生产性服务业产业结构论文

摘要：依据2004-2016年全国32个省直辖市和286个地级市数据，进行实证检验。结果显示，外资引入和制造业就业都对全国生产性服务业具有直接正向的就业效应；外资引入通过制造业就业对全国及各细分生产性服务业均产生了间接正向的就业效应。下面是小编精心推荐的《生产性服务业产业结构论文(精选3篇)》，欢迎阅读，希望大家能够喜欢。

生产性服务业产业结构论文 篇1：

生产性服务业集聚有助于农业高质量增长吗？

内容提要 本文采用中国省际面板数据和门槛回归技术考察了生产性服务业集聚对农业高质量增长的影响。结果表明：生产性服务业集聚显著地促进了农业高质量增长，且这种积极影响主要是通过驱动农业技术进步路径来实现的;生产性服务业集聚对农业高质量增长具有正向且边际效率递减的动态影响，而适度提升农户经营规模则能有效规避生产性服务业集聚所产生的这种边际递减溢出困境;生产性服务业集聚对农业高质量增长的积极影响存在显著的约束机制，只有当生产性服务业规模和城市化水平提升到一定程度以及城乡收入差距缩小到一定水平时，才会有效地释放生产性服务业集聚的支农溢出效应。因此，本文指出政府既要加快提升生产性服务业规模，也要注重释放其空间集聚的溢出红利，从而为新时代下农业的高质量增长提供新的动力。

关键词 生产性服务业集聚 农业高质量增长 面板门槛数据模型 约束机制

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一、引言

推动农业高质量增长是新时代下国家深化农业供给侧改革、保证农业安全稳定发展和实现乡村振兴的核心内容。但是，目前我国农业发展仍面临着资源过度开发、投入品过量使用、产业结构不合理、竞争力薄弱等一系列的现实问题，严重制约了农业生产质量的提升和效率的改善。因此，如何全面促进农业高质量增长，已成为我国有效推动农业供给侧结构性改革和实施乡村振兴战略必须完成和不可规避的现实任务。为了加快推动农业的高质量增长，政府出台了诸多强农惠农富农的扶持政策，这其中就包括了通过大力发展生产性服务业推动农业增长的举措。早在2014年国务院出台的生产性服务业发展文件就明确指出，生产性服务业涉及农业产业的多个环节，要促使生产性服务业与农业实现更高水平的融合。自此各地政府纷纷出台生产性服务业发展促进农业升级的相关政策，农业部等三部委也联合发布了加快发展农业生产性服务业的指导意见，试图有效推动生产性服务业与农业的深度融合。毋庸置疑，发展生产性服务业可能是破解当前农业发展难题、促进农业高质量增长和构建现代化农业生产体系的重要手段，但现有关于生产性服务业的文献主要聚集于制造业层面，而关于生产性服务业支农的研究并不多见。从理论上来看，生产性服务业发展不足或者服务功能缺失，会制约农业新技术的广泛推广使用，增加农业产品的安全风险，不利于农业整

* 基金项目：陕西省哲学社会科学基金项目“基于‘三变改革’背景下的陕西省农村‘两委’干部激励与制约体系构建”（2018S04）;陕西省哲学社会科学基金项目“基于‘一带一路’战略的陕西高等教育国际合作问题研究”（2017P01）

体质量的快速提升。郝爱民：《农业生产性服务对农业技术进步贡献的影响》，《华南农业大学学报》（社会科学版）2015年第1期。那么，当前我国生产性服务业的支农效果究竟如何？特别是，生产性服务业集聚能否推动农业经济的高质量增长？其作用机制又是什么？这些问题的回答对研究新时代下生产性服务业集聚影响农业高质量增长问题具有重要的现实意义。

生产性服务业对农业发展的溢出问题是近年来政府和学界关注的热点。相关研究主要集中在以下三方面：一是理论上探讨生产性服务业对农业发展的积极影响。Alesina等指出，伴随着分工，农业内部的一些服务功能会由生产性服务业来组织完成。A. Alesina and D. Rodrik， “Distributive Politics and Economic Growth，” Quarterly Journal of Economics， no.2， 1994， pp.465～490.李启平认为，由于农业分工的不断细化，致使服务业能明显促进农业的市场化水平。李启平：《我国生产性服务业与农业的关联性分析》，《求索》2008年第4期。朱涛发现，生产性服务业能推动农业快速发展，原因在于，生产性服务业会拓展农业产业链、增强专业化报酬、降低农业的生产成本。朱涛：《生产性服务业对农业外溢渠道机理及模型分析》，《中州大学学报》2017年第3期。二是关于生产性服务业对农业发展的影响研究。Reiner研究表明，生产性服务业作为直接投入要素推动了农业增长。K. A. Reinert， “Rural Conform Development： A Trade Theoretic View，” Journal of International Trade and Economic Development， no.4， 1998， pp.1～17.Adams实证发现，农业生产性服务业显著推动了土地变革，进而提升了南非的农业生产效率。M.E.Adams，“Agricul-tural Supporting Services for Land Reform，”The Land and Agriculture Policy Centre， no.5， 2011，pp.49～59.郝爱民考察显示，生产性服务业对我国农业效率提升、农民增收和产业结构调整等均具有重要作用。郝爱民：《农业生产性服务业对农业的影响——基于省级面板数据的研究》，《财贸经济》2011年第7期。魏修建和李思霖分析表明，生产性服务业有利于改善农业生产效率，且其积极影响不亚于工业。魏修建、李思霖：《我国生产性服务业与农业生产效率提升的关系研究——基于DEA和面板数据的实证分析》，《經济经纬》2015年第3期。三是关于生产性服务业与农业的互动关联的考察。潘正和王晓飞研究发现，生产性服务业与农业之间存在相互促进的关系。潘正、王晓飞：《农业与生产性服务业互动关系的实证研究——以广东为例》，《广东农业科学》2011年第19期。胡铭研究表明，生产性服务业与农业发展存在协同效应，主要表现为空间上的相互影响和共同发展。胡铭：《我国生产性服务业与农业协同发展效应研究》，《农业经济问题》2013年第12期。王耀中和江茜实证发现，生产性服务业与农业现代化效率之间的相互促进关联在中西部地区更为显著，东部地区关联效应则较小。王耀中、江茜：《生产性服务业对农业现代化效率的影响》，《商业研究》2016年第1期。

综上可知，已有文献为本文研究提供了较好的借鉴，但其多基于线性角度考察生产性服务业规模增长对农业发展的溢出效应，鲜有文献基于非线性角度探讨生产性服务业发展对农业高质量增长的动态异质效应，特别是关于生产性服务业集聚影响农业高质量增长作用规律和约束机制的研究很少。本文的创新在于：有别于现有聚集于探讨生产性服务业与农业的线性关联研究，使用面板门槛数据模型实证考察了生产性服务业集聚与农业高质量增长之间的非线性动态关联、作用路径和调节效应，丰富了生产性服务业支农领域的研究，为通过加快生产性服务业集聚、打好“政策组合拳”等手段来驱动农业高质量增长提出了一些新的思考，以期为新时代下有效推动生产性服务业与农业的深度融合、推动农业高质量增长，以及深化农业供给侧结构性改革和实现乡村振兴战略提供一定的参考借鉴。

二、研究设计

1.计量模型构建

本文在HansenB.E.Hansen，“Threshold Effect in Non-dynamic Panels：Estimation， Testing， and Inference，” Journal of Econometrics，vol.93，no.2， 1999， pp.345～368.门槛模型基础上，首先构建以生产性服务业集聚作为门槛变量的面板门槛数据模型如下：

qgrit=μi+α1psait·I（psaitγ1）+α2psait·I（psait>γ1）+…

+αnpsait·I（psaitγn）+αn+1psait·I（psait>γn）+θxit+εit（1）

式（1）中，qgrit和psait分別表示i省份在t时期的农业高质量增长水平和生产性服务业集聚水平变量，psait既为门槛变量，也是核心解释变量，γ表示门槛值;xit表示i省份在t时期的工业化、农业结构调整、自然环境等控制变量。I（·）是一个指示函数，当不满足括号内条件时，取值为0，反之取值为1。

生产性服务业集聚与农业高质量增长之间若存在非线性关联，这种动态关联是否存在一定的条件限制？本文拟进一步基于农户经营规模、生产性服务业规模、城市化水平和城乡收入差距等角度，揭示生产性服务业集聚如何影响中国农业高质量增长。这里分别以上述因素作为门槛变量（qit）构建非线性面板模型，如下：

qgrit=μi+α1psait·I（qitγ1）+α2psait·I（qit>γ1）+…

+αnpsait·I（qitγn）+αn+1psait·I（qit>γn）+θxit+εit（2）

2.变量设计和数据说明

本文以2003-2016年作为研究时段，基础数据主要来自《中国农村统计年鉴》《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。另外，西藏、港、澳、台等省区数据缺失较为明显，故从研究样本中予以剔除，最终选取中国内地30个省份作为考察对象，主要变量设定如下：

（1）被解释变量：农业高质量增长（qgr）。十九大报告中指出，农业高质量发展是生产要素投入少、经济社会效益好和资源配置效率高的发展，是坚持质量第一、效益优先的新型发展，核心途径在于从依赖要素投入的旧动能转向依靠全要素生产率的新动力。因此，全要素生产率是驱动农业效率提高和可持续发展的唯一来源，也是实现农业高质量增长的关键所在。鉴于此，这里选取全要素生产率指标来衡量农业的高质量增长水平，遵循传统的农业投入、产出的核算框架，基于产出导向的DEA-Malmquist生产率指数方法进行测度，进一步将其分解为农业技术效率变化和农业技术进步变化。关于投入产出变量的设定，这里选取农业增加值衡量农业产出，采用农村固定资产投资、农业机械总动力、农业从业人员、农用化肥施用量、农作物总播种面积、农药使用量、农业用水量、农用塑料薄膜使用量等作为投入指标。基于上述指标及省际面板数据，采用DEAP2.1软件测算可得2003-2016年各省份的农业全要素生产率指数及其分解，并参照韩海彬和张莉的做法，韩海彬、张莉：《农业信息化对农业全要素生产率增长的门槛效应分析》，《中国农村经济》2015年第8期。对测度数据做了变换处理，以此作为本文研究的被解释变量。

（2）核心解释变量：生产性服务业集聚（psa）。随着农业分工的深化，生产性服务业为农业生产经营活动提供了一系列服务和支撑，包括物流供应、技术研发、批发零售、金融支持、咨询管理、仓储流通等内容，其与农业发展的关联日益紧密。对于农业领域生产性服务业的界定，本文借鉴郝爱民郝爱民：《农业生产性服务业外溢效应和溢出渠道研究》，《中南财经政法大学学报》2013年第6期。的做法，将当前与农业发展息息相关的八个细分行业视为农业领域的生产性服务业，分别是：①计算机服务和软件业，②交通运输、仓储和邮政业，③批发零售业，④水利、环境和公共设施管理业，⑤租赁和商务服务业，⑥科学研究、技术服务业和地质勘查业，⑦金融业，⑧住宿和餐饮业等。对于psa指标的度量，本文采用区位熵方法进行测度，基本估算模型如下：

psaj=（sj/xj）/（s/x）（3）

式（3）中，s表示全国层面生产性服务业总就业人数，sj表示省份j的生产性服务业就业人数，xj表示省份j的就业人数，x表示全国层面的总就业人数。

（3）门槛变量。本文除了揭示生产性服务业集聚对农业高质量增长的影响规律及其门槛特征，还考虑到农户经营规模、生产性服务业规模、城市化水平和城乡收入差距可能产生的异质影响。上述维度的变量设置如下：①农户经营规模（fars），农户经营规模的大小会直接影响到农业技术的使用和普及，进而对农业的高质量增长产生重要影响，这里选取人均农作物播种面积来衡量农户经营规模;②生产性服务业规模（psc），采用生产性服务业从业人数来衡量其规模大小，并对原始的从业人员数据做了对数化处理，该指标越大表明生产性服务业规模水平越高;③城市化水平（urb），城市化是影响农业高质量发展的重要因素，加快城市化进程会促进农业的现代化和产业化，但也会导致农业人口和劳动力的外流和转移，这里采用各省份城镇人口占总人口的比值来表示;④城乡收入差距（gap），选取城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比来表征。

（4）控制变量。为了得到更稳健的估计结果，本文还控制了其他一些因素：①工业化进程（ind），为各省份第二产业增加值占GDP比重;②农业结构调整（str），为各省份粮食作物总播种面积占播种总面积比重;③农村公里密度（rden），为各省份农村公路与国土面积的比值;④土地利用能力（lanu），各省份的有效灌溉面积占耕地总面积比重;⑤财政支农力度（sup），为各省份财政农业支出占财政总支出的比重;⑥自然环境（envi），为各省份受災面积占总农作物播种面积之比。

三、实证结果与分析

1.生产性服务业集聚影响农业高质量增长的门槛效应

以生产性服务业集聚作为门槛变量检验发现，无论是否考虑控制变量，门槛变量均在不同显著性水平下依次通过了单一门槛、双重门槛和三重门槛检验，表明使用三重面板门槛数据模型来考察生产性服务业集聚的支农溢出是较为科学的。另外，本文还采用了以下两种手段进一步验证基本结论的可靠性：一是删除2003年样本，以2004-2016年为研究时段进行稳健性检验1;二是利用去掉平均生产性服务业集聚水平的最小值和最大值样本进行稳健性检验2。检验结果再次印证了基于三重面板门槛数据模型研究的合理性，而对农业技术进步和农业技术效率的检验也得出了与上述较为一致的结论。

具体估计结果如表1所示，模型1和模型2分别是不考虑控制变量和考虑控制变量的估计结果;模型3和模型4分别是稳健性检验1和稳健性检验2的估计结果;模型5和模型6分别是对农业技术进步和农业技术效率的门槛估计结果。通过模型2、模型3和模型4的结果可知：①工业化对农业高质量增长产生了一定的负面影响，如何合理协调工业化与农业现代化之间的关联，是工业反哺农业政策应重点考虑的问题;②农业结构调整对农业高质量增长产生了一定的抑制效应，这可能与国家优先确保粮食安全的战略密切相关;③农村公路密度显著地促进了农业高质量增长，原因可能在于，农村公路密度水平的提升有效提高了农业机械化运行效率和农产品市场化程度、降低了农业生产要素和产品的流动和扩散速度;④政府对农业的财政支持是农业科技投入的重要资金来源，增强政府财政支农力度将明显有利于农业高质量增长;⑤土地利用能力的系数显著为正，表明土地利用能力的提升明显有利于农业的高质量发展;⑥自然环境的恶化会严重制约农业发展，并对农业高质量增长产生不利影响。模型5和模型6的估计结果则表明，上述控制变量对农业技术进步和农业技术效率的影响均存在一定程度的差异。

由门槛模型2估计结果可知，生产性服务业集聚对农业高质量增长的影响呈现较为复杂的非线性规律，具体表现为：当生产性服务业集聚水平低于0.7860时，影响系数显著为正，表明在第一门槛区间内生产性服务业集聚具有显著的支农溢出效果。当生产性服务业集聚水平位于0.7860与0.8584之间时，影响强度为1.5535且显著，表明在第二门槛区间内生产性服务业集聚对农业高质量增长仍具有一定的正向影响，但这种积极作用已开始弱化。当生产性服务业集聚水平位于0.8584与1.1357时，估计系数仍显著为正，表明生产性服务业集聚对农业高质量增长仍具有明显的积极影响，且这种正向外部性溢出进一步减弱。在生产性服务业集聚水平超过1.1357的情况下，其估计系数仍显著为正，但作用强度相比其他门槛区间将减至最小。因此，随着生产性服务业集聚水平的提升，其对农业高质量增长的影响呈现出显著正向且边际效率递减的非线性动态特征。进一步计算发现，考察期内生产性服务业集聚的平均水平为1.0138，正处于第三门槛区间，新时代下如何克服生产性服务业集聚对农业高质量增长的弱化效果，应予以重点关注。另外，模型1、模型3和模型4的估计结果均较好地支持了本文的基本结论，即本文所得主要结论是稳健的。

模型5展示了基于农业技术进步路径的生产性服务业集聚作用效果，当生产性服务业集聚水平小于07999时，其对农业技术进步的积极影响最为显著。当生产性服务业集聚水平依次超过0.7999、0.8584和11357时，其对农业技术进步的促进效应在持续减弱。即随着生产性服务业集聚水平的提升，其对农业技术进步有着正向且边际效率递减的非线性规律，这和生产性服务业集聚对农业高质量增长的作用机制是一致的。模型6展示了基于农业技术效率路径的生产性服务业集聚作用机制，三个门槛值分别是0.8029、08853和0.9221，在第一、第二和第四门槛区间内生产性服务业集聚变量的估计系数均为负，而在第三门槛区间内估计系数为正，估计系数虽均不显著，但也在一定程度上表明生产性服务业集聚对农业技术效率具有不显著的倒“N”型作用机制，即只有在适度的生产性服务业集聚水平下才能在一定程度上改善农业技术效率水平。通过作用路径比较发现，生产性服务业集聚对农业技术效率的作用并不明显，通过生产性服务业集聚促进农业技术进步应是推动农业高质量发展的重要途径。

2.生产性服务业集聚影响农业高质量增长的约束机制

基于上文实证检验发现，随着生产性服务业集聚水平的提升，其对农业高质量增长有着正向且边际效率递减的作用，为了尝试破解生产性服务业集聚的边际效率递减约束，以期从产业集聚视角为推动生产性服务业和农业的深度融合寻找更好的突破口，这里将进一步基于农户经营规模、生产性服务业规模、城市化水平和城乡收入差距等四个维度，考察生产性服务业集聚对农业高质量增长影响可能存在的约束机制。检验发现，上述情形下均应采用三重面板门槛模型进行估计，具体结果见表2，由此可得以下结论：

第一，生产性服务业集聚影响农业高质量增长的农户经营规模门槛值分别为0.4962、0.6481和0.8967。第一门槛区间内生产性服务业集聚的影响系数为0.4103，并未通过显著性检验，表明过低的农业经营规模对促进生产性服务业集聚的支农溢出效应作用较为有限;第二门槛区间内生产性服务业集聚对农业高质量增长水平开始产生了显著的积极影响，且影响力度明显增强;第三门槛区间内生产性服务业集聚对农业高质量增长的积极作用在持续增强;第四门槛区间内生产性服务业集聚对农业高质量增长具有显著的促进效应且强度增至最大。因此，随着农户经营规模门槛区间的变化，生产性服务业集聚对农业高质量增长的影响具有显著的正向且边际效率递增的非线性规律，也只有农户经营规模超过一定限度时才会显著有利于生产性服务业集聚的支农溢出效应。从实际情况来看，考察期内绝大多数省份农户经营规模水平尚处于第二甚至第一门槛区间内，并不能有效地驱动生产性服务业集聚对农业高质量增长的积极效应。因此，新时代下，因地制宜地提升农户经营规模，才能有效克服生产性服务业集聚对农业高质量增长影响的边际递减效应，从而更有利于通过生产性服务业集聚驱动农业的高质量发展，这也符合当前国家积极发展适度规模经营的农业政策实际。

第二，基于生产性服务业规模门槛估计发现：当生产性服务业规模水平小于4.0271时，生产性服务业集聚对农业高质量增长具有显著的抑制作用，且此时的负面影响最为明显;当生产性服务业规模水平位于40271和4.6678之间时，生产性服务业集聚对农业高质量增长仍具有显著的抑制影响，但这种抑制效果已经开始减弱;当生产性服务业规模水平介于4.6678和5.0071之间时，生产性服务业集聚的影响系数为-02959，说明此时的负面影响已明显弱化;当生产性服务业规模水平超过5.0071时，生产性服务业集聚则明显促进了农业高质量增长。不难发现，在生产性服务业规模门槛约束下，生产性服务业集聚的支农溢出效应具有显著的“U”型非线性特征，即只有当生产性服务业规模水平超越一定门槛时，生产性服务业集聚才会出现明显的支农溢出现象，而未跨越规模门槛时，其则会负向调节生产性服务业集聚的支农溢出效应，但随着生产性服务业规模水平的提升，这种负向调节效应在持续弱化直至扭转。从实际情况来看，考察期内80%的省份生产性服务业规模水平尚处在第四门槛区间外，这预示着新时期我国应通过促进生产性服务业规模提升，最大限度地驱动农业高质量增长。

第三，在城市化水平门槛条件下，生产性服务业集聚的支农溢出效应呈现较为复杂的非线性关系，具体表现在：当城市化水平低于0.4211时，生产性服务业集聚显著抑制了农业高质量增长;当城市化水平介于0.4211与0.5332之间时，生产性服务业集聚对农业高质量增长的负面效应已明显弱化;当城市化水平位于05332与0.6360之间时，生产性服务业集聚对农业高质量增长开始产生了一定的积极影响;当城市化水平超越06360时，生产性服务业集聚开始显著地驱动了农业的高质量增长。由此可见，在城市化水平门槛下，生产性服务业集聚的支农溢出效应具有明显的“U”型作用规律，即只有当城市化水平超过一定门槛条件时，生产性服务业集聚才能更显著地促进农业高质量增长。进一步计算发现，考察期内山西、安徽、广西、贵州等19个省份的城市化平均水平还在0.5332以下，这些省份主要集中在中、西部地区。可见，当前城市化作用于生产性服务业集聚驱动农业高质量增长的效果还比较有限，通过加快城市化进程来深入推动生产性服务业与农业的深度融合，应是新时期推动农业高质量发展需要重点关注的。

第四，在城乡收入差距水平门槛条件下，生产性服务业集聚的支农溢出效应亦呈现较为复杂的门槛效应，具体表现在：当城乡收入差距水平低于2.2586时，生产性服务业集聚对农业高质量增长具有显著的促进影响;当城乡收入差距水平介于2.2586与2.7104之间时，生产性服务业集聚对农业高质量增长的积极影响已不显著且强度明显弱化;当城乡收入差距水平扩大至2.7104与3.7169之间时，生产性服务业集聚对农业高质量增长开始产生了一定的负面作用;当城乡收入差距水平扩大至超越3.7169时，生产性服务业集聚则会显著抑制农业高质量增长水平的改善。不难发现，随着城乡收入差距水平的扩大，生产性服务业集聚的支农溢出效应具有明显的倒“U”型作用特征，即只有当城乡收入差距水平缩小至一定限度时，生产性服务业集聚才能显著地促进农业高质量增长，说明过高的城乡收入差距水平会负向调节生产性服务业集聚的支农溢出效应。从实际情况来看，考察期内山西、内蒙古、安徽等18个省份的平均城乡收入差距水平已超越27104，仅天津的城乡收入差距水平位于第一门槛区间。可见，当前我国仍存在较为明显的城乡收入差距现象，严重制约了生产性服务业集聚的支农溢出效果。因此新时代下，政府不能忽视城乡收入差距持续扩大会负向调节生产性服务业集聚驱动农业高质量增长的事实，如果忽视城乡收入差距的影响反而可能会高估生产性服务业集聚的支农溢出效应。

综上可知，生产性服务业集聚对农业高质量增长的影响存在显著的约束机制，农户经营规模、生產性服务业规模、城市化和城乡收入差距等均异质调节生产性服务业集聚作用于农业高质量增长的溢出效应。总体看来，只有农户经营规模、生产性服务业规模、城市化水平和城乡收入差距达到一定条件时，才能最大限度地释放生产性服务业集聚对农业高质量增长的溢出红利。从考察期内的实际情况看，推动农业规模化经营能有效规避生产性服务业集聚对农业高质量增长的边际递减效应，而不断提升生产性服务业规模水平，加快推动城市化进程和持续缩小城乡收入差距也是当前有效释放生产性服务业集聚支农溢出的重要手段，这也为新时代下中国在推动生产性服务业支农过程中充分注重与提升农户经营规模和生产性服务业规模、推动城市化进程和缩小城乡收入差距等重大举措的协调发展提供了实证依据。

四、结论与政策建议

本文基于中国2003-2016年的省级数据，采用面板门槛回归技术实证考察了生产性服务业集聚对农业高质量增长影响的异质门槛效应及其约束机制。主要结论是：（1）入世以来，生产性服务业集聚显著促进了农业高质量增长，稳健性检验也支持了这一结论。从作用路径来看，农业技术进步是生产性服务业集聚支农溢出效应发挥的主要渠道，而生产性服务业集聚影响农业技术效率的效果并不明显;（2）生产性服务业集聚的支农溢出效应呈现正向且边际效率递减的非线性特征，其对农业技术进步和农业技术效率的影响分别具有显著的正向且边际效率递减和不显著的倒“N”型非线性规律;（3）提升农户经营规模能有效规避生产性服务业集聚驱动农业高质量增长的边际递减效应，在农户经营规模约束下，生产性服务业集聚对农业高质量增长的影响则表现为正向且边际效率递增的非线性特征;（4）生产性服务业集聚对农业高质量增长的积极影响具有明显的约束机制，在生产性服务业规模、城市化因素的调节下，生产性服务业集聚对农业高质量增长的影响均呈现出显著的“U”型规律，而在城乡收入差距约束下，生产性服务业集聚对农业高质量增长的影响则存在倒“U”型特征，只有生产性服务业规模和城市化水平提升到一定程度以及城乡收入差距缩小到一定水平时，才会最大限度地驱动生产性服务业集聚对农业高质量增长的积极影响作用。上述研究结果对我国推动生产性服务业与农业在更高水平上的有机融合，进而推动新时代下农业的高质量发展具有重要的政策意义。

第一，注重加快生产性服务业发展，推动其与农业在更高水平上实现融合。既要保持生产性服务业规模的合理扩张，又要科学统筹生产性服务业的空间布局，可通过设立合作示范区、产业集群、创新园区等方式促进生产性服务业集聚，有效提升生产性服务业集聚对农业高质量发展的驱动效应。同时，也要认识到生产性服务业集聚主要是通过农业技术进步途径来推动农业增长方式转变的，这表明政府应更加积极地把生产性服务业引入与农业技术研发、革新、升级和扩散等诸多与农业技术进步密切相關的领域，也要尽可能地消除生产性服务业集聚对农业技术效率的不利影响。

第二，应充分意识到生产性服务业集聚的支农溢出存在正向且边际效率递减的异质性非线性影响，应有选择性和有针对性地实施阶段性的产业发展和扶持政策，即在生产性服务业支农的不同情形下应体现出产业政策的异质性;同时，全国和不同区域均应结合自身生产性服务业聚集的实际对产业政策进行适时优化和动态校准，实施阶段性、滚动化的产业政策，处于高生产性服务业集聚区的省份应尽力规避集聚溢出效果的弱化现象，而处于低生产性服务业集聚区的省份应积极发挥后发优势，强化生产性服务业支农的深度和广度，从而促使生产性服务业真正成为农业高质量发展的重要动力。

第三，如何较好地规避生产性服务业集聚对农业高质量增长边际效应递减现象，是一个值得深思的难题，本文发现提升农户经营规模可以有效克服生产性服务业支农过程中存在的边际递减效应的问题。因此，新时期政府应加快推进集体经营、家庭经营、企业经营和合作经营等多种经营方式，积极培育新型农业经营主体，也要注重适度提升土地经营规模，不断提高资源利用率和土地产出率，鼓励引导承包农户采用出租、转包、转让及入股等方式创新土地流转形式，加快农业发展的产业化和机械化进程，不断促进农业发展的规模化经营，从而尽可能地释放农户经营规模，以提升其对生产性服务业支农溢出的积极影响。

第四，在释放生产性服务业集聚对农业高质量发展积极作用时，尤要重视生产性服务业规模、城市化水平和城乡收入差距等因素的约束和调节。总体上看来，不断提高生产性服务业规模水平、积极加快城市化进程，持续缩小城乡收入差距均是新时代下提升生产性服务业支农效果所应重点考虑的问题，如果忽视上述三个维度的约束则会导致生产性服务业集聚对农业高质量增长的积极影响效果被高估。因此，不同地区和省份应从以上三个角度出发着力加强保障体系建设，尤其是中、西部地区。在通过生产性服务业集聚支持农业高质量发展过程中应充分注重与生产性服务业规模增长、城市化进程和城乡收入差距等因素进行统筹考虑，积极发挥政策组合的叠加效应，进而更加有效地推动农业的高质量发展和增长方式转变。

作者单位：郝一帆，西北农林科技大学经济管理学院、西安石油大学经济管理学院;王征兵，西北农林科技大学经济管理学院

责任编辑：韩海燕

作者：郝一帆 王征兵

生产性服务业产业结构论文 篇2：

外资引入对生产性服务业的就业效应分析

摘 要：依据2004-2016年全国32个省直辖市和286个地级市数据，进行实证检验。结果显示，外资引入和制造业就业都对全国生产性服务业具有直接正向的就业效应；外资引入通过制造业就业对全国及各细分生产性服务业均产生了间接正向的就业效应。并且，外资引入对交通运输和仓储业、租赁业和商务服务业这类资金密集型的生产性服务业的就业效应是积极的，而对知识技术密集型的信息传输、计算机服务和软件业、金融业和科学研究、技术服务和地质勘查业的就业具有抑制效应，对房地产业就业效应不显著。产业结构优化也对生产性服务业就业具有积极作用，城市人口规模和工资水平对生产性服务业具有基础性的促进作用。

关键词： 外资引入；生产性服务业；就业弹性；制造业就业

一、引 言

生产性服务业既是一般性生产部门的上游行业，也是提高产品市场供给效率和质量的关键环节。随着我国高等教育水平和科技创新能力的增强，大批高素质专业人才涌入就业市场，成为生产性服务业的主力军，为市场经济注入新鲜血液。与此同时，“构建开放型经济新体制”的理念不断深化，经济和金融开放程度增强，利用外资能力提高。2016年，我国实际使用外资金额8132.2亿元人民币，同比增长4.1%。其中，高技术服务业实际使用外资955.6亿元人民币，外资逐渐向技术密集的生产性服务业聚集，对稳定经济增长产生了积极作用。然而，当前国内经济面临整体下滑的压力，制造业产能过剩，供需结构发生很大变化，就业海绵功能弱化，服务业成为吸收新增就业的主要部门，生产性服务业发展更是优化整体就业结构的重要力量。那么，在经济开放与经济结构改革两大趋势下，外资的引入能否对生产性服务业产生明显的就业效应？外资引入对各生产性服务业的就业效应是否存在差异性？厘清二者之间的复杂关系将有利于我国向服务型经济转型，保持经济持续增长，并通过经济结构改革建立统一、开放、有序的市场体系。通过估计外资引入对不同类型生产性服务业的就业效应，政府能够更准确地制定吸引外资政策，帮助我国各产业部门更好地利用外资，缓解经济增长放缓过程中的就业压力，从而推动生产性服务业更好地服务于实体经济，提高市场供给的质量与效率。

21世纪以来，服务业FDI对本地服务业自身的效率的提高，结构的优化以及就业的增加是否存在积极作用，受到了国内外学者关注。国内学者张志明和崔日明（2014）[1]的研究指出，服务进口抑制了我国服务业就业结构优化，只有服务出口和服务业FDI则具有显著的促进作用。陈果、陈汉林（2014）[2]的研究也佐证了FDI对优化服务业就业结构所产生的积极作用，但指出服务业FDI会对中国服务业就业数量产生轻微的挤出效应。因此，学者们大多认为在吸引外资时应更加倾向于投资资本和技术密集型的服务业，以提高就业质量和优化就业结构。张志明、崔日明（2014）[3]却建议在引入外资进入服务业同时更应侧重于中低技术服务业的引资规模，扩大中高技术服务行业出口。其原因在于他们从服务业开放角度分别研究服务进出口和服务业FDI对国内服务业就业结构优化的作用，发现只有服务出口和服务业FDI能显著优化服务业就业结构，外商投资我国服务业能帮助优化中低技术行业就业结构，但会抑制中高技术行业就业结构优化。李宏兵等（2016）[4]利用2008年第二次全国经济普查服务业企业数据检验了外资进入对我国服务业就业结构的影响，发现外资进入能整体上改善就业市场的性别和技能结构失衡，特别是对中低技术服务业的性别结构和高技术服务业的就业技能结构的优化效果明显，但会加重高技术服务业的性别结构失衡，并且外资引入对中西部地区服务业就业结构的改善作用大于东部地区。可见，外资引入对不同技术层次服务业的就业效应存在较大差异。生产性服务业也存在不同技术层次的部门，外资引入对不同技术层次生产性服务业的就业效应是否也存在明显差异还尚待研究。

国外学者Konings（2004）[5]利用企业层面的面板数据考察FDI对保加利亚、罗马利亚和波兰三个新兴国家本土公司效率的作用，发现仅在波兰市场上外国公司经营状况优于本土公司，FDI对保加利亚和罗马利亚本土公司生产效率具有负向的溢出效应，整体上积极的技术效应不及竞争效应带来的负面影响。Rutherford等（2005）[6]估计FDI自由化对俄罗斯商业服务业的影响，发现加入WTO后跨国公司直接投资商业服务业，能帮助俄罗斯在长期内获得24%的本地商业服务消费价值，其中关税壁垒的解除对本地商业服务部门的积极作用最大。国内关于服务业FDI的研究主要关注外资引入的经济效应，而国外发达国家学者的研究则更侧重于分析对外投资对本国服务业的影响。Imbriani等（2011）[7]采用DID方法估计了意大利对外投资对本土市场生产效率和就业的影响，发现意大利对外直接投资对国内就业和跨国公司整体的影响有限，但在制造业和服务业之间存在很大差异。对外投资会提高制造业的生产力和就业水平，但会抑制服务业的就业和生产效率。Ayumu（2017）[8]采用psm方法检验了2003-2005年FDI对日本本地服务业的影响，认为对外直接投资有助于增加服务业的整体销售量，跨国投资服务企业员工增加速度要明显高于国内服务企业。为寻求市场而发起的对外服务业FDI和制造业FDI能对国内产生显著正向的就业效应，制造业FDI的就业效应主要通过规模效应来产生。但也有迹象表明这与制造业跨国公司更高的资本密集程度、技术效率和出口量密切相关。Kambayashi和Kiyota（2015）[9]利用日本1995-2009年具有国外背景的公司数据检验了FDI对本土就业，特别是对制造业部门就业的影响，发现中国投资品价格的上升和美国投资品价格的下降都会导致日本跨国公司劳动力需求减少，但其失业问题的产生原因主要是国内劳动力与资本之间的替代。

国内外文献从FDI引入和发起研究了其对本土市场企业效率和就业等方面是否存在积极作用，但关于FDI引入外资对本土生产性服务业的就业效应的文献较少，以生产性服务业就业为研究对象的文献也大多局限于不同部门之间，特别是制造业。Moretti（2010）[10]估计了美国制造业对不可贸易部门的就业乘数，得出制造业就业对不可贸易部门的就業乘数约为1.59倍，而且高端制造业的就业乘数达到2.5倍。袁志刚和高虹（2013）[11]使用城市数据发现在中国这一就业乘数更低，大约为0.397。张川川（2015）[12]在研究制造业对细分服务业部门的就业乘数后，指出制造业就业对我国批发和零售、建筑和房地产等部门就业的带动作用最大，对科研和技术服务部门就业的影响最小。高技术制造业对服务业能产生积极的就业效应，而低端制造业就业对个别细分服务业部门就业存在一定程度的挤出效应。同时还发现，经济开放程度和市场化程度不同的地区城市制造业对服务部门的就业乘数也会存在差异。

鉴于生产性服务业与制造业发展之间息息相关，外资的引入既能通过投资生产性服务部门而产生直接效应，也可能通过进入制造业部门从而对生产性服务业产生间接效应。文章将试图在以下两方面进行突破创新：第一，将从外资引入的技术效应、间接效应和限制性因素等方面研究外资引入对生产性服务业就业影响的理论机制；第二，在考察外资引入对细分生产性服务部门的就业弹性时，将引入制造部门就业因素，以获得外资引入对我国各细分生产性服务部门就业弹性的更准确估计，同时，比较分析外资引入对不同生产性服务部门就业弹性的差异性。

二、外资引入对生产性服务业就业影响的理论机制

外资引入对本地生产性服务业最直接的影响是FDI的技术效应。引入外资的生产性服务部门在获得资金支持的后展开规模扩张，形成新的更有效率的运营模式，生产效率和质量大大提高。其自身规模的发展直接带来生产性服务部门就业的增长，同时也会对未引入外资的生产性服务部门产生竞争效应，促使其投入更多资金进行技术转型，扩大服务规模。另外一方面，生产性服务业以制造业和其他部门为服务对象，引入外资生产性服务部门以更高的效率和质量的服务于制造部门的过程，也是帮助实现制造业转型升级，经济快速增长，劳动力总需求增加的过程。从就业结构上看，外资引入生产性服务部门可能增加对高素质和高技术人才的需求。

外资引入制造业部门是对本地生产性服务业就业产生间接就业效应的主要渠道。受地方支持制造业发展的政策吸引，很大部分外资流入到制造业部门。制造业部门的快速发展会直接增加对本地生产性服务的需求。而生产性服务部门在提供專业的知识、信息和商业等服务的过程中也会实现自我提升和规模扩张，并不断衍生出更加先进、更加专业的服务，对专业化服务型劳动力的需求量也相应增加。另外，生产性服务部门大部分为非可贸易部门，受地域限制，地方生产性服务部门在服务本地制造业部门时具有绝对优势。那么根据克拉克定理，当外资进入地方制造业部门，从而提高均衡工资和就业水平时，作为非可贸易部门的工资和就业也会提高[13]。然而制造业对生产性服务业的就业弹性并非绝对为正，制造业部门拉高总体工资水平的后果可能是其他行业劳动力需求下降，从而对生产性服务业就业产生挤出效应。

FDI对生产性服务业的就业效应的大小还受限于以下因素：

服务业自身的发展水平。服务业发展规模和速度决定了其吸收就业的能力，我国经济逐渐向服务型转型的过程，也是服务工作者价值被认可的过程。服务业对经济增长贡献率越大，发展速度越快，对从业者的吸引力越大；规模越大，吸收就业人数越多。

当地职工的工资水平。对于生产企业而言，目标市场中需求者的收入越高，对供给产品的要求就越高，生产企业唯有投入更多的技术和宣传才能满足消费者需求。在这一过程中生产企业对生产性服务的需求也将增加。另一方面，本地职工工资水平较高意味着生产企业工资成本增加，促使生产企业不得不通过技术革新提高生产效率，从而增加对生产性服务的需求。

劳动力供给弹性。外资进入到本地市场时，或直接投资于生产性服务行业，或进入到制造业和其他服务行业。当本地市场劳动力供给不足时，各行业之间会为吸引劳动力而相互产生挤出效应。特别是早期地方吸引外资支持制造业的政策，可能会对服务业就业产生副作用。而当本地市场供给弹性很大时，市场对劳动力的需求总能得到满足，制造业的快速发展也会增加对生产性服务的需求，从而对本地生产性服务业正向的就业效应扩大。

综合上述理论分析，文章提出以下理论假设：

假设1：外资引入能直接地带动整体生产性服务部门的就业增加；

假设2：外资引入时，由于我国教育事业的与时俱进，高素质专业劳动力供应弹性较大，制造业部门就业增加能对生产性服务业部门就业产生积极作用；

假设3：不同细分生产性服务部门劳动力、资本知识结构需求的不同，外资引入产生的就业效应也存在很大差异。文章的经验研究将对以上假设进行验证，估计的对象既包括全国总体生产性服务业的就业弹性，也包括各细分生产性服务部门的就业弹性。

三、指标选取与模型构建

文章使用2004-2016年《中国城市统计年鉴》数据库，数据分析包涵了除港澳台、南沙、钓鱼台以外全国32个省（或直辖市）和286个市级地区。生产性服务业部门根据《2002年国民经济行业分类》选取，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、房地产业、租赁和商务服务业、科学研究、技术服务和地质勘查业，生产性服务业整体就业人数由以上6类细分生产性服务业部门加总而得。外资引入指标由地方当年实际利用外资金额，利用年均美元汇率进行折算成人民币，同时选取制造业从业人数指标以考察制造业对生产性服务业就业的作用。在产业结构优化趋势下，第三产业部门比重上升，新兴的生产性服务部门不断衍生，迅速发展，吸纳就业的能力也越来越突显出来。因此，模型中将使用第三产业增加值占GDP比重控制产业结构优化带来的生产性服务业就业增加。类似地，城市人口规模是各产业部门持续稳定运行的基础，从劳动力供给和社会需求两方面带来城市经济繁荣发展。单位职工的工资水平既对生产服务业部门的劳动力成本施加压力，同时也在很大程度上反映本地市场的消费能力。因此，为进一步避免遗漏变量问题，加入职工平均工资和年末总人口数来控制城市人口规模和职工工资水平的影响。

文章首先会使用面板普通最小二乘法（OLS）作为基准回归，但是从理论机制分析中可知生产性服务业与制造业之间存在相互作用关系，生产性服务业的就业也会反过来影响到制造业就业，从而无法准确估计外资引入时制造业对生产性服务业的就业弹性。鉴于城市规模扩张往往伴随着制造企业的大规模落地，土地城镇化速度越快，对制造企业的吸引力越大，而吸引服务企业入驻的主要是人口的城镇化，所以文章又将结合地方城市建成区面积变化和地区虚拟变量构建制造业就业变化的工具变量，采用带工具变量的广义多元自回归模型（IV.GMM）进行估计。计量模型如下：

ln empsit=α1+α2ln FDIit+α3ln emppit+α4ln FDI_pro+α5ln indstry3it+α6ln populationit+α7ln wageit+εit（1）

其中，empsit和emppit分别表示i地区t时期生产性服务业从业人数和制造业从业人数，FDIit表示i地区t时期实际使用外资金额，ln FDI_pro是ln FDI和ln empp的交叉项，表示外资引入通过制造业对生产性服务业就业的间接影响。indstry3代表第三产业增加值占GDP比重，population和wage分别表示年末总人口数和单位平均工资。模型估计时剔除了实际利用外资金额缺失的样本。

文章实证研究的第一步将检验假设1的观点，观察外资引入是否能对全国各地整体生产性服务部门就业产生带动作用？从而为地方在稳定就业增长政策中“是否应注重外资引入”确定基调。同时，也将观察在外资引入时，制造业就业对生产性服务业就业的促进作用是否存在？最后，通过对不同生产性服务业就业模型的估计，分析外资引入对生产性服务业就业的差异性，以此可以为地方制定精细的外资引入政策，引导外资在不同部门间的分配提供依据。

四、经验分析结果

（一）外资引入对生产性服务业的就业弹性

文章首先采用OLS方法和IV.GMM方法估计了整体生产性服务业就业的模型。表1报告了模型估计参数α的值和显著性。表中第1列和第2列展示了采用OLS方法对生产性服务业就业模型进行的基准估计结果。在未考虑FDI通过制造业对生产性服务业的间接就业效应以及年末总人口数、单位工资水平两个重要影响因子时，估计的系数值明显偏高，拟合度也更低。加入前述三項后OLS估计（2）的结果显示，外资引入对我国生产性服务业具有正向的就业效应，但不显著。制造业就业规模每增大1%，能带动生产性服务业就业上涨0.1185%。当外资投入到中国市场时，能通过制造业对生产性服务业就业也产生了积极效应，交互作用下，生产性服务业的就业弹性为0.0139。第三产业增加值占比的估计系数表明产业结构的优化也能带动生产性服务业就业增长，第三产业增加值占GDP的比值每增长1%，生产性服务业就业约增长0.01%。此外，生产性服务业就业对人口的弹性为0.4587，生产性服务业就业单位工资水平的弹性为0.2510。

在普通面板最小二乘法OLS回归的基础上，文章利用IV-GMM方法进行了稳健回归。与OLS回归结果对比，文章中使用的IV-GMM回归考虑到生产性服务业就业与制造业就业相互作用带来的内生性问题，通过引入了工具变量避免了带来的估计偏差。在未控制年末总人口和单位工资水平，不考虑FDI与制造业就业交叉作用的情形下，IV-GMM估计的外资引入系数稍小于OLS估计的结果，制造业就业的估计参数对生产性服务业就业具有绝对影响，生产性服务业就业弹性达到0.746。在使用降低内生性问题带来的估计误差后， IV-GMM估计的模型（2）显示，FDI对生产性服务业就业具有显著的促进作用，外资利用每增加1%，生产性服务业就业增加0.0132%；制造业就业每增加1%，生产性服务业就业能增长0.2716。同时，二者交叉作用下，生产性服务业的就业弹性约为0.01，意味着FDI引入通过推动制造业发展，能对生产性服务业就业产生间接的就业效应。

对比各影响因子的系数发现，年末总人口的增加对生产性服务业的就业弹性效应最大，就业弹性达到0.57，其次为单位工资水平和制造业就业水平。相比之下外资引入和产业结构优化对生产性服务业的就业弹性较小，这主要与我国生产性服务业发展还处于初期阶段有关。尽管目前来看，外资引入和产业结构优化对就业的推动力不够强劲，但随着生产性服务业集聚发展，较小的就业弹性也将意味着庞大的就业数量。第三产业增加值占比增加将是我国未来经济结构调整的重要趋势，也必然能对各地区生产性服务业就业产生长期的带动作用。

通过以上的分析可以判断外资引入对生产性服务业具有显著的就业效应，印证了文章的假设1。当前我国各地区生产性服务业的劳动力供给充足，制造业就业能带动地方生产性服务业就业增加。从FDI与制造业就业交叉项系数可见，外资引入能通过制造业对生产性服务业产生间接的就业效应，与文章的假设2一致。

（二）外资引入对细分生产性服务业的就业弹性

前述估计了外资引入对整体生产性服务业就业的作用，发现外资引入对生产性服务业就业不仅存在直接的带动作用，而且通过制造业就业也能产生间接的就业效应。然而，在生产性服务业内部，不同类型的部门之间对劳动力、资本和知识技术的投入结构也会存在很大差异。本小节将对交通运输、仓储和邮政业、信息传输、计算机服务和软件业、金融业、房地产业、租赁和商务服务业、科学研究、技术服务和地质勘查业，生产性服务业整体就业模型分别进行估计。理论分析显示，外资引入不仅是对国内产业发展的资金支持，还能带来技术支持，推动生产性服务业向高技术高专业水平转变。而我国目前制造业的结构决定了对生产性服务类型的需求，这也意味着FDI通过制造业对不同生产性服务业产生的就业效应也会存在差异。表2给出了细分生产性服务业就业模型估计的结果，对前述理论假设进行了进一步的检验。

表中第2行报告了外资引入对不同生产性服务业的就业弹性。从表中报告的系数可知，当外资引入金额每增长1%，交通运输和仓储业就业增长0.028%，租赁和商务服务业就业增长0.024%。而对信息传输、计算机服务和软件业、金融业就业和科学研究、技术服务和地质勘查业反而会产生直接挤出效应。外资引入金额每增长1%，本地信息传输、计算机服务和软件业就业下降0.08%，金融业就业下降0.017%，科学研究、技术服务和地质勘查业就业减少0.046%。这意味着FDI引入到本地市场仅能对交通运输和仓储业就业、租赁和商务服务业这类资金密集型的中低技术生产性服务业产生积极直接的就业效应，对本地高信息传输、计算机服务和软件业、金融业和科学研究、技术服务和地质勘查业等知识技术密集型的高技术生产性服务业就业反而会产生直接抑制作用。此外，外资引入对房地产业不会产生显著直接的就业效应。从理论机制分析中可知，直接就业效应主要通过资金和技术支持推动部门规模扩张来实现，可见在不同技术层次生产性服务业之间，FDI的资金和技术作用机制能产生截然相反的效应。这可能与地方科研技术人才短缺，劳动力弹性较小有密切关系。因而，从直接的就业效应来看，实际上外资引入仅仅能为地方生产性服务业在资金上提供支持，而不能从技术上起到带动作用。

表2中第3行展示了制造业部门作为生产性服务业的下游部门，其就业状况对生产性服务业具有显著的影响。除信息传输、计算机服务和软件业外，其他五个细分生产性服务业部门对制造业就业的就业弹性都显著为正，制造业部门就业每增加1%，与制造业关系更加密切的交通运输和仓储业、房地产业和科学研究、技术服务和地质勘查业的就业弹性分别达到0.344、0.241和0.235，金融业和租赁和商务服务业的就业弹性也达到0.131和0.088。然而信息传输、计算机服务和软件业对制造业部门的就业弹性显著的为负，制造业部门就业增长1%，信息传输、计算机服务和软件业就业却会下降0.265%。這可能是由于我国大部分地方制造业部门还处于从中低端向高端转型阶段，在张川川（2015）[14]的研究中指出2000年以来低端制造业对各类生产性服务业的就业弹性都为负，只有中高端的制造业的就业效应才显著为正。结合文章对制造业整体就业对各类生产性服务业就业的估计结果，可见我国制造业已经逐步摆脱了中低端生产模式，但尚未进阶到高端生产阶段，对信息传输、计算机服务和软件服务的需求还不大，与我国全面快速发展的信息技术形成极大反差，进而对该部门就业产生了挤出效应。随着我国制造业部门的成功转型升级，未来也将会对各细分生产性服务业产生积极的就业效应，带动我国生产性服务向更高端发展，容纳更广泛的就业群体。

从表3中第4行估计结果可以看到，外商投资与制造业就业的交叉项与各细分生产性服务业部门之间存在显著的正相关性，意味着外资引入能通过制造业部门对各生产性服务业部门产生间接就业效应。然而当引入外资时，通过推动制造业就业对不同生产性服务业的就业效应也存在差异。外商投资对信息传输、计算机服务和软件业的间接就业效应最大，信息传输、计算机服务和软件业的就业弹性达到0.054。其次为租赁和商务服务业、房地产业和科学研究、技术服务和地质勘查业，就业弹性分别为0.025、0.023、0.020。交通运输和仓储业和金融业对外资引入时制造业就业增加的就业弹性为0.005和0.017。

综合来看，上述分析结果都说明了外资引入对细分生产性服务业的就业效应存在差异，不论是直接就业效应还是间接就业效应，验证了文章的假设3。

同时，随着第三产业增加值占GDP的比重增加，产业结构得到优化，各类生产性服务业的就业都得到提高，特别是科学研究、技术服务和地质勘查业和信息传输、计算机服务和软件业。城市人口规模既代表了劳动力市场规模，也反映了本地消费市场规模，因而从供给和需求两方面作用，成为影响各类生产性服务业就业的基本因素，特别是交通运输和仓储业。城市年末总人口每增加1%，交通运输和仓储业就业将提高0.635%。这也离不开国内各地电子商务的快速蓬勃发展，一方面刺激城市居民进行网上购物，另一方面推动物流业不断扩张，吸纳大量劳动力进入交通运输和仓储业。但交通运输和仓储业与其他生产性服务业相比，整体工资水平的上涨产生的就业效应并不大。主要是因为交通运输和仓储业属于中低端生产性服务部门，对劳动力的知识和技术含量要求较低。在劳动力市场供给弹性充足的情形下，当整体单位工资水平上涨时，交通运输业不需要对本部门工资进行较大调整，也能招聘到足够的职工。相反，其他生产性服务部门就业则对单位工资水平上涨很敏感，房地产业的就业对单位工资的弹性达到0.548，信息传输、计算机服务和软件业就业对单位工资的弹性也达到0.414，改善工资待遇对促进这些类生产性服务业部门就业能产生显著效果。

五、结论和政策含义

当前国内经济增长放缓，全球经济增长仍缺乏动力，引发了人们对就业形势的强烈担忧，稳定就业增长也成为地方政府部门制定经济发展政策时的一大难题。生产性服务业作为知识、技术和人力资本融入生产过程，推动产业升级的关键渠道，也是吸纳高技术专业人才就业，优化就业结构的重要力量。因而，在“构建开放型经济新体制”的战略部署下，从各地区引进外资出发考察生产性服务业就业问题具有重大的现实性和紧迫性。文章首先从理论上梳理了外资引入对生产性服务业就业的作用机制，以此为基础提出三大假设；接着使用2004-2016年的《中国城市统计年鉴》数据实证检验了外资引入对生产性服务业的就业弹性，以及通过制造业就业产生的间接就业效应，并在估计不同生产性服务业就业模型的基础上分析了FDI就业效应的差异性。

经验分析结果显示：2003-2015年，中国外资引入每增加1%，直接带动生产性服务业就业提高0.0132%；通过制造业就业增长，外资引入能间接作用于生产性服务业就业，FDI与制造业就业二者交叉作用下，生产性服务业的就业弹性约为0.01。制造业部门的就业增长也对生产性服务业整体就业具有积极作用。从细分生产性服务业就业模型估计结果来看，外资引入对不同生产性服务业就业的乘数效应存在很大差异。对交通运输和仓储业就业和租赁业和商务服务业这类资金密集型的生产性服务业能够产生明显正向的就业效应，而对知识技术密集型的信息传输、计算机服务和软件业、金融业和科学研究、技术服务和地质勘查业就业具有抑制效应，对房地产业就业效应不显著。这意味着外资引入主要对生产性服务业发挥了资金支持作用，而技术上的支持有限。但外资引入通过制造业就业对各细分生产性服务业都具有积极的就业效应。产业结构优化也对生产性服务业就业产生积极作用，城市人口规模和工资水平对生产性服务业具有基础性的促进作用。

当前中国经济进入新常态，增长速度放缓，产业结构面临转型升级压力，生产性服务业的发展将承载时代使命，成为稳定就业增长，开放创新引领经济发展的重要力量。文章的研究说明，通过利用外资可以对生产性服务业就业产生显著直接或间接的带动作用。因此，地方应发挥自身优势吸引外资进入生产性服务业和中高端制造业。在外资有限，本国资本出现外流的不利环境下，地方经济政策应当制定分类引导利用策略，一方面在政策上扶持本土生产性服务业不断创新技术，提高服务质量，提高利用外资效率；另一方面对进入知识技术密集型生产性服务业的外资进行筛选，强调资金与技术的结合引入。此外，各地方都应认识到高端生产性服务业的发展与就业增长不仅需要资金支持，更需要大量创新性专业人才的投入。地方政府还要增强对高等教育和科学研究的重视，着重培育高素质专业性技术人才，同时制定地方性人才引进计划，增加高端人才市场的供给弹性。

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（责任编辑：钟 瑶）

作者：陈赤平　陈海波

生产性服务业产业结构论文 篇3：

制造业和生产性服务业关系的实证研究

摘要：本文以制造业和生产性服务业的关系作为切入点，通过实证分析的方法分析辽宁省的制造业与生产性服务业之间的协同关系。结果表明，制造业对生产性服务业的发展有较强带动作用，生产性服务水平的提高对制造业发展也存在一定的促进作用，但是生产性服务业的发展滞后于制造业的发展，并基于此提出了通过发展制造业生产性服务平台等方式来带动生产性服务业发展的建议。

关键词：制造业；生产性服务业；服务平台

一、 引言

改革开放以来，我国的经济发展取得了长足的进步，制造业也成为了我国经济发展的主要推动力。近年来制造业逐渐成为重点发展的战略性产业，尤其是先进装备制造业的发展将成为国家整个制造业发展的核心和基础，它为国民经济中其他各行业提供了生产所必需的技术装备和重要零部件。制造业要走向世界，在全球范围内争夺市场，需要进行技术创新，并且不断拓宽制造业的发展领域，寻找新增长点。而生产性服务业作为制造业的中间投入，将对装备制造业的发展进步起到至关重要的作用，装备制造业的升级需要大量知识和技术投入，而这些投入需要通过生产性服务业的发展来提供，这将拉动生产性服务业的发展。在制造业发展过程中，如果没有生产性服务业的支持，就很难迅速完成产业升级的过程，在制造业发展的现实中可以看到，产业结构调整和升级相对较慢的地区都是没有得到生产性服务业有效支持的地区，因此研究制造业和生产性服务业之间的产业关联特征将有助于分析两个产业之间的关系，充分发挥两个行业的特点，实现两者的共同发展。

关于制造业和生产性服业两个产业之间关系的研究，目前的文献主要是从制造业和生产性服务业互动或者融合发展角度进行研究。如童洁、张旭梅等根据制造业和生产性服务业的发展特点，从实物产品和生产性服务的内在关联提出了制造业和生产性服务业的融合发展模式，他们认为制造业与生产性服务业的产业融合将加速制造业产业升级，并且带动生产性服务业发展，产生新的经济增长模式，而通过这种融合的创新模式将大大提升两个产业的竞争力。原毅军、耿殿贺等运用博弈论的方法对处于技术关联条件下制造业与生产性服务业之间的技术研发策略进行了研究，结果表明两个产业的技术研发具有相互影响、相互促进的协同创新效应。唐强荣、徐学军等以交易费用和产业分工理论为基础，分析了制造业与生产性服务业间的关联关系，认为制造业效率的提升需要加深分工和加强专业化的发展对平，而生产性服务业通过服务种类和提供服务专业水平的提高对于制造业的发展有着天然的优势。

本文基于辽宁省制造业和生产性服务业的发展情况，分析两个产业之间是否存在相关关系，并且分析影响制造业和生产性服务业的关键参数及其对两个行业发展影响等问题，借此寻找到制造业和生产性服务的发展方向。通过实证方法分析制造业和生产性服务业之间的互动关系，并在此基础上提出关于制造业和生产性服务业发展的一些建议。

二、制造业和生产性服务业的发展情况分析

本文利用上述的理论模型分析辽宁省制造业和生产性服务业的关联关系，但是由于目前不同的学者在对这两个产业进行研究时对于两个产业的界定还没有取得完全的一致。因此，在通过模型分析得出计量结果之前，首先界定在本文中使用的制造业和生产性服务业所包括的具体范围。同时还对辽宁制造业和生产性服务业的发展情况进行介绍并进行一些分析。

（一）制造业和生产性服务业的界定

通常情况下制造业和生产性服务业的相关数据应该从相关行业投入产出表中获得，但是由于目前数据的统计原因，这些具体的数据难以获得。而且在各年公布的统计数据中相关的统计标准还存在一定的变化，使得数据利用存在一定的难度。尽管存在上述问题，在这里还是需要对制造业和生产性服务业进行范围的确定和统一，这将有助于我们更好地分析两个产业的关系，也能得出更有说服力的结论。本文所使用的生产性服务包括交通运输、仓储及邮政业，信息转输、计算机服务和软件业，金融业，房地产业，科学研究、技术服务和地质勘查业以及租赁和商务服务业等六个行业，因此这里界定的生产性服务业的范围比较宽泛，这样的分析将提供一个比较宽泛的分析制造业和生产性服务业的视角。制造业的界定与生产性服务业的界定不同，它的界定是较容易和统一的，本文所说的制造业就是统计年鉴中的制造业，相关的统计数据也是从统计年鉴中直接或者间接得到的。

（二） 辽宁省制造业和生产性服务业的发展情况分析

辽宁省是我国最主要的工业基地之一，尤其是在国家振兴东北老工业基地政策实施以来，辽宁制造业的发展得到了长足的进步。制造业是辽宁省的比较优势产业，大力发展制造业，尤其发展装备制造业是辽宁当前经济发展战略的重点方向。从2003－2010年间，辽宁省的制造业的工业增加值一直都保持两位数的增长率，平均增长率达到20%以上，而每一年制造业的固定资产净值年平均余额也保持两位数的增长率。这充分说明，辽宁省的制造业在此期间取得了比较快的发展。辽宁省的生产性服务业在此期间也取得了较快增长，但其增长的速度比制造业的增长较慢，而且在这一时期内生产性服务业劳动力的投入增长度比较缓慢，没有能够跟上生产性服务业发展的步伐（见图1）。

从辽宁省各个地级市制造业和生产性服务业的分布情况来看，在制造业发展比较快的地区其生产性服务业发展情况也比较好。在制造业所占比重（制造业的在岗职工人数占全省制造业在岗职工人数的比重）较大的地区其生产性服务业所占的比重（生产性服务业的在岗职工人数占全省生产性服务业在岗职工人数的比重）也比较大。2010年全省制造业所占比重最大的地区（大连、沈阳、鞍山）的比重分别达到27.15%、20.96%和10.95%，这几个地区生产性服务业所占比重分别是23.78%、26.72%和6.97%，生产性服务业的占比也是全省最高，这也说明辽宁制造业和生产服务业之间可能存在着一定的关联。本文下面将通过实证的分析方法来分析两者之间的关系。

三、 辽宁省制造业与生产性服务业关系分析

本文所说的制造业和生产性服务业之间的关系分析主要是研究两个产业之间的相互作用过程以及两个产业互动对于整个经济整体的影响，制造业或生产性服务业发展都对对方产生积极的影响，使得两个产业从共同发展过程中获得更大的收益。在制造业和生产性服务业发展机理上看，生产性服务业提供的服务依赖于制造业的产量，从而使得生产性服务业的劳动力和资本的投入也会依赖于制造业的产量，他们之间存在较强的关联。制造业和生产性服务业互动的必要前提是产业总体是规模收益递增，或者说至少应该是规模收益不变。当规模收益递增时，制造业和生产性服务业之间存在积极地互动意愿，只有这样制造业和生产性服务业的存在才会有意义。在这里利用高觉民和李晓慧提出的相关模型对辽宁省制造业和生产性服务业的之间的关系进行分析。这里我们使用柯布-道格拉斯生产函数对两个行业的关系进行分析，反映两个产业的生产总量的生产函数如下：

在模型中，下标M和P分别表示制造业和生产性服务业，QM和QP分别表示制造业和生产性服务业产出的增加值，用来反映两个产业的发展水平；LM和LP分别表示制造业和生产性服务业劳动投入量和从业人员数量，进行分析时用两个行业的在岗职工年末人数表示；KM表示制造业的资本投入量，用制造业固定资产年平均余额表示。Mar表示市场化程度指数，用来反映辽宁省经济发展的市场化程度指标，用来表示省内经济制度和经济政策因素等对两个产业的影响，使用樊纲和王小鲁在《中国市场化指数》一书中所测算的市场化指数表示；C代表城镇化水平，使用非农业人口的比重来表示，通常情况下，生产性服务业的发展受这个指标影响比较大，两者有一定的关联。模型中个变量的说明如表1所示。

本文采用2003-2010年的辽宁省的统计数据对制造业和生产性服务业的关系进行分析。数据主要来源2003-2011年的辽宁省统计年鉴，以及其他一些相关统计资料。其中，制造业的工业增加值是将历年包含在制造业各个子行业增加值的合并数，生产性服务业的增加值是历年第三产业增加值中的生产性服务包括交通运输、仓储及邮政业，信息转输、计算机服务和软件业，金融业，房地产业，科学研究、技术服务和地质勘查业以及租赁和商务服务业等六个行业增加值的合并数；制造业劳动力投入使用的是统计年鉴中历年制造业的在岗职工年末人数，生产性服务业的劳动力投入采用的是将其所包含的六个行业的年末在岗职工人数进行加总；制造行业的资本投入用全部国有以及规模以上非国有企业固定资产净值年末平均余额代替。同时为了消除历年价格水平波动的影响，在统计时将制造业工业增加值、生产性服务业的工业增加值和制造业的资本投入等数据以2003年为基期进行相应的调整。

运用以上对各个变量的处理结果，对联立方程进行回归分析，能够找到各个变量之间的有可能存在的因果关系。在实际对方程通过使用面板数据进行具体估计时，考虑到联立方程之间的相关性，在这里采用相关分析方法对参数之间的相关性进行估计。使用SPSS软件模型进行估计，得到的结果如表2所示。

通过上述模型中的所有变量的统计分析结果，同时结合辽宁省的实际情况，接下来将对统计结果进行讨论和分析。

首先，从表2左侧的关于制造业的统计结果中可以看到，生产性服务业的对制造业的影响系数为0.337，这说明服务业的产值增加1%，能够带动制造业的产值增加0.337%。也就是说，生产性服务业的发展将有效带动制造业发展，随着生产性服务的不断完善能够为制造业提供源源不断的知识、人力和技术的投入，从而促进制造业更加快速的发展。另外，制造业的资本投入对制造业的影响系数是0.738，这说明目前辽宁省制造业的发展在很大程度上还是依赖于固定资产的投入，也在一定程度上说明，目前辽宁制造业还处在一个较低水平上，还有非常大潜力可以挖掘。制造业的发展需要在制度安排和技术创新方面加以改进，逐渐实现由粗放型增长向集约型增长改变。其次，从表2右侧关于制造业的统计结果中可以看到，制造业对生产性服务业的影响系数为0.653，这说明制造业产值增加1%，能够带动生产性服务业产值增加0.653%。也说明随着辽宁省制造业的不断发展，其所需要的生产性服务也在不断提高，这也带动了省内生产性服务业的发展，服务业内各行业向制造业提供的生产性服务所占比重在提高。第三，从制造业和生产性服务的产出模型中可以看出，市场化程度或者说市场化指数对制造业和生产性服务业的产出影响都较大，对两个产业产出的影响系数分别达到了0.508和0.283。这说明，随着市场化程度的不断提高，它对辽宁制造业的发展和生产性服务业发展起到了非常积极的作用。这与辽宁省这些年坚持市场化改革有很大关系，随着辽宁省市场化水平的提升，辽宁城市化水平也在不断提高，人口流动不断加强，辽宁省生产性服务业增加值会有很大幅度提高。

通过以上的分析，可以看出辽宁省制造业和生产性服务业存在关联，两者间能够形成一种互动发展机制。伴随辽宁省制造业的发展，其对生产性服务的需求在不断增加，在较大程度上促进了生产性服务业的发展。而随着生产性服务业发展水平的不断提高，它为制造业提供的生产性服务能力也在不断加强，这也会促进制造业的发展。但是，比较制造业和生产性服务业相互影响关系，可以看出辽宁省制造业对于生产性服务业的带动作用更大一些，也从一个侧面反映了辽宁生产性服务的发展水平还比较低。在大力发展制造业的同时也应该加强对生产性服务业的投入，使之适应制造业的发展。

四、 结论与建议

本文基于辽宁地区的数据分析了该地区制造业和生产性服务业之间的关联关系。通过研究可以得到以下结论：首先，辽宁制造业和生产性服务业之间存在较强的互动关系，制造业发展能够带动生产性服务的发展，而生产性服务业的发展水平提高会反过来促进制造业水平的提高。其次，辽宁制造业对生产性服务业的带动作用明显比生产性服务业对制造业的促进作用要强，这说明生产性服务业发展更加依赖于制造业发展，这说明生产性服务业的发展谁有很大的潜力可以挖掘。第三，制造业和生产性服务业对于资本投入的依赖程度都比较高，而对于劳动力的投入依赖程度相比较而言都较低，这说明两个产业的整体发展程度还比较低，应加大技术、信息等创新能力的投入，促进产业升级。以上结论得出，两个产业之间互动关系不充分，尤其是生产性服务业对制造业提供的支持不够。因此，应该充分发挥两个产业特点，积极推动产业之间的互动作用，充分制造业对生产性服务业的带动作用，同时加大生产性服务业的服务能力，使之更好为制造业的发展服务，促进制造业的产业升级，进而形成一种产业之间的良性互动机制。基于以上的分析本文提出以下建议：

第一，基于以上分析，为促进辽宁制造业和生产性服务业的发展必须要增强两个产业之间的互动关系。生产性服务业的发展将成为制造业发展最重要的动力来源，而制造业的发展也将极大地促进生产性服务业的发展，二者之间的发展是相辅相成的，只有实现他们之间的良性互动才能实现两个产业的共同发展。

第二，基于辽宁省制造业和生产性服务业发展的特点，应该充分发挥制造业对生产性服务业的带动作用，打造一个依托于制造业的“制造业生产性服务平台”。这种服务平台是指利用现有的制造业产业集群优势，将原来属于制造业内部的生产性服务进行专门化发展，形成相对独立专业化结构，在为企业内部服务的同时再通过整合其他的服务机构等形成相对独立生产性服务平台。在这个服务平台的发展基础上，可吸引其他生产性服务企业聚集到这个平台周围，形成一种产业集聚，进而形成生产性服务集群。这种方式能够极大地促进生产性服务业的发展。

第三，由于制造业和生产性服务业的发展都依赖于经济环境因素，因此需要政府在经济政策方面给予一定扶持。目前辽宁制造业和生产性服务业的发展还处在初级阶段，需要进行大量的工作来完成产业升级，因此在政策方面需要关注生产性服务业向制造业集群的集聚，只有这样才能促进两个产业的互动，形成产业发展的良好机制。

参考文献：

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（编辑：王露）

作者：刘龙 李文国