市场支持、产业互动与中国服务业发展，本文主要内容关键词为：互动论文,中国论文,服务业发展论文,产业论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F124 文献标志码：A文章编号：1002—5766(2010)03—0001—06
一、问题的提出
在世界经济趋于服务化的同时，经济高速增长的中国却出现了服务业低水平稳态发展的“中国悖论”或“逆服务化”趋势。近年来，政府鼓励服务业发展的政策取向都是基于供给方，如放松服务业管制、对服务业的税收优惠等，这些政策实际并没有起到预期效果，中国服务业增加值占GDP比重不仅没有实质性上升反而在逐年下降，并且远低于同处发展中国家的印度。而现实情况是：发达国家改善服务业供给的各项政策取得显著效果，主要是因为经济增长和产业发展引致了对服务业的大量需求；中国服务业发展滞后固然有供给层面原因，但需求方面的因素也同样重要，制造业对服务业缺乏市场支持进而无法形成产业互动则是现有的服务业政策效果不明显而导致服务业长期低水平稳态发展的根本性原因。我们应该基于服务业需求不足的特殊性来提出发展服务业的根本性解决方案。
Porter(1990)指出，高端制造业的发展，需要有专业化的、高级生产要素的投入，即需要有高端的服务业相匹配，而高端的服务业发展，反过来也取决于高端制造业对其需求，这就从产业互动视角对服务业和制造业关系进行了界定。大量研究表明，具有知识密集型和差异化这两个特性的服务业(Markusen，1989)，作为制造业的高级要素使其拥有较强市场势力，不仅降低了制造业的生产成本(格鲁伯、沃克，1993)，而且还降低了交易成本，从而对制造业效率的提升和竞争力的增强有着明显促进作用(刘志彪，2006)。反过来看，制造业作为服务业发展的中间需求，其自身发展也导致服务业的市场容量增大，专业化分工更加深入，对服务业规模扩大和质量提升也起到了较大的推动作用(Bhagwati,1984; Francois,1990; Rowthorn & Ramaswamy,1999; Klodt,2000; Guerrieri & Meliciani，2005)。然而，现有研究通常是将制造业和服务业作为外生变量进行分析，忽略了两者同处于一个经济系统而具有的产业互动性，因此没有从根本上解决其内生性问题，在此基础上提出的服务业发展政策可能并不具有现实意义。我们认为，当前出台的各种促进服务业发展的政策大多是基于供给层面，而中国经济的“逆服务化”趋势更多源自于需求不足，尤其中国以代工生产和加工贸易为特征的外向型经济发展模式导致制造业对服务业需求严重不足，进而制约了服务业发展。因此，基于需求层面通过内生性的视角来分析服务业与制造业的互动关系，不仅能深层次揭示两者产业关联程度的大小，而且能对中国服务业发展政策进行有效反思，从而为正确制定服务业发展政策提供可能的思路和方向。
二、基于投入产出表的统计描述及假说的提出
根据1997、2002、2005和2007年中国投入产出表/延长表(42部门)，本文计算了用于制造部门的服务资本品投入比例和制造部门的服务投入率，进而分析制造业对服务业的市场支持及产业互动，并揭示其内生性。
用于制造部门的服务资本品投入比例可以反映服务业作为要素投入对制造业的使用程度。服务部门总产出的一部分是作为其他部门的中间投入而重新进入生产过程，这部分中间使用的部分就被称为服务资本品，服务资本品占服务部门总产出的比重称为服务资本品比例(程大中，2008)，这反映了服务业在多大程度上被其他产业发展所需求。表1是基于投入产出表计算的用于制造部门的服务资本品投入比例。从总体来看，该比例呈现出下降势头；结构分析表明，除交通运输、计算机服务、租赁和商务服务等行业外，大部分服务行业用于制造部门的投入比例都有明显提高。这说明，作为高级要素投入，服务业在制造业中的贡献呈现出不断上升的势头。
服务投入率指中间投入中服务投入(非物质投入)与总中间投入的比值，这体现了其他行业对服务业的需求程度。从定义上来看，服务投入率越高，说明其他行业对服务业发展的支持作用越大，其他行业的发展对服务业发展的需求拉动作用也越明显。为了全面考察制造业对服务业的需求程度，我们分析制造业服务投入率这个指标。表2是根据投入产出表计算的制造部门的服务投入率(非物质投入)。①
虽然表1指出，服务总投入用于制造部门中的部分相对较高，而且还呈现出增长的势头，但是表2却显示，中国制造业对服务业的需求拉动作用并不明显，2002年以后，制造业的服务投入率开始呈逐年下降趋势，说明这种现状并没有随着经济发展水平的提高而有所改善，相反，制造业对服务业的需求进一步降低。2007年制造业服务投入率为10.62％，这说明在制造业所需的平均投入中，物质投入占了89.38％，而只有10.62％的投入是服务性投入，这也意味着制造业的发展主要依靠的是物质投入来拉动，而对服务业投入的需求并不旺盛。从制造业细分行业来看，虽然各个地区略有差别，但总体来说，资本密集型和技术密集型产业对服务业的需求相对较大，如非金属矿物制品业等行业，而一些传统的劳动密集型行业，如纺织业等，对服务业的需求相对较小。
通过以上分析，我们可以提出如下假说：服务业和制造业互为中间要素投入，两者具有产业关联的内生性。然而，中国并没有形成良性的产业互动，服务业作为高级要素投入促进了制造业发展，而制造业并没有形成对服务业发展的市场支持。
三、实证检验
1、模型的设定
根据前文的分析结果，制造业和服务业互为中间投入，两者具有双向影响关系。这两个变量在估算模型中就是潜在的内生变量。我们通过建立联立方程模型来解决内生性问题。
我们选取效率指标来说明制造业的发展水平，并用人均增加值manuf作为衡量制造业效率的主要指标，即规模以上工业企业工业增加值除以从业人员年平均数。②服务业则近似用国民经济统计中的第三产业来代表，因此，服务业发展水平则表示为人均第三产业的产值，用ser来表示。③
因此，我们建立如下联立方程：
识别联立方程关键是要为潜在的内生变量找到工具变量。我们将规模以上企业人均固定资产净值年平均余额和规模以上工业企业数作为内生变量manuf的工具变量，分别用cap和firm来表示。中国外向型经济呈现出为出口而进口的态势，即制造业竞争力的提高通常与其进口的机器设备高度相关，而机器设备的引进则主要体现为固定资产净值。我们认为，固定资产是通过影响制造业效率进一步影响服务业发展的，因为制造业效率提高过多地依赖机器设备更新，那就对服务业无法产生更高需求，进而可能对服务业发展形成制约。规模以上工业企业数衡量的是竞争程度，企业数量越多，竞争程度越高，企业进行技术创新的动机就越强，从而也会直接影响制造业效率。
工具变量必须满足的第一个条件是与被工具变量高度相关，这较为容易验证。将cap和firm分别对pro回归，发现其系数都在1％的水平下显著为正，④这表明了其与制造业效率提高有较大的相关性，并且回归系数的符号也与理论预测保持一致。工具变量必须满足的第二个条件是变量的外生性，即与服务业发展方程的残差项不相关。由于这里使用的是2个工具变量，我们需要对其进行过度识别检验(over-identifying test)，即Sargan-Hansen检验，其零假设是“选择的工具变量是有效的工具变量”。我们发现，Sargan-Hansen检验值服从自由度为1的卡方分布，其p值0.76，就接受了零假设。上述检验表明，我们可以接受将cap和firm作为manuf的工具变量的假设。
内生变量ser的工具变量则为地区城市化水平urban和政策变量policy。城市化水平用地区非农人口占总人口比重来表示。Riddle(1986)的研究发现，服务业发展受城市化发展水平的制约，城市化水平越高，服务业发展越快。政策变量则主要反映政府政策对服务业发展的影响。中国正处于转型时期，政府对经济发展起着主导作用，因此其在服务业方面的政策变动也会对服务业发展产生重大影响。在2000年中央经济工作会议上，政府首次提出要改造提高传统服务业以及发展新兴服务业；2001年12月中国加入WTO，服务业成为中国对外开放的重点领域，包括电信和金融保险等领域的对外开放力度都在不断扩大(张二震、方勇，2008)，这对中国服务业发展起了很大的促进作用。考虑到国内促进服务业各项具体政策出台的滞后性以及各个服务领域开放时间表和开放程度的不一致性，我们将2003年作为分界线来衡量政策影响。这两个工具变量也通过了Sargan-Hansen检验。
2、联立方程识别检验、回归结果及简单的分析
表3是联立方程模型的估计结果。我们首先通过回归结果看联立方程是否能够恰好识别，主要是检查联立方程的秩条件和阶条件。首先，由于系统内方程(1)所未包含的变量(包括内生变量和外生变量)在方程(2)中对应系数所组成的矩阵的秩为1，正好与系统内去掉方程(1)后剩余的方程个数相等，因此我们称结构方程(1)是可识别的，这样就满足了秩条件；⑤其次，根据表2的回归结果，manuf和ser的回归系数乘积为-0.1645，不等于1，说明两者不存在线性关系，因此，也不存在过度识别(over identification)。在现有工具变量的前提下，该联立方程是属于恰好识别的联立方程，随机联立方程只有一组参数估计值。这也意味着本文所设定的联立方程是较为合理的。
首先，从表4的回归结果来看，服务业发展能够明显促进制造业效率的提升，其回归系数为0.47，并且通过了1％的显著性水平检验。这就意味着人均服务业提高1个百分点，制造业的人均增加值可以增加0.47个百分点，充分说明了服务业作为制造业的高级要素投入，较大程度上促进了制造业的发展，这与前文基于投入产出表的分析以及现有研究结论是完全一致的(顾乃华等人，2006；江静等人，2007)。
其次，制造业发展对服务业发展的促进作用并不明显。其回归系数为-0.35，而且并没有通过显著性水平检验，这意味着中国制造业效率的提高并没有促进服务业发展，不仅没有对服务业产生中间需求而形成服务业发展的市场支持，相反还可能对服务业产生了挤出效应。这可能与中国制造业发展的特殊性有关。中国制造业主要依靠劳动密集型环节融入国际产业分工体系，主要通过加工组装来为国际大买家代工，从而处于全球价值链的低端。低端制造业大量依靠手工劳动完成生产过程，而对高端的服务业需求极为有限；代工模式中的高级FDI制造业所需要的生产性服务大多来自跨国公司总部，这也降低了对中国本土服务业的需求。更为严重的是，跨国公司还纷纷在中国设立研发中心加强技术垄断，咨询、法律、营销等商务服务FDI也纷纷进驻中国，从而对本土服务业发展形成较大的挤出效应，限制了本土高级服务业的发展。
再次，制造业发展以及效率提升对服务业发展的制约作用还可以通过方程(1)中固定资产净值的回归系数来得到进一步说明。从回归结果来看，cap的系数为0.25，并且在1％的水平下显著，这意味着制造业效率提升很大程度上得益于机器设备的使用，这在某种程度上验证了中国制造业“为出口而进口”现状，制造业劳动生产率的提高基本上通过引进机器设备来实现。而这种基于机器设备引进的制造业效率越高，则对服务业的直接需求越小，其间接需求都发生在了跨国企业母国而对本地服务业需求较少。
最后，外向型程度和经济发展水平对制造业效率和服务业发展水平也有较大程度的影响。出口总额的增加并没有促进制造业劳动生产率提高，这也进一步说明中国出口产品中的技术含量并不高，制造业依然处于全球价值链的低端。出口额的增加对服务业发展却产生了较大的刺激作用。中国出口中大部分是货物出口，因此在这里，出口增加除了表示外向型程度提高外，也在一定程度上体现了其制造业的竞争力和发展水平。因此，出口对服务业发展的正向影响也部分体现了制造业对服务业发展的部分促进作用。地区经济发展水平对制造业效率提高有明显的促进作用，但是却在某种程度上降低了服务业产值，这一方面说明服务业需求收入弹性的机制没有充分发挥，另外一方面则可能与中国较高的储蓄率相关。较高收入的居民有着较低的边际消费倾向，因此经济发展水平越高，居民支出水平越低，从而抑制消费性服务业的发展，从而在实证结果中表现为两者呈显著的负相关关系。
以上实证分析表明，前文假说通过了实证检验。这也意味着中国服务业与制造业并没有形成较强的互动关系，虽然服务业作为投入一定程度上促进了制造业发展，然而，制造业对服务业的需求作用并不明显。
四、结论
服务业作为高级要素投入可以降低制造业生产成本和交易成本，从而促进制造业效率和竞争力提升；反之，制造业发展也加大了对服务业的需求，从而有助于服务业规模增大和服务质量的提高。然而，我们利用1997、2002、2005和2007年中国投入产出表/延长表(42部门)的分析表明，中国制造业和服务业的互动关系可能并不存在：虽然服务业促进了制造业竞争力的提升，但制造业却并没有给服务业发展提供市场支持。制造业和服务业相互作为中间投入构成了其内生性，我们通过联立方程进行了检验。基于2000-2008年中国省级面板数据的实证分析也支持了上述结论。这与中国外向型经济的特点有关。处于全球价值链低端的代工生产对高端服务需求较少，而先进制造业FDI所需求的高端服务则大多是由跨国公司提供，从而挤压了本国服务业的生存空间，这也是中国服务业与制造业之间互动机制被割裂、进而无法形成产业互动的深层次原因。
基于此，我们在制定鼓励服务业发展的各项政策时，应该从制造业和服务业的内生性出发，不仅从供给层面给予服务业各项政策支持，还需要充分考虑需求方面的影响，尤其是制造业的中间需求对服务业发展的重大促进作用。在此意义上，更多的政策可能是应该立足于对制造业服务业关联程度的维护和巩固，以便形成制造业对服务业发展的市场支持，从而形成产业互动的良性发展循环。
注释：
①根据42部门的投入产出表，我们加总了各部门中间投入中的16个细分服务行业，这与表1中行业分类完全相同。
②由于缺乏历年来制造业的细分指标，我们用近似用工业代表制造业。
③虽然服务业中的生产性服务与制造业的关系更为直接，现有研究大多基于生产性服务的视角(顾乃华等人，2006；江静等人，2007)，然而在前文基于投入产出表的分析中我们可以看出，各类服务业都构成了制造业的部分投入，而不仅仅是单纯的生产性服务。从另外一方面看，经济统计中的有些服务业，如交通运输服务和银行服务等，既可以看作是为居民和一般消费者服务的消费性服务，也可以看作是为企业服务的生产性服务，只是各个不同服务行业的侧重点有所不同(程大中，2006)。因此，我们依然从整体服务业视角来衡量。
④两者的系数分别为0.34和0.05，都通过了1％的显著性水平检验。
⑤也可以这样来说明，系统内每个方程都包含了被另一个方程排除的两个外生变量，且回归系数比为零，因此满足联立方程的秩条件。