大都市生产性服务业发展影响因素研究——以天津市为例

文/未江涛

【摘要】本文综合现有文献关于生产性服务业发展的影响因素，采用因子与回归联合分析的方法，以天津市为例，实证分析了大都市生产性服务业发展的影响因素。因子分析表明，生产性服务业发展受产业结构调整、市场开放度和经济发展水平多重因素影响，且不同因素在不同时期影响程度不同。回归分析发现，生产性服务业发展与产业结构调整、经济发展水平正相关，与市场开放度负相关。

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关键词 生产性服务业；因子分析；回归分析

【作者简介】未江涛，中共天津市委党校助理研究员，天津财经大学博士研究生，研究方向：产业经济与区域经济发展。

随着服务经济的兴起，生产性服务业在经济发展中的作用日益凸显，并逐渐成为国内外学者研究的热点。在对生产性服务业发展影响因素研究时，众多学者都是先从理论上提出假设，然后进行实证检验。这种研究思路在选择影响因素时，往往带有一定的主观随意性，容易遗漏重要因素，且所选因素之间易存在多重共线性，造成回归存在偏差等问题。在区域研究方面，多数学者比较侧重对国家层面生产性服务业发展的研究，对城市尤其是大都市生产性服务业发展的影响因素研究相对缺乏。根据数据的可得性和完整性，本文综合现有研究中所选影响因素，以天津市为例，采取因子与回归联合分析的方法，对大都市生产性服务业发展的影响因素进行了实证检验。采用该方法一方面可以从多角度选取影响因素，避免对重要变量的遗漏。另一方面，通过研究众多变量之间的内部依赖关系，用公因子来代替原始指标进行回归，能够尽可能多地提取主要信息，避免重要影响因素的遗漏。

一、指标选择和数据处理

根据现有文献对生产性服务业发展影响因素的研究，结合数据的可得性和完整性，本文选取11个指标作为影响因素（见表1）。由于信息传输、计算机服务和软件业；租赁业和商务服务业；科学研究、技术服务和地质勘察业在2004年以前没有明细统计数据，因此本文选取1984～2012 年交通运输、仓储和邮政业、批发和零售业、金融业和房地产业增加值作为生产性服务业发展水平衡量指标。

由于指标量纲不同，把原始指标直接计算综合得分，将很难给予合理的经济解释，因此，在因子分析前，本文先采用标准化公式对原始指标数据进行无量纲化处理。标准化公式为

二、因子分析

因子分析法是把一些具有错综复杂关系的变量归结为少数几个无关的新的综合因子的一种多变量统计分析方法。其基本思想是根据相关性大小对变量进行分组，使得同组内的变量之间相关性较高，不同组的变量相关性较低。每组变量代表一个基本结构，因子分析中将其称为公因子。因子分析的数学模型就是把n 个观测单位分别表示为p < k 个公因子和一个独特因子的线性加权和，即

标中共同出现的因子，因子之间通常是彼此独立的； εi 是各对应变量xi 所特有的因子，称为特殊因子，通常假定εi~N(0,σ2

i ) ；系数aij 是第i 个变

量在第j 个公因子上的系数，称为因子载荷量，揭示了第i 个变量在第j 个公因子上的相对重要性。由于所选指标相关矩阵中系数大于0.3 的比例在75%以上，可知11个指标之间存在较强的相关关系，可以进行因子分析。

（一） 主成分提取和公因子定义

因子分析的核心问题有两个，一是如何构造因子变量；二是如何对因子变量进行命名解释。首先采用主成分法提取公因子，按照特征值大于1 的原则，有3 个主成分对样本方差的累计贡献率达到了83.09%，代表了绝大部分信息，因此提取前3个主成分作为公因子（见表2）。令所提取的3个公因子分别为F1、F2、F3 。

为了对公因子合理解释和定义，本文选择方差最大化方法进行因子旋转，以使每个公因子具有最高载荷的变量数达到最小， 从而使公因F1、F2、F3 的主要构成成分更加清晰。根据旋转后因子载荷矩阵，11个实际变量和3个公因子之间的关系如下。

在公因子分析中，理论上一般认为载荷大于0.5就是显著的。为科学起见，本文选取大于0.7的载荷并分析变量的含义，从而对3个公因子进行命名。第一公因子F1 是3 个公因子中最重要的影响因子， 在第二产业增加值占GDP 的比重（ X3 ）、第三产业增加值占GDP 的比重（ X4 ）、工业增加值占GDP 的比重（ X5 ） 等指标上的载荷较大，分别达到0.994、-0.906和0.988,各指标反映了地区的产业结构水平，因此将F1 定义为产业结构因子；第二公因子F2 是次重要的影响因子，在外商直接投资比重（ X8 ）、政府财政支出占GDP 的比重（ X7 ）、邮电业务量（ X9 ） 等指标上的载荷较大， 分别达到0.923、0.863 和0.799，其中X8 反映了对外开放水平， X7 反映了国内市场化水平， X9 反映了国内信息化水平，信息化程度越高，越有利于提高市场化水平，因此将F2 定义为市场开放度因子；第三个公因子F3 在社会劳动生产率（ X2 ）、人均GDP 增长率( X1 ) 等指标上的载荷较大， 分别为-0.907和-0.790，反映了地区的经济发展水平，因此将F3 定义为经济发展因子。

（二） 计算因子得分

应用EViews6.0软件按照回归法计算3个公因子的因子得分，然后以各公因子的方差贡献率占总方差贡献率的比重作为权重进行加权汇总，建立因子综合得分函数，如下所示：

Yj = λ1F1j + λ2F2j + … + λiFij + … + λpFpj(i = 1,2,…,p)

其中， Yj 是第j 个评价对象的综合得分， Fij为第j 个评价对象在第i 个公共因子的得分， λi为第i 个公共因子方差贡献率占公共因子总方差贡献率的比重， p 为公共因子的个数。各公因子得分和综合得分见表3。表中因子得分与综合得分只代表在本文构建的指标下不同年份的相对差别。在考察期内，各公因子得分数值越大，代表该年份对生产性服务业发展水平的影响力越大，正值表示其影响力高于平均水平，负值表示影响力低于平均水平。

由表3 可以看出，1984～2012 年，因子综合得分都位于（-1,1） 区间内，说明该期间生产性服务业发展比较稳定，没有受到较大的外来冲击。综合得分存在正负性，说明不同年份生产性服务业发展围绕平均水平存在小幅波动，但总体趋稳。2004～2009年生产性服务业发展高于平均水平，但2010年后出现下降趋势，并低于平均发展水平。

从单个公因子得分来看，1984～1991年，产业结构水平和经济发展水平对生产性服务业发展的影响程度高于平均水平，特别是产业结构调整对其形成显著的正向冲击，1984～1989 年F1 得分普遍大于1，最高达到2.065。经济发展因子F3得分也分别在1986、1990、1991年大于1，对其发展形成明显拉动作用。但市场开放度因子F2在此期间得分较低，可能是因为受长期计划经济体制的影响，对外开放程度不高引起。1992～1999年，3个公因子得分普遍低于平均水平，仅经济发展因子F3 在1997～1999 年得分较高，这与1997 年国务院对天津定位形成的政策性刺激有很大关系。2000～2005年，天津产业结构调整对生产性服务业的影响渐弱，但我国加入世贸组织给天津发展带来了难得的发展机遇。作为北方最大的沿海开放城市，天津成为继珠江三角洲和长江三角洲之后新的投资热点地区，在此期间市场开放度因子F2 得分较高，而经济发展因子F3得分小于0，说明经济发展对生产性服务业的带动作用不明显。2006~2009 年，3 个公因子得分同时大于0，说明该期间产业结构调整、对外开放和经济发展同时推动生产性服务业发展。其中2006 年对外开放度因子F2 得分为1.78，对生产性服务业发展形成了显著的正向冲击，这与滨海新区开发开放有直接关系。但2010 年后，产业结构调整与对外开放度对生产性服务业的影响力减弱， F1 、F2 得分小于0， 仅F3 得分大于0，这与近年来生产性服务业发展综合得分较低一致。

针对该现象，本文认为在进行实证分析时，为了保证数据的可得性和连续性，用交通运输、仓储和邮政业、批发和零售业等传统行业作为生产性服务业发展水平的衡量指标，而把信息传输、计算机服务和软件业以及租赁业和商务服务业等新兴行业排除在外，是造成近年来生产性服务业发展与产业结构调整步调不一致的主要原因。同理，外商直接投资主要流向先进制造业和现代服务业，造成传统生产性服务业外资利用比重降低，导致对外开放度对生产性服务业的影响力降低。

三、回归分析

为了进一步检验产业结构调整、市场开放度和经济发展水平对生产性服务业发展的影响程度，本文在原有数据基础上加入了2004～2012年信息传输、计算机服务和软件业；租赁业和商务服务业；科学研究、技术服务和地质勘察业三个行业的数据，并将原始数据进行量纲标准化处理后作为被解释变量Y ，把公因子F1 、F2 、F3 作为解释变量进行回归分析。回归模型如下：

Yi = β0 + β1F1i + β2F2i + β3F3i + εi (i = 1,2,…,29)

εi~N(0,σ2i ) ， cov(εi,εj) = 0,(i ≠ j)

首先对序列做平稳性检验，检验结果如表4所示。

经检验， F1 、F2 、F3 序列的ADF 统计量均大于检验水平为5%的临界值，说明3 个变量都存在单位根，为非平稳序列。F1 、F2 、F3 一阶差分序列ADF 统计量均小于检验水平为5%的临界值，说明F1 、F2 、F3 一阶差分序列不存在单位根，为平稳序列，即变量F1 、F2 、F3 为一阶单整I （1） 过程。变量Y 的ADF 统计量小于5%临界值，说明变量Y 是一个带有漂移项的平稳过程I（0） 过程。由于多个I（1） 过程的线性组合可能是一个I（0） 过程，因此需对变量Y 和变量F1 、F2 、F3 做协整检验。根据Johansen 协整检验结果， 极大特征值（Max-Eigen） 为32.03，大于5%的显著性水平统计量24.16，拒绝不存在协整向量的原假设，说明在5%的显著水平上存在协整关系，即变量间存在长期均衡关系，可以进行回归分析。由于初始回归模型检验存在异方差，我们在模型中加入了被解释变量Y的一阶滞后项Y (-1)。回归结果如下：

Y = 1.044470 × Y(-1) + 0.056069 × F1

（74.72839） （3.156113）

-03033867 × F2 + 0.041324 × F3

（-2.559818） （4.044247）

R2 =0.998 D.W = 1.78 F =5014 T =29

模型调整后的值及F统计量都显示模型具有良好的整体显著性，同时对模型进行检验，结果表明不存在残差序列自相关和异方差。对模型进行Chow 突变点检验，发现在2004 年不存在突变点。因变量的实际值、拟合值以及方程的残差如图1所示。

由回归分析可知，生产性服务业发展与产业结构调整、经济发展水平正相关，与市场开放度负相关。在经济发展为生产性服务业提供正外部效应的基础上，天津致力于发展先进制造业和现代服务业，产业结构不断优化升级，使生产性服务业尤其是新兴生产性服务业成为制造业与服务业的粘合剂，为生产性服务业发展提供了硬件支撑和需求空间。而市场开放度表现为负相关，与因子分析中市场开放度对生产性服务业影响力降低一致。这可能是由于国内金融、租赁等行业长期存在垄断现象，导致市场进入难度大，阻碍了生产性服务业发展。从外商投资来看，说明FDI主要流向了其他领域，对生产性服务业投资过少。

四、结论和启示

（一） 结论

1984～2012年，天津生产性服务业发展受多种因素影响，且不同因素在不同时期的影响程度不同。

1.1984～1991 年，产业结构调整和经济发展水平对生产性服务业发展有较为显著的影响，带动力整体高于平均水平。市场开放度对生产性服务业发展影响不大。

2.1992～1999 年，产业结构调整和市场开放度对生产性服务业发展影响普遍较低，仅经济发展带动力略高于平均水平。

3.2000年之后，借助国家加入世贸组织的机遇，市场开放度对生产性服务业发展的影响程度逐渐增大，在三个因素中居首位。但2010 年之后，三大因素对生产性服务业的影响程度降低，处于平均水平以下。

4.回归分析结果表明，产业结构调整和经济发展水平对生产性服务业的整体影响为正，但市场开放度与生产性服务业发展水平呈现负相关。

（二） 启示

1.大力调整产业结构。从影响生产性服务业发展的因素来看，产业结构调整居首要地位。一方面，要加快工业的发展。工业发展为生产性服务业提供广阔的市场和需求，同时还提供重要的技术支撑，使其更好地满足生产企业的需求。尤其要加强制造业与生产性服务业的互动发展，通过搭建平台促进双方实现对接，使生产性服务业更好地促进制造业转型升级，提高制造业的竞争力。另一方面，要加快服务业的发展。服务业不仅包括生产性服务业，更是生产性服务业的重要需求体。针对传统生产性服务业占比大的现状，应通过大力发展信息传输、计算机服务和软件业以及租赁业和商务服务业等新兴服务业，带动服务业产值比重的上升和质量的提高。

2.继续提高市场开放度。从国内市场来看，行业的垄断和地方保护主义会严重阻碍生产性服务业的发展。一方面，要完善市场经济制度，深化国有企业改革，改变目前生产性服务业中高度垄断的局面，降低市场进入门槛，将民营和社会资本引入金融、电信服务、物流运输、科技研发等行业，提高行业的经营效率。另一方面，要消除地方保护主义，打破行政区划界限，整合区域内要素市场，实现资源共享和优势互补。生产性服务业属于知识和技术密集型服务行业，具有易流动和易交易的优势，加快市场化改革，放松政府规制，减少行业垄断，能够促进生产性服务业的合理发展和集聚，使之更好地服务于其他产业。从国际市场来看，应把握生产性服务业国际转移的契机，承接以生产性服务为主要内容的服务离岸外包。目前，随着信息技术的发展和贸易壁垒的降低，以及发达国家劳动力成本上升、市场竞争加剧，以生产性服务为主的服务离岸外包已形成继制造业转移之后的新一轮全球产业转移趋势。天津应抓住发展服务离岸外包的机遇，既要积极承接国际先进的生产性服务业转移，又要努力推动现有生产性服务业走出国门参与国际竞争，提升生产性服务业发展水平。针对目前外资流入较为充裕的现状，应鼓励和引导外资流向生产性服务业尤其是金融、科学技术等关键领域，避免制造业等产业投资过热而导致的生产性服务业投资紧缺，同时可以推动产业结构的合理调整。

3.不断提升经济发展水平。经济发展水平是优化经济发展环境的基础。生产性服务业属于知识和技术密集型行业，对当地知识和技术的集聚程度有很高的要求。从国内外发展经验来看，生产性服务业往往集聚在城市的中心城区，以利于知识和技术的交流和扩散。天津应充分利用滨海新区开发开放优势，借助经济发展改善投资环境，通过“腾笼换鸟”和“筑巢引凤”政策，推动生产性服务业在中心城区集聚发展。一方面要加快硬件基础设施建设，加大城市交通、通信、电力、供水等基础建设力度，扩张基础设施承载力，并致力于生态环境建设，打造宜居城市，吸引创新人才落户天津。另一方面要加快软件设施建设，积极打造服务性政府，将公共服务职能上升为政府的核心职能，以不断满足生产性服务业发展的需要。同时，要借助国家“营改增”的机会，尽力把政策涵盖到全部生产性服务领域，借势引导生产性服务业发展壮大。

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参考文献

[1] 李江帆.国外生产服务业研究述评[J].外国经济与管理,2004,(11).

[2] 朱胜勇.发达国家生产性服务业发展的影响因素——基于OECD国家生产性服务业的分析[J].城市问题,2009,(7).

[3] 盛龙,陆根尧.中国生产性服务业集聚及其影响因素研究——基于行业和地区层面的分析[J].南开经济研究,2013,(5).

[4] 吕政,刘勇.中国生产性服务业发展的战略选择[J].中国工业经济,2006,(8).

[5] 冯晓玲,张建.美国生产性服务业影响因素的技术层面分析——基于VAR模型的实证检验[J].国际经贸探索,2013,(10).

[6] 庄树坤,刘辉煌,张冲.中国生产性服务业发展的影响因素研究[J].技术与创新管理,2009,(6).

[7] 丁静秋,赵公民.中部地区生产性服务业集聚发展的影响因素——基于81 个地级市数据的实证研究[J].科技管理研究,2013,(10).

[8] 刘辉煌,雷艳.中部城市生产性服务业集聚及其影响因素研究[J].统计与决策,2012,(8).

[9] 曹苏娜,王素云,曹贻鹏.一种新的多元回归思路——因子与回归联合分析法[J].西安文理学院学报(自然科学版),2010, (2).

[10] 高铁梅.计量统计分析方法与建模[M].北京:清华大学出社,2006.

[11] 金浩.经济统计分析与SAS 应用[M].北京:经济科学出版社,2002.

（责任编辑：路辉）