李進(jìn)才

(江蘇信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院 工商管理系，江蘇 無(wú)錫214153)

一、引言

進(jìn)入21世紀(jì)以后，生產(chǎn)性服務(wù)和制造業(yè)的關(guān)系越來(lái)越密切，這主要表現(xiàn)為，制造業(yè)發(fā)展已經(jīng)呈現(xiàn)出高度的“服務(wù)化”新趨向，即制造業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)融入越來(lái)越多的生產(chǎn)性服務(wù)作為中間投入，在制造業(yè)的附加值中，有越來(lái)越大的比重來(lái)源于服務(wù)業(yè)，而不是加工制造過(guò)程。生產(chǎn)性服務(wù)作為一種軟性生產(chǎn)資料越來(lái)越多地進(jìn)入生產(chǎn)領(lǐng)域，將會(huì)對(duì)制造業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生重要影響。［1］改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)貨物貿(mào)易一直飛速發(fā)展，中國(guó)成為世界加工廠，但是中國(guó)的貨物貿(mào)易處于價(jià)值鏈中的低端環(huán)節(jié)，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，資源短缺凸顯發(fā)展瓶頸，勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)逐漸消失，需要對(duì)制造產(chǎn)業(yè)進(jìn)行優(yōu)化升級(jí)，提升貨物貿(mào)易的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

二、文獻(xiàn)綜述

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)這一概念最早是由布朗寧和辛格曼在1975年對(duì)服務(wù)業(yè)進(jìn)行功能性分類時(shí)提出的。他們認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)包括金融、保險(xiǎn)、法律、工商服務(wù)、經(jīng)紀(jì)等具有知識(shí)密集和為客戶提供專門(mén)性服務(wù)的行業(yè)。［2］Guerrieri和Melieiani研究指出，制造業(yè)不僅是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的主要需求部門(mén)，而且決定著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展程度與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。Geo認(rèn)為，制造業(yè)企業(yè)內(nèi)部的技術(shù)缺陷促使企業(yè)對(duì)相關(guān)服務(wù)的需求必須通過(guò)外部購(gòu)買(mǎi)來(lái)實(shí)現(xiàn)，從而促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。Hansen和Macpherson認(rèn)為，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外部化有利于制造企業(yè)專注于核心技術(shù)、降低生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)和應(yīng)對(duì)偶然需求。［3］國(guó)內(nèi)許多學(xué)者就生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的關(guān)系進(jìn)行了深入研究(劉戒驕(2002)，陳憲、黃建鋒(2004)，高傳勝，劉志彪(2005)，顧乃華等(2006)，劉志彪(2006)，高傳勝(2006)，江靜等(2007)，馬風(fēng)華，李江帆(2008)，尚濤，陶蘊(yùn)芳(2009)，鄧麗姝(2011)，熊宇(2011)等等)，并已基本形成一致的觀點(diǎn)，即認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)表現(xiàn)為相互影響、相互作用、唇齒相依的互動(dòng)發(fā)展關(guān)系。［4］

關(guān)于貨物貿(mào)易的研究，主要集中在服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的關(guān)系上。Melvin(1989)指出，服務(wù)貿(mào)易出口的增加必然會(huì)使貨物貿(mào)易存在赤字，在一定條件下，一國(guó)的生產(chǎn)性服務(wù)出口會(huì)促進(jìn);［5］Marrewijk等(1996)采用一般均衡模型進(jìn)行模型分析，認(rèn)為當(dāng)其他條件相同時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)市場(chǎng)占主導(dǎo)的國(guó)家(地區(qū))將出口生產(chǎn)性服務(wù)而進(jìn)口貨物商品貨物進(jìn)口。［6］藍(lán)春汛、周升起(2009)，王英(2010)等認(rèn)為中國(guó)貨物貿(mào)易對(duì)于服務(wù)貿(mào)易的作用，中國(guó)的貨物貿(mào)易對(duì)于服務(wù)貿(mào)易起到了一定程度的促進(jìn)作用，并且這一作用主要表現(xiàn)為貨物貿(mào)易對(duì)于服務(wù)進(jìn)口的促進(jìn)，貨物貿(mào)易對(duì)于服務(wù)出口的作用則不顯著。［7］

三、江蘇省制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀

自上世紀(jì)80年代末以來(lái)，江蘇省制造業(yè)呈現(xiàn)出快速發(fā)展的良好態(tài)勢(shì)。根據(jù)統(tǒng)計(jì)資料可知，江蘇省制造業(yè)的增加值由1989年的599.91億元上升至2009年的15430億元，年均增長(zhǎng)率為17.63%;而其占GDP比重也基本維持在45%左右。制造業(yè)的發(fā)展推動(dòng)了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化，加快了向工業(yè)化階段過(guò)渡的步伐，極大地促進(jìn)了江蘇省乃至整個(gè)長(zhǎng)三角地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并有利于更多的外資向該地區(qū)集聚。

與此同時(shí)，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)逐漸成為江蘇省國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分之一。在總量方面，生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)實(shí)現(xiàn)了快速的增長(zhǎng)，由1989年的178.49億元增長(zhǎng)到2009年的10694.8億元，且期間年平均增長(zhǎng)率為22.7%;同期，其占GDP比重也由13.5%上升到31%，這表明生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷上升的趨勢(shì)。

改革開(kāi)放以來(lái)，江蘇省的對(duì)外貿(mào)易飛速發(fā)展，1989年的貨物貿(mào)易總額為36.4億美元，加入WTO后，對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅猛，2003年、2005年、2007年分別突破1000億美元、2000億美元、3000億美元的大關(guān)，2009年盡管受到金融危機(jī)的影響，貨物貿(mào)易總額仍然達(dá)到近4000億美元，相當(dāng)于江蘇省生產(chǎn)總值的61%，年增長(zhǎng)率高達(dá)25.2%。

四、模型分析及方法概述

(一)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整(Cointegration)是指經(jīng)濟(jì)變量之間存在的長(zhǎng)期均衡(靜態(tài))穩(wěn)定的關(guān)系，協(xié)整理論認(rèn)為某些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這種均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制。對(duì)于多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)采用的是Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，它是一種以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法。根據(jù)Johansen定義，構(gòu)建內(nèi)生變量Yt的P階向量自回歸(VAR)模型如下:

其中，Yt是K維的非平穩(wěn)的I(1)向量，Xt是確實(shí)的d維的確定性的外生變量，代表趨勢(shì)項(xiàng)、常數(shù)項(xiàng)等，A1…Ap和Bt是待估計(jì)參數(shù)矩陣，p是Yt的滯后期階數(shù)，εt是服從獨(dú)立均勻分布的m維隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。該方程的差分形式或向量誤差糾正模型(VECM)的形式:

(二)向量誤差修正模型(VECM)

協(xié)整反映三個(gè)變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而向量誤差修正模型(VECM)是基于VAR模型，將變量變化分解為對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離和短期的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程，用以反映變量的短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡特征。誤差修正模型等式右側(cè)的變量差分項(xiàng)的系數(shù)反映了各變量的短期波動(dòng)對(duì)被解釋變量的短期變化的影響。

其中，ECMt-1=β＇Yt稱之為誤差修正項(xiàng)，這樣得到的每一個(gè)方程都是誤差修正模型，誤差修正項(xiàng)反映了變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系(即變量之間的協(xié)整關(guān)系)，即對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離可以通過(guò)一系列的部分短期調(diào)整而得到修正，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)向量α則表示將這種偏離調(diào)整到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。而各解釋變量的滯后差分項(xiàng)△Yt-1的系數(shù)Γi則反映了各變量的短期波動(dòng)對(duì)△Yt的影響。由于向量誤差修正模型僅僅只能應(yīng)用于存在協(xié)整關(guān)系的變量序列，因此在建立VEC模型之前需要進(jìn)行Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。［8］

五、變量選擇、數(shù)據(jù)來(lái)源

制造業(yè)(pro):采用江蘇省制造業(yè)的增加值作為變量，依據(jù)是其反映了江蘇省制造業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)(serv):采用江蘇省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加值作為變量，依據(jù)是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加值能夠反映江蘇省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平。由于沒(méi)有生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)現(xiàn)成數(shù)據(jù)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)囊括運(yùn)輸郵電業(yè)、金融保險(xiǎn)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、社會(huì)服務(wù)業(yè)和科學(xué)研究綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)等行業(yè)，所以以這些行業(yè)的增加值加總算得生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的總增加值。

貨物貿(mào)易(trade):采用江蘇省按經(jīng)營(yíng)單位所在地統(tǒng)計(jì)的進(jìn)出口商品總額作為度量貨物貿(mào)易的指標(biāo)。

本文考慮到數(shù)據(jù)的完整性和權(quán)威性，數(shù)據(jù)均來(lái)自1989-2009各年度的《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》或?qū)ζ渲袛?shù)據(jù)整理計(jì)算所得，共63個(gè)(見(jiàn)表1)。本文對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)以減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性和異方差性，相應(yīng)地，這些變量的對(duì)數(shù)序列分別用Lnpro、Lnserv和Lntrade表示。

表1 江蘇省(1989-2009)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r 單位:億元

六、實(shí)證分析

本文首先對(duì)江蘇省貨物貿(mào)易與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、制造業(yè)發(fā)展進(jìn)行相關(guān)性分析，然后利用協(xié)整檢驗(yàn)的方法從整體上判斷三者的變動(dòng)是否存在長(zhǎng)期的均衡，然后利用誤差修正模型來(lái)分析三者變動(dòng)的長(zhǎng)期和短期動(dòng)態(tài)變化關(guān)系。

(一)相關(guān)分析

數(shù)據(jù)表明，1989年以來(lái)，江蘇省制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易都呈現(xiàn)出增長(zhǎng)勢(shì)頭，將三個(gè)變量數(shù)據(jù)繪制成時(shí)間序列圖如圖1。

圖1 Lnpro、Lnserv和Lntrade變化趨勢(shì)圖

數(shù)據(jù)表明，1989年以來(lái)，江蘇省制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易都呈現(xiàn)出增長(zhǎng)勢(shì)頭，繪制時(shí)間序列圖。從圖1可以看出，各變量都有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)，并且變動(dòng)的方向與步調(diào)較為一致。這說(shuō)明其間可能存在著較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，計(jì)算出各變量之間的相關(guān)系數(shù)如表2。

表2 相關(guān)系數(shù)

由表2可知，江蘇省制造業(yè)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易之間的相關(guān)系數(shù)都大于0.8，由此可以說(shuō)明三者之間存在明顯的相關(guān)性。高度的正向相關(guān)說(shuō)明江蘇省發(fā)達(dá)的制造業(yè)有利于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和貨物貿(mào)易的增長(zhǎng)，同時(shí)繁榮的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和貨物貿(mào)易也會(huì)促進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。為了研究這種相關(guān)關(guān)系，采用協(xié)整來(lái)處理非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，以不忽視水平序列所包含的有用信息。

(二)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性

為避免出現(xiàn)偽回歸，我們利用ADF單位根檢驗(yàn)法來(lái)確定江蘇省貨物貿(mào)易與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、制造業(yè)的平穩(wěn)性。表3的結(jié)果顯示，三個(gè)變量江蘇省貨物貿(mào)易、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)及制造業(yè)的對(duì)數(shù)序列都存在單位根，即不平穩(wěn)，而它們的一階差分值均大于它們各自在5%顯著性水平下的臨界值，可見(jiàn)它們都是一階單整，即Lnpro、Lnserv和Lntrade都是I(1)過(guò)程，符合協(xié)整分析的必要條件。

表3 單位根檢驗(yàn)(ADF)

(三)VAR最優(yōu)滯后期的選擇

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前首先建立向量自回歸模型(VAR)，這是因?yàn)閰f(xié)整分析的結(jié)果對(duì)滯后期長(zhǎng)度的選擇很敏感。我們根據(jù)AC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則取最小值的原則來(lái)確定模型VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)。表4的結(jié)果顯示滯后2階是最合適的。

表4 VAR滯后階數(shù)的選擇

(四)協(xié)整分析與長(zhǎng)期均衡

在確定最優(yōu)滯后期后，為了研究各變量之間是否有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。對(duì)于多變量方程組協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，一般采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，用極大似然估計(jì)方法來(lái)估計(jì)協(xié)整向量，用似然比檢驗(yàn)來(lái)確定協(xié)整向量的個(gè)數(shù)(即協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù))。

對(duì)江蘇省貨物貿(mào)易與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、制造業(yè)的對(duì)數(shù)序列進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果(表5)顯示在5%的顯著水平下，至多有兩個(gè)協(xié)整向量，說(shuō)明三者之間存在協(xié)整關(guān)系(即長(zhǎng)期均衡)。

表5 關(guān)于Lnpro、Lnserv和Lntrade的Johnson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(五)向量誤差修正模型

上述結(jié)果證明Lnpro與Lnserv、Lntrade在長(zhǎng)期趨勢(shì)中存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)Granger(1987)的代表性定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量可建立誤差修正模型。用以反映變量的短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡特征。由于在誤差修正模型中，滯后期數(shù)對(duì)模型參數(shù)的估計(jì)具有重要影響。誤差修正模型滯后期應(yīng)與VAR模型滯后期數(shù)相同。因?yàn)榍笆鯨npro與Lnserv、Lntrade的VAR模型滯后期數(shù)為2，所以誤差修正模型的滯后期數(shù)同樣取為2期。標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)如表6。

表6 標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)

將協(xié)整關(guān)系寫(xiě)成數(shù)學(xué)表達(dá)式，并令其等于VECM，得到:

VECM=Lnpro-1.005468*Lnserv-1.290450*Lntrade-7.768387

上系。對(duì)序列VECM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，已經(jīng)是平穩(wěn)序列，并且取值在0附近上下波動(dòng)，驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系的正確性。滿足該條件后，下一步可建立并分析與之相關(guān)的VECM模型。

其中，Yt=(LnprotLnservtLntrade)＇，AIC 和SC 值分別為-7.887127，-6.551570，都較小，說(shuō)明模型的整體效果比較好。

雖然上面的VEC模型有少量參數(shù)不顯著，但該模型能反應(yīng)了江蘇省制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易之間的短期波動(dòng)關(guān)系，該波動(dòng)不僅受偏離均衡的影響，還受到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易自身變動(dòng)的影響。

從VEC的回歸檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)分析，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的短期波動(dòng)影響的調(diào)整速度為-0.218，誤差修正項(xiàng)的負(fù)值系數(shù)說(shuō)明對(duì)當(dāng)期值起反向調(diào)整作用，從而導(dǎo)致當(dāng)期制造業(yè)回落(或上升)。但滯后1期與2期的制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的彈性系數(shù)分別是0.402和0.401，說(shuō)明江蘇省制造產(chǎn)業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響是正向的，前者的發(fā)展推動(dòng)了后者的繁榮;但是滯后1期與2期的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的影響是前期為正向，后期為負(fù)向，分別為0.102和-0.002，說(shuō)明江蘇省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展層次比較低，對(duì)制造業(yè)推動(dòng)作用還沒(méi)有完全展現(xiàn)出來(lái)。貨物貿(mào)易對(duì)制造業(yè)短期波動(dòng)影響的調(diào)整速度是-0.207，同樣，誤差修正項(xiàng)的負(fù)值系數(shù)對(duì)當(dāng)期值起反向調(diào)整作用，從而導(dǎo)致當(dāng)期制造業(yè)回落(或上升)，說(shuō)明貨物貿(mào)易的繁榮，會(huì)促進(jìn)制造產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而滯后1期和2期的貨物貿(mào)易的變化對(duì)后面的制造業(yè)是負(fù)向影響，分別是-0.064和-0.266，滯后1期和2期的制造業(yè)變化對(duì)貨物貿(mào)易的影響前期為正向影響，后期為負(fù)向影響，分別為-0.332和0.932。滯后1期和2期的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)變化對(duì)貨物貿(mào)易的影響是負(fù)向影響，分別為-0.771 和-0.120。

七、結(jié)論與相關(guān)建議

(一)結(jié)論

運(yùn)用相關(guān)性分析、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及誤差修正模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)工具，對(duì)江蘇省1989-2009年間制造業(yè)發(fā)展與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易的增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)論如下:1.江蘇省制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，貨物貿(mào)易具有高度的相關(guān)性;2.單位根和協(xié)整檢驗(yàn)表明 Lnpro與 Lnserv、Lntrade都是一階單整序列，三者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系;3.誤差修正模型表明誤差修正項(xiàng)對(duì)制造業(yè)發(fā)展、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和貨物貿(mào)易發(fā)展的長(zhǎng)期均衡具有調(diào)節(jié)作用。短期內(nèi)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易對(duì)制造業(yè)的波動(dòng)是負(fù)向的，而江蘇省制造產(chǎn)業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響是正向的。

總的來(lái)說(shuō)，制造業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，貨物貿(mào)易的發(fā)展促進(jìn)了制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，相對(duì)于貨物貿(mào)易，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的作用沒(méi)有完全顯現(xiàn)，加快生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)與制造業(yè)的有機(jī)融合具有非常重要的經(jīng)濟(jì)意義。

(二)相關(guān)建議

1.重視制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易的關(guān)系，有利于推動(dòng)三者的協(xié)調(diào)發(fā)展。計(jì)量結(jié)果顯示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和貨物貿(mào)易的發(fā)展對(duì)制造業(yè)發(fā)展有推動(dòng)作用。通過(guò)推動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和貨物貿(mào)易來(lái)推動(dòng)制造業(yè)的發(fā)展，既可以使貨物貿(mào)易產(chǎn)生新的動(dòng)力，又可以促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，改善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)不均衡的狀態(tài)。

2.大力發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，增加其對(duì)制造業(yè)的推動(dòng)作用。在企業(yè)層面，一方面要鼓勵(lì)制造業(yè)企業(yè)借助服務(wù)業(yè)，發(fā)展產(chǎn)業(yè)鏈附加值高的環(huán)節(jié)，提高盈利能力;另一方面要促進(jìn)制造業(yè)非核心產(chǎn)業(yè)活動(dòng)外置，形成獨(dú)立的服務(wù)企業(yè)。在產(chǎn)業(yè)層面，江蘇應(yīng)以制造業(yè)的國(guó)際資本轉(zhuǎn)移帶動(dòng)服務(wù)業(yè)投資，依托與跨國(guó)公司戰(zhàn)略伙伴關(guān)系加快承接國(guó)際服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移，并通過(guò)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)促進(jìn)江蘇制造業(yè)的升級(jí)。同時(shí)，以制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的協(xié)調(diào)互動(dòng)促進(jìn)新興產(chǎn)業(yè)的孵化，充分利用各種優(yōu)勢(shì)資源，培養(yǎng)各種特色生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)。此外在區(qū)域?qū)用嫔?，圍繞江蘇省內(nèi)產(chǎn)業(yè)，完善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)支撐體系，打造完整、具有較強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的綜合產(chǎn)業(yè)集群，并鼓勵(lì)不同類型集群進(jìn)行聯(lián)動(dòng)，實(shí)現(xiàn)集群間協(xié)調(diào)共贏。

3.繼續(xù)保持貨物貿(mào)易的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)貨物貿(mào)易內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，貨物貿(mào)易附加值的提高越來(lái)越倚仗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的發(fā)展。沒(méi)有高附加值的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的發(fā)展，貨物貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整也難以實(shí)現(xiàn)，因此，應(yīng)把生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展與貨物貿(mào)易內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整和制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)有機(jī)結(jié)合起來(lái)。

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