作者簡(jiǎn)介：李新飛（1990.7—），單位：蘇州大學(xué)東吳商學(xué)院，專業(yè)：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

摘要：本文利用了1991—2012年的數(shù)據(jù)，重點(diǎn)分析了長(zhǎng)三角地區(qū) (本文中的長(zhǎng)三角地區(qū)主要包括江浙滬三省市)的工業(yè)化發(fā)展進(jìn)程和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征，通過(guò)構(gòu)建模型，對(duì)消費(fèi)，投資，技術(shù)進(jìn)步和對(duì)外開(kāi)放程度等變量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，旨在為長(zhǎng)三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供著力點(diǎn)和未來(lái)發(fā)展方向。

關(guān)鍵詞：長(zhǎng)三角； 產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型； 工業(yè)化； 產(chǎn)業(yè)升級(jí)

一．引言

長(zhǎng)三角地區(qū)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模最大的都市圈，是中國(guó)最大的經(jīng)濟(jì)核心區(qū)域，也是最大的城市（鎮(zhèn)）連綿帶，是世界各大河三角洲人口數(shù)量最多，密度最高和城鎮(zhèn)數(shù)量最多的地區(qū)［1］。

改革開(kāi)放30多年以來(lái)，長(zhǎng)三角地區(qū)依靠勞動(dòng)密集型和資源密集型加工制造業(yè)的發(fā)展實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，成就顯而易見(jiàn)。在工業(yè)化起步階段，這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式無(wú)疑是一種合理選擇。但是隨著經(jīng)濟(jì)一體化和知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的發(fā)展，依附于勞動(dòng)和資源的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸顯示出其劣勢(shì)，最為突出的是能源消耗大，環(huán)境影響大等問(wèn)題。因此，如何解決目前已經(jīng)面臨的問(wèn)題？如何推動(dòng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換型升級(jí)？這是本文主要探討的內(nèi)容。

二．長(zhǎng)三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

隨著我國(guó)改革開(kāi)放的不斷深化，我國(guó)工業(yè)化進(jìn)程的步伐也在不斷加快，我國(guó)中部地區(qū)處于工業(yè)化中期的后半階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是工業(yè)化中期提升區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)力的重要路徑［3］。 按照國(guó)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家錢(qián)納里和賽爾奎對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和工業(yè)化發(fā)展階段的經(jīng)驗(yàn)判斷，工業(yè)化的實(shí)現(xiàn)階段可以分為初期、中期和后期三個(gè)時(shí)期。其中工業(yè)化中期的主要標(biāo)志是第一產(chǎn)業(yè)比重小于20％，且第二產(chǎn)業(yè)比重高于第三產(chǎn)業(yè)比重：工業(yè)化后期的主要標(biāo)志是第一產(chǎn)業(yè)比重小于10％，且第三產(chǎn)業(yè)的比重高于第二產(chǎn)業(yè)比重，下面根據(jù)長(zhǎng)三角地區(qū)1991—2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)預(yù)測(cè)（見(jiàn)表1），可以看出2012年長(zhǎng)三角地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重為4.78%，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重為48.02%，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重為47.2%，其中第一產(chǎn)業(yè)比重小于10%，第二產(chǎn)業(yè)比重略高于第三產(chǎn)業(yè)比重，根據(jù)錢(qián)納里對(duì)工業(yè)化發(fā)展階段的界定，長(zhǎng)三角地區(qū)處于工業(yè)化后期階段。

表12002—2012長(zhǎng)三角三次產(chǎn)業(yè)比重與人均GDP時(shí)間 GDP（億元）人均GDP（元）第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)200972，49449，1934.8850.3344.82201086，31457，8514.6650.1245.222011100，62567，0494.7449.3845.882012108,90572,1554.7848.0247.20注：數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和江浙滬三省市的歷年統(tǒng)計(jì)年鑒

對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的研究歷來(lái)都是經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究的重點(diǎn)，其中白潔利用1991—2010年的數(shù)據(jù)和時(shí)間序列模型對(duì)工業(yè)化中期長(zhǎng)江中游城市群產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響因素進(jìn)行了分析，研究發(fā)現(xiàn)投資對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響比較顯著［3］。張紅運(yùn)用聚類(lèi)分析法和層次分析法研究了長(zhǎng)三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型中的金融一體化，指出了長(zhǎng)三角地區(qū)的金融發(fā)展的非均衡性和金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的重要性，應(yīng)重視產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型過(guò)程中的金融創(chuàng)新［1］。高峰和劉志彪基于長(zhǎng)三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)集群與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的背景下，提出了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的新理論命題。指出只有進(jìn)一步推進(jìn)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚和發(fā)展，大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，著力提高服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚，才能為制造業(yè)集聚及升級(jí)發(fā)展提供良好的環(huán)境［4］。白玲和石琳對(duì)全國(guó)及天津市中低技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新情況進(jìn)行了對(duì)比分析，運(yùn)用DEA方法對(duì)全國(guó)及天津市中低技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率進(jìn)行評(píng)價(jià)，并提出了一些問(wèn)題和解決的思路［5］。金碚對(duì)中國(guó)工業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)進(jìn)行了研究，指出中國(guó)工業(yè)已經(jīng)從幼稚時(shí)期進(jìn)入成年時(shí)期，轉(zhuǎn)型升級(jí)是成長(zhǎng)的必然，必須從工業(yè)化初期的工業(yè)結(jié)構(gòu)體系向適應(yīng)工業(yè)化中后期的工業(yè)結(jié)構(gòu)體系轉(zhuǎn)變［6］。

三.模型構(gòu)建與結(jié)果檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步研究長(zhǎng)三角地區(qū)在工業(yè)化后期階段影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的因素，本文利用1991—2011年的數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建模型對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行了實(shí)證分析。

1.研究方法

在研究方法上，本文采用時(shí)間序列模型，但由于在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中時(shí)間序列通常是不平穩(wěn)的（帶有明顯的時(shí)間趨勢(shì)），考慮到對(duì)具有時(shí)間趨勢(shì)的變量作回歸時(shí)可能會(huì)存在“偽回歸”的問(wèn)題。因而，為了使回歸有意義，需要對(duì)變量的序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。

（1）單位根檢驗(yàn)。在進(jìn)行協(xié)整分析之前，應(yīng)先檢驗(yàn)每一個(gè)變量的平穩(wěn)性。對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，最常用的一種方法是單位根檢驗(yàn)。我們這里采用的單位根檢驗(yàn)方法是ADF（Dichey and Fuller）。ADF檢驗(yàn)方法通過(guò)在回歸方程右邊加入因變量yt的滯后差分項(xiàng)來(lái)控制高階序列相關(guān)，滯后期的選擇采用AIC和SBIC準(zhǔn)則。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)于兩個(gè)同階單整的變量，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文采用Engle-Granger(1978)提出的協(xié)整檢驗(yàn)方法。從協(xié)整理論的思想來(lái)看，自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)，因變量可以被自變量的線性組合所解釋，兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量解釋的部分構(gòu)成了一個(gè)殘差序列，這個(gè)殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的。檢驗(yàn)的步驟如下：若有k序列y1t和y2t,y3t,…,ykt都是同階單整序列，建立回歸方程如下：

y1t=α2y2t+α3y3t+…+αkykt+ξt（1）

模型估計(jì)的殘差為：

ξ∧t=y1t－λ∧2y2t－λ∧3y3t－…－λ∧kykt（2）

檢驗(yàn)殘差序列ξt∧是否平穩(wěn)，要根據(jù)ADF檢驗(yàn)來(lái)判斷殘差序列ξt∧是否含有單位根。如果殘差序列是平穩(wěn)的，可以確定回歸方程中的k個(gè)變量y1t,y2t,y3t,…,ykt之間存在協(xié)整關(guān)系，否則就不存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（1）單位根檢驗(yàn)及其結(jié)果

在進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先應(yīng)該對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用Dickey-Fuller的ADF單位根檢驗(yàn)方法，對(duì)變量及其一階差分變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，對(duì)變量及其一階差分檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2變量的ADF單位根檢驗(yàn)變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類(lèi)型（c,t,k）臨界值結(jié)論W-3.000018(c,0,4)-3.020686非平穩(wěn)I-0.776658(c,0,4)-3.065585非平穩(wěn)CON-3.000801(c,0,4)-3.020686非平穩(wěn)MX-0.906667(c,0,4)-3.020686非平穩(wěn)TEC1.438088(c,0,4)-3.020686非平穩(wěn)D(W)-5.408420(c,0,4)-3.029970**平穩(wěn)D(I)-3.940286(c,0,4)-3.065585**平穩(wěn)D(CON)-4.225510(c,0,4)-3.040391**平穩(wěn)D(MX)-3.517482(c,0,4)-3.029970**平穩(wěn)D(Tec)-3.878920(c,0,4)-3.029970**平穩(wěn)注：檢驗(yàn)類(lèi)型（c,t,k）分別表示ADF檢驗(yàn)中是否含有常數(shù)項(xiàng)c，時(shí)間見(jiàn)趨勢(shì)t和滯后期數(shù)為k，***、**、*分別表示該值是1%，5%，10%的顯著水平下的臨界值；D(W)、D(I)、D(CON)、D(MX)、D(Tec)代表變量的一階差分。

從表2中可以看出，通過(guò)ADF單位根檢驗(yàn)之后，發(fā)現(xiàn)W、I、CON、MX和Tec的檢驗(yàn)結(jié)果分別在顯著水平5%水平下不顯著，說(shuō)明這些序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。同時(shí)，又分別對(duì)這五個(gè)變量的一階差分進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)他們經(jīng)過(guò)一階差分之后全部是平穩(wěn)的，因此，這些序列之間可能存在協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)，這些序列之間可能存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

本文采用E-G兩步法對(duì)解釋變量和被解釋變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，在檢驗(yàn)之前要先估計(jì)方程然后對(duì)方程的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)步驟如下：

第一步：估計(jì)方程。本文采用Eviews6.0軟件和OLS法估計(jì)協(xié)整向量，對(duì)殘差是否含有單位根進(jìn)行檢驗(yàn)。方程估計(jì)如下：

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

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

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

第二步：對(duì)殘差的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ADF值為-4282192，小于在5%顯著水平下的臨界值-3020686，其P值為00036小于005，所以，可以得出殘差序列在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論。因此，可以確定估計(jì)的殘差序列為零階單整，上述結(jié)果表明解釋變量與被解釋變量之間存在長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系。

四．結(jié)論與建議

本文通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)長(zhǎng)三角地區(qū)投資率，消費(fèi)率，對(duì)外依存度和R&D強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響的理論，認(rèn)為在工業(yè)化后期階段消費(fèi)率和R&D強(qiáng)度對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)有顯著的影響，而投資率和對(duì)外依存度對(duì)該地區(qū)的轉(zhuǎn)型升級(jí)影響統(tǒng)計(jì)上不顯著。先對(duì)1991-2011年投資率，消費(fèi)率，對(duì)外依存度和R&D強(qiáng)度建立VAR模型，然后在進(jìn)行ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)，得出以下結(jié)論：

第一，長(zhǎng)三角地區(qū)的R&D強(qiáng)度與該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)存在正的相關(guān)性，且有顯著的影響。這說(shuō)明R&D強(qiáng)度對(duì)長(zhǎng)三角的轉(zhuǎn)型升級(jí)帶來(lái)了促進(jìn)作用。這與該地區(qū)的實(shí)際是相符的。2010年，長(zhǎng)三角地區(qū)的R&D強(qiáng)度為0039，而珠三角和長(zhǎng)江中游城市群的R&D強(qiáng)度分別為0017和0012，相比較而言，長(zhǎng)三角地區(qū)的R&D強(qiáng)度處于全國(guó)領(lǐng)先水平。

第二，消費(fèi)率和投資率都與長(zhǎng)三角地區(qū)的轉(zhuǎn)型升級(jí)存在負(fù)的相關(guān)關(guān)系，但消費(fèi)率在統(tǒng)計(jì)上顯著，投資率在統(tǒng)計(jì)上不顯著。這說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)的消費(fèi)和投資沒(méi)有在很大程度上促進(jìn)該地區(qū)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，反而起到了阻礙的作用，其中消費(fèi)率的影響程度尤為明顯。

第三，對(duì)外依存度對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)的轉(zhuǎn)型升級(jí)有促進(jìn)作用，但并不明顯。

根據(jù)以上得出的結(jié)論，提出如下建議：

第一，提升自主創(chuàng)新能力，加快形成以技術(shù)創(chuàng)新為驅(qū)動(dòng)的新的發(fā)展格局。

第二，提高自身的消費(fèi)水平，避免消費(fèi)不足對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的影響。

第三，加大投資力度，逐漸實(shí)現(xiàn)以外資投資為主向以本國(guó)投資為主的轉(zhuǎn)變。

參考文獻(xiàn)

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