第23卷 第5期 宁 波 大 学 学 报（人 文 科 学 版） Vol. 23 2010年9月 JOURNAL OF NINGBO UNIVERSITY（LIBERAL ARTS EDITION） Sep. 2010 工业增加值与工业总产值关系的行业差异分析 ——基于浙江省制造业面板数据的实证研究 郭 鹰 （浙江省社会科学院，浙江 杭州 310025） 摘要：利用浙江省28个制造业1995-2007年的面板数据，运用面板单位根检验和协整检验，从工业总产值对工业增加值的影响出发，对浙江制造业进行了实证分析。从长期来看，工业总产值对工业增加值具有较大的正向关系，但行业差异显著。在此基础上，分析了造成行业差异的主要原因，并提出了针对浙江制造业发展的相关政策建议。 关键词：工业增加值；工业总产值；行业差异；面板数据模型 中图分类号：F427 文献标识码：A 文章编号：1001 - 5124（2010）05 - 0101 - 04 工业总产值是工业企业在一定时期内生产值率作为经济效益评价指标，适用于专业化分工的以货币表现的工业产品总量，它可以表明工业程度接近的同一行业、生产相同或相似产品的企[2]企业、工业部门、地区以及整个工业在一定时期业之间进行比较。 内工业生产发展的总规模、总水平，在一定程序那么就制造业而言，工业总产值与工业增加上也可以反映一国生产力的发展水平，因此长期值之间的关系是否存在行业差异？本文以浙江以来工业总产值一直是我国工业经济的主要考省为样本，采用28个制造业的面板数据进行分核指标，并在一定时期内发挥了重要的作用。但析，从行业内部角度深挖工业总产值与工业增加是，由于我国工业总产值是按“工厂法”计算的，值的关系。 而且因为其价值构成的影响，在实际工作中有较一、实证模型及数据 [1]大的局限性。 本文建立的工业增加值与工业总产值的面工业增加值是工业企业在一定时期内生产板数据模型如（1）所示。 的产品价值中扣除消耗的外购原材料、物品和劳lnV =α + βlnG +u （1） itii itit务价值后的余额。它与工业总产值之间的主要区（1）式中V代表工业增加值变量，G代表别在于总产值不仅包括工业增加值的内容，并且工业总产值变量，i为1-28，分别表示制造业中包括原材料的转移价值，因而重复计算严重。随28个行业（因工艺品及其他制造业和废弃资源着工业生产的发展，分工愈来愈细，企业专业化、废旧材料回收加工业统计数据不全，所以未含在协作化程度越高，产品转移价值的重复计算次数内）；t表示不同的年度，本文中表示1995-2007；愈来愈多，这样就不能确切地反映生产活动情u为随机扰动项。为消除序列异方差，对模型进it况。实际工作中，通常将工业增加值率作为衡量行了对数化处理。 经济效益的一项重要指标。工业增加值率指在一本文使用的各变量时间序列数据分别取自定时期内工业增加值占同期工业总产值的比重，各年度的《浙江省统计年鉴》，因1995年前的分用来反映降低中间消耗的经济效益。用工业增加行业统计数据无法获取，所以本文的研究采用—————————————— 收稿日期：2009 - 11 - 16 基金项目：浙江省社会科学院重点课题（09CZD01）。 作者简介：郭鹰（1967 -），男，浙江杭州人，浙江省社会科学院经济研究所副研究员，博士。
102 宁波大学学报（人文科学版） 2010 1995-2007年的统计数据。 即 二、实证分析 α≠α，β≠β。 （4） ijij（一）面板数据平稳性检验 面板数据包括横截面和时间两维的数据，如对工业增加值（lnV）和工业总产值（lnG）果模型设定不正确，将造成较大的偏差，估计结变量分别进行LLC、IPS（W）、ADF—Fisher和果与实际将相差甚远，因此研究面板数据的第一PP—Fisher四种检验对其水平值和一阶差分值步是检验所研究的问题属于上述三种类型的哪进行检验。检验发现，经过一阶差分后，所有变一种，广泛使用的方法是协方差分析检验。主要量都变得平稳，以1%高置信度通过了单位根检检验两个假设： 验，即各个行业所有的变量都是一阶单整，也即H1：β1=β2= … =βN I（l），所以各个行业各个变量之间存在协整关H2：α1=α2= … =αN，β1=β2= … =βN 系的可能。具体结果见表1。 如果接受假设H2，则可以认为样本数据符（二）面板数据协整检验 合模型（2），无需进行进一步的检验。如果拒我们采用Johansen面板协整检验方法，在绝假设H2，则需检验假设H1。如果接受假设H1，滞后期取最大值11时，结果见表2。 则认为样本数据符合模型（3），反之，则认为从检验结果可以看出，浙江制造业的工业增样本数据符合模型（4）。对应假设H1和H2，加值和工业总产值的面板数据之间存在一个协在检验的过程中构造的检验统计量分别为： 整关系。 (s−s)/[(N−1)(k+1)]（三）面板数据模型的选择与回归 31F2=~ F[（N-1） s/[NT−N(k+1)]根据截距项α和系数项β的不同，可以将模1型分为三种类型： （k+1），N（T-k-1）] （5） 无个体影响的不变系数模型，即 α=α，β=β； （2） (s−s)/[(N−1)k]ijij21F1=~ F[（N-1）k， 含有个体影响的不变系数模型即变截距模s/[NT−N(k+1)]1型，即 N（T-k-1）] （6） α≠α，β=β； （3） ijij给定显著性水平α，若F2＞Fα，则拒绝假含有个体影响的变系数模型即无约束模型，表1 面板数据单位根检验结果 变量 检验类型 水平值 （c，t，k）LLC IPS（W） ADF-Fisher PP-Fisher lnG （c，t，1） （） （） （） （） ΔlnG （c，t，1） （） （） （） （） lnV （c，t，1） （） （） （） （） ΔlnV （c，t，1） （） （） （） （） 注：检验类型中的c和t分别表示常数项和趋势项，k表示滞后阶数。 表2 Johansen 面板协整检验结果（选择有截距而无趋势的情况） 原假设 Fisher联合迹统计量（p值） Fisher联合λ-max统计量（p值） 0个协整向量 （）* （）* 至少一个协整向量 （） （） 注：加*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设而接受备选假设。
第5期 郭 鹰：工业增加值与工业总产值关系的行业差异分析 103 设H2，继续检验假设H1。反之，则认为样本数=，由于F2>，所以拒绝H2；同样，通过据符合模型（2）。 计算，得到在假设H1下检验统计量F1=，若F1＞Fα，则拒绝H1，认为样本数据符合查F分布表，在给定1%的显著性水平下，得到模型（4），否则认为是模型（3）。 相应的临界值为F（27，308）=，由于F1>，根据模型中待估参数的不同特性，还可以将所以拒绝H1。因此模型采用固定影响变截距变模型分成“固定效应模型”和“随机效应模型”。系数模型。因为考虑到各个时期宏观环境对行业如果模型中省略因素对个体差异的影响是固定影响的一致性，所以在本分析中不考虑各时期的不变的，则模型为固定效应模型。如果模型中省特有影响。由于不同行业之间的经济发展差异较略因素对不同个体的影响是随机的，则模型为随大，可能存在横截面异方差，为了减少由此造成机效应模型。至于采用固定效应模型或随机效应的影响，采用Cross-section Weight。估计软件为模型，可以根据所研究问题的特点来决定。如果。 仅对样本自身的效应进行分析，则使用固定效应由此我们得到一个协整方程： *模型。如果是用样本推断总体效应，则宜使用随lnV = +α + βlnG iiii2机效应模型。另外，也可以使用Hausman检验R= F=3207 进行识别。 Prob ( F-statistic) = DW= *为判断模型的具体形式，根据式（5）和式其中，α是各行业工业增加值自发增长对i（6）计算得到（N=28，k=1，T=13）： 平均自发经济增长偏离值，β是工业总产值对iF2=，查F分布表，在给定1%的显著工业增加值的弹性系数，本研究主要关心β估i性水平下，得到相应的临界值为F（54，308）计结果（见表3）。 表3 工业总产值对工业增加值的弹性系数β估计结果（按降序排列） iβ估计值 t值 β估计值 t值 行业ii 行业ii 仪器仪表及文化、办公农副食品加工业 用机械制造业 电气机械及器材 烟草制品业 制造业 饮料制造业 文教体育用品制造业 纺织服装、鞋、帽 造纸及纸制品业 制造业 医药制造业 交通运输设备制造业 皮革、毛皮、羽毛(绒) 通用设备制造业 及其制品业 有色金属冶炼及压延 橡胶制品业 加工业 印刷业和记录媒介的食品制造业 复制 木材加工及木、竹、藤、化学原料及化学制品 棕、草制品业 制造业 家具制造业 非金属矿物制品业 通信设备、计算机及其金属制品业 他电子设备制造业 黑色金属冶炼及压延纺织业 加工业 专用设备制造业 化学纤维制造业 石油加工、炼焦及核燃塑料制品业 料加工业 注：在1%的显著性水平下均通过t检验。
104 宁波大学学报（人文科学版） 2010 三、结论及政策建议 的行业中的竞争力在降低；（3）排名靠前的行业通过以上分析，可以得到以下结论：（1）工在产业链上的分工协作在减少，趋向于一体化，业总产值对工业增加值具有明显的正向作用；而排名靠后的行业在产业链上分工协作在加强，（2）各行业工业总产值对工业增加值的弹性系企业更趋向于在产业链上的某个环节上专业化数存在较大的差异，排在前五位的分别是农副产经营。 品加工业、烟草制品业、饮料制造业、纺织服装综上，浙江对于不同的制造业，应根据其不鞋帽制造业和医药制造业，排在倒数后五位的分同特点制定不同的政策：（1）对于弹性系数排名别是石油加工炼焦及核燃料加工业、化学纤维制靠前的行业，如农副产品加工业、烟草制品业、造业、黑色金属冶炼及压延加工业、通信设备计饮料制造业、纺织服装鞋帽制造业和医药制造业算机及其他电子设备制造业和非金属矿物制品等，政策上应以促进市场开拓、提高市场占有率业。其中，排在最前位的农副产品加工业弹性系为主；（2）对排名靠后的行业，如石油加工炼焦数（）是排在最后位的石油加工炼焦及核及核燃料加工业、化学纤维制造业、黑色金属冶燃料加工业（）将近两倍。 炼及压延加工业、通信设备计算机及其他电子设造成上述差异的主要原因是：（1）近年来，备制造业和非金属矿物制品业等行业，政策上应弹性系数排名靠前的农副产品加工业、烟草制品以促进产业内转型升级为主，促进这些产业向高业、饮料制造业、纺织服装鞋帽制造业和医药制附加值的产业链环节升级，或淘汰产能落后的产造业等行业的附加值在逐年提高，而排名靠后的业。 石油加工炼焦及核燃料加工业、化学纤维制造参考文献 业、黑色金属冶炼及压延加工业、通信设备计算［1］ 黄燕. 浅谈工业经济的新考核指标——工业增加值[J]. 经济机及其他电子设备制造业和非金属矿物制品业管理与干部教育，1993（3）：6-8. ［2］ 牛凌云，窦丽琛. 关于工业增加值率指标的探讨和分析[J]. 等行业的附加值在逐年降低；（2）浙江在上述排河北经贸大学学报，2000（6）：47-51. 名靠前的行业中的竞争力在提高，而在排名靠后Differentiation of Relationship between Value Added of Industry and Gross Industrial Output Value——Based on Manufacturing Panel Data Model in Zhejiang GUO Ying （Zhejiang Academy of Social Science, Hangzhou, 310025, China） Abstract: Based on panel data of manufacturing industry in Zhejiang from 1995 to 2007, this paper analyzes the industrial difference in relation of gross industrial output value with value added of industry in Zhejiang by use of unit root tests, cointegration tests and panel data model. The empirical results show the long-term causality from value added of industry to gross industrial output value and difference in different industries in Zhejiang. Some policies are put forward to promote the development of the manufacturing industry. Key Words: Value Added of Industry; Gross Industrial Output Value; Differentiation Among Industries; Panel-data Model （责任编辑 王 抒）
