中国制造业与服务业双向溢出效应的实证分析

殷 凤

(上海大学 经济学院，上海 200444)

中国制造业与服务业双向溢出效应的实证分析

殷 凤

(上海大学 经济学院，上海 200444)

自20世纪80年代开始，全球产业结构呈现出“工业型经济”向“服务型经济”转型的总趋势。在产业结构不断调整与升级的过程中，制造业与服务业的互动体现得越来越明显。基于VAR模型的实证研究结果表明，制造业与服务业间存在着长期动态联系，但相互间的影响系数较小，说明目前两者间的良性互动尚未形成。制造业对服务业的影响系数之和小于服务业对制造业的影响系数之和，说明我国的专业化分工程度还不够高，大量中间服务需求尚未从产业链中脱离出来，制造业对服务业的依存程度较低，支撑和拉动作用有限。这一方面抑制了服务业的发展，同时也影响了制造业的价值实现和竞争力的提升。之所以如此，主要是因为产业间尚未形成一种协调发展的机制。计量模型及投入产出分析表明，中国制造业与服务业之间存在双向溢出效应，是互动发展的关系。推动两者的协调互动发展，对于中国经济增长和结构转型具有至关重要的意义。这将有助于产业链的整合，推动中国企业向全球产业链的中、高端环节演进，实现产品附加价值的增加和国际分工地位的提升。今后，我们应进一步引导企业及全社会来认识制造业与服务业的关系，大力提高自主创新能力，提升产业水平和能级，推进体制、机制和政策创新，深化与发展服务经济有关的各项改革，制订产业融合发展的战略规划及相关配套措施，建立起有利于制造业与服务业良性互动的机制，构建产业融合发展的环境，加强制造业与服务业关联与集聚式发展，推动建立有利于制造业与服务业融合互动发展的商业信用、诚信服务体系和公共服务平台，切实推进产业链的整合，以获得整合基础上的更大的产业发展空间和最大化效率。

制造业;服务业;双向溢出效应;互动;结构转型

一、引 言

自20世纪80年代开始，全球产业结构呈现出“工业型经济”向“服务型经济”转型的总趋势，制造业与服务业①在过去较长一段时间里，中国多使用“第三产业”，最近几年，“服务业”这一概念使用得越来越多，这两个概念的内涵大致相同。本文除引用和统计数据部分外，其余使用“服务业”的提法。之间的关系日渐成为学术界关注的热点。相关观点可归纳为“需求遵从论”、“供给主导论”、“互动论”和“融合论”。［1］36-37“需求遵从论”者认为，制造业是服务业发展的前提和基础，服务业发展处于一种需求遵从地位，服务业的发展是通过制造业的扩展引致发展的;［2］“供给主导论”者认为，服务业尤其是生产性服务业是制造业生产率得以提高的前提和基础，没有发达的生产者服务业，就不可能形成具有较强竞争力的制造业部门;［3］“互动论”者认为，服务业和制造业部门表现为相互作用、相互依赖、共同发展的互动关系;［4］“融合论”者认为，目前服务业和制造业的边界越来越模糊，两者出现了融合趋势。［5］

我们认为，制造业与服务业通过产业关联，会对彼此产生重要的影响，它们之间存在着互动关系。制造业是服务业的基础，制造业的发展一方面可为服务业提供“硬件”与技术支持、运行平台和诸多服务赖以存在的介质;另一方面，可以增加对服务业的中间需求。且随着制造业的不断发展，对服务业的需求层次和总量会不断提高，有助于增加服务产品，提高服务质量，扩大服务内涵和手段，带动服务业及整体经济的进一步发展。而服务业是一个包含众多部门的庞大产业，一些服务部门是满足最终需求的，其单位资本产出增长主要来自于生产过程本身，资本和技术发挥作用的空间较小，其生产率通常会低于制造业。这以消费者服务业为代表。随着这些服务部门占经济比重的上升，整体生产率增长和经济增长趋缓，可能导致鲍莫尔提出的“成本病”现象。但是还有诸多部门，它们依附于制造业企业而存在，贯穿于企业生产的上游、中游和下游诸环节中，以人力资本和知识资本作为主要投入品，把日益专业化的人力资本和知识资本引进制造业，是产品价值增值的主要源泉，被称之为生产性服务业(也称生产者服务业)。生产性服务业的发展集中反映了专业化分工的广度(服务门类或种类)与深度(服务数量或比重)。格鲁伯和沃克(1989)指出，在生产性服务中，大部分都以人力资本和知识资本作为主要投入。由于这种产出被用作商品与服务进一步生产的投入，它们最终是物化在为最后使用与出口而提供的商品与服务当中。“生产性服务部门乃是把日益专业化的人力资本和知识资本引进商品生产部门的飞轮……在生产过程中，它们为劳动与物质资本带来更高的生产率并改进了商品与其他服务的质量。”“生产性服务并没有取代制造业而损害经济的增长。它们只是现代经济发展的一种补充。”［6］1-2，225由于具有广泛的关联效应，生产性服务业发挥着所谓的“粘合剂”作用，充当着促进其他部门增长的过程产业的角色，能直接影响经济增长速度的快慢，并提高整体生产效率。国际经验也表明，制造业发展到一定阶段后，其附加值和市场竞争力的提升更多靠服务业支撑。

改革开放以来，中国经济取得了举世瞩目的成绩，特别是制造业的持续高速增长，使得中国经济总量位居世界前列。根据世界银行的数据，1978—2004年中国制造业增加值以2000年不变价格美元衡量的年均增速为10.89%，2000—2005 年为 11.1%，远远超过世界平均水平和主要国家指标。另据联合国工业发展组织估算，2007年中国制造业增加值(MVA)占世界的11.44%。但不容否认的是，中国制造业位于全球产业链的低端，资源消耗大，附加价值低，缺乏核心技术优势，整体竞争力不强，同时还面临着成本优势不断弱化，而国际竞争日益加剧的严峻形势。这样一种发展模式若不能得到及时、合理的校正，将可能使中国经济陷入“贫困化增长”的境地。

从服务业来看，2004年第一次全国经济普查后，中国第三产业增加值及占比有了较大幅度的向上修订，产业结构体现出第一产业占比缩小，第三产业占比逐步扩大，第二产业基本不变的态势。但是，我国三次产业中服务业比重依然较低，对国民经济发展的贡献率①产业贡献率指各产业增加值增量与GDP增量之比。不高，经济增长的动力主要还是依靠制造业拉动。(见图1)1978至2008年，中国服务业的增加值占GDP的比重仅由23.9%上升至40.1%，不仅大大低于高收入与上中等收入经济体，也明显低于同等收入水平的大部分国家。同时，中国服务业还面临“总体上供给不足，结构不合理，服务水平低，竞争力不强”等问题。［7］

图1 中国三次产业的贡献率

发达国家近20多年来产业结构变化的一般趋势是生产性服务业成为国民经济中的支柱产业。目前，在主要发达国家，以通信、金融、物流、专业服务等为主的生产性服务业占全部服务业的比重已超过50%。相比较而言，我国生产性服务业②生产性服务业的分类一直存在比较大的争议，导致不同分类所包括的部门、行业不完全一致。一般把中间需求率(指某一产业的中间需求与总需求的比例)大于50%的第三产业定义为生产性服务业，即表示该产业部门是以生产性服务为主的第三产业部门，属于为企业生产提供中间需求服务的生产性服务业。根据新国民经济行业分类(GB/T 4754—2002)和投入产出调查计算的产业部门的中间需求率，交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，金融业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业属于生产性服务业。的发展则甚为滞后。动态来看，改革开放以来，交通运输、仓储和邮政业以及金融业③由于无法获取1990年以前全部细分行业的增加值数据，且统计分类前后有较大差异，出于数据可得性和统计口径一致性的考虑，这里我们仅分析《中国统计年鉴2007》提供的1978—2006年交通运输、仓储和邮政业以及金融业增加值数据。增加值占GDP的比重始终很低，也并未体现出一种稳步增长的态势，甚至在20世纪90年代以后还出现了不同程度的降低。1990年，中国生产性服务业④包括交通运输、仓储及邮电通信业、金融、保险业、科学研究和综合技术服务业。占GDP的比重为13.2%，占服务业的比重为41.8%;2005年，生产性服务业①包括交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，金融业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业。占GDP的比重略有增加，为14.6%，但其占服务业的比重则下降至36.5%。生产性服务业是制造业与服务业融合互动的关键，其发展的滞后将影响制造业竞争力的提高，不利于中国经济的转型。

提升制造业的竞争力，实现产业的转型与升级是当前中国迫切要解决的问题。深入了解制造业与服务业之间的关系，把握其互动的内在机理，对于规划产业发展、实现产业链的高效整合、提升经济增长质量具有重要的现实意义。本文试图描述改革开放以来中国制造业与服务业的相互关系，检验它们在发展的过程中是否存在着相互影响，作用有多大，并探究其背后的政策含义。

二、中国制造业与服务业的关系

为了描述中国制造业与服务业间的长期关系，本文采用1978—2006年年度数据，运用向量自回归 (VAR)模型进行实证分析。M为工业增加值，S为第三产业增加值。原始数据来自《新中国50年统计资料汇编》及《中国统计年鉴》。

对于非平稳时间序列变量的回归可能是伪回归。首先，采用增广的Dickey-Fuller检验(ADF)检验序列M和S的平稳性。检验结果②受篇幅限制，单位根检验结果略。表明:M和S序列的二阶差分序列可在10%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，为平稳序列。

其次，建立向量自回归 (VAR)模型。VAR模型的优点在于无需事先区分变量的外生性和内生性，可以较合理地描述变量间的互动关系，通常用于刻画相关时间序列系统的关联和随机扰动项对变量系统的动态影响。

在实际应用中面临如何选择滞后阶数p的问题，滞后阶数越大，越能完整反映模型的动态特征，但是滞后期越长，模型待估参数越多，自由度将减少，因此应在滞后期与自由度间寻求平衡，通常依据AIC和SC准则确定模型的最优滞后阶数。

运用Eviews3.1软件，建立VAR系统。当滞后阶数p=3时，VAR模型AIC值和SC值最小，且多数系数显著，故选择p=3作为最优滞后阶数。运用最小二乘法对模型进行估计，结果如下:

圆括号中是估计系数的标准差，方括号中是t统计量。

结果显示，第三产业增加值对工业增加值的滞后影响系数分别为 －0.048、1.343、－0.923，滞后两期和三期时具有统计显著性，最大影响系数为滞后两期，影响系数和为0.372;工业增加值对第三产业增加值的滞后影响系数分别为 0.568、－1.143、0.684，均具有统计显著性，影响系数和为0.109，小于第三产业增加值对工业增加值的影响系数之和，说明工业对第三产业的依存程度较低，拉力不足。基于该VAR(3)模型所做的Granger因果检验也证实，两序列间存在互为因果的关系。实证结果表明，中国制造业与服务业之间存在长期动态联系，但相互间影响系数较小，说明目前两者间的良性互动尚未形成。

三、服务业对制造业的溢出效应

对柯布-道格拉斯生产函数进行拓展，将劳动力要素区分为生产产品的劳动力Lm和生产中间投入服务(即生产性服务)的劳动力Lps。函数形式为:

回归方程各变量对应的赋值方式如下:Y用工业增加值表示，并统一折算为1978年可比价;A为全要素生产率，Lm用年末制造业就业人员数表示;Lps用年末生产性服务业就业人员数①1978—2002年生产性服务业包括:交通运输仓储和邮电通信业、金融、保险业、科学研究和综合技术服务业。2003—2006年根据新国民经济行业分类 (GB/T 4754—2002)，生产性服务业包括:交通运输、仓储和邮电业、信息传输、计算机服务和软件业、金融业、租赁和商务服务业、科学研究、技术服务和地质勘查业。表示;K为第二产业固定资本形成总额。②受统计数据的限制，我们无法将建筑业的固定资本形成总额分离出去，只能使用第二产业固定资本形成总额的估计数。历年资本形成总额数据来自《中国统计摘要2008》。为将其分配到各产业中，利用可获得的按产业分的固定资产投资数据，③1995—1998年数据来自《中国固定资产投资统计年鉴》，1997、1998、1999、2000年和2002—2006年数据来自《中国统计年鉴》。计算出三次产业的投资比例，用第二产业的投资比例乘以固定资本形成总额来近似替代。由于固定资产投资价格指数直到1992年才开始在《中国统计年鉴》中公布，以前年份的数据无法得到，借鉴张军等(2003)的处理办法，［8］用《上海统计年鉴》提供的上海市的固定资本形成指数和固定资本形成总额，计算出上海市的固定资产投资价格指数(以1978年为1)，用该指数来代替全国固定资产投资价格指数对历年固定资本形成总额进行平减。

采用ADF检验方法对序列进行单位根检验。检验结果显示，序列 lnY、lnLm、lnLps和lnK及其一阶差分序列存在单位根，是非平稳序列，但它们的二阶差分序列均可在5%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定，lnY、lnLm、lnLps和lnK序列均为2阶单整序列。

根据协整理论，虽然这些经济变量本身是非平稳序列，但它们的线性组合却可能是平稳的，这种平稳的线性组合可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。［9］本文采用E-G两步法进行协整分析。

首先，对同属2阶单整序列的lnY、lnLm、lnLps和 lnK序列进行最小二乘法估计(OLS)，模型的估计结果如表1:

其次，用ADF检验判断残差序列的平稳性，检验结果显示，该残差序列不存在单位根，属于平稳序列。序列之间存在协整关系，模型设定是合理的。

表1 模型估计结果

从实证结果可得如下结论:各变量对工业增加值均有正的显著影响，lnK的回归系数(资本产出弹性)最大，达0.7486，即当年第二产业固定资本形成额增加1个百分点时，工业增加值约增加0.75个百分点，这表明投资对中国制造业有较大的拉动作用;制造业就业人员数增加一个百分点，工业增加值仅增加0.13个百分点，说明增加制造业劳动投入对工业的带动作用相对较小。这个现象的出现，可能与我国劳动力供给过剩且劳动力素质①因细分行业的人力资本更难以数量化，本模型没有考虑劳动力素质。若以平均受教育程度作为人力资本水平的代表，许多研究业已表明，中国制造业的人力资本投入水平较低，对经济增长的作用较小。相对较低有关;生产性服务业就业人员数增加一个百分点，工业增加值可增加0.48个百分点，表明生产性服务业劳动投入对制造业增长存在正的显著影响，若将劳动力素质引入生产函数，这种影响应该会更大。②从第五次人口普查数据(2000年)中可知，生产性服务业人口平均受教育程度高于制造业。这一结论从一个方面支持了本文的假定，即生产性服务业的发展对制造业存在“溢出效应”。

下面，我们再来看一下服务业对制造业劳动生产率的影响。构造如下计量模型:

其中，MP为制造业劳动生产率，PCK为制造业人均资本数量，PPS为生产性服务业就业人员数与制造业就业人员数的比值。③需要说明的是，基于不同的视角，影响制造业劳动生产率的因素很多，且各种因素之间还可能存在一定程度的关联，因而，实证研究中的变量选择和模型设定千差万别。本部分旨在考察服务业对制造业劳动生产率的影响，故采用了该简易模型。研究区间为1978—2006年，数据来自《中国统计年鉴》、《中国固定资产投资统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》相关各年。在对模型进行拟合时，为避免变量计量单位差异所引发的异方差，自变量与因变量均采用了自然对数形式。

用ADF检验方法，对序列进行单位根检验。检验结果显示，序列 lnMP、lnPCK和lnPPS存在单位根，是非平稳序列，但它们的一阶差分序列均可在5%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，即lnMP、lnPCK和lnPPS序列为1阶单整序列。

最小二乘法估计(OLS)结果如表2:

表2 模型估计结果

用ADF检验判断残差序列的平稳性，检验结果显示，该残差序列不存在单位根，变量间存在协整关系。

但从D.W.统计量来看，模型存在正的序列相关。采用Breusch-Godfrey序列相关的LM检验(p=2)，LM 统计量显示，在5%显著性水平拒绝原假设，回归方程的残差序列存在序列相关性，必须采取相应的方式修正残差的自相关性。本文采用AR(2)模型进行修正，回归估计结果如下:

再对新生的残差序列^εt进行LM检验，检验结果不能拒绝原假设，即修正后的回归方程的残差序列不存在序列相关性，估计结果是有效的。

从实证结果可得如下结论:制造业人均资本数量、生产性服务业就业人员数与制造业就业人员数的比值对制造业劳动生产率均有正的显著影响，制造业人均资本数量增加1个百分点，制造业劳动生产率提高0.86个百分点;生产性服务业就业人员数与制造业就业人员数的比值增加一个百分点，制造业劳动生产率将提高0.95个百分点，这表明生产性服务业劳动投入较之资本投入，更能提高制造业的劳动生产率。探究其背后的原因，是由于生产性服务业可将知识资本和人力资本引入制造业，这不仅有利于知识和技术的进步，弱化劳动投入和资本投入的相对重要性，同时，知识和技术的大规模专业化利用可实现报酬递增，从而促进劳动生产率的提高。这一结论再次支持了本文的假定，即生产性服务业的发展对制造业存在“溢出效应”。

四、制造业对服务业的溢出效应

由于统计①笔者在第一次全国经济普查后，探讨了服务业相关数据变化的原因及其影响，并利用修订后的数据重估了服务业增加值比重与GDP和人均GDP的长期关系式。详见殷凤、陈宪:《从经济普查看中国服务业》，《统计研究》2007年第10期。和体制方面的原因，中国服务业长期徘徊在较低的发展水平上，服务业增加值比重、就业比重和劳动生产率均偏低，也未体现出一种快于整体经济增长速度的发展规律。但是，我们认为，服务业的快速增长及其在国民经济中地位的提升是经济发展的客观趋势，中国目前尚处在工业化的中期，即由重工业化阶段向高加工度化阶段逐步推进的时期，制造业的发展将越来越多地依赖技术创新与技术进步，在产业链条不断向两端拓展和拉伸的趋势和要求下，制造业对服务业的需求会日益扩大，其依靠服务投入所实现的价值会越来越多。并且，随着专业化分工的不断深化，制造业企业会将更多的内部服务活动外部化，将诸多服务环节外包给生产性服务企业，这将大大促进生产性服务业②从经济学的角度来看，生产性服务业的产生和发展就是建立在成本优势基础上的专业化分工的深化，以及企业外包活动的发展。的发展。同时，由于许多技术和服务需要物化在产品上或依赖某些介质而存在，制造业的发展也会给服务业提供雄厚的物质基础、技术支持和运作平台。也就是说，制造业可以从需求和供给两个层面对服务业产生“溢出”。

分析中国投入产出学会公布的2002年投入产出表，可以得出制造业部门对服务业的需求。经初步计算，投入到制造业部门的生产性服务①需要说明的是，由于中国投入产出表的行业分类在1990年和2002年有较大差异，两个年份中生产性服务业所涵盖的部门不同，1990年为货运邮电业和金融保险业，2002年则包括交通运输及仓储业、邮政业、信息传输、计算机服务业和软件业、金融保险业、租赁和商务服务业、科学研究事业和综合技术服务业。统计口径的不一致会导致计算结果有一定偏差，实际数额可能小于2.04。在1990至2002年间增长了2.04倍(按1978年不变价格计算)。制造业对生产性服务的中间需求有较大程度的提升。这说明随着制造业的发展，其对生产性服务业的需求在不断增长，从而有助于服务产品、部门以及整体产业的衍生和发展。

下面我们构建一个简单的计量模型，考察制造业的增长是否会带动生产性服务业的发展。

其中，PS为生产性服务业增加值，②因无法获得分行业增加值1978—2006年所有的年度数据，且为了保证口径的一致性，这里的生产性服务业仅包括交通运输、仓储和邮政业以及金融业，数据来自《中国统计年鉴2007》。M为制造业增加值。③采用《中国统计年鉴》中的工业增加值。研究区间为1978—2006年。在对模型进行拟合时，自变量与因变量均采用了自然对数形式。

首先对序列进行单位根检验。ADF检验结果显示，序列lnPS和lnM及其一阶差分序列均存在单位根，是非平稳序列，二阶差分序列可在5%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，即lnPS和lnM序列为I(2)序列。

估计结果如表3:

表3 模型估计结果

用ADF检验判断残差序列的平稳性，检验结果显示，该残差序列不存在单位根，变量间存在协整关系。

但从D.W.统计量来看，模型存在正的序列相关。必须采取相应的方式修正残差的自相关性。本文采用AR(2)模型进行修正，回归估计结果④常数项没有通过t检验，故舍去。如表4:

表4 模型估计结果

以上结果显示，制造业增加值对生产性服务业增加值存在正的显著影响，制造业增加值增加1个百分点，生产性服务业增加值将提高0.87个百分点。可以在一定程度上支持我们的假设，即随着制造业的发展，其对服务投入的需求会拉动生产性服务业的发展，产生“溢出效应”。

五、结论与对策建议

本文对改革开放以来中国制造业与服务业之间的关系进行了实证分析。基于VAR模型的实证研究结果表明，制造业与服务业间存在着长期动态联系，但相互间的影响系数较小，说明目前两者间的良性互动尚未形成，产业链上的融合程度较低。制造业对服务业的影响系数之和小于服务业对制造业的影响系数之和，这在一定程度上可以说明，我国的专业化分工程度还不够高，大量中间需求尚未从产业链中脱离出来，服务外部需求不足，制造业具有产业内循环的特征，对服务业的依存程度较低，支撑和拉动作用有限。这一方面抑制了服务业的发展，同时也影响了制造业的价值实现和竞争力的提升。之所以如此，主要是因为产业间尚未形成一种协调发展的机制。由于意识、体制、机制尚未转变，不少制造业企业仍停留在自我服务的层面，外包生产性服务环节的意愿不强，对服务业的中间需求不足;制造业产业链条较短，产业间的前向和后向关联度较低，对生产性服务业的需求层次、总量不高;具有优势的产业集群尚未成熟，区域产业配套能力不强，抑制了生产性服务业的产业链整合和溢出功能的有效拓展和发挥。制造业的服务投入率低，其发展因缺乏金融保险业、信息业等部门的有效配合，而使发展空间受到限制;在生产过程以外因缺乏商务服务业的配套支持，而影响循环的实现及效率的提升;因缺乏综合技术、科学研究、教育等部门的发展，而创新不足、动力匮乏。事实上，这也正是目前“中国制造”陷入困境的症结之一。

当然，从另外一个角度来看，制造业对服务业的需求不足，也有服务业自身的原因。中国生产性服务业发展滞后，服务主体不健全，专业化、社会化程度低、服务成本高、同质化现象严重，缺乏核心服务能力，服务品种、服务业态和服务质量难以满足现实需求，难以为制造业提供高端、高效、质优、价廉的产前与产后服务。导致制造业企业或者自我服务，这与内部服务活动外部化的总体趋势相左，不利于企业核心竞争力的提升;或者借助于外部服务提供商，致使“中国制造”停留在全球产业价值链的中低端，高端环节和高额利润则被发达国家的跨国公司所掌控和攫取。目前服务的低水平、低效率，服务支撑体系的薄弱，已经成为制造业发展的瓶颈。

通过构建不同形式的计量模型及投入产出分析，我们发现，中国制造业与服务业之间存在双向溢出效应，是互动发展的关系。这一结论具有很强的政策含义。迈克尔·波特(1990)指出，制造业与服务业的结合对国家竞争优势关系重大。［10］中国目前正处在工业化的中期，特定的内部国情和外部环境均决定了这一进程难以逾越，也不可能一蹴而就。既然我们无法从“中国加工”、“中国制造”一步跨越到“中国创造”、“中国服务”，那么籍由制造业与服务业的协调互动发展，为服务业提供良好的发展基础，提升制造业的生产率和竞争力，对于经济增长和结构转型均具有至关重要的意义。而且，这种双向溢出效应若能得到更好的发挥，将有助于产业链的整合，推动中国企业向全球产业链的中、高端环节演进，实现产品附加价值的增加和国际分工地位的提升。

为此，我们应进一步引导企业及全社会来认识制造业与服务业的关系，大力提高自主创新能力，提升产业水平和能级，推进体制、机制和政策创新，深化与发展服务经济有关的各项改革，制订产业融合发展的战略规划及相关配套措施，建立起有利于制造业与服务业良性互动的机制，构建产业融合发展的环境，加强制造业与服务业关联与集聚式发展，推动建立有利于制造业与服务业融合互动发展的商业信用、诚信服务体系和公共服务平台，切实推进产业链的整合，以获得整合基础上的更大的产业发展空间和最大化效率。

［1］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，(6):35-41.

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［3］Karaomerioglu，Bo Carlsson.Manufacturing in Decline?A Matter of Definition［J］.Economy，Innovation，New Technology，1999，(8):175-196.

［4］Park S H，K S Chan.A Cross-country Input-Output Analysis of Intersectoral Relationships Between Manufacturing and Service and Their Employment Implications［J］.World Development，1989，17(2):199-212.

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［7］国务院办公厅.国务院关于加快发展服务业的若干意见［EB/OL］(2007-3-27)［2009-9-16］.http://www.gov.cn/zwgk/2007-03/27/content_562870.htm.

［8］张军，章元.对中国资本存量K的再估计［J］.经济研究，2003，(7):35-43.

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［10］迈克尔·波特.国家竞争优势［M］.北京:华夏出版社，2002:71.

(责任编辑:周成璐)

An Empirical Analysis of the Double Spillover Effect of China＇s Manufacturing and Service Trade

YIN Feng
(School of Economics Shanghai University，Shanghai 200444，China)

Since the inception of 1980s，the global industrial structure has taken on a general tendency to transforming from the"manufacturing economy"to the"servicing economy".During the process of the continuous adjustment and upgrade of the industrial structure，the interaction between manufacturing and servicing becomes more and more evident.This essay has an empirical analysis of the relationship between China＇s manufacturing and servicing since the reform and open-door.The result of study on the basis of VAR model indicates that there is a long-term dynamic relationship between manufacturing and servicing but the mutual influence coefficient is smaller，which accounts for an unformed positive interaction of the both.The fact that the coefficient summation of the influence of manufacturing on servicing is less than the coefficient summation of the influence of servicing on manufacturing shows that China＇s degree of specialized labor division is not high.On the one hand，a great deal of requirement of middle service has not been divorced from industrial chains;and on the other hand，the degree of dependency of manufacturing on servicing is lower.At the same tome，it is limited for the effect of supporting and driving.All this not only restrains the development of servicing but also holdbacks the enhancement of the value realization and competition.The situation becomes so，mainly because a harmonious mechanism between industries has not established.And by analysis of the computation model and the input-output，the author points out that there is a two-way spillover effect between China＇s manufacturing and servicing，which is interactive.It is a great importance for China＇s economic growth and structural transformation to promote the development of their corresponding interaction.In the coming years，China should go further to guide the enterprise and the whole society in understanding the relationship between manufacturing and servicing，greatly improving the ability to independent innovation，enhancing the industrial level and upgrade，pushing forward the innovation of system.mechanism and policy，deepening each reform related to servicing economy，working out the strategic programming and the supporting measure of industrial integrated development，establishing the positive interactive mechanism of manufacturing and servicing，constructing the environment of industrial integrated development，strengthening the connection and centralized development of manufacturing and servicing，setting up the trade credit，honest service system and public service platform that is propitious to the interactive development，carrying forward the integration of industrial chains，so as to acquire，on the basis of this，the greater space and biggest efficiency of industrial development.

manufacturing;service in dustry;two-way spillover effect;interaction;structural transformation

F121.3

A

1007-6522(2011)01-0091-11

2010-04-16

国家自然科学基金项目 (70803031);教育部人文社会科学研究2008年度一般项目(08JC790067);2009上海市“曙光计划”项目(09SG41)

殷 凤(1974- )，女，内蒙古呼和浩特市人。上海大学经济学院教授，经济学博士，主要研究方向:开放经济、服务经济。