湖南社会科学２０１５／１ 湖南省产业转型升级的 水平测度及其影响因素的实证分析 口刘建民陈霞吴金光 摘要：选取２００２—２０１２年间湖南省１４个市（州）的面板数据，从方向和速度两方面测算了产业转型水平，发现湖 南省正经历着向第二阶段转型的趋势，且多数地区在２００７年以后产业转型的速度加快。考虑到参数异质性，运用 面板数据分位数回归模型检验了财政分权等因素对产业转型升级的影响。结果显示，财政分权对湖南省产业转型 升级起到一定的抑制作用，随着分位数的增加，其影响作用呈现出先增加后减小的倒“ｕ”型；城市化水平在不同分 位数水平对湖南省产业转型升级均起到明显的促进作用；科技研发投资额和固定资产投资对湖南省产业转型升级 的影响效应在低分位数为正，随着分位数水平的增加，其系数逐渐为负；人均ＧＤＰ和外商直接投资对湖南省产业转 型升级的影响效应不明显。 关键词：产业转型升级水平测度影响因素分住数回归模型 中图分类号ｌＦ２２４文献标识码：Ａ文章编号：１００９—５６７５（２０１５）Ｏ１—１４３—０５ 现有的文献对产业转型升级影响因素的研究使用定性 一分析的较多，在定量分析方面多是以省级层面来讨论，且都 、湖南省产业转型升级水平的测度 是以参数的同质性为假设前提的，不能反映各个影响因素 （一）产业转型升级方向的测度 对不同产业转型升级水平影响效应的差异，这个假设存在 在经济发展过程中，产业转型升级总是沿着一定方向 着一定的缺陷。因此本文首先测度了湖南省产业转型升级 变动，即产业结构从较低层次、较低附加值产业向高层次、高 的水平，进而试着在异质性的基础上，分析不同因素对湖南 附加值产业转变。借鉴高燕（２００６）的方法，用产业结构超 省１４个市（州）产业转型升级的影响程度，以期为湖南省 前系数来测度产业结构的方向变动。产业结构超前系数是 的产业转型升级提供相应的建议。 测定某一产业结构增长相对于整个经济系统增长趋势的超 前程度，计算公式为 ｝基金项目：国家社科基金一般项目（１４ＢＪＹ１５９）、国家社科基金一般项目（１３ＢＪＩ．０３９）、湖南省哲学社会科学基金项目 （１３ＪＤ０９）、湖南省重点建设学科建设项目（湘教发［２０１１］７６号）资助。 ｛作者简介：刘建民，湖南大学经济与贸易学院教授，经济学博士，博士生导师，湖南长沙，４１００２５； 陈 霞，湖南大学经济与贸易学院博士研究生，湖南长沙，４１００７９； 吴金光，湖南财政经济学院教授，湖南长沙，４１００２５。 １４３ 湖南社会科学２０１５年第１期 ｇｉ＝口 ＋（口ｉ一１）／尺ｆ （１） 观测产业转型升级的方向。 其中，巨表示第 部门的结构超前系数， 表示第 部 根据（１）式计算出２００２￣２０１２年湖南省１４个市（州） 门报告期所占份额与基期所占份额之比，Ｒ表示同期经济 三大产业的超前系数，为了进一步通过对比分析来反映产 系统平均增长率。若巨大于１，则意味着第 产业超前发 业结构的变动趋势与方向，我们又具体划分为Ｔ。（２００２— 展，所占份额呈上升趋势；反之，若巨小于１，则意味着第 ２００７）和Ｔ２（２００７—２０１２）两个时间段，计算结果如表１所 产业发展相对滞后，所占份额呈下降趋势，由此可以直观地 示。 表１ ２００２￣２０１２年湖南省各市（州）三大产业超前发展系数 Ｔ１：２ＯＯ２～２００７ Ｔ２￣２００７～２０ｌ２ ＴＢｌｌ１２００２—２０１２ 第一产业 第二产业 第三产业 第一产业 第二产业 第三产业 第一产业 第二产业 第三产业 长沙 ０．３３８ １．１５２ １．Ｏ０６ ０．４０６ １．４４９ ０．６６３ —０．ｏ３９ １．６４Ｏ Ｏ．６６６ 株洲 ０．７４３ １．１６２ ０．８９Ｏ ０．３３４ １．２６５ ０．８４２ ０．１６８ １．４５１ ０．７４１ 湘潭 １．３４０ １．１ｌ５ ０．７４ ０．１６２ １．５１４ ０．７１４ ０．３３８ １．６６５ ０．５２３ 衡阳 ０．８６５ １．２１５ ０．８Ｂ９ ０．４５４ Ｉ．３８８ Ｏ．９２４ ０．３５５ １．６５Ｏ Ｏ．８ｌ８ 邵阳 ０．５６７ １．２５０ １．２４８ Ｏ．７６６ １．４９６ Ｏ．７９３ ０．３８８ １．８１４ １．０Ｉｌ 岳阳 ０．７３８ １．２８４ ０．８２９ Ｏ．２７０ １．２６５ １．Ｏ４ｏ Ｏ．１０７ １．５８９ Ｏ．８６６ 常德 Ｏ．８８６ １．１ｏ４ ０．９６４ Ｏ．２９２ １．３１８ １．１ｏ７ ０．２１７ １．４４２ １．Ｏ７１ 张家界 Ｏ．６０６ １．Ｏ９９ １．１０９ ０．５２６ １．１ｌ０ １．Ｏ９０ ０．２３２ １．２１５ １．２ｏ４ 益阳 １．１５５ １．Ｏ４６ ０．８７８ ０．４９７ １．７９２ ０．７３２ Ｏ．６ｏ１ １．８６８ ０．６２５ 郴州 ０．４４８ １．７２６ ０．６７０ ０．３７７ １．２９１ ０．８６０ Ｏ．０ｌ１ ２．１３ｏ ０．５５５ 永州 ０．８７０ Ｏ．９５０ １．１４２ ０．５８３ １． ９ Ｏ．８２６ ０．４８１ １．６３５ ０．９５３ 怀化 ０．８５４ １．４５６ ０．８１９ ０．３０２ １．６２０ Ｏ．８９６ Ｏ．２０３ ２．２３０ ０．７２７ 娄底 ０．９３４ １．３６６ ０．６６７ ０．５５９ １．２８１ Ｏ．８５４ ０．５Ｏ９ １．７０３ ０．５４６ 湘西 ０．３１３ １．３６１ １．２３７ ０．６０６ ０．９２４ １．２６９ ０．Ｏ６３ １．２７３ １．５４０ 从表１可以看出，２００２—２０１２年间，湖南省各个市（州） 度的指标，这一指标即为Ｍｏｒｅ结构变化值，计算公式为 第一产业的超前系数均小于１，第二产业的超前系数均大于 １，第三产业的超前系数则介于０．５—２之间。由此可以看 Ｍ＝ｃｏｓ（ ）＝∑（ｉ＝１ 加ｉ０ ）／ 出，湖南省１４个地区第一产业的发展相对滞后，第二产业发 展势头强劲，发展速度快于第三产业，存在着明显的超前发 （∑ ２ ∑埘 ．（２） 展。比较Ｔ１和Ｔ２两个时期，１４个地区三大产业发展情况 式（２）中， 表示Ｍｏｍ结构变化值，实际上就是两组 基本相同，对大多数地区，第二产业和第三产业超前发展系 向量夹角 的余弦值ＣＯＳ（），埘 表示基期第ｉ产业所占比 数大于第一产业，除长沙、邵阳和湘西外，Ｔ２时期各个地区 重， 表示报告期第ｉ产业所占比重，ｍ表示产业部门数。 第一产业超前发展系数均小于Ｔ 时期第一产业超前发展系 因此，两组向量在两个时期的夹角ａ为 ＝￣ｃｃｏｓ（ｇ）。 数；除湘西外，Ｔ２时期第二产业超前发展系数均大于Ｔ１时 产业结构的年均变动值是反映一定时期内产业结构年 期第二产业超前发展系数，表明湖南省的产业结构正处于 均变化的绝对值，其计算公式为 优化过程中。 ｋ＝（∑（ 一ｑ １））／ （３） （二）产业转型升级速度的测度 对产业转型升级速度的测度方法有多种，常用的有Ｌ丑－ （３）式中ｑ 为基期产业ｉ的构成比例，％为报告期产 ｉｅｎ指数模型（谭晶荣等，２００６）、Ｍｏｒｅ值和产业结构年均变 业ｉ的构成比例，ｍ为产业部门数，ｎ为基期ｇ劬到报告期ｑ 动值等（靖学青，２００８；高燕，２０１２），本文采用Ｍ０ｒｅ值和产 之间的年分数。 业结构年均变动值来测定产业升级的速率。 根据（２）～（３）式，分别计算出湖南省１４个地区２００２— Ｍｏｒｅ值测定方法是运用空间向量的原理，以向量空间 ２００７年（Ｔ。）、２００７～２０１２年（Ｔ２）、２００２￣２０１２年（Ｔａｌ１）的 中夹角为基础，将产业分为ｍ个部门，构成一组ｎ维向量， Ｍｏｒｅ结构变化值、产业向量夹角和产业结构年均变动值，计 把两组向量在两个时期间的夹角作为象征产业结构变化程 算结果如表２所示。 １４４ 经济・管理 表２ ２００２－２０１２年湖南省各市（州）产业结构变化值 Ｍｏｒｅ结构变化值 矢量夹角（度） 产业结构年均变动（％） Ｔ１ ，Ｉ２ Ｔａｌｌ Ｔ１ Ｔ２ ＴａＵ Ｔ１ Ｔ２ ＴｌＩｌｌ 长沙 Ｏ．９９８ ０．９ 玎 ０．９６５ ４．Ｏ４２ １２．１８８ １５．１４８ １．４４９ ４．４６８ ２．９２８ 株洲 ０．９９７ Ｏ．９９２ Ｏ．９８Ｏ ４．４２Ｏ ７．２１２ ｌ１．６００ １．６９２ ３．０３７ ２．３６４ 湘潭 ０．孵Ｓ ０．９７４ Ｏ．９５８ ５．７６３ １３．０５４ １６．７４９ ２．０６Ｏ ５．２２２ ３．１５３ 衡阳 ０．９９６ Ｏ．９８５ Ｏ．９６７ ４．９１８ １０．０７４ １４．６９５ １．６５１ ３．３８０ ２．５１６ 邵阳 ０．９８４ Ｏ．９８５ ０．９５９ １０．１２２ ９．７９１ １６．４４７ ３．３５６ ３．２６ｌ ２．３８８ 岳阳 Ｏ．９９２ ０．９８９ ０．９６６ ７．２２１ ８．６１０ １５．０１２ ２．５６０ ３．０７２ ２．６７８ 常德 Ｏ．９９９ ０．９８３ ０．９７４ ２．６６４ １０．７１２ １３．１晒 ０．８８５ ３．７０２ ２．】６３ 张家界 ０．９９７ ０．９９７ ０．９８８ ４．６８１ ４．１６７ ８．８４２ １．７９７ １．７１７ １．７５７ 益阳 ０．９９８ ０．９６ｌ ０．９５７ ３．４３９ １５．９６９ １６．９５２ １．１３７ ５．４１９ ２．８６０ 郴州 ０．９６１ Ｏ．９９ｏ ０．９１５ １５．９７２ ７．９１３ ２３．７３７ ５．６３４ ３．１６３ ４．３９８ 永州 Ｏ．９９Ｂ ０．９７５ ０．９７５ ３．６５１ １２．７５３ ｌ２．９２７ ｌ｜ｌ８４ ４．２３Ｏ １．９６２ 怀化 Ｏ．９９ｌ ０．９７２ ，０．９３６ ７．７８９ １３．５２８ ２０．６２１ ２．６ｏ６ ４．５２９ ３．５６８ 娄底 ０．９８４ Ｏ．９９ｌ ０．９５７ ｌ０．Ｉｌ３ ７．６３３ １６．９１９ ３．１６９ ２．９Ｏｌ ３．ｏ３ｌ５ 湘西 ０． ７３ ０．９９４ ０．９５ｌ １３．３９４ ６．５２２ １７．９４８ ４．５４７ ２．２８２ ３．０７５ 从表２可以看出，湖南省１４个地区的Ｍｏｒｅ结构变化值 １．面板分位数回归模型 均在０．９以上，各个地区之间的变化值差别不大，为了分析 分位数回归的思想最早是由Ｋｏｅｎｋｅｒ和Ｂａｓｓｅｒｒ（１９７８） 的直观性，我们将关注的重点转移到矢量夹 值（这里的夹 提出，运用加权的平均绝对误差作为目标函数对回归系数 角已经被转换为角度制）。在２００２—２０１２年期间，湖南省 进行估计，考察因变量在不同分位数下对自变量反应系数 １４个地区产业结构都有一定的变化，其中郴州和怀化的产 的变化。与传统的条件均值回归模型相比较，分位数回归模 业转型速度最快，其矢量夹角值超过２Ｏ度，张家界的产业转 型对数据的分布类型不需要做特别的假定，并且在数据出 型速度相对较慢，其值在１０度以内。通过比较Ｔ。和Ｔ２两 现异常值时具有稳健性（陈建宝，２０１３），在截面数据的实证 个时期的矢量夹角，我们发现邵阳、张家界、郴州和湘西的 研究中已经得到了广泛的应用，但在面板数据的应用上还 矢量夹角在Ｔ 时期比Ｔ２时期大，而其他地区的矢量夹角均 相对较少。Ｋｏｅｎｋｅｒ（２００４）首先对面板数据固定效应分位数 是Ｔ２时期大于Ｔ１时期，说明邵阳、张家界、郴州和湘西在 回归模型进行了研究，之后Ｌａｍａｒｅｈｅ（２０１０）对面板数据分 ２００２－２００７年之间的产业转型速度比２００７—２０１２年快，而 位数回归模型进行了较为系统的探讨。面板分位数回归模 其他地区的产业转型速度在２００７年之后相对加快。从产业 型的数学表达式如下： 结构年均变化情况来看，２００２—２０１２年湖南省各个地区的 Ｑ （ Ｉ ，０［ ）＝ （ ）十 ｉ （４） 产业年均变化基本处于同一水平，其中成绩最突出的是郴 其中，Ｑ （ Ｊ ， ）表示在解释变量取值为 的条 州市，其年均变动率为４．３９８％，张家界和永州两个城市的 件下，被解释变量 的．ｒ 分位数的期望； 为不随时间和 产业年均变动率最低，在２％以内，其他地区的产业年均变 分位点变化的不可观测的个体效应。Ｋｏｅｎｋｅｒ劬Ｌａｍａｒｃｈｅ 动率均在３％一４％之间。比较Ｔ１和Ｔ２两个时期，除郴州、 提出如下最优化方法估计系数 （ ）： 娄底和湘西的产业年均变动率在Ｔ２时期有所下降外，其余 ｛［卢（ ，Ａ）］ ： ，［ （Ａ）］ 。｝＿ １１个城市的产业年均变动率都有不同幅度的提升。 ｜Ｔ Ｎ 通过以上的测算可以看出，湖南省１４个市（州 过去 口ｒｇｍｉ ｎ 。（ 一 （ ）一 ）＋ 的十年中经历着明显的产业转型升级过程，产业转型升级 方向和速度在２００７年前后的两个时期，虽然各个地区存在 Ａ∑Ｉ Ｉ （５） 差异，但总体特征是：湖南省的产业结构向第二产业转型的 式（５）中，ａｒｇｍｉｎ｛｝表示取函数最小值时Ｉ８的取值， 趋势显著，升级速度有了明显的提升。 ＪＤ （ｕ）＝ｕ（ 一，（ ≤０））是分位损失函数，，（）为示性函 二、湖南省产业转型升级影响因素的实 数，∞，为第ｒ 分位点的权重，以控制对个体效应带来的估计 证分析 影响。 ２．变量和数据来源 （一）计量方法与数据选取 财税是经济的重要手段和杠杆，在经济 １４５ 湖南社会科学２０１５年第１期 平。详细的变量设置及指标解释如表３所示。 转型升级过程中发挥着重要作用，这里用财政分权反映影 响产业转型升级的财税，同时考虑当地的经济发展水 本文的研究对象为湖南省１４个市（州），鉴于数据的可 得性，样本区间为２００２￣２０１２年，数据来源均来源于２００３— 平、城市化、外商直接投资、当地的科技投入以及固定资产投 资等对产业转型升级的影响作用。 ２０１３年《湖南省统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》和《湖南 产业结构升级的指标度量。根据钱水土（２０１１）、吴丰 省财政年鉴》。 华等（２０１３）的研究，三次产业的结构能够反映一个地区的 表３变量设置及指标解释 产业发展现状。本文借鉴武晓霞（２０１４）的做法，采用产业 被解释变量 产业结构升级（Ｉｓ） 三次产业结构层次系数 结构层次系数来衡量湖南省各市（州）的产业升级程度。假 经济发展水平（ＰＣＤＰ） 人均ＧＤＰ的年增长率 设某地区经济包含ｎ个产业，将这ｎ个产业从高层次到低层 城市化（ｃｒ ） 各地城镇人ＫＩ／当地总人口 次依次排列，其在该地区经济中的比重为ｑ（Ｊ），产业结构层 财政分权（ＦＤ） 各地方财政支出／全省财政总支出 ，－ ｉ 解释变量 外商直接投资（ＦＤＩ） 各地区利用外资总额／当地ＧＤＰ 次可以表示为钾＝∑∑ｇ（ ），这里ｎ：３且按照第三产 科技投入（Ｒｌ＆Ｄ） 大中型工业企业用于科技投资额／ 当地ＧＤＰ 业、第二产业和第一产业的顺序排列。 固定资产投资（ｍｙ） 各地区固定资产投资鲴．／当地ＧＤＰ 财政分权的指标度量。已有的关于财政分权问题的研 究，先后出现了多种不同的财政分权度量方法，如Ｍａ （二）实证分析 （１９９７）用平均分成率、Ｚｈａｎｇ（１９９８）用人均省级财政支出 为了将传统面板模型与面板分位数做比较，本文首先 与总支出的比值来衡量财政分权水平等，以上方法主 使用样本数据得出普通面板固定效应模型的估计结果，在 要考量的是省级财政分权水平。为反映省以下的分权，本文 面板数据分位数模型的估计中，选择分位点０．１，０．２５、０．４、 借鉴乔云宝（２００２）年的方法，用各地方财政支出占全 ０．５，０．６，０．７５和０．９，模型回归结果如表４所示。 省总财政支出的比重来度量湖南省各个地方的财政分权水 表４面板数据分位数模型的检验结果 解释变量 ＦＥ ０．１ ０．２５ ０．４ ０．５ ０．６ Ｏ．７５ ０．９ 常数项 ２．１８９・・ “ｌ６１．９８５・・ １．９９８・・ １．９９７・・ １．９６８●・ １．９５９・・ １．９１６・・ １．９０ｏ●・・ ．３０） （３８．４７） （５１．７９’） （３７．３５） （３３．２２） （３０．７１） （２８．９１） （１９．３４２） 一０．０４９ —．０．Ｏ６９ 一０．０６５ 一０．１３３ 一０．０２ｌ 一０．１３２ 一Ｏ．０２６ ０．０４９ ＰＧＤＰ （一０．ｓ９） （一０．７３２） （－０．６４９） （一１．００６） （一０．１６０） ｆ—Ｏ．８４７） （一０．１６６） （ｏ．２３０） ０．０４７ ０．３７２÷● ０．３９４●＋ ０．４３１● ０．７８０・● １．Ｏ９３ ・’ １．５２５・・‘ １．６８６・・ ＣｎＹ （０．７５） （３．０５９） （２．９４８） （１．７８１） （２．４７６） ｆ３．２８５） （４．３５４） （４．３２０） 一０．１０８・ ０．Ｏ４６ ０．Ｏ６３・ ０．０：５４ 一Ｏ．Ｏ４３ 一０．Ｏ６４ 一０．Ｏ８８ Ｏ．０ｏ６ ＦＤＩ （一１．９２） （１．３９５） （１．６９４） ｆ０．７５５） （一０．５３１） （一０．７７３） （一０．７４５） （０．０２９） ０．５３３ 一０．３４７ 一Ｏ．Ｑ５１ ０．４ｏ１ 一０．２２６ 一１．ｏ７３ 一１．４２２ 一１．３１０十’ ＦＤ （０．５８） （一０．４２７） （一０．０６０） （０．３６７） （一０．１７７） （－０．８３８） （一１．２８） （一２．１３２） 一０．２７０●● ０．１Ｏ７ ０．０８１ 一０．０ｏ１ 一Ｏ．３１８ 一０．５６７・ 一ｏ．８８０・・ 一１．３６５・・ Ｒ＆Ｄ （一２．７２） （１．０２３） （０．６６７） （一０．００３） （一１．１２３） （一１．９５７） （一２．６５５） （－４．７３３） Ｏ．０７８・・ Ｏ．０２８ 一Ｏ．０２７ 一０．０１９ 一Ｏ．０６９ 一Ｏ．Ｏ７１ 一０．１８５・＋ 一０．１４５ 、 玳Ｖ （２．３６） ｆＯ．８３４） （一０．９３２） （一Ｏ．４６２） （一Ｉ．５９７） （一１．４２５） （一２．５７０） （一１．４５５） 注：（１）…、”、 分别表示在ｌ％、５％和１０％的水平上通过亚署性检验；（２）括亏内表示ｔ统计量 财政分权对产业转型升级的影响系数，除０．４分位数的 得出的回归结果是有偏差的（张曙霄等，２０１２）。一个城市 系数为０．４０１外，其他分位数的系数均为负，表明财政分权 的产业结构取决于整个城市经济发展的环境条件，不仅包 对产业转型升级起到滞后的作用，这与魏福成（２０１３）、潘晓 括本文所考虑到的因素，还包括诸如资源禀赋、交通区位、制 川（２０１２）的研究结果一致。通过观察各分位数水平上财政 度环境等诸多因素，财政分权对产业结构升级的影响效果 分权的变化趋势可以看出，随着分位点的增加，财政分权系 也是各类外部环境条件综合作用的结果。具体而言，对于产 数呈现出先增加后减小的倒“Ｕ”型，且财政分权程度每提高 业结构较为落后的城市，第二产业和第三产业发展相对比 １％，产业转型升级的提升范围为一１．３１０％一Ｏ．４０１％，对不 较缓慢，提高这些城市的财政分权水平，当地获得了更 同分位数水平来说，也即在已控制的城市条件水平下，财政 多的财政支出能力，但该地区的其他环节条件却处于相对 分权对产业转型升级水平高的城市具有更强的促进作用。 劣势，产业经济缺乏高速发展的潜力，当地财政支出能 而固定效应模型估计结果中财政分权变量的回归系数为 力的提高对本地经济产业结构的调整作用不显著。对产业 ０．５５３，这一值高于所有分位数水平上的回归系数，由此也说 结构较高的城市来说，第二产业和第三产业比较发达，地区 明如果不考虑参数异质性问题，采用传统的固定效应模型 公共服务、社会保障已经趋于完善，扩大自主权会破坏 １４６ 经济・管理 已经形成的产业结构市场，从而对当地的产业结构转型升 级起到一定的负向作用。 面板数据分位数回归模型探讨了财政分权、经济发展水平、城 镇化等因素对产业转型升级的影响作用，实证结果表明： 第一，自２００２年以来，湖南省各地区产业经历着向第二 产业转型与升级的过程，但在不同时间段内，转型升级的速 度却有较大的差别。总体来看，除邵阳、张家界、郴州和湘西 人均ＧＤＰ在不同的分位数水平上对产业转型升级的影 响系数为负且均没有通过显著性检验，这表明湖南省不同 地区产业结构变动受经济发展水平的影响作用不大，该结 论与武晓霞（２０１４）的研究结论有所差异，主要原因可能是 四个市（州）外，其他地区的产业的转型速度较第一阶段加 快，这种转型升级速度与湖南省大力推进新型工业化的战 由于湖南省经济发展的整体水平比较接近，其消费结构也 较为类似，因此不同地区间人均ＧＤＰ的差异对当地经济发 略密不可分。 展的影响更多的反应在总量上，而对当地的产业转型变动 第二，通过运用面板数据分位数模型分析了影响湖南 影响不明显。 ． 省产业转型升级的因素，总体来看，财政分权对产业转型升 城市化水平在所有的分位数水平上均为正并在１０％及 级的影响系数为负，且随着分位数的增加呈现出先增加后 以上水平通过了显著性检验，其对产业转型升级的影响系 减小的倒“ｕ”型。城市化水平对湖南省产业转型升级起到 数在不同的分位数水平上呈上升的趋势，且在０．９分位数水 明显的促进作用，而人均ＧＤＰ和外商直接投资对湖南省产 平上达到最大值１．６８６。城市化水平与产业转型升级的正 业转型升级的影响效应不明显。 向关系与乐小兵（２０１３）的相吻合，近年来“用工荒”等现象 参考文献： 频发，这在一定程度上也反映了经济的快速发展与城市化 ［１］刘志彪：《产业升级的发展效应及其动因分析＞， 进程缓慢之间的矛盾，城市化水平对产业结构升级显著的 《南京师大学报（社会科学版））２０００年第２期。 推动作用显示，应加快城市化进程，努力开拓服务业的市场， ［２］高燕：《产业升级的测定及制约因素分析＞，＜统计 吸纳更多劳动力。 研究）２ｏ０６年第４期。 通过观察各分位数水平上外商直接投资对湖南省产业 ［３］钱水土、周永涛：《金融发展，技术进步与产业升 结构升级的影响系数，不难发现除最高分位数０．９外，在其 级》，《统计研究）２０１１年第１期。 他分位数水平上外商直接投资系数经历了先上升后下降的 ［４］姜泽华、白艳：《产业结构升级的内涵与影响因素 分析》，《当代经济研究）２００６年第１０期。 捌“ｕ”型变化过程，且没有通过显著性检验，结合罗新宇的 ［５］文宗瑜：《支持经济转型及产业升级的财税政 （２０１０）研究，外商直接投资确实促进了湖南产业结构的调 策——着眼于低碳经济等视角＞，＜地方财政研究）２０１０年第 整，推动了湖南产业结构的合理化，但是没有推动湖南产业 １期。 的高度化，当一个地区产业结构水平很低或很高的情况下， ［６］于力、胡燕京：《财政支出对我国产业结构升级的 外商直接投资对当地的产业转型升级的影响作用很弱。 影响——基于１９７８—２００６年省级面板数据的实证分析＞， 大中型工业企业用于科技研发的投资额和固定资产投 《青岛大学学报（自然科学版））２０１２年第４期。 资对湖南省产业转型升级的影响效应在低分位数水平上为 ［７］陈建宝、李坤明：《收入分配，人口结构与消费结 正，随着分位数水平的增加，其系数逐渐为负。这与我们的 构：理论与实证研究》，《上海经济研究）２０１３年第４期。 预期有所差异，原因可能在于科技研发存在着较明显的正 ［８］Ｋｏｅｎｋｅｒ Ｒ．Ｑｕａｎｔｉｌｅ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｆｏｒ ｌｏｎｇｉｔｕｄｉｎａｌ ｄａｔａ 外部性，企业进行科技研发时存在着“搭便车”的风险，这种 ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｍｕｌｔｉｖａｒｉａｔｅ Ａｎａｌｙｓｉｓ，２００４，９１（１）：７４—８９． ［９］ｌ＿ａｍａｒｃｈｅ Ｃ．Ｒｏｂｕｓｔ ｐｅｎａｌｉｚｅｄ ｑｕａｎｔｉｌｅ＇ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｅｓ— 正向的外部性导致企业的研发积极性与研发效率受到严重 ｔｉｍａｔｉｏｎ ｆｏｒ ｐａｎｅｌ ｄａｔａ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ，２０１０，１５７ 的抑制。 （２）：３９６一加８． 固定资产投资对湖南省产业转型升级的影响效应在低 ［１０］武晓霞：《省际产业结构升级的异质性及影响因 分位数水平上为正，随着分位数水平的增加，其系数逐渐为 素一基于１９９８年～２０１０年２８个省区的空间面板计量分 负。这表明在产业结构水平较低时，适当增加固定资产投资 析》，《经济经纬）２ｏ１４年第１期。 对产业转型升级有正向的促进作用，但当产业结构水平较 ［１１］Ｚｈａｎｇ Ｔ，Ｚｏｕ Ｈ＿Ｆｉｓｃａｌ ｄｅｃｅｎｔｒａｌｉｚａｔｉｏｎ，ｐｕｂｌｉｃ 高时，固定资产投资的增加对产业结构的推动作用不明显。 ｓｐｅｎｄｉｎｇ，ａｎｄ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ ｉｎ Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ｐｕｂｌｉｃ ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９８，６７（２）：２２１—２４０． 三、结论 ［１２］张曙霄、戴永安：《异质性、财政分权与城市经济增 本文分阶段（２００２—２０Ｏ７年、２ＯＯ７—２０１２年和２００２— 长一基于面板分位数回归模型的研究》，《金融研究＞２０１２ 年第１期。 ． ２０１２年）从产业转型方向和产业转型升级速度两个方面对湖 责任编辑：志国 南省１４个市（州）产业转型升级现状进行了测算，并且运用 １ ４７
