生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化互動關(guān)系的實證分析
——以湖北省為例

段永紅，孫智君

（武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北武漢430072）

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化互動關(guān)系的實證分析
——以湖北省為例

段永紅，孫智君

（武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北武漢430072）

新型工業(yè)化是指科技含量高、經(jīng)濟效益好、資源消耗低、環(huán)境污染少、人力資源優(yōu)勢得到充分發(fā)揮的工業(yè)化，本文用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和工業(yè)資源環(huán)境綜合指數(shù)來表征新型工業(yè)化。運用1990-2011年間湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及工業(yè)資源環(huán)境綜合指數(shù)分別進行相關(guān)性分析來探討湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化之間的互動關(guān)系。結(jié)果表明：湖北省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動效應(yīng)明顯，但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)由于總量不足、結(jié)構(gòu)不合理以及區(qū)域發(fā)展不均衡對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的拉動效應(yīng)十分微弱，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間的互動發(fā)展還處于初級階段。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對工業(yè)資源環(huán)境綜合指數(shù)有明顯提升效應(yīng)。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；新型工業(yè)化；相關(guān)性分析

一、引言

當(dāng)前，國際國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境發(fā)生了巨大變化，原有支撐我國成為制造業(yè)大國的高耗能、高排放、高污染、低附加值產(chǎn)出模式必須尋求徹底的改變。從世界范圍看，西方發(fā)達經(jīng)濟體的發(fā)展過程存在一個普遍規(guī)律：服務(wù)化促進制造業(yè)轉(zhuǎn)型與升級，服務(wù)經(jīng)濟成為各國經(jīng)濟發(fā)展的重要粘合劑和助推器，其中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是一個重要的“亞產(chǎn)業(yè)”集群。

學(xué)術(shù)界關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化互動關(guān)系假說可以概括為以下四種：（1）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)提升了制造業(yè)生產(chǎn)效率。從微觀層面來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)已經(jīng)成為企業(yè)提供差異化產(chǎn)品和增值的主要源泉。［1］從中觀層面來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展一方面引致勞動分工縱深發(fā)展、專業(yè)化程度提高、規(guī)模報酬遞增等，從而降低制造業(yè)中間服務(wù)成本，繼而提高制造業(yè)生產(chǎn)效率，［2］另一方面提升了自身效率，降低制造業(yè)單位產(chǎn)品生產(chǎn)成本，從而最終提升制造業(yè)的競爭力；［3］（2）制造業(yè)是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)。制造業(yè)結(jié)構(gòu)決定生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展取決于制造業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模和專業(yè)化程度，只有當(dāng)工業(yè)化和城市化發(fā)展到一定階段才能形成對服務(wù)業(yè)的大規(guī)模需求；［4］［5］（3）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的發(fā)展互為促進關(guān)系。制造業(yè)部門的擴大導(dǎo)致更多數(shù)量和種類的生產(chǎn)服務(wù)外部化，從而促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)向?qū)I(yè)化和規(guī)?；较虬l(fā)展。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長也通過規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)和外溢效應(yīng)降低制造業(yè)的成本，從而提高制造業(yè)的生產(chǎn)率，促進其發(fā)展。［6］此外，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間互動關(guān)系還表現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級，制造業(yè)規(guī)模的大小制約著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展；［7］（4）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)逐漸融合。隨著信息技術(shù)越來越多地滲透到制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈中，服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的邊界越來越模糊，繼而出現(xiàn)相互融合的趨勢。制造業(yè)由僅僅出售物化產(chǎn)品到添加更多的附加服務(wù)來增加其核心產(chǎn)品價值，［8］這使得工業(yè)產(chǎn)品附加值構(gòu)成中物流、營銷、研發(fā)、人力資源、軟件與信息服務(wù)、金融服務(wù)以及中介服務(wù)等生產(chǎn)性服務(wù)所占比重越來越高，成為企業(yè)提高競爭力的重要因素。［9］總結(jié)以上觀點，可以根據(jù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)相互作用關(guān)系的不同分為四個階段。第一階段，在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展初期，制造業(yè)發(fā)展引致對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的需求這一規(guī)律起主導(dǎo)作用；第二階段，隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)專業(yè)化和規(guī)?；陌l(fā)展，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)提高制造業(yè)生產(chǎn)率的規(guī)律逐步占據(jù)主導(dǎo)地位；第三階段，當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)都得到了一定的發(fā)展之后，相互依賴、相互促進的互動效應(yīng)將明顯增強；第四階段，隨著制造業(yè)服務(wù)化趨勢的產(chǎn)生，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間逐漸融合，生產(chǎn)性服務(wù)環(huán)節(jié)成為產(chǎn)品價值鏈的主體。

對湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系的相關(guān)研究指出，湖北省已經(jīng)站在了服務(wù)業(yè)跨越式發(fā)展的起跑線上，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和生活性服務(wù)業(yè)從數(shù)量型增長向質(zhì)量型發(fā)展的轉(zhuǎn)變將是湖北未來發(fā)展的一個長期形態(tài)。［10］湖北省能否實現(xiàn)既定的產(chǎn)業(yè)發(fā)展目標(biāo)需要從理論和實證層面考察服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化之間的內(nèi)在聯(lián)系，但學(xué)術(shù)界對此的實證研究甚少。由于新型工業(yè)化是指科技含量高、經(jīng)濟效益好、資源消耗低、環(huán)境污染少、人力資源優(yōu)勢得到充分發(fā)揮的工業(yè)化，本文在探討生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和新型工業(yè)化互動關(guān)系時，用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和工業(yè)資源環(huán)境綜合指數(shù)來表征新型工業(yè)化。基于此，本文在綜述生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化相互作用機理的基礎(chǔ)上，對1990—2011年間湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及工業(yè)資源環(huán)境綜合指數(shù)分別進行相關(guān)性分析，以探尋湖北省現(xiàn)階段生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化之間的關(guān)系，為深層次結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型提供理論建議。

二、數(shù)據(jù)選取與來源

（一）行業(yè)范圍的界定與指標(biāo)選取

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的范圍界定。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)一般是指以高技術(shù)和新技術(shù)為基礎(chǔ)，以知識密集或技術(shù)密集為主，從事技術(shù)及產(chǎn)品研發(fā)、生產(chǎn)和技術(shù)服務(wù)的企業(yè)集合。本文以美國商務(wù)部制定的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)為基礎(chǔ)，結(jié)合《湖北省統(tǒng)計年鑒》中相關(guān)數(shù)據(jù)，將新型工業(yè)化的代表性行業(yè)選定為以下9類細分行業(yè)：化學(xué)原料及化學(xué)制品業(yè)；醫(yī)藥制品業(yè)；化學(xué)纖維制造業(yè)通用設(shè)備制造業(yè)；專用設(shè)備制造業(yè)；交通運輸設(shè)備制造業(yè)；電氣機械及器材制造業(yè)；通訊設(shè)備、計算機及其電子設(shè)備制造業(yè)；儀器、儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的范圍界定。從中間投入的性質(zhì)來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是為生產(chǎn)企業(yè)提供服務(wù)和勞動的產(chǎn)業(yè)。［11］西方所指的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)包括保險、銀行、金融以及其他商業(yè)服務(wù)業(yè)、科學(xué)服務(wù)業(yè)等為其他產(chǎn)業(yè)提供服務(wù)的行業(yè)。［12］本文在綜合西方和我國學(xué)者對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分類的基礎(chǔ)上，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性選取3類細分行業(yè)為代表：金融業(yè)；科技研究與綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)；交通運輸與倉儲電信業(yè)。

工業(yè)資源環(huán)境綜合指數(shù)。在探尋生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化之間關(guān)系時，除了考察兩者產(chǎn)值關(guān)系，還必須考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與工業(yè)資源環(huán)境之間的關(guān)系。本文所選取資源環(huán)境綜合指數(shù)主要包括萬元產(chǎn)值綜合能耗、工業(yè)廢水排放達標(biāo)率以及工業(yè)固體廢物綜合利用率三方面指標(biāo)，用以反映新型工業(yè)化的可持續(xù)發(fā)展性。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取的行業(yè)數(shù)據(jù)來源于《湖北省統(tǒng)計年鑒》（1990—2011年）。在探究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間關(guān)系時為了消除物價影響，采用1990年工業(yè)產(chǎn)品價格和零售商品價格為基期，對歷年高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值進行調(diào)整。為了避免數(shù)據(jù)劇烈波動對數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換；在探究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源環(huán)境關(guān)系時將萬元產(chǎn)值綜合能耗、工業(yè)廢水排放達標(biāo)率以及工業(yè)固體廢物綜合利用率進行簡單線性加權(quán)。

三、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新型工業(yè)化之間的相關(guān)性分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

對9類高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)（x）和選定的3類生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)（y）的時間序列進行單位根（ADF）檢驗。兩個變量的時序圖（見圖1）顯示，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)呈現(xiàn)明顯上升趨勢，在單位根檢驗時選取帶有趨勢項和截距項的模型。檢驗結(jié)果如表1。

圖1　高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)（x）和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)（y）的時序圖

表1　x和y的單位根檢驗結(jié)果

x和y的ADF檢驗結(jié)果顯示T統(tǒng)計量絕對值都小于5%顯著水平的臨界值，接受原假設(shè)，表明兩個變量存在單位根，具有非平穩(wěn)性。

（二）單整性檢驗

對于非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)要對其差分進行ADF檢驗確定階數(shù)，由于x和y的一階差分仍然帶有明顯的趨勢，采用帶有常數(shù)項和趨勢項的ADF模型進行檢驗，檢驗結(jié)果見表2。對x和y的一階差分進行ADF檢驗所得T統(tǒng)計量絕對值均大于5%顯著水平的臨界值，拒絕原假設(shè)即一階差分具有平穩(wěn)性。那么x和y同為一階單整，滿足協(xié)整分析的條件。

表2　Dx和Dy的單位根檢驗結(jié)果

（三）協(xié)整關(guān)系檢驗

用EG兩步法對x和y進行協(xié)整分析，第一步建立回歸模型：y=α+βx+u。用最小二乘法對回歸模型進行估計，然后用生成方程的殘差序列進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果見表3，e的ADF統(tǒng)計量為-1.967195，小于顯著水平5%時的臨界值-1.958088，估計殘差時間序列平穩(wěn)，繼而x和y之間存在協(xié)整關(guān)系，表明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

表3　殘差項的單位根檢驗

（四）因果關(guān)系檢驗

對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗以確定其互動關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗假設(shè)有關(guān)y和x每一變量的預(yù)測信息全部包含在這些變量的時間序列之中，結(jié)果見表4。

表4　高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)格蘭杰檢驗結(jié)果

格蘭杰檢驗結(jié)果顯示，有71.956%的把握可以接受y不是x變化的主要原因，而有96.516%的把握可以拒絕x的變化不是y變化的主要原因。因而，實證研究顯示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)存在單向的因果關(guān)系。

（五）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值關(guān)系的回歸分析

由以上分析，我們進一步以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值為自變量，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值為因變量，進行回歸分析，設(shè)定回歸模型1：y=α+βx+ε，回歸結(jié)果見表5。

表5　模型1的回歸結(jié)果

因為DW=0.232086，模型誤差項存在嚴(yán)重的自相關(guān)，觀察殘差序列自相關(guān)結(jié)果顯示ACF震蕩后衰減，那么ar部分選擇帶有ar（1）的模型2進行估計?；貧w結(jié)果見表6。

表6　模型2的回歸結(jié)果

模型顯示x系數(shù)的p值為0.02，具有顯著性，即高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)增加一個單位，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)增加0.131個單位。同時，回歸模型包含了自變量以及因變量滯后期，這說明經(jīng)濟過程的實現(xiàn)需要一定的時間。

實證分析表明，湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)尚未發(fā)揮其推動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的作用，可能的原因有三：一是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的總量因素。以2011年數(shù)據(jù)為例，湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值只占全省GDP的18.8%，而同期全國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值占GDP的比值為24.8%。雖然湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)近年來得到了穩(wěn)步發(fā)展，但是總體規(guī)模偏小。二是從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)來看，湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)還是以交通運輸倉儲、運輸和郵政業(yè)（占12%）、批發(fā)和零售業(yè)（占20.9%）等傳統(tǒng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為主，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)占比較小，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)整體發(fā)展水平較較低。三是從區(qū)域發(fā)展均衡因素來考察，湖北省各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距較大，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的要素資源和客戶市場大多集聚在武漢，而其他地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后，各城市之間的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)也尚未形成區(qū)域互補互動發(fā)展的格局。

四、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與工業(yè)資源環(huán)境相關(guān)性分析

在計算新型工業(yè)化資源環(huán)境指數(shù)時，采用簡單線性加權(quán)法。設(shè)定萬元產(chǎn)值綜合能耗權(quán)重為0.5，工業(yè)廢水排放達標(biāo)率權(quán)重為0.25，工業(yè)固體廢物綜合利用率權(quán)重為0.25。同時采用將指標(biāo)實際值相對化的方法進行無量綱化處理。對于正指標(biāo)，采用公式進行無量綱化；對于逆指標(biāo)，采用公式進行無量綱化，Xi表示指標(biāo)實際值，表示指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)值。參考國際上通用的指標(biāo)和國內(nèi)學(xué)者相關(guān)研究成果，確定萬元產(chǎn)值綜合能耗、工業(yè)廢水排放達標(biāo)率以及工業(yè)固體廢物綜合利用率的標(biāo)準(zhǔn)值為0.95噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元、98%、95%。測度結(jié)果見表7。

觀察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值（當(dāng)年價格）對數(shù)n和資源環(huán)境綜合指數(shù)m趨勢（見圖2），可發(fā)現(xiàn)n的變動幅度大于m，且都有明顯上升趨勢。在進行ADF檢驗時選擇帶有截距項和趨勢項，結(jié)果顯示數(shù)據(jù)存在單位根，再進行單整性檢驗顯示兩個變量都是二階單整（見表8）。兩個變量為同階單整，運用EG兩步法檢驗其協(xié)整性以確定是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，檢驗結(jié)果顯示T統(tǒng)計量為-1.96017，小于顯著水平5%時的臨界值-1.603968，估計殘差時間序列平穩(wěn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)與資源環(huán)境綜合指數(shù)之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源環(huán)境綜合指數(shù)進行格蘭杰檢驗，結(jié)果見表9，有41.678%的把握可以接受資源環(huán)境綜合指數(shù)的變化不是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)變化的主要原因，而有96.755%的把握可以拒絕生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)的變化不是資源環(huán)境綜合指數(shù)變化的主要原因，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)對資源環(huán)境綜合指數(shù)存在單向的因果關(guān)系。

圖2　生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)（n）與資源環(huán)境綜合指數(shù)（m）時序圖

表7　新型工業(yè)化歷年資源環(huán)境指標(biāo)

表8　生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)與資源環(huán)境綜合指數(shù)單整性檢驗結(jié)果

表9　生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源環(huán)境綜合指數(shù)格蘭杰檢驗結(jié)果

對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與資源環(huán)境綜合指數(shù)進行回歸分析，結(jié)果見表10，模型擬合較好，n的系數(shù)較為顯著。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)增加一個單位，資源環(huán)境綜合指數(shù)就會增加0.257587個單位。

表10　生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和資源環(huán)境綜合指數(shù)的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

經(jīng)過上述實證分析可以得出如下結(jié)論：（1）高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的主要原因，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是資源環(huán)境綜合指數(shù)變動的主要原因。（2）新型工業(yè)化中對于高技術(shù)和新技術(shù)的采用以及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展拉動了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對于資源環(huán)境綜合指數(shù)的提升又有助于新型工業(yè)化的能源利用能力和環(huán)境保護能力提高。

當(dāng)前，湖北省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展相對滯后，與新型工業(yè)化互動關(guān)系還處于第一階段。推動兩者良性互動關(guān)系向第二個階段乃至第三個階段快速發(fā)展的對策建議如下：（1）推動制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)環(huán)節(jié)外包。制造業(yè)企業(yè)要更加專注于核心技術(shù)的研發(fā)、制造以及營銷環(huán)節(jié)，而將物流、金融等外包給生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)。政府要制定合理的產(chǎn)業(yè)組織政策，建立具有良好信用的市場環(huán)境。（2）由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總量不足、結(jié)構(gòu)不合理以及區(qū)域發(fā)展不均衡使得其對工業(yè)的支撐力度不夠，嚴(yán)重制約了自身進一步發(fā)展。在促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總量發(fā)展的同時也要優(yōu)化其內(nèi)部結(jié)構(gòu)，要大力發(fā)展科技含量高、附加值高、對經(jīng)濟帶動力強的現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。（3）新型工業(yè)化要求發(fā)展路徑要遵循資源節(jié)約和環(huán)境友好的原則，繼續(xù)推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，提高資源環(huán)境利用率，加強對新型工業(yè)化的支撐作用。

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（責(zé)任編輯：彭晶晶）

Empirical Analysis on Interactive Relationship of Producer Services and New-type Industrialization——A Case Study of Hubei Province

DUAN Yong-hong，SUN Zhi-jun
（School of Economics and Management，Wuhan University，Wuhan Hubei 430072，China）

New-type industrialization is the kind of the industrialization which is characterized by higher technology content，better economic benefits，lower resources consumption，less environmental pollution，and full use of human resources superiority.It is represented by the comprehensive index of high and new technology industry and industrial resources and environment in this article.This paper carries on the correlation analysis using the data of producer services output，high-tech industry output and industrial resources and environmental index in Hubei province during 1990 to 2011 in order to probe the relationship between producer services and New-type industrialization.The results show that high-tech industry can promote the expansion of producer services scale obviously，however，due to its insufficient quantity，irrational structure and unbalanced development among all the regions in Hubei，producer services stimulate the development of High-tech industry weakly.Interactive relationship between producer services and High-tech industry is still in its infancy.Producer services can improve industrial resources and environmental index significantly.

producer services；new-type industrialization；causal analysis

F062.9

A

1672－626X（2015）06-0025-05

10.3969/j.issn.1672-626x.2015.06.004

2015-06-20

武漢大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金資助項目（2012YB053）；武漢大學(xué)中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金資助項目（410500040）

段永紅（1968-），女，湖北武漢人，武漢大學(xué)講師，經(jīng)濟學(xué)博士，主要從事財政學(xué)研究；孫智君（1969-），女，湖北洪湖人，武漢大學(xué)副教授，經(jīng)濟學(xué)博士，主要從事區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟分析研究。