分報告9 服務(wù)業(yè)開放與長三角現(xiàn)代生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展 自20世紀60年代初起，世界主要發(fā)達國家經(jīng)濟重心開始轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)，服務(wù)業(yè)占其國內(nèi)生產(chǎn)總值比重不斷加大。19802005年期間，全球服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重由56%上升到68%，主要發(fā)達國家達到71%，中等發(fā)達國家達到61%，低收入國家達到43%。全球服務(wù)業(yè)就業(yè)比重也穩(wěn)步提高，其中西方發(fā)達國家服務(wù)業(yè)就業(yè)比重達到70%左右，發(fā)展中國家也已達到40%以上。全球經(jīng)濟呈現(xiàn)出從“工業(yè)型經(jīng)濟”向“服務(wù)型經(jīng)濟”轉(zhuǎn)型的總趨勢（厲無畏、王慧敏，2005）。全球產(chǎn)業(yè)服務(wù)化的突出表現(xiàn)之一是生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)在世界范圍內(nèi)迅速崛起，并且呈現(xiàn)出持續(xù)快速發(fā)展的態(tài)勢。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)已經(jīng)成為發(fā)達國家經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，如美國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值占其GDP的比重超過48%，其他發(fā)達國家情況也大體類似。尤其值得注意的是，發(fā)達國家服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)和業(yè)態(tài)也發(fā)生了翻天覆地的變化，其中現(xiàn)代服務(wù)業(yè)成為技術(shù)、知識密集型產(chǎn)業(yè)的典型，不僅在廣泛運用現(xiàn)代信息技術(shù)等成果和充分培育運用人力資源方面占據(jù)領(lǐng)先地位，而且事實上也成為現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈和創(chuàng)新鏈的高端環(huán)節(jié)。因此，服務(wù)業(yè)全球化的不斷發(fā)展將是未來全球經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，標志著經(jīng)濟全球化進入新的發(fā)展階段。從發(fā)達國家來看，19701986年間，美國服務(wù)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)分別增長了91.0%和85.3%，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)分別增長了173.3%和200.8%（Hansen，1990）。加拿大生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)在國內(nèi)總產(chǎn)值中所占的份額在19611986年間增加了20%，已成為服務(wù)部門中最大的組成部分，也是增長最快的組成部分（格魯伯、沃克，1989）。日本FIRB（金融業(yè)、保險業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和商務(wù)服務(wù)業(yè)）就業(yè)人數(shù)在19841995年間增長了44.9%，占總體就業(yè)人數(shù)的比重增長了30.0%。從發(fā)展中國家來看，韓國和新加坡生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)增長十分迅速，F(xiàn)IRB就業(yè)人數(shù)在19841995年間分別增長了226.5%和132.5%，占總體就業(yè)人數(shù)的比重分別增長了128.6%和73.3%。同一時期菲律賓的生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)也有一定的增長，F(xiàn)IRB就業(yè)人數(shù)及其占總體就業(yè)人數(shù)的比重分別增長了48.9%和10.5%.關(guān)于生產(chǎn)者服務(wù)的范圍界定，學者們提出了多種劃分辦法。Machlup（1962）明確地提出生產(chǎn)服務(wù)的概念，認為生產(chǎn)服務(wù)業(yè)是產(chǎn)出知識的產(chǎn)業(yè)。此后，不少學者在功能、特征等方面描述了生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)所涵蓋的類型。Browning 和 Singelman（1975）按服務(wù)的功能將服務(wù)業(yè)劃分為流通服務(wù)、生產(chǎn)者服務(wù)、社會服務(wù)和個人服務(wù)，其中生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)包括金融業(yè)（銀行、信托、保險等）、房地產(chǎn)業(yè)、工程和建筑服務(wù)業(yè)、會計和出版業(yè)、法律服務(wù)以及其他營業(yè)服務(wù)。加拿大學者克魯伯和沃克（1989）認為，生產(chǎn)者服務(wù)與直接滿足最終需求的消費者服務(wù)相對，是指那些為其它商品和服務(wù)的生產(chǎn)者用作中間投入的服務(wù)。Juleff（1989）認為生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)是與商務(wù)相關(guān)的信息密集型或人力資本密集型行業(yè)，其主要功能在于為客戶企業(yè)的生產(chǎn)過程提供中間投入，以確保生產(chǎn)融資和運營效率。Marrtinelli（1991）指出，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)包括與資源分配和流通相關(guān)的活動（如銀行業(yè)、金融業(yè)、工程、獵頭、培訓等），產(chǎn)品和流程設(shè)計及與創(chuàng)新相關(guān)的活動（如研發(fā)、設(shè)計、工程等），與生產(chǎn)組織和管理本身相關(guān)的活動（如信息咨詢、信息處理、財務(wù)、法律服務(wù)等），與生產(chǎn)本身相關(guān)的活動（如質(zhì)量控制、維持和后勤等），以及與產(chǎn)品推廣和分銷相關(guān)的活動（如運輸、市場營銷、廣告等）。劉志彪（2006）指出，被世界各國廣為接受的是基于功能的分類體系，服務(wù)業(yè)被分成四大類，即：分銷服務(wù)（distributive services）、生產(chǎn)者服務(wù)、消費者服務(wù)和社會公共服務(wù)（social services）或政府服務(wù)（government services）。鑒于與我國年鑒資料的統(tǒng)計口徑相對應以及本報告的研究需要,本報告所指的生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)主要包括交通運輸倉儲及郵電通信業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、計算機服務(wù)和軟件業(yè)、科學研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)。從中國的統(tǒng)計資料來看，交通運輸倉儲及郵電通信業(yè)、金融保險業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、科學研究與綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)這四個生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)部門中國統(tǒng)計年鑒將信息咨詢服務(wù)業(yè)和計算機應用服務(wù)業(yè)歸入社會服務(wù)業(yè)，因此無法得到這兩個細分行業(yè)的增加值和就業(yè)人數(shù)。若將這兩個行業(yè)加入，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)增加值和就業(yè)人數(shù)的增長可能會更迅速。的增加值在19902005年間增長了899.7%，同一時期上述部門的就業(yè)人數(shù)增長了35.2%。而我國東部長三角16城市的經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展也居全國前列。僅以上海2006年為例，當年生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)增加值占GDP的比重為23%，而全國平均水平約為21%。一、長三角地區(qū)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)與制造業(yè)關(guān)系的實證分析Kutscher(1983)認為，無論是生產(chǎn)企業(yè)內(nèi)部還是外部獨立企業(yè)所提供的生產(chǎn)者服務(wù)的增長，對擴大勞動分工、提高生產(chǎn)率和人均收入都起到重要作用。Hansen(1990)研究指出，在日益加強的信息導向的經(jīng)濟中，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)通過與產(chǎn)品生產(chǎn)和其他服務(wù)活動的復雜聯(lián)系，在擴大勞動分工、提高生產(chǎn)率方面發(fā)揮了很大作用；同時，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的出口或外銷也加速了區(qū)域的發(fā)展。Riddle（1986）認為，服務(wù)業(yè)是促進其他部門增長的過程產(chǎn)業(yè)，是經(jīng)濟的黏合劑，是便于一切經(jīng)濟交易的產(chǎn)業(yè)，是刺激商品生產(chǎn)的推動力。顧乃華等（2006）歸納出目前四種論述生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)與制造業(yè)關(guān)系的觀點，即“需求遵從論”、“供給主導論”、“互動論”和“融合論”。需求遵從論者認為制造業(yè)是生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展的前提和基礎(chǔ)，服務(wù)業(yè)發(fā)展處于一種需求遵從地位，服務(wù)業(yè)的發(fā)展是通過制造業(yè)的擴展引致發(fā)展的。供給主導論者認為生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)是制造業(yè)生產(chǎn)力提高的前提和基礎(chǔ)，按照奧地利學派的觀點，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展可以提高社會的分工程度和勞動效率，通過迂回生產(chǎn)延長產(chǎn)品生產(chǎn)鏈條，制造業(yè)企業(yè)將服務(wù)業(yè)外包給生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)，可以降低其經(jīng)濟運行的交易成本，從而提升企業(yè)的核心競爭力?；诱撜哒J為生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)和制造業(yè)部門表現(xiàn)為相互作用、相互依賴、共同發(fā)展的互動關(guān)系（陳憲，2004）。融合論認為目前生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的邊界越來越模糊，兩者出現(xiàn)了融合趨勢（周振華，2003）。實際上，“互動論”和“融合論”實質(zhì)上都是反映這樣一個趨勢：第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是互為依賴的，原來屬于第二產(chǎn)業(yè)的某些生產(chǎn)性服務(wù)功能，隨著分工的發(fā)展，理性的公司追求交易成本的降低和規(guī)模報酬的效果，逐步將其外包出去。所以，實際上“互動論”和“融合論”是對這一現(xiàn)象的不同表述而已，本報告將兩者統(tǒng)一起來歸納為“互動融合論”。（一）模型假設(shè)根據(jù)上述提到的生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)和制造業(yè)關(guān)系的假說，我們利用長三角地區(qū)的數(shù)據(jù)進行實證來分析這些假說的適用性。按照需求遵從論的觀點，制造業(yè)的發(fā)展能夠促進生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展，因為制造業(yè)的發(fā)展能夠創(chuàng)造出對生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的需求。換句話說，制造業(yè)的發(fā)展是生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展的原因，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展是制造業(yè)發(fā)展的結(jié)果，反過來結(jié)論不成立。假說1：若生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)與制造業(yè)間的關(guān)系遵從需求論的觀點，則制造業(yè)發(fā)展是生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展的原因，而生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展不是制造業(yè)發(fā)展的原因，即存在單向的制造業(yè)對生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的因果關(guān)系。按照供給主導論的觀點，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠促進制造業(yè)發(fā)展，因為生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展，其生產(chǎn)效率的提高，可以使制造業(yè)外包的服務(wù)業(yè)務(wù)成本降低，從而提高制造業(yè)的效率和利潤。但反過來，制造業(yè)的發(fā)展并不能必然導致生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的效率的提高。假說2：若生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)與制造業(yè)關(guān)系遵從供給論的觀點，則生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展是制造業(yè)發(fā)展的原因，而制造業(yè)的發(fā)展不是生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展的原因，即存在單向的生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)對制造業(yè)的因果關(guān)系。按照互動論和融合論的觀點，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠促進制造業(yè)發(fā)展，反過來，制造業(yè)發(fā)展也能夠促進生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展，即兩者之間是互相依賴，存在雙向因果關(guān)系。假說3：若生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的關(guān)系遵從互動論和融合論，則兩者之間存在雙向的互為因果關(guān)系。（二）變量的選擇及其統(tǒng)計性描述考慮到長三角16城市數(shù)據(jù)的可得性，本報告實證分析利用第二產(chǎn)業(yè)的GDP作為制造業(yè)發(fā)展的替代變量。第三產(chǎn)業(yè)包括生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)、消費性服務(wù)業(yè)以及政府提供的公共服務(wù) 在我國，政府提供的公共服務(wù)占第三產(chǎn)業(yè)的比重還較低。如2005年，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)產(chǎn)值占第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值近50%的比重，而政府提供的公共服務(wù)占不到20%的比重。，由于長三角地區(qū)統(tǒng)計年鑒中缺乏第三產(chǎn)業(yè)的詳細分類數(shù)據(jù)，無法將消費性服務(wù)業(yè)（如商業(yè)零售、旅游產(chǎn)業(yè)）、政府提供的公共服務(wù)從第三產(chǎn)業(yè)中分離出來，故本報告利用第三產(chǎn)業(yè)的GDP作為生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展的替代變量。我們利用長三角16城市1980-2006年的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析。sh代表上海市，同時，其后所跟的數(shù)字2和3分別代表第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。sz代表蘇州市，wx代表無錫市，hz代表杭州市，nb代表寧波市，sx代表紹興市，jx代表嘉興市，tz代表臺州市，huzhou代表湖州市，zshan代表舟山市，yzhou代表揚州市，nanj代表南京市，chzhou代表常州市，zj代表鎮(zhèn)江市，nt代表南通市，tzhou代表泰州市 1996年8月，泰州市升格為地級市，將揚州市代管的泰興、姜堰、靖江、興化4市劃由泰州市代管。所以泰州地區(qū)1996年之前的數(shù)據(jù)均為上述四市加泰州之和。我們統(tǒng)一選取各變量自然對數(shù)值，表91是各變量的統(tǒng)計性描述。表91 變量的統(tǒng)計性描述變量樣本量均值標準誤最小值最大值Lnsh22716.029911.01853814.674617.7332Lnsh32715.550391.50358113.395317.7752Lnsz22714.766361.55333712.3821217.26628Lnsz32713.928871.82105211.1272616.57186Lnwx22714.59991.40976412.4326916.79547Lnwx32713.751261.83961711.0188116.36496Lnhz22714.466331.44908212.3302416.67312Lnhz32714.042061.71423111.176616.55252Lnnb22714.358741.50764611.9537616.57292Lnnb32713.652061.77326410.8780516.25707Lnsx22713.816011.65470911.1094416.13658Lnsx32713.045421.73002810.4001315.54142Lnjx22713.655261.49215611.2345315.90268Lnjx32712.962831.62649810.3951315.32052Lntz22713.465381.68910410.7954915.8724Lntz32713.058211.70592110.3797215.57067Lnhuzhou22713.117661.4824510.8032415.2864Lnhuzhou32712.4911.54776810.083614.77279Lnzshan22711.870291.2787649.74595614.1373Lnzshan32711.908641.4738519.46094314.24521Lnyzhou22713.567891.35756211.2437415.64167Lnyzhou32712.899381.59204710.2853415.16358Lnnanj22714.346431.27577212.4822116.43582Lnnanj32713.976561.53295911.4172716.39421Lnchzhou22713.969961.29432311.868716.0689Lnchzhou32713.091541.6374610.4917215.51753Lnzj21914.253630.96422512.6326515.63972Lnzj31913.626351.178911.649215.10703Lnnt21914.632540.9211413.163716.10298Lnnt31914.061681.122812.239015.616Lntzhou21714.285780.7570412.7374315.58252Lntzhou31713.762230.9342211.8769414.98402數(shù)據(jù)來源：長三角16城市各年度統(tǒng)計年鑒、各年度江蘇統(tǒng)計年鑒、各年度浙江統(tǒng)計年鑒。按照模型的假設(shè)思路，本實證分析采用Granger因果關(guān)系檢驗方法。其原理如下：如果存在兩個時間序列和，則有如下向量自回歸方程：= （1） （2）對于方程1而言，若拒絕前的系數(shù)全為0的原假設(shè)，則可以說是的Granger原因；同理，對于方程2而言，若拒絕前的系數(shù)全為0的原假設(shè)，則可以說是的Granger原因。若兩個方程都拒絕原假設(shè)，則可以說明和互為Granger因果關(guān)系；若任意有一個原假設(shè)被拒絕，則存在單項的Granger因果關(guān)系；若兩個方程的原假設(shè)都沒有被拒絕，則說明兩者之間不存在Granger因果關(guān)系。若通過實證發(fā)現(xiàn)，長三角某地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間存在互為因果的關(guān)系，則假說3的互動和融合論成立；若第二產(chǎn)業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)單方向的Granger原因，則假說1需求遵從論成立；若第三產(chǎn)業(yè)是第二產(chǎn)業(yè)的單方向Granger原因，則假說2供給主導論成立。表92 變量ADF檢驗結(jié)果變量形式統(tǒng)計量1%5%10%Lnwx2(C,T,1)-2.584-4.380-3.6000-3.240ilnwx2(C,N,1)-3.406*-3.750-3.000-2.630Lnwx3(C,T,1)-1.805-4.380-3.6000-3.240ilnwx3(C,N,2)-2.650*-3.750-3.000-2.630Lnsz2(C,T,1)-2.874-4.380-3.600-3.240iLnsz2(C,N,1)-3.345*-3.750-3.000-2.630Lnsz3(C,T,1)-2.162-4.380-3.600-3.240iLnsz3(C,N,1)-2.982*-3.750-3.000-2.630Lnsh2(C,T,1)-3.042-4.380-3.600-3.240iLnsh2(C,N,1)-2.879*-3.750-3.000-2.630Lnsh3(C,T,1)-2.015-4.380-3.600-3.240iLnsh3(C,N,1)-2.644*-3.750-3.000-2.630Lnhz2(C,T,2)-2.692-4.380-3.600-3.240iLnhz2(C,N,1)-5.366*-3.750-3.000-2.630Lnhz3(C,T,1)-1.479-4.380-3.600-3.240iLnhz3(C,N,1)-3.310*-3.750-3.000-2.630Lnnanj2(C,T,1)-3.340*-4.380-3.600-3.240Lnnanj3(C,T,1)-3.318*-4.380-3.600-3.240Lnchzhou2(C,T,3)-2.766-4.380-3.600-3.240iLnchzhou2(C,T,1)-3.634*-4.380-3.600-3.240Lnchzhou3(C,T,1)-2.618-4.380-3.600-3.240iLnchzhou3(C,N,1)-2.639*-3.750-3.000-2.630Lnnb2(C,T,5)-0.666-4.380-3.600-3.240iLnnb2(C,N,1)-2.706*-3.750-3.000-2.630Lnnb2(C,T,1)-1.177-4.380-3.600-3.240iLnnb2(C,N,1)-2.635*-3.750-3.000-2.630Lnsx2(C,T,3)-0.931-4.380-3.600-3.240iLnsx2(C,N,1)-2.655*-3.750-3.000-2.630Lnsx3(C,T,2)-1.896-4.380-3.600-3.240iLnsx3(C,N,1)-2.945*-3.750-3.000-2.630Lnjx2(C,T,5)-0.489-4.380-3.600-3.240iLnjx2(C,N,1)-3.229*-3.750-3.000-2.630Lnjx3(C,T,2)-2.862-4.380-3.600-3.240iLnjx3(C,T,5)-5.586*-3.750-3.000-2.630Lntz2(C,T,2)-1.253-4.380-3.600-3.240iLntz2(C,N,1)-3.532*-3.750-3.000-2.630Lntz3(C,T,1)-1.416-4.380-3.600-3.240iLntz3(C,N,1)-3.068*-3.750-3.000-2.630Lnhuzhou2(C,T,2)-1.596-4.380-3.600-3.240iLnhuzhou2(C,N,1)-3.424*-3.750-3.000-2.630Lnhuzhou3(C,T,2)-1.592-4.380-3.600-3.240iLnhuzhou3(C,N,1)-3.123*-3.750-3.000-2.630Lnzshan2(C,T,5)-1.429-4.380-3.600-3.240iLnzshan2(C,N,1)-3.158*-3.750-3.000-2.630Lnzshan3(C,T,3)-1.789-4.380-3.600-3.240iLnzshan3(C,N,1)-3.157*-3.750-3.000-2.630Lnyzhou2(C,T,4)-1.069-4.380-3.600-3.240iLnyzhou2(C,N,1)-2.416-3.750-3.000-2.630iiLnyzhou2(C,N,1)-4.429*-3.750-3.000-2.630Lnyzhou3(C,T,1)-2.178-4.380-3.600-3.240iLnyzhou3(C,N,1)-2.515-3.750-3.000-2.630iiLnyzhou3(C,N,1)-3.443*-3.750-3.000-2.630Lnzj2(C,T,3)-8.939*-4.380-3.600-3.240Lnzj3(C,T,1)-3.293*-4.380-3.600-3.240Lnnt2(C,T,1)-3.625*-4.380-3.600-3.240Lnnt3(C,T,1)-4.368*-4.380-3.600-3.240Lntzhou2(C,T,2)-1.271-4.380-3.600-3.240iLntzhou2(C,N,1)-2.939*-3.750-3.000-2.630Lntzhou3(C,T,1)-1.957-4.380-3.600-3.240iLntzhou3(C,N,3)-3.049*-3.750-3.000-2.630注：（1）在檢驗形式中，i表示變量一階差分，ii表示變量二階差分；（2）檢驗形式（C,T,L）中的C,T,L分別表示模型中的常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；（3）滯后階數(shù)依據(jù)AIC 赤池準則（AIC）是利用AIC最小值方式來選擇最優(yōu)滯后分布。AIC的計算公式為,其中為該變量進行自回歸所產(chǎn)生的殘差，為所用的滯后階數(shù)，為樣本容量。準則選取。（3）*代表在1%水平上顯著，*代表在5%的水平上顯著，*代表在10%的水平上顯著。在單位根檢驗中，若發(fā)現(xiàn)時間序列變量平穩(wěn)，則可以進行Granger因果關(guān)系檢驗，以確定該特定地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系（也即生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間的關(guān)系）。若發(fā)現(xiàn)時間序列不平穩(wěn)，且兩者單整階數(shù)相同，則必須進行協(xié)整檢驗，在確定兩者存在長期協(xié)整關(guān)系后，才能夠進行Granger因果關(guān)系檢驗。在上述ADF檢驗中，我們發(fā)現(xiàn)除南京市、鎮(zhèn)江市和南通市外，其余地區(qū)的時間序列變量均不平穩(wěn)。通過對不平穩(wěn)的地區(qū)作差分ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)這些地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的單整階數(shù)都相同，因此可以繼續(xù)作協(xié)整檢驗以確定是否可以進行Granger因果關(guān)系檢驗。協(xié)整是對非平穩(wěn)經(jīng)濟變量長期均衡關(guān)系的統(tǒng)計描述，非平穩(wěn)經(jīng)濟變量間存在的這種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系稱作協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗的原理如下：若兩個非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則它們之間的離差稱為非均衡誤差。非均衡誤差是平穩(wěn)的。比如兩個I(1)（同階變量如I(2)都可以）變量存在如下關(guān)系，其中 I(0)，則是長期均衡關(guān)系，稱為非均衡誤差。非均衡誤差序列應該是在零（長期均衡位置）上下波動，不會離開零值太遠，并以一個不太快的頻率穿越零值（或均值）水平線。因此，我們可以檢驗協(xié)整方程殘差是否是平穩(wěn)序列來判定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。與前一樣，我們采用ADF檢驗來判斷殘差序列的平穩(wěn)性。表93 各地區(qū)協(xié)整檢驗結(jié)果地區(qū)檢驗形式統(tǒng)計量1%5%10%揚州(C,N,3)-2.689*-3.750-3.000-2.630寧波(C,T,1)-3.538*-4.380-3.600-3.240紹興(C,T,2)-4.028*-4.380-3.600-3.240嘉興(C,T,1)-3.793*-4.380-3.600-3.240臺州(C,N,1)-3.382*-3.750-3.000-2.630湖州(N,N,1)-2.266*-2.660-1.950-1.600舟山(N,N,3)-2.259*-2.660-1.950-1.600揚州(C,N,3)-2.689*-3.750-3.000-2.630上海(N,N,1)-2.191*-2.660-1.950-1.600蘇州(C,N,3)-3.071*-3.750-3.000-2.630無錫(N,N,4)-2.590*-2.660-1.950-1.600杭州(C,N,1)-2.979*-3.750-3.000-2.630泰州(N,N,1)-2.416*-2.660-1.950-1.600注：（1）在檢驗形式中，i表示各自形式的一階差分；（2）檢驗形式（C,T,L）中的C,T,L分別表示模型中的常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；（3）滯后階數(shù)依據(jù)AIC準則選取。（3）*代表在1%水平上顯著，*代表在5%的水平上顯著，*代表在10%的水平上顯著。統(tǒng)計結(jié)果表明，上海、揚州、寧波、紹興、嘉興、臺州、湖州、舟山、蘇州、無錫、杭州、鎮(zhèn)江、南通、泰州市的協(xié)整殘差檢驗最低在10%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即接受這些地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，據(jù)此我們可以進行因果關(guān)系檢驗，以驗證我們的假說。（五）Granger因果關(guān)系檢驗按照E-G兩步法的思路，我們剛剛檢驗了變量之間的協(xié)整關(guān)系，但僅能說明他們之間應該存在因果關(guān)系，但是誰是因誰是果仍然無法確定。表94就是利用Granger因果關(guān)系檢驗原理而得到的結(jié)果。表94 長三角地區(qū)Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果零假設(shè)chi2統(tǒng)計量概率檢驗結(jié)果Lnsh3不是Lnsh2的Granger原因7.30280.0260拒絕原假設(shè)Lnsh2不是Lnsh3的Granger原因18.85980.0001拒絕原假設(shè)Lnsz3不是Lnsz2的Granger原因1.67860.1951接受原假設(shè)Lnsz2不是Lnsz3的Granger原因4.01190.0452拒絕原假設(shè)Lnwx3不是Lnwx2的Granger原因1.806506135接受原假設(shè)Lnwx2不是Lnwx3的Granger原因7.31020.0626拒絕原假設(shè)Lnhz3不是Lnhz2的Granger原因15.29480.0005拒絕原假設(shè)Lnhz2不是Lnhz3的Granger原因1.95470.3763接受原假設(shè)Lnnb3不是Lnnb2的Granger原因11.22040.0037拒絕原假設(shè)Lnnb2不是Lnnb3的Granger原因1.29290.5239接受原假設(shè)Lnsx3不是Lnsx2的Granger原因12.38210.0020拒絕原假設(shè)Lnsx2不是Lnsx3的Granger原因0.88230.6433接受原假設(shè)Lnjx3不是Lnjx2的Granger原因0.02460.9878接受原假設(shè)Lnjx2不是Lnjx3的Granger原因31.76130.0000拒絕原假設(shè)Lntz3不是Lntz2的Granger原因14.57190.0007拒絕原假設(shè)Lntz2不是Lntz3的Granger原因7.48600.0237拒絕原假設(shè)Lnhuzhou3不是Lnhuzhou2的Granger原因2.24660.3252接受原假設(shè)Lnhuzhou2不是Lnhuzhou3的Granger原因10.95290.0042拒絕原假設(shè)Lnzshan3不是Lnzshan2的Granger原因1.74330.4183接受原假設(shè)Lnzshan2不是Lnzshan3的Granger原因5.66920.0587拒絕原假設(shè)Lnyzhou3不是Lnyzhou2的Granger原因0.35860.8359接受原假設(shè)Lnyzhou2不是Lnyzhou3的Granger原因11.85970.0027拒絕原假設(shè)Lnnanj3不是Lnnanj2的Granger原因0.55030.7595接受原假設(shè)Lnnanj2不是Lnnanj3的Granger原因5.13930.0766拒絕原假設(shè)Lnchzhou3不是Lnchzhou2的Granger原因3.03310.2195接受原假設(shè)Lnchzhou2不是Lnchzhou3的Granger原因10.00740.0067拒絕原假設(shè)Lnzj3不是Lnzj2的Granger原因9.4150.024拒絕原假設(shè)Lnzj2不是Lnzj3的Granger原因4.3980.222接受原假設(shè)Lnnt3不是Lnnt2的Granger原因0.27590.8712接受原假設(shè)Lnnt2不是Lnnt3的Granger原因15.18540.0005拒絕原假設(shè)Lntzhou3不是Lntzhou2的Granger原因22.37780.0000拒絕原建設(shè)Lntzhou2不是Lntzhou3的Granger原因17.25530.0002拒絕原建設(shè)通過上表的因果關(guān)系實證結(jié)果得知，上海市、臺州市和泰州市第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間存在互為因果關(guān)系，即這三個地區(qū)服務(wù)業(yè)的發(fā)展（包括生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)）促進了其制造業(yè)的發(fā)展；而反過來，制造業(yè)的發(fā)展也促進了當?shù)胤?wù)業(yè)的發(fā)展。這三個地區(qū)的實證結(jié)果支持了本報告的“互動融合論”的假說。正如本報告所指出的那樣，上海市由于其在中國獨特的經(jīng)濟地位與浦東經(jīng)濟特區(qū)的建立和發(fā)展，其制造業(yè)和服務(wù)業(yè)發(fā)展的互動、融合趨勢日益加深，促進了其經(jīng)濟的健康快速發(fā)展。而臺州和泰州市可能由于沒有過度強調(diào)引進外資從事加工貿(mào)易，使得服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的發(fā)展相對來說比較平衡，所以也表現(xiàn)出互動融合的關(guān)系。蘇州、無錫、嘉興、湖州、舟山、揚州、南京、常州和南通的檢驗結(jié)果表明這些地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）是第三產(chǎn)業(yè)（生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)）發(fā)展的Granger原因，但第三產(chǎn)業(yè)并不是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，這印證了“需求遵從論”的觀點。杭州、寧波、紹興、鎮(zhèn)江市的檢驗結(jié)果表明這些地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)（生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)）是第二產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）發(fā)展的Granger原因，而第二產(chǎn)業(yè)并不是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，這印證了“供給主導論”的觀點。這些結(jié)論是江小涓等（2004）結(jié)論的一個擴展。她認為，服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展之間存在相關(guān)性關(guān)系，但沒有具體探究它們之間的因果關(guān)系。本報告利用長三角的數(shù)據(jù)研究了第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間的因果關(guān)系，以上的實證結(jié)果表明，即便是在長三角地區(qū)，除上海等少數(shù)城市外，第二產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）和第三產(chǎn)業(yè)（生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)）的“互動融合”關(guān)系在大多數(shù)地區(qū)仍然沒有建立起來。二、長三角地區(qū)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展比較基于投入產(chǎn)出表的分析投入產(chǎn)出表在20世紀30年代產(chǎn)生于美國，它是由美國經(jīng)濟學家、諾貝爾經(jīng)濟學獎得主瓦西里里昂剔夫（WLeontief）在前人研究的基礎(chǔ)上，編制投入產(chǎn)出表，以研究美國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。投入產(chǎn)出表以矩陣描述國民經(jīng)濟各部門在一定時期（通常為一年）生產(chǎn)活動的投入來源和產(chǎn)出使用去向，揭示國民經(jīng)濟各部門之間相互依存、相互制約的數(shù)量關(guān)系。投入產(chǎn)出系數(shù)是進行投入產(chǎn)出分析的重要工具。投入產(chǎn)出系數(shù)主要指標包括直接消耗系數(shù)、完全消耗系數(shù)、感應度系數(shù)、影響力系數(shù)等。直接消耗系數(shù)，也稱為投入系數(shù)，它是指生產(chǎn)經(jīng)營過程中第j產(chǎn)品（或產(chǎn)業(yè)）部門的單位總產(chǎn)出所直接消耗的第i產(chǎn)品部門貨物或服務(wù)的價值量，它充分揭示了國民經(jīng)濟各部門之間的技術(shù)經(jīng)濟聯(lián)系，即部門之間相互依存和相互制約關(guān)系的強弱。完全消耗系數(shù)是指第j產(chǎn)品部門每提供一個單位最終使用時，對第i產(chǎn)品部門貨物或服務(wù)的直接消耗和間接消耗之和。它的意義在于，不僅反映了國民經(jīng)濟各部門之間直接的技術(shù)經(jīng)濟聯(lián)系，還反映了國民經(jīng)濟各部門之間間接的技術(shù)經(jīng)濟聯(lián)系。感應度系數(shù)是反映當各部門均增加一個最終單位使用時，某一部門由此受到的需求感應程度。產(chǎn)業(yè)感應度反映了國民經(jīng)濟各產(chǎn)業(yè)變動后使某一產(chǎn)業(yè)受到的感應能力，表現(xiàn)為該產(chǎn)業(yè)受到國民經(jīng)濟發(fā)展的拉動能力。當感應度系數(shù)大于1（即超過社會平均水平）時，表明第j個部門受其他部門生產(chǎn)的需求感應程度超過各部門需求感應程度的平均值。影響力系數(shù)是反映國民經(jīng)濟某一部門增加一個單位最終使用時，對國民各部門所產(chǎn)生的生產(chǎn)需求波及程度，表明其它產(chǎn)業(yè)最終需求的變化而使該產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)發(fā)生變化的程度。該系數(shù)大于1時，則表明第j個部門的生產(chǎn)對其他部門所產(chǎn)生的波及影響程度超過社會平均影響水平。下面我們將以上海、江蘇和浙江2002年投入產(chǎn)出表為依據(jù)，計算生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)程度。根據(jù)前面的定義，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)主要包括交通運輸倉儲業(yè)、郵電通信業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、計算機服務(wù)和軟件業(yè)、科學研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)。據(jù)此，我們的研究也主要從這幾個行業(yè)展開。（一）長三角地區(qū)直接消耗系數(shù)比較直接消耗系數(shù)的計算方法為：用投入產(chǎn)出表賓欄上第j部門的總投入去除該部門生產(chǎn)經(jīng)營過程中所直接消耗的主欄上第i部門的貨物或服務(wù)的價值量,用公式表示為： (i, j =1,2,3n)根據(jù)江蘇、浙江和上海2002年投入產(chǎn)出表，利用直接消耗系數(shù)計算公式，計算可得表95、96、97的結(jié)果：表95 江蘇省各產(chǎn)業(yè)使用生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的直接消耗系數(shù)表農(nóng)業(yè)采掘業(yè)工業(yè)建筑業(yè)電力燃氣及水供給交通運輸及倉儲業(yè)0.0129800.0417950.0166270.0109640.009872郵政業(yè)0.0001320.0013840.0004600.0006690.000369信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)0.0011120.0057140.0027250.0044400.003012金融保險業(yè)0.0036460.0169560.0107980.0077660.028835房地產(chǎn)業(yè)0.0000160.0006160.0002740.0000450.000047租賃商業(yè)服務(wù)業(yè)0.0002140.0130320.0011970.0071990.000684科學研究事業(yè)0.0000360.0002560.0005180.0008440.000051綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)0.0006560.0007930.0005450.0015210.002161表96 浙江省各產(chǎn)業(yè)使用生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的直接消耗系數(shù)表農(nóng)業(yè)采掘業(yè)工業(yè)建筑業(yè)電力燃氣及水供給交通運輸及倉儲業(yè)0.0067520.0903270.0217800.0294950.015198郵政業(yè)0.0001700.0005910.0002720.0001250.000473信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)0.0001150.0107970.0043040.0034190.003688金融保險業(yè)0.0084420.0262230.0136580.0065980.057967房地產(chǎn)業(yè)0.0000000.0000750.0003010.0000360.000120租賃商業(yè)服務(wù)業(yè)0.0049900.0039540.0099310.0135320.003155科學研究事業(yè)0.00000010.0009790.0021240.0027190.000876綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)0.0023840.0005140.0008540.0067340.002393表97 上海市各產(chǎn)業(yè)使用生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的直接消耗系數(shù)表農(nóng)業(yè)采掘業(yè)工業(yè)建筑業(yè)電力燃氣及水供給交通運輸及倉儲業(yè)0.0178610.0448350.0231930.0257740.031973郵政業(yè)0.0002490.0001170.0006015.733E-050.000259信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)0.0033190.0042740.0039010.0016800.001924金融保險業(yè)0.0117560.0359590.0208350.0128960.033920房地產(chǎn)業(yè)0.0017630.0005130.0016010.0002690.000664租賃商業(yè)服務(wù)業(yè)0.0052350.0046460.0115370.0034650.002218科學研究事業(yè)0.0038270.0021880.0035920.000157 0.001480 綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)0.0053050.0055560.0019020.013000 0.000700通過對比三地區(qū)的各產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)直接消耗系數(shù)的比較，我們可以發(fā)現(xiàn)，上海市的各產(chǎn)業(yè)（除采掘業(yè)外）所使用的中間生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)比重均高于江蘇和浙江兩省；而浙江省使用生產(chǎn)服務(wù)業(yè)作為中間投入的比重高于江蘇省。作為國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)的工業(yè)，上海市所消耗的生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)價值占其總投入的比重約6.7%，而浙江為5.3%，江蘇為3.3%。（二）長三角地區(qū)完全消耗系數(shù)比較完全消耗系數(shù)的計算可以通過矩陣運算得到，把A設(shè)為上面所求得的直接消耗矩陣，則完全消耗矩陣的計算公式為： 其中I為單位矩陣根據(jù)江蘇、浙江和上海2002年投入產(chǎn)出表，利用完全消耗系數(shù)計算公式，計算可得表98、99、910的結(jié)果：表98 江蘇省各產(chǎn)業(yè)使用生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的完全消耗系數(shù)表農(nóng)業(yè)采掘業(yè)工業(yè)建筑業(yè)電力燃氣及水供給交通運輸及倉儲業(yè)0.03490.06790.05880.04790.0328郵政業(yè)0.00070.00230.00180.00180.0013信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)0.00630.01410.01330.01380.0108金融保險業(yè)0.01460.03210.03500.02980.0509房地產(chǎn)業(yè)0.00050.00140.00130.00100.0009租賃商業(yè)服務(wù)業(yè)0.00180.01660.00520.01130.0041科學研究事業(yè)0.00040.00070.00150.00180.0004綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)0.00160.00220.00220.00320.004表99 浙江省各產(chǎn)業(yè)使用生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的完全消耗系數(shù)表農(nóng)業(yè)采掘業(yè)工業(yè)建筑業(yè)電力燃氣及水供給交通運輸及倉儲業(yè)0.02930.14350.07850.08530.0597郵政業(yè)0.00060.00140.00120.00100.0013信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)0.00570.02290.01810.01690.0143金融保險業(yè)0.02340.05430.04840.03980.0835房地產(chǎn)業(yè)0.00080.00170.0020.00160.0018租賃商業(yè)服務(wù)業(yè)0.02330.03740.05260.05610.0273科學研究事業(yè)0.00170.0040.00640.00700.0029綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)0.00390.00290.00390.00990.0042表910 上海市各產(chǎn)業(yè)使用生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的完全消耗系數(shù)表農(nóng)業(yè)采掘業(yè)工業(yè)建筑業(yè)電力燃氣及水供給交通運輸及倉儲業(yè)0.07140.07870.08940.09670.0816郵政業(yè)0.00140.00080.00210.00160.0010信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)0.01560.01220.01910.01710.0118金融保險業(yè)0.06040.06740.08230.07660.0797房地產(chǎn)業(yè)0.00770.00490.00920.00780.0058租賃商業(yè)服務(wù)業(yè)0.02700.01680.03880.03270.0169科學研究事業(yè)0.00920.00410.00980.00690.0044綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)0.01350.00970.01060.02330.0060綜合三地的完全消耗系數(shù)表，可以發(fā)現(xiàn)，上海市各產(chǎn)業(yè)對于生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的完全消耗高于江蘇和浙江。仍然以工業(yè)部門中消耗的生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)價值為例來說明：上海市完全消耗系數(shù)值為0.2613,而浙江為0.2111，江蘇為0.1191。綜合直接消耗系數(shù)表和完全消耗系數(shù)表，發(fā)現(xiàn)工業(yè)部門對于生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)依賴程度，以上海市為最，浙江次之，江蘇居第三的地位。上面分析的是各產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的消耗系數(shù)，這些系數(shù)表明農(nóng)業(yè)、采掘業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、電力燃氣及水供給行業(yè)對生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的依賴程度。但我們還需要考慮生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)對各行業(yè)的依賴程度，表911就是各地區(qū)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)對工業(yè)的直接消耗和完全消耗系數(shù)表。表911 長三角地區(qū)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)對工業(yè)消耗系數(shù)對比直接消耗系數(shù)完全消耗系數(shù)江蘇浙江上海