本文摘要:摘要:基于19862018年新疆統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),本文采用時(shí)間序列分析方法,對(duì)新疆服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)發(fā)展之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明:在這個(gè)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(duì)農(nóng)
摘要:基于1986—2018年新疆統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),本文采用時(shí)間序列分析方法,對(duì)新疆服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)發(fā)展之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明:在這個(gè)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(duì)農(nóng)業(yè)的促進(jìn)作用比較顯著;預(yù)測(cè)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(lái)源于自身,長(zhǎng)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(guò)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(kāi)放40年來(lái),我國(guó)一直在探索一條符合中國(guó)特色的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)道路,服務(wù)業(yè)伴隨著改革開(kāi)放的腳步在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的作用也越來(lái)越明顯,從原來(lái)的微不足道到現(xiàn)在成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力。總體來(lái)看,我國(guó)服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)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(dá)國(guó)家相對(duì)滯后,服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)落后。
新疆作為我國(guó)的欠發(fā)達(dá)地區(qū),長(zhǎng)期以來(lái),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(guò)度等一系列問(wèn)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(bào)告指出,當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已由高速增長(zhǎng)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(zhǎng)階段,另外報(bào)告還指出要發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)、循環(huán)經(jīng)濟(jì),這些都迫切要求新疆加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí),實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。
發(fā)達(dá)國(guó)家產(chǎn)業(yè)升級(jí)的經(jīng)驗(yàn)表明服務(wù)業(yè)的發(fā)展在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)方面有重要作用。本文從新疆服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟(jì)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(jìn)新疆的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)提供政策建議。
三次產(chǎn)業(yè)分類(lèi)法由新西蘭經(jīng)濟(jì)學(xué)家費(fèi)歇爾首先創(chuàng)立,1940年,英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家、統(tǒng)計(jì)學(xué)家克拉克在費(fèi)歇爾的基礎(chǔ)上,通過(guò)大量實(shí)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(jì)發(fā)展,勞動(dòng)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(guó)外學(xué)者Hollis Burnley Chenery 和MoisesSyrquin 通過(guò)實(shí)證分析論證支持了克拉克的結(jié)論[2]。
國(guó)外對(duì)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(diǎn):需求論、供給論和互動(dòng)論。Cohen 和Zysman認(rèn)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(duì)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(bǔ)充的“需求論”[3]。持“供給論”觀點(diǎn)的學(xué)者,如O'Farrell和Hitchens認(rèn)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(méi)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(wú)法獲得良好的發(fā)展[4]。持“互動(dòng)論”觀點(diǎn)的學(xué)者有Park和Chan等人,他們認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中,服務(wù)業(yè)與工業(yè)是彼此依存、互動(dòng)發(fā)展的[5]。
隨著服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的作用越來(lái)越明顯,國(guó)內(nèi)學(xué)者越來(lái)越重視服務(wù)業(yè)的發(fā)展。程大中通過(guò)探究服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)的特征與來(lái)源,分析比較了服務(wù)業(yè)中的勞動(dòng)增強(qiáng)型與資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步,發(fā)現(xiàn)我國(guó)服務(wù)業(yè)的發(fā)展受后者影響相對(duì)較大[6]。江小娟和李輝考察了現(xiàn)階段我國(guó)服務(wù)業(yè)的變化特點(diǎn),分析并預(yù)測(cè)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(chǎng)化進(jìn)程不一致導(dǎo)致了技術(shù)效率的區(qū)域差異,進(jìn)而導(dǎo)致服務(wù)業(yè)的區(qū)域發(fā)展失衡[8]。
夏長(zhǎng)杰總結(jié)了我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)服務(wù)業(yè)的發(fā)展情況,指出我國(guó)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(diǎn)[9]。江小涓分析了服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)的真實(shí)與名義因素,并做出了未來(lái)一段時(shí)間服務(wù)業(yè)在GDP中的占比將明顯提高的預(yù)測(cè)[10]。劉勇和江飛濤實(shí)證分析了我國(guó)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(hù)強(qiáng)度視角實(shí)證分析了服務(wù)業(yè)的區(qū)域失衡問(wèn)題,發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的實(shí)際強(qiáng)度與最適強(qiáng)度的偏離程度越大,越會(huì)加劇區(qū)域不均衡[12]。
劉振中總結(jié)了改革開(kāi)放40年來(lái)服務(wù)業(yè)與工業(yè)、農(nóng)業(yè)互動(dòng)發(fā)展的轉(zhuǎn)變歷程[13]。徐泳澤、潘研從地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)約束的視角研究了經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)與服務(wù)結(jié)構(gòu)升級(jí)滯后的原因,提出改革經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)考核目標(biāo)將有利于促進(jìn)服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的結(jié)論[14]。已有文獻(xiàn)對(duì)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(guó)家整體層面,對(duì)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(yùn)用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)和VAR模型對(duì)新疆的服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)互動(dòng)發(fā)展關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。
1 實(shí)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(jì)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(shí)際指標(biāo)以體現(xiàn)生產(chǎn)力發(fā)展的實(shí)際狀況。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù),用Sta?ta15.1進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。
1.2 單位根檢驗(yàn)
在處理時(shí)間序列時(shí),首先要檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,如果對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列直接進(jìn)行分析,容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。本文用PP檢驗(yàn)法對(duì)各時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),各組時(shí)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(guò)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(shí)間序列均為一階單整。
1.3 Johanson協(xié)整檢驗(yàn)
單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明各組時(shí)間序列均為一階單整,lnrser、lnrind和lnragr三者之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,由于該模型變量大于2個(gè),因此,本文用穩(wěn)定性較強(qiáng)的Johanson檢驗(yàn)方法對(duì)各變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。
rank為0時(shí),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(shí),無(wú)法拒絕此假設(shè),最大特征值的檢驗(yàn)結(jié)果也支持了這一點(diǎn)。因而可推斷,lnrser、lnrind 和lnragr之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。
通過(guò)MLE方法估計(jì)該系統(tǒng)的向量誤差修正模型(VECM),即協(xié)整方程代表的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。根據(jù)stata輸出結(jié)果,得到以下三個(gè)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(duì)工業(yè)的長(zhǎng)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(duì)應(yīng)的工業(yè)增加0.7%;農(nóng)業(yè)對(duì)工業(yè)的長(zhǎng)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(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看,農(nóng)業(yè)對(duì)工業(yè)發(fā)展的影響并不明顯。
由方程(2)知,工業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的長(zhǎng)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(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi),工業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用較為明顯;服務(wù)業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的長(zhǎng)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(zhǎng)期內(nèi)新疆服務(wù)業(yè)對(duì)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(duì)服務(wù)業(yè)的長(zhǎng)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(duì)應(yīng)的服務(wù)業(yè)增加1.43%;農(nóng)業(yè)對(duì)服務(wù)業(yè)的長(zhǎng)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(yàn)。本文用Granger因果檢驗(yàn)法對(duì)模型中各個(gè)變量之間的因果關(guān)系或者動(dòng)態(tài)相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文利用該方法對(duì)服務(wù)業(yè)、農(nóng)業(yè)和工業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。
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(shuō)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(dòng)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(shuō)明工業(yè)與農(nóng)業(yè)之間存在雙向互動(dòng)關(guān)系;而服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)之間僅存在單向互動(dòng)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(shí)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(duì)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(gè)脈沖變動(dòng),工業(yè)的發(fā)展將引起農(nóng)業(yè)正向變動(dòng),表明工業(yè)的發(fā)展將促進(jìn)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(fù)向波動(dòng),表明服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)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�,工業(yè)的發(fā)展將在未來(lái)的10期內(nèi)積極推動(dòng)農(nóng)業(yè)的發(fā)展,服務(wù)業(yè)的發(fā)展將在未來(lái)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(duì)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(dòng),表明在前3期,農(nóng)業(yè)的發(fā)展將促進(jìn)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(fù)向波動(dòng),它表明在未來(lái)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(duì)工業(yè)的影響呈現(xiàn)正向—負(fù)向—正向的模式,在滯后2期內(nèi),引起工業(yè)的正向波動(dòng),表明這個(gè)時(shí)期服務(wù)業(yè)的發(fā)展將促進(jìn)工業(yè)的發(fā)展。
在滯后2~5期內(nèi),引起工業(yè)的負(fù)向波動(dòng),表明在此時(shí)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(gè)滯后期內(nèi),引起工業(yè)的正向波動(dòng);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(duì)服務(wù)業(yè)的脈沖響應(yīng)結(jié)果,工業(yè)的發(fā)展會(huì)引起服務(wù)業(yè)的正向波動(dòng),這種正向影響將在未來(lái)持續(xù)8期,而農(nóng)業(yè)則引起服務(wù)業(yè)正負(fù)交替波動(dòng),但波動(dòng)幅度均較小,這說(shuō)明在未來(lái)的一段時(shí)期內(nèi),農(nóng)業(yè)和工業(yè)的發(fā)展對(duì)服務(wù)業(yè)的影響都不太明顯。
1.3.3 脈沖預(yù)測(cè)誤差方差分析。對(duì)脈沖響應(yīng)結(jié)果的分析說(shuō)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(jìn)一步說(shuō)明三者之間的相互作用程度,本文對(duì)脈沖預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果進(jìn)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(cè)方差在滯后1期時(shí)有89.26%來(lái)源于自身發(fā)展水平,有10.51%來(lái)源于工業(yè)的發(fā)展水平,僅有0.23%來(lái)源于服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平;在滯后5期時(shí),分別有74.02%、17.22%、8.76%來(lái)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(cè)方差有70.76%來(lái)自于自身發(fā)展水平,有18.58%來(lái)自于工業(yè)發(fā)展水平,有10.66%來(lái)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(cè)方差在滯后1期內(nèi),幾乎全部來(lái)自于自身發(fā)展水平;在滯后10期時(shí),分別有58.62%、18.56%、22.82%來(lái)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(cè)方差在滯后1期內(nèi),全部來(lái)自于自身發(fā)展水平;在滯后10期時(shí),有67.78%來(lái)自于自身發(fā)展水平,21.5%來(lái)自于農(nóng)業(yè)發(fā)展水平,10.72%來(lái)自于工業(yè)發(fā)展水平。
總體看來(lái),農(nóng)業(yè)發(fā)展的脈沖預(yù)測(cè)誤差方差在近期內(nèi)主要來(lái)自于自身發(fā)展水平,在長(zhǎng)期內(nèi)仍然有近71%來(lái)自于自身發(fā)展水平,其次來(lái)源于工業(yè)發(fā)展水平,說(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)農(nóng)業(yè)的發(fā)展對(duì)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(cè)方差在近期內(nèi)同樣主要來(lái)源于自身發(fā)展水平,而在長(zhǎng)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(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)對(duì)工業(yè)的發(fā)展有很強(qiáng)的反哺作用;服務(wù)業(yè)的預(yù)測(cè)方差在短期內(nèi)主要來(lái)源于自身發(fā)展水平,長(zhǎng)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(yùn)用1986—2018年新疆地區(qū)的年度數(shù)據(jù),利用VAR模型對(duì)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)、工業(yè)之間的發(fā)展關(guān)系進(jìn)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(diǎn),也就是說(shuō),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(duì)工業(yè)的影響較小;從工業(yè)與農(nóng)業(yè)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系看,工業(yè)的發(fā)展對(duì)促進(jìn)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(shí)上,而在研究期內(nèi)農(nóng)業(yè)的發(fā)展對(duì)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(duì)農(nóng)業(yè)的抑制作用相對(duì)明顯。
由預(yù)測(cè)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(cè)方差在短期內(nèi)主要來(lái)自于自身發(fā)展水平;在長(zhǎng)期,農(nóng)業(yè)的預(yù)測(cè)方差主要來(lái)自于自身和工業(yè)發(fā)展水平,工業(yè)的預(yù)測(cè)方差主要來(lái)自于自身和服務(wù)業(yè)發(fā)展水平,服務(wù)業(yè)的預(yù)測(cè)方差主要來(lái)自于自身和農(nóng)業(yè)發(fā)展水平,這很有可能是因?yàn)樾陆⻊?wù)業(yè)發(fā)展相對(duì)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(dòng)較為明顯,進(jìn)而體現(xiàn)為服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的抑制作用。
2.2 啟示
新疆在未來(lái)的一段時(shí)期內(nèi),“工業(yè)主導(dǎo)論”的現(xiàn)實(shí)狀態(tài)應(yīng)該不會(huì)發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化,這也從另一個(gè)角度說(shuō)明了新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的固有特點(diǎn)。鑒于新疆工業(yè)主導(dǎo)、服務(wù)業(yè)從屬的結(jié)構(gòu)特點(diǎn),新疆在推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的過(guò)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(dòng)服務(wù)業(yè)的進(jìn)步和完善。另外,在服務(wù)業(yè)和工業(yè)發(fā)展的過(guò)程中,勢(shì)必會(huì)對(duì)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(jìn)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(diǎn)的基礎(chǔ)上,政府可以積極地改變服務(wù)業(yè)的被動(dòng)狀態(tài),使服務(wù)業(yè)變被動(dòng)為主動(dòng),逐漸使服務(wù)業(yè)發(fā)展壯大為拉動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力。首先,完善地方的制度環(huán)境、營(yíng)商環(huán)境。制度和營(yíng)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(yíng)商環(huán)境不僅會(huì)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(jìn)行合作,這對(duì)促進(jìn)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(cái)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(lì)措施提升服務(wù)業(yè)創(chuàng)新的積極性,增加對(duì)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(jìn)服務(wù)業(yè)行業(yè)內(nèi)的升級(jí),以生產(chǎn)性服務(wù)帶動(dòng)工農(nóng)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步、提高工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。
參考文獻(xiàn):
[1] 夏長(zhǎng)杰.中國(guó)服務(wù)業(yè)三十年:發(fā)展歷程、經(jīng)驗(yàn)總結(jié)與改革措施[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào),2008(6):42-51.
[2] 錢(qián)納里.發(fā)展的模式1950—1970[M].北京:經(jīng)濟(jì)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.
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內(nèi)容摘要:本文首先總結(jié)了服務(wù)業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)化影響機(jī)制的研究成果;其次,基于2000-2012年我國(guó)西部地區(qū)省際面板數(shù)據(jù),采用面板單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和固定效應(yīng)分析模型分析了我國(guó)西部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)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(duì)其城鎮(zhèn)化具有明顯的促進(jìn)作用:人均第三產(chǎn)業(yè)增加值提高1個(gè)百分點(diǎn),城鎮(zhèn)化率將提高0.27個(gè)百分點(diǎn)。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
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