徐翠蓉,張廣海
(1.青島大學(xué) 旅游與地理科學(xué)學(xué)院,山東 青島 266031;2.中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院,山東 青島 266100)
近年來,文化旅游作為旅游活動(dòng)和研究熱點(diǎn)越來越受到人們的關(guān)注。在實(shí)踐發(fā)展中,世界各國紛紛將文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)跨界整合,互相借力,極大地促進(jìn)了本國第三產(chǎn)業(yè)以及整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展[1]。當(dāng)前我國旅游業(yè)發(fā)展已經(jīng)進(jìn)入到一個(gè)新的階段,旅游的形式和內(nèi)容正在發(fā)生重大變化。文化的多樣性及差異性使得旅游豐富多彩,旅游業(yè)充分的開放性和包容性使其具有與其他產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的突出特征。文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)的融合發(fā)展,是兩產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必然趨勢,對兩產(chǎn)業(yè)供給側(cè)改革也具有重要意義。
文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)的互動(dòng)關(guān)系不僅引起了各國政府的高度重視,學(xué)者們對兩大產(chǎn)業(yè)關(guān)系的研究也逐漸增多,研究內(nèi)容也較為豐富[2-10]。通過對已有文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn),目前學(xué)術(shù)界對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與旅游業(yè)增長之間的動(dòng)態(tài)作用關(guān)系研究涉及較少,對文化產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展互動(dòng)響應(yīng)機(jī)制缺乏深入研究。鑒于此,本文以2004—2015年間兩大產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)指標(biāo)和數(shù)據(jù)為樣本,運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型實(shí)證檢驗(yàn)文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)效應(yīng),并分析其作用機(jī)理。
西姆斯于1980年引入向量自回歸模型(VAR),使動(dòng)態(tài)性分析在經(jīng)濟(jì)理論應(yīng)用過程中得以拓展。向量自回歸模型通過對系統(tǒng)中全部內(nèi)生變量滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸,估計(jì)他們之間的動(dòng)態(tài)作用關(guān)系,該模型無需對變量做任何先驗(yàn)性的約束,是一種非理論模型。VAR模型通過捕捉來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來期的影響,解釋來自各種經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)變量構(gòu)成的影響,多用于時(shí)間序列系統(tǒng)之間關(guān)系的分析及預(yù)測。VAR模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為:
式(1)中,yt是k行內(nèi)生變量列向量,xt是d行外生變量列向量,其中p為滯后階數(shù),t是樣本期數(shù)。k行k列的矩陣?1,…,?p和k行d列的矩陣B是待估計(jì)的系數(shù)值矩陣。εt是k行擾動(dòng)列向量,假定∑為εt協(xié)方差型的矩陣,而且為一個(gè)k行k列的正定型矩陣[11]。
根據(jù)文化產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展的實(shí)際統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),分別選擇實(shí)際文化產(chǎn)業(yè)增加值(RCI)和實(shí)際國內(nèi)旅游總收入(RTI)作為文化產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展的代理變量。本文選擇2004—2015年我國文化產(chǎn)業(yè)增加值序列數(shù)據(jù)作為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的代理變量,數(shù)據(jù)來源于2005—2015年的中國文化文物統(tǒng)計(jì)年鑒及2015年文化產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)公報(bào)。從我國旅游業(yè)發(fā)展實(shí)際來看,國內(nèi)旅游早已經(jīng)成為我國旅游業(yè)發(fā)展的主體,故選取國內(nèi)旅游收入作為旅游業(yè)發(fā)展的代理變量。相應(yīng)的旅游統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)主要來自2005—2015年的中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒及2015年旅游統(tǒng)計(jì)公報(bào)。計(jì)量分析中引入的名義價(jià)格指數(shù)等指標(biāo),其數(shù)據(jù)主要來自各年的中國統(tǒng)計(jì)年鑒。為了保證數(shù)據(jù)的可比性,對原始數(shù)據(jù)做如下處理:實(shí)際文化產(chǎn)業(yè)增加值通過引入歷年居民價(jià)格指數(shù)對歷年的文化產(chǎn)業(yè)增加值進(jìn)行折算得來的,實(shí)際國內(nèi)旅游收入的核算也是引入了歷年居民價(jià)格指數(shù),然后對歷年的國內(nèi)旅游收入進(jìn)行折算得來。為了消除在時(shí)間序列中存在的異方差,對數(shù)據(jù)RTI、RCI分別取對數(shù)處理,記作LNRTI、LNRCI。DLNRTI、DLNRCI和 D2LNRTI、D2LNRCI分別代表LNRTI、LNRCI的一階差分和二階差分。
運(yùn)用Eview 6.0軟件,對兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析,繪制變量LNRTI、LNRCI及差分變量DLNRTI、DLNRCI的時(shí)序圖(見圖1)。由圖1可知,兩原始變量LNRTI、LNRCI具有向上發(fā)展趨勢和常數(shù)項(xiàng),說明兩變量均為非平穩(wěn)時(shí)間序列,從一階差分圖來看,兩個(gè)變量的一階差分DLNRTI、DLNRCI的時(shí)間趨勢消失,進(jìn)一步對變量做ADF單位根檢驗(yàn)判斷其平穩(wěn)性。
圖1 變量LNRTI、LNRCI及一階差分DLNRTI、DLNRCI時(shí)序圖
時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是構(gòu)建VAR模型的前提條件,這里首先運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對兩列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。用Eviews 6.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果如表1所示。
表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果
由表1可知,變量LNFDTI、LNFCI的原數(shù)據(jù)系列檢驗(yàn)P值均大于5%的顯著性水平,說明存在單位根。一次差分序列后仍然沒能通過5%顯著性水平下的檢驗(yàn),二次差分后,兩列數(shù)據(jù)在1%的顯著性水平下通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。可以判斷這兩個(gè)序列均為二階單整序列,同階單整符合構(gòu)建VAR模型的前提條件,但在構(gòu)建模型前還需對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來考察二者之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。
檢驗(yàn)變量間協(xié)整關(guān)系的方法有E-G兩步法和Johansen極大似然法。E-G兩步法是用來檢驗(yàn)兩變量之間協(xié)整關(guān)系的一種簡便方法。這里采用E-G兩步法檢驗(yàn)文化產(chǎn)業(yè)增加值LNRCI與國內(nèi)旅游總收入LNRTI之間的協(xié)整關(guān)系。按照協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)P鸵螅紫刃枰米钚《朔ǎ∣LS)構(gòu)建回歸方程,這里以文化產(chǎn)業(yè)為解釋變量,旅游業(yè)增長做為被解釋變量,用Eviews 6.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行運(yùn)算,回歸方程估計(jì)結(jié)果為:
由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知,回歸方程的擬合優(yōu)度R2達(dá)0.989352,調(diào)整后的R2為0.988287。說明模型估計(jì)與實(shí)際值擬合地較好,方程設(shè)立合理,解釋能力較強(qiáng)。為進(jìn)一步考察變量間的是否存在長期協(xié)整關(guān)系,對方程的殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),結(jié)果如表2所示。
表2 方程殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果
由表2殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知,回歸方程的殘差序列在1%的顯著水平上通過了檢驗(yàn)。這說明所構(gòu)建的回歸方程殘差序列平穩(wěn),方程設(shè)立比較合理,文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,符合構(gòu)建VAR模型的條件。
為分析文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展的相互驅(qū)動(dòng)效應(yīng)及其路徑,這里構(gòu)建VAR模型來估計(jì)二者的交互動(dòng)態(tài)作用關(guān)系。滯后階數(shù)P的確定是建立VAR模型的前提條件,確定滯后階數(shù)的方法有赤池信息準(zhǔn)則(AIC),施瓦茨信息準(zhǔn)則(SC)、似然比統(tǒng)計(jì)量(LR)等,通常根據(jù)AIC和SC取值最小原則,并結(jié)合似然比統(tǒng)計(jì)量(LR)來確定滯后階數(shù)。向量自回歸模型中滯后期通常和自由度相關(guān)聯(lián),滯后期越大,待估參數(shù)越多,自由度越少[12]。本文根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨(SC)信息最小化原則并結(jié)合似然比(LR)的值檢驗(yàn)來確定滯后階數(shù),選擇最優(yōu)滯后期為2,運(yùn)用Eviews 6.0軟件對實(shí)際文化產(chǎn)業(yè)增加值(LNRCI)、實(shí)際國內(nèi)旅游總收入(LNRTI)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理分析,對變量估計(jì)結(jié)果如表3所示。
表3 VAR模型估計(jì)及檢驗(yàn)結(jié)果
回歸方程估計(jì)結(jié)果為:
由表3可知,實(shí)際文化產(chǎn)業(yè)增加值(LNRCI)估計(jì)方差R2為0.997029,調(diào)整后的方差R2值分別為0.994652;實(shí)際國內(nèi)旅游總收入(LNRTI)模型估計(jì)方差R2為0.987726,調(diào)整后的R2值為0.977906,其他統(tǒng)計(jì)量也在合理區(qū)間,說明此向量自回歸模型方程設(shè)立合理,方程具有較強(qiáng)的解釋力,可以判定VAR模型在理論上成立。由方程(1)和方程(2)可知,文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后一期對文化產(chǎn)業(yè)自身和旅游業(yè)發(fā)展影響非常顯著,旅游業(yè)發(fā)展滯后一階對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展和旅游業(yè)自身發(fā)展也有顯著影響,但影響作用要小于文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后一階對二者的影響。這種影響關(guān)系僅反映了短期內(nèi)兩變量沖擊對自身及彼此的影響,為了考察未來變化時(shí)期內(nèi)兩變量對自身及對方?jīng)_擊的影響,需要引入脈沖響應(yīng)分析,以判斷LNRTI、LNRCI兩變量之間的交互作用及長期動(dòng)態(tài)趨勢。
VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)是脈沖響應(yīng)分析的前提。若VAR模型中所有單位特征根的倒數(shù)模均小于1,表示模型穩(wěn)定;反之,如果單位特征根倒數(shù)模大于1,則模型不穩(wěn)定。從圖示來看,檢驗(yàn)結(jié)果中若所有單位根倒數(shù)模在單位圓內(nèi),表示模型穩(wěn)定,說明VAR模型估計(jì)結(jié)果與實(shí)際情況擬合良好,模型具有較強(qiáng)的解釋能力。對以LNRTI、LNRCI兩變量所構(gòu)建的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定型檢驗(yàn),結(jié)果如圖2所示。由圖2可知,方程所有單位特征根倒數(shù)的模都在單位圓內(nèi),說明構(gòu)建的VAR模型穩(wěn)定,可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。
圖2 VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)
脈沖響應(yīng)函數(shù)常用于分析時(shí)間序列模型中變量的影響關(guān)系,可以顯示來自系統(tǒng)中任何一個(gè)新信息的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對變量當(dāng)前和未來的響應(yīng)程度及影響軌跡,以衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來的影響,故脈沖響應(yīng)分析能夠相對直觀地描述變量之間的動(dòng)態(tài)交互效應(yīng)。這里以建立的VAR模型為基礎(chǔ),分別給LNRCI、LNRTI兩個(gè)變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊,根據(jù)AIC和SC原則,將沖擊響應(yīng)期設(shè)為10期,考察未來10期內(nèi)文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展之間的交互動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑。脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖3和圖4所示。圖中,橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù),縱軸表示兩變量對自身沖擊及對方?jīng)_擊的響應(yīng)程度;實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。
圖3 旅游業(yè)發(fā)展對自身及文化產(chǎn)業(yè)沖擊的脈沖響應(yīng)路徑
圖4 文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)發(fā)展及自身沖擊的脈沖響應(yīng)路徑
圖3中左圖顯示了旅游業(yè)在自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位沖擊后的脈沖響應(yīng)路徑。由圖可知,旅游業(yè)對自身沖擊的脈沖響應(yīng)是正向的。并且這種沖擊效應(yīng)在1期時(shí)達(dá)到最大,隨后緩慢下降,至第5期后作用不斷減弱,逐漸趨向于0。這說明旅游業(yè)對自身沖擊的反應(yīng)具有正向作用,這種作用在最初兩期達(dá)到最大,后隨時(shí)間的推移逐漸減弱,直至消失。圖3中右圖顯示了旅游業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的沖擊后的脈沖響應(yīng)路徑。由圖可知,旅游業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后反應(yīng)第1期為0,即初期無響應(yīng),隨后反應(yīng)迅速增強(qiáng),在第4期達(dá)到峰值,在隨后4—6期保持了較強(qiáng)的正向作用,接著緩慢下降,但仍然具有較強(qiáng)的正向作用。這種沖擊結(jié)果的出現(xiàn)符合我國旅游業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的互動(dòng)路徑和模式。旅游業(yè)自身產(chǎn)業(yè)投資增加、旅游基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善會(huì)迅速反映到旅游業(yè)發(fā)展當(dāng)中,使旅游業(yè)接待能力迅速提高,旅游吸引力增加,但這種效果會(huì)隨著時(shí)間的推移而逐漸減弱。而文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)發(fā)展的正向沖擊作用超過了旅游業(yè)對自身的作用,文化產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、文化市場的擴(kuò)大和繁榮均對旅游業(yè)產(chǎn)生強(qiáng)烈的正向沖擊,并且旅游業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)沖擊的響應(yīng)作用穩(wěn)定持久。在旅游發(fā)展實(shí)踐中常常發(fā)現(xiàn),一個(gè)文化底蘊(yùn)深厚、地方傳統(tǒng)文物、傳統(tǒng)文化遺產(chǎn)豐富的旅游目的地,其生命周期往往因文化內(nèi)涵的不斷挖掘和文化資源的深度開發(fā)而得以延長。由此可見,文化產(chǎn)業(yè)是推動(dòng)旅游業(yè)發(fā)展的重要基礎(chǔ)。
圖4中左圖表示的是文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后的脈沖響應(yīng)路徑。由圖可知,文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)沖擊響應(yīng)路徑一直為正,在第2期達(dá)到最大,之后緩慢下降,逐漸趨向于0,說明旅游業(yè)發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用,這種正向促進(jìn)作用隨著時(shí)間的推移而逐漸減弱直至消失。圖4中右圖表示的是文化產(chǎn)業(yè)對自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)。由脈沖響應(yīng)曲線可以判斷,文化產(chǎn)業(yè)對自身沖擊的響應(yīng)在第1、2期較為平穩(wěn),之后迅速放大,在3—5期影響作用最大,自第6期開始緩慢下降,但正向作用會(huì)持續(xù)較長周期。表明文化產(chǎn)業(yè)對自身沖擊會(huì)產(chǎn)生正向響應(yīng),且這種正向響應(yīng)非常顯著,持續(xù)效應(yīng)較長。結(jié)合圖3和圖4可知,文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)和自身沖擊均產(chǎn)生正向響應(yīng),作用穩(wěn)定且持續(xù)時(shí)間較長。
脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了向量自回歸模型中一個(gè)內(nèi)生變量的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響。為了進(jìn)一步分析內(nèi)生變量的沖擊對內(nèi)生變量變化貢獻(xiàn)度,從而評(píng)價(jià)不同內(nèi)生變量的重要性以及各變量的動(dòng)態(tài)特征,這里引入方差分解,方差分解可以給出對于每一個(gè)VAR模型中的變量產(chǎn)生的每個(gè)隨機(jī)項(xiàng)的相對重要的信息。
文化產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展變化的方差分解值如表4所示。由數(shù)據(jù)可知,旅游業(yè)對自身的貢獻(xiàn)率在第1期為100%,在第2期迅速下降至72.76768%,之后幾期下降速度仍然較快,在第9、10期上逐漸趨于穩(wěn)定,至第10期下降為28.34304%;從文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率來看,文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率在第2期后呈現(xiàn)快速上升的態(tài)勢,在第10期達(dá)到71.65696%。這說明隨著滯后期的延長,文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)波動(dòng)的影響呈現(xiàn)穩(wěn)步上升、持續(xù)增長態(tài)勢,且具有增幅逐步擴(kuò)大的特點(diǎn)??梢?,在旅游業(yè)發(fā)展的影響因素中,文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展變化對其貢獻(xiàn)十分顯著,并且影響持續(xù)周期長、作用大。這一檢驗(yàn)結(jié)果說明,文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)發(fā)展具有重要的推動(dòng)作用,文化投資增加、文化市場的繁榮、文化產(chǎn)品的不斷豐富有利于推動(dòng)旅游供給側(cè)改革,改變現(xiàn)有的旅游業(yè)發(fā)展模式,極大地推動(dòng)旅游業(yè)的發(fā)展。
在文化產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)中,旅游業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的貢獻(xiàn)率在第1期開始就達(dá)到了19.41097%,在之后的第2期達(dá)到53.56544%,隨后影響作用逐漸減弱直至消失;文化產(chǎn)業(yè)對自身的貢獻(xiàn)率在第1期達(dá)80.58903%,第2期突然下降后又逐漸回升,在第10期升高至83.01559%。由此可見,在文化產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的影響因素中,旅游業(yè)的貢獻(xiàn)率同樣不可輕視,尤其是在滯后2、3、4期的水平上貢獻(xiàn)率較大,這符合旅游發(fā)展中熱點(diǎn)轉(zhuǎn)換快、旅游活動(dòng)敏感性強(qiáng)的特點(diǎn)。旅游熱門事件、新興旅游活動(dòng)和旅游產(chǎn)品對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響會(huì)在較短期內(nèi)迅速反映出來,體現(xiàn)了旅游業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的引導(dǎo)作用。
表4 LNRTI、LNRCI的方差分解結(jié)果
與以往側(cè)重研究文化產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)的耦合關(guān)系不同,本文以中國文化產(chǎn)業(yè)增加值和國內(nèi)旅游收入作為研究變量,運(yùn)用向量自回歸(VAR)模型、脈沖響應(yīng)和方差分解,探討了文化產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展之間的相互驅(qū)動(dòng)作用和響應(yīng)路徑,得到如下結(jié)論:
(1)文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)發(fā)展的正向影響非常顯著,影響作用穩(wěn)定持久。這說明文化是旅游業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ),也是旅游業(yè)賴以生存的土壤。文化產(chǎn)業(yè)對旅游業(yè)發(fā)展具有持續(xù)的推動(dòng)作用。
(2)旅游業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正向沖擊作用先強(qiáng)后弱,文化產(chǎn)業(yè)對于旅游業(yè)的沖擊效應(yīng)會(huì)在短期內(nèi)迅速顯現(xiàn)出來,但隨著時(shí)間推移,這種作用逐漸減弱直至消失。
(3)文化產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展關(guān)系密切,相互驅(qū)動(dòng)效應(yīng)顯著,文化產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)對解釋對方發(fā)展都具有重要的作用。但目前來看,我國文化產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)的互動(dòng)效應(yīng)體現(xiàn)還不充分。因此,一方面應(yīng)加大文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展力度,積極促進(jìn)我國文化資源、文化遺產(chǎn)的旅游開發(fā),充分發(fā)揮文化產(chǎn)業(yè)在促進(jìn)旅游發(fā)展中的基礎(chǔ)性作用;另一方面,還應(yīng)引導(dǎo)城鎮(zhèn)居民的旅游文化需求向多層次、多樣化轉(zhuǎn)變,發(fā)揮旅游業(yè)帶動(dòng)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的引擎作用;最后,在產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃、政策扶植方面應(yīng)充分發(fā)揮政府的協(xié)調(diào)作用,促進(jìn)兩大產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展。