江蘇省產業轉型升級的經濟增長效應研究

時方艷　徐駿杰

江蘇省產業轉型升級的經濟增長效應研究

時方艷徐駿杰

本文借助1989-2013年江蘇省統計數據，以產業結構合理化與高級化衡量江蘇省產業轉型升級的經濟增長效應。實證研究發現，產業結構合理化與經濟增長呈反向變動，產業結構高級化與經濟增長呈正向變動，并依此提出相關政策建議。

產業轉型升級；產業結構高級化；產業結構合理化；經濟增長效應

一、導論

“十二五”時期，江蘇省深化改革，增強發展動力，保持經濟平穩增長；大力推動創新驅動，轉型升級取得重大進展。把轉方式調結構放在重要位置，突出創新引領，重抓六個優化，促進經濟提質增效，區域創新能力連續7年居全國首位。產業結構調整不斷優化，第三產業比重超過48%，年均提升1.4個百分點，三次產業結構實現“三二一”轉變；戰略性新興產業取得迅速發展，新興產業銷售收入突破4.5萬億元；智慧江蘇建設深入推進，區域兩化融合發展水平總指數達94。

產業轉型升級是以經濟結構組成要素為特征變化的過程，包括產業間轉型升級和產業內轉型升級［1］。產業轉型升級表現為產業結構的變動，產業結構的變動分為產業結構的合理化和高級化［2］。干春暉等認為，產業結構高級化是經濟波動的重要來源，產業結構合理化在一定程度上有利于抑制經濟波動［3］。產業轉型升級主要測算指標為產業結構合理化與產業結構高級化指數與國內生產總值之間的關系［4］。隨著世界經濟一體化進程的加快，全球范圍內價值鏈的重組，產業鏈內各環節及產業間的相互聯系日益緊密，影響日益微妙，產業轉型升級勢在必行，且對經濟增長越來越重要［5］。全球金融危機后時代，攀升全球價值鏈高端成為新興經濟體產業發展的重要任務，需要搶抓新產業革命機遇，推動技術創新，擴大內需，推動產業轉型升級［6］。

二、江蘇省現階段產業發展特征分析

1.經濟增速實現“穩”

江蘇GDP經歷高增速后，最近兩年增速保持在10%左右。三產的增速變化大致相同，近兩年處于低增長狀態，特別是第一產業首次出現負增長，第三產業GDP增速快于第二產業，表明江蘇省經濟正處于轉型升級階段，經濟結構正在調整，避免盲目增長。

2.新興產業增速“快”

戰略性新興產業主要包括節能環保、新一代信息技術、生物、高端裝備制造、新能源、新材料、新能源汽車等行業，最近幾年江蘇省新興產業研發投入越來越多，產業增速加快。“十二五”期間，江蘇省高新技術產業產值比重達40.1%，旅游業總收入9050億元，年均增長14.1%，新興產業銷售收入突破4.5萬億元；大眾創業、萬眾創新成效明顯，第三產業比重超過48%，年均提升1.4個百分點，三次產業結構實現“三二一”的標志性轉變；先進制造業加快發展，智能制造、技術改造、品牌建設力度加大，智慧江蘇建設深入推進，區域兩化融合發展水平總指數達94。全省規模以上新興產業保持較快增長。

3.產業轉型動力“強”

首先，區位特征明顯，地處長江中上游地區，沿江優勢突出，交通發達，并屬于新長江經濟帶、“一帶一路”等國家戰略的關鍵位置，為產業轉型升級奠定了一定的區位基礎；其次產業集聚發展取得一定成就，江蘇省一直大力推進產業集聚，以集聚為契機加快產業轉型升級，重點推進現代服務業集聚區建設；最后，江蘇省利用外資規模逐年擴大，資金引進著力發展服務業，積極發展外包經濟，提升江蘇省服務業整體水平。

三、江蘇產業轉型升級與經濟增長關系的實證分析

1.數據選擇及處理

本文用stata12.0對數據進行協整分析，泰爾指數用TL來表示，第三產業與第二產業的比值用S表示，實證分析所用數據匯總如表1所示。以上述數據做出江蘇省產業轉型升級與經濟增長關系的時序圖可看出，TL、Ln GDP和年份之間呈負相關關系，而S和年份之間呈正相關的關系，變化的方向雖不相同，但變化的步調異常接近，可判斷兩者之間存在線性相關關系。二者的相關系數為0.7639，表明江蘇產業轉型升級與經濟增長之間存在較高的線性相關關系。

表1　產業結構合理化和高級化度量指標數值

2.協整分析

（1）平穩性檢驗。首先用ADF檢驗原序列TL，S和Ln GDP的平穩性。滯后期的選擇采取了AIC原則。經計算，檢驗t統計量值分別為-0.901，-0.857和-1.398，大于各自顯著性水平為10%的臨界值-2.630。因此，不能拒絕原假設，原序列TL，S與Ln GDP都存在單位根，即二者都是非平穩的。然后再對序列進行差分處理，經過差分發現，原序列為二階單整序列，因此，可以稱原序列TL，S和Ln GDP為二階單整序列。

（2）協整檢驗（E-G檢驗）。第一步：建立回歸方程：Ln GDP=c（1）TL+c（2）S+c （3）+u。估計后得到：

由檢驗結果看出，模型的整體效果較好，不存在異方差，但DW值偏低，可能存在自相關。故運用廣義最小二乘法進行修正。最終得到修正后的方程為：

由上述結果看出，DW的值已由0.649541提升到1.310856，進行滯后修正后的模型已經完全消除了自相關現象。

第二步：對估計殘差進行平穩性檢驗。經檢驗，ADF值為-5.366，小于顯著性水平為1%的臨界值-3.750。說明殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即不存在單位根，殘差是平穩序列。因此TL、S與LNGDP之間存在協整關系。原模型的廣義最小二乘法估計結果為：

3.格蘭杰因果檢驗

為進一步探討江蘇省產業轉型升級與經濟增長之間是否存在因果關系，借用stata 12.0對TL、S和Ln GDP進行了因果檢驗，檢驗結果如表2所示。從表中可以看出，TL與Ln GDP構成單向因果關系，說明一定時期內產業結構合理化對經濟增長有促進作用，但經濟增長并不能促進產業結構合理化。高級化指標S與Ln GDP是雙向因果關系，說明產業結構高級化與經濟增長的關系是相互促進的。另外，TL與S之間并不存在因果關系，進行討論時，我們探討的是兩者分別與經濟增長之間的關系。

表2　格蘭杰因果檢驗

4.結論

從回歸結果看，各變量P值顯著，變量系數符合經濟意義。產業結構合理化對經濟增長影響顯著，且是反向影響，產業結構合理化的衡量指標泰爾指數越趨向于零，說明產業結構越合理。隨著泰爾指數逐漸減小，江蘇省產業結構逐步合理化，經濟增長也將隨之加速。反觀產業結構高級化，對經濟增長的影響是正向積極的，當產業結構由低級化向高級化演進時，經濟也隨之增長。對江蘇省產業轉型升級來說，如何提高產業結構的合理化和高級化將是發展的重要方向之一。

另外，由格蘭杰因果檢驗可得到，TL、S的變動會引起Ln GDP的變動，即產業轉型升級會引起經濟增長的變動，且是正向變動。當泰爾指數的值越趨向于零，第三產業與第二產業的比值越大，產業轉型升級的情況越成功，越有利于經濟更為健康地發展，實現綠色GDP。“十三五”期間，探索江蘇省產業轉型升級新路徑新戰略，走新型工業化道路不僅必要而且可行。

四、研究結論與對策建議

從上述分析可知：實現產業結構高度化，既要依靠政府相關政策的支持，也要依靠消費結構的合理化，對外貿易結構的優化及外資利用力度的加大。而實現產業結構合理化，既要增加就業人數，增強勞動力的活躍程度，也要需求結構多元化，提高教育水平，增加高科技人才數量，進行高附加值的生產活動。

1.繼續深化經濟體制改革的相關政策措施

深化經濟體制改革，構建未來發展藍圖，策劃一批事關全局發展的重大變革。深入推進預決算公開，深化國資國企改革，大力發展混合所有制經濟，完善國有資本經營預算管理，加強政府投資項目管理，嚴格控制債務規模，確保債務運行安全平穩。建立相關專項資金優先支持產業轉型升級相關企業研發、技術引進和技術改造。政府的經濟政策重心更多地往功能性政策方向轉變，更多體現政府在宏觀調控方面的作用，指引江蘇省經濟更加健康地發展。

2.積極實行優先發展現代服務業的相關政策措施

針對江蘇省未來產業轉型升級、制造業發展帶來的服務需求，堅持城市功能提升、市場需求引領和新技術應用帶動，大力發展生活性和生產性服務業，拓展服務業發展新方向。積極推進商貿、文化、旅游、健康服務等生活性服務業發展，形成布局合理、功能完善、管理規范的生活性服務業體系。同時，積極發展現代物流、金融服務、電子商務、服務外包、融資租賃、科技服務等生產性服務業，推動生產性服務業向中、高端發展。

［1］譚晶榮.長三角地區產業轉型升級特征、路徑與實施方略［J］.企業經濟，2012（09）：5-8.

［2］王輝.產業結構升級與經濟增長關系的實證研究［J］.統計與決策，2014（16）：138-140.

［3］干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響［J］.經濟研究，2011 （05）：4-16+31.

［4］柯軍.產業結構升級與經濟增長的關系［J］.統計與決策，2008（11）：83-84.

［5］胡緒華，陳麗珍，胡漢輝.危機性產業衰退的內涵、傳導效應及其應對思路研究［J］.經濟學家，2015（06）：22-29.

［6］劉英基，杜傳忠，劉忠京.走向新常態的新興經濟體產業轉型升級路徑分析［J］.經濟體制改革，2015（01）：117-121.

（作者單位：江蘇大學財經學院）

10.16653/j.cnki.32-1034/f.2016.19.010

國家自然科學基金項目“境內集群式產業轉移驅動的國內價值鏈重構與產業集群升級機理研究”（編號：71203079）］