生产者服务与制造业出口商品结构优化

我们基于第3章1987-2008年我国制造业出口品技术结构的计算结果（第3章表3-1），首先建立了生产者服务与出口品技术结构的协整方程，分析生产者服务与制造业出口品技术结构的长期均衡关系；其次我们构造了脉冲响应函数，并通过方差分解说明生产者服务与制造业出口品技术结构的动态关系。

为了消除通货膨胀因素的影响，对于ps（生产者服务增加值）、RB、RB1、RB2、LT、LT1、LT2、MT、MT1、MT2、MT3、HT、HT1、HT2（各种技术水平商品的出口值）进行了如下的处理，首先，利用各年人民币对美元中间汇价，折算为以人民币计价；其次，为了消除物价影响，以1978年为基年，对所有以人民币计价的数据都用商品零售价格指数进行平减，以实际值进行统计。为了消除异方差和时间序列的波动性，对变量取自然对数，并记为log（·）。

（1）生产者服务与出口品技术结构的长期协整关系

①变量的单位根检验与Granger因果检验

根据协整理论，如果所有的变量都是I（0）或同阶单整的，且这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系。因此，我们首先使用单位根检验检查序列平稳性，结果如表3所示，表5-2的结果说明建模待使用的变量的都是I（1）过程，因此它们会存在协整关系。

表5-2 变量的单位根检验

注：检验形式中的C，T，K分别表示单位根方程包括常数项，时间趋势和滞后阶数，其中滞后阶数的确定根据AIC和SIC准则确定：即其值越小，滞后阶数越合理。

＊＊＊，＊＊，＊分别表示在1%，5%和10%的水平上显著

为了说明生产者服务与出口品技术结构之间的因果关系，我们进一步对生产者服务与各种技术水平出口品的时间序列数据进行Granger因果检验，结果显示（见表5-3），生产者服务是其他技术水平出口品的Granger 原因，反之却是不成立的。这说明虽然我国生产者服务的发展会成为制造业出口商品技术结构变化的原因，但是制造业出口商品技术结构的变化却没能带动我国生产者服务业的发展。其中的原因在于我国制造业企业服务外包率较低，由此造成我国生产者服务业的发展没有强大的制造业需求支撑，制造业还没有与生产者服务的发展形成良性互动。

表5-3 变量的Granger因果关系检验

②协整分析

根据上述分析结果，我们建立了生产者服务与各种技术水平出口之间的回归模型（1），基于协整分析说明其长期均衡关系。其中表示出口商品技术结构中第i种商品第t年的出口值，ps表示生产者服务增加值， uit=iluit-1+i2uit-2+...+ipuit-p+εit是自回归项，用以修正方程的残差序列的自相关性，提高模型估计结果的有效性。模型的估计结果如表5-4所示。

表5-4 生产者服务与制造业出口品技术结构的协整关系

续表

注：＊＊＊，＊＊，＊分别表示在1%，5%和10%的水平上显著，自变量各列括号内为上方估计系数的t检验值；协整检验所在列上方为ADF检验的t值，下方括号内为1%显著性水平检验的临界值。

从 Durbin-Watson统计量值可以看出，消除了模型的自相关，模型的估计系数有效。我们采用Engle and Granger（1987）协整检验方法，它是对回归方程残差进行ADF单位根检验，结果显示，各个方程的残差序列均在1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，据此，可以确定它们是平稳序列。因此，生产者服务与制造业各种技术水平出口品之间存在协整关系。从表5生产者服务的回归系数来看，生产者服务对不同技术水平的出口品都有正向的促进作用，但作用程度却有很大的差异：生产者服务对高技术出口品作用的弹性系数最高，达到2.29，其次是中等技术水平出口品，弹性系数为1.59，而低技术和资源密集型产品的弹性系数分别为1.17和1.31。总体来看，产品的技术水平越高，生产者服务对其出口增加的提高作用越大。

（2）生产者服务与制造业出口品技术结构的动态关系

为了进一步说明生产者服务的变化对制造业出口商品技术结构的动态影响，基于上述协整分析的结果，我们建立无约束VAR模型，并据此构造脉冲响应函数并进行了方差分解。各个模型滞后阶数采用的是AR root test检验以及AIC 和BIC准则确定。

①脉冲响应函数

图5-2至图5-12是生产者服务一个正的单位冲击对各种不同技术水平产品出口值产生影响的脉冲响应函数图。图中横轴是冲击作用的滞后期数（单位：年度），纵轴表示各种不同技术水平产品出口值的增长率，实线表示脉冲响应函数，代表了各种不同技术水平产品的出口值对生产者服务冲击的反应，虚线表示是正负两倍标准差偏离带。

对资源密集型出口品而言，生产者服务一个正的冲击从第一期开始是正的影响，正的影响在第5期达到最大值，之后在波动中下降（图5-2）。对低技术出口品的影响从第一期开始是负的影响，从第2期以后变成正的影响，这种正的影响在第4期达到最大值，之后快速下降，第8期以后处于平稳状态（图5-3）。生产者服务对低技术出口品中各个组成部分的影响是有差异的，虽然短期内它对纺织品、服装鞋类出口的增长快于玩具、运动器材以及一些时装产品出口的增长，但长期来看，对后者的影响更大（图5-4和图5-5）。

对中等技术出口品来说，生产者服务一个正的冲击从第一期开始是负值，负面影响在第2期达到最大，之后快速上升，在第4期达到正面影响的最大值，之后经历了4-6期的小幅下降后，在第6期以后稳定（图5-6）。在中等技术出口品的各个组成部分中，按照从小到大的顺序分析影响程度，生产者服务对汽车产品出口的影响最小，总体呈现负的影响，直到第9期后才转向正的影响；其次是加工产品，最后是工程设备产品。从正向影响来看，对工程设备出口增长的提升作用最大。（图5-7至5-9）

生产者服务对高技术出口品的冲击幅度最大，这种影响一开始就是正的，在1-5期，这种影响是在波动中快速上升，在第5期达到最大值，之后经历了第5-7期的小幅下降后，在第7期以后平稳（图5-10）。而将高技术出口品进一步细分，生产者服务对电子类出口品的影响尽管在第1-2期有小幅下降，呈现负的影响，但之后呈现递增的扩大作用，在第5期达到最大值，此后各期的影响维持在此最大值（图5-11），而对其他航空器和精密仪器类高技术出口品，虽然也是有正的影响，但影响程度要小于对电子类高技术产品的作用程度（图5-12）。

上述分析表明，生产者服务作为人力资本和知识资本的载体，对我国制造业出口商品结构优化的短期作用也是明显的。短期内生产者服务对高技术产品出口增长的提升作用最大，对中等技术产品出口虽然在一开始有降低增长的作用，但时间非常短，之后仍是有促进其出口增长的作用。而对资源和低技术产品出口增长有降低的作用。但从生产者服务对同种技术水平的不同出口品来看，其结构优化作用却有很大的局限性，这表现为对高端产品出口增长的促进作用很小，例如对其他航空器和精密仪器类高技术产品出口增长的促进作用小于对电子类出口品的影响。这说明生产者服务对我国出口商品技术结构的提升程度是有限的，源于我国生产者服务发展的滞后性，没有与我国制造业升级优化形成良好的互动。

②方差分解

脉冲响应函数描述的是一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的必要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性信息。表5-5给出了不考虑各种技术出口品自身贡献率的情况下，生产者服务对各种技术产品出口的贡献率。

表5-5 生产者服务对制造业各种技术水平出口品的贡献率

从表5-5中可以看出，生产者服务对资源密集型产品出口增长的最大贡献率达到30.6%，对低技术产品出口增长的最大贡献率为34.3%，对中等技术产品出口增长的最大贡献率为33.9%，而对高技术产品出口增长的最大贡献率则达到58.1%。进一步分析生产者服务对同类技术水平的不同出口品出口增长的贡献度：生产者服务对低技术出口品中的纺织品、服装和鞋类出口增长的贡献程度低于对玩具、运动器材以及一些时装产品出口的增长，前者最高为31.7%，后者最高为39.3%；对中等技术出口品而言，汽车产品出口增长的46.7%受益于生产者服务的增长，而化学工业和基本金属制品出口增长中的43.8%受益于生产者服务的增长，而工程设备出口中只有27.9%受益于生产者服务的增长；生产者服务对高技术出口品中电子类出口品出口增长的贡献率为37.4%，对航空器和精密仪器出口增长的贡献率为41.5%。上述分析说明，随着出口品技术水平的提高，它对生产者服务的依赖程度越高。这一点说明生产者服务是我国高技术产品出口增长的必要条件，说明了发展生产者服务的必要性。