導(dǎo)語：長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整研究一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

2003-2015年，長江經(jīng)濟(jì)帶第一產(chǎn)業(yè)的比重由12.69%下降到8.29%，第二產(chǎn)業(yè)比重由48.04%下降到44.33%；第三產(chǎn)業(yè)比重由39.26%上升到47.38%，表明長江經(jīng)濟(jì)帶第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)降低，而第三產(chǎn)業(yè)比重不斷提高?？傮w上看，2003-2015年長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)在長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中居于主導(dǎo)地位，“三二一”產(chǎn)業(yè)格局明顯，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)比重之和超過90%，表明長江經(jīng)濟(jì)帶已經(jīng)基本實現(xiàn)了工業(yè)化，并且正在進(jìn)入以服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)的“后工業(yè)化”階段。隨著長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)中心向第二、三產(chǎn)業(yè)傾斜，其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也引起了各界的注意。國內(nèi)外大量的專家學(xué)者對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析。英國的經(jīng)濟(jì)學(xué)家克拉克（C.Clark）運(yùn)用他提出的三次產(chǎn)業(yè)分類法研究了經(jīng)濟(jì)發(fā)展同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間的規(guī)律，并以統(tǒng)計資料為基礎(chǔ)總結(jié)出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點，并研究了勞動力在各產(chǎn)業(yè)之間的分布規(guī)律。德國經(jīng)濟(jì)學(xué)家霍夫曼（W.Hoffman）對工業(yè)化進(jìn)程中的工業(yè)結(jié)構(gòu)演變規(guī)律進(jìn)行了深入的研究，對工業(yè)部門分類方法進(jìn)行了闡述，并根據(jù)多個國家工業(yè)化早期和中期的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，分析了制造業(yè)中消費(fèi)資料工業(yè)生產(chǎn)與資本資料工業(yè)生產(chǎn)的比例關(guān)系，提出了著名的“霍夫曼定理”。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞模⊿.Kuznets）根據(jù)了美國1948-1966年經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)為10%，并在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步收集和整理了20多個國家的數(shù)據(jù)，從國民收入和勞動力在產(chǎn)業(yè)間的分布狀況，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動進(jìn)行了深入分析。錢納里（H.Chenery）等人又在Kuznets研究成果的基礎(chǔ)上將研究領(lǐng)域進(jìn)一步拓展到欠發(fā)達(dá)的發(fā)展中國家，收集和整理了101個發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，認(rèn)為收入增長引起國內(nèi)需求和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化，而提高投資率以及重新分配勞動力資源又會推動總量經(jīng)濟(jì)增長。近年來，國內(nèi)學(xué)者對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系也進(jìn)行了大量的研究。劉偉，張輝（2008）將技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷從要素生產(chǎn)率中分解出來，實證分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。研究表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)，但是隨著市場化程度的提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)不斷降低的趨勢，逐漸讓位于技術(shù)進(jìn)步，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷所體現(xiàn)的市場化的力量將逐步讓位于技術(shù)進(jìn)步的力量。[1]（p4-10）曾光（2008）從產(chǎn)業(yè)和就業(yè)兩個層面對長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)進(jìn)行了實證分析，研究結(jié)構(gòu)表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的提升速度與初期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平呈負(fù)相關(guān)。[2]（p83-86）黃茂興和李軍軍（2009）通過構(gòu)建技術(shù)選擇、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系模型，并以1991-2007年中國31個省市（區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為例，分析了技術(shù)選擇、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系，認(rèn)為通過技術(shù)選擇和合理的資本深化，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，提升勞動生產(chǎn)率，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長。[3]（p143-147）干春暉，鄭若谷和余典范（2011）構(gòu)建了關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與經(jīng)濟(jì)增長的計量經(jīng)濟(jì)模型，進(jìn)而探討了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對經(jīng)濟(jì)波動的影響，認(rèn)為二者對經(jīng)濟(jì)增長的影響有明顯的階段性特征，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)高于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。[4](p4-10)可以看到，理論界對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系還存在一定的爭論。學(xué)者們基本認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有助于經(jīng)濟(jì)增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，至于經(jīng)濟(jì)增長是否也會帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相應(yīng)的變動則意見不一。為考察兩者之間的關(guān)系，本文以湖北省為例，運(yùn)用協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等動態(tài)經(jīng)濟(jì)計量分析方法，實證研究長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對于經(jīng)濟(jì)增長的影響，以期厘清兩者之間的關(guān)系，為相關(guān)政策措施的制定提供依據(jù)。

二、模型建立

如果是平穩(wěn)時間序列，就可以使用最小二乘回歸等模型進(jìn)行研究。如果是非平穩(wěn)時間序列，直接回歸分析，就會造成虛假回歸，即，當(dāng)變量屬于非平穩(wěn)過程時，要由經(jīng)濟(jì)變量間的統(tǒng)計關(guān)系推斷它們之間是否存在因果關(guān)系是相當(dāng)困難的。所以一般利用差分的方法消除單位根，從而得到平穩(wěn)序列。若一個非平穩(wěn)序列yt經(jīng)過d階差分（△tyt=△（△d-1yt））后為平穩(wěn)序列，則稱這個序列為d階單整序列，記作I（d）。單位根檢驗的方法有很多種，主要有DF檢驗，ADF檢驗和PP檢驗，本文采用的是ADF檢驗。ADF檢驗是在DF檢驗的基礎(chǔ)上的擴(kuò)展。由于序列存在高階滯后相關(guān)，從而破壞了隨機(jī)擾動項是白噪聲的假設(shè)，所以ADF檢驗對此作出改進(jìn)。它假定序列yt服從AR（p）過程，其中AR（p）指P階自回歸模型，即時間序列yt是它的前期值和隨機(jī)項的線性函數(shù)，可表示為：yt=Ø1yt-1+Ø2yt-2+•••+Øpyt-p。本文采用ADF檢驗的模型為：Δyt=α+βt+δyt-1+∑j=1pλjΔyt-j+ut2.變量間協(xié)整關(guān)系檢驗。如果時間序列y1t，y2t，•••，ynt都是d階單整，即I(d)，若存在一個向量α=（α1，α2，•••，αn），使得αy'~I（d-b），這里yt=（y1t，y2t，•••，ynt），d≥b≥0，則稱序列y1t，y2t，•••，ynt是（d，b）階協(xié)整，記為yt~CI（d，b），為協(xié)整向量。協(xié)整描述的是變量之間的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，滿足協(xié)整的經(jīng)濟(jì)變量之間在短期內(nèi)有可能發(fā)生偏離，但在長期中，隨著時間推移將會回到均衡位置。檢驗變量間協(xié)整關(guān)系的方法，主要有Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗，前者適用于兩變量之間的檢驗，后者主要用于多變量協(xié)整關(guān)系檢驗。根據(jù)本文研究需要，我們采用EG兩步法來檢驗變量間的協(xié)整關(guān)系。序列和yt若均為d階單整，用一個變量對另一個變量回歸，即有：yt=α+βxt+εt用α∧和β∧表示回歸系數(shù)估計值，則模型殘差估計值為：ε∧=yt-α∧-β∧xt若ε~I（0），則xt和yt具有協(xié)整關(guān)系，否則無協(xié)整關(guān)系。3.變量間Granger因果關(guān)系檢驗。格蘭杰因果關(guān)系檢驗的前提條件是變量之間具有協(xié)整關(guān)系，但變量之間存在長期均衡關(guān)系，是否就構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗。在包含了變量xt和yt的過去信息的條件下，對yt的預(yù)測效果要好于只單獨(dú)由yt的過去信息對yt進(jìn)行的預(yù)測，即變量xt有助于解釋變量yt的將來yt變化，則認(rèn)為xt是yt的Granger原因，否則稱為非Granger原因。其檢驗?zāi)Ｐ蜑椋簓t=c+∑i=1pαiyt-i+∑j=1qβjxt-j+εt1①H0：x是y的非Granger原因，即H0：β1=β2=•••=βn。若H0成立，則有：yt=c+∑i=1pαiyt-i+εt0②令式①的殘差平方和為SSE0，式②的殘差平方和為SSE0，則F=(SSE1-SSE0)qSSE0(T-p-q-1)服從自由度為（q，T-p-q-1）的F分布，其中T為樣本容量，p、q分別為y和x的滯后階數(shù)，由赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定。若F值大于臨界值，拒絕H0，即x是y的Granger原因，反之，接受H0，即x是y的非Granger原因。

三、實證分析

（一）變量的選取和數(shù)據(jù)資料。本文通過人均GDP（Y）反映經(jīng)濟(jì)的增長，用第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重（X1）和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重（X2）兩個指標(biāo)來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的狀況。為了使得分析結(jié)果趨于線性化并排除異方差的干擾，將數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)變換，經(jīng)過自然對數(shù)變換后的數(shù)據(jù)并不會對原變量之間的協(xié)整關(guān)系造成影響。因此，分別對人均GDP（Y）、第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重（X1）和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重（X2）進(jìn)行自然對數(shù)變換，分別用LY、LX1、LX2表示自然對數(shù)的人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重。本文選取2003-2015年的湖北省年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，所有數(shù)據(jù)均來自2016年《湖北省統(tǒng)計年鑒》，并由此計算得到。（二）實證分析。1.首先對變量進(jìn)行單位根檢驗。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不會影響原變量之間的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，排除異方差在時間序列中的干擾。因此，我們對時間序列Y、X1和X2分別進(jìn)行自然對數(shù)變換，分別用LY、LX1和LX2表示。運(yùn)用Eviews6.0軟件，對序列LY、LX1和LX2分別進(jìn)行單位根檢驗，其檢驗結(jié)果如表3。表3的結(jié)果表明，LY、LX1和LX2序列是非平穩(wěn)時間序列，但它們的一階差分序列均為平穩(wěn)序列，即都是一階單整序列，三個變量都在5%著性水平上，拒絕原假設(shè)，說明差分后序列已經(jīng)平穩(wěn)。2.協(xié)整關(guān)系檢驗。由于在單位根檢驗中得知，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是非平穩(wěn)時間序列，但其均是一階單整，所以可以采用EG（En⁃gle-Granger）兩步法，檢驗其是否具有協(xié)整關(guān)系。利用計量軟件對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行回歸分析結(jié)果如表，由此得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡方程為：LY=8.6448+0.4732LX1+1.3565LX2+ε。同時保存殘差ε，即均衡差的估計值，并用ADF模型檢驗其平穩(wěn)性，結(jié)果如表4-5。所以殘差ε是平穩(wěn)的時間序列，存在協(xié)整關(guān)系，即式（3-1）反映了三個時間序列之間的某種長期均衡關(guān)系，模型的變量選擇是合理的，回歸系數(shù)具有經(jīng)濟(jì)意義。3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果證明我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種長期均衡的關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步驗證。由表自相關(guān)性檢驗結(jié)果可以得出，人均GDP（Y）增長與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長互為格蘭杰因果關(guān)系，且第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長是人均GDP（Y）增長的格蘭杰原因較強(qiáng)。另外第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長是人均GDP（Y）增長的格蘭杰原因，人均GDP（Y）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X1）增長的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X1）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的格蘭杰原因。（三）結(jié)果分析。通過上述實證分析結(jié)果，能夠得出以下關(guān)于長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的結(jié)論。1.長江經(jīng)濟(jì)帶的人均GDP增長與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占GDP的比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這一動態(tài)的均衡關(guān)系，表明了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間內(nèi)在的變化規(guī)律。由于變量對數(shù)的差分可以推斷出該變量的變化率，所以從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡方程式可以得出第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出彈性和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，即從長期來看，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加0.4732%，人均GDP將會隨著增加1%，而第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口增加1.3565%，人均GDP就會增加1%。2.人均GDP的增長與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加互為原因。隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和市場機(jī)制的逐步完善，經(jīng)濟(jì)社會的全面發(fā)展需要第三產(chǎn)業(yè)的支撐，從而促使第三產(chǎn)業(yè)的比重不斷增加。而大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)等的過程中，尤其是發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)中的信息產(chǎn)業(yè)、知識產(chǎn)業(yè)以及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)的第一、第二產(chǎn)業(yè)相比具有更高的技術(shù)含量，能夠創(chuàng)造更多的產(chǎn)業(yè)附加值，使得這些產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動作用與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)相比更為明顯。3.第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長是人均GDP（Y）增長的原因，而人均GDP（Y）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的原因。隨著經(jīng)濟(jì)的增長，就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯變化，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口不斷增加，其比重的上升會優(yōu)化了人力資源的配置效率，從而促進(jìn)人均GDP的增長，這種因果關(guān)系驗證了當(dāng)勞動力向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時，人均國民收入水平會進(jìn)一步提高。4.第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長的原因，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的原因。說明我國還是有勞動密集型道路的趨勢，但在一定水平下，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的原因，只是因果關(guān)系比較弱。所以政府大力倡導(dǎo)走資金密集型、技術(shù)密集型之路，這也說明了長江經(jīng)濟(jì)帶正處在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型期，系統(tǒng)內(nèi)部還不夠穩(wěn)定，總的發(fā)展水平還處于較低層次和較低階段，工業(yè)化的任務(wù)還遠(yuǎn)未完成。

四、對策建議

當(dāng)前長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理已經(jīng)成為共識，如何進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級成為亟待解決的迫切問題。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的內(nèi)涵是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化。政府在制定和實施產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策時應(yīng)同時兼顧產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化，這樣既可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理性調(diào)整為經(jīng)濟(jì)提供新的動能，又可以避免產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的過程中對經(jīng)濟(jì)增長造成的抑制效應(yīng)，還能夠減少產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對經(jīng)濟(jì)生活造成的影響。[5](p58-64)因此，結(jié)合本文的分析提出如下政策建議。第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整應(yīng)將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化布局放在頭等位置。自黨的十八大提出要重點發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)以及大力發(fā)展服務(wù)業(yè)以來，各地政府圍繞這一發(fā)展目標(biāo)紛紛出臺了一系列政策，均加快了在信息技術(shù)、生物科技、生態(tài)環(huán)保、新材料、新能源等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的布局，并加大了對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和生活性服務(wù)業(yè)的政策支持力度。但是長江經(jīng)濟(jì)帶各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊，并非所有地區(qū)都已達(dá)到一個相當(dāng)高的發(fā)展階段。一些落后地區(qū)由于受到自身發(fā)展條件的限制，盲目的追求產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化而摒棄傳統(tǒng)的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，反而會對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不利的影響。因此，地方政府根據(jù)自身條件因地制宜制定適當(dāng)?shù)漠a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型政策，從而推動當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化。第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是指產(chǎn)業(yè)間的聚合質(zhì)量，既反映了是產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)程度，也反映了生產(chǎn)要素的配置效率，可以說是要素投入結(jié)構(gòu)和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)耦合度的一種衡量。加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)整合升級，引導(dǎo)生產(chǎn)要素向更具效率的產(chǎn)業(yè)集聚，逐步淘汰落后產(chǎn)能。[6](p5-7)當(dāng)前長江經(jīng)濟(jì)帶高端產(chǎn)業(yè)人才極度短缺，而很大一部分勞動密集制造業(yè)已不能適應(yīng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的需要，勞動力結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不匹配嚴(yán)重影響了產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。因此，政府一方面重視教育培訓(xùn)，加強(qiáng)人才的培養(yǎng)和采取有效的激勵制度，全方位提升勞動力素質(zhì)。另一方面要大力發(fā)展勞動密集型服務(wù)業(yè)，不斷吸納社會中閑置的勞動力，不僅可以擴(kuò)大就業(yè)規(guī)模、改善就業(yè)結(jié)構(gòu)，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，而且發(fā)展服務(wù)業(yè)也會為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化創(chuàng)造條件。第三，鼓勵和引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)有序轉(zhuǎn)移。一是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移要適應(yīng)區(qū)域發(fā)展的實際情況，下游地區(qū)應(yīng)積極引導(dǎo)資源加工型、勞動密集型產(chǎn)業(yè)和以內(nèi)需為主的資金、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)加快向中上游地區(qū)轉(zhuǎn)移。中上游地區(qū)要以該地區(qū)資源環(huán)境承載力為前提，科學(xué)、合理地進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接工作，以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為契機(jī)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)價值鏈的升級，在這個過程中不能讓污染型產(chǎn)業(yè)、企業(yè)搭上產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的“順風(fēng)車”。二是要搭建新型平臺承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，大力推進(jìn)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)建設(shè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)的空間布局、推動其集聚發(fā)展，并鼓勵社會資本積極參與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移園區(qū)的投資建設(shè)和運(yùn)營管理。[7](p64-71)三是創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移方式，積極探索產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移區(qū)域合作的新模式，鼓勵長江經(jīng)濟(jì)帶下游地區(qū)到中上游地區(qū)共建產(chǎn)業(yè)園區(qū)，為改善區(qū)域投資環(huán)境、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級和經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展等方面發(fā)揮積極地示范和帶動作用。第四，建立區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)機(jī)制。長江經(jīng)濟(jì)帶各地區(qū)應(yīng)充分發(fā)揮“長江黃金水道”的優(yōu)勢，強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)帶各地區(qū)的內(nèi)部協(xié)作能力。各地政府應(yīng)建立和完善跨區(qū)域的產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展機(jī)制，為區(qū)域分工與合作營造良好的環(huán)境，發(fā)揮市場在資源配置中的功能和作用，破除區(qū)域壁壘從而實現(xiàn)資金、人才、技術(shù)的自由流動，不斷促進(jìn)資源的優(yōu)化配置。明確長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)合作的動力機(jī)制，找到經(jīng)濟(jì)帶各地區(qū)利益的最佳平衡點，確保各項產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策與措施得到切實執(zhí)行。此外，長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)發(fā)展除了建立內(nèi)部的協(xié)作機(jī)制外，還應(yīng)建立和完善外部的聯(lián)動機(jī)制，加強(qiáng)與京津冀、珠三角等地區(qū)的聯(lián)動發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)由點到面的全面發(fā)展，提升各要素在區(qū)際的配置效率，各區(qū)際在優(yōu)勢互補(bǔ)的同時實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移與整合，共同促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

作者:李根 單位:武漢大學(xué)