关系，生产性服务业增加值每增加1%，装备制造业竞争力将增加0.87%。

4. 误差修正模型

根据格兰杰定理，一组具有协整关系的变量一定有误差修正模型的表达形式存在。本文中Yt和lnXt满足I(1)并存在协整关系，则误差修正方程为

ΔYt=β0ΔXt+δ1et-1+εt

(5)

方程(5)反映变量间的短期效用。其中，δ1et-1为t-1期的误差修正项，δ1为修正系数，表示第t-1期非均衡误差et-1对ΔYt的修正速度。由此得到误差修正方程为

ΔYt=0.604 836ΔlnXt-0.111 903et-1

(6)

式中，et-1=Yt-1+6.170 275-0.865 155lnXt-1

因此，最终误差修正模型为

ΔYt=0.604 836ΔlnXt-0.111 903(Yt-1+

6.170 275-0.865 155lnXt-1)

(7)

从误差修正模型(7)可以看出短期修正系数显著，说明短期内可能出现的偏差可以通过误差修正项的调节被修正。因此，装备制造业竞争力同生产性服务业增加值之间在长期存在协整关系的基础上，短期内仍满足短期波动模型。

5. 格兰杰因果关系检验

以上检验说明两变量之间存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。本文应用格兰杰因果关系检验，得出的检验结果如表6所示。

表6 格兰杰因果检验结果

由表6可见，在显著水平为5%、滞后阶数为1阶和2阶时，生产性服务业增加值是装备制造业竞争力的格兰杰原因，也就是说，生产性服务业增加值与装备制造业竞争力之间存在单向因果关系，前者对后者的作用效果较显著，而后者对前者的作用却并不明显。而当滞后阶数为3阶时，Yt与lnXt互为格兰杰原因。

五、结论与启示

通过对辽宁省生产性服务业增加值与装备制造业竞争力之间关系的分析，可以得出以下结论：第一，两者之间具备长期稳定关系。第二，当滞后阶数为1阶和2阶时，二者之间存在单向因果关系，即前者对后者作用效果较明显，而后者对前者的作用却并不显著；当滞后阶数为3阶时，两者互为格兰杰原因。第三，前者能促进后者的提升，而且这种提升作用在长期更为明显。上述分析结果表明：短期内，生产性服务业与装备制造业呈现“需求遵从”关系，对辽宁省装备制造业竞争力具有单向作用；而长期内二者则表现出“互动发展”关系[13-14]，相互促进，协同发展。

因此，辽宁省装备制造业的发展应从以下几方面考虑：第一，增加外部生产性服务对装备制造业的投入。目前，辽宁省生产性服务业规模总量小且分布不集中，缺少核心服务能力。除了促进原有装备制造业与临近生产性服务业融合外，还应有针对性地引进外资服务业，承接国际服务业外包，构建装备制造业与服务业互动发展的产业链集聚区。辽宁省装备制造业发展层次还较低，因此蕴藏着巨大的与生产性服务业融合的潜力。在引进外部生产性服务时，要借以优化和调整产业结构，从仅在需求层面促进装备制造业竞争力的提升，转变为实现先进制造业与服务业的良性互动发展。

第二，促进生产性服务业与装备制造业融合方式的多元化。应继续促进装备制造业产品与生产性服务的融合，即在销售装备制造业产品的同时提供配套的生产性服务，如物流、仓储等。另外，应加大生产性服务作为中间投入要素的力度，使其进一步向装备制造业延伸，形成新型产业。

第三，大力发展核心业务。辽宁省的装备制造业企业应转变经营理念，通过管理和业务流程创新，将一些非核心的生产性服务环节剥离出去，转化为社会化的专业服务，从而专注打造产业内部的专业化分工体系，培育核心技术。同时，鼓励规模大、服务质量高、信誉好的企业跨地区、跨行业重组，促进生产性服务业的专业化和集中化，高效率、高质量地服务于装备制造业发展。

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Researchoninfluenceofproducerservicestocompetitivenessofequipmentmanufacturingindustry

LI Yuan, CUI Bo, DING Wei

(School of Economics, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China)

Based on the time series data of producer services and equipment manufacturing industry in Liaoning Province from 1998 to 2010, it is found that the overall competitiveness of equipment manufacturing industry in Liaoning Province shows the trend of increasing year by year through applying factor analysis. Unit root test, co-integration test and Granger causality test are accomplished on the value added of producer services and the competitiveness of equipment manufacturing industry. Conclusions are that there is a stable long-term equilibrium relationship between producer services and equipment manufacturing industry in Liaoning Province; in short terms, the former affects the latter more significantly, while the latter dos not affect the former significantly; while in long terms, interactive development relationship exists between them.

producer services; equipment manufacturing industry; competitiveness; value added; factor analysis; co-integration test; Granger causality test

2012-10-16

辽宁省社会科学界联合会课题(2012lslktzijjx-52)。

李 媛(1964-)，女，辽宁沈阳人，教授，主要从事国际经济合作、区域经济与可持续发展等方面的研究。

* 本文已于2013-03-01 14∶46在中国知网优先数字出版。 网络出版地址： http：//www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20130301.1446.010.html

10.7688/j.issn.1674-0823.2014.01.07

F 121.3

A

1674-0823(2014)01-0035-05

(责任编辑：郭晓亮)