楊 磊, 烏日斯哈樂(lè)

(中國(guó)石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,山東 青島 266580)

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轉(zhuǎn)型期石油資源型城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)的互動(dòng)發(fā)展
——以東營(yíng)市為例

楊 磊, 烏日斯哈樂(lè)

(中國(guó)石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,山東 青島 266580)

東營(yíng)市是典型的油氣資源型城市，已進(jìn)入轉(zhuǎn)型期的關(guān)鍵階段，發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要途徑。現(xiàn)階段，東營(yíng)市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間存在一定的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，與資源型產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)較大的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是金融業(yè)與批發(fā)和零售業(yè)。東營(yíng)市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間是一種雙向的互動(dòng)發(fā)展關(guān)系，但資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用大于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用。東營(yíng)市要增強(qiáng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的帶動(dòng)作用，加快東營(yíng)市資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，必須大力發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。

資源型產(chǎn)業(yè);經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型;生產(chǎn)性服務(wù)業(yè);灰色關(guān)聯(lián)度;VAR模型

一、引言

從20世紀(jì)50年代開(kāi)始,服務(wù)業(yè)發(fā)展帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般趨勢(shì)。發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷程充分證明現(xiàn)代服務(wù)業(yè)中最能影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度高、專業(yè)性強(qiáng)、創(chuàng)新活躍等特點(diǎn),發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型非常重要的一環(huán)。資源型城市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型是一個(gè)世界難題。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展與結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)資源型城市特別是處于轉(zhuǎn)型期的資源型城市的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型尤為重要。發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)促進(jìn)資源型城市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型有兩條途徑:一是資源型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部服務(wù)項(xiàng)目分離出來(lái)形成專業(yè)性生產(chǎn)服務(wù)業(yè),延長(zhǎng)資源型產(chǎn)業(yè)鏈條;二是發(fā)展一般生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)使其成為資源型產(chǎn)業(yè)的替代產(chǎn)業(yè)。東營(yíng)市是典型的油氣資源型城市,目前已進(jìn)入發(fā)展階段的成熟期,這一時(shí)期是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期和迫切時(shí)期,能否成功實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型決定著該市能否持續(xù)發(fā)展的問(wèn)題。

前人對(duì)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展問(wèn)題的研究多集中在三個(gè)方面:一是對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的關(guān)系的探討。劉婷婷等采用投入產(chǎn)出法分析了京津生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)[1];吉亞輝等采用投入產(chǎn)出表中的相關(guān)數(shù)據(jù)分析了甘肅省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的互動(dòng)與融合關(guān)系[2];張亞龍通過(guò)建立VAR模型探討了重慶市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間的互動(dòng)關(guān)系[3];盛豐采用空間計(jì)量模型分析了全國(guó)230個(gè)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間聚集對(duì)制造業(yè)升級(jí)的影響及其空間外溢效應(yīng)[4]。二是對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響因素研究。如萬(wàn)千歡等運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析對(duì)影響廣州市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的主導(dǎo)因素進(jìn)行了研究[5];杜德瑞等采用面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)東、中、西部和東北地區(qū)四大經(jīng)濟(jì)區(qū)影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的因素進(jìn)行了分析[6]。三是關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城市化等方面的關(guān)系的研究。如劉純彬等采用面板數(shù)據(jù)模型分析了中國(guó)20個(gè)省份生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)[7];劉小青等分析了黃河三角洲生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與城市化互動(dòng)關(guān)系的傳導(dǎo)途徑[8]。這些研究多以一般省份或城市為研究對(duì)象，將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)聯(lián)系起來(lái)進(jìn)行探討，但是將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型城市聯(lián)系起來(lái)探討資源型城市轉(zhuǎn)型過(guò)程中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展問(wèn)題的文獻(xiàn)較少。雖然筆者目前發(fā)現(xiàn)三篇相關(guān)文獻(xiàn)，但它們都是定性地探討資源型城市中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀、問(wèn)題及發(fā)展對(duì)策的[9-11]，而定量探討生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系問(wèn)題的研究欠缺。本文擬以東營(yíng)市為例，將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型城市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型聯(lián)系起來(lái)，創(chuàng)新性地采用灰色關(guān)聯(lián)度與VAR模型結(jié)合的方法探討轉(zhuǎn)型期資源型城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與互動(dòng)發(fā)展關(guān)系，探尋通過(guò)發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)促進(jìn)資源型城市轉(zhuǎn)型的對(duì)策。

二、東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀

本文根據(jù)中國(guó)行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)和《東營(yíng)市統(tǒng)計(jì)年鑒》的行業(yè)分類,把東營(yíng)市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)劃分為:交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)六個(gè)行業(yè)。

(一)東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展及對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

從表1可以看出，近幾年來(lái),東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展迅速,經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷擴(kuò)大,增長(zhǎng)速度較快。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值自2005年以來(lái)呈現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)趨勢(shì), 從2005年的161.83億元增長(zhǎng)到2012年的466.91億元，年均增長(zhǎng)速度為15%以上。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值占東營(yíng)市地區(qū)生產(chǎn)總值的比重保持持續(xù)上升趨勢(shì),2012年達(dá)到16.63%;占第三產(chǎn)業(yè)增加值的比重一直穩(wěn)步上升,自2009年超過(guò)60%?？梢?jiàn),生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)東營(yíng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是不斷增加的。

表1 2005—2012年?yáng)|營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值及所占比重

數(shù)據(jù)來(lái)源:2006—2013年?yáng)|營(yíng)市統(tǒng)計(jì)年鑒

注:生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值為可比價(jià)格。

(二)東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)情況

從表2可以看出，東營(yíng)市主要的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)有三個(gè)：批發(fā)和零售業(yè)，交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，金融業(yè)，2012年這三個(gè)行業(yè)增加值之和占生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總增加值的比重接近85%。其中批發(fā)和零售業(yè)發(fā)展規(guī)模最大，發(fā)展勢(shì)頭最好，其增加值比重自2005年逐步上升，到2012年達(dá)到42.18%。交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)以及金融業(yè)分別是東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的第二和第三大行業(yè)，這兩個(gè)行業(yè)增加值比重都維持在20%左右。其他三個(gè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值比重較小，均在10%以下，而且其增加值比重總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。

表2 2005—2012年?yáng)|營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動(dòng) %

數(shù)據(jù)來(lái)源:2006—2013年?yáng)|營(yíng)市統(tǒng)計(jì)年鑒

注:表格內(nèi)是各行業(yè)增加值占生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值的比重。

(三)東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的特點(diǎn)

綜合以上分析可以看出,東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主要有以下兩個(gè)典型特點(diǎn):

一是發(fā)展規(guī)模小,對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用小。近幾年，雖然東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)得到了快速發(fā)展,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)也越來(lái)越明顯，但與其他城市相比,無(wú)論增加值規(guī)模還是占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重都相差甚遠(yuǎn)。例如國(guó)內(nèi)一線城市北京、上海、杭州等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重已達(dá)到30%，資源型城市榆林市的水平已達(dá)到20%以上,而2012年?yáng)|營(yíng)市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)所占比重僅為16.63%，明顯偏低?？梢?jiàn),東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后、規(guī)模較小,對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)不突出。

二是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)層次低。一般情況下,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)所包含的行業(yè)中,交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)及批發(fā)和零售業(yè)這兩個(gè)行業(yè)被劃分到傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)之列,而信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)這四個(gè)行業(yè)被劃分到新興服務(wù)業(yè)之中。從東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)可以看出,批發(fā)和零售業(yè)以及交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)增加值所占比重最大,占60%以上,而其他四個(gè)行業(yè)增加值所占比重偏小。這說(shuō)明東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)仍然以傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)為主,新興現(xiàn)代化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展規(guī)模小,總體生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)層次低。

三、東營(yíng)市資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀

(一)東營(yíng)市資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展及對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

東營(yíng)市的資源型產(chǎn)業(yè)主要是指油氣資源型產(chǎn)業(yè),包括石油和天然氣開(kāi)采業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，化學(xué)纖維制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)以及專用設(shè)備制造業(yè)(主要是與油氣勘探開(kāi)發(fā)有關(guān)的設(shè)備)。從表3可以看出，2005年以來(lái)東營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)總體發(fā)展比較穩(wěn)定,其增加值呈現(xiàn)出增長(zhǎng)趨勢(shì),從2005年的696.12億元增長(zhǎng)到2012年的1 527.02億元。東營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重位于54%～65%之間(2009年略低于50%)。由此可見(jiàn),油氣資源型產(chǎn)業(yè)仍然是東營(yíng)市的支柱產(chǎn)業(yè),是東營(yíng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要貢獻(xiàn)者。但由于油氣資源型產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)速度變緩,其對(duì)東營(yíng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用變小,經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)下降。

表3 2005—2012年?yáng)|營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)增加值及所占比重

數(shù)據(jù)來(lái)源:2006—2013年?yáng)|營(yíng)市統(tǒng)計(jì)年鑒

注:油氣資源型產(chǎn)業(yè)增加值為可比價(jià)格(2010)。

(二)東營(yíng)市資源型產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)情況

根據(jù)2006—2013年?yáng)|營(yíng)市統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)，由圖1可以看出,東營(yíng)市的資源型產(chǎn)業(yè)中最主要的行業(yè)有三個(gè):石油和天然氣開(kāi)采業(yè)，石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)。其中,石油和天然氣開(kāi)采業(yè)是油氣資源的上游產(chǎn)業(yè),是東營(yíng)市最主要的資源型產(chǎn)業(yè),自2005年以來(lái)其增加值比重不斷下降,由2005年的80%下降到2012年的49%,但仍然占據(jù)油氣資源型產(chǎn)業(yè)的半壁江山。石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)分別是東營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)的第二和第三大行業(yè),與醫(yī)藥制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)同屬于油氣資源的中游產(chǎn)業(yè),這五大行業(yè)增加值之和所占比重基本呈現(xiàn)上升趨勢(shì),2012年達(dá)到47%,基本能與上游的石油和天然氣開(kāi)采業(yè)抗衡。而專用設(shè)備制造業(yè)是油氣資源的下游產(chǎn)業(yè)，近幾年雖然發(fā)展勢(shì)頭較好,但總體發(fā)展規(guī)模很小,2012年其增加值比重不到4%。由此可以看出,2005—2012年?yáng)|營(yíng)市的油氣資源型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部經(jīng)歷了一定程度的結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化,呈現(xiàn)出從上游向中下游轉(zhuǎn)變的趨勢(shì),但目前仍以上中游產(chǎn)業(yè)為主,上游的石油和天然氣開(kāi)采業(yè)仍然是最主要的資源型產(chǎn)業(yè)。

圖1 2005—2012東營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動(dòng)

四、東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)度分析

為了探討東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián),本文采用灰色關(guān)聯(lián)度分析方法,以油氣資源型產(chǎn)業(yè)總增加值作為參考數(shù)據(jù)列,以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總增加值以及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部各行業(yè)增加值作為比較數(shù)據(jù)列,按照灰色關(guān)聯(lián)分析計(jì)算步驟[12]，分別計(jì)算2005—2012年?yáng)|營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)及內(nèi)部各行業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)的平均關(guān)聯(lián)度(見(jiàn)表4),然后根據(jù)關(guān)聯(lián)度大小,確定出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)程度。

表4 東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)度數(shù)值

由表4可以看出，東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)綜合與油氣資源型產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)度為0.6，數(shù)值較小，說(shuō)明這兩個(gè)產(chǎn)業(yè)具有一定的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，但產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)不是很大，相互之間的聯(lián)系不是很緊密。在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部行業(yè)中，與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較大的是金融業(yè)與批發(fā)和零售業(yè)，其關(guān)聯(lián)度數(shù)值都大于0.6，而其他四個(gè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度都小于0.6，說(shuō)明金融業(yè)與批發(fā)和零售業(yè)的發(fā)展與油氣資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展聯(lián)系較緊密。金融業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較大是因?yàn)闁|營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)過(guò)30多年的發(fā)展，為東營(yíng)市創(chuàng)造了大量的資本積累，使金融業(yè)得以發(fā)展起來(lái)。東營(yíng)市進(jìn)入發(fā)展階段的成熟期后，金融業(yè)的發(fā)展為東營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與結(jié)構(gòu)調(diào)整提供了有力的金融支持。而批發(fā)和零售業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關(guān)系緊密是因?yàn)榕l(fā)和零售業(yè)的發(fā)展能夠?yàn)橛蜌赓Y源型產(chǎn)業(yè)的相關(guān)產(chǎn)品提供廣泛的銷售途徑和廣闊的市場(chǎng)，帶動(dòng)油氣相關(guān)產(chǎn)品的生產(chǎn)，從而促進(jìn)油氣資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。然而由于東營(yíng)市已處于油氣資源開(kāi)發(fā)的成熟期，油氣相關(guān)產(chǎn)品的運(yùn)輸主要依靠管道和公路，因此交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)對(duì)油氣資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的約束或促進(jìn)作用明顯降低;受高層次人力資源數(shù)量的約束，東營(yíng)市信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)等替代服務(wù)性產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后。所以，這四個(gè)生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較小。

五、東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)的互動(dòng)關(guān)系

由上面的分析可知,東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)具有一定的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián),那么，是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展帶動(dòng)油氣資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展,還是油氣資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展拉動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展?為了進(jìn)一步探索東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)之間是雙向的互動(dòng)關(guān)系還是單向的因果關(guān)系,下面以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值(SF)和油氣產(chǎn)業(yè)增加值(ZY)為變量,通過(guò)建立VAR模型并對(duì)模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、方差分解分析,來(lái)探討兩者之間的互動(dòng)關(guān)系。原始數(shù)據(jù)源于1996—2013年?yáng)|營(yíng)市統(tǒng)計(jì)年鑒,由于統(tǒng)計(jì)年鑒中缺失2005年以前信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)的數(shù)據(jù),2005年以前的信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)的數(shù)據(jù)從廣播傳輸行業(yè)推出。為了消除可能存在的異方差問(wèn)題，所以對(duì)序列取對(duì)數(shù),記為lnSF、lnZY。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免建立VAR 模型時(shí)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象,首先要檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。本文采取最常用的ADF檢驗(yàn)方法,對(duì)各個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),根據(jù)序列的時(shí)序圖選取最合適的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀views6.0檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表5)顯示，lnSF、lnZY的單位根檢驗(yàn)都不通過(guò),所以進(jìn)而對(duì)一階差分后的D(lnZY)、D(lnSF)進(jìn)行了檢驗(yàn)。

表5 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明,lnSF、lnZY的單位根檢驗(yàn)的P值都大于0.05,因此不是平穩(wěn)序列。差分后的D(lnZY)、D(lnSF)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示P值小于0.05,認(rèn)為不存在單位根,是平穩(wěn)序列。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整方程是非平穩(wěn)序列的因果關(guān)系檢驗(yàn)。從上面的單位根檢驗(yàn)可知,變量lnZY和lnSF都是一階單整非平穩(wěn)序列,各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系,現(xiàn)采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。Johansen檢驗(yàn)法是一種在VAR模型的基礎(chǔ)上對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)的多變量協(xié)整檢驗(yàn)的方法,以VAR模型為基礎(chǔ),所以在分析之前先要建立VAR模型，確定滯后期數(shù)值。通過(guò)Eviews軟件得到如表6所示的結(jié)果。在滯后3期時(shí)，Eviews中LogL、LR、FPE、AIC、SC以及HQ六種檢驗(yàn)準(zhǔn)則中三個(gè)是顯著的,就可認(rèn)為3為最優(yōu)滯后階數(shù)。

表6 模型最佳滯后長(zhǎng)度選擇標(biāo)準(zhǔn)

注：*表明選擇的最優(yōu)結(jié)果。

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)有兩種方法:特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)。兩種檢驗(yàn)結(jié)果相同時(shí)，可以采取檢驗(yàn)結(jié)果;如果兩種檢驗(yàn)結(jié)果不同，則可以用E-G兩步法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

從表7特征根跡檢驗(yàn)可以看出,當(dāng)原假設(shè)為“不存在協(xié)整關(guān)系”時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量等于 18.645 00,而 5%顯著性水平下的臨界值等于15.494 71,跡統(tǒng)計(jì)量的值大于Johansen分布的臨界值,拒絕原假設(shè),說(shuō)明至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。再看備選假設(shè)“只有一個(gè)協(xié)整向量”的跡統(tǒng)計(jì)量為0.134 847，小于5%顯著性水平下的臨界值3.841 466,P值大于0.05，所以接受備選假設(shè)。從特征根跡檢驗(yàn)可得出如下結(jié)論:在5%的顯著性水平下,lnSF和lnZY只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表7 特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果

表8是Johansen檢驗(yàn)的另外一個(gè)方法——最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果。最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果分析同樣比較Johansen分布的臨界值與某顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)量值來(lái)確定是拒絕假設(shè)還是接受假設(shè)。最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果表明在5%的顯著性水平下,lnZY和lnSF兩個(gè)變量之間只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系,與特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果一樣,因此,可以確定東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和資源型產(chǎn)業(yè)增加值的對(duì)數(shù)序列l(wèi)nSF和lnZY之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表8 最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果

從Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的兩種檢驗(yàn)方法的結(jié)果可以看出,東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間存在協(xié)整關(guān)系,應(yīng)以lnSF和lnZY建立協(xié)整約束性VAR模型,即向量誤差修正模型。

(三)建立模型

lnSF和lnZY兩個(gè)非平穩(wěn)性序列之間存在協(xié)整關(guān)系,可以建立向量誤差修正模型(VEC),即含有協(xié)整約束的VAR模型。該VEC模型在含有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列建模中普遍應(yīng)用,可以進(jìn)一步探索lnSF和lnZY兩者之間存在長(zhǎng)期均衡或短期變動(dòng)關(guān)系。VEC模型的滯后期就是上面協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)確定的模型滯后期3。因此,建立滯后期為3的lnSF和lnZY的VEC 模型。將Eviews6.0軟件得出的結(jié)果進(jìn)行整理，整理后的結(jié)果見(jiàn)表9和表10。

表9 協(xié)整關(guān)系式估計(jì)結(jié)果

表9是Johansen檢驗(yàn)過(guò)程中得到的結(jié)果,是變量間協(xié)整方程的參數(shù)估計(jì)值?？梢?jiàn)協(xié)整方程是由一個(gè)常數(shù)項(xiàng)和兩個(gè)變量組成的誤差修正向量(ecm),只是把兩個(gè)變量名改寫成原來(lái)變量滯后一階的形式,可得到協(xié)整方程:

ecm=lnSF(-1)-1.46lnZY(-1)+4.77

該協(xié)整方程表明資源型產(chǎn)業(yè)增加值每增長(zhǎng)1%,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值將會(huì)增長(zhǎng)1.46%;反過(guò)來(lái),生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值每增長(zhǎng)1%,資源型產(chǎn)業(yè)增加值僅會(huì)增長(zhǎng)0.68%。

表10是以誤差修正項(xiàng)CointEq1作為回歸量的一階差分D(lnSF)和D(lnZY)的VAR模型,也就是lnSF和lnZY的向量誤差修正(VEC)模型。

建立VEC模型后對(duì)其進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn),本文采取AR根圖檢驗(yàn)法,檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示。

表10 VEC模型估計(jì)結(jié)果

圖2 AR根圖檢驗(yàn)法檢驗(yàn)結(jié)果

從圖2可以看出，VEC模型全部特征根的倒數(shù)都落在單位圓內(nèi),這說(shuō)明所建立的VEC模型是穩(wěn)定的,滿足脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的前提條件。

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

在平穩(wěn)性檢驗(yàn)中已經(jīng)確定D(lnSF)和D(lnZY)是平穩(wěn)性序列,滿足格蘭杰因果檢驗(yàn)的條件。文本在滯后期為2～4中對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)。用Eviews6.0軟件檢驗(yàn)的結(jié)果如表11所示。

從結(jié)果可以看出,在檢驗(yàn)滯后期為3時(shí),假設(shè)“D(lnSF)不是D(lnZY)的格蘭杰原因”在10%的顯著性水平下,其P值小于0.1,拒絕原假設(shè),則認(rèn)為D(lnSF)是D(lnZY)的格蘭杰原因。同樣在三階模型中,假設(shè)“D(lnZY)不是D(lnSF)的格蘭杰原因”被拒絕,則認(rèn)為D(lnZY)是D(lnSF)的格蘭杰原因。

表11 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

VAR 模型的建立不需要對(duì)各變量進(jìn)行先驗(yàn)性約束,所以在分析 VAR 模型時(shí),一般不會(huì)分析一個(gè)變量的變化如何影響另一個(gè)變量,而是分析模型在受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)產(chǎn)生怎樣的動(dòng)態(tài)影響,即脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。下面,在VEC模型建立的基礎(chǔ)上,對(duì)模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析,研究?jī)蓚€(gè)變量之間如何影響,影響程度為多大。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果如圖3所示。

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果

圖3(b)為東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)函數(shù)。資源型產(chǎn)業(yè)受到一個(gè)正的沖擊后,給生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)帶來(lái)正的影響,這種影響第4期達(dá)到最高值0.13,然后下降,這種趨勢(shì)一直延續(xù)到第10期后出現(xiàn)反彈的跡象,但最后逐步趨于0.08。由此可見(jiàn),東營(yíng)市資源型產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)有較長(zhǎng)期持續(xù)的正向效應(yīng),這說(shuō)明東營(yíng)市資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展有持續(xù)的推動(dòng)作用,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展以資源型產(chǎn)業(yè)的良好發(fā)展為基礎(chǔ)。

圖3(c)為東營(yíng)市資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的脈沖響應(yīng)函數(shù)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)受到一個(gè)正的沖擊,在第1期對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)就有正的影響,緊接著第2期就達(dá)到最高值0.128,隨后快速下降到最小值0.017。從第4期到第12期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的影響一直上下波動(dòng),但波動(dòng)幅度不是很大。從12期開(kāi)始逐步趨于0.05。從以上分析可以看出,東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)有長(zhǎng)期持續(xù)的正面影響,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)能夠持續(xù)地帶動(dòng)資源型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)與發(fā)展。

總體來(lái)說(shuō),東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間存在明顯的相互帶動(dòng)關(guān)系,但帶動(dòng)幅度和帶動(dòng)作用時(shí)間有差別。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)帶動(dòng)資源型產(chǎn)業(yè)的大幅度增長(zhǎng)時(shí)間短于資源型產(chǎn)業(yè)引起生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)的時(shí)間,前者維持兩年，后者維持四年。從長(zhǎng)期來(lái)看,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)力度要小于資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)力度。

(五)方差分解分析

除了脈沖響應(yīng)函數(shù),研究VAR 模型的動(dòng)態(tài)特征的另一個(gè)方法是方差分解分析方法。這種方法是通過(guò)分析每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊(包括自身和相關(guān)變量)對(duì)內(nèi)生變量變化產(chǎn)生影響的程度來(lái)評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。

從圖4的(a)(b)兩個(gè)圖來(lái)看,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)自身的貢獻(xiàn)率隨著時(shí)間的推移而快速下降,在第4期后逐步穩(wěn)定于44%左右,而資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的貢獻(xiàn)率隨著時(shí)間的推移而快速上升,第4期后穩(wěn)定于55%左右。這說(shuō)明,東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)來(lái)源于自身和資源型產(chǎn)業(yè)兩方面的推動(dòng),從長(zhǎng)期來(lái)看，資源型產(chǎn)業(yè)的推動(dòng)作用大于自身的推動(dòng)作用。

圖4的(c)(d)兩個(gè)圖中,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率逐步增大并趨于40%左右;資源型產(chǎn)業(yè)開(kāi)始對(duì)自身的貢獻(xiàn)率很大,隨著時(shí)間的推移,其自身的貢獻(xiàn)率逐步減弱，最后穩(wěn)定于60%左右。資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)自身的貢獻(xiàn)率大于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率。由此可見(jiàn),東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展能夠長(zhǎng)期推動(dòng)資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,但資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)其自身發(fā)展的推動(dòng)作用更大些?？梢?jiàn)方差分解分析結(jié)果同脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果相同。

圖4 方差分解分析結(jié)果

六、結(jié)論

1.東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)具有一定的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，但產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)不大，相互之間的發(fā)展帶動(dòng)作用不明顯。在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部各行業(yè)中，與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較大的是金融業(yè)與批發(fā)和零售業(yè)。說(shuō)明東營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)過(guò)30多年的發(fā)展，創(chuàng)造了大量的資本積累，使金融業(yè)得以發(fā)展起來(lái)，而批發(fā)和零售業(yè)為了給油氣相關(guān)產(chǎn)品提供銷售渠道與市場(chǎng)也隨著油氣資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展而發(fā)展起來(lái)。

2.東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間是雙向互動(dòng)發(fā)展的關(guān)系，即兩者之間是相互促進(jìn)、相互帶動(dòng)的關(guān)系。但資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用大于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用。定量來(lái)看，資源型產(chǎn)業(yè)增加值每增長(zhǎng)1%，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值將會(huì)增長(zhǎng)1.46%；反過(guò)來(lái)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值每增長(zhǎng)1%，資源型產(chǎn)業(yè)增加值僅會(huì)增長(zhǎng)0.68%。由于東營(yíng)市處于油氣資源開(kāi)發(fā)的成熟期，多元化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還沒(méi)有建立起來(lái)，油氣資源型產(chǎn)業(yè)仍然是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支柱產(chǎn)業(yè)，其他產(chǎn)業(yè)(包括生產(chǎn)性服務(wù)業(yè))的發(fā)展對(duì)油氣資源型產(chǎn)業(yè)的依賴性較大，因此，油氣資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用仍然較大。但是，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展同時(shí)能正向帶動(dòng)油氣資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與結(jié)構(gòu)調(diào)整。隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)規(guī)模的不斷壯大，其溢出作用會(huì)越來(lái)越強(qiáng)，對(duì)油氣資源型產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用也會(huì)越來(lái)越明顯。因此，大力發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能帶動(dòng)油氣資源型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型，改變東營(yíng)市經(jīng)濟(jì)主要依賴于油氣資源型產(chǎn)業(yè)的局面，實(shí)現(xiàn)從單一資源型經(jīng)濟(jì)向多元化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。如，發(fā)展科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)可以延長(zhǎng)東營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)鏈條,促進(jìn)油氣資源型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)以及租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)可以發(fā)展成為東營(yíng)市油氣資源型產(chǎn)業(yè)的替代產(chǎn)業(yè)。加快發(fā)展金融業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)可以為東營(yíng)市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)盡快轉(zhuǎn)型升級(jí)提供資金、市場(chǎng)和基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)支持。

3.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和資源型產(chǎn)業(yè)都具有規(guī)模效益,都能帶動(dòng)自身發(fā)展,但規(guī)模效益對(duì)其自身發(fā)展的作用大小不同。經(jīng)過(guò)30多年的油氣勘探與開(kāi)發(fā),東營(yíng)市已經(jīng)形成一定規(guī)模的油氣資源型產(chǎn)業(yè)集群,因此，油氣資源型產(chǎn)業(yè)規(guī)模效益對(duì)其自身發(fā)展效果較明顯。但東營(yíng)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)起步較晚,規(guī)模較小,產(chǎn)業(yè)集聚能力差,因此，更加依賴于外部因素的拉動(dòng)與制約,規(guī)模效益對(duì)其自身發(fā)展效果較小。這進(jìn)一步證明了東營(yíng)市發(fā)展壯大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的必要性。

[1] 劉婷婷,曾洪勇,張華.京津生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)關(guān)系比較研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2014,24(5):209-215.

[2] 吉亞輝,程斌.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與先進(jìn)制造業(yè)的互動(dòng)與融合——基于甘肅省投入產(chǎn)出表的實(shí)證分析[J].西安財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào),2014,27(1):20-24.

[3] 張亞龍.重慶市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展研究[D].重慶:重慶工商大學(xué),2011.

[4] 盛豐.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級(jí):機(jī)制與經(jīng)驗(yàn)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2014(2):32-39.

[5] 萬(wàn)千歡,千慶蘭,陳穎彪.廣州市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)影響因素研究[J].經(jīng)濟(jì)地理,2014,34(1):89-93.

[6] 杜德瑞,王喆,楊李娟.工業(yè)化進(jìn)程視角下的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)影響因素研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究,2014(1):3-16.

[7] 劉純彬,李筱樂(lè).生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系[J]. 上海經(jīng)濟(jì)研究,2013(9):58-64.

[8] 劉小青,李艷春,田剛元. 黃河三角洲生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域城市化發(fā)展的作用——以東營(yíng)市為例[J].中國(guó)石油大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2014(1):39-43.

[9] 曲藝,張建蕊,李淑玲.資源型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)系研究[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2013(28):52-53.

[10] 鄧蘭蘭.基于資源型城市轉(zhuǎn)型的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展研究[J].商業(yè)研究,2012(8):90-95.

[11] 單永紅.轉(zhuǎn)型期資源型城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[D].哈爾濱:哈爾濱商業(yè)大學(xué),2013.

[12] 蒯麗萍,張曉東,陳盛新.應(yīng)用灰色關(guān)聯(lián)分析模型遴選創(chuàng)傷鎮(zhèn)痛藥品[J].藥學(xué)實(shí)踐雜志,2010,28(6):460-462.

責(zé)任編輯：趙 玲

Study on the Interactive Development of Productive Service Industries and Resources-oriented Industries in the Transition Period of the Resources-oriented City

YANG Lei, Wurisihale

(SchoolofEconomicsandManagement,ChinaUniversityofPetroleum,Qingdao,Shandong266580,China)

As a typical oil and gas resource-oriented city, Dongying has got into the critical stage of the transitional period. One way to promote the economic transition is to develop the productive service industries. At this stage, the productive service industries have a certain correlation to the resource-oriented industries in Dongying. Among the productive industries, financial sector, wholesale and retail sector have a bigger correlation to the resource-oriented industries. It is a two-way interactive relationship between the productive service industries and the resources-oriented industries. Comparatively speaking, however, the resources-oriented industries have a greater pushing effect on the productive-oriented industries. Therefore, the productive service industries have to be developed rapidly to accelerate the resource-oriented industries transformation in Dongying city.

resource-oriented industry；economic transition；productive service industry；Gray Correlation Degree；VAR model

2015-09-01

山東省高校人文社科項(xiàng)目(J12WG53)；山東省社科基金項(xiàng)目(14CJJJ09)；山東社科規(guī)劃課題(13CGLZ06)

楊 磊(1974—)，女，山東東營(yíng)人，中國(guó)石油大學(xué)(華東)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，博士，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)。

10.13216/j.cnki.upcjess.2016.02.0006

F127

A

1673-5595(2016)02-0026-08