商贸服务业与制造业长期关系及短期动态调整效应

李杨超，祝合良

(首都经济贸易大学 经济学院，北京 100070)

商贸服务业与制造业长期关系及短期动态调整效应

李杨超，祝合良

(首都经济贸易大学 经济学院，北京 100070)

以中国各省份作为截面单元，各省份1983—2013年的时间序列数据作为面板数据，建立中国制造业与商贸服务业增长的面板协整模型，通过面板单位根和面板协整检验以及完全修正的FMOLS估计，研究中国不同省份制造业增长对商贸服务业的依赖性以及地区差异性，在此基础上，进一步考察两者间短期动态调整效应。结果表明，中国各省份制造业与商贸服务业存在长期均衡关系，且东部地区制造业增长对商贸服务业静态依赖性高于中西部地区，各省份两者的长期均衡具有短期动态调整效应，但是短期内中国商贸服务业对制造业增长波动的动态调整度较低。

制造业与商贸服务业;静态依赖性;短期动态调整；长期均衡

在消费经济时代，现代商贸服务业与制造业表现出越来越强的互动发展特征。一方面消费者需求表现出日益多样化、个性化、多层次性以及多变性，现代商贸服务业作为联接消费者终端的服务业，需要及时掌握消费者需求信息，并有效传递给上游制造企业，从而降低产业链各环节的交易成本，为消费者带来价值增值。另一方面，消费者需求水平的提高、市场范围的扩大、市场分工程度日益深化，加快了现代商贸服务业与制造业的互动发展。商贸服务业利用现代信息技术和物流技术有效提高了商贸服务效率，并将先进的技术和人力资本传递给制造业，提高了制造业生产率[1-3]。商贸服务业与制造业专业化分工程度越高，制造企业越趋向于商贸服务外包，制造企业因此能够专注于核心业务，实现规模经济进而有效提高制造企业效率。同时，商贸服务企业内部分工逐渐深化，通过运用信息技术也获得了规模经济和范围经济。

商贸服务业与制造业互动发展模式非常丰富，如制造商主导的纵向一体化、零售商主导的逆纵向一体化、制造商主导的纵向合并、零售商主导的纵向合并等。从价值链角度来看，原材料采购、物流配送、产品销售等活动都属于商贸服务业范畴。制造商与零售商、批发商之间的市场势力对比以及双方交易产生的博弈会影响消费者价值、企业的运营成本及利润，进而客观反映出商贸服务业与制造业的互动发展关系。两者互动发展目的是对价值链进行整合，在创造更多消费者价值的基础上获得企业经济绩效的长期增长[4-8]。在消费经济时代，商贸服务业相对于制造业在产业链环节有信息和知识优势，从而在产业链中处于主导地位。零售商主导的价值链流程再造，可能成为推动中国制造业转型升级，从全球价值链分工低端走向高端进而获取产业竞争力长期优势的有效途径[9-12]。

然而，要弄清中国商贸服务业与制造业互动发展关系，首先需要从宏观上明确中国制造业与商贸服务业间的增长关系在长期与短期具有什么样的特征？本文运用面板协整模型分析中国制造业与商贸服务业两者增长的长期关系与短期动态调整，旨在从商贸服务视角为制造业发展提出实证分析的基础。具体而言，本文将研究中国不同区域的制造业与商贸服务业增长长期协整关系以及短期内两者间的动态调整效应，以此揭示出中国商贸服务业与制造业之间的长期和短期互动发展特征，从商贸服务角度为中国制造业发展提出有针对性的政策建议。

一 、中国商贸服务业与制造业增长关系的面板协整模型

本文选取1983—2013年28个省、市、自治区商贸服务业与制造业增加值数据，其他三个省、市、自治区(海南、重庆、西藏)由于个别年份数据缺失不纳入模型中。商贸服务业分为广义商贸服务业和狭义商贸服务业，狭义商贸服务业通常指的是批发业和零售业，本文商贸服务业指的是广义商贸服务业，包括批发业、零售业、交通运输业、仓储和邮政业、餐饮业。商贸服务业地区增加值为以上五类增加值总和。制造业增加值采用地区工业增加值。为了消除价格因素影响，本文商贸服务业每年实际增加值为地区商贸服务业名义增加值除以地区第三产业价格指数，制造业每年实际增加值为地区工业名义增加值除以地区第二产业价格指数。所有数据均来源于《中国统计年鉴》。

为了消除模型异方差影响，对商贸服务业与制造业增加值取对数分别记为lnXit、lnYit。其中Xit，Yit单位为亿元，令xit=lnXit，yit=lnYit，则中国商贸服务业与制造业增长的面板协整模型为：

yit=αi+βixit+vit(i=1,2,…,28;t=1,2,…,36)

(1)

由于αi，βi取决于地区特征，由于地区间制造业对商贸服务业依赖特征是不同的，所以面板模型存在异质性，即模型参数对于各省份是不相同的。

二、模型估计与检验

在考察面板协整关系之前需要对式(1)中的变量xit、yit进行面板单位根检验。

1.面板单位根检验

面板单位根检验是将模型中变量的各截面单元时间序列作为一个整体进行单位根检验，本文采用Im、Persaran和Shin的t统计量进行面板单位根检验，各地区商贸服务业与制造业增加值对数的面板单位根检验结果如表1所示，构成面板数据的商贸服务业与制造业增加值对数t检验下尾单侧P值均超过5%显著性水平，不能拒绝两者存在面板单位根的原假设，其一阶差分项t检验下尾单侧P值基本趋近于0，拒绝存在面板单位根的原假设，所以两者均为I(1)过程，这就说明各地区商贸服务业和制造业增长为非平稳过程，以此作为以下面板协整分析的基础。

表1 面板单位根检验结果

2.完全修正的最小二乘估计(FMOLS)和面板协整检验

对式(1)的面板协整检验就是对残差进行平稳性检验，即检验残差vit是否服从I(0)过程。菲利普斯(Philips，1986)证明了长期相关性的存在导致OLS估计是有偏的，基于OLS估计所得残差进行协整检验也就缺乏可靠性，于是菲利普斯和汉森(Philips & Hansen，1990)提出了完全修正的最小二乘估计(FMOLS)以实现变量间协整估计的一致性。麦克考斯基和高(McCoskey & Kao，1998)在此基础上提出了基于FMOLS估计的残差和存在长期协整关系为原假设的LM检验。鉴于此本文首先对式(1)进行FMOLS估计，再对估计得到的残差进行面板协整检验。

表2 中国制造业与商贸服务业面板协整关系Pedroni检验

表2为中国商贸服务业与制造业增长的面板协整关系Pedroni检验结果，上半部分是面板数据同质性假定的检验结果，面板v检验、面板 PP检验、面板ADF检验三个统计量的P值均小于5%，面板rho检验统计量值小于10%；下半部分是面板数据异质性假定的检验结果，组间rho检验、组间 PP检验、组间ADF检验统计量值均小于10%，所以不论从面板同质性还是面板异质性假定，检验结果都显著拒绝两者不存在协整关系的原假设，从而说明中国各省份制造业与商贸服务业增长存在协整关系，进一步通过FMOLS估计面板协整向量系数，结果如表3所示。

表3 中国商贸服务业与制造业增长面板协整FMOLS估计结果

表3(续)

关于面板协整向量系数，αi表示制造业增长对于商贸服务业的静态依赖性，是对商贸服务业需求的静态度量，βi为制造业增长对商贸服务业依赖性的动态度量，可以看出，全国所有省份βi系数符号都为正，且t统计量显著大于0，这与预计的结果一样，并且从数值来看，全国各地区基本相近，说明制造业与商贸服务业存在长期促进关系。从静态度量系数αi可以看出，上海、北京、辽宁、江苏等东部地区αi较高，分别为2.356、2.344、2.188、1.939；黑龙江、吉林、山西、湖北等中部地区αi较东部省份偏低，分别为2.184、1.884、1.629、1.380；贵州、陕西、甘肃、云南等西部地区αi整体最低，分别为1.375、1.295、1.195、1.120。因此，中国东部地区制造业发展对商贸服务业静态需求最高。造成这种差异的原因如下。

第一，改革开放至今，中国政府采取“先行一步”做法，率先在东部地区实行改革开放，政府通过低税收、廉价土地、低息的银行贷款等优惠政策优先发展制造业，吸引了大量劳动力聚集进而使市场规模不断扩大，而中、西部地区市场化进程落后于东部地区，市场规模远不及东部地区。根据斯密—杨格定理，市场规模扩张会促进分工的深化，进而提高劳动生产率，增加经济运行绩效，并且能够获得规模报酬递增收益。分工的不断深化促使制造业内部与产品制造相关的其他部门从制造业中分离出来，其中以产品服务为中心的商贸服务业规模不断扩大，制造业服务外包使得制造业与商贸服务业共享专业化收益。此外，使制造业与商贸服务业密切联系的重要因素是技术进步、人力资本和知识资本的积累。东部地区日益扩大的市场容量不断深化制造业与商贸服务业分工，从而形成不断迂回的生产链条和销售链条，进而促进了产业链各环节技术进步和人力资本的深化。同时，人力资本的深化促进了技术进步和知识资本积累，人力资本在专业化分工中“干中学”效应是人力资本深化的体现。东部地区得益于专业化分工，吸引大批高素质劳动力集聚。人力资本水平一般用给定时间段内平均受教育年限来表示，人力资本的具体计算方法以1983—2013年各省就业人员受教育程度所占的百分比为权重乘以受教育年限进行加权平均。受教育年限规定为：不识字为0年，小学为6年，初中为9年，中专或高中为12年，大专以上为16年。从人力资本水平可以看出，中国1983—2013年东部地区人力资本水平均值为8.655 3要高于中、西部地区的8.178 6、7.519 2。此外东部地区专业化分工和相关产业支持，促进了商贸服务业与制造业技术进步。东部地区商贸服务企业可以充分利用先进的信息技术、物流技术、销售中特色销售手段、市场信息研究部门、富有经营能力的企业家等人力资本内涵要素不断扩大销售规模，通过连锁经营方式及时把握消费者需求信息并反馈给总部，并采用规模化采购、品牌定制等方式加深与制造业互动，与制造企业实行信息共享，凭借信息和知识优势不断整合产业链各环节，在最大限度实现消费者价值增值基础上，实现与制造企业价值共享。这突出的表现为东部地区集聚了中国大部分制造企业，许多大型商贸服务企业也在东部地区聚集，如沃尔玛、家乐福、国美、苏宁等。特别是近些年东部地区发展起来的电子商务和标准化交易平台，更是加深了制造业与商贸服务业互动，凭借电子商务平台快速准确的信息传递和先进的物流技术优势，最大限度降低了交易成本。而中、西部地区由于地理位置劣势以及资源禀赋差异，自改革开放以来，市场规模显著小于东部地区，制造业多数是传统的资源密集型制造业和部分消费品制造业，并且以大型国有企业为主，制造企业通过内部化的销售和物流部门进行产品销售和原材料采购，导致对外部商贸服务业依赖性较小，所以商贸服务业与制造业产业分工程度低于东部。西部地区由于市场规模较小，商贸服务企业都采取单店经营模式、连锁化程度较低、业态也较为单一。商贸服务业集中度低，所以缺乏大型商贸服务企业集聚，商贸服务业对于产业链整合能力较差，缺乏与制造业互动。

第二，东部地区在市场化进程方面也显著高于中、西部地区，西部地区的制造业和商贸服务业国有企业比重显著高于东部地区，以非国有企业员工数占总就业人数的比重作为衡量市场化程度的指标，1983—2013年中、西部地区均值分别为0.288 1、0.265 8，显著低于东部地区的0.467 5。一般来说，由于国有企业整体上在流动性方面不及非国有企业，其快速响应市场需求变化、根据市场变化发现潜在获利机会以及根据自身核心优势外包出其他非核心环节等能力不及非国有企业。另外，国有企业在产业内和产业链分工协作方面也不足。所以，中、西部地区商贸服务业和制造业较高的国有企业比重一定程度上降低了制造业与商贸服务业互动发展，导致制造业对商贸服务业静态依赖度不足。

第三，商贸服务业作为生产性服务业的重要部门，制度因素起到重要作用。中、西部地区在企业间合同保护、产业竞争和产业发展政策、市场化运行规范、政府行政公开、经济单位间诚信，行业协会作用等方面都落后于东部地区。制度经济学相关文献表明，好的市场制度首先能够加深产业互动，提高企业效率；其次，能够规避集体“搭便车”行为，提高个体创新性；再者，能够准确发现市场信息，使得配置资源更合理；最后，能够增加信任度，降低交易成本，使资源集中于核心价值活动，减少寻租，稳定预期，减少短视行为。中、西部地区由于市场机制的欠缺以及制度建设的滞后，产生了较高的制度性成本，增加了制造企业与商贸服务企业间的交易成本，导致制造企业只能够将外部交易内部化，从而降低了制造业对于商贸服务业的静态依赖性。

三 、商贸服务业与制造业互动发展的短期动态调整

式(1)度量了中国不同地区制造业与商贸服务业间发展的长期均衡关系，体现出区域间差异性，即东部地区两者依赖关系程度更高，这也为下一步制订中国制造业长期发展政策和区域发展战略从商贸服务视角提供了依据。在此基础上，本文进一步分析两者短期动态调整效应。

考虑到面板协整的平稳性，所以在此基础上的误差修正模型也一定是平稳的，所以直接采用OLS估计误差修正模型，以考察商贸服务业与制造业增长的短期动态调整效应，模型如式(2)所示：

(2)

其中，vit为式(1)FMOLS估计所得到的残差，ecmi为短期动态调整系数，反应的是上一期偏离均衡的误差在本期得到修正。估计结果如表4所示。

表4 中国不同省份面板误差修正模型估计结果

表4(续)

各变量系数符号与预期一致，除天津、贵州、新疆以外，其他省份商贸服务业增长的短期变化对制造业增长产生显著的正向作用，其中江苏、浙江、安徽、广东、四川、云南的正向作用较大，短期变化系数σ2i均超过50%以上。从短期动态调整系数ecmi来看，安徽、湖北、黑龙江、贵州、四川、云南等地区都在15%以上，广东、广西、福建、浙江、山东、河南等地区误差动态调整系数较小。除新疆之外，所有地区误差调整系数都为正，这也印证了中国各地区制造业增长与商贸服务业发展的长期均衡关系。但是，中国各地区商贸服务业对制造业的短期变化的动态调整系数较低，基本上小于20%，而短期变化系数也都小于60%，而大部分OECD国家短期变化系数为90%，如表5所示，这也从一个侧面说明了短期内中国多数地区商贸服务业纠正制造业产量波动的能力整体偏低，商贸服务业与制造业整体互动程度还不足，具体原因如下。

表5 部分OECD国家面板误差修正模型估计结果

首先，中国各地区存在不同程度的地方保护主义，这可以从区域间商品价格差异度反映出来，地方保护主义无形中增加了区域间贸易的交易成本，并且一定程度上高于国际间贸易成本，使得本地制造业过剩产能原本能够通过国内区域间贸易化解转而依靠国际贸易，国内市场需求潜力也没有得到充分释放，一旦国际市场出现波动，中国制造业就会出现产能过剩，并且很难通过本国商贸服务企业得到化解。其次，中国商贸服务企业集中度比较低，2008年规模最大的10家零售企业市场占有率不足10%，远低于美国规模最大的10家零售企业市场占有率的25%。连锁经营程度低，企业整体规模较小，利用信息技术程度还处于初步阶段，对于消费者需求分析与制造企业信息分享还不足，所以消费者需求信息难以准确及时传递到制造企业。此外在物流配送环节，对于系统化物流技术运用还很不足，一定程度上造成了制造企业产品库存积压，进而导致制造业产量波动。最后，长期以来中国制造业发展利用了劳动力成本优势和较低的非市场化的资源价格。设计，研发和销售环节在发达国家，加工生产环节在国内的劳动密集型制造业以及大量消耗资源、污染环境的初级产品制造业导致制造业参与国际分工处于产业链低端，并且处于被发达国家“锁定”的状态，与本土商贸服务企业缺乏互动。本土商贸服务企业在传统“重生产，轻服务”观念下以及政府制度环境的限制下，难以发展壮大，所以中国一直缺乏具有像沃尔玛、家乐福等具有国际竞争力的商贸服务企业，商贸服务企业整合产业链能力不足，短期内难以化解制造业产能波动。

四、结论及政策建议

本文基于面板单位根检验和面板协整检验和估计，分析了中国不同地区商贸服务业与制造业增长的长期均衡关系以及短期动态调整效应。结论为：中国不同地区间商贸服务业与制造业增长存在长期均衡关系，东部地区制造业增长对商贸服务业静态依赖性高于中、西部地区，这主要与东部地区商贸服务业与制造业具有更高的产业内和产业间分工水平，较高人力资本水平和技术进步，较高的市场化程度以及优越的制度环境相关。在此基础上，进一步考察商贸服务业与制造业短期动态调整效应，发现商贸服务业短期变动对制造业产生正向影响，当两者偏离长期均衡时，商贸服务业能够一定程度修正两者间的偏离。但是，中国各地区商贸服务业对制造业增长的动态调整程度较低，说明两者间缺乏互动。

上述结论的现实意义在于：就中国制造业长期发展和产业政策而言，应该认识到制造业与商贸服务业发展的长期均衡关系，商贸服务业对制造业发展的起到显著的促进作用。中、西部地区制造业与商贸服务业互动发展与东部地区存在一定的差距。

第一，中、西部地区要加快市场化进程，改变单纯追求GDP增长速度而过度发展高能耗、高污染、低附加值的资源型制造业的体制机制，创造有利于商贸服务业发展的政策环境，由于中、西部地区正处于工业化中期，制造业发展仍然能够充分获得规模经济与范围经济潜力。所以要加强商贸服务基础设施建设，信息化网络设施建设，加强人才培养机制建设，吸引高素质人力资本聚集的优惠政策，大力发展现代商贸服务业，充分利用信息技术改造传统制造业和批发、零售、运输、仓储等传统商贸服务业，深化产业内与产业链分工，实现规模经济和范围经济。在深化商贸服务业与制造业专业化分工同时，需要培育出大型商贸服务企业，充分发挥商贸服务业信息和知识优势，整合产业链，加强与制造业互动，提升地区消费者价值的同时与本地制造业实现价值分享，促进制造业转型升级。

第二，中、西部地区要创造有利于两者互动发展的制度环境，加强法律法规体系的建设和完善，特别是企业间合同保护、市场运行规范、政府行政公开、经济单位间诚信方面，营造出有利于制造业与商贸服务业互动发展的制度环境，促进制造业转型升级。另外，地方政府应该在税收、土地、银行贷款等方面对本地非国有企业一定的优惠政策，创造与本地国有企业公平竞争的环境。

就中国制造业与商贸服务业短期动态调整效应而言，首先，短期内应该发挥商贸服务业在沟通制造商和消费者的纽带作用，充分利用信息技术，提高商品流通效率。商贸服务企业按照消费者需求，及时准确向制造商反馈需求信息，并利用现代物流技术，采取快速，精确化采购和库存，采取竞争性订单择优采购和择优销售机制，与制造商进行信息共享，最大限度使制造商快速，准确生产出符合消费者需求的产品，同时利用高效率的物流技术，系统化物流供应链，不断优化两者之间经济流程，降低交易成本，短期内实现制造业和商贸服务业产值平稳增长。其次，从长期来看，要充分利用中国国内市场，破除地方保护主义，充分释放国内市场的消费潜力，促进区域间贸易，降低区域间商贸服务成本，尤其是地方政府构筑的制度成本，促进本地制造业与区域外商贸服务企业互动来平抑本地制造业产值波动。

[1]GRUBEL H,WALKER M.Service industry growth:cause and effect[M].Vancouver,Fraser Institute,1989.

[2]FRANCOIS J.Producer services,scale and the division of labor[J].Oxford Economic Papers,1990,42(4):715-729.

[3]TEN T R,WOLFF E N.Outsourcing of services and the productivity recovery in US manufacturing in the 1980s and 1990[J].Journal of Productivity Analysis,2001,16(2):149-165.

[4]KELLY K H.The Antitrust analysis of grocery slotting allowances,the procompetitive case[J].Journal of Public Policy & Marketing,1991,17(2):173-184.

[5]SULLIVAN M W.Slotting allowances and the market for new products[J].Journal of Law & Economics,1997,40(2):461-493.

[6]LARIVIERE,MARTIN A,PADMANABHAN.Slotting allowances and new product introductions[J].Marketing Science,1997,16(2):112-128.

[7]DESAI P.Multiple messages to retain retailers:signaling new product demand[J].Marketing Science,2000,19(4):81-89.

[8]SUDHIR K.Are slotting allowances efficiency-enhancing or anti-competitive[J.Journal of Marketing Research,2006,43(2):137-155.

[9]宋则,常东亮,丁宁.流通业影响力与制造业结构调整[J].中国工业经济,2010(8):5-14.

[10]徐从才.服务业与制造业互动发展的价值链创新及其绩效——基于大型零售商纵向约束与供应链流程再造的分析[J].管理世界,2008(8):77-86.

[11]徐从才,盛朝迅.大型零售商主导产业链——中国产业转型升级新方向[J].财贸经济,2012(1):71-77.

[12]曹东坡，于诚，徐保昌.高端服务业与先进制造业的协同机制与实证分析——基于长三角地区的研究[J].经济与管理研究，2014(3)：76-86.

(责任编辑：张任之)

The Long-term Relationship Between Circulation and Manufacturing Industry and Short-term Dynamic Adjusting Effects

LI Yangchao,ZHU Heliang

(The College of Economics,Capital University of Economics and Business,Beijing 100070,China)

This paper chooses cross-section unit of the provinces and time-series data from 1983 to 2013 as panel data to establish the panel cointegration model of China’s growth of manufacturing industry and the commodity circulation industry in china.The growth of China’s manufacturing of different provinces in dependence on circulation and regional differences are examined by panel unit root,panel cointegration test and the FMOLS estimation.Short-term dynamic adjustment effects have been carried out between the the growth of manufacturing industry and the commodity circulation industry on this basis.The results show that the two industries have long-term equilibrium relationship,and manufacturing growth in the eastern region dependent on circulation is higher than that in the middle and west region,the long-term equilibrium in all provinces has short-term dynamic adjustment of short-term.

manufacturing and circulation;static dependence;dynamic adjustment of short-term;long-term equilibrium

2015-06-22

国家社会科学基金项目“加快我国商贸流通业知名品牌建设的对策研究”(10BJY084)；首都经济贸易大学研究生科技创新博士重点项目“现代流通业的公益性研究”(CUEB2014311)

李杨超(1985—)，男，首都经济贸易大学经济学院博士研究生，研究方向为商贸服务业发展；祝合良(1966—)，男，首都经济贸易大学经济学院教授，博士生导师，研究方向为商品流通、品牌管理、期货贸易、黄金市场。

F719

A

1008-2700(2015)06-0069-08