地区专业化、多样性分工与产业结构升级

胡媛媛，李致平

(安徽工业大学 商学院，安徽 马鞍山 243002)



地区专业化、多样性分工与产业结构升级

胡媛媛，李致平

(安徽工业大学 商学院，安徽 马鞍山 243002)

选用我国30个省份2002～2013年的动态面板数据，对地区专业化、多样性分工与产业结构升级的关系进行实证检验。研究结果表明，全国及东、西部地区多样化对于产业结构升级发挥着正面影响，地区专业化则具有负向作用，而中部地区的情况正好相反。就全国及东、中、西部地区而言，人力资源与固定资产投资持续发挥着积极作用，政府干预与外贸的影响并不稳定。

地区专业化；多样性分工；产业结构升级

改革开放以来，伴随着经济的转型与发展，我国三次产业在产值规模迅速扩张的同时，产业结构也在不断升级。但是，我国各地区产业发展并不平衡，无论在产值规模还是产业结构上均存在着显著差异。我国各地区产业分工对于其产业结构的优化升级存在怎样的影响？究竟是地区的专业化还是多样性的分工对产业结构的升级更为有利？如何优化区域产业分工布局，促进区域产业结构升级？基于国内经济转型压力进一步加大的宏观经济背景下，对上述问题的研究无疑具有重要的理论价值和现实意义。

一、文献综述

从现有文献看，近年来关于专业化、多样性分工对于经济增长影响的研究，为我们的研究提供了独特的借鉴之处。[1]此外，部分学者对于专业化分工地区是否比非专业化分工地区能够较快带动产业结构升级的发展进行了实证检验，但并未得到一致的结论，发现在不同经济发展阶段的国家或地区背景下，生产专业化分工的影响并不一致。例如，梁琦、詹亦军以长三角制造业为对象，利用长三角区域内16个城市1998～2003年的相关数据进行的分析和计算表明：地方专业化能促进产业从劳动密集型向资本密集型升级，推动行业的技术进步，且地方专业化行业的技术进步增长率和技术对经济的贡献率都明显高于非地方专业化行业。[2]而杨荣以珠三角制造业为研究对象，运用珠三角区域内9个城市2003～2006年的数据，分析了地方专业化与技术进步及产业结构优化关系的问题。[3]

二、研究模型设定、变量测度与数据说明

(一)计量模型设定

一般面板数据最常用的估计方法是固定效应和随机效应，但当解释变量存在内生性问题时，两种模型估计的结果都是有偏差且不一致的，而使用面板数据集提供的“内部”工具变量，为解决内生性问题提供了新的途径。Arellano&Bond提出可以使用差分的GMM估计量来解决内生性问题，[4]但是由于在小样本情况下其估计量的性质较差，Arellano&Bover又提出了系统GMM估计量，[5]即在Arellano&Bond研究的基础上同时采用变量的一阶差分的滞后项作为工具变量。本文釆用系统GMM模型进行估计，初始模型为：

InISPit=ρlnispit-1+β1hit+β2lndivit+β3lneduit+β4lninvfit+β5lngovit+β6lntrait+φi+μt+εit

其中，lnispit-1、ISPit代表各地区产业结构升级，为了尽量消除变量的内生性对估计结果的影响，加入其滞后一期来描述其动态性质；hit代表地区专业化的指标；divit代表地区多样性分工的指标；edu为反映人力资本状况的变量；invf为固定资产投资占GDP的比重，用以控制物质资本积累的影响。gov代表政府干预程度的政策变量，tra为地区开放程度的度量指标。为了尽可能降低异方差的存在，变量除地区专业化指标外均以自然对数的形式引入方程。

(二)变量测度

1.被解释变量

本文被解释变量为30个省份的产业结构优化率，借鉴大部分学者的做法，[6-8]我们采用当年第二、三产业增加值的和与当年GDP之比来衡量产业结构升级。这些指标均来自于《中国统计年鉴》(2003-2014年)。

2.解释变量

地区专业化指标。参照胡永亮用于衡量地区产业分工的指标，[9]其计算公式为：

上式中j表示区域，i表示产业(或行业)，qit和qi分别表示j地区和全国i产业的产值，qj和q是j地区和全国的工业总产值。

多样性分工指标。对于多样性分工水平的计算，采用Durantonetal所使用的指数(具体指标含义同上)：

考虑到产业结构升级的粘性特征和滞后效应，引入滞后一期的产业结构升级指数lnispit-1，用来控制各地区初始产业结构的影响。

人力资本(edu)。采用普通高等学校在校学生数占总人口比例来间接反映人力资本状况。

固定资产投资(invf)。采用固定资产投资占GDP的比重来测度各省市固定资产投资的水平。

政府的干预程度(gov)。采用财政支出占GDP的比重这一度量指标。

国际贸易(tra)。采用进出口贸易额占GDP的比重加以衡量。

(三)数据说明

基于以省级为样本单位的动态面板数据，考察2002～2013年全国30省份地区生产专业化、多样性分工对于产业结构升级的影响。考虑到政治、经济制度的差异性及统计口径的不一致，香港、澳门以及台湾三个地区的样本数据未加以选择；西藏自治区数据由于其特殊性及部分年份数据的缺失，所以也没有选择。最终，通过剔除缺失和不予考虑的样本，本研究的回归样本为2002～2013年共计12年30个省份的360个动态面板数据。样本数据的简单统计性描述见表1。

表1 变量的描述性统计分析

资料来源：经国家统计局网站数据计算整理所得，其中进出口总额根据年鉴上以美元表示的数据按当年年平均汇率换算成人民币金额。

为了更加直观地观察地区专业化对于产业结构升级的影响，我们绘制出了全国以及东、中、西部地区专业化分工水平与产业结构升级指标之间对应的散点图及简单的拟合直线(见图1)。

从图1中可以看出，就全国而言，散点的分布较为集中，二者之间的拟合直线向右下方倾斜，但幅度并不十分明显，说明地区专业化与产业结构升级之间存在一定程度的负相关关系。进一步观察，可以发现东、中、西部地区专业化水平与产业结构升级之间的关系差异较大：东、西部地区的拟合曲线均向右下方倾斜，中部地区的拟合曲线向右上方倾斜，表明二者之间具有明显的正相关关系。出现上述差异的原因，可能是由于产业发展阶段或经济发展阶段的差异性导致的。

接下来，我们进一步绘制了多样性分工水平与产业结构升级之间的散点图和拟合直线(见图2)。从图2不难看出，全国及东、西部地区多样化与产业结构升级之间的拟合直线均向右上方倾斜，表明二者之间呈现正相关，其中全国的正相关关系较为微弱。相反，中部地区多样性分工与产业结构升级之间存在明显的负向关系，且各点分散较为集中，大体均匀分布于拟合直线的两侧，这说明各省份之间的多样化程度差异不大。

图2 全国及东、中、西部地区多样化分工与产业结构升级(2002～2013年)

以上分析仅仅表明的是无条件的相关性，为了获取更加稳健和准确的结果，仍然需要加入其它控制变量，通过动态面板数据的系统GMM方法做进一步的估计与分析。

三、实证结果及分析

使用Stata11.0统计分析软件，进行系统GMM估计，估计结果分两步展示：第一步是关于总体样本的回归分析；第二步则是按地区分组样本的回归分析。

(一)样本总体的回归分析

表2是基于样本总体的系统GMM估计结果，AR(2)的检验结果表明接受了方程的误差项不存在二阶序列相关的假设。同样，Hansen过度识别检验的结果也表明了接受了工具变量有效性的零假设。通过AR(2)和Hansen过度识别检验的结果，基本上可以认定计量模型的合理性和工具变量选择的有效性。此外，在下列回归中，各个解释变量的符号和显著性基本一致，再次验证了回归模型结果的稳健性，以及从侧面说明了模型的解释能力。

表2 地区专业化、多样性分工与产业结构升级(全国层面的估计结果)

注：括号内为标准差；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

地区专业化生产指标的系数在10%水平下显著为负，即地区专业化生产对于全国整体产业结构的升级具有明显的阻碍作用。地区多样化分工指标虽然未能通过显著性检验，但是指标的系数为正，也能在一定程度上说明地区多样性分工对于产业结构升级或多或少存在正向的推动作用。上述研究结果与简单的拟合分析相一致，其出现的原因可能在于，由于资源枯竭，主导产业滞后等，地区专业化生产的规模效应、溢出效应有限，已经不能在推动产业结构优化升级的过程中发挥作用。

lnispit-1在1%的水平上显著为正，说明了期初的产业结构对于产业结构升级具有显著的正向推动作用，即我国内部各省份之间产业结构升级存在一定的扩散效应，地区产业结构的差异性呈现扩大的趋势。固定资产投资与人力资本变量的系数均在不同水平上显著为正，表明物质资本、人力资本的增加对于产业结构的优化升级具有积极的正向作用。政府的干预对产业结构的升级同样具有积极的影响，但是其系数并不显著。此外，进出口贸易比重对于产业结构升级具有负向作用。

(二)按地区分组样本的回归分析

为了进一步考察地区生产专业化、多样性分工对于产业结构有优化升级影响的地区差异性，我们将全国的样本分为东部地区、中部地区和西部地区3个子样本，①分别进行GMM回归估计(回归结果见表3)。同样，AR(2)和Hansen过度识别检验的结果，基本上可以认定计量模型的合理性和工具变量选择的有效性。

由表3可以看出，东部地区和西部地区产业专业化分工的提高均显著地阻碍着产业结构的升级优化，而产业多样化分工则均有益于产业结构的优化升级，只是东部地区的多样化影响并不显著；中部地区的情况则正好相反，地区专业化分工水平的提高显著地促进产业结构的优化升级，地区多样化分工则显著地阻碍着产业结构的升级优化。

同样，在东、中、西部地区，滞后一期的产业结构升级指数的系数均显著为正值，这意味着，我国东、中、西部内部各省份之间的产业结构差异水平进一步发散。人力资本与固定资产投资在3个地区样本中基本一致，只是显著性存在差异，说明我国现实经济条件下，各地区人力资本质量的提高与投资力度的提升对于产业结构优化仍然或多或少发挥着积极作用。在东部地区样本中，政府干预指标系数显著为负，中部地区该系数则显著为正，西部地区该系数也为正，只是未能通过显著性检验。国际贸易变量的系数在3个地区样本中也不一致，东部地区显著为正，西部地区显著为负，中部地区表现为负但并不显著。

四、结论和建议

(一)结论

就全国而言，地区专业化分工对于产业结构的升级存在一定的阻碍，但是产业多样化则有利于产业结构的优化升级。东、西部地区专业化、多样性分工对于产业结构升级的影响与全国一致，而西部地区则恰好相反。

无论从全国还是东、中、西部地区分组而言，人力资源与固定资产投资的增加对于产业结构的优化升级均具有积极的作用。说明二者的确是促进产业结构升级的现实稳定的重要因素。

对于全国及中、西部地区而言，政府对于产业结构演进的大力推进，具有一定的正向作用。而对于东部地区，则具有显著的负向作用。政府在产业结构升级过程中所扮演角色的不确定性，引发了我们对于“政府定位”的思考。

就全国及中、西部地区来说，国际贸易对于产业结构的优化具有负面影响，这为我国对外贸易结构优化的紧迫性敲响了“警钟”。而东部地区可能由于注重高技术外资的引入与高技术产品的出口，在产业结构优化升级进程中，国际贸易发挥了正面影响。

表3 地区专业化、多样性分工与产业结构升级(地区层面的估计结果)

注：括号内为标准差；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

(二)几点建议

第一，专业化生产抑或多样性分工不可简单下结论。一味地强调专业化分工或者过分注重生产部门的齐全与多样性，都有可能陷入“比较优势陷阱”或丧失集聚效益，多样性-专业化结构模式的选择必须结合自身实际来确定适当的产业结构调整方向。

第二，产业结构演进规律最终是市场的力量。在推进产业结构升级过程中，先发区域地方政府出于本区域发展战略和自身利益的考虑，会设法阻碍生产要素向后发区域转移，造成“产业转移粘性”，抑制产业结构的优化升级；而后发区域地方政府容易盲目跟风，导致地区间重复建设，产业结构趋同。因此，政府应顺应市场的力量，把握时机，按照比较优势，加以推进，而不是相反。

第三，应根据不同地区的经济或产业发展阶段，实施差异化的产业格局优化分工政策。东部地区应破除“路径依赖”，容纳新的产业部门，缓解需求变化对于经济的冲击；中部地区则应考虑如何提高交易效率，实现规模经济，从低水平的多样化转向高水平的专业化；拓宽产业链条，提高产业的多样化程度，或许是当今条件下西部地区转型发展的可行之路，而非生产要素的单纯累积。

注释：

①东部地区：北京、天津、辽宁、河北、山东、上海、江苏、浙江、福建、广东和海南；中部地区：山西、吉林、内蒙古、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地区：甘肃、广西、贵州、宁夏、青海、陕西、四川、重庆、新疆、云南、西藏。

[1]苏华. 地区专业化、多样化及其与城市经济发展关系的实证研究[D].长沙：湖南大学,2012.

[2]梁琦,詹亦军.地方专业化、技术进步和产业升级:来自长三角的证据[J].经济理论与经济管理,2006(1):56-62.

[3]杨荣.珠三角制造业地方专业化、技术进步与产业结构优化[J].科技管理研究,2009(3):104-106.

[4]Arellano,M., S.Bond, Some Tests of Specification for Panel Date: Monte-Carlo Evidence and an Application to Employment Equations[J].ReviewofEconomicStudies, 1991,58:277-297.

[5]Arellano,M.,O.Bover,Anoyher. Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-components Models[J].JournalofEconometries,1995,68: 29-51.

[6]杨琳,李建伟. 金融结构转变与实体经济结构升级(上)[J]. 财贸经济,2002(2):9-13.

[7]杨德勇,董左卉子. 资本市场发展与我国产业结构升级研究[J].中央财经大学学报,2007(5):45-50.

[8]孙晶,李涵硕. 金融集聚与产业结构升级——来自2003-2007年省际经济数据的实证分析[J]. 经济学家,2012(3):80-86.

[9]胡永亮. 分工、产业集聚与区域经济增长研究[D].西安：西北大学,2006.

(责任编辑 汪继友)

On the Regionally Professional and Diversified Division of Laborand Industrial Structure Upgrading

HU Yuan-yuan, LI Zhi-ping

(School of Business, AHUT, Ma’anshan 243002，Anhui, China)

It is indicated in the empirical analysis, by use of dynamic panel data in thirty provinces of China from 2002 to 2013, of the relationship between the regionally professional and diversified division of labor and industrial structure upgrading that the diversification makes positively influence on the upgrading in the whole country and eastern and western regions while the regional professionalization is negatively functional and that of middle regions the opposite. As to the whole country as well as the eastern and middle and western regions, human resources and fixed assets investment continuously take an active part and government intervention and trade influence are not stable.

regional professionalization; diversified division of labor; industrial structure upgrading

2016-01-07

胡媛媛(1990- )，女，安徽六安人，安徽工业大学商学院硕士研究生。 李致平(1959- )，男，安徽南陵人，安徽工业大学商学院教授。

F207

A

1671-9247(2016)06-0018-04