区域产业结构优化升级研究论文

摘要：产业结构优化升级进程中，人力资本价值提升具有不可低估的作用。各区域人力资本价值提升水平的差异，对产业结构优化升级的推动作用的大小也各异。通过采用2000-2010年间的测评数据，将中部地区的湖南省和发达地区的上海市人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程的比较分析可知，湖南省人力资本价值提升水平偏低，影响了其产业结构优化升级进程。今天小编为大家推荐《区域产业结构优化升级研究论文(精选3篇)》，仅供参考，希望能够帮助到大家。

区域产业结构优化升级研究论文 篇1：

区域产业结构优化升级影响因素研究

【摘要】我国的经济实力、整体生产力迅速提高，区域经济结构得到快速调整，特别是区域产业结构升级优化取得初步成效，但值得注意的是现阶段区域产业结构并不能与快速的经济发展水平相适应，不合理的区域产业结构已成为制约我国区域经济协调发展的最大障碍。本文从主导产业、市场化水平、对外开放程度和技术进步等四个方面对区域产业结构优化的影响因素进行深入研究，希望通过对这些因素的探讨对本地区区域产业结构优化有所帮助。

【关键词】区域产业结构 主导产业 市场化 开放 技术

这里所说的区域产业结构指的就是让国民经济得到效益的最大化。各个地区根据本地的资源环境进行产业结构的调整，使得地区的产业协调发展，并随着经济的发展做出适当的改变，以这样的方式来迎合市场的需求。其中，产业结构的优化分为产业的合理化和高度化两个方面。所谓的产业结构合理化指的就是调整地区间发展不协调的产业结构，使得产业结构更加协调，并朝向合理化的轨道发展。这里的产业高度化指的是在基于自身发展规律的前提下，产业能够慢慢走向高级化方向发展。实际上产业结构的优化调整包括政府和企业的共同努力。政府制定一系列合理的产业政策来影响产业结构的变化，并通过市场机制的调整，实现资源优化，最终推动本地区产业的合理化和高度化发展。

在改革开放的驱动下，我国国民经济的总量不断上升，区域经济也随之不断发展和优化。虽然区域经济在产业结构的优化升级上取得了较快的发展和一些实际成效，但是当前的经济发展中还存在区域产业结构和经济发展不协调的情况。不合理的区域产业结构已经是制约我国经济发展的最大障碍，当前学术界的研究热点也是如何优化区域产业结构。本选题的出发点就是区域产业的全面系统发展，并且通过分析影响区域产业结构升级的原因，力求得出解决此类问题的有效措施，这必将十分有利于区域产业结构的优化。

一、主导产业

在产业部门进行自我扩张的同时，也对其他部门有所扩散，最终达到整体发展的效果。一些主导产业通过对其他产业部门的扩张，对整个区域的经济发展会产生相当大的影响。对于“主导型产业”，我国尚且没有固定的定义标准，但是在研究了相关的文献后，我们发现主导型产业一般都具备有这样几个要素：（1）在整个产业结构中，主导产业是居于中心地位的；（2）主导产业要满足相对的规模。这两个要素是主导型产业必须具备的特点。

主导型产业以关联效应和扩散效应两个方式实现了带头作用。从关联效应的角度上看，在诱导和刺激下游产业，主导产业必须同时对上游产业提出新的要求，借此来促进上游产业的发展。在这个过程中，主导行业和相关联的要能够形成一个整体的产业价值链，这样的优化升级才可以起到促进整个产业健康发展的积极作用，从而带动区域的整体性发展。所谓的扩散效应，指的是主导行业以侧面扩散的形式，不断扩大范围，更加广泛地为其他有关联的产业提供技术支持，并帮助那些发展不平衡的企业突破发展障碍。主导产业要想能够规模化发展，就要扩大市场规模和不断激发市场潜能。因为主导产业拥有的市场越大，它的带头性示范作用也就越明显，对相关产业的影响和刺激作用也就越强烈，这也是促进产业不断升级的行之有效的方法之一。另外，主导产业是区域经济中的优势产业，其规模的大小和发展程度也会改变区域经济的整体发展方向。

二、对外开放的规模和范围

对外开放的规模和范围是以四个途径来对区域经济产生影响的：（1）在改革开放的浪潮下，开放区域经济能够吸引更多的外国资金，从而促进区域的商品市场和贸易发展，这是中国经济能够追上别国经济并和他国进行经济交流的有效途径，这样就可以充分利用国际间的各种资源来发展自身的经济，进而依据世界经济的发展趋势来不断调整自身的经济发展不足。（2）对外开放使得企业的技术水平提高和扩散，企业的竞争随之加强，各个企业的生产部门为了能够合理利用生产要素，都采取了不同的方式提高劳动生产率。这其实也是降低企业生产成本、提高企业生产效率的一种方法。（3）随着对外开放的加深，劳动力的素质也不断提高，人力资本增加，使得企业的产业结构优化更具有优势。生产的基本要素之一就是劳动力，产业的发展水平也能够从劳动的数量和质量上有所反应。产业结构的优化升级也需要劳动力素质的不断提高。在当前知识经济大发展的时代，科学技术和知识的迅猛发展也带动了经济的发展，劳动力的素质体现在了拥有更多的专业知识和专业技术，是有利的人力资本。劳动力素质越高，在某种程度上也表明生产效率的提高，因此就在一定的时间内创造了更多的价值，劳动力在产业的生产过程中的地位也就越突出。开放的经济能够刺激相关产业扩大竞争市场，并以提高生产率的方式来增强自身的实力，这样人力资本的回报率就得以提高，私人、企业以及公共部门对教育和培训的投入就会随着市场的扩大而增加，劳动力的素质不断提高，相应地就对产业结构产生了重要的影响。（4）开放的经济也是地区引进先进的管理方法和管理制度的催化剂。

产业结构演进的动力源就是积极寻找产业结构调整的新动力。在开发的经济环境中，不同国家、不同地区之间的法律、方针政策、管理体制等影响产业运营的障碍会时不时地发生碰撞，那些违反国际法规和国际惯例的方针政策和制度也是不被世界认可的，也必然会淘汰。为了能够和国际社会有更好的贸易联系，必须是开放地区适应国际社会的发展，改革不符合国际社会发展的制度，积极学习国外成熟而先进的市场经济制度，用合理的产业制度推进产业结构的发展和演变。

三、市场化水平

产业结构作为资源转换器，它实际上反映的就是资源配置上的问题。怎样才能够让区域间的产业得到优化升级呢？这就要求产业在价格信号的引导下，通过重组生产资源使产业结构尽可能地满足供需关系，其中的价格体系就是建立在市场化机制中的。所以，区域的产业结构优化升级会受到市场化水平高度的直接影响。但是市场化水平的高低又受到很多因素的影响，比如“政府和市场”的关系、市场的发育程度、非公有制经济的发展状况以及法律制度的健全等。要想我国的非公有制经济能够更加有活力，政府就要减少对市场经济的干预。另外，市场的发展程度也在某种程度上反映了区域经济的发展状况。健全的法律制度也是市场健全发展的有力保障。综合以上因素就有助于形成完善的价格体系，资源也会在更加有利的环境下流通，并最终达到区域产业机构的优化升级和优化发展。

四、技术进步

经济发展战略中的长期任务就是优化并升级产业结构。在这里，技术的发展变化能够影响产业结构的优化升级，技术是以传输通道机制和市场通道机制这两种方式来改变产业经济的。供需结构的变化会受到技术力量的影响，无论是新产品的开发还是新消费品的问世，都要求科学技术的飞速发展。因此，要想改变传统的消费结构必须依靠科技的进步才能实现。但是制约区域产业结构的主要原因还是市场的供需关系。科学技术的发展，影响了需求的变化，并促使企业的生产成本不断下降，这样区域经济就会在需求的变化中不断优化升级。企业利用新技术、新工艺和新装备对传统产业进行调整，使得企业的技术水平不断提高，也促进了企业的产品质量不断上升，甚至还带动了新产品的问世，这就在最大程度上影响了供需结构。在创新产业技术的过程中，一些传统的产业也改变了原来的状态，以全新的面貌出现在人们眼中。以上所有的变化都是借助科技的发展而实现的。不仅如此，科学技术还有着提高劳动生产率的作用，劳动力逐渐从第一产业转向第二、第三产业。第一产业和第二产业需要的劳动力人数逐渐下降，第三产业则需要更多的劳动力，这样就渐渐改变了产业结构。 这是技术创新的必然结果。

参考文献

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作者简介：卢则杰（1991-），男，汉，福建福州人，安徽财经大学2010级经济学学士，研究方向：统计学 。

（编辑：刘婷婷）

作者：卢则杰

区域产业结构优化升级研究论文 篇2：

人力资本价值提升推动产业结构优化升级的实证分析

摘要：产业结构优化升级进程中，人力资本价值提升具有不可低估的作用。各区域人力资本价值提升水平的差异，对产业结构优化升级的推动作用的大小也各异。通过采用2000-2010年间的测评数据，将中部地区的湖南省和发达地区的上海市人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程的比较分析可知，湖南省人力资本价值提升水平偏低，影响了其产业结构优化升级进程。定量分析人力资本价值提升对产业结构优化升级的推动作用，旨在为产业结构优化升级寻求以人力资本价值提升为驱动的发展动力和支撑，加快产业发展方式从资源驱动型向人力资本价值驱动型转变。

关键词：人力资本价值；产业结构；优化升级；

文献标识码：A

一、引言

产业结构优化升级是我国当前加快经济发展方式转变中的重要问题，自“九五”时期以来，党和国家一直重视。但是目前，我国的产业发展主要还是高投入、低产出、高消耗、低效率、高排放、低循环、高资本、劳动力的低成本的“四高四低”的资源和投资驱动。这种驱动方式引起的资源短缺、环境污染、生态破坏、社会矛盾、失业严重等经济社会问题已成为制约我国加快经济社会发展方式转变的重要瓶颈。这一瓶颈必须靠挖掘“软实力”（即提升人力资本价值）加以解决。因为人力资本价值作为产业发展的主导性资源（表现在人力资本价值水平高低决定其他资源产业发展的作用向度、力度、方式方法和范围。其他资本都要接受人力资本的聚集、支配和调控才能发挥其资本作用，否则失去其存在价值，且不能为价值增值发挥作用，自身价值也因磨损而最终丧失），能将自身资本与产业发展的其他资本要素有机整合，形成推动产业结构优化升级的合力。这一合力不仅对提高劳动边际生产率具有直接作用，而且能更有效率的整合应用各要素，改善物质资本生产率，减弱资本收益递减规律的影响，结果将使既定资源下的社会生产尽可能向边界外移。因为科技知识对于产业发展的积累效应、乘数效应，这种外移速度将出现递增趋势。在当前更为重要的是还将有助于完善人的精神质量和道德品格，为产业结构优化升级创造根本的精神动力和支撑。这是因为人力资本的精神质量和道德品格的完善，能够化解产业发展过程中过度消耗资源、污染环境所引发的人与自然之间乃至人与人之间、人与社会之间的矛盾；化解过度依赖出口、压低劳动成本所引发的劳资矛盾；化解片面追求发展速度不注重结构优化所带来的社会矛盾；同时，有利于促进经济平稳较快发展，促进社会稳定，为加快经济发展方式转变持续提供动力。

已有研究的基本共识是：人力资本对产业结构优化升级具有推动作用。本文与已有研究的区别在于：第一，在分析视角上，已有的相关研究主要侧重于研究人力资本对产业结构优化升级的直接影响，而缺乏基于人力资本价值提升视角研究产业结构优化升级推动力的实证成果。而本文则比较分析不同区域的人力资本价值提升水平差异和产业结构优化升级进程快慢，试图揭示人力资本推动产业结构优化升级的机制，中间的推动桥梁是价值提升。第二，利用层次权重决策分析法，构建人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程的测评指标，提供了测算人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程代表性指标的思路；收集整理统计近11年的相关数据，强化了对我国产业结构优化升级的背景考察，实证分析人力资本价值提升对产业结构优化升级的影响，为“人力资本与产业发展”理论提供了经验证据，为较系统地开展人力资本价值和产业结构优化升级关系的研究创造了数据条件。

二、数据与模型设定

产业从劳动密集型向知识技术密集型发展过程中，对人力资本的知识技能水平不断提出更高要求普通型一技能型一高技能型一科技型。产业结构的每一次优化升级都离不开与之相适应的人力资本价值提升。人力资本价值提升促进产业结构优化升级的动力：一是表现为人力资本的生产功能和知识溢出效应，使人力资本在改造升级传统产业、选择发展新兴产业及主导产业过程中发挥巨大作用；二是表现为人力资本通过其价值增量和结构变动，增强产业创新能力、加速产业扩散与转移，促使产业结构向综合化、高度化演进。

为实证检验人力资本价值提升能否推动产业结构优化升级，本部分先考察如何测评人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程。

（一）数据来源及指标的选择与说明

本文所使用的数据以2000-2011的中国的科技、教育、劳动等统计年鉴、《上海统计年鉴》、《湖南统计年鉴》等统计年鉴为主，结合上海统计信息网、湖南统计信息网以及中央各部网站数据整理计算所得。鉴于统计数据年限是滞后公布的，所以本文选取2000-2010年的样本。样本的选择根据具有典型性、代表性、便于统计等原则，选取东部地区的上海市和中部地区的湖南省两个具有不同经济发展态势的样本省市进行对比分析，实证分析人力资本价值提升对产业结构优化升级的推动力。

本文核心变量是人力资本价值提升和产业结构优化升级，分析这两者之间的传导机制的必要前提是变量的解释和指标的选择。为此，将变量的解释和指标的选择说明如下。

综合国内外研究成果，本文概括的人力资本价值提升是指通过对人力资本进行各方面（教育培训、科技开发、医疗卫生保健、工资收入、社会保障和公共服务等）的投资和综合运用人力资本价值（指个人或者群体为组织提供有效服务的具有经济价值的智能、经验、体能及其它质量因素的总和）的各种管理措施和手段大力开发人力资本，有效促进其价值水平的充分发挥，从而促进组织提高未来劳动生产率和竞争力的社会活动过程。

根据这一口径，本文将描述人力资本价值提升水平的指标说明如下：

产业结构优化升级，即产业之间及各产业内部的优化组合和生产要素效率的提高，是转变经济发展方式的主要途径和重要内容。具体表现为淘汰落后产能，推动并购、重组、整合及资产注入，通过扶优汰劣提高劳动生产率，实现产业集中度、竞争力的提升。因此，本文将测评产业结构优化升级进程的指标说明如下：

在产业结构优化升级问题上，用GDP增长率移动平均值与高新技术产业产值占工业总产值比重作为衡量产业内部结构优化的参考指标，并结合第三产业的产值比重、三大产业的就业比重作为衡量三次产业结构合理化和高度化的参考指标。而技术进步是产业结构升级的关键环节，所以，本文用科技成果产出量、技术市场成交额和专利及发明专利申请受理数等常被视为科技进步的指标，作为衡量产业结构升级的重要参考指标。

（二）人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程的比较分析

该部分主要比较分析两地人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程，反映出这两大核心变量的动态变化，以获得对两者关系的较为准确的把握，为下文的理论模型和实证分析做好铺垫。根据以上指标，运用收集整理统计的数据，描述统计和比较分析2000-2010年两地人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程。结果如下：

从表3、表4可以看出，两地随着其经济社会的发展，人力资本价值水平不断得到提升。但是，提升水平差异悬殊：（1）从总体数据的绝对值看，上海市各个维度的测评数值都优于湖南。（2）从教育培训、科技投入和医疗卫生三个方面的人力资本价值提升水平看，湖南远远落后于上海。以2010年的数据来说明：人均教育经费支出，湖南才798.46元，上海达2144.8元；R&D经费占GDP比重，湖南才1.16%，上海达2.8%；人均科技经费支出，湖南才273.43元，上海达2640元；每万人大专以上学历人数，湖南才759人，上海达2189人；每万人拥有科技活动人员数和专业技术人员数，湖南才21.03人和144.28人，上海达145和395.5人。因为人力资本价值提升的投资要依赖经济发展提供物质基础，受经济发展水平限制，湖南提升人力资本价值的投资规模和速度，满足不了经济发展对人力资本价值提升的需求，从而影响到产业结构优化升级进程加快。因为：只有对人力资本进行教育培训、科技开发、提升智能，他们参与经济活动的自主性、能动性和创造性才能充分调动起来，他们才会积极学习、努力创新，直至做出重大发明创造，提高操作技能和劳动效率，进而大大促进生产力发展，甚至利用新发明、新材料、新工艺、新能源、新技术等开创生产活动新领域，进而导致新产业部门形成。人力资本的智能水平，直接决定一个国家或地区经济发展的速度、质量和潜力。智能水平高、综合素质好的人力资本，不仅会使原有生产要素发生质的变化，而且会有更多发明创造，是实现科技创新，促进技术进步和产业结构优化升级的深层基础。因此，人力资本价值提升是产业结构优化升级的关键。以上结论，初步验证了人力资本价值提升对产业结构优化升级的推动作用。

表5、表6的统计结果表明，随着经济的不断发展，产业结构优化升级进程不断加快，但是程度不一：（1）指标中的Y2可以在一定程度上反映战略新兴产业的发展程度以及第二产业内部的优化升级程度。通过比较发现，湖南的这一指标值远远低于上海，表明湖南第二产业内部的结构高度化进程较慢。（2）到2010年，湖南三次产业的就业比重最高的是一产，达42.4%，二产比重低为23%；上海三次产业的就业比重最高的是三产，达55.92%，一产比重最低，仅为3.4%。从三次产业的就业结构看，上海的产业结构明显比湖南优，二三产业比重明显高于第一产业，结构较为合理。湖南的一产劳动力比重过高，说明仍以农业为主要产业，产业结构处于国际产业链分工的低端状况。产业的内生技术能力不足，第二、三次产业低水平发展，现有产业结构的低度化和不合理，使人力资本价值供求在低端达到均衡，挤出了知识、技术密集型人力资本，形成产业结构不合理一未充分就业一人力资本财富降低一人力资本自由发展被约束。（3）湖南的Y7、Y9和Y10在报告期各年度的数值都相对较低，表明技术进步促进产业结构优化升级进程较慢。因为科技成果产出量、每百人R&D人员全时当量科技成果产出量、技术市场成交额和专利及发明专利申请受理数，常被视为科技进步的指标，是技术进步对产业发展作用的综合反映，而技术进步又是产业结构优化升级的关键环节。由此可以说明湖南的产业发展仍属资源、投资驱动型，而不是人力资本价值提升的创新驱动和技术驱动，因此，为加快产业结构优化升级进程，科技进步问题应得到更有效解决。因为物质资本缺乏，可购买，货币资金缺少，可引进，但缺少科技人力资本，却难以引进。因为真正具有竞争力的核心的关键的技术买不进，只能靠自主创新。以上结论，进一步验证了提升人力资本价值特别是其中的科技人力资本价值是推动产业结构优化升级的重要推动力。

（三）计量模型的设定

对依据指标体系收集的数据进行标准化处理（消除量纲影响），构造相应的判断矩阵Y；计算相关矩阵的特征值λi和特征向量αi，（i=1，2…n）；根据L个公共因子的方差贡献率超过85%的原则确定公共因子个数L，代替原来的m个指标；计算因子载荷矩阵，对矩阵进行最大方差旋转，再计算各公因子得分；按因子得分（FI…FM）方差贡献率的大小，计算综合得分F=βi₁f₁+βi₂f₂+…+βi_nf_n，再根据综合得分给出相应的评价。

设原始指标变量为Y=（Y1，Y2，Y3…YP），经标准化的变量为ZY=（ZY1，ZY2，ZY3…ZYP），F1，F2，…，Fm（m≤p）为新变量指标（公因子），则其线性组合为：

Lij为第j个公因子对应于原变量Yi的因子载荷量，εi表示特殊因子，是除了公因子（F）之外影响该变量的其他因素，Wi/p为旋转后第j个公因子对原变量的方差贡献度。最后，在旋转后的因子载荷矩阵L中提取公因子，并对其经济意义给以明确解释。

三、实证分析

前文的分析已经表明人力资本价值提升推动产业结构优化升级的传导机制。为进一步实证这一机制，进行以下实证分析。

（一）因子提取及命名

因为因子分析变量具有一定相关性要求，从因子相关系数矩阵（因节省篇幅从略）可知，指标问的相关关系较高，该数据适合做因子分析。因此，采用因子分析法来反映影响两地人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程各个因素情况。因子分析中，通过运用特征根判别标准限定因子个数获得目标因子，并结合因子方差最大正交旋转法以增强目标因子的解释能力。然后，利用提取的主成分特征值累加计算得到两地报告期历年人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程加权综合得分，参与回归分析，得出人力资本价值提升对产业结构优化升级的作用关系。

1.人力资本价值提升因子命名解释

表7、表8给出了两地人力资本价值提升因子分析特征值及方差比重（为节省篇幅只取符合特征根判别标准的因子个数，下同）

表7显示，三个公因子共解释原变量总方差的85.154%，说明提取的效果较好，因而提取三个因子是合适的。由旋转因子结果得出，第一公因子在AX14、AX17、AX18、AX22的载荷值较大，主要涵盖工资收入及社会保障指标，称为工资收入及社会保障因子fAX1。第二公因子AX2、AX3、AX4、AX7有较大载荷，主要体现了人力资本价值提升的教育培训和科技开发，称为教育培训科技开发因子fAX2。第三公因子在AX13、AX21有较大载荷，可以称为卫生保健及公共服务因子fAX3。

从表8可知，三个公因子共解释原变量总方差的92.742%，说明提取的效果很好，因而提取三个因子是合适的。由旋转因子结果得出，第一公因子在BX2、BX8-BX11、BX14、BX17、BX18、BX20、BX21有较大载荷，主要涵盖了人力资本价值提升的科技开发、工资收入和社会保障方面，称为科技开发及社会保障因子fBX1。第二公因子在BX1、BX4、BX5有较大载荷，称为教育培训因子fBX2。第三公因子在BX19、BX22有较大载荷，称为公共服务因子fBX3。

2.产业结构优化升级因子命名解释

表9表10给出了产业结构优化升级因子分析特征值及方差比重。

从表9可知，三个公因子共解释原变量92.041%的总方差，说明提取的效果很好，因而提取三个因子是合适的。由旋转因子结果得出，第一公因子在AY3、AY4、AY6有较大载荷，主要涵盖产业结构优化指标，称为产业结构优化因子fAY1。第二公因子在AY2、AY7、AY9、AY10有较大载荷，称为产业结构升级因子fAY2。第三主成分在AY1有较大载荷，所以称为GDP增长因子fAY3。

从表10可知，三个公因子共解释原变量89.952%的总方差，说明提取的效果较好，因而提取三个因子是合适的。由旋转因子结果得出，第一公因子在BY10、BY5、BY6、BY11有较大载荷，主要涵盖了产业结构优化升级的多个方面，称为产业结构综合因子fBY1。第二主成分在BY1、BY4有较大载荷，称为产业结构优化因子fBY2。第三主成分在BY8 R&D人员全时当量有较大载荷，称为产业科技成果因子fBY3。

（二）线性回归分析

回归分析可用于评估自变量对因变量的效果。通过以上因子分析，分别提取公因子。将自变量与因变量的公因子进行回归分析，来验证产业结构优化升级进程中人力资本价值提升的推动作用。

根据统计软件SPSS20.0自动生成的指标数据的标准化值，得出自变量和因变量各公因子报告期历年得分（fx：人力资本价值提升因子，fy：产业结构优化升级因子，A：上海市，B：湖南省）。

表11、12的数据比较可知，2006年之前，两地人力资本价值提升水平的综合得分为负值，而同期，产业结构优化升级的综合得分也显著为负值。这表明2000-2006年这一区间两地的人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程处于平均水平以下。2006年之后，两者的综合得分都为正值，这表明，2006年以来，两地的教育、科技、卫生保健、工资收入和社会保障、公共服务等事业快速发展，人力资本价值得到提升，同时，产业结构优化升级进程也在加快。这进一步说明人力资本价值提升与产业结构优化升级呈显著正相关关系。数据还显示：人力资本价值提升对产业结构优化升级的影响从2006年至今是逐渐加大的，因此，人力资本价值提升对产业结构优化升级的推动作用会随着人力资本价值水平的提升而逐渐增强。从以上两组数据可以看出两者的走向、趋势大致相同。以上结论，进一步验证了人力资本价值提升对产业结构优化升级的推动作用。

分别建立Lnfy1，Lnfy2，Lnfy3与Lnfx1，Lnfx2，Lnfx3的线陛模型，线性回归得到以下结果：

根据回归结果，得出以下分析和结论：

（1）LnfAy1的结果是：回归模型的拟合系数R2=0.995，调整R2=0.993，拟合系数很高，回归方程较好的反映了自变量3大因子与因变量fAy1因子之间的关系；模型的Sig=0.000，说明该模型具有显著的统计意义；fAx1与fAx3的显著水平分别为0.000、0.034，显著水平高，模型通过了回归参数检验；说明这两个因子与fAy1产业结构优化呈显著正相关；而fAX2对产业结构优化因子fAY1的显著度较低，即不显著。据此，我们可以认为，通过工资收入和社会保障、卫生保健和公共服务的人力资本价值提升对产业结构优化能产生积极的推动作用。fAx2显著水平为0.204，显著度较低，可以说不显著，说明现有的通过教育培训和科技开发的人力资本价值提升对产业结构优化未产生应有的推动作用。

（2）LnfAy2的结果是：回归模型的拟合系数R2=0.823，调整R2=0.721，拟合系数较高，fAX2的显著水平为0.001，通过了回归方程的系数检验，说明通过教育培训和科技开发的人力资本价值提升对产业结构升级fBY2的影响显著。这一结论说明教育培训和科技开发的人力资本价值提升是推动产业结构优化升级的重要推动力。

（3）LnfAy3的结果是：回归模型的拟合系数R2=0.823，调整R2=0.721，拟合系数较高，fAX2、fAX3的显著水平分别为0.059、0.000，通过了回归方程的系数检验，说明通过教育培训科技开发和卫生保健及公共服务的人力资本价值提升对产业结构优化升级进程中的GDP增长因子fBY3有影响显著。这一结论同样说明教育培训和科技开发的人力资本价值提升是推动产业结构优化升级的重要推动力。

根据回归结果，得出以下分析和结论：

（1）LnfBy1的结果是：回归模型的拟合系数R2=0.995，调整R2=0.993，拟合系数较高，fBX1、fBX3的显著水平分别为0.000和0.005，通过了回归方程的系数检验，说明通过科技开发及社会保障和公共服务的人力资本价值提升对产业结构综合因子FBY1的影响显著。这一结论，验证了人力资本价值提升对产业结构优化升级的作用关系。

（2）LnfBy2的结果是：回归模型的拟合系数R2=0.750，调整R2=0.656，拟合系数较高，FBX2的显著水平为0.002，通过了回归方程的系数检验，说明通过教育培训的人力资本价值提升对产业结构优化因子FBY2的影响显著。这一结论，同样验证教育培训和科技开发的人力资本价值提升是推动产业结构优化升级的重要推动力。

（3）LnfBy3的结果是：回归模型的拟合系数R2=0.723，调整R2=0.618，拟合系数较高，FBX2、FBX3的显著水平分别为0.096和0.003，通过了回归方程的系数检验，说明通过教育培训和公共服务的人力资本价值提升对产业结构优化升级的产业科技因子FBY3的影响显著。

总体而言，以上回归结论验证了人力资本价值提升是产业结构优化升级的重要推动力。

四、结论、启示与政策含义

中国已进入加快产业结构优化升级进程的重要机遇期，本文试图从人力资本价值提升视角探寻加快产业结构优化升级的推动力。

本文运用构建的指标体系，收集整理2000-2010年间两地人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程的数据，并进行描述性统计分析，结果表明：近11年来，两地的人力资本价值提升对产业结构优化升级的推动作用不断增强，人力资本价值提升水平和产业结构优化升级进程显著正相关。

通过回归分析发现，人力资本价值提升能推动产业结构优化升级，其中，通过教育培训和科技开发的人力资本价值提升是加快产业结构优化升级进程的重要推动力。这是因为教育培训、科技开发不仅能够通过其自身的发展拉动经济发展，而且还能够通过增加人力资本价值存量影响产业结构优化升级。不仅如此，教育人力资本价值、科技人力资本价值可反复使用，越用越得到提升，教育科技人力资本价值的无限供给特征决定了它对日益枯竭的自然资源和稀缺的物质资本的替代作用和弥补作用，决定了它可以克服环境、资源和市场对产业发展的制约作用，快速地增加产出总量，从而使产业发展具有不竭的力量源泉。因此，通过教育培训、科技开发所得到的人力资本价值的不断提升是推动产业结构优化升级的最重要力量。

以上研究结论带给我们的启示和政策含义：

本文的研究结论凸显出在加快产业结构优化升级进程中提升人力资本价值的战略意义。虽然，近11年来，两地的人力资本价值提升对产业结构优化升级的推动作用不断增强，但是，结合对产业结构优化升级指标数据的静态分析可知：加快产业结构优化升级进程受到各种因素制约，其中，凸显的是现有的人力资本供给短缺与加快产业结构优化升级进程需求旺盛的矛盾。湖南目前的产业发展方式仍属“四高四低”的传统的资源、投资驱动型，而不是人力资本价值推动型，影响产业结构优化升级进程。由此得到的政策含义为：应树立科学的人力资本价值观，不仅完善人力资本价值提升的制度安排，保障人力资本价值提升取得实效，而且要完善人力资本价值水平发挥的激励机制，以人力资本价值提升为驱动，加快产业结构优化升级；提高人力资本价值水平与产业结构优化升级的协调程度，注重人力资本的教育培训和科技开发，大力提升教育人力资本和科技人力资本价值，特别是提升人力资本的自主创新能力，寻求新的发展动力和支撑，已成为当前加快产业结构优化升级的当务之急和重中之重。只有这样，才能有效缓解人力资本供给短缺与加快产业结构优化升级需求旺盛之间的矛盾，缩小与发达地区在人力资本价值水平提升上的差距，加快产业发展方式从资源驱动型向人力资本价值驱动型转变，实现经济赶超。

责任编辑：詹花秀

作者：何菊莲　胡娇　何健

区域产业结构优化升级研究论文 篇3：

互联网金融与产业结构转移升级的关系研究

[摘 要] 文章利用VAR模型分析互联网金融与产业结构转移升级之间的关系。文章衡量产业结构转移升级的指标分为产业结构优化率与升级率，并且采用占互联网金融规模比例较大的第三方支付交易规模作为衡量指标。运用Johansen协整检验、脉冲响应函数检验等定量分析方法分别对三者之间的关系进行实证分析。结果表明：互联网金融与产业结构转移升级之间存在着长期稳定的均衡关系；第三方支付交易规模与产业结构优化率之间相互促进；但产业结构优化率对第三方支付规模的正向作用幅度较大，从长期来看，产业结构优化对互联网金融发展有支持作用；第三方支付规模与产业结构升级率之间存在相互促进关系，但第三方支付对产业结构升级率的积极影响较大，表明互联网金融的发展极大地促进了第三产业的发展。文章最后根据实证结果，提出互联网金融发展与产业结构转移升级发展的建议。

[关键词] 互联网金融；产业结构转移升级；VAR

[作者简介] 刘岳莎，新疆财经大学金融学院金融学专业学术型研究生，研究方向：投融资理论与实务，新疆 乌鲁木齐， 830012，魏红洋，新疆财经大学会计学院会计专业硕士研究生，研究方向：非营利组织会计，新疆 乌鲁木齐，830012

在中国经济新常态下，经济增速放缓，政府不再着力于单纯的GDP增速，而更注重产业结构的合理化布局以及可持续发展。2014年中国产业结构优化，转型升级态势明显。工业向高端化发展，高技术产业、装备制造业增加值比上年分别增长12.3%、10.5%，增速分别比规模以上工业快4.0和2.2个百分点。第三产业占比持续上升，2013年，第三产业增加值占比从2011年的44.2%增至46.9%，这表明我国产业结构处在重要的转型升级阶段，步伐越来越快。而互联网金融依托互联网技术的发展和企业自身的创新思维，对传统金融领域的冲击已显而易见，随后在全国“两会”期间，马化腾提出的“互联网+”，赋予互联网金融新的意义及使命，互联网金融在这一轮中国经济的转型进程中扮演着重要的角色。

一、理论基础

许多文献与数据证明产业结构与金融发展是不可分割的，彭亮（2014）利用1978-2012年中国省级面板数据对二者关系进行系统GMM检验，结果显示：金融发展有利于产业结构升级，并且产业结构升级是一个持续而长期的过程。罗荣华（2014）认为现阶段，金融发展会促进产业结构合理化而不是高级化。马子红（2014）表示产业结构的失衡会造成金融错位发展，进而导致产业结构调整缺乏有效的金融支持。大量文献研究金融发展对产业结构的影响，但对互联网金融与产业结构转移升级的关系研究甚少。随着互联网金融在中国经济的转型进程中扮演越来越重要的角色，互联网金融与产业结构转移升级的关系是十分值得研究的。我们依据优秀文献的成果得出结论是金融发展与产业结构转移升级之间关系密切。

其实互联网金融从资金融通的角度看，并没有改变金融本质，只是对金融传统融资方式和传统金融机构相关“短板”的帕累托改进，更多是一种大量历史数据信息的整理与集合，并以此为据，实现直接融资。（贾甫，2014）随着“微商”等新型经营模式不断丰富互联网金融发展及存在模式，互联网金融发展潜力无穷。互联网金融对传统金融爆发冲击集中于2014年，据网贷之家发布的《2014年中国网贷行业年报》显示，2014年底中国网贷行业累计成交量超过3829亿元，且在这一年网贷行业成交量以月平均10.99%的速度增加，是2013年的2.39倍。而相对应的中国农业银行手续费及佣金净收入由2013年的832亿元下降到了801亿元，下降百分比为3.7%。2014年，我国第三产业增加值306739亿元，增长8.1%，占GDP比重达到48.2%。第三产业增加值的增速也快于第二产业的7.3%和第一产业的4.1%。2011全年第三方支付规模仅为39亿元，而2014年第四季度，第三方支付交易规模为23474.7亿元，突破2万亿元，相当于2011年的601.915倍。可见伴随着中国产业结构的转型，互联网金融发展也是快速的。互联网、移动支付而勃发的新金融成长之快，新产业、新业态助推经济增长功不可没。

二、实证分析

（一）指标选取及数据来源

根据配第—克拉克定理，产业结构的优化主要表现为第二产业和第三产业产值比重上升，产业结构的升级表现为第三产业占比上升并超过第二产业占比。而本文为了更好地体现出产业结构变化情况，选取产业结构优化率即第二产业与第三产业增加值之和与GDP增加值的比率；产业结构升级率则是第三产业增加值与第二产业增加值的比率。互联网金融按发展模式主要为众筹、P2P网贷、第三方支付平台。那么三大指标中第三方支付交易量占互联网金融交易量的比例大于60%，所以主要以第三方支付交易量表现互联网发展指标。为了更好地解释互联网金融与产业结构合理化、高级化之间的确切关系，本文建立两个模型来验证不同指标之间的互联网金融与产业结构转移升级的关系。本文选取的被解释变量分别为是产业结构合理化率（Y1）、产业结构高级化率（Y2）及解释变量第三方支付交易规模（X）。 由于互联网金融数据的年限原因，本文以2010-2014年季度数据为基础，数据主要来源于速途研究院，199IT互联网数据中心以及《中国统计年鉴》。此外，为了避免数据中存在异方差，使数据更具有可比性，对所选指标进行对数处理，取对数后变量相应变为LN（Y1）、LN（Y2）、LN（X）。

（二）平稳性检验

本文首先采用ADF检验方法对各变量进行平稳性检验。检验结果如表1所示：

从表1 可以看出，LnY2、LnX这三个变量在1%、5%、10%显著水平下非平稳的，对每个变量分别取一阶差分，结果一阶差分在各个显著性水平下都是平稳的，说明LnY1与LnX，LNY2与LNX变量之间存在一阶单整序列，可能存在长期均衡关系。

（三）模型建立

VAR模型可以在滞后期确定的基础上，进行Johansen协整检验、脉冲响应函数分析步骤来估计模型中变量之间的关系。

本文在建立VAR模型的基础上，采用协整检验和格兰杰因果关系检验等方法来探究中国产业结构优化，高级化与互联网金融之间的长期均衡关系和因果关系；通过脉冲响应函数来研究对产业结构转移升级与互联网金融发展水平之间的动态关系进行研究。

1.滞后期的确定

为了用Johansen协整检验确定变量之间是否存在长期协整关系，要先确定模型的滞后期。下面两个表列示出了产业结构合理化，高级化分别与第三方支付交易规模模型的滞后阶数，见表2、表3。

VAR模型的滞后阶数可以通过上表 的LR、FPE、AIC、SC和HQ原则来确定。LNY1与LNX模型的阶数为2阶，而LNY2与LNX模型滞后阶数为1。

2.模型平稳性检验

我们需进一步检验VAR模型的平稳性，检验结果发现两个模型的所用特征根都在单位圆内，表示单位平稳。左图为LNY1与LNX模型检验结果，右图为LNY2与LNX模型稳定性结果，如图1所示。

3.协整检验

在确定滞后阶数后，需采用Johansen协整检验来估计第三方支付与产业结构转移升级之间确切的长期关系变化。协整检验结果如表4、表5。

从表2、表3可以看出，无法拒绝没有协整方程的原假设，接受有协整检验方程的假设，且存在一个协整关系，进一步说明了LNY1与LNX，LNY2与LNX之间三存在长期协整关系。协整方程为：

DLNY1=0.16459DLNX+3.54E-06 （1）

DLNY2=1.99173DLNX+0.013067 （2）

从协整方程看出，第三方支付交易规模X在（1）和（2）中均为正，但对产业优化及高级化影响作用大小各异。第三方支付交易规模的扩张，会促进产业结构的转移升级，若自变量X提高1%，则产业优化率提高0.16459%，同时产业结构升级率会提高1.99173个百分点。整理数据的所有单位均为亿元，所以一个百分点的增量额是相当可观的。这说明第三方支付交易规模的扩张可以产业结构优化升级，从长期看来影响更加深远。

4.脉冲响应函数分析

在明确产业结构转移升级与互联网金融变量之间明确的协整关系之后，但互联网金融指标的变动对产业结构优化率及升级率在未来一段时间内的具体冲击影响及双方之间的因果关系还需验证。下图2、图3是采用Chol-esky方法进行的脉冲响应函数分析。

图2反映的是第三产业规模值与产业结构优化率之间的长期动态关系。横轴表示冲击作用后的之后期间数（单位：季度），右上图纵轴表示产业结构优化率响应，左下图纵轴表示第三方支付规模响应（单位：亿元），蓝色实线为脉冲响应函数，分别代表产业结构优化率与第三方支付规模之间对相互的冲击反应，虚线表示正负两倍标准差偏离带。右上图为产业结构优化率对第三方支付冲击的反应，1-3期第三方支付的发展，对优化率有一个负的冲击，随后这种影响变为正向，在第5期达到最大值，从第6期开始影响逐渐趋于平缓，并逐渐变小。而左下图为第三方支付对产业结构优化冲击的反应，1-3期产业结构优化率对第三方支付规模有负影响，第3期达到最低值，随后逐渐对其有正向冲击，在第5期达到最大值，随着时间推移，对其影响逐渐趋于稳定。我们可以明显观察到，左下图中产业结构优化率对第三方支付规模的冲击幅度大于右上图中二者的关系。综上所述，互联网金融发展规模的逐渐扩大，在刚开始三个季度对产业结构优化是不利的，二者互为反作用，出现原因则是原先的产业结构存在不合理化，无法承接互联网金融带来的一系列变化，产业结构的不合理也会在一定程度上阻碍互联网金融的发展。但随着互联网金融的持续发展，势必带动了产业结构的发展，而且影响显著，产业结构的不断优化，越来越适应互联网金融发展带来的资金融通的便利、技术创新、销售渠道多样化、效益及效率的提升，使产业结构不断向合理化发展，反过来又支持互联网金融的不断发展，而且影响是持续性的。从经济结构来说，这是实体经济发展的壮大进而促进虚拟经济发展典型例子。

图3反映的是第三方支付规模与产业结构升级之间的长期动态关系。同样地，横轴为冲击作用后的之后期间数（单位：季度），右上图纵轴表示产业结构升级率响应，左下图纵轴表示第三方支付规模对升级率的响应，蓝色实线为脉冲响应函数，分别代表产业结构升级率与第三方支付规模之间对相互的冲击的反应，虚线表示正负两倍标准差偏离带。右上图明显地呈现出了第三方支付的发展对产业结构升级的影响是非常大的，超过其对产业结构优化率的影响。1-3期对产业结构升级有正的冲击并在3期达到最大值，但3-5期却产生了一个负的冲击，在第5期达到最低值，之后对产业结构的升级产生正的冲击，并且冲击幅度扩大，第7期达到一个新高，逐步趋于平稳，而且对其影响在第10期并为消逝，一直存在。而左下图反映的产业结构的升级对第三方支付的冲击影响是明显小于前者的。1-2期有一个负向的冲击，从第2期开始正向冲击，冲击幅度不大，随着时间推移，影响逐渐缩小。综上所述，互联网金融发展初期就对产业结构升级具有明显的促进作用，产业结构升级率是第三产业增加值与GDP增加值的比值。因此互联网金融对第三产业的促进作用是十分明显的，那么也就解释了互联网金融发展对产业结构的优化作用不明显的原因。由于产业结构优化率衡量是第二产业与第三产业增加值的和与GDP比率，也就是说互联网金融对第二产业的促进作用小。互联网金融不断深化发展，势必会对产业结构升级产生影响，但在产业升级调整的时间阶段，无法应对互联网金融带来的冲击，也就不难解释为何在3-5期产生负冲击力，产业结构不断高级化，则更能利用互联网金融发展带来的机遇促进自身不断向纵深发展，为互联网金融对产业结构升级产生稳定的拉动作用奠定基础。而产业结构升级率不高即第三产业发展程度低下不会促进互联网金融的发展，左下图的1-2期负的冲击说明这一现象。随着第三产业的发展，会在相当程度内促进互联网金融的发展，这种促进作用相对前者来说是小的，并且会逐渐缩小。

三、研究结论

本文运用时间序列分析方法分析了2010-2014年间，互联网发展主要指标第三方支付交易规模与产业结构转移升级之间的关系。通过建立VAR模型，运用协整检验、脉冲响应函数等计量经济学分析方法，深入研究第三方支付与产业结构优化率、升级率之间的长期、短期和动态、静态之间的关系，得出以下结论：

1.在VAR模型基础上，协整检验表明，第三方支付交易规模与产业结构优化率、升级率之间存在着长期均衡关系，第三方支付交易规模对产业结构优化率、升级率都有促进作用，但对产业结构升级率的正作用大于其对产业结构优化率的影响。

2.通过脉冲响应函数分析可知： 在互联网金融发展初期，互联网金融发展对产业结构优化率冲击力为负，出现原因则是原先的产业结构存在不合理化，无法承接互联网金融带来的一系列变化，产业结构的不合理也会在一定程度上阻碍互联网金融的发展。随着互联网金融发展规模的逐渐扩大，对产业结构优化起到促进作用，但反过来产业结构的优化对互联网金融发展有正向的冲击影响，且冲击幅度大于互联网金融对产业结构的促进作用； 产业结构升级率是第三产业增加值与GDP增加值的比值，互联网金融发展初期就对产业结构升级具有明显的促进作用，因此互联网金融对第三产业的促进作用是十分明显的。由于产业结构优化率衡量是第二产业与第三产业增加值的和与GDP比率，即互联网金融对第二产业的促进作用小。第三产业发展程度低的阶段，无法通过产业的升级来促进互联网金融的发展，但随着第三产业的发展，会在相当程度内促进互联网金融的发展，但这种促进作用相对于互联网金融对产业结构升级的作用来说是小的； 互联网金融发展初期，对产业结构的优化具有负作用，但对产业结构升级具有正向作用。随着互联网逐渐发展，对产业结构优化及升级都起到积极作用，与此同时，反过来，产业结构优化对互联网金融的促进作用较大；产业结构升级对互联网金融的正向作用较小。互联网金融在促进第三产业发展方面作用明显，而第二产业和第三产业的发展对互联网金融的发展有较大的促进作用。

四、对策建议

针对上述实证分析和得出的结论，对互联网金融与产业结构转移升级发展方面提出以下几点建议：

（一）补足产业结构发展的短板

补充产业结构发展在当今互联网发展初期的短板，抓好互联网金融发展的黄金时机。产业结构的短板就是第三产业发展程度不高。2011年的第二产业增加值构成比例为46.2%，大于第三产业的44.2%，这也能说明在互联网金融发展初期，为何对产业结构促进作用微弱的现象。随着互联网金融的发展，2013年第二产业增加值占比为43.7%，低于第三产业增加值比例46.9%，表明互联网金融对产业结构升级起到了作用。

（二）促进与互联网金融相关的新兴信息服务业发展

与互联网金融相关的新兴信息服务业发展是快速的。随着城乡居民生活质量的改善与提升，人口城镇化的加快推进，工业的转型升级，都高度依赖于生产性服务业和生活性服务业的发展。这种需求会催生出各种新产品、新行业、新产业、新业态、新模式。例如，伴随着网上购物的快速发展，微商等多种新型经营模式迅速出现，这种经营模式降低经营成本、房屋租赁、审核条件宽松、审核速度快等等，给相当一部分人提供获取利润的方式，给人民生活带来极大的便利，发展前景是巨大的。可预见，未来中国经济行业中生产性服务业有广阔的发展土壤，信息化的特点不仅可将行业成本降低，而且可催生和带动许多行业的发展，将高端服务元素嵌入制造业、运输业、消费领域之中，促进这些产业转型升级。信息化进程加快，无疑促进与信息相关的基础设施建设，设施建设所使用高科技材料、高技术人员都会增加，促进技术研发与创新，这无疑加快第三产业的发展，促进产业结构升级。

（三）为产业结构转移升级注入强大后劲，促进产业技术创新

2014年国民经济与社会发展统计公报显示：互联网革命正迅速向各个产业领域渗透、融合，旧体制机制及管理模式已与“互联网思维”不相适应，现行的产业政策在逐渐改变以往的工业化思路，互联网也由单纯的技术演进到重构产业生态及价值创造阶段，成为撬动传统产业转型升级的重要力量。美国成功升级本国产业结构所采取的措施是将信息技术产业战略重点转移到个人计算机和网络，由此可见，我们应抓好这一机遇。首先，高新技术注入产业转移升级中，可以提高原有技术装备水平和产品的科技含量及其附加值，赋予产品新的活力，延长产品的生命周期。其次在物流方面，互联网金融提高了物流的信息化和智能化水平，从而降低物流成本，提高物流效率。最后，技术创新及应用是需要资金支持的，互联网提供多种融资渠道，加大技术投资规模，促进金融资本流入产业升级领域，提高资金使用及产业升级效率，为新兴产业提供优越的金融环境。国家科学研究、技术服务等全社会固定资产投资增长快速，自互联网金融发展以来，技术投资增长速度明显，从2011年的1679.77亿元增至2013年的3313.21亿元，高新技术产业研究与试验发展经费支出自2011年1.441千万增至2.034千万，增长百分比为141.18%。

（四）规范互联网金融发展

互联网金融为我国的产业结构升级提供了资金支持。互联网金融最先以“余额宝”先导揭开了资金需求的热度。通过资金聚集和信用扩张的方式提供资金支持，其资金聚集作用是十分明显的。以网贷行业为例，2013年P2P行业成交额为1058亿，2014年突破2500亿，2015年1月和2月共成交693亿，对比去年同期的223亿，增幅约为311%。例如，作为众筹一个新起平台同城，第一个项目就是唱吧麦颂KTV下线实体店的股权众筹，该项目在24小时内突破540万。聚集的资金在各产业之间分配，向高效益、高成长、高技术转移升级的产业会需求更多的资金，同时，低效益的传统产业在得不到资金支持时会自动衰退，促进产业结构转移升级。但互联网金融发展面临着信用风险、信息安全风险、资金转存风险，所以必须建立风险预警机制。例如，可建立相应的保险对应机制，成立专门针对互联网金融的风投公司，为产业结构调整中的微观主体提供资金规划服务等，出台互联网金融规范措施，为产业结构转移升级提供更好的动力，这里动力包括对产业升级的促进动力和对落后产业的淘汰动力。

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作者：刘岳莎　魏红洋