作者簡介：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)濟學(xué)。

摘要：本文利用了1991—2012年的數(shù)據(jù)，重點分析了長三角地區(qū) (本文中的長三角地區(qū)主要包括江浙滬三省市)的工業(yè)化發(fā)展進程和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征，通過構(gòu)建模型，對消費，投資，技術(shù)進步和對外開放程度等變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響進行了實證檢驗，旨在為長三角地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展提供著力點和未來發(fā)展方向。

關(guān)鍵詞：長三角； 產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型； 工業(yè)化； 產(chǎn)業(yè)升級

一．引言

長三角地區(qū)是中國經(jīng)濟實力最強，產(chǎn)業(yè)規(guī)模最大的都市圈，是中國最大的經(jīng)濟核心區(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］。

改革開放30多年以來，長三角地區(qū)依靠勞動密集型和資源密集型加工制造業(yè)的發(fā)展實現(xiàn)了經(jīng)濟快速發(fā)展，成就顯而易見。在工業(yè)化起步階段，這種經(jīng)濟增長方式無疑是一種合理選擇。但是隨著經(jīng)濟一體化和知識經(jīng)濟時代的發(fā)展，依附于勞動和資源的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸顯示出其劣勢，最為突出的是能源消耗大，環(huán)境影響大等問題。因此，如何解決目前已經(jīng)面臨的問題？如何推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換型升級？這是本文主要探討的內(nèi)容。

二．長三角地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展階段與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

隨著我國改革開放的不斷深化，我國工業(yè)化進程的步伐也在不斷加快，我國中部地區(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)域競爭力的重要路徑［3］。 按照國外經(jīng)濟學(xué)家錢納里和賽爾奎對經(jīng)濟發(fā)展階段和工業(yè)化發(fā)展階段的經(jīng)驗判斷，工業(yè)化的實現(xiàn)階段可以分為初期、中期和后期三個時期。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)長三角地區(qū)1991—2012年的數(shù)據(jù)進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)預(yù)測（見表1），可以看出2012年長三角地區(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)錢納里對工業(yè)化發(fā)展階段的界定，長三角地區(qū)處于工業(yè)化后期階段。

表12002—2012長三角三次產(chǎn)業(yè)比重與人均GDP時間 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)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和江浙滬三省市的歷年統(tǒng)計年鑒

對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的研究歷來都是經(jīng)濟學(xué)家研究的重點，其中白潔利用1991—2010年的數(shù)據(jù)和時間序列模型對工業(yè)化中期長江中游城市群產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響因素進行了分析，研究發(fā)現(xiàn)投資對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響比較顯著［3］。張紅運用聚類分析法和層次分析法研究了長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型中的金融一體化，指出了長三角地區(qū)的金融發(fā)展的非均衡性和金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的重要性，應(yīng)重視產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型過程中的金融創(chuàng)新［1］。高峰和劉志彪基于長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)集群與產(chǎn)業(yè)升級的背景下，提出了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚會促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的新理論命題。指出只有進一步推進制造業(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)集聚及升級發(fā)展提供良好的環(huán)境［4］。白玲和石琳對全國及天津市中低技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新情況進行了對比分析，運用DEA方法對全國及天津市中低技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率進行評價，并提出了一些問題和解決的思路［5］。金碚對中國工業(yè)的轉(zhuǎn)型升級進行了研究，指出中國工業(yè)已經(jīng)從幼稚時期進入成年時期，轉(zhuǎn)型升級是成長的必然，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

為了進一步研究長三角地區(qū)在工業(yè)化后期階段影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的因素，本文利用1991—2011年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建模型對各個變量進行了實證分析。

1.研究方法

在研究方法上，本文采用時間序列模型，但由于在現(xiàn)實經(jīng)濟中時間序列通常是不平穩(wěn)的（帶有明顯的時間趨勢），考慮到對具有時間趨勢的變量作回歸時可能會存在“偽回歸”的問題。因而，為了使回歸有意義，需要對變量的序列進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗。

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

（2）協(xié)整檢驗。對于兩個同階單整的變量，可以進行協(xié)整檢驗，以確定變量之間存在長期均衡關(guān)系。本文采用Engle-Granger(1978)提出的協(xié)整檢驗方法。從協(xié)整理論的思想來看，自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說，因變量可以被自變量的線性組合所解釋，兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量解釋的部分構(gòu)成了一個殘差序列，這個殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的。檢驗的步驟如下：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）

模型估計的殘差為：

ξ∧t=y1t－λ∧2y2t－λ∧3y3t－…－λ∧kykt（2）

檢驗殘差序列ξt∧是否平穩(wěn)，要根據(jù)ADF檢驗來判斷殘差序列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)整檢驗與結(jié)果分析

（1）單位根檢驗及其結(jié)果

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

表2變量的ADF單位根檢驗變量ADF檢驗檢驗類型（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：檢驗類型（c,t,k）分別表示ADF檢驗中是否含有常數(shù)項c，時間見趨勢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ADF單位根檢驗之后，發(fā)現(xiàn)W、I、CON、MX和Tec的檢驗結(jié)果分別在顯著水平5%水平下不顯著，說明這些序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。同時，又分別對這五個變量的一階差分進行了檢驗，檢驗發(fā)現(xiàn)他們經(jīng)過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，這些序列之間可能存在長期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（2）協(xié)整檢驗結(jié)果

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

第一步：估計方程。本文采用Eviews6.0軟件和OLS法估計協(xié)整向量，對殘差是否含有單位根進行檢驗。方程估計如下：

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

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

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

第二步：對殘差的單位根進行檢驗。檢驗結(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期均衡穩(wěn)定關(guān)系。

四．結(jié)論與建議

本文通過實證檢驗長三角地區(qū)投資率，消費率，對外依存度和R&D強度對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的理論，認為在工業(yè)化后期階段消費率和R&D強度對長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級有顯著的影響，而投資率和對外依存度對該地區(qū)的轉(zhuǎn)型升級影響統(tǒng)計上不顯著。先對1991-2011年投資率，消費率，對外依存度和R&D強度建立VAR模型，然后在進行ADF檢驗、協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗，得出以下結(jié)論：

第一，長三角地區(qū)的R&D強度與該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級存在正的相關(guān)性，且有顯著的影響。這說明R&D強度對長三角的轉(zhuǎn)型升級帶來了促進作用。這與該地區(qū)的實際是相符的。2010年，長三角地區(qū)的R&D強度為0039，而珠三角和長江中游城市群的R&D強度分別為0017和0012，相比較而言，長三角地區(qū)的R&D強度處于全國領(lǐng)先水平。

第二，消費率和投資率都與長三角地區(qū)的轉(zhuǎn)型升級存在負的相關(guān)關(guān)系，但消費率在統(tǒng)計上顯著，投資率在統(tǒng)計上不顯著。這說明長三角地區(qū)的消費和投資沒有在很大程度上促進該地區(qū)的轉(zhuǎn)型升級，反而起到了阻礙的作用，其中消費率的影響程度尤為明顯。

第三，對外依存度對長三角地區(qū)的轉(zhuǎn)型升級有促進作用，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)動的新的發(fā)展格局。

第二，提高自身的消費水平，避免消費不足對經(jīng)濟增長帶來的影響。

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

參考文獻

［1］張紅： 《長三角都市圈產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型中的金融一體化》， 《湖南科技學(xué)院學(xué)報》2009年第一期。

［2］楊玲麗： 《政府導(dǎo)向、市場化運作、共建產(chǎn)業(yè)園：長三角產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移借鑒》， 《現(xiàn)代經(jīng)濟探討》2012年第5期。

［3］白潔： 《工業(yè)化中期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響因素分析：來自長江中游城市群的證據(jù)》， 《漢江論壇》2013年第7期。

［4］高峰，劉志彪： 《產(chǎn)業(yè)協(xié)同聚集：長三角經(jīng)驗及京津唐產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的啟示》， 《河北學(xué)刊》2008年第8卷第1期。

［5］白玲，石琳： 《中低技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與轉(zhuǎn)型升級》， 《理論與現(xiàn)代化》2013年第4期。

［6］金碚： 《中國工業(yè)的轉(zhuǎn)型》， 《中國工業(yè)經(jīng)濟》2011年7月第7期。