中國制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力驅(qū)動因素的實(shí)證研究
——基于2001-2011年省際面板數(shù)據(jù)

張芊芊，季良玉，李廉水

中國制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力驅(qū)動因素的實(shí)證研究
——基于2001-2011年省際面板數(shù)據(jù)

張芊芊1，季良玉1，李廉水2

（1.東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210096；2.南京信息工程大學(xué)中國制造業(yè)研究院，江蘇南京210044）

我國是制造業(yè)大國，制造業(yè)在我國國民經(jīng)濟(jì)中處于不可替代的中心地位，為我國經(jīng)濟(jì)的長期增長提供了足夠的支撐和動力。文章基于2001-2011年中國省際面板數(shù)據(jù)，研究我國制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的驅(qū)動因素。結(jié)果顯示，物質(zhì)資本投入、人力資本水平、技術(shù)投入、出口因素、制度因素等對制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力都有正向的驅(qū)動作用，但勞動力投入、金融發(fā)展水平對制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的驅(qū)動作用，因制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力代理變量的不同而有所差異。

制造業(yè)；經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力；驅(qū)動因素

一、引言

2001-2011年的11年間，中國制造業(yè)的發(fā)展成績斐然。研究中國制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的驅(qū)動因素，對轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵式發(fā)展具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

在實(shí)證方面，勞動投入對于經(jīng)濟(jì)增長的作用已無需贅言，關(guān)于資本投入對經(jīng)濟(jì)增長作用的研究也越來越深入，嚴(yán)成樑（2011）實(shí)證得出資本投資對我國人均實(shí)際產(chǎn)出以及經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用［1］。但也有學(xué)者認(rèn)為我國的資本投入對經(jīng)濟(jì)效率的提高并未起到促進(jìn)作用［2］（姚偉峰，2009）。Mankiw（1992）、Klenow（1997）用招生率等相關(guān)數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長有明顯的正效應(yīng)［3-4］。扶濤等（2010）實(shí)證得出1978～2006年人力資本對我國經(jīng)濟(jì)增長的直接作用和間接作用都比較大［5］。研究者大多用R&D作為技術(shù)投入的代理變量，研究其與生產(chǎn)率或經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。Griliches（1980）利用美國1959-1977年39個(gè)制造產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)［6］、Mansfield（1988）利用日本制造產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)與美國進(jìn)行對比分析［7］、Bernstein（1988）利用加拿大制造產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)［8］、吳延兵（2006）運(yùn)用中國四位數(shù)制造產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)［9］等均發(fā)現(xiàn)R&D產(chǎn)出彈性為正，但具體的彈性數(shù)值有一定差異。關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，Beck（2000）等采用動態(tài)廣義矩法發(fā)現(xiàn)［10］，金融發(fā)展主要通過提高全要素生產(chǎn)率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Benhabib（2000）則認(rèn)為金融發(fā)展與TFP增長、物質(zhì)資本和人力資本積累都相關(guān)［11］。Rioja et al（2004）發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用在發(fā)達(dá)國家主要通過提高TFP來實(shí)現(xiàn)，而在發(fā)展中國家通過加速資本積累來實(shí)現(xiàn)［12］。陳曉紅（2007）等對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做綜述后發(fā)現(xiàn)，國外關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證結(jié)果較為一致，基本上肯定二者的正向關(guān)系［13］。而國內(nèi)研究者由于指標(biāo)選取和實(shí)證方法不同，結(jié)論尚有爭議。關(guān)于貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，Balassa（1978）研究了11個(gè)發(fā)展中國家，發(fā)現(xiàn)出口能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長［14］。Mazumdar（1996）認(rèn)為貿(mào)易能否促進(jìn)增長取決于貿(mào)易的結(jié)構(gòu)和方向［15］。Dodzin等（2004）研究指出開放的貿(mào)易政策有力地推動了發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和工業(yè)化［16］。李軍（2008）則認(rèn)為進(jìn)口和出口具有積極與消極兩方面的效應(yīng)，對經(jīng)濟(jì)影響的最終結(jié)果，取決于各種影響效應(yīng)的抵消結(jié)果［17］。黃濤珍等（2011）針對我國中部地區(qū)研究發(fā)現(xiàn)，中部地區(qū)的出口增長拉動了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，但進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)向的影響［18］。關(guān)于制度與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，Olson Mancar（1982）及Virginia Gray（1988）實(shí)證得出利益集團(tuán)的參與及其數(shù)量會阻礙經(jīng)濟(jì)增長。國內(nèi)研究者盡管選取代理變量不同，但大多認(rèn)為制度因素對經(jīng)濟(jì)增長有正向作用［19］。具體到制造業(yè)的增長動力方面，盡管文獻(xiàn)較少，但也有研究者做了探討。袁鵬（2008）利用勞動生產(chǎn)率增長分解的改進(jìn)框架，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長來源中，前期的主導(dǎo)因素為資本深化，而后期則是技術(shù)進(jìn)步［20］。楊洪焦等（2009）將59個(gè)國家與地區(qū)分為發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家兩種樣本，對兩類樣本在1990年和2002年的制造業(yè)績效進(jìn)行評價(jià)。實(shí)證結(jié)果表明，貿(mào)易、科技創(chuàng)新、能源環(huán)境、勞動力以及金融發(fā)展這五類因素對同類國家與地區(qū)間的制造業(yè)績效差異具有較強(qiáng)的解釋力［21］。

二、制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的驅(qū)動因素模型

（一）驅(qū)動因素及模型的建立

1.物質(zhì)資本因素

卡爾多通過對大量數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)重要事實(shí)：在過去的一個(gè)世紀(jì)中，大多數(shù)主要工業(yè)化國家的物質(zhì)資本、勞動與產(chǎn)量的增長率大體是一個(gè)常數(shù)，產(chǎn)量和物質(zhì)資本的增長率大致相同。從行業(yè)角度來看，物質(zhì)資本的增長是行業(yè)經(jīng)濟(jì)增長不可或缺的條件，其增長速度基本可以反映行業(yè)產(chǎn)值增長速度。

2.勞動力因素

勞動力基于人口數(shù)量的多少，勞動力數(shù)量是影響行業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的具體因素之一。人口數(shù)量越多，勞動力來源就越為廣泛。需要注意的是，年齡不同，其經(jīng)濟(jì)行為有所不同，因而，處于不同的年齡結(jié)構(gòu)階段，人口對經(jīng)濟(jì)增長的影響不盡相同。一般來說，如果少年兒童或老人占人口比重較大，社會負(fù)擔(dān)會較高，人口生產(chǎn)能力低，不利于經(jīng)濟(jì)增長；而勞動人口比重大的情況下，人口生產(chǎn)能力強(qiáng)，社會儲蓄率也高，有利于資本形成，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；如果人口年齡結(jié)構(gòu)最富生產(chǎn)性，經(jīng)濟(jì)增長動力會更強(qiáng)。

3.人力資本因素

人力資本對經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的影響早已被證明，巴羅·羅伯特（Robert J.Barro）對100個(gè)國家1965-1995年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：人力資本每增長一倍，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值將增長一倍多［22］。人力資本的提升一方面使得機(jī)器設(shè)備的操作效率增加，現(xiàn)代化的機(jī)器設(shè)備能被高效使用；另一方面行業(yè)企業(yè)的管理水平得以提高，投入-產(chǎn)出比上升；再者，技術(shù)的產(chǎn)出效率增進(jìn)，經(jīng)濟(jì)得以加速增長。

4.技術(shù)因素

技術(shù)因素主要從三個(gè)方面推動經(jīng)濟(jì)增長：一是提高勞動生產(chǎn)率；二是增加產(chǎn)品的品種；三是提升單位產(chǎn)品的價(jià)值，這三者是人類社會的發(fā)展進(jìn)步的集中體現(xiàn)。技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力提高的主要源泉。Michael J.Boskin（2001）對戰(zhàn)后經(jīng)濟(jì)增長的研究發(fā)現(xiàn)：主要的工業(yè)化國家除加拿大外，技術(shù)進(jìn)步對GDP增長的貢獻(xiàn)率在50%以上［23］。而技術(shù)進(jìn)步來源于創(chuàng)新，正是創(chuàng)新不斷推動著經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。

5.金融發(fā)展因素。金融發(fā)展的一個(gè)重要功能是：使得金融資源得以優(yōu)化配置，金融配置效率提高，成本下降，將金融資源配置到資本邊際效率最高的項(xiàng)目中去。King&Levine（1993）對內(nèi)生性增長模型的分析表明，金融發(fā)展通過選擇高質(zhì)量企業(yè)與優(yōu)良項(xiàng)目來提高生產(chǎn)技術(shù)水平，進(jìn)而推動經(jīng)濟(jì)增長［24］。這主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：一是信息的收集整理，可對各種供選擇的投資項(xiàng)目進(jìn)行評估；二是風(fēng)險(xiǎn)的分散，促使個(gè)人投資于風(fēng)險(xiǎn)更高而生產(chǎn)效率也更高的項(xiàng)目；三是金融發(fā)展有助于技術(shù)創(chuàng)新能力的提高，創(chuàng)新是有風(fēng)險(xiǎn)的，熊彼特提出“非常信用”理論很好地證明了這一點(diǎn)。

6.對外貿(mào)易因素

對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的影響有兩個(gè)途徑：一是出口，出口貿(mào)易的發(fā)展有利于行業(yè)集聚，促進(jìn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)；應(yīng)對國際市場的競爭，出口貿(mào)易能對企業(yè)形成倒逼機(jī)制，促進(jìn)其提升產(chǎn)品和服務(wù)的國際競爭力；出口貿(mào)易市場廣大，也有利于吸引外資流入，帶動國內(nèi)就業(yè)。二是進(jìn)口，進(jìn)口有利于國內(nèi)企業(yè)借鑒和應(yīng)用國外先進(jìn)的技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，降低“摸索成本”；進(jìn)口能減輕國內(nèi)要素供給的壓力；進(jìn)口同樣能為我國出口的擴(kuò)大奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

7.制度因素

制度是經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力提升的重要環(huán)境，一方面制度可以對企業(yè)組織、市場規(guī)則以及政府行為進(jìn)行規(guī)定，影響生產(chǎn)要素的投入、累積和規(guī)模；另一方面制度可以制定交易的規(guī)則，使得交易成本降低，提高整個(gè)社會經(jīng)濟(jì)活動的效率。

基于以上對制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力驅(qū)動因素的分析，本文以擴(kuò)展的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型為基礎(chǔ)，在傳統(tǒng)的資本和勞動力的基礎(chǔ)上，將技術(shù)、金融、貿(mào)易、制度等因素納入到生產(chǎn)函數(shù)中，因而模型擴(kuò)展為：

（二）指標(biāo)的選取及數(shù)據(jù)來源

1.經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力Y

制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力反映制造業(yè)的產(chǎn)出水平和對國民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)，是制造業(yè)產(chǎn)值、利潤、生產(chǎn)率、市場占有率等各方面的綜合反映，但在實(shí)際情況中，我們一般更關(guān)注的是制造業(yè)的產(chǎn)出水平和盈利能力。因此我們采用2001-2011年各?。ㄊ校┳灾螀^(qū)的制造業(yè)總產(chǎn)值（Y1）作為各地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的代理變量。一般而言，制造業(yè)總產(chǎn)值較大的地區(qū)，其制造業(yè)企業(yè)利潤總額也相對較高。為了使結(jié)果更為穩(wěn)健，我們同樣使用制造業(yè)企業(yè)利潤總額（Y2）作為各地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的代理變量。

2.物質(zhì)資本投入K

在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，物質(zhì)資本的投入有較多的代理變量，如用制造業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示［9］，也有用資本存量來表示。由于各年各地區(qū)的制造業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額數(shù)據(jù)不完整，而使用資本存量存在一個(gè)折舊率的估計(jì)問題，為保證數(shù)據(jù)的有效性，我們利用各年各地區(qū)的制造業(yè)固定資產(chǎn)投資表示這一變量。

3.勞動力投入L

用2001-2011各地區(qū)制造業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)表示。2001年和2002年是通過將該地區(qū)各制造業(yè)子行業(yè)的年平均人數(shù)匯總而得，由于國研網(wǎng)中2003-2011年的部分制造業(yè)子行業(yè)數(shù)據(jù)缺失，該數(shù)據(jù)通過將工業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)減去工業(yè)中非制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)得到。上述的制造業(yè)總產(chǎn)值、制造業(yè)企業(yè)利潤總額依據(jù)同樣處理而得。

4.人力資本水平X1

人力資本的形成主要有兩種形式，即教育和干中學(xué)，大多數(shù)實(shí)證研究也都采用教育指標(biāo)來度量人力資本，本文同樣如此，用2001-2011年各地區(qū)就業(yè)人員平均受教育年限來衡量人力資本水平。具體的計(jì)算方法為：平均受教育年限=小學(xué)文化程度就業(yè)人員比重×6年＋初中文化程度就業(yè)人員比重×9年＋高中文化程度就業(yè)人員比重×12年＋大專文化程度就業(yè)人員比重×15年+本科文化程度就業(yè)人員比重×16年+研究生文化程度就業(yè)人員比重×19年（因?yàn)椴┦垦芯可戎剌^小，研究生受教育年限采用19年）。

5.技術(shù)投入X2

R&D投入是衡量一個(gè)國家或地區(qū)科技發(fā)展水平的最重要指標(biāo)之一，我們根據(jù)研究者的通常做法，用制造業(yè)的R&D經(jīng)費(fèi)表示其技術(shù)投入。

6.金融發(fā)展X3

Goldsmith（1969）［25］提出金融相關(guān)率可以作為金融發(fā)展程度的衡量，因無法找到分省市的M2來衡量金融資產(chǎn)，只能近似的用各省市統(tǒng)一口徑的銀行存貸款數(shù)據(jù)來反映金融資產(chǎn)。根據(jù)應(yīng)向陽（2009）的處理方法［26］，用各地區(qū)金融機(jī)構(gòu)存貸款總額與當(dāng)年名義GDP的比值來表示金融發(fā)展指數(shù)。

7.貿(mào)易因素X4

我國制造業(yè)的產(chǎn)出很大一部分是出口導(dǎo)向的，在商品出口額中，制造業(yè)產(chǎn)品的出口達(dá)到90%以上。因此可使用各地區(qū)的對外貿(mào)易出口總額作為貿(mào)易因素的代理變量，具體數(shù)據(jù)上使用統(tǒng)計(jì)年鑒中各地區(qū)出口數(shù)據(jù)乘以當(dāng)年匯率轉(zhuǎn)換為億元人民幣。

8.制度因素X5

研究者往往使用多個(gè)指標(biāo)如非國有化率、工業(yè)化指數(shù)、市場化指數(shù)、國際化指數(shù)作為制度變遷的代理變量。但考慮到理論模型推導(dǎo)及實(shí)證分析研究的便利，選擇單一化指數(shù)作為制度變量更佳（王瑞澤，2006［27］）。制度變遷的一個(gè)最重要特征在于產(chǎn)權(quán)制度的變更，因此我們選擇非國有化率作為代理變量。具體的算法是：國有化率=國有及國有控股工業(yè)企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入/該地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入×1/3+國有及國有控股工業(yè)企業(yè)的利潤總額/該地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的利潤總額×1/3+國有及國有控股工業(yè)企業(yè)就業(yè)人數(shù)/該地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的就業(yè)人數(shù)的比值×1/3。再用1減去該國有化率，即得非國有化率。

本文實(shí)證研究的數(shù)據(jù)主要來源于：2002-2012年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國制造業(yè)發(fā)展研究報(bào)告》、《中國金融年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、國研網(wǎng)、中國高校資訊行數(shù)據(jù)庫等。

三、計(jì)量結(jié)果分析

（一）回歸分析

分別采用了面板數(shù)據(jù)估計(jì)的固定效應(yīng)（FE）、隨機(jī)效應(yīng)（RE）、可行的廣義最小二乘法（FGLS）三種方法，對計(jì)量模型（2）進(jìn)行了回歸，表1報(bào)告的是以制造業(yè)總產(chǎn)值作為被解釋變量（Y1）的回歸結(jié)果。

表1 回歸結(jié)果

表1中（1）-（2）欄的回歸結(jié)果顯示，除了X3所代表的金融發(fā)展水平系數(shù)為負(fù)且不顯著以外，其余變量的系數(shù)均為正，且通過統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性檢驗(yàn)。這表明各地區(qū)的物質(zhì)資本投入、人力資本投入、勞動力投入、技術(shù)投入、出口因素、制度因素等對制造業(yè)總產(chǎn)值為代表的制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績效有顯著的正向驅(qū)動作用。觀察（1）和（2）的估計(jì)結(jié)果，二者各變量的系數(shù)方向及顯著性檢驗(yàn)結(jié)果是相同的，差別在于系數(shù)值的大小。Hausman檢驗(yàn)的P值為0.000 6，小于0.05，應(yīng)拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型。（3）式是采用可行的廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)，這一方法可以消除可能存在的異方差性和序列相關(guān)性，能夠得出有效的估計(jì)結(jié)果（Wo?odridge，2002［28］）。由于回歸結(jié)果比較一致，可在（1）的估計(jì)結(jié)果上討論研究的發(fā)現(xiàn)。

通過觀察（1）解釋變量系數(shù)的估計(jì)值，得出以下兩點(diǎn)發(fā)現(xiàn)：一是物質(zhì)資本投入、人力資本水平、勞動力投入、技術(shù)投入、出口因素、制度因素這幾個(gè)指標(biāo)的系數(shù)值均顯著為正，表明它們對制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績效有正的影響，與我們預(yù)期一致。二是金融發(fā)展水平的系數(shù)為負(fù)值但不顯著，與預(yù)期不太相符。在前文中也提到，國外關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究結(jié)論較為一致，基本肯定了二者的正向關(guān)系，但國內(nèi)實(shí)證結(jié)果仍爭議較大。此處的回歸結(jié)果顯示出二者不顯著的負(fù)向關(guān)系?？赡艿脑蚴墙鹑诎l(fā)展水平較高的地區(qū)，銀行貸款資金并未著重支持制造業(yè)的發(fā)展，而流向其他產(chǎn)業(yè)如房地產(chǎn)行業(yè)較多，導(dǎo)致制造業(yè)這樣的實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展缺乏資金支持。

（二）進(jìn)一步的穩(wěn)健性分析

如前所述，衡量制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績效一方面可以由總產(chǎn)值反映，另一方面，制造業(yè)企業(yè)利潤總額也是一個(gè)非常重要的指標(biāo)。為了得出更為穩(wěn)健的結(jié)論，我們以制造業(yè)企業(yè)利潤總額作為被解釋變量，對各解釋變量進(jìn)行回歸。表2的（1）-（3）分別報(bào)告了使用固定效應(yīng)（FE）、隨機(jī)效應(yīng)（RE）、可行的廣義最小二乘法（FGLS）三種方法的解釋變量系數(shù)估計(jì)值。

表2 回歸結(jié)果

表2中Hausman檢驗(yàn)的P值為0.167 3，大于0.05，應(yīng)接受原假設(shè)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型。（3）式仍是采用可行的廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示，各解釋變量的系數(shù)均為正，且只有勞動力投入未通過顯著性檢驗(yàn)。這個(gè)估計(jì)結(jié)果與（2）的相比，僅存在技術(shù)投入和金融發(fā)展水平系數(shù)的顯著性不一致。由于FGLS方法可以消除可能存在的異方差性和序列相關(guān)性，可在（3）的估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上討論研究的發(fā)現(xiàn)。

通過觀察（3）解釋變量系數(shù)的估計(jì)值，可以看到：首先，物質(zhì)資本投入、人力資本水平、技術(shù)投入、金融發(fā)展水平、出口因素、制度因素這幾個(gè)指標(biāo)的系數(shù)值均顯著為正，表明它們是制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的驅(qū)動因素，與我們預(yù)期一致。其次，勞動力投入的系數(shù)為正值但不顯著，這也說明了一個(gè)現(xiàn)實(shí)，即勞動力的大量投入不一定帶來經(jīng)濟(jì)效益的提高。最后，與以制造業(yè)總產(chǎn)值作為被解釋變量的回歸結(jié)果進(jìn)行比較，可以發(fā)現(xiàn)，僅勞動力投入和金融發(fā)展水平這兩個(gè)因素的系數(shù)，由于被解釋變量選取的不同而存在差異。金融發(fā)展水平與制造業(yè)總產(chǎn)值存在負(fù)向、不顯著地關(guān)系，而與制造業(yè)企業(yè)利潤總額卻存在著正向、顯著地關(guān)系。原因可能在于，金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，企業(yè)的融資渠道較為暢通、程序相對規(guī)范，企業(yè)的資金使用成本較低從而對利潤有正向的影響作用。

（三）對內(nèi)生性問題的處理

值得注意的是，計(jì)量模型（2）中的一些變量可能存在由于逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題?，F(xiàn)實(shí)中存在這樣的現(xiàn)象：資本投入對制造業(yè)的產(chǎn)出或利潤有促進(jìn)作用，同時(shí)，制造業(yè)產(chǎn)值高的或是利潤較高的地區(qū)可能更有動機(jī)加大資本投入，人力資本水平、制度因素等都會存在這樣的問題。為此，我們使用由Arellano和Bover（1995）提出，并由Blundell和Bond（1998）改進(jìn)的系統(tǒng)GMM方法來克服模型中解釋變量的內(nèi)生性問題。表3報(bào)告了采用GMM方法回歸結(jié)果，（1）和（2）分別顯示制造業(yè)總產(chǎn)值和制造業(yè)企業(yè)利潤總額滯后一期變量的回歸結(jié)果。

表3 回歸結(jié)果（GMM方法）

表3的回歸結(jié)果顯示，在以制造業(yè)總產(chǎn)值為被解釋變量的結(jié)果（1）中，各變量的系數(shù)符號和表1中的（1）相比較，并未發(fā)生本質(zhì)改變，僅出口因素和制度因素的顯著性發(fā)生了變化。在以制造業(yè)企業(yè)利潤總額為被解釋變量的結(jié)果（2）中，可以看見各變量的系數(shù)符號和表2中的（3）相比較，僅技術(shù)因素的顯著性以及人力資本的系數(shù)、顯著性發(fā)生了變化，其余物質(zhì)資本投入等五個(gè)因素的系數(shù)方向和顯著性均保持一致。因此回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

（四）結(jié)果討論

在以制造業(yè)總產(chǎn)值為代表的制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的考察中，我們發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)資本投入、人力資本水平、勞動力投入、技術(shù)投入、出口因素、制度因素等對制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績效有正向驅(qū)動作用，且均通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，而金融發(fā)展水平則對其有不顯著的負(fù)向作用?？梢钥闯觯趯χ圃鞓I(yè)總產(chǎn)值的驅(qū)動因素中，勞動力投入和人力資本的作用最大，物質(zhì)資本投入和制度因素次之，出口因素再次之，技術(shù)投入的驅(qū)動力最小。這反映了我國現(xiàn)階段的一個(gè)基本事實(shí)，即制造業(yè)的產(chǎn)出多依賴于勞動力的數(shù)量和素質(zhì)，而技術(shù)的作用并不凸顯。我國制造業(yè)的發(fā)展中勞動密集型產(chǎn)業(yè)有比較優(yōu)勢，而資本密集型特別是技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的比重較小。這是由我國的基本國情決定的，一方面我國人口眾多，勞動力資源十分豐富，需要發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)解決就業(yè)問題，客觀上造成了依賴勞動力數(shù)量增加產(chǎn)出；另一方面我國資本積累有限，技術(shù)水平也亟待提高，因而對制造業(yè)產(chǎn)出所起的作用不如勞動力大。至于出口因素，我國目前商品出口額的90%以上份額都屬于制造業(yè)，從而拉動了制造業(yè)產(chǎn)出的增長。制度因素對制造業(yè)總產(chǎn)值的驅(qū)動作用也比較明顯，即非國有化率越高的地區(qū)其制造業(yè)的總產(chǎn)值也越大，產(chǎn)權(quán)的變化帶來生產(chǎn)積極性的提高。至于金融發(fā)展水平對制造業(yè)總產(chǎn)值的負(fù)向作用，可能是因?yàn)榻鹑诎l(fā)展水平較高的地區(qū)一般經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也較高，地區(qū)其他產(chǎn)業(yè)對制造業(yè)發(fā)展存在“擠出”效應(yīng)。

而對制造業(yè)企業(yè)利潤總額為代表的制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的考察中，我們發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)資本投入、人力資本水平、勞動力投入、技術(shù)投入、金融發(fā)展水平、出口因素、制度因素等對制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績效有正向驅(qū)動作用，除了勞動力投入這一因素不顯著外，其余因素的結(jié)果均通過顯著性檢驗(yàn)?？梢钥闯?，在對制造業(yè)企業(yè)利潤總額的驅(qū)動因素中，制度因素起的作用最大，其次是人力資本因素和資本投入，再次是技術(shù)投入和金融發(fā)展水平，而出口因素和勞動力投入的作用都較小。一般認(rèn)為，私有經(jīng)濟(jì)的效率會高于國有經(jīng)濟(jì)，所以體現(xiàn)為產(chǎn)權(quán)變化的制度因素能夠極大地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益的提高；人力資本水平較高的地區(qū)勞動生產(chǎn)率會相對較高；資本投入增加時(shí)，更容易達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)；加大技術(shù)投入一般會開發(fā)出新產(chǎn)品，不但擴(kuò)大了市場份額，而且新產(chǎn)品的利潤率相對較高；金融發(fā)展水平高的地區(qū)使用資金的成本相對較低；這些因素均有利于利潤的增長。但是我國出口的商品往往附加值較低，因此出口量的增加只能帶來利潤的微幅增長，而單純依靠勞動力量的投入增加在勞動力成本不斷上升的情況下，并不一定帶來利潤的提高。

四、結(jié)束語

基于上述的實(shí)證研究，物質(zhì)資本投入、人力資本水平、技術(shù)資本投入、貿(mào)易因素，制度因素對制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力有顯著的正向促進(jìn)作用，是制造業(yè)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造能力的驅(qū)動因素。勞動力投入對制造業(yè)總產(chǎn)值有顯著的驅(qū)動作用，但對制造業(yè)利潤總額的作用并不顯著，金融發(fā)展水平并不能促進(jìn)制造業(yè)總產(chǎn)值的增加，但對制造業(yè)利潤的增長有顯著的促進(jìn)作用。這一結(jié)果啟示我們應(yīng)合理選擇制造業(yè)的發(fā)展目標(biāo)，并根據(jù)各驅(qū)動因素對實(shí)現(xiàn)既定目標(biāo)所起的作用，有效的配置各項(xiàng)資源，充分發(fā)揮其效用，同時(shí)優(yōu)化制造業(yè)發(fā)展的外部環(huán)境，使我國制造業(yè)能夠穩(wěn)步健康的發(fā)展。

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［責(zé)任編輯：程靖］

An Empirical Research on Driving Factors of Economic Creativity of Chinese Manufacturing Industry—Based on the Provincial Panel Data from the Year of 2001 to 2011

ZHANG Qian-qian1，JI Liang-yu1，LI Lian-shui2
（1.School of Economics and Management，Southeast University，Nanjing 210096，China；2.China Institute of Manufacturing Development，Nanjing University of Information Science&Technology，Nanjing 210044，China）

China is a big manufacturing country，the manufacturing industry is in the irreplaceable central position of the na?tional economy，and provides sufficient support and impetus for the long-term economic growth.The paper employs the Chi?nese provincial panel date during the year of 2001 to 2011，aims to find out the driving factors of Chinese manufacturing’s economic creativity.The results show that investment in physical capital，level of human capital，technology investment，ex?port factors and institutional factors have a positive effect on economic creativity of Chinese manufacturing industry，while the driving effect of labor input and level of financial development on the economic creativity varies with different proxy variables.

manufacturing；economic creativity；driving factor

F407

A

1007-5097（2014）09-0049-05

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.09.010

2014-06-30

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（11CJL065）；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71173116）；教育部人文社會科學(xué)基金項(xiàng)目（10YJC790169）；中國博士后基金項(xiàng)目（2012T50509；2011M500094）

張芊芊（1979-），女，江蘇南京人，博士研究生，研究方向：制造業(yè)發(fā)展，創(chuàng)新管理；

季良玉（1988-），女，河南信陽人，博士研究生，研究方向：制造業(yè)發(fā)展，創(chuàng)新管理；

李廉水（1957-），男，江蘇姜堰人，教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：創(chuàng)新管理，制造業(yè)發(fā)展。