王亚楠+辛慧敏

【摘要】近年来，生产性服务业与制造业的互动发展成了经济学界研究的重要课题。本文选取我国1978～2014年的时序数据作为样本数据，对生产性服务业和制造业增加值变量进行了协整检验、格兰杰因果关系检验，发现生产性服务业增长对制造业增长有较大的促进作用。

【关键词】生产性服务业 制造业 协整检验 格兰杰检验

一、变量选择及数据说明

生产性服务业是被其他商品和服务的生产者用作中间投入的服务，随着制造业作为推动经济发展的重要力量之一，许多学者开始重新审视生产性服务业在国民经济中的地位以及生产性服务业与制造业的关系问题。本文主要探究生产性服务业与制造业之间的长期均衡关系，拟在验证两变量同阶单整的基础上，采用协整分析方法，以此确定二者之间是否存在长期稳定关系，再进行Granger因果检验。本文的指标包括：1.制造业增加值指数（1978年=100），是反映一定时期内制造业增加值变动趋势和程度的相对数，该指标是以1978年为基期计算的定基指数，按不变价格计算。2.生产性服务业增加值指数（1978年=100），是反应生产性服务业发展状况的重要变量。本文采用冯泰文（2009）的生产性服务业增加值统计标准，选取了交通运输仓储和邮政业、批发和零售业、金融业以及房地产业的增加值指数总和再求平均作为该指标的衡量数据。分别对以上两个变量取自然对数，用LN（MI）、LN（PSI）来表示制造业增加值 和生产性服务业增加值，原始数据来自中国国家统计局官方网站。

二、实证检验

（一）生产性服务业和制造业的协整检验

本文根据ADF检验法对序列LN（MI）、LN（PSI）进行平稳性检验，发现生产性服务业和制造业增加值变量为二阶单整序列，即I（2），满足协整分析的条件。采取EG两步法对两变量进行协整检验。首先对生产性服务业和制造业增加值变量进行OLS估计，初步建立如下模型：

LNMI=1.0581LNPSI-0.4328

t=（46.43854） （-2.846061）

R2=0.98403 Adj-R2=0.98358

F-stat=64.8698

然后对模型的残差进行ADF检验，检验采用不含有截距项和趋势项的形式，滞后阶数的选取根据AIC和SC准则确定。检验结果表明残差至少在5%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设，说明残差不存在单位根，是平稳的。因此，生产性服务业和制造业增加值两个变量之间存在协整关系。

（二）生产性服务业和制造业的Granger因果检验

协整检验表明了我国制造业和生产性服务业之间存在长期均衡关系，但这种关系是否是一种因果关系，需进一步做格兰杰因果检验。检验结果（表1）表明，滞后1期时在10%显著性水平上存在LNPSI到LNMI的单向格兰杰因果关系，说明生产性服务业是制造业的格兰杰原因。然而即使在10%的显著性水平上，制造业增长也不是生产性服务业增长的格兰杰原因；在滞后2期，均不存在LNMI到LNPSI或LNPSI到LMI的格兰杰因果关系，说明二者之间互不构成格兰杰原因；滞后3期时，对于生产性服务业增长不是制造业增长的Granger成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率分别是0.0857，表明生产性服务业增长不是制造业增长的Granger 成因的概率较小，拒绝原假设，即生产性服务业增长变量是制造业增长变量的Granger成因。而制造业增长不是生产性服务业增长的Granger原因。

三、结论

基于上述研究得出如下结论：第一，生产性服务业与制造业之间具有长期稳定的协整的关系。从协整关系式来看，制造业与生产性服务业之间的弹性系数1.0581，说明生产性服务业对制造业的发展具有较大的拉动作用。第二，根据格兰杰因果检验的结果发现，滞后2期，均不存在LNPSI到LNMI或LNMI到LNPSI的格兰杰因果关系；滞后1期和滞后3期，在10%的显著性水平上均存在LNPSI到LNMI的单向格兰杰因果关系，即生产性服务业是制造业的格兰杰原因。生产性服务业能较好的促進制造业增长，制造业的发展尤其重要，而生产性服务业是制造业发展的重要支撑力量。

参考文献

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[2]吕政，刘勇，王钦.中国生产性服务业发展的战略选择——基于产业互动的研究视角[J].中国工业经济，2006，（08）：5-12.

[3]顾乃华，毕斗斗，任旺兵.生产性服务业与制造业互动发展：文献综述[J].经济学家，2006，06：35-41.

[4]冯泰文.生产性服务业的发展对制造业效率的影响——以交易成本和制造成本为中介变量[J].数量经济技术经济研究，2009，03：56-65.

作者简介：王亚楠（1993-），女，汉族，山东济宁，硕士，曲阜师范大学，研究方向：产业经济学；辛慧敏（1992-），女，汉族，山东潍坊，硕士，曲阜师范大学，研究方向：产业经济学。