本文摘要：摘要：基于19862018年新疆統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文采用時間序列分析方法，對新疆服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)發(fā)展之間的互動關(guān)系進行了實證研究。研究結(jié)果表明：在這個階段，新疆服務(wù)業(yè)與工業(yè)之間的關(guān)系是工業(yè)主導(dǎo)、服務(wù)業(yè)從屬，農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)之間存在相互抑制的關(guān)系，工業(yè)對農(nóng)
摘要：基于1986—2018年新疆統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文采用時間序列分析方法，對新疆服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)發(fā)展之間的互動關(guān)系進行了實證研究。研究結(jié)果表明：在這個階段，新疆服務(wù)業(yè)與工業(yè)之間的關(guān)系是“工業(yè)主導(dǎo)、服務(wù)業(yè)從屬”，農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)之間存在相互抑制的關(guān)系，工業(yè)對農(nóng)業(yè)的促進作用比較顯著;預(yù)測方差分析表明，服務(wù)業(yè)、農(nóng)業(yè)、工業(yè)三者之間的影響作用近期看主要來源于自身，長期看服務(wù)業(yè)除了受自身影響外，受農(nóng)業(yè)的影響超過了工業(yè)的影響。
關(guān)鍵詞：服務(wù)業(yè);工業(yè);脈沖響應(yīng)
改革開放40年來，我國一直在探索一條符合中國特色的社會主義市場經(jīng)濟道路，服務(wù)業(yè)伴隨著改革開放的腳步在國民經(jīng)濟中的作用也越來越明顯，從原來的微不足道到現(xiàn)在成為經(jīng)濟增長的新動力�？傮w來看，我國服務(wù)業(yè)增長迅猛，但滯后格局未變[1]，服務(wù)業(yè)的發(fā)展較西方發(fā)達國家相對滯后，服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)落后。
新疆作為我國的欠發(fā)達地區(qū)，長期以來，產(chǎn)業(yè)以資源密集型為主，導(dǎo)致了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為單一、環(huán)境污染嚴(yán)重、資源消耗過度等一系列問題，服務(wù)業(yè)的發(fā)展緩慢，明顯滯后于東部區(qū)域。黨的十九大報告指出，當(dāng)前我國經(jīng)濟發(fā)展已由高速增長階段轉(zhuǎn)向以深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線的高質(zhì)量增長階段，另外報告還指出要發(fā)展綠色經(jīng)濟、循環(huán)經(jīng)濟，這些都迫切要求新疆加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。
發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)升級的經(jīng)驗表明服務(wù)業(yè)的發(fā)展在促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級方面有重要作用。本文從新疆服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變遷中作用的角度出發(fā)，研究服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)發(fā)展的關(guān)系，為促進新疆的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級提供政策建議。
三次產(chǎn)業(yè)分類法由新西蘭經(jīng)濟學(xué)家費歇爾首先創(chuàng)立，1940年，英國經(jīng)濟學(xué)家、統(tǒng)計學(xué)家克拉克在費歇爾的基礎(chǔ)上，通過大量實證分析總結(jié)出三次產(chǎn)業(yè)的演化規(guī)律，指出隨著經(jīng)濟發(fā)展，勞動力的轉(zhuǎn)移路徑為第一產(chǎn)業(yè)—第二產(chǎn)業(yè)—服務(wù)業(yè)。國外學(xué)者Hollis Burnley Chenery 和MoisesSyrquin 通過實證分析論證支持了克拉克的結(jié)論[2]。
國外對服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的相關(guān)研究可以總結(jié)為以下三種觀點：需求論、供給論和互動論。Cohen 和Zysman認為服務(wù)業(yè)的發(fā)展得益于制造業(yè)的發(fā)展，正是由于制造業(yè)的發(fā)展才對服務(wù)業(yè)產(chǎn)生了相應(yīng)的需求，即制造業(yè)為前提，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為補充的“需求論”[3]。持“供給論”觀點的學(xué)者，如O'Farrell和Hitchens認為，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是制造業(yè)發(fā)展的前提，如果服務(wù)業(yè)沒有良好的發(fā)展，制造業(yè)就難以突破發(fā)展的瓶頸，從而無法獲得良好的發(fā)展[4]。持“互動論”觀點的學(xué)者有Park和Chan等人，他們認為在經(jīng)濟發(fā)展過程中，服務(wù)業(yè)與工業(yè)是彼此依存、互動發(fā)展的[5]。
隨著服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟中的作用越來越明顯，國內(nèi)學(xué)者越來越重視服務(wù)業(yè)的發(fā)展。程大中通過探究服務(wù)業(yè)增長的特征與來源，分析比較了服務(wù)業(yè)中的勞動增強型與資本增強型技術(shù)進步，發(fā)現(xiàn)我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展受后者影響相對較大[6]。江小娟和李輝考察了現(xiàn)階段我國服務(wù)業(yè)的變化特點，分析并預(yù)測了服務(wù)業(yè)今后的發(fā)展[7]。顧乃華和李江帆從技術(shù)效益的視角研究了服務(wù)業(yè)區(qū)域不平衡現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)市場化進程不一致導(dǎo)致了技術(shù)效率的區(qū)域差異，進而導(dǎo)致服務(wù)業(yè)的區(qū)域發(fā)展失衡[8]。
夏長杰總結(jié)了我國自改革開放以來服務(wù)業(yè)的發(fā)展情況，指出我國服務(wù)業(yè)總體上具有比較滯后、結(jié)構(gòu)層次低、質(zhì)量不高等特點[9]。江小涓分析了服務(wù)業(yè)增長的真實與名義因素，并做出了未來一段時間服務(wù)業(yè)在GDP中的占比將明顯提高的預(yù)測[10]。劉勇和江飛濤實證分析了我國服務(wù)業(yè)與工業(yè)之間的發(fā)展關(guān)系，得出工業(yè)主導(dǎo)、服務(wù)業(yè)從屬的結(jié)論[11]。唐保慶等從產(chǎn)權(quán)保護強度視角實證分析了服務(wù)業(yè)的區(qū)域失衡問題，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)保護的實際強度與最適強度的偏離程度越大，越會加劇區(qū)域不均衡[12]。
劉振中總結(jié)了改革開放40年來服務(wù)業(yè)與工業(yè)、農(nóng)業(yè)互動發(fā)展的轉(zhuǎn)變歷程[13]。徐泳澤、潘研從地方經(jīng)濟增長目標(biāo)約束的視角研究了經(jīng)濟高速增長與服務(wù)結(jié)構(gòu)升級滯后的原因，提出改革經(jīng)濟增長考核目標(biāo)將有利于促進服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的結(jié)論[14]。已有文獻對服務(wù)業(yè)以及服務(wù)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)關(guān)系的研究大多在國家整體層面，對區(qū)域內(nèi)服務(wù)業(yè)與工業(yè)、農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系的研究較少。本文從區(qū)域?qū)用嬷盅芯�，以新疆為例，利�?986—2018年的地區(qū)年度數(shù)據(jù)，運用Johanson協(xié)整檢驗和VAR模型對新疆的服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)互動發(fā)展關(guān)系進行實證研究。
1 實證分析
1.1 數(shù)據(jù)選取與處理
本文的數(shù)據(jù)樣本選取1986—2018年新疆的地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)、工業(yè)增加值、農(nóng)業(yè)增加值和服務(wù)業(yè)增加值的年度數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟發(fā)展和行業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)，為了方便，記工業(yè)IND、農(nóng)業(yè)AGR、服務(wù)業(yè)SER，各變量指標(biāo)均以1986年為基年換算成實際指標(biāo)以體現(xiàn)生產(chǎn)力發(fā)展的實際狀況。原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，用Sta?ta15.1進行數(shù)據(jù)處理。
1.2 單位根檢驗
在處理時間序列時，首先要檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，如果對非平穩(wěn)的時間序列直接進行分析，容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。本文用PP檢驗法對各時間序列進行單位根檢驗，各組時間序列在5%的顯著水平下均不能拒絕存在單位根的零假設(shè)，經(jīng)過一階差分之后，在5%的顯著水平下各組數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，因而三組時間序列均為一階單整。
1.3 Johanson協(xié)整檢驗
單位根檢驗結(jié)果表明各組時間序列均為一階單整，lnrser、lnrind和lnragr三者之間可能存在長期均衡關(guān)系，由于該模型變量大于2個，因此，本文用穩(wěn)定性較強的Johanson檢驗方法對各變量之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。
rank為0時，在5%顯著水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，而在rank為1時，無法拒絕此假設(shè)，最大特征值的檢驗結(jié)果也支持了這一點。因而可推斷，lnrser、lnrind 和lnragr之間存在長期均衡關(guān)系。
通過MLE方法估計該系統(tǒng)的向量誤差修正模型(VECM)，即協(xié)整方程代表的長期均衡關(guān)系。根據(jù)stata輸出結(jié)果，得到以下三個協(xié)整方程。
lnr ind=0.70lnrser +0.48lnragr -0.83 (1)
lnragr =2.10lnr ind-1.48lnrser +1.73 (2)
lnrser =1.43lnr ind-0.68lnragr +1.18 (3)
由方程(1)知，服務(wù)業(yè)對工業(yè)的長期影響系數(shù)為0.7，這表明在其他條件穩(wěn)定的情況下，服務(wù)業(yè)增加值每增加1%對應(yīng)的工業(yè)增加0.7%;農(nóng)業(yè)對工業(yè)的長期影響系數(shù)為0.48，表明在其他條件穩(wěn)定的情況下，農(nóng)業(yè)增加值每增加1%，工業(yè)增加值增加0.48%。這說明從長期來看，農(nóng)業(yè)對工業(yè)發(fā)展的影響并不明顯。
由方程(2)知，工業(yè)對農(nóng)業(yè)的長期影響系數(shù)為2.1，即在其他條件穩(wěn)定的情況下，工業(yè)增加值每增加1%，農(nóng)業(yè)增加值增加2.1%，這說明長期內(nèi)，工業(yè)對農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進作用較為明顯;服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)的長期影響系數(shù)為-1.48，即在其他條件穩(wěn)定的情況下，服務(wù)業(yè)增加值每增加1%，農(nóng)業(yè)增加值降低1.48%，表明長期內(nèi)新疆服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)的發(fā)展有一定的抑制作用。
由方程(3)知，工業(yè)對服務(wù)業(yè)的長期影響系數(shù)為1.43，即在其他條件穩(wěn)定的情況下，工業(yè)增加值每增加1%對應(yīng)的服務(wù)業(yè)增加1.43%;農(nóng)業(yè)對服務(wù)業(yè)的長期影響系數(shù)為-0.68，即在其他條件穩(wěn)定的情況下，農(nóng)業(yè)增加值每降低1%，服務(wù)業(yè)增加值增加0.68%。
1.4 向量自回歸模型(VAR)
要建立VAR 模型，首先要確定最優(yōu)滯后階數(shù)，本文根據(jù)信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)為4，因此構(gòu)建一下VAR模型。
1.3.1 格蘭杰因果檢驗。本文用Granger因果檢驗法對模型中各個變量之間的因果關(guān)系或者動態(tài)相關(guān)性進行檢驗。本文利用該方法對服務(wù)業(yè)、農(nóng)業(yè)和工業(yè)之間的關(guān)系進行檢驗。
在10%的顯著水平下，工業(yè)的發(fā)展是服務(wù)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，服務(wù)業(yè)的發(fā)展是工業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，這說明工業(yè)的發(fā)展與服務(wù)業(yè)的發(fā)展之間存在雙向互動關(guān)系;工業(yè)的發(fā)展與農(nóng)業(yè)發(fā)展互為格蘭杰原因，同樣說明工業(yè)與農(nóng)業(yè)之間存在雙向互動關(guān)系;而服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)之間僅存在單向互動關(guān)系，即農(nóng)業(yè)的發(fā)展是服務(wù)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。
1.3.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。脈沖響應(yīng)結(jié)果均在一定時期后趨于穩(wěn)定，因此脈沖響應(yīng)圖有效。圖2左側(cè)豎向三張圖給出了新疆農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)的脈沖響應(yīng)結(jié)果，分別給農(nóng)業(yè)、工業(yè)、服務(wù)業(yè)一個脈沖變動，工業(yè)的發(fā)展將引起農(nóng)業(yè)正向變動，表明工業(yè)的發(fā)展將促進農(nóng)業(yè)的發(fā)展，這種影響將持續(xù)到第10期，在滯后10期以后逐漸削弱;服務(wù)業(yè)的發(fā)展將引起農(nóng)業(yè)的負向波動，表明服務(wù)業(yè)的發(fā)展對農(nóng)業(yè)的發(fā)展具有抑制作用，在滯后15期以后逐漸削弱�？梢钥闯觯I(yè)的發(fā)展將在未來的10期內(nèi)積極推動農(nóng)業(yè)的發(fā)展，服務(wù)業(yè)的發(fā)展將在未來15期內(nèi)抑制農(nóng)業(yè)的發(fā)展。
中部豎向三張圖給出了新疆農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)對工業(yè)的脈沖響應(yīng)結(jié)果，在滯后3期內(nèi)，農(nóng)業(yè)的發(fā)展將引起工業(yè)發(fā)展的正向波動，表明在前3期，農(nóng)業(yè)的發(fā)展將促進工業(yè)的發(fā)展，但在滯后3期到滯后10期，農(nóng)業(yè)將引起工業(yè)的負向波動，它表明在未來的3～10期內(nèi)，農(nóng)業(yè)的發(fā)展將抑制工業(yè)的發(fā)展;服務(wù)業(yè)的發(fā)展對工業(yè)的影響呈現(xiàn)正向—負向—正向的模式，在滯后2期內(nèi)，引起工業(yè)的正向波動，表明這個時期服務(wù)業(yè)的發(fā)展將促進工業(yè)的發(fā)展。
在滯后2～5期內(nèi)，引起工業(yè)的負向波動，表明在此時期內(nèi)服務(wù)業(yè)的發(fā)展將抑制工業(yè)的發(fā)展;在5～15 個滯后期內(nèi)，引起工業(yè)的正向波動;在滯后15期以后，影響逐漸削弱。右側(cè)豎向三張圖給出了新疆農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)對服務(wù)業(yè)的脈沖響應(yīng)結(jié)果，工業(yè)的發(fā)展會引起服務(wù)業(yè)的正向波動，這種正向影響將在未來持續(xù)8期，而農(nóng)業(yè)則引起服務(wù)業(yè)正負交替波動，但波動幅度均較小，這說明在未來的一段時期內(nèi)，農(nóng)業(yè)和工業(yè)的發(fā)展對服務(wù)業(yè)的影響都不太明顯。
1.3.3 脈沖預(yù)測誤差方差分析。對脈沖響應(yīng)結(jié)果的分析說明，農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)之間存在一定的關(guān)系，為進一步說明三者之間的相互作用程度，本文對脈沖預(yù)測方差分解結(jié)果進行分析。圖3中，左側(cè)豎向三張圖顯示了農(nóng)業(yè)的預(yù)測方差在滯后1期時有89.26%來源于自身發(fā)展水平，有10.51%來源于工業(yè)的發(fā)展水平，僅有0.23%來源于服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平;在滯后5期時，分別有74.02%、17.22%、8.76%來自于自身發(fā)展、工業(yè)發(fā)展和服務(wù)業(yè)發(fā)展水平;在滯后15期農(nóng)業(yè)發(fā)展的預(yù)測方差有70.76%來自于自身發(fā)展水平，有18.58%來自于工業(yè)發(fā)展水平，有10.66%來自于服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。
中部豎向三張圖表明工業(yè)的預(yù)測方差在滯后1期內(nèi)，幾乎全部來自于自身發(fā)展水平;在滯后10期時，分別有58.62%、18.56%、22.82%來源于自身發(fā)展、農(nóng)業(yè)發(fā)展和服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，在滯后10期后各占比基本穩(wěn)定。右側(cè)豎向三張圖表明服務(wù)業(yè)的預(yù)測方差在滯后1期內(nèi)，全部來自于自身發(fā)展水平;在滯后10期時，有67.78%來自于自身發(fā)展水平，21.5%來自于農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，10.72%來自于工業(yè)發(fā)展水平。
總體看來，農(nóng)業(yè)發(fā)展的脈沖預(yù)測誤差方差在近期內(nèi)主要來自于自身發(fā)展水平，在長期內(nèi)仍然有近71%來自于自身發(fā)展水平，其次來源于工業(yè)發(fā)展水平，說明長期內(nèi)農(nóng)業(yè)的發(fā)展對服務(wù)業(yè)發(fā)展的作用較小，主要還是受其自身發(fā)展的影響;工業(yè)發(fā)展的預(yù)測方差在近期內(nèi)同樣主要來源于自身發(fā)展水平，而在長期內(nèi)受農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響較為顯著，這說明長期內(nèi)服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)對工業(yè)的發(fā)展有很強的反哺作用;服務(wù)業(yè)的預(yù)測方差在短期內(nèi)主要來源于自身發(fā)展水平，長期內(nèi)受工業(yè)和農(nóng)業(yè)的影響較大。
2 結(jié)論及啟示
2.1 結(jié)論
本文運用1986—2018年新疆地區(qū)的年度數(shù)據(jù)，利用VAR模型對服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)之間的發(fā)展關(guān)系進行分析，主要結(jié)論如下。
研究期內(nèi)新疆的工業(yè)發(fā)展與服務(wù)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系支持了“工業(yè)主導(dǎo)論”的觀點，也就是說，新疆服務(wù)業(yè)的發(fā)展依賴于工業(yè)的發(fā)展，受工業(yè)發(fā)展的影響較大，而服務(wù)業(yè)的發(fā)展對工業(yè)的影響較小;從工業(yè)與農(nóng)業(yè)之間的長期均衡關(guān)系看，工業(yè)的發(fā)展對促進農(nóng)業(yè)發(fā)展起到了重要作用，這可能反映在工業(yè)的發(fā)展可以改變農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)方式、降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率這一事實上，而在研究期內(nèi)農(nóng)業(yè)的發(fā)展對工業(yè)發(fā)展的作用并不明顯;研究期內(nèi)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)之間存在相互抑制的關(guān)系，服務(wù)業(yè)對農(nóng)業(yè)的抑制作用相對明顯。
由預(yù)測方差分析的結(jié)果可知，新疆農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)發(fā)展的預(yù)測方差在短期內(nèi)主要來自于自身發(fā)展水平;在長期，農(nóng)業(yè)的預(yù)測方差主要來自于自身和工業(yè)發(fā)展水平，工業(yè)的預(yù)測方差主要來自于自身和服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，服務(wù)業(yè)的預(yù)測方差主要來自于自身和農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，這很有可能是因為新疆服務(wù)業(yè)發(fā)展相對滯后，大多屬于傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)，生產(chǎn)要素在農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)之間的流動較為明顯，進而體現(xiàn)為服務(wù)業(yè)的發(fā)展對農(nóng)業(yè)發(fā)展的抑制作用。
2.2 啟示
新疆在未來的一段時期內(nèi)，“工業(yè)主導(dǎo)論”的現(xiàn)實狀態(tài)應(yīng)該不會發(fā)生實質(zhì)性的變化，這也從另一個角度說明了新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的固有特點。鑒于新疆工業(yè)主導(dǎo)、服務(wù)業(yè)從屬的結(jié)構(gòu)特點，新疆在推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的過程中，在現(xiàn)有的工業(yè)化水平基礎(chǔ)上，穩(wěn)步提升工業(yè)化發(fā)展水平，以工業(yè)化的不斷發(fā)展與完善帶動服務(wù)業(yè)的進步和完善。另外，在服務(wù)業(yè)和工業(yè)發(fā)展的過程中，勢必會對農(nóng)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生一定的影響，政府應(yīng)采取合理的產(chǎn)業(yè)政策，協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)間的發(fā)展關(guān)系，促進產(chǎn)業(yè)向著配合更加協(xié)調(diào)、效率不斷提高、結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化的方向發(fā)展。
在積極發(fā)揮工業(yè)主導(dǎo)、服務(wù)業(yè)從屬的結(jié)構(gòu)特點的基礎(chǔ)上，政府可以積極地改變服務(wù)業(yè)的被動狀態(tài)，使服務(wù)業(yè)變被動為主動，逐漸使服務(wù)業(yè)發(fā)展壯大為拉動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和經(jīng)濟增長的新動力。首先，完善地方的制度環(huán)境、營商環(huán)境。制度和營商環(huán)境在很大程度上影響交易成本、企業(yè)效率，完善的制度和營商環(huán)境不僅會改善人們的心理預(yù)期，而且能夠使企業(yè)間更加協(xié)調(diào)地進行合作，這對促進服務(wù)業(yè)發(fā)展、服務(wù)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)合作都有極大的幫助。
其次，規(guī)范稅收等財政政策，在現(xiàn)有服務(wù)業(yè)的基礎(chǔ)上，采取合理的優(yōu)惠政策、激勵措施提升服務(wù)業(yè)創(chuàng)新的積極性，增加對服務(wù)業(yè)的基礎(chǔ)設(shè)施投資，積極合理地發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，促進服務(wù)業(yè)行業(yè)內(nèi)的升級，以生產(chǎn)性服務(wù)帶動工農(nóng)業(yè)的技術(shù)進步、提高工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。
參考文獻：
[1] 夏長杰.中國服務(wù)業(yè)三十年：發(fā)展歷程、經(jīng)驗總結(jié)與改革措施[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報，2008(6)：42-51.
[2] 錢納里.發(fā)展的模式1950—1970[M].北京：經(jīng)濟科學(xué)出版社，1988.
[3]John de la Mothe.Manufacturing Matters：The Myth ofthe Post-Industrial Economy by Stephen S. Cohen and JohnZysman[J]. Prometheus，1988.
相關(guān)論文范文閱讀：我國服務(wù)業(yè)發(fā)展對新型城鎮(zhèn)化的影響
內(nèi)容摘要：本文首先總結(jié)了服務(wù)業(yè)對城鎮(zhèn)化影響機制的研究成果;其次，基于2000-2012年我國西部地區(qū)省際面板數(shù)據(jù)，采用面板單位根檢驗、協(xié)整檢驗和固定效應(yīng)分析模型分析了我國西部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響，并提出了相關(guān)建議。分析結(jié)果表明，西部地區(qū)的服務(wù)業(yè)發(fā)展對其城鎮(zhèn)化具有明顯的促進作用：人均第三產(chǎn)業(yè)增加值提高1個百分點，城鎮(zhèn)化率將提高0.27個百分點。關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 城鎮(zhèn)化 服務(wù)業(yè) 固定效應(yīng)模型
轉(zhuǎn)載請注明來自發(fā)表學(xué)術(shù)論文網(wǎng)：http:///jjlw/21470.html
