楊 磊, 烏日斯哈樂

(中國石油大學 經(jīng)濟管理學院,山東 青島 266580)

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轉型期石油資源型城市生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)的互動發(fā)展
——以東營市為例

楊 磊, 烏日斯哈樂

(中國石油大學 經(jīng)濟管理學院,山東 青島 266580)

東營市是典型的油氣資源型城市，已進入轉型期的關鍵階段，發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)是促進其經(jīng)濟轉型的重要途徑。現(xiàn)階段，東營市的生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間存在一定的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，與資源型產(chǎn)業(yè)關聯(lián)較大的生產(chǎn)性服務業(yè)是金融業(yè)與批發(fā)和零售業(yè)。東營市的生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間是一種雙向的互動發(fā)展關系，但資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展對生產(chǎn)性服務業(yè)的拉動作用大于生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展對資源型產(chǎn)業(yè)的帶動作用。東營市要增強生產(chǎn)性服務業(yè)的帶動作用，加快東營市資源型產(chǎn)業(yè)轉型升級，必須大力發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)。

資源型產(chǎn)業(yè);經(jīng)濟轉型;生產(chǎn)性服務業(yè);灰色關聯(lián)度;VAR模型

一、引言

從20世紀50年代開始,服務業(yè)發(fā)展帶動經(jīng)濟增長成為世界經(jīng)濟發(fā)展的一般趨勢。發(fā)達國家經(jīng)濟發(fā)展的歷程充分證明現(xiàn)代服務業(yè)中最能影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的是生產(chǎn)性服務業(yè)。生產(chǎn)性服務業(yè)具有產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度高、專業(yè)性強、創(chuàng)新活躍等特點,發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)是促進中國經(jīng)濟結構轉型非常重要的一環(huán)。資源型城市經(jīng)濟轉型是一個世界難題。生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展與結構優(yōu)化對資源型城市特別是處于轉型期的資源型城市的經(jīng)濟轉型尤為重要。發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)促進資源型城市經(jīng)濟轉型有兩條途徑:一是資源型產(chǎn)業(yè)內部服務項目分離出來形成專業(yè)性生產(chǎn)服務業(yè),延長資源型產(chǎn)業(yè)鏈條;二是發(fā)展一般生產(chǎn)性服務業(yè)使其成為資源型產(chǎn)業(yè)的替代產(chǎn)業(yè)。東營市是典型的油氣資源型城市,目前已進入發(fā)展階段的成熟期,這一時期是經(jīng)濟轉型的關鍵時期和迫切時期,能否成功實現(xiàn)經(jīng)濟轉型決定著該市能否持續(xù)發(fā)展的問題。

前人對于生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展問題的研究多集中在三個方面:一是對生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)之間的關系的探討。劉婷婷等采用投入產(chǎn)出法分析了京津生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)[1];吉亞輝等采用投入產(chǎn)出表中的相關數(shù)據(jù)分析了甘肅省生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)之間的互動與融合關系[2];張亞龍通過建立VAR模型探討了重慶市生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)之間的互動關系[3];盛豐采用空間計量模型分析了全國230個城市生產(chǎn)性服務業(yè)空間聚集對制造業(yè)升級的影響及其空間外溢效應[4]。二是對生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的影響因素研究。如萬千歡等運用灰色關聯(lián)分析對影響廣州市生產(chǎn)性服務業(yè)的主導因素進行了研究[5];杜德瑞等采用面板數(shù)據(jù)對中國東、中、西部和東北地區(qū)四大經(jīng)濟區(qū)影響生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的因素進行了分析[6]。三是關于生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長、城市化等方面的關系的研究。如劉純彬等采用面板數(shù)據(jù)模型分析了中國20個省份生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻[7];劉小青等分析了黃河三角洲生產(chǎn)性服務業(yè)與城市化互動關系的傳導途徑[8]。這些研究多以一般省份或城市為研究對象，將生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)或經(jīng)濟增長聯(lián)系起來進行探討，但是將生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型城市聯(lián)系起來探討資源型城市轉型過程中生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展問題的文獻較少。雖然筆者目前發(fā)現(xiàn)三篇相關文獻，但它們都是定性地探討資源型城市中生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀、問題及發(fā)展對策的[9-11]，而定量探討生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系問題的研究欠缺。本文擬以東營市為例，將生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型城市經(jīng)濟轉型聯(lián)系起來，創(chuàng)新性地采用灰色關聯(lián)度與VAR模型結合的方法探討轉型期資源型城市生產(chǎn)性服務業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)與互動發(fā)展關系，探尋通過發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)促進資源型城市轉型的對策。

二、東營市生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀

本文根據(jù)中國行業(yè)劃分標準和《東營市統(tǒng)計年鑒》的行業(yè)分類,把東營市的生產(chǎn)性服務業(yè)劃分為:交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務服務業(yè)，科學研究、技術服務和地質勘查業(yè)六個行業(yè)。

(一)東營市生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展及對經(jīng)濟增長的貢獻

從表1可以看出，近幾年來,東營市生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展迅速,經(jīng)濟規(guī)模不斷擴大,增長速度較快。生產(chǎn)性服務業(yè)增加值自2005年以來呈現(xiàn)穩(wěn)步增長趨勢, 從2005年的161.83億元增長到2012年的466.91億元，年均增長速度為15%以上。生產(chǎn)性服務業(yè)增加值占東營市地區(qū)生產(chǎn)總值的比重保持持續(xù)上升趨勢,2012年達到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60%?？梢?生產(chǎn)性服務業(yè)對東營市經(jīng)濟增長的貢獻是不斷增加的。

表1 2005—2012年東營市生產(chǎn)性服務業(yè)增加值及所占比重

數(shù)據(jù)來源:2006—2013年東營市統(tǒng)計年鑒

注:生產(chǎn)性服務業(yè)增加值為可比價格。

(二)東營市生產(chǎn)性服務業(yè)的內部結構情況

從表2可以看出，東營市主要的生產(chǎn)性服務業(yè)有三個：批發(fā)和零售業(yè)，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，金融業(yè)，2012年這三個行業(yè)增加值之和占生產(chǎn)性服務業(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)展勢頭最好，其增加值比重自2005年逐步上升，到2012年達到42.18%。交通運輸、倉儲和郵政業(yè)以及金融業(yè)分別是東營市生產(chǎn)性服務業(yè)的第二和第三大行業(yè)，這兩個行業(yè)增加值比重都維持在20%左右。其他三個生產(chǎn)性服務業(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。

表2 2005—2012年東營市生產(chǎn)性服務業(yè)內部結構變動 %

數(shù)據(jù)來源:2006—2013年東營市統(tǒng)計年鑒

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

(三)東營市生產(chǎn)性服務業(yè)的特點

綜合以上分析可以看出,東營市生產(chǎn)性服務業(yè)主要有以下兩個典型特點:

一是發(fā)展規(guī)模小,對地區(qū)經(jīng)濟的帶動作用小。近幾年，雖然東營市生產(chǎn)性服務業(yè)得到了快速發(fā)展,對經(jīng)濟增長的貢獻也越來越明顯，但與其他城市相比,無論增加值規(guī)模還是占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重都相差甚遠。例如國內一線城市北京、上海、杭州等生產(chǎn)性服務業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重已達到30%，資源型城市榆林市的水平已達到20%以上,而2012年東營市的生產(chǎn)性服務業(yè)所占比重僅為16.63%，明顯偏低?？梢?東營市生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展滯后、規(guī)模較小,對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻不突出。

二是生產(chǎn)性服務業(yè)的內部結構層次低。一般情況下,生產(chǎn)性服務業(yè)所包含的行業(yè)中,交通運輸、倉儲和郵政業(yè)及批發(fā)和零售業(yè)這兩個行業(yè)被劃分到傳統(tǒng)服務業(yè)之列,而信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務服務業(yè)，科學研究、技術服務和地質勘查業(yè)這四個行業(yè)被劃分到新興服務業(yè)之中。從東營市生產(chǎn)性服務業(yè)內部結構可以看出,批發(fā)和零售業(yè)以及交通運輸、倉儲和郵政業(yè)增加值所占比重最大,占60%以上,而其他四個行業(yè)增加值所占比重偏小。這說明東營市生產(chǎn)性服務業(yè)仍然以傳統(tǒng)服務業(yè)為主,新興現(xiàn)代化生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展規(guī)模小,總體生產(chǎn)性服務業(yè)內部結構層次低。

三、東營市資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀

(一)東營市資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展及對經(jīng)濟增長的貢獻

東營市的資源型產(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采業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，化學纖維制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)以及專用設備制造業(yè)(主要是與油氣勘探開發(fā)有關的設備)。從表3可以看出，2005年以來東營市油氣資源型產(chǎn)業(yè)總體發(fā)展比較穩(wěn)定,其增加值呈現(xiàn)出增長趨勢,從2005年的696.12億元增長到2012年的1 527.02億元。東營市油氣資源型產(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,油氣資源型產(chǎn)業(yè)仍然是東營市的支柱產(chǎn)業(yè),是東營市經(jīng)濟增長的主要貢獻者。但由于油氣資源型產(chǎn)業(yè)增長速度變緩,其對東營市經(jīng)濟增長的拉動作用變小,經(jīng)濟貢獻下降。

表3 2005—2012年東營市油氣資源型產(chǎn)業(yè)增加值及所占比重

數(shù)據(jù)來源:2006—2013年東營市統(tǒng)計年鑒

注:油氣資源型產(chǎn)業(yè)增加值為可比價格(2010)。

(二)東營市資源型產(chǎn)業(yè)的內部結構情況

根據(jù)2006—2013年東營市統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)，由圖1可以看出,東營市的資源型產(chǎn)業(yè)中最主要的行業(yè)有三個:石油和天然氣開采業(yè)，石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)。其中,石油和天然氣開采業(yè)是油氣資源的上游產(chǎn)業(yè),是東營市最主要的資源型產(chǎn)業(yè),自2005年以來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)，化學原料及化學制品制造業(yè)分別是東營市油氣資源型產(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,2012年達到47%,基本能與上游的石油和天然氣開采業(yè)抗衡。而專用設備制造業(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年東營市的油氣資源型產(chǎn)業(yè)內部經(jīng)歷了一定程度的結構調整與優(yōu)化,呈現(xiàn)出從上游向中下游轉變的趨勢,但目前仍以上中游產(chǎn)業(yè)為主,上游的石油和天然氣開采業(yè)仍然是最主要的資源型產(chǎn)業(yè)。

圖1 2005—2012東營市油氣資源型產(chǎn)業(yè)內部結構變動

四、東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)度分析

為了探討東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)關聯(lián),本文采用灰色關聯(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)性服務業(yè)總增加值以及生產(chǎn)性服務業(yè)內部各行業(yè)增加值作為比較數(shù)據(jù)列,按照灰色關聯(lián)分析計算步驟[12]，分別計算2005—2012年東營市生產(chǎn)性服務業(yè)及內部各行業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)的平均關聯(lián)度(見表4),然后根據(jù)關聯(lián)度大小,確定出生產(chǎn)性服務業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)程度。

表4 東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)度數(shù)值

由表4可以看出，東營市生產(chǎn)性服務業(yè)綜合與油氣資源型產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)度為0.6，數(shù)值較小，說明這兩個產(chǎn)業(yè)具有一定的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，但產(chǎn)業(yè)關聯(lián)不是很大，相互之間的聯(lián)系不是很緊密。在生產(chǎn)性服務業(yè)內部行業(yè)中，與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度較大的是金融業(yè)與批發(fā)和零售業(yè)，其關聯(lián)度數(shù)值都大于0.6，而其他四個生產(chǎn)性服務業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度都小于0.6，說明金融業(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)關聯(lián)度較大是因為東營市油氣資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)過30多年的發(fā)展，為東營市創(chuàng)造了大量的資本積累，使金融業(yè)得以發(fā)展起來。東營市進入發(fā)展階段的成熟期后，金融業(yè)的發(fā)展為東營市油氣資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與結構調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)關系緊密是因為批發(fā)和零售業(yè)的發(fā)展能夠為油氣資源型產(chǎn)業(yè)的相關產(chǎn)品提供廣泛的銷售途徑和廣闊的市場，帶動油氣相關產(chǎn)品的生產(chǎn)，從而促進油氣資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。然而由于東營市已處于油氣資源開發(fā)的成熟期，油氣相關產(chǎn)品的運輸主要依靠管道和公路，因此交通運輸、倉儲和郵政業(yè)對油氣資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的約束或促進作用明顯降低;受高層次人力資源數(shù)量的約束，東營市信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)，租賃和商務服務業(yè)，科學研究、技術服務和地質勘查業(yè)等替代服務性產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后。所以，這四個生產(chǎn)性服務行業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度較小。

五、東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)的互動關系

由上面的分析可知,東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)具有一定的產(chǎn)業(yè)關聯(lián),那么，是生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展帶動油氣資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展,還是油氣資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展拉動生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展?為了進一步探索東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與油氣資源型產(chǎn)業(yè)之間是雙向的互動關系還是單向的因果關系,下面以生產(chǎn)性服務業(yè)增加值(SF)和油氣產(chǎn)業(yè)增加值(ZY)為變量,通過建立VAR模型并對模型進行格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數(shù)分析、方差分解分析,來探討兩者之間的互動關系。原始數(shù)據(jù)源于1996—2013年東營市統(tǒng)計年鑒,由于統(tǒng)計年鑒中缺失2005年以前信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)的數(shù)據(jù),2005年以前的信息傳輸、計算機服務和軟件業(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題，所以對序列取對數(shù),記為lnSF、lnZY。

(一)平穩(wěn)性檢驗

為了避免建立VAR 模型時產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象,首先要檢驗各變量的平穩(wěn)性。本文采取最常用的ADF檢驗方法,對各個時間序列進行單位根檢驗,根據(jù)序列的時序圖選取最合適的檢驗模型。Eviews6.0檢驗結果(見表5)顯示，lnSF、lnZY的單位根檢驗都不通過,所以進而對一階差分后的D(lnZY)、D(lnSF)進行了檢驗。

表5 變量單位根檢驗結果

檢驗結果表明,lnSF、lnZY的單位根檢驗的P值都大于0.05,因此不是平穩(wěn)序列。差分后的D(lnZY)、D(lnSF)的檢驗結果顯示P值小于0.05,認為不存在單位根,是平穩(wěn)序列。

(二)協(xié)整檢驗

協(xié)整方程是非平穩(wěn)序列的因果關系檢驗。從上面的單位根檢驗可知,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)整關系,現(xiàn)采用Johansen協(xié)整檢驗對變量之間的協(xié)整關系進行檢驗。Johansen檢驗法是一種在VAR模型的基礎上對回歸系數(shù)進行檢驗的多變量協(xié)整檢驗的方法,以VAR模型為基礎,所以在分析之前先要建立VAR模型，確定滯后期數(shù)值。通過Eviews軟件得到如表6所示的結果。在滯后3期時，Eviews中LogL、LR、FPE、AIC、SC以及HQ六種檢驗準則中三個是顯著的,就可認為3為最優(yōu)滯后階數(shù)。

表6 模型最佳滯后長度選擇標準

注：*表明選擇的最優(yōu)結果。

Johansen協(xié)整檢驗有兩種方法:特征根跡檢驗和最大特征值檢驗。兩種檢驗結果相同時，可以采取檢驗結果;如果兩種檢驗結果不同，則可以用E-G兩步法進行進一步檢驗。

從表7特征根跡檢驗可以看出,當原假設為“不存在協(xié)整關系”時，跡統(tǒng)計量等于 18.645 00,而 5%顯著性水平下的臨界值等于15.494 71,跡統(tǒng)計量的值大于Johansen分布的臨界值,拒絕原假設,說明至少存在一個協(xié)整關系。再看備選假設“只有一個協(xié)整向量”的跡統(tǒng)計量為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。從特征根跡檢驗可得出如下結論:在5%的顯著性水平下,lnSF和lnZY只存在一個協(xié)整關系。

表7 特征根跡檢驗結果

表8是Johansen檢驗的另外一個方法——最大特征值檢驗的結果。最大特征值檢驗的結果分析同樣比較Johansen分布的臨界值與某顯著性水平下的統(tǒng)計量值來確定是拒絕假設還是接受假設。最大特征值檢驗結果表明在5%的顯著性水平下,lnZY和lnSF兩個變量之間只存在一個協(xié)整關系,與特征根跡檢驗結果一樣,因此,可以確定東營市生產(chǎn)性服務業(yè)和資源型產(chǎn)業(yè)增加值的對數(shù)序列l(wèi)nSF和lnZY之間存在一個協(xié)整關系。

表8 最大特征值檢驗結果

從Johansen協(xié)整檢驗的兩種檢驗方法的結果可以看出,東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間存在協(xié)整關系,應以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兩個非平穩(wěn)性序列之間存在協(xié)整關系,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)整關系的非平穩(wěn)序列建模中普遍應用,可以進一步探索lnSF和lnZY兩者之間存在長期均衡或短期變動關系。VEC模型的滯后期就是上面協(xié)整檢驗時確定的模型滯后期3。因此,建立滯后期為3的lnSF和lnZY的VEC 模型。將Eviews6.0軟件得出的結果進行整理，整理后的結果見表9和表10。

表9 協(xié)整關系式估計結果

表9是Johansen檢驗過程中得到的結果,是變量間協(xié)整方程的參數(shù)估計值?？梢妳f(xié)整方程是由一個常數(shù)項和兩個變量組成的誤差修正向量(ecm),只是把兩個變量名改寫成原來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1%,生產(chǎn)性服務業(yè)增加值將會增長1.46%;反過來,生產(chǎn)性服務業(yè)增加值每增長1%,資源型產(chǎn)業(yè)增加值僅會增長0.68%。

表10是以誤差修正項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模型后對其進行穩(wěn)定性檢驗,本文采取AR根圖檢驗法,檢驗結果如圖2所示。

表10 VEC模型估計結果

圖2 AR根圖檢驗法檢驗結果

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,這說明所建立的VEC模型是穩(wěn)定的,滿足脈沖響應函數(shù)分析的前提條件。

(四)格蘭杰因果檢驗

在平穩(wěn)性檢驗中已經(jīng)確定D(lnSF)和D(lnZY)是平穩(wěn)性序列,滿足格蘭杰因果檢驗的條件。文本在滯后期為2～4中對兩個變量進行格蘭杰檢驗。用Eviews6.0軟件檢驗的結果如表11所示。

從結果可以看出,在檢驗滯后期為3時,假設“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,則認為D(lnSF)是D(lnZY)的格蘭杰原因。同樣在三階模型中,假設“D(lnZY)不是D(lnSF)的格蘭杰原因”被拒絕,則認為D(lnZY)是D(lnSF)的格蘭杰原因。

表11 格蘭杰檢驗結果

VAR 模型的建立不需要對各變量進行先驗性約束,所以在分析 VAR 模型時,一般不會分析一個變量的變化如何影響另一個變量,而是分析模型在受到某種沖擊時對系統(tǒng)產(chǎn)生怎樣的動態(tài)影響,即脈沖響應函數(shù)方法。下面,在VEC模型建立的基礎上,對模型進行脈沖響應函數(shù)分析,研究兩個變量之間如何影響,影響程度為多大。生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間的脈沖響應函數(shù)分析結果如圖3所示。

圖3 脈沖響應函數(shù)分析結果

圖3(b)為東營市生產(chǎn)性服務業(yè)對資源型產(chǎn)業(yè)的脈沖響應函數(shù)。資源型產(chǎn)業(yè)受到一個正的沖擊后,給生產(chǎn)性服務業(yè)帶來正的影響,這種影響第4期達到最高值0.13,然后下降,這種趨勢一直延續(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,東營市資源型產(chǎn)業(yè)的增長對生產(chǎn)性服務業(yè)的增長有較長期持續(xù)的正向效應,這說明東營市資源型產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展有持續(xù)的推動作用,生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展以資源型產(chǎn)業(yè)的良好發(fā)展為基礎。

圖3(c)為東營市資源型產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的脈沖響應函數(shù)。生產(chǎn)性服務業(yè)受到一個正的沖擊,在第1期對資源型產(chǎn)業(yè)就有正的影響,緊接著第2期就達到最高值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)性服務業(yè)對資源型產(chǎn)業(yè)的影響一直上下波動,但波動幅度不是很大。從12期開始逐步趨于0.05。從以上分析可以看出,東營市生產(chǎn)性服務業(yè)對資源型產(chǎn)業(yè)有長期持續(xù)的正面影響,生產(chǎn)性服務業(yè)的增長能夠持續(xù)地帶動資源型產(chǎn)業(yè)的轉型升級與發(fā)展。

總體來說,東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間存在明顯的相互帶動關系,但帶動幅度和帶動作用時間有差別。生產(chǎn)性服務業(yè)帶動資源型產(chǎn)業(yè)的大幅度增長時間短于資源型產(chǎn)業(yè)引起生產(chǎn)性服務業(yè)增長的時間,前者維持兩年，后者維持四年。從長期來看,生產(chǎn)性服務業(yè)對資源型產(chǎn)業(yè)的帶動力度要小于資源型產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的拉動力度。

(五)方差分解分析

除了脈沖響應函數(shù),研究VAR 模型的動態(tài)特征的另一個方法是方差分解分析方法。這種方法是通過分析每個結構沖擊(包括自身和相關變量)對內生變量變化產(chǎn)生影響的程度來評價不同結構沖擊的重要性。

從圖4的(a)(b)兩個圖來看,生產(chǎn)性服務業(yè)對自身的貢獻率隨著時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)對生產(chǎn)性服務業(yè)的貢獻率隨著時間的推移而快速上升,第4期后穩(wěn)定于55%左右。這說明,東營市生產(chǎn)性服務業(yè)的增長來源于自身和資源型產(chǎn)業(yè)兩方面的推動,從長期來看，資源型產(chǎn)業(yè)的推動作用大于自身的推動作用。

圖4的(c)(d)兩個圖中,生產(chǎn)性服務業(yè)對資源型產(chǎn)業(yè)的貢獻率逐步增大并趨于40%左右;資源型產(chǎn)業(yè)開始對自身的貢獻率很大,隨著時間的推移,其自身的貢獻率逐步減弱，最后穩(wěn)定于60%左右。資源型產(chǎn)業(yè)對自身的貢獻率大于生產(chǎn)性服務業(yè)對資源型產(chǎn)業(yè)的貢獻率。由此可見,東營市生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展能夠長期推動資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,但資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展對其自身發(fā)展的推動作用更大些?？梢姺讲罘纸夥治鼋Y果同脈沖響應函數(shù)分析結果相同。

圖4 方差分解分析結果

六、結論

1.東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)具有一定的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，但產(chǎn)業(yè)關聯(lián)不大，相互之間的發(fā)展帶動作用不明顯。在生產(chǎn)性服務業(yè)內部各行業(yè)中，與油氣資源型產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度較大的是金融業(yè)與批發(fā)和零售業(yè)。說明東營市油氣資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)過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，而批發(fā)和零售業(yè)為了給油氣相關產(chǎn)品提供銷售渠道與市場也隨著油氣資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展而發(fā)展起來。

2.東營市生產(chǎn)性服務業(yè)與資源型產(chǎn)業(yè)之間是雙向互動發(fā)展的關系，即兩者之間是相互促進、相互帶動的關系。但資源型產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的拉動作用大于生產(chǎn)性服務業(yè)對資源型產(chǎn)業(yè)的帶動作用。定量來看，資源型產(chǎn)業(yè)增加值每增長1%，生產(chǎn)性服務業(yè)增加值將會增長1.46%；反過來，生產(chǎn)性服務業(yè)增加值每增長1%，資源型產(chǎn)業(yè)增加值僅會增長0.68%。由于東營市處于油氣資源開發(fā)的成熟期，多元化的產(chǎn)業(yè)結構還沒有建立起來，油氣資源型產(chǎn)業(yè)仍然是經(jīng)濟增長的支柱產(chǎn)業(yè)，其他產(chǎn)業(yè)(包括生產(chǎn)性服務業(yè))的發(fā)展對油氣資源型產(chǎn)業(yè)的依賴性較大，因此，油氣資源型產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的拉動作用仍然較大。但是，生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展同時能正向帶動油氣資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與結構調整。隨著生產(chǎn)性服務業(yè)規(guī)模的不斷壯大，其溢出作用會越來越強，對油氣資源型產(chǎn)業(yè)的帶動作用也會越來越明顯。因此，大力發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)能帶動油氣資源型產(chǎn)業(yè)的轉型，改變東營市經(jīng)濟主要依賴于油氣資源型產(chǎn)業(yè)的局面，實現(xiàn)從單一資源型經(jīng)濟向多元化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟共同發(fā)展的經(jīng)濟轉型。如，發(fā)展科學研究、技術服務和地質勘查業(yè)可以延長東營市油氣資源型產(chǎn)業(yè)鏈條,促進油氣資源型產(chǎn)業(yè)內部結構轉型升級。信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)以及租賃和商務服務業(yè)可以發(fā)展成為東營市油氣資源型產(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)，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)可以為東營市產(chǎn)業(yè)結構盡快轉型升級提供資金、市場和基礎設施服務支持。

3.生產(chǎn)性服務業(yè)和資源型產(chǎn)業(yè)都具有規(guī)模效益,都能帶動自身發(fā)展,但規(guī)模效益對其自身發(fā)展的作用大小不同。經(jīng)過30多年的油氣勘探與開發(fā),東營市已經(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)模效益對其自身發(fā)展效果較明顯。但東營市生產(chǎn)性服務業(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與制約,規(guī)模效益對其自身發(fā)展效果較小。這進一步證明了東營市發(fā)展壯大生產(chǎn)性服務業(yè)的必要性。

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

[2] 吉亞輝,程斌.生產(chǎn)性服務業(yè)與先進制造業(yè)的互動與融合——基于甘肅省投入產(chǎn)出表的實證分析[J].西安財經(jīng)學院學報,2014,27(1):20-24.

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

[4] 盛豐.生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與制造業(yè)升級:機制與經(jīng)驗[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究,2014(2):32-39.

[5] 萬千歡,千慶蘭,陳穎彪.廣州市生產(chǎn)性服務業(yè)影響因素研究[J].經(jīng)濟地理,2014,34(1):89-93.

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

[7] 劉純彬,李筱樂.生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的非線性關系[J]. 上海經(jīng)濟研究,2013(9):58-64.

[8] 劉小青,李艷春,田剛元. 黃河三角洲生產(chǎn)性服務業(yè)對區(qū)域城市化發(fā)展的作用——以東營市為例[J].中國石油大學學報(社會科學版),2014(1):39-43.

[9] 曲藝,張建蕊,李淑玲.資源型城市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的關系研究[J].經(jīng)濟研究導刊,2013(28):52-53.

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

[11] 單永紅.轉型期資源型城市生產(chǎn)性服務業(yè)結構優(yōu)化研究[D].哈爾濱:哈爾濱商業(yè)大學,2013.

[12] 蒯麗萍,張曉東,陳盛新.應用灰色關聯(lián)分析模型遴選創(chuàng)傷鎮(zhèn)痛藥品[J].藥學實踐雜志,2010,28(6):460-462.

責任編輯：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目(J12WG53)；山東省社科基金項目(14CJJJ09)；山東社科規(guī)劃課題(13CGLZ06)

楊 磊(1974—)，女，山東東營人，中國石油大學(華東)經(jīng)濟管理學院講師，博士，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟。

10.13216/j.cnki.upcjess.2016.02.0006

F127

A

1673-5595(2016)02-0026-08