成都经济区产业结构优化、技术创新与经济增长研究

成都经济区产业结构优化、技术创新与经济增长研究

♦周路

摘要

近年来成都经济区经济迅速发展，其经济总量达到四川省经济的50%以上，也是四川省 经济最活跃的区域。为了探究成都经济区经济增长的动力，本文从产业结构和技术创新视角 进行研究，研究表明成都经济区产业结构合理化不足与高级化对经济增长具有阻碍作用，技 术创新促进成都经济区的经济发展，同时产业结构合理化、产业结构高级化与技术创新存在 交互的效应，并提高成都经济区经济发展水平。

关键词|成都经济区；产业结构优化；技术创新；经济增长

一'弓I言

成都经济区由成都、德阳、绵阳、遂宁、乐山、 雅安、眉山和资阳！个市组成，是四川经济发展 五大经济区的重要区域之一。2016年成都经济 区完成地区生产总值20774.1亿元，比去年同期 增长8.6%，增速比上半年高0.8个百分点，比全 省平均水平高0.9个百分点，占全省的比重为 63.6%。与此同时，成都经济区产业结构不断优 化，服务业所占比重逐年提高，技术创新对经济 增长的贡献率呈上升趋势。

，总 济增长的

。 增长

技术创新 经济增长 是成都经济区经济发展 点，是 长 的

结构、 点。 此，

对经济增长的 一

新与经济增长之的

分

，期

的经济增长

率

不

约束、消费约束、资

新

，面临环境

，经的

重构经济

济区经济发展方式提供借鉴。

二、理论模型与相关假设 (一 的 011，

本

是

的、

。

分

经济增长是

不

生产总值-DP

经济增长 ，一资

量经济增长 引人经济增长

、技术至土地生产要素，把经济增长不由要素投

，是经济发展决定 形

/

(1)

人解释的部分归为技术 因素的现代分框架，

Y=AerKaL\"

012是柯布一道格拉斯(C-D)生产函

的一拓展形， 量，L为

许经 一

献

Y为总产出，K为资本存

率。

表明，产业结构的演

，$表技术

，经济增速面临 的产业结构

的不

，成都经济区

上解释经济增长的趋势。库兹尼茨 ，制造业部门占个产业的比例增加将

收人的增长021;钱纳里利51个

的

伴

对

显

、发展、增人均

家的经验据说明当一个家的总体经济规 增加，则第三产业和第一产业的化很小，第二产业增长大，所

工业化

使一了经济的期，三次产业结

的经济资源得到优化配置， 增长[3]。目前我经济处于

成都经济区产业结构优化与技术创新的

成都经济区产业结构优化、技术创

，为一优化成都经

作者简介：周路（1971-)，男，安徽宿州人，四川建筑职业技术学院副教授。主要研究方向：产业经济学

7//////////////邏2 6

(总第43期)2018年第一期| |科技与创新

构成为影响总体经济变化的重要因素。因此，可以将模型9 )调整为包括产业结构因素的模型[4]，如模型

(2)所示。

(2)

上述模型中，％!表示产业结构的高级+，%)表示产业结构的合理化，模型表明不同产业结构会导致不 同的生产状态。

(二）假设提出

古典经济学理论认为，生产要素投人和劳动生产率提高是区域经济实现经济增长的两个最主要因 素，而生产要素间投人结构则是提高经济增长的现代经济增长观点，是通过产业结构优化提高资源的配 置效率，从而内涵提经济增长的。产业结构优化表现为两个 化， 异，是整体 8.6%，高同期

提高会

为产业结构高化区域经济增长影响

，

。

因素的经济增长理论和现代的

重 可以提高产 进经济增长率的提。

进作用，产业结构合理化和高端化提高经济增长水平

动经济增长

成立；经济增长的

增强企业

，

为

因素进优化

整体增长的

。

产业结构合理化和产业结构高成经济区而言，从2000

增为

上进经济增长，只是不同时期促进经济增长的主导地位存

产业比重提高 42.8%，经济增长率与上

Y=Ae(b i+b2xi+b+X2)tKaLl3es

2016产业结构现高化的

经济增长理论可以为早期

不同 上述的理论

的

成

2

进 ，

的经济增长理论。经济增长理论演进明经济学

。现通过

，最

提 以 的

和提产业结构，从而提高生产要素的

1:产业结构优化对经济增长存

经济增长存进作用，

经济增长

3:产业结构优化 三、变量、数据与模型为进 8 个 2000

1. 区经济

，增经济增长的整体水平。经济增长间的关系，

成经济区的进实

。

论证成经济区产业结构优化

2016 的 变

，构

模型，

Eviews9.0 和 stata14.0

(一)变量的选取与数据说明

区域经济增长

区域的人均增长率等指标，为了更好反映成经济

经济增长影响的 为

变

化

，本文模型的

经

：（1)产业结构

变纳人

的真实状况，

好的描述产业结构优化和

成经济区各不同份人均增长率来表征经济增长，分析框架中。

2. 控制变量:本文以嵌人产业结构的经济增长模型为 济增长的影响。因此把产业结构优化和 and Henri，1967)

为

础，考察产业结构优化和

如

模型的控制变，体

优化。本文以产业结构合理化和高级化衡产业结构优化的状态，产业结构合理化泰尔指（Theil

义，泰尔指为0,表明产业结构处均衡状态，如泰尔指不为0,则表明产业结构

算公如

偏离均衡状态，产业结构不合理。

产业结构高级化本上是产业结构级的 产业增加值 活动的费

产业增加值 显示

能

业结构变化，明确反映产业结构的特点。（2).

，它反映

衡，根成经济区经济服务化的特点，本文

指标能够好的表征产

是投人技

开费

能力，反映

27

9记为）为产业结构高级化的。

。 的主动

动

主要两 。主要指标科学 产出代理

从事科技活动的人员中科学家与工师人等;二是

科技与创新

DECISION—MAKING&CONSULTANCY

创新对经济增长的贡献及创新活动所取得成果的能力。根据数据可得和分析的目的，本文选择科学研究 与技术开发经费内部支出（RD)作为技术创新的代理变量。此外，本文引人技术创新与产业结构合理化、 产业结构高级化的交互项，以此反映技术创新驱动产业结构合理化和高级化的路径，并引致经济增长。

本文选取成都经济区2000到2016年统计数据，年

报、成都经济区各市统计年及

理， 变动

(二) 计量模型设定本文 数据 ， T

分析可以 高分析结果 fmols)和动

\"

分 可

数据模型分析成经济区产业结构优化、技术创新与经济增长

可

，

本量，增

，

并 “

计量

变量 “

(4)

的问

。 数据 可以分为 Tdols)。根据分析数据

，lnY

科学研究与技术开发经费内部支出数据

数据

的数据等。对

统计年和

数据

发公变价

科技统计年，经济增长与产业结构化

经济发展公报、网上咨询

,nYlt=rl+!i，nTLlt+!2，nTSlt+!3lnRDlt+!M%*a*，nRDlt+!slnTSlt*hiRDlt+ult

成都经济区各市，# ，u为

分

成都经济区各市经济增长率，lnT^JnTS\"^^,-^^

数

lnTi^ln+认=ln+认交互项，$\"为不

产业结构合理化、产业结构高级化和技术创新 (三) 实证检验结果与分析

1. 面板单位根检验果

，

发

过去的扰动项未的

游走的，因此，不论

数据还 数据的 分析首先要数据进行单位根检验，以判定数据的变化状 早

数据进行单位根检验的 Bhargava ，他利 的D<统计量出了一种可以检验定 动态模型的残差是否为随机游走的方法。随后，Quah( 1990)，Levin和Lin( 1992)，Pesaran和Shin( 1995)相 继出各种

检验方，主要通过蒙卡罗

数据单位根检验都

考虑 体和

程

实验发现的

回归

：

(5)

或

各单位的

方

单个变量

的单位

根检验相比较，各种

高单位根检验功

为了检验否包含单位根，

，下标\"和#分别代截

/=!/-i+0\"+#

，0为严格外变量，包括定

趋势，！为回归系数，#为 的扰动项 为 高检验结果的健性，本文将分 检验。检验结果 的假，也就

7所

明变量变化过程非 的过程。因此，6

果I ! I <1，/ 定过程;若I ! I =1，/非定过程。

LLC检验、IPS检验、Hadri LM检验等方进行 单位根

各个变量数进行检验，

能拒绝“存单位根”

做一阶分理后，再利单位根检验方进

，检验结果看，

行检验，检验结果显各变量 1K的显著水平上拒绝“存单位根”的假设，即每变量的一阶分时变量为一阶单整1(1)过程。

2. 面板数据协整的检验

为检验变量否存在稳定的长期平衡关系，这里分别利用Pedroni(1999)和Westerlund(2007)的 检验方进行协整的检验。详细结果 水

2所

根据Pedroni的检验结果可以看出，只有Panel v和

5P显著

交互项存在长期

Panel rho的内统计量检验果理，外5 的衡系

Pedroni检验统计量的检验果都比较，

存长期的协整关系。

拒绝假，因此可以为经济增长、产业结构合理化、产业结构高级化及

通过Westerlund检验结果分析也理由相变量 动

（D0LS)和

动 后项，以此

3. 面板数据协整的分析

〖(FM0LS)估计产业结构优化、技术创

（D0LS)方

Choi，Saikkonen(2004)

变量内的

变量的内生性，

新及 归

上

经济增长的长期 变量一阶分后的

7//////////////邏 28

(总第43期)2018年第一期| |科技与创新

表1面板单位根检验

变量

LLC 检验 #-value

-8.548(pA〇.〇465)-10.775***(pA〇.〇〇〇)-2.073(pA〇.9994)-7.527*** (pA〇.〇〇〇2)-4.177(pA〇.〇461)-6.985*** (pA〇,〇〇〇2)-2.859(pA〇.1642)-11.715*** (pA〇.〇〇〇)-2.631(@:1.000)-8.365*** (pA〇.〇〇1)-1.347(@=0.8517)-7.501***(@:0.000)

IPS 检验 W[#_bar]

-3.559(@二0.339)-3.067磁（@:0.001)-1.038(@:0.872)-2.195***(@:0.007)-1.249(@:0.727)-1.971***(@a0.011)-0.982(@二0.899)-4.746***(@:0.000)-1.102(@:0.835)-1.990***(@:0.023)2.566(@二0.995)-1.437**(@:0.075)

Hadri LM 检验 Z(mu)

6.104***(@:0.000)0.817(@二0.2068)4.564*** (@^0.000)-1.001(@a0.8416)4.564***(@:0.0000)-0.941(@:0.9306)13.729***(@二0.0100)-1.331(@:0.8297)0.336***(@:0.0084)-0.605(@:0.7833)8.533***(@:0.0092)-1.154(@:0.8892)

lnyAlnylnTLALnTLlnTSAlnTSlnRDAlnRDlnTL*lnRDAlnTL*lnRDlnTS*lnRDAlnTS* lnRD

注：表中！表示一阶差分项目，括号中为相应@值。LLC、IPS、HadnLM等三种单位根检验均滞后一期，并附加时间趋 势项。LLC检验和IPS检验的原假设是原时间序列存在单位根，而HadnLM的检验原假设是原序列不存在单位根。

表2面板协整检验结果

检验方法

lnY 对 lnTL

-0.502***(0.0043)-0.22** (0.0772)-1.423*(0.0796)-0.256**(0.0279)-1.105**(0.0237)0.2807**(0.0242)-0.6667**(0.0376)1.857*(0.0816)1.561**(0.0317)0.1589***(0.0000)4.235**(0.0116)

lnY 对 lnTS

1.98***(0.0000)0.453*(0.0659)5.01*(0.0522)0.370…(0.0000)-0.9299…(0.0003)0.9281***(0.0000)-0.1865***(0.0000)1.066**(0.0102)-0.9062 (0.2654)-1.027**(0.0307)0.1261**(0.0321)

lnY 对 lnRD

-0.268***(0.0179)-0.594**(0.0493)-0.71610.0000)-0.407**(0.0335)-1.222*(0.0671)0.8177(0.3469)0.2325**(0.0249)1.67…(0.0000)1.911**(0.0326)1.002…(0.0000)3.695***(0.0000)

lnY 对 lnTL*lnrd

-0.192*(0.0834)0.074…(0.0000)-0.449…(0.0242)-0.074…(0.0000)-1.019 (0.2349)0.1559**(0.0683)-0.9772***(0.0002)0.3931***(0.0057)1.289***(0.0000)-0.2673***(0.0000)2.392…(0.0029)

lnY 对 lnTS*lnrd

1.983***(0.0000)0.441**(0.0326)5.318 (0.3551)0.394***(0.0093)-0.9258***(0.0000)0.6782 (0.1653)-0.2636* (0.0962)2.569*(0.0982)1.288**(0.0135)-0.2326** (0.0415)2.795***(0.0000)

westerlund

GaP#PaPanel vPanel rhoPanel t

PedroniPanel ADFGroup rhoGroup tGroup ADF

注：①表中统计量的原假设为不存在协整；②括号中数据为P值；③Pedrom检验是依据BIC准则确定滞后阶数④Pe-

droni和Westerlund检验都考虑趋势项和截距项；⑤G, **,***分别表示在10%、5%和1%显著水平上拒绝原假设。

效果显著依赖于超前滞后项的选择;完全修正最小二乘法(FM0LS)则是另一类修正解释变量内生性的估 计方法，是基于样本均值的异质协整方程系数的一致估计，在较大程度上避免D0LS因选择超前滞后项 而带来的不足。为了进行比较，我们同时把FM0LS、D0LS、0LS和FE检验的结果列于表3中。

从表3的整体纵向分，

数据(0LS)和

数

（FE)的检验结果

同，且

系数均在10%显著水平下通过显著性检验，R2水平较高，明

的估计效果较。而0LS和FE估

的。从

变量系数，尤

计方法同一变量分系数在一异， 因是 检验方法

FM0LS和D0LS的估计结果我 变量系数都不同于0LS和FE检验 是FM0LS检验结果变系数 上表 性和

的具体系。 与我们的

。

，

是来

显著。

Kao和Chiang(2000)、Pedroni(2001)认为相比0LS、FM0LS、FE，D0LS无论在小样本还是估计有效性

性，因我们 D0LS的结果来解释 、结

结 的系数是-2.3991，在10.水平下是显著的。一结的

，

因是

度比较，

结 结不

数一直是 则明显

0，于一不

。

29

科技与创新

DECISION—MAKING&CONSULTANCY

产业结构高级化与经济增长之间回归系数为-8.1662，这一结果与理论预期完全不一致，且对经济增长影 响效应远大于产业结构合理化。这种情况归因于成都经济区的经济发展主要是依靠一、二产业，第三产业 在整个经济发展中贡献率处于较低水平。技术创新对经济增长影响系数在1'的显著性水平上显著，系数 估计值为是1.1581，符合理论预期。由此表明技术创新对成都经济区经济增长起较的 。产业

结构合理化、产业结构级化与技术创新 系数为数，

较

证了理论预测结果。具体来

看，产业结构合理化与技术创新

的估计系数在1'显著性水平上显著，系数为0.3809。表明技术创

新以 产业结构合理化水平，并间 区经济增长。技术创新产业结构级化 经济增长的估计系数为0.7706，在5'显著性水平上显著。结果表明，技术创新 产业结构高级化水平

对经济增长的贡献率。

表3协整向量的

FMOLS'DOLS和FE系数估计(因变量为:lnY)

FMOLS

DOLS

OLS

FE

InTL-3.18692-2.399120.7541221.1576222(-2.1569)(-1.2701)(0.3425)(-0.4039)InTS-9.234S222-8.16622-3.9428222-3.1689222(-2.7633)(-4.0391)(0.6026)(-0.6612)InRD1.41 39221.15812220.23782220.2971222(-0.4478)(-0.0938)(0.0621)(-0.0643)lnTL*lnRD0.4841920.3809222-0.0744222-0.1028222(-0.2422)(-0.1047)(0.0308)( -0.0334)lnTS*lnRD

0.9044220.7706220.25522220.2045222(-0.3219)(-0.4741)(0.0558)( -0.0661 )R2

0.9638

0.9707

0.8117

0.8233

注：括号内为标准误差，“*$22$ ***”分别表示10%、5%以及1%的水平上显著。

四、结论与启示

产业结构分为产业结构合理化与产业结构高级化个，

成都经济区2000

2016

的计数， 数据计

产业结构合理化、产业结构级化、技术创新与经济增长之间

系的 。结果发一是成都经济区产业结构合理化 产业结构级化对经济增长具

，且产业结构高级化作用效果较。二是技术创新对经济增长具

影响，

影响的效果

较。这

成都经济区的经济增长是一种

的大。三是产业结构合理化、产业结构级化与技

术创新

成都经济区的经济增长，产业结构级化与技术创新的合对经济增长效果较明

显。

的结论，

(一) 要 成都经济区产业结构由中低 中 发展。一，由于技术创新产业结构化级 的联系，成都经济区要大

业 化、

化、

化

化 级，

技术水平的

，以

创新平来

全新 产业，

新产业

创瓶颈期，人规模收

益递增的速成长阶段。另一 ，应

第三产业层次，重点发展技术含

的第三产业，

的

增加值竞争

。

(二) 要大 技术创新，

技术步，使经济增长

主要以要素驱转换以创新驱动上

去。由于资源稀缺、土

，成都经济区的劳、资源、土等价格开始上扬，去依靠要素成驱动

的经济发展 已经无法适应当今社会需要，必须把发展动力转换到科技驱上面，

经济增长质量

水平。

(三) 产业结构级技术创新经济增长率 是一个长期程，且需要一定时间才能表

来，

所以短期内经济增长率很还会放缓。为了成都经济区的经济够长久且持续增长，需要把重心从保证 经济增长率转移产业结构升级技术创新上去，

全要素经济增长的贡献率。（下转第33 $)

7//////////////邏3 〇

(总第43期)2018年第一期| |科技与创新

这三个层面由内而外，层层 协同创新 等活动 业

的、 创新 业内 间的

的 的关键。

各个面

业 、

等基 经济区

，与外部协同机制相互融合，形成了一个复杂、多维、立体的循环经济园区-业的

在

区

中在

创新 等

研业竞争

动

业

的

强弱。因此，业的研

节和

，

业、

的

、 动

业创新 等

经

，对经济

经济区

和

业、

、文化

生产

，创新 化

等、。

在循环经济园区内部，核心产业或企业的上游及下游企业之

创新

强调

生产之的

挥

，依托

业的创新研发平台，关联业与

，风险共担，在原料研发、零件创新

区内的物、

，将商产品

用创新。率，形

等

业在互补的领域开展深度创新动，

心企业之进行投和 类型的业，进行 的 研 和

作，促进区

支持。在

共享等，减少创新风险，立共享的利益

，促进业间的 游业

上业

补型的区

前端，

创新动，与创新能力较强的

配完零件

研发以及产品研等方面开展作，充

创新系统的完善 与顾客触，通过

的零件创新求反馈

经济区内还有一种非常重的

计

的工和 生产

延伸指业的废料可以作其他企

，还有关注废料的

经济园区 益的

配

生产

创新。

化。由

业的原材料，这就求业生产过程中各个节不仅要注意原材料的集约

，这就求区内业

密切的作共赢关系，通过

，

经济区的 创新的 、

、

的

有助

和产业集经济区

研究 有

，推

进

经济在展过中

经济区

社

会将

通过产业集聚与

业间构 1 + 1>2的

的合作，求产业集 ，以

业进人，

，推动绿色经济发展。本、业和 和规划，

三新

目“互联+”的优，所构的

开区等

区

创新

，仅可以面 经济区的

新的路径和思路。

区、文化产业园区、经济 参考文献：

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3“官产

创新

比较研究一

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33