工業(yè)增長質(zhì)量與區(qū)域特性

宋潞平

(中共紹興市委黨校，浙江紹興312000)

工業(yè)增長質(zhì)量與區(qū)域特性

宋潞平

(中共紹興市委黨校，浙江紹興312000)

現(xiàn)代工業(yè)社會不僅需要高速增長的工業(yè)，也需要高質(zhì)量的工業(yè)發(fā)展。在傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)中納入污染排放產(chǎn)出和能源投入這兩個要素，通過數(shù)據(jù)包絡(luò)分析和MALMQUIST指數(shù)模型測算2003年至2012年間12個沿海省市的全要素生產(chǎn)率，并用此指標來衡量樣本的工業(yè)增長質(zhì)量，研究區(qū)域特性和工業(yè)增長質(zhì)量的關(guān)系，結(jié)果表明:(1)區(qū)域的開放程度和專業(yè)化程度在長短期內(nèi)都對工業(yè)的增長質(zhì)量有顯著的促進作用，其中開放程度對于短期的影響更大，原因可能是短期的外資投入能起到立竿見影的效果，但是區(qū)域內(nèi)企業(yè)的消化速度緩慢導(dǎo)致長期影響減弱;(2)第三產(chǎn)業(yè)比例過高可能在長短期內(nèi)都會拖累工業(yè)增長質(zhì)量的提高;(3)區(qū)域的創(chuàng)新能力提高能長期促進工業(yè)增長質(zhì)量，但在短期內(nèi)對工業(yè)增長質(zhì)量無明顯幫助，可能創(chuàng)新需要長時間的積累才能促進工業(yè)質(zhì)量的提高。

工業(yè)增長質(zhì)量;區(qū)域特性;創(chuàng)新;專業(yè)化程度

一、引言

黨的十八大提出，要加快傳統(tǒng)行業(yè)的轉(zhuǎn)型，推進新興產(chǎn)業(yè)的培育，進一步推動新型工業(yè)化的發(fā)展。十八大的報告為中國未來經(jīng)濟發(fā)展指明了方向，也成為今后經(jīng)濟發(fā)展的指導(dǎo)綱領(lǐng)。目前，發(fā)達經(jīng)濟體仍舊面臨二次衰退的威脅，我國面臨外需不振的難題。此外，部分西方國家通過發(fā)行大量貨幣來提振經(jīng)濟，造成人民幣升值，這也造成了輸入性通脹壓力和成本上升的局面。在這樣的情況下，我國只有通過產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型，提高工業(yè)質(zhì)量來提升競爭力。

改革開放以來，我國經(jīng)濟大幅增長，工業(yè)水平也飛速提高。不過很多問題也隨之暴露出來。黨的十八大報告中指出我國工業(yè)的不可持續(xù)和發(fā)展不均衡的問題突出。簡單而言，我國工業(yè)增長質(zhì)量低并且區(qū)域發(fā)展質(zhì)量的差距大。提高工業(yè)增長質(zhì)量和縮小地區(qū)間的工業(yè)水平是擺在政府面前的一道難題，這也是我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的核心問題。學(xué)術(shù)界內(nèi)，學(xué)者主要以工業(yè)增長總量為目標，通過多種研究方法已經(jīng)形成了較為完善的理論體系和實證研究結(jié)果，但是對于工業(yè)增長質(zhì)量的研究較為稀少，且缺少基本的理論框架和實證結(jié)果。那么，衡量工業(yè)增長的質(zhì)量和探究影響工業(yè)增長質(zhì)量的因素具有非常強的現(xiàn)實意義。

根據(jù)(涂正革，2008)［1］的研究，高質(zhì)量的工業(yè)增長應(yīng)該具有以下幾個特征，即增長過程是不斷持續(xù)的、不消耗過多的能源、產(chǎn)生盡可能低的污染和具有較高的生產(chǎn)率。馮華、宋振湖(2008)［2］認為工業(yè)增長質(zhì)量應(yīng)該從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)效率和產(chǎn)業(yè)利潤三方面考慮。國外學(xué)者方面，EREK (2005)［3］的研究表明，后工業(yè)時代國家應(yīng)該擁有高附加值的產(chǎn)業(yè)鏈，并且具有資源節(jié)約型的特征?；诖耍I(yè)增長質(zhì)量是個多元的概念，基本可以概括為工業(yè)生產(chǎn)的污染排放、工業(yè)生產(chǎn)的效率、工業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)創(chuàng)新率和工業(yè)生產(chǎn)的可持續(xù)性。

本文的研究基于沿海12個省市2003—2012年的工業(yè)數(shù)據(jù)，以下結(jié)構(gòu)安排為:第二部分是文獻回顧和研究方法的闡述，第三部分是數(shù)據(jù)的來源和變量描述，第四部分是工業(yè)質(zhì)量和影響因素的實證研究，最后是本文的結(jié)論和建議。

二、文獻回顧和研究方法

(一)工業(yè)增長質(zhì)量的衡量方法

長久以來，工業(yè)增加總量是大家關(guān)注的焦點，很少有研究關(guān)注工業(yè)增長質(zhì)量，所以如何來度量工業(yè)增長質(zhì)量是一個難題。國內(nèi)最早關(guān)注工業(yè)增長質(zhì)量的應(yīng)該是鄧小平同志，因為他提出科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力的觀點，但是后人并未給出如何數(shù)量化定義工業(yè)增長質(zhì)量的方法。從國外文獻來看，DENSION(1967)［4］提出工業(yè)增長質(zhì)量主要體現(xiàn)在工業(yè)增長效率上，即Total Factor Productivity (全要素生產(chǎn)率)。全要素生產(chǎn)率主要體現(xiàn)了技術(shù)進步對于工業(yè)產(chǎn)值增加的貢獻。本質(zhì)上來說，這個指標包含三個要點，即生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)效率和技術(shù)效率。國內(nèi)部分學(xué)者利用全要素生產(chǎn)率這個方法對中國工業(yè)做過一些研究，其中舒元(1993)［5］的研究表明，中國1952到1990年間的TFP增長率僅為0．02%，對工業(yè)增長的貢獻非常低。王小魯利用同樣的方法測算了1950年到2000年的全要素生產(chǎn)率，測算結(jié)果表明1978年前的TFP增長率為負，1978年后的TFP增長率為1．5%左右。此外，KRUGMAN(1994)［6］曾經(jīng)研究過東亞國家的全要素生產(chǎn)率，最終結(jié)果表明東亞國家的工業(yè)增長是不可持續(xù)的，因為技術(shù)創(chuàng)新的貢獻太小，最終會因為規(guī)模邊際效應(yīng)的減少而崩潰。但是，這些研究只考慮了人力資源和資本的投入。根據(jù)前文的描述，現(xiàn)代的工業(yè)增長不僅僅是靠高效率和技術(shù)創(chuàng)新引導(dǎo)的，還應(yīng)該包括低污染和低能耗。傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率并未考慮到污染排放和能源投入這兩個非期望產(chǎn)出和正常投入，所以在一定程度上并不能很好的反映工業(yè)增長質(zhì)量。本文利用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析的方法和MALMQUIST指數(shù)來分析工業(yè)增長質(zhì)量，并納入污染排放和能源投入這兩個要素。很多學(xué)者采用這種方法來分析工業(yè)增長質(zhì)量，如王俊能(2010)［7］和顏偉(2007)［8］運用這種方法測算了中國各省的工業(yè)環(huán)境效率。

這個方法可以比較完美地分析投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)并構(gòu)建一個最優(yōu)化的技術(shù)前沿，同時可以較好地定義工業(yè)增長的速度和質(zhì)量，其基本原理如下:

把每個省的工業(yè)行業(yè)看成一個決策單元，而每個決策單元擁有投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出這三個變量。假設(shè)每個省擁有K種投入，L種期望產(chǎn)出，M種非期望產(chǎn)出，令投入為X，產(chǎn)出為Y，則x∈RK，yg∈RL，yb∈RM，其中Yg代表期望產(chǎn)出，Yb代表非期望產(chǎn)出。令λ為權(quán)重值，且大于等于0，那么環(huán)境技術(shù)模型就可以表達成如下的數(shù)學(xué)模式:

其中λX、λYg、λYb分別代表了前沿投入、前沿期望產(chǎn)出和前沿非期望產(chǎn)出。

其次，MALMQUIST指數(shù)(FARE，1994)可以表達為:

如果用圖來表示，可以更加直觀地理解MALMQUIST指數(shù)。

圖1 MALMQUIST指數(shù)直觀圖

那么，MALMQUIST指數(shù)可以簡化為:

這個公式衡量的是M指數(shù)從t到t+1時間段內(nèi)的變化，如果Mt+1的值大于1，說明技術(shù)發(fā)生了進步。

最后，按照FARE(1994)［9］的分析思路，MALMQUIST指數(shù)可以分解為技術(shù)變化率和技術(shù)效率變化率。此外，技術(shù)效率變化率又可以進一步分解為規(guī)模效率變化率和純技術(shù)效率變化率。其中，技術(shù)變化率代表了技術(shù)進步帶來的工業(yè)增長率，其它變量固定不變的情況下。技術(shù)效率變化率折射了技術(shù)效率問題。規(guī)模效率變化率說明工業(yè)行業(yè)的規(guī)模效應(yīng)，純技術(shù)效率變化率指剔除規(guī)模效應(yīng)情況下技術(shù)帶來的工業(yè)增長變動值。

(二)工業(yè)增長質(zhì)量影響因素

通過前文的模型闡述，基本可以數(shù)量化定義工業(yè)增長質(zhì)量，但是哪些因素會影響工業(yè)增長質(zhì)量?是不是區(qū)域差異會導(dǎo)致工業(yè)增長質(zhì)量的差異性?根據(jù)對文獻的研究，基本可以把影響要素歸納為兩個維度:區(qū)域宏觀特性和區(qū)域產(chǎn)業(yè)特性。

區(qū)域的宏觀特性包括區(qū)域的創(chuàng)新性、區(qū)域的開放性、區(qū)域的資源依賴性和區(qū)域的經(jīng)濟水平。首先，有些學(xué)者利用中國區(qū)域的工業(yè)數(shù)據(jù)進行實證研究，分析得出研究發(fā)展投入對工業(yè)增長率的貢獻率為55%左右，創(chuàng)新研究投入對工業(yè)增長質(zhì)量呈現(xiàn)很強的正相關(guān)性。徐康寧(2006)［10］的研究表明對外開放程度和工業(yè)增長質(zhì)量有著較強的聯(lián)系，對外開放可以在一定程度上利用專業(yè)分工來提高市場的活力和效率。同時，他的研究表明，如果區(qū)域擁有豐富的自然資源，反而不利于工業(yè)增長質(zhì)量的提高，阻礙經(jīng)濟水平的提高。最后，有些學(xué)者的研究表明，經(jīng)濟水平和知識水平在一定程度上會影響全要素生產(chǎn)率。鄭玉歆(1998)［11］認為經(jīng)濟水平越高，工業(yè)增長質(zhì)量越高，反之亦然。

區(qū)域的產(chǎn)業(yè)特性包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和專業(yè)化程度。很多學(xué)者都對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和工業(yè)質(zhì)量增長率之間的關(guān)系做過研究，他們認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同會導(dǎo)致區(qū)域之間工業(yè)增長質(zhì)量的不同。郭克沙(2004)［12］提出第三產(chǎn)業(yè)比例越高，工業(yè)增長質(zhì)量越高。此外，經(jīng)濟體制、企業(yè)制度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對生產(chǎn)率的影響非常重要。

基于此，本文提出以下幾個假設(shè):

H0:區(qū)域的創(chuàng)新能力越強，工業(yè)增長質(zhì)量越高;H1:區(qū)域的開放性越強，工業(yè)增長質(zhì)量越高; H2:區(qū)域的資源依賴性越低，工業(yè)增長質(zhì)量越高; H3:區(qū)域的經(jīng)濟水平越高，工業(yè)增長質(zhì)量越高; H4:區(qū)域的第三產(chǎn)業(yè)比例越高，工業(yè)增長質(zhì)量越高;H5:區(qū)域的專業(yè)化程度越高，工業(yè)增長質(zhì)量越高。

為了使本文的研究更加充實和嚴謹，本文將采用兩種模型分別從短期和長期兩個方面來考察影響工業(yè)增長質(zhì)量的區(qū)域特性。第一種是利用OLS(最小二乘法)來研究長期靜態(tài)的影響因素，另外一種是采用GMM模型來分析短期動態(tài)的影響因素。

首先，長期靜態(tài)的模型可以表達為:其中Yi代表工業(yè)增長質(zhì)量，即納入污染排放和能源投入的TFP指標，Xi，t0為各省在2003年(初始年份)的區(qū)域特性變量值，α和εi，t0分別為常數(shù)項和干擾項。

其次，短期動態(tài)的GMM模型如下所示:

Xi，t的含義與公式(4)一樣，αt和αp分別代表時間效應(yīng)和區(qū)域效應(yīng)，εi，t0為干擾項。本文運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM(廣義矩估計法)估算法是為了消除變量之間的內(nèi)生性問題，根據(jù)BLUNDELL (1998)［13］的研究顯示，系統(tǒng)GMM模型可以很好的解決變量的內(nèi)生性問題和小樣本偏誤的影響。同時，本文的模型很好的消除了區(qū)域效應(yīng)和時間效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)

(一)數(shù)據(jù)來源和變量解釋

本文的所有數(shù)據(jù)來自于各省市的統(tǒng)計年鑒等相關(guān)資料，時間跨度為2003至2012年。因為很多省份的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)和資料的不完整性和指標差異性的原因，觀測省份只包括了浙江、江蘇、天津、遼寧、廣東、福建、山東、海南、廣西、河北、北京和上海這12個沿海區(qū)域。本文的第二部分已經(jīng)就工業(yè)增長質(zhì)量的測算模型和面板數(shù)據(jù)的回歸模型做了詳細的解釋，至于其中的因變量和自變量的選擇和含義如下:

(1)期望產(chǎn)出(Yg)采用各省的工業(yè)產(chǎn)值，根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒中的通貨膨脹率，相應(yīng)的折算出每年的實際工業(yè)總產(chǎn)值;

(2)非期望產(chǎn)出(Yb)為每年的工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)廢水排放量，因為這個是當前工業(yè)生產(chǎn)中最為突出的兩個污染指標;

(3)投入(X)包括人力資源投入、資本投入和能源投入。其中，人力資源投入(L)為工業(yè)從業(yè)人數(shù)(萬人)，資本投入(K)因為無法直接從統(tǒng)計年鑒中獲取，所以采用單豪杰所估算的資本存量數(shù)據(jù)?？偟墓I(yè)能源投入(以標準煤計量)作為能源投入變量(ENG);

(4)區(qū)域的創(chuàng)新能力(INO):專利授權(quán)量/工業(yè)產(chǎn)值。因為此數(shù)據(jù)較易獲取和計算，WONG (2005)等采用專利數(shù)量除以工業(yè)產(chǎn)值作為創(chuàng)新衡量指標;

(5)區(qū)域的開放程度(OPEN):外商當年投資額與同期的固定資產(chǎn)投資比例;

(6)區(qū)域資源依賴程度(REL):采礦業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比例反映該區(qū)域的資源依賴程度;

(7)區(qū)域經(jīng)濟水平(ECO):各省人均GDP的對數(shù)值;

(8)區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)比例(STR):統(tǒng)計年鑒中第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值與總工業(yè)產(chǎn)值比例;

(9)區(qū)域?qū)I(yè)化程度(PRO):利用赫芬達爾指數(shù)來衡量區(qū)域的產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度。其計算公式如下:

其中，Xi代表區(qū)域內(nèi)行業(yè)i的產(chǎn)值，X代表區(qū)域的總產(chǎn)值，N代表區(qū)域內(nèi)的行業(yè)總數(shù)。該指標能較好的衡量區(qū)域的專業(yè)化程度和產(chǎn)業(yè)集中度。

(二)工業(yè)質(zhì)量要素生產(chǎn)率的估值及分解值

本文的數(shù)據(jù)包括12個省市數(shù)據(jù)，通過DEAP2．1的軟件運算，各區(qū)域的工業(yè)質(zhì)量要素生產(chǎn)率及其分解結(jié)果如表1所示。

表1 工業(yè)質(zhì)量全要素生產(chǎn)率及其分解

通過表1可以發(fā)現(xiàn)，12個沿海省份的工業(yè)增長質(zhì)量的平均增速為8．1%，其中大部分是由技術(shù)進步帶動的，貢獻率為94．5%，可以說技術(shù)的變革是工業(yè)增長質(zhì)量的決定因素。通過數(shù)據(jù)的對比，山東、江蘇的工業(yè)增長質(zhì)量較高，TFP的平均值在15%以上，而廣西和福建的工業(yè)增長質(zhì)量較低。同時，筆者發(fā)現(xiàn)浙江的工業(yè)增長質(zhì)量處于中下水平，這個結(jié)果有點出乎意料，因為浙江和江蘇同屬于沿海工業(yè)發(fā)達地區(qū)，但是工業(yè)增長質(zhì)量卻相差甚遠，這讓我們有必要進一步的探索。在公司效率一欄中，筆者發(fā)現(xiàn)江蘇和浙江的企業(yè)管理效率較高，分別為工業(yè)增長質(zhì)量貢獻了14．37%和24．1%，而福建的企業(yè)管理效率較低，這也可能是福建總的工業(yè)質(zhì)量不高的原因之一。

四、工業(yè)增長質(zhì)量與區(qū)域特性

本部分的實證分析主要通過OLS回歸和面板數(shù)據(jù)的GMM估算這兩種方法。簡單而言，OLS回歸主要是測量工業(yè)增長質(zhì)量與區(qū)域特性之間的長期靜態(tài)關(guān)系，而GMM估算主要是考察工業(yè)增長質(zhì)量與區(qū)域特性的短期動態(tài)關(guān)系。

(一)長期靜態(tài)關(guān)系

表2 OLS回歸結(jié)果

從表2看出:

(1)從區(qū)域宏觀特性這一維度來看，區(qū)域的創(chuàng)新能力系數(shù)在1%的顯著水平下為正，說明長期創(chuàng)新能力的提高有助于工業(yè)增長質(zhì)量的改善。區(qū)域的開放程度和工業(yè)增長質(zhì)量的長期關(guān)系也是正相關(guān)，表明區(qū)域越開放，工業(yè)增長質(zhì)量越好。此外，區(qū)域的資源依賴程度在長期時間段內(nèi)，對工業(yè)增長質(zhì)量有著負影響力，一個可能的解釋是依賴資源的區(qū)域內(nèi)的企業(yè)多為粗放型企業(yè)，有礙于企業(yè)的生產(chǎn)力提高，所以工業(yè)增長質(zhì)量也較低。最后，經(jīng)濟水平和工業(yè)增長質(zhì)量的系數(shù)不夠顯著，不具備統(tǒng)計意義，說明經(jīng)濟水平和工業(yè)增長質(zhì)量在長期時間內(nèi)關(guān)系不顯著。

(2)從區(qū)域的產(chǎn)業(yè)特性來看，區(qū)域的第三產(chǎn)業(yè)比例的系數(shù)為正，表明長期的工業(yè)增長質(zhì)量和第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈正相關(guān)。同時，區(qū)域的專業(yè)化程度和工業(yè)增長質(zhì)量在長期關(guān)系上具有明顯的正相關(guān)性，一個可能的解釋是區(qū)域的產(chǎn)業(yè)化集中度提高有利于產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和改革。

(二)短期動態(tài)關(guān)系

從表3中可以發(fā)現(xiàn)，工業(yè)增長質(zhì)量的滯后一期的系數(shù)在1%的顯著水平下為正，說明模型分析中動態(tài)分析的必要性。具體而言，沿海12個省市的工業(yè)增長質(zhì)量和前一期的工業(yè)增長質(zhì)量有著強烈的聯(lián)系，上一期的增長質(zhì)量越高，當期的質(zhì)量也會提高。

表3 GMM估算結(jié)果

另外，根據(jù)表3的結(jié)果可以歸納出以下結(jié)論:

(1)短期內(nèi)，區(qū)域的創(chuàng)新能力系數(shù)不具備統(tǒng)計意義，說明對工業(yè)增長質(zhì)量并無直接關(guān)聯(lián)。這個結(jié)果和長期靜態(tài)分析的結(jié)果有所不同，唯一可能的解釋是區(qū)域的創(chuàng)新能力在短期內(nèi)并不能快速反映到工業(yè)增長質(zhì)量上，而需要一定的時間積累去消化。區(qū)域的開放程度和工業(yè)增長質(zhì)量存在正相關(guān)性，且顯著水平比OLS中的結(jié)果有所提高，表明短期內(nèi)區(qū)域利用外資越多，區(qū)域的工業(yè)增長質(zhì)量就越高。顯著水平和系數(shù)的提高可能是外商的投資效果能在短時間內(nèi)立竿見影。短期內(nèi)的效果要比長期效果更好，一個可能的解釋是長期時間內(nèi)，企業(yè)利用外資技術(shù)的邊際效應(yīng)逐漸降低，也從側(cè)面說明企業(yè)并沒有很好消化外資的技術(shù)。此外，資源依賴程度系數(shù)不具備統(tǒng)計意義，這個結(jié)果和長期靜態(tài)分析的結(jié)果有所不同，一個可能的解釋是資源依賴這一特性或許在短期并不能影響工業(yè)增長質(zhì)量，而需要更長的時間。最后，經(jīng)濟水平在短期內(nèi)的顯著性不夠，說明經(jīng)濟水平并不能在短期內(nèi)直接影響工業(yè)增長質(zhì)量。

(2)從區(qū)域產(chǎn)業(yè)特性這一維度看，第三產(chǎn)業(yè)比例系數(shù)不具有統(tǒng)計意義。專業(yè)化程度越高，短期內(nèi)對工業(yè)增長質(zhì)量有促進作用。值得分析的是，第三產(chǎn)業(yè)比例的提高在短期內(nèi)對工業(yè)增長質(zhì)量無相關(guān)性，唯一可能的解釋是第三產(chǎn)業(yè)的比例提高僅僅是量的提高，而非質(zhì)的提高，所以在短期內(nèi)無法刺激和推動工業(yè)生產(chǎn)質(zhì)量，這需要一個長期的過程。

(三)穩(wěn)健性檢驗

表4給出了面板數(shù)據(jù)的OLS回歸和固定效應(yīng)模型的估算值，通過表4可以發(fā)現(xiàn)，OLS的值和固定效應(yīng)模型下的估算值都和GMM估算下的值無很大的區(qū)別，并且被解釋變量工業(yè)增長質(zhì)量的滯后一期的值在OLS和固定效應(yīng)回歸系數(shù)中間，這說明本文的回歸數(shù)據(jù)是穩(wěn)健可靠的。

表4 OLS和固定效應(yīng)回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

首先，本文在傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率中納入非期望產(chǎn)出和能源投入，通過數(shù)據(jù)包絡(luò)分析估算和分解樣本的TFP值。通過分析，筆者認為樣本中的江蘇和山東兩省工業(yè)增長質(zhì)量較高，而福建和廣西的工業(yè)增長質(zhì)量較低。此外，通過對浙江和江蘇兩省的數(shù)據(jù)分析，筆者認為浙江的工業(yè)在廢水排放和能源節(jié)耗上還有進一步提高的空間?？偟膩碚f，樣本的廢水的排放量和能源的使用對區(qū)域的工業(yè)增長質(zhì)量起了決定性作用。

其次，本文使用OLS和GMM模型測算了區(qū)域因素對工業(yè)增長質(zhì)量的長短期影響。區(qū)域的開放程度和專業(yè)化程度在長短期內(nèi)都對工業(yè)的增長質(zhì)量有顯著的促進作用，其中開放程度對于短期的影響更大，原因可能是短期的外資投入能起到立竿見影的效果，但是區(qū)域內(nèi)企業(yè)的消化速度緩慢導(dǎo)致長期影響減弱。此外，第三產(chǎn)業(yè)比例過高可能在長短期內(nèi)都會拖累工業(yè)增長質(zhì)量的提高，可能是因為本文研究范圍僅僅是工業(yè)增長質(zhì)量而非整個經(jīng)濟的增長質(zhì)量導(dǎo)致研究結(jié)果的局限性。第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)對工業(yè)增長質(zhì)量是否有負影響還需以后進一步的研究。同時，經(jīng)濟水平和資源依賴程度在短期內(nèi)都對工業(yè)增長質(zhì)量無顯著性，但資源依賴程度在長期對工業(yè)增長質(zhì)量有拖累可能。

最后值得一提的是區(qū)域的創(chuàng)新能力在長期能促進工業(yè)增長質(zhì)量，但短期對工業(yè)增長質(zhì)量無顯著性。

(二)建議

通過本文的分析，筆者提出以下幾點建議:

第一，增強區(qū)域的創(chuàng)新能力。本文的研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力對工業(yè)增長質(zhì)量在長期有著顯著影響，因此政府應(yīng)該不斷鼓勵企業(yè)創(chuàng)新和創(chuàng)造適合創(chuàng)新的企業(yè)生存環(huán)境?？萍际堑谝簧a(chǎn)力，只有創(chuàng)新才能長久的帶動工業(yè)的發(fā)展，才能長期的提升企業(yè)的生產(chǎn)效率和生產(chǎn)質(zhì)量。雖然創(chuàng)新能力在短期內(nèi)的效應(yīng)并不強，但是政府應(yīng)該拋棄對短期效益的關(guān)注，注重長期可持續(xù)發(fā)展。

第二，增強區(qū)域的專業(yè)化程度。本文的研究表明專業(yè)化程度的加深能帶動工業(yè)增長質(zhì)量的增加。政府應(yīng)該重點培育各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集群，發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，集中發(fā)展自身有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，避免一窩蜂的發(fā)展相同產(chǎn)業(yè)，導(dǎo)致不必要的資源浪費和重復(fù)建設(shè)。

第三，進一步開放外商投資。本文的研究表明外商的投資可以在短期內(nèi)刺激工業(yè)增長質(zhì)量的提高，如果企業(yè)能進一步消化吸收國外企業(yè)的先進技術(shù)和管理理念，外商投資對長期的工業(yè)增長質(zhì)量也會有不錯的表現(xiàn)。因此，政府應(yīng)該進一步開放外商對本地區(qū)域的投資，做好招商引資的工作。

最后，減少對資源性行業(yè)的依賴。本文的研究數(shù)據(jù)表明，如果區(qū)域?qū)Y源性行業(yè)越依賴，長期的工業(yè)增長質(zhì)量越低。一個可能的原因是我國目前的資源性行業(yè)管理模式粗放和效率低下，缺乏科技含量。政府應(yīng)該減少對資源開采類行業(yè)的依賴，努力發(fā)展其它適合本土的科技產(chǎn)業(yè)或者服務(wù)性產(chǎn)業(yè)，這個也和可持續(xù)性發(fā)展保持一致性。

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責任編輯:高文河

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10．3969/j．issn．1671-3842．2015．03．13

2014-10-28

宋潞平(1987—)，男，浙江紹興人，澳洲昆士蘭大學(xué)經(jīng)濟學(xué)碩士，研究方向為宏觀經(jīng)濟和計量經(jīng)濟。