張永安 張彥軍 馬昱

[摘 要] 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本動(dòng)力，厘清產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制對(duì)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展意義深遠(yuǎn)?；?004—2016年我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，分別運(yùn)用固定效應(yīng)模型和面板分位數(shù)回歸模型系統(tǒng)分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由低向高的動(dòng)態(tài)過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響有顯著的促進(jìn)作用且呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。其他控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)影響不盡相同，人力資本、技術(shù)創(chuàng)新、財(cái)政支出、城鎮(zhèn)化水平以及市場(chǎng)化指數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了正向的促進(jìn)作用，F(xiàn)DI、金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的抑制作用，貿(mào)易開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)影響時(shí)正時(shí)負(fù)。因此，要在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的區(qū)域有針對(duì)性的對(duì)待產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，制定相應(yīng)的政策來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步增長(zhǎng)。

[關(guān)鍵詞] 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);經(jīng)濟(jì)發(fā)展;面板分位數(shù)回歸模型

[中圖分類號(hào)] F121.3;F062.9 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1673-0461（2019）09-0055-05

一、引 言

經(jīng)濟(jì)是伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整而發(fā)展的[1]，英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家配第和克拉克[2]認(rèn)為隨著國(guó)民收入的提高，勞動(dòng)力由第一產(chǎn)業(yè)逐步轉(zhuǎn)向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)。根據(jù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本驅(qū)動(dòng)力。

大量的國(guó)內(nèi)外專家學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度來研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。工業(yè)化開始后，美國(guó)采取多種方式對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，如農(nóng)業(yè)機(jī)械化革命等，日本通過發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，中國(guó)也加大了對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重視程度，黨的十九大報(bào)告中明確指出要以經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整為重要依托，不斷推進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)從中低端向中高端邁進(jìn)。

建國(guó)以來，尤其是改革開放40年來，受產(chǎn)業(yè)政策的影響，我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)由第一產(chǎn)業(yè)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)的70%的局面發(fā)展到2017年的7.9：40.5：51.6，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生根本性的改變，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐步趨于合理，制造業(yè)支柱地位不斷鞏固，軟件、信息技術(shù)等戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)占比不斷增加，為經(jīng)濟(jì)的健康、可持續(xù)發(fā)展提供了重要的支撐。但相較于經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化稍顯滯后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展不合理現(xiàn)象依然存在。這自然引出一系列問題：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了何種影響，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)起到了何種效果，是否是一成不變的？針對(duì)這一系列問題的解答，有助于為在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)模式下進(jìn)行新一輪產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供參考。

基于此，本文不局限于討論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的簡(jiǎn)單相關(guān)關(guān)系，而是兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異因素，利用2004—2016年除中國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)及西藏以外的30個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，基于回歸模型和面板分位數(shù)回歸模型，詳細(xì)分析我國(guó)通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從而帶動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制與效果，為正確引導(dǎo)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供理論和數(shù)據(jù)支持。

二、文獻(xiàn)綜述

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指的是各產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間以及各產(chǎn)業(yè)之間聯(lián)系和比例關(guān)系，這一比例的變化也稱之為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外專家學(xué)者也紛紛做了研究。Kuzenets[3]指出一個(gè)國(guó)家的國(guó)民收入需要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度來衡量;Stiglitz[4]認(rèn)為研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要建立在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上;張?jiān)频萚5]認(rèn)為在考慮中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)實(shí)際狀況的基礎(chǔ)上構(gòu)建了三部門的新凱恩斯模型，分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的四種具體機(jī)制，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能夠使宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)降低20%左右;韓晶等[6]借助創(chuàng)新模型分析方法，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整來影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);謝婷婷等[7]認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)有著顯著的促進(jìn)作用且具有溢出效應(yīng);李翔等[8]構(gòu)建了動(dòng)態(tài)空間面板模型和面板門限模型，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響并不穩(wěn)定，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化的優(yōu)化不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正U型的關(guān)系;趙旭杰等[9]運(yùn)用貝葉斯空間計(jì)量模型研究三次產(chǎn)業(yè)以及第二產(chǎn)業(yè)分行業(yè)通過勞動(dòng)力價(jià)格和勞動(dòng)力數(shù)量影響路徑對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響，結(jié)果表明第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)影響較為模糊，第二、第三產(chǎn)業(yè)在兩條影響路徑上對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)具有顯著的非對(duì)稱加劇作用，而制造業(yè)是第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)效應(yīng)的主要來源;何燕[10]以湖南省為例，基于2010—2015年124個(gè)縣域面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)模型探討城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)中部地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向促進(jìn)作用，且第一產(chǎn)業(yè)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的整體貢獻(xiàn)率偏低。

不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)研究主要是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角來研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展，且大多數(shù)研究基于國(guó)外數(shù)據(jù)，有些研究?jī)H僅停留在表面，忽略了在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的貢獻(xiàn)機(jī)制，采用的方法多為Var、GMM、面板回歸等。因此，本文的貢獻(xiàn)在于考察總體和不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)做出的貢獻(xiàn)。

三、樣本選取、數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)定

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的合理性和可得性，本文選取除中國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)及西藏以外的30個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)科技年鑒、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒、新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編，由于數(shù)據(jù)的缺失性，本文選取研究數(shù)據(jù)時(shí)間為2004—2016年，最后得到30個(gè)省、市、自治區(qū)13年的數(shù)據(jù)，個(gè)別無法獲取的數(shù)據(jù)采用插值法填補(bǔ)。

（二）模型設(shè)定

面板分位數(shù)回歸基于Koenker等[11]提出的 ?“分位數(shù)回歸”理論，其原理是基于被解釋的條件分布來研究解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系，不同的分位數(shù)上回歸曲線有所不同，與傳統(tǒng)的回歸模型相比，能更全面的反映變量之間的關(guān)系。由于我國(guó)地域廣袤，各區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大，因此，本文選取面板分位數(shù)回歸模型較為適合。

公式（1）中，lnPGDPi，t為各省市歷年的考慮了人口因素的地區(qū)人均生產(chǎn)總值，CYJGi，t為核心解釋量——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，xi，t為影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的其他控制變量，μi，t為殘差項(xiàng)。

被解釋變量：區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）。本文選用區(qū)域人均生產(chǎn)總值，該指標(biāo)同時(shí)考察了生產(chǎn)和人口兩個(gè)因素，與區(qū)域生產(chǎn)總值相比，能夠較為準(zhǔn)確真實(shí)地反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的潛力。

核心解釋變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（CYJG），本文選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，采用第二、三產(chǎn)業(yè)占比（CYJGL）作為替代指標(biāo)以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

控制變量主要包括人力資本（lnRLZB）、技術(shù)創(chuàng)新（lnPAT）、財(cái)政支出（CZZC）、外商直接投資（FDI）、貿(mào)易開放度（OPEN）、城鎮(zhèn)化水平（CZHSP）、金融發(fā)展（JRSH）、市場(chǎng)化指數(shù)（SCHZS）。

本文數(shù)據(jù)主要來自2004—2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市《統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，缺失值按移動(dòng)平均法進(jìn)行處理。表1為面板數(shù)據(jù)的介紹及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

圖1描繪的是390個(gè)樣本省、市、自治區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的散點(diǎn)分布、一次項(xiàng)及二次項(xiàng)擬合情況。圖中顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升而呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，且二次項(xiàng)擬合并未發(fā)生明顯的曲線軌跡。因此本文推斷產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間為一次線性或線性關(guān)系，暫不討論兩者之間的非線性關(guān)系。

四、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于面板數(shù)據(jù)包括了時(shí)間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)的特性，因此在做回歸前必須驗(yàn)證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，常見的平穩(wěn)性檢驗(yàn)包括LLC、ADF、PP、HT、IPS、HADRI等，考慮到各項(xiàng)方法的適用性，本文選取LLC、HADRI和HT來檢驗(yàn)，考慮到不同方法的檢驗(yàn)結(jié)果不盡相同，因此本文認(rèn)為三種方法中只要兩種以上的方法認(rèn)為平穩(wěn)，即認(rèn)為該變量數(shù)據(jù)平穩(wěn)，結(jié)果如表2所示。

（二）固定效應(yīng)回歸

為確定回歸方程為固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，需要對(duì)方程進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示檢驗(yàn)值p值小于0.001，因此選用固定效應(yīng)模型較為合適，模型回歸擬合程度較高，調(diào)整后的組內(nèi)R2為0.941 7，為方便進(jìn)行比較，模型中加入了混合效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由表3中可以看出，從全國(guó)層面來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響顯著為正，說明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有著正向的影響，控制變量中，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展彈性系數(shù)為0.213，即技術(shù)創(chuàng)新水平每增加1%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也相應(yīng)的增加0.213%，財(cái)政支出、人力資本、城鎮(zhèn)化水平、貿(mào)易開放度的回歸系數(shù)均為正，表明這些變量的提升對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了正向影響，F(xiàn)DI和金融發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不顯著。

為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)定性，必須進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文采取第二、三產(chǎn)業(yè)占比（CYJGL）來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，通過對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)模型結(jié)果基本一致，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用基本一致，表明上述研究可靠。

（三）面板分位數(shù)回歸

Konker與Bassett等人最早提出了分位數(shù)回歸的方法，與最小二乘法最大的區(qū)別在于，后者是基于均值的回歸，前者則是在基于后者的基礎(chǔ)上進(jìn)一步的考察解釋變量對(duì)整個(gè)條件的影響。因此，本文選取面板分位數(shù)回歸模型進(jìn)一步研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化在不同分位數(shù)下對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否存在顯著差異以及分析該差異的趨勢(shì)。為了使研究具有連續(xù)性，本文選取10%、30%、50%、70%、90%這五個(gè)具有代表性的分位點(diǎn)進(jìn)行分析。

為更進(jìn)一步更直觀的顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分位數(shù)隨著分位數(shù)變化的情形，本文利用stata14.0描述了分位數(shù)回歸系數(shù)變化圖，如圖2所示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的分位數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示。結(jié)合圖2和表4，在分位數(shù)0.1—0.9范圍內(nèi)，隨著分位數(shù)的不斷提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響度呈現(xiàn)不斷下降的趨勢(shì)。

表4為面板分位數(shù)回歸結(jié)果圖，可以看出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在各個(gè)分位數(shù)上均對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向的促進(jìn)作用，這表明從2004年以來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響起到了積極的作用，進(jìn)一步觀察這五個(gè)分位數(shù)上的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由低分位數(shù)向高分位數(shù)上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減的變化趨勢(shì)，具體而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每提升1%，人均GDP增加0.098%—0.676%。即經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較高水平的省市，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用較小，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平的省市，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用較大，出現(xiàn)此現(xiàn)象可能的原因是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)外，還有其他要素，諸如生產(chǎn)、消費(fèi)等因素。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化會(huì)通過影響這些因素進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)發(fā)展。對(duì)于經(jīng)濟(jì)城市發(fā)展較好的省市，工業(yè)化程度逐步降低，第三產(chǎn)業(yè)占比較高，工業(yè)化進(jìn)程是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必由之路。對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，工業(yè)發(fā)展起點(diǎn)較低，工業(yè)化程度越高，不僅帶動(dòng)了就業(yè)，而且刺激了服務(wù)業(yè)的發(fā)展，隨著工業(yè)化程度的急劇提升，經(jīng)濟(jì)發(fā)展由“高速增長(zhǎng)”向“高質(zhì)量”導(dǎo)向轉(zhuǎn)換，經(jīng)濟(jì)水平較高的省市已經(jīng)正式進(jìn)入去產(chǎn)能的攻堅(jiān)階段，工業(yè)與服務(wù)業(yè)呈現(xiàn)此消彼長(zhǎng)的現(xiàn)象。

總體來講，面板分位數(shù)回歸結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的適度發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，這一研究結(jié)果是固定效應(yīng)模型所不具備的。技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在各個(gè)分位數(shù)上均通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正值，這與預(yù)期相符，尤其是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省市，技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展促進(jìn)作用較強(qiáng)，作用更加顯著。財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響水平較大，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省市，財(cái)政支出影響越大，呈現(xiàn)出邊際效應(yīng)遞增的規(guī)律，可能的原因是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，相應(yīng)的科教文衛(wèi)等支出就越多，投資是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三駕馬車之一，基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)離不開財(cái)政支持，易形成馬太效應(yīng)。因此，近年來，政府出臺(tái)了一系列的政策來促進(jìn)中部崛起和西部大開發(fā)，以平衡區(qū)域發(fā)展經(jīng)濟(jì)的不平衡。城鎮(zhèn)化水平在所有分位數(shù)上都顯著的促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，表明在現(xiàn)階段城鎮(zhèn)化水平的提升有助于提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展，城鎮(zhèn)化率還未達(dá)到拐點(diǎn)。金融存貸款對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著顯著的抑制作用，處于50%分位數(shù)左右時(shí)候，抑制作用最大，可能的原因是金融發(fā)展是服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，但效率并未得到提高，尤其是2008年全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)之后，銀行等金融機(jī)構(gòu)投資較為保守，數(shù)量上升但質(zhì)量下降。

五、結(jié)論及建議

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)發(fā)展密不可分。在全世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和國(guó)際分工變化的關(guān)鍵時(shí)期，作為全球產(chǎn)業(yè)鏈中重要的一環(huán)，中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向優(yōu)化和升級(jí)的方向發(fā)生著重大變革，2014年之后，中國(guó)開始了經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的探索之路，這為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供了條件。中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整變化較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增速雖位居世界前列，但經(jīng)濟(jì)增速卻趨于放緩，而且產(chǎn)能過剩、環(huán)境污染等現(xiàn)象依然存在，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度后不可避免的問題。本文采用中國(guó)2004—2016年的30個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)詳細(xì)分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，運(yùn)用傳統(tǒng)的固定效應(yīng)模型與面板分位數(shù)回歸模型相結(jié)合的方法，后者是對(duì)前者的進(jìn)一步驗(yàn)證，能夠更好的研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由小及大的過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)其影響的變化趨勢(shì)。實(shí)證分析表明我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中呈現(xiàn)出顯著的正向作用。但由于傳統(tǒng)的面板固定效應(yīng)模型得出的結(jié)論不夠精確，因此進(jìn)一步進(jìn)行面板分位數(shù)回歸，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由10%—90%的過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整均不同程度顯著的促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，且隨著分位數(shù)的提高，呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也不盡相同，人力資本、技術(shù)創(chuàng)新、財(cái)政支出、城鎮(zhèn)化水平以及市場(chǎng)化指數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了正向的促進(jìn)作用，F(xiàn)DI、金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的抑制作用，貿(mào)易開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)影響時(shí)正時(shí)負(fù)。

由研究結(jié)論可知，總體來講，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，在制定產(chǎn)業(yè)政策時(shí)，要進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，穩(wěn)步推進(jìn)產(chǎn)業(yè)合理發(fā)展，穩(wěn)步發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)新第二產(chǎn)業(yè)，優(yōu)先發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。具體來講，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化迫在眉睫，第二產(chǎn)業(yè)占比過高不利于經(jīng)濟(jì)水平的提升，應(yīng)提升第二產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力度，由低端制造業(yè)向高端制造業(yè)邁進(jìn)。而對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，第二產(chǎn)業(yè)仍是發(fā)展的重中之重，這些地方多存在于中西部，表明我國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移仍不徹底，產(chǎn)業(yè)未形成集聚規(guī)模效應(yīng)。因此，我國(guó)應(yīng)加強(qiáng)區(qū)域交流合作，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的無縫對(duì)接，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與調(diào)整齊頭并舉，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)。

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Abstract： The change of industrial structure is the fundamental drive force of economic development. It is of farreaching significance to clarify the influence mechanism of industrial institutions and economic development for the optimization of industrial structure and the steady economic development. Based on the provincial panel data of China from 2004 to 2016， this paper uses fixed effect model and panel quantile regression model to analyze the impact mechanism of industrial structure on economic development systematically. The study finds that，in the dynamic process of economic development from low level to high level， the influence of industrial structure on economic development is prominent and shows the diminishing marginal effect. Other control variables have different dynamic effects on economic development. Human capital， technological innovation， fiscal expenditure， urbanization level and marketoriented index have played a positive role in promoting economic development. FDI and financial development have significant inhibitory effects on economic development. Trade openness impacts the economic development positively or negatively in different temporal stages. Therefore， it is necessary to treat the changes of industrial structure pertinently in different regions with different levels of economic development and formulate corresponding policies to promote steady economic growth.

Key words： industrial structure; economic development; panel quantile regression model

（責(zé)任編輯：張夢(mèng)楠）