工业化后期产业结构转型升级的影响因素分析

作者简介：李新飞（1990.7—），单位：苏州大学东吴商学院，专业：产业经济学。

摘要：本文利用了1991—2012年的数据，重点分析了长三角地区 (本文中的长三角地区主要包括江浙沪三省市)的工业化发展进程和产业结构特征，通过构建模型，对消费，投资，技术进步和对外开放程度等变量对产业结构升级的影响进行了实证检验，旨在为长三角地区的经济发展提供着力点和未来发展方向。

关键词：长三角； 产业转型； 工业化； 产业升级

一．引言

长三角地区是中国经济实力最强，产业规模最大的都市圈，是中国最大的经济核心区域，也是最大的城市（镇）连绵带，是世界各大河三角洲人口数量最多，密度最高和城镇数量最多的地区［1］。

改革开放30多年以来，长三角地区依靠劳动密集型和资源密集型加工制造业的发展实现了经济快速发展，成就显而易见。在工业化起步阶段，这种经济增长方式无疑是一种合理选择。但是随着经济一体化和知识经济时代的发展，依附于劳动和资源的产业结构逐渐显示出其劣势，最为突出的是能源消耗大，环境影响大等问题。因此，如何解决目前已经面临的问题？如何推动产业转换型升级？这是本文主要探讨的内容。

二．长三角地区的经济发展阶段与产业结构

随着我国改革开放的不断深化，我国工业化进程的步伐也在不断加快，我国中部地区处于工业化中期的后半阶段，产业结构优化是工业化中期提升区域竞争力的重要路径［3］。 按照国外经济学家钱纳里和赛尔奎对经济发展阶段和工业化发展阶段的经验判断，工业化的实现阶段可以分为初期、中期和后期三个时期。其中工业化中期的主要标志是第一产业比重小于20％，且第二产业比重高于第三产业比重：工业化后期的主要标志是第一产业比重小于10％，且第三产业的比重高于第二产业比重，下面根据长三角地区1991—2012年的数据进行产业结构预测（见表1），可以看出2012年长三角地区第一产业占GDP比重为4.78%，第二产业占GDP比重为48.02%，第三产业占GDP比重为47.2%，其中第一产业比重小于10%，第二产业比重略高于第三产业比重，根据钱纳里对工业化发展阶段的界定，长三角地区处于工业化后期阶段。

表12002—2012长三角三次产业比重与人均GDP时间 GDP（亿元）人均GDP（元）第一产业第二产业第三产业200972，49449，1934.8850.3344.82201086，31457，8514.6650.1245.222011100，62567，0494.7449.3845.882012108,90572,1554.7848.0247.20注：数据来源于《中国统计年鉴》和江浙沪三省市的历年统计年鉴

对产业转型升级的研究历来都是经济学家研究的重点，其中白洁利用1991—2010年的数据和时间序列模型对工业化中期长江中游城市群产业转型升级的影响因素进行了分析，研究发现投资对产业转型升级的影响比较显著［3］。张紅运用聚类分析法和层次分析法研究了长三角地区的产业转型中的金融一体化，指出了长三角地区的金融发展的非均衡性和金融结构的调整对产业转型的重要性，应重视产业转型过程中的金融创新［1］。高峰和刘志彪基于长三角地区产业集群与产业升级的背景下，提出了产业协同集聚会促进产业转型升级的新理论命题。指出只有进一步推进制造业和服务业的协同集聚和发展，大力发展现代服务业，着力提高服务业和制造业的协同集聚，才能为制造业集聚及升级发展提供良好的环境［4］。白玲和石琳对全国及天津市中低技术产业技术创新情况进行了对比分析，运用DEA方法对全国及天津市中低技术产业创新效率进行评价，并提出了一些问题和解决的思路［5］。金碚对中国工业的转型升级进行了研究，指出中国工业已经从幼稚时期进入成年时期，转型升级是成长的必然，必须从工业化初期的工业结构体系向适应工业化中后期的工业结构体系转变［6］。

三.模型构建与结果检验

为了进一步研究长三角地区在工业化后期阶段影响产业结构转型升级的因素，本文利用1991—2011年的数据，通过构建模型对各个变量进行了实证分析。

1.研究方法

在研究方法上，本文采用时间序列模型，但由于在现实经济中时间序列通常是不平稳的（带有明显的时间趋势），考虑到对具有时间趋势的变量作回归时可能会存在“伪回归”的问题。因而，为了使回归有意义，需要对变量的序列进行单位根检验和协整检验。

（1）单位根检验。在进行协整分析之前，应先检验每一个变量的平稳性。对于时间序列数据，最常用的一种方法是单位根检验。我们这里采用的单位根检验方法是ADF（Dichey and Fuller）。ADF检验方法通过在回归方程右边加入因变量yt的滞后差分项来控制高阶序列相关，滞后期的选择采用AIC和SBIC准则。

（2）协整检验。对于两个同阶单整的变量，可以进行协整检验，以确定变量之间存在长期均衡关系。本文采用Engle-Granger(1978)提出的协整检验方法。从协整理论的思想来看，自变量和因变量之间存在协整关系，也就是说，因变量可以被自变量的线性组合所解释，两者之间存在长期稳定的均衡关系，因变量不能被自变量解释的部分构成了一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的。检验的步骤如下：若有k序列y1t和y2t,y3t,…,ykt都是同阶单整序列，建立回归方程如下：

y1t=α2y2t+α3y3t+…+αkykt+ξt（1）

模型估计的残差为：

ξ∧t=y1t－λ∧2y2t－λ∧3y3t－…－λ∧kykt（2）

检验残差序列ξt∧是否平稳，要根据ADF检验来判断残差序列ξt∧是否含有单位根。如果残差序列是平稳的，可以确定回归方程中的k个变量y1t,y2t,y3t,…,ykt之间存在协整关系，否则就不存在协整关系。

2.协整检验与结果分析

（1）单位根检验及其结果

在进行协整分析之前，首先应该对变量的平稳性进行检验。本文采用Dickey-Fuller的ADF单位根检验方法，对变量及其一阶差分变量进行平稳性检验，对变量及其一阶差分检验结果如表2所示。

表2变量的ADF单位根检验变量ADF检验检验类型（c,t,k）临界值结论W-3.000018(c,0,4)-3.020686非平稳I-0.776658(c,0,4)-3.065585非平稳CON-3.000801(c,0,4)-3.020686非平稳MX-0.906667(c,0,4)-3.020686非平稳TEC1.438088(c,0,4)-3.020686非平稳D(W)-5.408420(c,0,4)-3.029970**平稳D(I)-3.940286(c,0,4)-3.065585**平稳D(CON)-4.225510(c,0,4)-3.040391**平稳D(MX)-3.517482(c,0,4)-3.029970**平稳D(Tec)-3.878920(c,0,4)-3.029970**平稳注：检验类型（c,t,k）分别表示ADF检验中是否含有常数项c，时间见趋势t和滞后期数为k，***、**、*分别表示该值是1%，5%，10%的显著水平下的临界值；D(W)、D(I)、D(CON)、D(MX)、D(Tec)代表变量的一阶差分。

从表2中可以看出，通过ADF单位根检验之后，发现W、I、CON、MX和Tec的检验结果分别在显著水平5%水平下不显著，说明这些序列存在单位根，是非平稳的。同时，又分别对这五个变量的一阶差分进行了检验，检验发现他们经过一阶差分之后全部是平稳的，因此，这些序列之间可能存在协整关系，也就是说，这些序列之间可能存在长期、稳定的均衡关系。

（2）协整检验结果

本文采用E-G两步法对解释变量和被解释变量之间的协整关系进行检验，在检验之前要先估计方程然后对方程的残差进行检验，检验步骤如下：

第一步：估计方程。本文采用Eviews6.0软件和OLS法估计协整向量，对残差是否含有单位根进行检验。方程估计如下：

Wt=0982348－0028352It－0380321CONt+0013961MXt+4753325Tect

（t=-0202613）(-2925438)(0606540) (4048846)

Prob(F-statistic) =0000000 R-sqsuared=0904762 (7)

第二步：对残差的单位根进行检验。检验结果显示，ADF值为-4282192，小于在5%显著水平下的临界值-3020686，其P值为00036小于005，所以，可以得出残差序列在5%显著水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论。因此，可以确定估计的残差序列为零阶单整，上述结果表明解释变量与被解释变量之间存在长期均衡稳定关系。

四．结论与建议

本文通过实证检验长三角地区投资率，消费率，对外依存度和R&D强度对产业转型升级影响的理论，认为在工业化后期阶段消费率和R&D强度对长三角地区的产业转型升级有显著的影响，而投资率和对外依存度对该地区的转型升级影响统计上不显著。先对1991-2011年投资率，消费率，对外依存度和R&D强度建立VAR模型，然后在进行ADF检验、协整检验和Granger因果检验，得出以下结论：

第一，长三角地区的R&D强度与该地区的产业转型升级存在正的相关性，且有显著的影响。这说明R&D强度对长三角的转型升级带来了促进作用。这与该地区的实际是相符的。2010年，长三角地区的R&D强度为0039，而珠三角和长江中游城市群的R&D强度分别为0017和0012，相比较而言，长三角地區的R&D强度处于全国领先水平。

第二，消费率和投资率都与长三角地区的转型升级存在负的相关关系，但消费率在统计上显著，投资率在统计上不显著。这说明长三角地区的消费和投资没有在很大程度上促进该地区的转型升级，反而起到了阻碍的作用，其中消费率的影响程度尤为明显。

第三，对外依存度对长三角地区的转型升级有促进作用，但并不明显。

根据以上得出的结论，提出如下建议：

第一，提升自主创新能力，加快形成以技术创新为驱动的新的发展格局。

第二，提高自身的消费水平，避免消费不足对经济增长带来的影响。

第三，加大投资力度，逐渐实现以外资投资为主向以本国投资为主的转变。

参考文献

［1］张红： 《长三角都市圈产业转型中的金融一体化》， 《湖南科技学院学报》2009年第一期。

［2］杨玲丽： 《政府导向、市场化运作、共建产业园：长三角产业转移借鉴》， 《现代经济探讨》2012年第5期。

［3］白洁： 《工业化中期产业结构转型升级的影响因素分析：来自长江中游城市群的证据》， 《汉江论坛》2013年第7期。

［4］高峰，刘志彪： 《产业协同聚集：长三角经验及京津唐产业发展战略的启示》， 《河北学刊》2008年第8卷第1期。

［5］白玲，石琳： 《中低技术产业技术创新与转型升级》， 《理论与现代化》2013年第4期。

［6］金碚： 《中国工业的转型》， 《中国工业经济》2011年7月第7期。