财贸研究
生产性服务业崛起背景下鲍莫尔一富克斯假说的再检验
一←基于中国 236 个样本城市面板数据的实证分析
顾乃华1 夏杰长2
(1.暨南大学产业经济研究院，广东广州 510632; 2. 中国社会科学院财贸所，北京 l∞836)
摘 要:在生产性服务业崛起的背景下，通过构建理论模型，并利用中国 236 个样本城市
2003-2007 年间面板数据，从理论和实证两个方面检验鲍莫尔一富克斯假说在中国的存在性。研
究发现:生产性服务业的崛起对鲍莫尔一宫克斯假说形成挑战，改变了服务业比重与整体经济增长
速度之间的线性关系;受生产性服务业发展的影响，随着服务业比重提高，二三产业的相对劳动生
产率差距在缩小;服务业比重与整体经济增长速度之间呈非线性关系，随着人均 GDP 的提高，服务
业比重与整体经济增长速度之间的负相关关系会弱化。
关键词:生产性服务业;鲍莫尔一富克斯假说:面板门槛回归
中图分类号:F719 文献标识码 :A 文章编号: 1001 -6260(2010)06 -0014 -09
一、问题的提出和相关文献综述
随着服务业在各国经济发展中的地位不断上升，与服务业就业结构、生产率等相关的问题一直是理
论界关注的焦点(程大中，2∞4)0 其中，最重要的研究结论被学术界概括为鲍莫尔一富克斯假说。鲍
莫尔构建了著名的非均衡模型，描述了服务部门扩张的内在机制以及经济效应( Baumol , 1967 )。在该
模型中，鲍莫尔将整个经济划分为技术进步部门 (progressive sectors) 和技术停滞部门 (stagnant sectors) 。
前者主要对应制造业部门，后者主要指服务业部门。制造业部门之所以被称为技术进步部门，直接的原
因是这些部门更容易产生创新、提高资本密集度、获得规模经济。而服务业部门的情形恰好与之相反，
仅会发生偶尔的生产率变化。鲍莫尔认为造成服务业和制造业生产率差异的根本原因在于劳动力的作
用不同。在制造业部门，劳动力只是生产最终产品的工具，随着技术变迁，许多制造业产品在生产中所
需的劳动力技人越来越少，同时还伴随着产品质量的提升;而在服务业部门，产品本身直接以劳动体现，
劳动投入的多少是判断产品质量好坏的直接标准。由于服务业部门和制造业部门的生产率存在显著的
固定差异，并把劳动力视为唯一的要素投入品，那么可通过推导得到如下两个有关服务业和整个国民经
济发展趋势的预测: (1)保持制造业和服务业产出比重不变时，随着时间推移，劳动力将不断转移到服
务业部门 ;(2)要实现服务业均衡增长，相对于劳动力的增长速度而言，总体经济增长率将逐步下降，特
别地，如果制造业的劳动生产率和整个劳动供给量都保持不变，那么整个经济的增长速度将逐渐趋于停
收稿日期 :2010 - 05 - 20
作者简介:顾乃华(1977 一) .男，江苏响水人，管理学博士，经济学博士后，暨南大学产业经济研究院副教授、硕士生导师。
夏杰长(1964 一) .男，湖南新宁人，中国社会科学院财政与贸易经济研究所服务经济研究室主任、研究员，中国社会科学院研
究生院教授、博士生导师。
基金项目:国家社会科学基金项目"分工组织演进与发展现代产业体系" (09CJY043) 、国家社科基金重大项目"中国现代服务业发展战
略研究"(08&ZD041) 。
一 14 -
滞。富克斯最早从实证角度探讨了伴随服务业发展的经济结果，他发现导致服务业就业人数比重迅速
提高的最主要原因在于其生产率增长要比其他部门慢得多( Fuchs , 1968 )。
鲍莫尔和富克斯的开创性研究激起了学术界的广泛探讨，部分学者赞同鲍莫尔和富克斯的观点，但
更多的学者基于信息技术广泛运用等背景，对鲍莫尔一富克斯假说提出质疑。Gouyette 等( 1997) 认为，
鲍莫尔模型假设服务业生产因排斥技术运用而具备劳动密集型特征，符合客观实际，这是服务业全要素
生产率变化同资本密集度改变低相关的重要原因。此外，他们还指出服务业生产的调整成本( adjust-
ment costs) 比制造业高，这也是二者在全要素生产率变化同资本密集度相关性方面呈现不同表征的重
要原因。 Barras (1984 )等学者则指出，随着信息技术在服务业中的广泛采用，很多服务行业已经不再像
理发业那样采用手工劳动方式，将服务业贴上劳动密集和缺乏规模经济的标签，是一种应该槟弃的过时
观念。 Pavitt( 1984)根据服务业技术进步的源泉将服务业细分为如下三类:供给者主导行业(如餐饮、美
容等个人服务以及教育、公共管理等公共服务) ;规模密集物理网络行业和信息网络行业(前者如运输
业、批发业等，后者如保险、通讯等) ;知识密集和专业提供者行业(如软件服务业、商务服务等)。诚然，
在供给者主导行业中，服务组织的绩效通常更依赖于职业技巧、美工设计、品牌和广告，而非技术进步。
但是在其余两类行业中，信息技术往往有较大的应用余地，通过常规的研发活动往往可以获得规模经
济，最终不断提升生产率。 Nicholas( 1999) 对鲍莫尔模型的结论也提出质疑，指出只有当停滞部门是最
终产品生产部门时，鲍莫尔的非均衡增长模型引申出来的结论才能成立。但他从经验观察发现，目前迅
速扩张的服务部门主要是金融和商务服务这些生产中间投入服务品的部门。
在中国，程大中(2∞4)利用 1978-2∞0 年服务业内部结构数据，比较系统地检验了鲍莫尔一富克
斯假说在中国的存在性，他发现在中国服务业发展存在的"三低"现象(即服务业的增加值比重偏低、就
业比重偏低和劳均增加值偏低)背后，隐藏着与鲍莫尔一富克斯假说密切相关的问题:中国整体服务业
的劳动生产率增长是滞后的;造成中国服务业就业份额增长相对较快的主因是服务业劳动生产率增长
相对滞后;中国各类服务需求几乎都是缺乏价格弹性的，而这些服务部门又都是"停滞部门容易导致
"成本病"问题。程大中的研究有助于我们从服务业的产业性质角度更深入地理解中国服务业发展滞
后的原因。由于检验鲍莫尔一富克斯假说的存在性，往往直接关系着未来不同的服务业发展的政策取
向，因而在选择检验方法和做出结论时必须慎之又慎。我们认为，由于中国服务业发展区域差别非常
大，因而在检验鲍莫尔一富克斯假说时不能将各地区样本"平等对待有必要将样本按发展程度分类，
分别考察在不同组别的样本中鲍莫尔一富克斯假说的存在性。也就是说，服务业比重与经济增长速度
之间的关系可能是非线性的，其会随着地区发展水平变化而变化，但以往的研究则多是在假定它们是线
性关系的基础上开展实证检验的。
另外，从服务业内部结构演变角度看，重新检验鲍莫尔一富克斯假说尤为必要。当今经济环境与鲍
莫尔一富克斯假说提出的年代相比，已经发生了巨大变化，突出表现在生产性服务业的比重大大提高。
富克斯(1968)在考察服务业就业人数增长的现象时，曾比较了 1947 年和 1958 年的投入产出表，他发现
制造业企业对服务型中间投入品的需求结构虽然确实发生了变化，但由此引起的就业人数变化还不到
整个就业人数变化的 10% 。但如今在发达国家，生产性服务业就业比重已经占到整个服务业的 70% 。
我们认为，生产性服务业的崛起必将从理论上对鲍莫尔一富克斯假说形成挑战。与消费性服务业不同，
生产性服务业的产出不仅体现为"产业结构的软化而且体现为被服务企业的最重要的生产成本，它
能够把大量的人力资本和知识资本引入到商品和服务的生产过程当中。正因为生产性服务业具有上述
与其他产业截然不同的性质， Riddle( 1986)认为生产性服务业是促进其他部门增长的过程产业，是经济
的结合剂，是便于一切经济交易的产业，是剌激商品生产的推动力。资源向生产性服务业转移，可能彻
底改变服务业比重上升与整体经济增长率之间的关系。也就是说，在考察服务业比重与整体经济增长
率两者关系时，不能忽视因各地区生产性服务业发展程度不一而产生的系数突变问题。
本文将着眼于现有研究的上述可拓展之处，在构建数理模型阐述生产性服务业发展与经济增长之
一 15 一
间的关系之后，引人人均 GDP 作为门槛变量，利用面板门槛回归模型和 2∞3-2ω7 年间中国大陆 236
个样本城市的面板数据，以考察服务业比重与整体经济增长速度之间的非线性关系，从而对鲍莫尔一富
克斯假说进行再检验。
二、生产性服务业崛起对鲍莫尔一富克斯假说的挑战
1.生产性服务业崛起的原因分析
从宏观方面看，生产性服务业的崛起与分工深化相关。 20 世纪 80 年代以来，在发达国家，独立化
形式的生产性服务业开始蓬勃发展，一些附属于原生产单位内部的生产性服务业活动，如广告、营销、人
力资源管理、可行性研究、包装、运输等，开始逐渐转向外部化，具体表现为原生产单位外购、分包这些服
务活动。依据古典经济学的分工理论，生产性服务外部化正是分工深化、专业化程度提升的表现。陈宪
等(2∞4) 在综述相关文献后认为，在生产性服务业增长的背后，真正起决定作用并能做出一般解释的
应该是"社会分工"因素。社会分工深化的结果之一便是促进生产性服务业的发展。生产性服务这种
由"内在化"向"外在化"的演进趋势，是专业化分工逐步细化、市场化水平不断提高的必然结果。在上
述生产性服务从制造业分离的过程中，生产性服务的经营变得更加专业，创新的频率不断提高，规模经
济也得到了凸现，于是生产性服务业得以迅速发展。由于从外部获取生产性服务的成本在不断降低，进
而又推动工业企业将更多服务环节进行外部化以及不断提高服务投入的比重。
从微观角度看，生产性服务业的崛起是众多制造企业为了应对激烈市场竞争而实施技人服务化战
略的结果。所谓制造企业投入服务化是指，制造企业在生产经营中倾向于较少投人实物要素，较多投入
服务要素。从企业方面看，造成制造业投入服务化的主要动因在于内部服务的效率对制造业企业竞争
力来说日益重要，在某些行业已超过了诸如企业技术质量、人力资源质量、运作效率和资产数量等传统
的决定因素。这些内部服务不仅包括产品和过程开发、设计、后勤、扩展训练、岗前培训以及价值链管
理，还包括组织开发和协调、人力资源管理、会计、法律及金融服务。简单地说，制造业竞争力不仅来源
于传统制造活动的效率，也来源于内部服务的有效组织和提供，并且其重要性和复杂性逐渐提高。从需
求角度看，制造企业投入服务化则与消费者的需求变化相关。随着产品短缺经济时代的结束和过剩经
济时代的到来，顾客的需求已经不仅仅局限在具体的产品或者技术上，他们的需求日趋复杂。在很大程
度上来说，如今顾客所追求的是更加舒适、更加可靠、更加便宜和更加安全的产品。在竞争中，企业为了
提升市场份额，必须寻求新的竞争优势来源，了解新时期顾客(包括最终消费者、终端用户、供应商和分
销商)价值的内生过程，在此基础上向他们提供能够满足其价值生成过程的由物品、服务、技术支持、知
识和自我服务构成的"物品一服务包"。于是，元形的服务(包括账面上可反映的服务和隐形服务)逐渐
取代有形产品，成为在顾客关系管理中最能够给顾客创造价值的要素，而实物产品往往只充当服务的载
体，或作为后续服务的敲门砖。
就中国来说，当前中国制造业正经历着转型阵痛期。改革开放以来，中国制造业借助先行一步的市
场化改革，不断完善企业微观的治理结构，同时吸引了大量国外资本和技术的流人，最终大大提高了竞
争力。中国各地区特别是沿海发达地区因开放而大量地吸收了国际跨国公司的直接投资、产业转移和
外包订单，使那些劳动密集的、附加价值较低的、加工贸易为主的制造业得到了迅速的成长。但促进中
国制造业在短期内迅速发展的 OEM 生产方式，必将带来另外一个不可避免的问题:作为接受代工的中
国企业仅具有对产业低端的加工能力，自身缺乏产品设计和研发优势，缺乏技术创新能力，缺乏具有自
主知识产权的知名品牌，信息来源和销售渠道严重依赖海外供应商和进口商(刘志彪，2∞5) 。目前，中
国的制造业根本无法同发达国家的制造业进行差异化的竞争，而只在发达国家所开发的产品趋于成熟
阶段后介入市场，争取来自处于先进序列的企业的代工订单业务。在这种情形下，发展生产性服务业有
助于解决制造企业尤其是大部分中小制造企业向高端制造环节挺进乏力的问题，帮助它们改变创新能
- 16 一
力落后、缺少品牌、组织能力低下的局面，促进制造业持续健康发展。可以推断，伴随着近年来国民经济
逐渐向内涵式方向发展，特别是制造业自主创新能力、国际市场拓展能力的提升，生产性服务业的比重
将不断提高。
鉴于以上分析，提出待检验假说 1 :随着人均 GDP 的提高，生产性服务业的比重也会增加。
2. 生产性服务业发展对整体经济的影响
由于生产性服务业的功能、生产方式迥然不同于消费性服务业和公共服务业，在诸多方面反而更接
近制造业，因此有的地方政府干脆称之为" 产业"。生产性服务业的飞速发展，使服务业和制造业在
生产、产品形态、消费、市场等方面日益趋向(详见表1)，从而大大缩小了二三产业劳动生产率的差异。
有鉴于此，提出待检验假说 2:在生产性服务业不断发展背景下，随着服务业比重的提高，二三产业的劳
动生产率差距会缩小。
表 1 生产性服务业比重提高致使服务业与制造业日益趋同
服务业的变化 制造业的变化
生产
资本密集程度在提高 越来越多的设备使用了信息技术技术 越来越多的设备使用了信息技术
服务越来越技术密集化 在技术方面与服务业的差别缩小
越来越倾向于使用技术型劳动力 生产向知识密集型转变
劳动力 白领员工比重下降 白领员工比重提高
注重使用外包战略 注重使用外包战略
劳动过程的组织 利用新技术和组织技术使生产流程标准化 出现新的工作组织形式销售以及其他一线员工责任强化
生产过程 规模经济 弹性增强众多服务行业出现"工业化"现象 利用"准时生产制"减少存货
产业组织 跨国企业的重要性提高 将业务集中到核心业务业务全球化
产品形态
产品本质 许多新服务借助媒体体现出来 产品周期在缩短
产品特色 产品标准化 弹性生产允许批发定制
知识产权 让服务体现在可获得专利的有形产品中 许多使用软件程度较高的产品难以保护知识产权
消费
产品传递 利用信息技术等新型载体传递 利用信息技术系统使生产同设计、市场之间的联结更紧密
消费者的角色 消费者与信息技术系统接触强化，而与一线 让消费者更多介入产品设计和研发员工的接触减少 售后的辅助服务增加
消费的组织 利用某些载体分离服务消费和生产 租用设备提供"服务包"而非单一实物产品
市场
市场的组织 公共服务私营化 制造企业内部化某些服务原先区域化的经营面临全球竞争 国有企业和公用企业私营化
管制与放松管制 环境管制增加管制 在服务的获得、贸易方面出现新的制度
标准化变得日益重要 标准化变得日益重要
营销 营销越来越重要，产品展示占用更多精力 大市场营销导向顾客导向增强
鼓据来源 :Mark 等 (2∞0) 。
更为重要的是，生产性服务业的发展将通过产业间的关联波及效应作用于整体经济，使其获得更高
的效率，从而创造出内生比较优势。下面根据 Dixit 等 (1977 )、 Ethier( 1982) 、 Markusen ( 1989 )等人的文
献，将这一结论数理模型化。
假设一国或地区经济存在若干个生产最终产品 X 的厂商①。生产商品 X 需投入劳动( L) 、部门专
① 只是为简化分析而设定，其实只要不同种类的产品需要共同的生产服务中间投入，便不会影响结论。
-17 一-
用性资产( K) 以及生产服务集合体(町，同时商品 X 的生产保持规模经济不变。上述特征可用如下公
式表示:
Xj =AK~LrH~
、、，，，··A ，，‘、、
式(1)中， 1 代表厂商，α 、 ß ,8 >0 ，且 α+ 自 +8 = 1 。为简化分析，将生产服务集合形成的过程(即把
生产服务组装成中间技人的过程)视为无成本的，该集合的元素为( SI' …, Sj' …, Sn) ，同时假定生产服
务集合体的形成过程遵循完全竞争要求。基于上述假定，可将生产服务集合体的生产函数表述如下:
H j = Hj (SI' …，鸟，…， S.) (2)
其中 Sj 代表投入的生产服务。由于生产服务多具有异质性、知识密集、信息密集的特征，因而认为
生产服务间是不完全替代的，其供给存在规模经济效应，生产服务企业处于垄断的市场结构是比较恰当
的。鉴于此，可假定 Sj 的生产在投入一笔固定资产后仅需再投入劳动力，旦边际成本保持不变。为使
问题易于处理，进一步假定 Sj 和 H 的生产者是分离的， Sj 的生产函数完全相同，且在 H 生产函数中的
地位是对称的。综上，可将 H 的生产函数和 Sj 的成本函数设定如下:
H = [~Sn 川 (3)
C (S) = wSj + wF ( 4 )
式(3) 中，0 < 8 < 1 。为得到式(码，作了如下一系列不失一般性地简化:首先，将商品单位化;其次，
假定 Sj 的边际成本等于单位劳动力投入，将 F 定义为生产 Sj 所需的固定成本可折算为 F 单位个劳动
力;最后，将 w 视作单位劳动力的工资与 X 的比值。由于假设 Sj 的生产函数完全相同，且在 H 生产函
数中的地位对称。也就是说，在一个对称均衡中，所有的生产服务中间投入都有相同的价格，而且在装
配 H 时，将使用同等数量的生产服务投入品 Xj = m , j = 1 ,2 ，…， n。那么，投人的生产服务总量可表示
为 X=nm.式(3)可化简为 H=n问m。于是，H 的全要素生产率(单位投入可生产出的 H 数量)为:
H 匕且
王 =n 9 (5 )
由于0<8 <1，随着 n 的增加，既定资源的生产率也会提高。对于整个经济体来说，随着}: Sj 的增
加，即投入的生产服务总量的增加，经济效率也提升了。这意味着，在外生的资源禀赋优势之外，还存在
着源自生产服务业的内生比较优势。根据前文的分析，不难理解这一内生比较优势可归因于生产专业
化带来的收益，也即当 n 和 ~Sj 增加时，最终产品的生产过程将包含更多更先进的生产环节，此时的生
产采用了更加迂回的生产方式。也正因为生产性服务业的发展能够内生地促进整个经济效率的提高，
所以即使不考虑生产性服务业与制造业的趋同性因素(即生产性服务业不属于鲍莫尔所谓的生产率停
滞部门) ，其比重提高也不会导致鲍莫尔一富克斯假说中提及的经济停滞现象。就中国而言，近年来虽
然生产性服务业取得了较快速发展，但总体上仍处于起步阶段，其生产率可能仍未跨越发达国家已经经
历的超越制造业的阶段，但可以推断二者的差距正逐步缩小。有鉴于此，提出待检验假说 3: 由于在不
同发展阶段生产性服务业的比重不同，其产生的内生比较程度也不一样，因而 GDP 增长率与服务业比
重之间可能呈现非线性关系，随着人均 GDP 跨过特定门槛值，服务业比重与整体经济增长速度之间的
负相关关系会弱化(或者正相关关系会强化)。
三、实证检验
我们利用中国大陆 236 个样本城市 2∞3-2∞7 年间数据，实证检验前述三个假说。缺少部分样
本，是由于缺失数据和删除了直辖市样本。以 2∞3 年为初始年份，是因为国家统计局在 2∞2 年对《国
民经济行业分类与代码》国家标准进行了修订，在对原服务行业门类调整和修订基础上，新增了"信息
传输、计算机服务和软件业"、"住宿和餐饮业"、"租赁和商务服务业"、"水利、环境和公共设施管理
业"、"教育"、"国际组织"等六个门类，取 2003 年之后的数据可避免统计口径不一致的问题。实证检验
一 18 一
涉及的原始数据来自 2∞4-2∞8 年中国城市统计年鉴c
1.假说 1 和假说 2 的检验
针对假说 1 和假说2 的内容以及数据类型，利用面板模型对假说进行计量检验。和普通时间序列
或横截面模型相比，面板模型能显示不同横截面单元和时点之间存在的差异，提供更多信息、更多变化
性、更少共线性、更多自由度和更高效率。假说 I 和假说2 对应的回归方程为:
PPSit = C1 +α1 1nYit +εH (6)
RPSl it - RVfl it ::: C2 + ßl PS + E': it (7)
式(6) 中 :PPS 代表生产性服务业就业人数占整个服务业的比重，这里所指生产性服务业包括交通
仓储邮电业、信息传输计算机服务和软件业、金融业、租赁和商业服务业;Y 代表人均 GDP，考虑到时间
较短，这里没有考虑通胀因素，根据前文假说，预期其符号为正。式(7) 中 :RPSI ，R凹1 分别代表二、三产
业相对劳动生产率(增加值比重与就业比重的比值) ;同代表服务业的增加值比重，对应假说，预期其符
号为负。
在面板数据模型中，可利用
Hausman 检验来判断应该选择固定
效应模型还是随机效应模型。
表2 假说 1 和假说2 检验结果
检验假说 1 回归方程 检验假说2 回归方程
系数 标准差 T 检验值 系数 标准差 T检验值
截距 … 1. 893 1. 396… O. 回6
Hausman's 检验值提示上述两个回 lnY " ∞ 1. 991
归模型宜选择时间固定截面随机模 ffi -~ω7 … - 10. 713
回U哑ed O. 11 型和双向随机模型。此外，在估计 叫叫四
F- 检验值 341.ω4
方法选择上，采用 cross-sectÌon SUR p 值 O.仰 。
(仰PCωSE曰)方法，这种估计方法对面板注配….，飞.\、
数据的误差相关结构(同步相关、序列相关、异方差)给予了更细致的考虑，能够提高估计结果的一致性
和有效性。从表 2 中的估计结果可见:与假说一致， 1nY 的系数为 ，且能通过 5% 的显著性水平
检验，意味着人均GDP每增长1% ，平均可促使生产性服务业比重提高个百分点;凹的系数为
，且在 1% 的水平上显著，意味着服务业比重每提高 1 个百分点，由于其增加部分主要由生产率
更高的生产性服务业构成，平均可促使整体服务业与工业的相对生产率差额缩小 个单位。
2. 假说 3 的检验
假说3 涉及门槛效应的估计，对此以往文献多采用分组检验方法。所谓分组检验，就是将所有样本
按照变量大小分成两个或更多的子样本，分别对这些子样本进行回归并比较相关系数和显著性在各组
样本之间的差异。分组检验方法的突出缺点在于门槛水平的确定是主观的，这可能使结论与分组标准
的选取之间存在极强的关联性，因而客观性和科学性较低。此外，分组子样本回归结果的差异是否在统
计意义上显著，也是分组检验无法解决的重要问题。本文利用面板数据门槛回归方法 (Panel Data
Threshold RegressÌon)估计生产性服务业崛起背景下，服务业比重与 GDP 增长率之间的非线性关系。与
分组检验方法相比，门槛回归方法的优点在于以客观的"内生分组"代替了主观的"外生分组能够更
为准确地捕捉门槛水平和揭示不同组别中解释变量与被解释变量之间的变化关系。
(1)面板门槛回归模型简介
面板门槛回归方法作为近年来新发展起来的非线性计量经济模型，是对"分组检验"方法的一种重
要扩展。门槛回归模型的基本形式定义如下:
Yit ::: 61x it + e 1, it qli ~γ(8)
Yit = 62x it + e 2, it q2i >γ(9)
其中:作为解释变量的凡是一个 m 维的列向量 ;qi 为"门槛变量它既可以是解释变量 Xit 中的一
个回归元，也可以作为一个独立的门槛变量;γ 为门槛值，在上面的模型中它把样本分成"两类当然也
可以分为更多类别。定义一个虚拟变量 Di (γ) = 1 qi 运训， Dl' f 为指示函数(Index FunctÌon) ，当 qi:::主
- 19 一
γ 时， D = 1 ，否则为 0。再令 Xi (γ) =xiD i (γ) ，可将式(8) 和式(9)合并为如下的单一方程:
Yit = 8xit +ρXit (γ) + eit
、1/OV --且，，‘、
式中 ， 8 = 82 , p = 82 - 81 ，残差项 ei = [ e2 • it J' ，。、 p 、γ 为待估参数。在 γ 给定的前提下，式( 10)
中的。和 ρ 是线性关系，根据条件最小二乘估计方法，可进一步得到残差项平方和为:
S1 (γ) =在川 γ) I在川 γ)
得到门槛估计值为:
、、，
J
'且··且，，
E飞、
斗= arg min S1 (γ (1 2)
Hansen(2∞0)将门槛变量中的每一观测值均作为可能的门槛值，将满足式(12) 的观测值确定为门
槛值。一旦确定了门槛估计值，那么其他参数值也就能够相应地确定了。在得到估计值之后，便可以进
行统计显著性检验，其主要目的是检验以门槛值划分的不同组样本对应的模型的估计参数是否显著不
同。不存在门槛值的零假设为 :Ho:8 1 =820 但检验该假设与传统的系数检验并不相同，原因是在无门
槛效果的零假设下，门槛参数无法识别，造成传统的检验统计量其大样本分布并非"卡方分布而是受
到干扰参数影响的"非标准非相似( Non -standard Non -similar )分布使得分布的临界值无法以模拟方
式得到(孔东民，2007) 。为克服这一问题，可用统计量本身的大样本分布函数来转换，得到大样本的渐
进 P值。在零假设成立下，该 P值统计量的大样本分布为均匀分布，并且可以由"自助抽样法" (Boot
Strap)来计算。在零假设 Ho 成立下，回归式退化成线性模型，表示不存在门槛效果;反之则表示回归系
数在两区间会有不同的效果。令 S。为在零假设下(即无门槛值下)的残差项平方和加总， S1 为存在门
槛效果下的残差项平方和加总，则似然比统计量为:
So - S1 (γ)
F = V A2一(13 )
8
当确定某一变量存在"门槛效应"时，还需要进一步确定其门槛值的置信区间，即对零假设 Ho: ♀=
γ 进行检验，对应的似然比统计量可表示为:
1(γ) - S1 (斗)LR(γ。)=J(14)
8
LR 同样为非标准正态分布， Hansen(2则)计算了其置信区间，即在显著性水平为 α 时，当 LR1 (γ。)
~c(α) = -2In(I一汀丐) ，不能拒绝零假设。在1% 、5% 、 10% 的置信水平下， c(α) 分别等于 、
和 。
在完成一个门槛值的检验程序后，为确定是否存在更多的门槛值，必须再进行两个门槛值的检验。
当拒绝 F1 检验，表示至少存在一个门槛值，接着假设一个估计得到的斗1 为已知，再进行下一个门槛值
悦的搜寻。在确定了 2 个门槛之后，可继续进行三个门槛的检验，依此类推，直到无法拒绝零假设为
止。由于多个门槛检验的原理与一个门槛的情况相同，其估计方法不再赘述。就本文而言，出于统计势
的考虑，不必进行两个及以上门槛的检验。
(2) 面板门槛回归模型设定和检验结果
根据假说 3 ，将人均 GDP 作为门槛变量，探讨服务业增加值与 GDP 增长率之间的相关关系。在实
际估计门槛值时，通常的做法是运用格子搜索(Grid Search) 的方法进行寻找。在本文中，采用排列回归
的方法进行搜索，即首先把样本城市以门槛变量人均 GDP 按升序排列，并根据 Hansen(2∞0) 的建议忽
略掉前后各约 10% 的观测值，然后选取不同的人均 GDP 作为门槛值逐一对模型进行估计并获取其残
差。进而利用残差平方和最小原则找到门槛估计值后，再利用自助抽样法模拟似然比检验统计量的渐
近分布及其临界值(本文重复次数为 2ω0 次)以进一步检验是否存在门槛效应。
搜索到的可能的人均 GDP 对数值的门槛值为 9. 5920( 对应着 2∞5 年江苏省淮安市的人均 GDP 水
平) ，这时对应的残差平方和最小为 6119。进行门槛效应检验得到 F 统计量为 ，在 1% 的水平上
- 20 一
显著，因此拒绝无门槛效应的虚拟假设;再进行似然比检验，得到的 LR 值也通过 1% 的显著性水平检
验，表明 为 lnY 真实门槛值。把门槛值引人到描述服务业比重 (PS) 与 GDP 增长率( GGDP) 关
系的非线性回归模型中，得到如下两机制的门槛回归模型:
GGDPit =C1 + αl PS (lnY::::;) +α2PS(9. 5920 <lnY) + eit (15)
对式(15) 进行估计，将估计结果列入表 3。由估计结果可知:当人均 GDP 低于门槛水平时，服务业
比重与 GDP 增长率之间呈显著负相关关系。原因在于，在欠发达发展阶段，服务业主要由生产率较低
且产业关联效应较弱的消费性服务业和公共服务业构成。当人均 GDP 跨越过门槛水平时，凹的系数
不仅变小而且不再显著，说明此时服务业比重与 GDP 增长率不再呈现显著的负相关关系。造成该现象
的原因就在于，当经济发展到一定水平之后，生产性服务业在服务业中将占据较大比重，由于生产性服
务业本身具有较高的生产率且能通过创造内生比较优势拉动 GDP 更有效率的增长，因而将使服务业比
重与GDP之间的关系发生突变。作为对比，我们同时使用普通面板回归方法估计了PS的系数，其为
，且在 1% 的水平上显著。它引申出来的直观经济含义就是服务业比重每提高 1 个百分点，将
拉低 GDP 增长率下降 个百分点，但在中国存在鲍莫尔和富克斯所谓的服务业"成本病"问题，这
个结论显然带有误导性。
表 3 假说 3 的检验结果
门槛面板回归模型 普通面板回归模型
系数 标准差 T检验值 系数 标准差 T检验值
PS (lnY~) •••
PS(lnY >) -0. ∞9
PS -0.ω7 …
注、"、·分别表示在 1% 、5% 、10%水平上显著。
四、结论和政策建议
本文在生产性服务业崛起的背景下，从理论和实证角度重新检验了鲍莫尔一富克斯假说在中国的
存在性。研究发现:生产性服务业的崛起对鲍莫尔一富克斯假说形成挑战，它改变了服务业比重与整体
经济增长速度之间的线性关系;虽然目前中国服务业的平均生产率仍低于工业，但受生产性服务业发展
的影响，随着服务业比重的提高，它们之间的相对劳动生产率差距会逐渐缩小;服务业比重与整体经济
增长速度之间呈非线性关系，随着人均 GDP 的提高，服务业比重与整体经济增长速度之间的负相关关
系会弱化。
本文研究蕴含的政策含义主要有两点:(1)应放弃对经济服务化的顾虑，通过不断提高服务业比重
增强服务业与工业互动发展成效，放大生产性服务业在扩展产业链、提升生产效率、增加产业附加值等
多方面的作用。在宏观的产业政策层面，应尽快谋求通过改变服务业的市场组织结构提高供给效率。
要放宽市场准人，消除垄断性生产性服务行业的进入壁垒，除个别涉及国家安全和必须由国家垄断经营
的领域外都要进一步推进改革和开放。在微观层面，鼓励生产制造企业改造现有业务流程，将一系列以
前由内部提供的生产性服务活动进行垂直分解，实施外部化，从而壮大生产性服务需求。 (2) 在解决生
产性服务业发展总量不足问题的同时，更加注重解决生产率低下的问题。应针对当前中国生产性服务
业分布零散和质量不高这两个突出问题，重点推进生产性服务业的集聚发展和服务标准化。有关地区
和部门应按照集聚发展、强化辐射的要求，考虑城市建设、交通、居住、环境以及社会经济发展趋势等因
素，科学合理划分生产性服务业不同的功能区域，支持生产性服务业实现区域性集聚。尤其是要克服生
产性服务业发展过程中的地方保护、重复建设等问题，从而缓解乃至杜绝不合理的城市间生产性服务业
的同构现象。标准化则是进行市场监督、质量认证、资质审查等工作的重要依据，也是硬化生产性服务
企业的约束机制，促使其以顾客需求为出发点生产出优质服务产品的重要保证。
- 21 一
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Retest of Baumol-Fucbs Hypotbesis against tbe Background
of the Rise of Producer Services
GU Nai-hua1 XIA Jie -chang2
( 1. School of Industrial Economics Research , Jinan University , Guangzhou 510632;
2. Institute of Finance and Trade Economics , Chinese Academy of Social Science , Beijing 1∞836)
Abstract: 白山 paper retests 出e Baumol - Fuchs Hypothesis against the background of the rise of pro-
ducer services theoretically and empirically , using the panel data constructed by 236 cities in 2003 - 2007.
τbe results show 也at the rise of producer services has changed the Iinear relationship between the proportion
of service industry and the overall economic growth rate. Mfected by the impact of the development of pro-
ducer servi邸， with 由e increasing of the proportion of service indus町，由e gap of the relative labor produc-
tivity between secondary and tertiary industries is being narrow. The relationship between the service indus-
住y and the overall 四onomic growth rate is non -linear. With the increasing of per capita GDP , the nega-
tive correlation between the proportion of service industry and the overall economic growth rate will be
weak.
Keywords: producer se凹ices; Baumol-Fuchs hypothesis; panel data threshold regression
(责任编辑彭江)
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