宋潞平

(中共紹興市委黨校，浙江紹興312000)

工業(yè)增長(zhǎng)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(huì)不僅需要高速增長(zhǎng)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(gè)要素，通過(guò)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析和MALMQUIST指數(shù)模型測(cè)算2003年至2012年間12個(gè)沿海省市的全要素生產(chǎn)率，并用此指標(biāo)來(lái)衡量樣本的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量，研究區(qū)域特性和工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的關(guān)系，結(jié)果表明:(1)區(qū)域的開(kāi)放程度和專(zhuān)業(yè)化程度在長(zhǎng)短期內(nèi)都對(duì)工業(yè)的增長(zhǎng)質(zhì)量有顯著的促進(jìn)作用，其中開(kāi)放程度對(duì)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(jiàn)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(zhǎng)期影響減弱;(2)第三產(chǎn)業(yè)比例過(guò)高可能在長(zhǎng)短期內(nèi)都會(huì)拖累工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高;(3)區(qū)域的創(chuàng)新能力提高能長(zhǎng)期促進(jìn)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量，但在短期內(nèi)對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量無(wú)明顯幫助，可能創(chuàng)新需要長(zhǎng)時(shí)間的積累才能促進(jìn)工業(yè)質(zhì)量的提高。

工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量;區(qū)域特性;創(chuàng)新;專(zhuān)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(jìn)新興產(chǎn)業(yè)的培育，進(jìn)一步推動(dòng)新型工業(yè)化的發(fā)展。十八大的報(bào)告為中國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指明了方向，也成為今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指導(dǎo)綱領(lǐng)。目前，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體仍舊面臨二次衰退的威脅，我國(guó)面臨外需不振的難題。此外，部分西方國(guó)家通過(guò)發(fā)行大量貨幣來(lái)提振經(jīng)濟(jì)，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(guó)只有通過(guò)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型，提高工業(yè)質(zhì)量來(lái)提升競(jìng)爭(zhēng)力。

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)大幅增長(zhǎng)，工業(yè)水平也飛速提高。不過(guò)很多問(wèn)題也隨之暴露出來(lái)。黨的十八大報(bào)告中指出我國(guó)工業(yè)的不可持續(xù)和發(fā)展不均衡的問(wèn)題突出。簡(jiǎn)單而言，我國(guó)工業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)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(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的核心問(wèn)題。學(xué)術(shù)界內(nèi)，學(xué)者主要以工業(yè)增長(zhǎng)總量為目標(biāo)，通過(guò)多種研究方法已經(jīng)形成了較為完善的理論體系和實(shí)證研究結(jié)果，但是對(duì)于工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的研究較為稀少，且缺少基本的理論框架和實(shí)證結(jié)果。那么，衡量工業(yè)增長(zhǎng)的質(zhì)量和探究影響工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的因素具有非常強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

根據(jù)(涂正革，2008)［1］的研究，高質(zhì)量的工業(yè)增長(zhǎng)應(yīng)該具有以下幾個(gè)特征，即增長(zhǎng)過(guò)程是不斷持續(xù)的、不消耗過(guò)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(rèn)為工業(yè)增長(zhǎng)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(rùn)三方面考慮。國(guó)外學(xué)者方面，EREK (2005)［3］的研究表明，后工業(yè)時(shí)代國(guó)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?，工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量是個(gè)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(gè)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(xiàn)回顧和研究方法的闡述，第三部分是數(shù)據(jù)的來(lái)源和變量描述，第四部分是工業(yè)質(zhì)量和影響因素的實(shí)證研究，最后是本文的結(jié)論和建議。

二、文獻(xiàn)回顧和研究方法

(一)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的衡量方法

長(zhǎng)久以來(lái)，工業(yè)增加總量是大家關(guān)注的焦點(diǎn)，很少有研究關(guān)注工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量，所以如何來(lái)度量工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量是一個(gè)難題。國(guó)內(nèi)最早關(guān)注工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的應(yīng)該是鄧小平同志，因?yàn)樗岢隹茖W(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力的觀點(diǎn)，但是后人并未給出如何數(shù)量化定義工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的方法。從國(guó)外文獻(xiàn)來(lái)看，DENSION(1967)［4］提出工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量主要體現(xiàn)在工業(yè)增長(zhǎng)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(jìn)步對(duì)于工業(yè)產(chǎn)值增加的貢獻(xiàn)。本質(zhì)上來(lái)說(shuō)，這個(gè)指標(biāo)包含三個(gè)要點(diǎn)，即生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)效率和技術(shù)效率。國(guó)內(nèi)部分學(xué)者利用全要素生產(chǎn)率這個(gè)方法對(duì)中國(guó)工業(yè)做過(guò)一些研究，其中舒元(1993)［5］的研究表明，中國(guó)1952到1990年間的TFP增長(zhǎng)率僅為0．02%，對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)非常低。王小魯利用同樣的方法測(cè)算了1950年到2000年的全要素生產(chǎn)率，測(cè)算結(jié)果表明1978年前的TFP增長(zhǎng)率為負(fù)，1978年后的TFP增長(zhǎng)率為1．5%左右。此外，KRUGMAN(1994)［6］曾經(jīng)研究過(guò)東亞國(guó)家的全要素生產(chǎn)率，最終結(jié)果表明東亞國(guó)家的工業(yè)增長(zhǎng)是不可持續(xù)的，因?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)太小，最終會(huì)因?yàn)橐?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(zhǎng)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(gè)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(zhǎng)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(lái)分析工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量，并納入污染排放和能源投入這兩個(gè)要素。很多學(xué)者采用這種方法來(lái)分析工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量，如王俊能(2010)［7］和顏偉(2007)［8］運(yùn)用這種方法測(cè)算了中國(guó)各省的工業(yè)環(huán)境效率。

這個(gè)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(gè)最優(yōu)化的技術(shù)前沿，同時(shí)可以較好地定義工業(yè)增長(zhǎng)的速度和質(zhì)量，其基本原理如下:

把每個(gè)省的工業(yè)行業(yè)看成一個(gè)決策單元，而每個(gè)決策單元擁有投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出這三個(gè)變量。假設(shè)每個(gè)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(dá)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(dá)為:

如果用圖來(lái)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(jiǎn)化為:

這個(gè)公式衡量的是M指數(shù)從t到t+1時(shí)間段內(nèi)的變化，如果Mt+1的值大于1，說(shuō)明技術(shù)發(fā)生了進(jìn)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(jìn)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(jìn)步帶來(lái)的工業(yè)增長(zhǎng)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(wèn)題。規(guī)模效率變化率說(shuō)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(lái)的工業(yè)增長(zhǎng)變動(dòng)值。

(二)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量影響因素

通過(guò)前文的模型闡述，基本可以數(shù)量化定義工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量，但是哪些因素會(huì)影響工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量?是不是區(qū)域差異會(huì)導(dǎo)致工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的差異性?根據(jù)對(duì)文獻(xiàn)的研究，基本可以把影響要素歸納為兩個(gè)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(kāi)放性、區(qū)域的資源依賴性和區(qū)域的經(jīng)濟(jì)水平。首先，有些學(xué)者利用中國(guó)區(qū)域的工業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，分析得出研究發(fā)展投入對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)率為55%左右，創(chuàng)新研究投入對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量呈現(xiàn)很強(qiáng)的正相關(guān)性。徐康寧(2006)［10］的研究表明對(duì)外開(kāi)放程度和工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量有著較強(qiáng)的聯(lián)系，對(duì)外開(kāi)放可以在一定程度上利用專(zhuān)業(yè)分工來(lái)提高市場(chǎng)的活力和效率。同時(shí)，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(zhǎng)質(zhì)量的提高，阻礙經(jīng)濟(jì)水平的提高。最后，有些學(xué)者的研究表明，經(jīng)濟(jì)水平和知識(shí)水平在一定程度上會(huì)影響全要素生產(chǎn)率。鄭玉歆(1998)［11］認(rèn)為經(jīng)濟(jì)水平越高，工業(yè)增長(zhǎng)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(zhuān)業(yè)化程度。很多學(xué)者都對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和工業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)率之間的關(guān)系做過(guò)研究，他們認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同會(huì)導(dǎo)致區(qū)域之間工業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)質(zhì)量越高。此外，經(jīng)濟(jì)體制、企業(yè)制度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)生產(chǎn)率的影響非常重要。

基于此，本文提出以下幾個(gè)假設(shè):

H0:區(qū)域的創(chuàng)新能力越強(qiáng)，工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量越高;H1:區(qū)域的開(kāi)放性越強(qiáng)，工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量越高; H2:區(qū)域的資源依賴性越低，工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量越高; H3:區(qū)域的經(jīng)濟(jì)水平越高，工業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)質(zhì)量越高;H5:區(qū)域的專(zhuān)業(yè)化程度越高，工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量越高。

為了使本文的研究更加充實(shí)和嚴(yán)謹(jǐn)，本文將采用兩種模型分別從短期和長(zhǎng)期兩個(gè)方面來(lái)考察影響工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的區(qū)域特性。第一種是利用OLS(最小二乘法)來(lái)研究長(zhǎng)期靜態(tài)的影響因素，另外一種是采用GMM模型來(lái)分析短期動(dòng)態(tài)的影響因素。

首先，長(zhǎng)期靜態(tài)的模型可以表達(dá)為:其中Yi代表工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量，即納入污染排放和能源投入的TFP指標(biāo)，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(xiàng)和干擾項(xiàng)。

其次，短期動(dòng)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(shí)間效應(yīng)和區(qū)域效應(yīng)，εi，t0為干擾項(xiàng)。本文運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM(廣義矩估計(jì)法)估算法是為了消除變量之間的內(nèi)生性問(wèn)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(wèn)題和小樣本偏誤的影響。同時(shí)，本文的模型很好的消除了區(qū)域效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源和變量解釋

本文的所有數(shù)據(jù)來(lái)自于各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒等相關(guān)資料，時(shí)間跨度為2003至2012年。因?yàn)楹芏嗍》莸慕y(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)和資料的不完整性和指標(biāo)差異性的原因，觀測(cè)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(gè)沿海區(qū)域。本文的第二部分已經(jīng)就工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的測(cè)算模型和面板數(shù)據(jù)的回歸模型做了詳細(xì)的解釋?zhuān)劣谄渲械囊蜃兞亢妥宰兞康倪x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(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中的通貨膨脹率，相應(yīng)的折算出每年的實(shí)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?yàn)檫@個(gè)是當(dāng)前工業(yè)生產(chǎn)中最為突出的兩個(gè)污染指標(biāo);

(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(wàn)人)，資本投入(K)因?yàn)闊o(wú)法直接從統(tǒng)計(jì)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(biāo)準(zhǔn)煤計(jì)量)作為能源投入變量(ENG);

(4)區(qū)域的創(chuàng)新能力(INO):專(zhuān)利授權(quán)量/工業(yè)產(chǎn)值。因?yàn)榇藬?shù)據(jù)較易獲取和計(jì)算，WONG (2005)等采用專(zhuān)利數(shù)量除以工業(yè)產(chǎn)值作為創(chuàng)新衡量指標(biāo);

(5)區(qū)域的開(kāi)放程度(OPEN):外商當(dāng)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(jì)水平(ECO):各省人均GDP的對(duì)數(shù)值;

(8)區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)比例(STR):統(tǒng)計(jì)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(dá)爾指數(shù)來(lái)衡量區(qū)域的產(chǎn)業(yè)專(zhuān)業(yè)化程度。其計(jì)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(biāo)能較好的衡量區(qū)域的專(zhuān)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(gè)省市數(shù)據(jù)，通過(guò)DEAP2．1的軟件運(yùn)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(guò)表1可以發(fā)現(xiàn)，12個(gè)沿海省份的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的平均增速為8．1%，其中大部分是由技術(shù)進(jìn)步帶動(dòng)的，貢獻(xiàn)率為94．5%，可以說(shuō)技術(shù)的變革是工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的決定因素。通過(guò)數(shù)據(jù)的對(duì)比，山東、江蘇的工業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)質(zhì)量較低。同時(shí)，筆者發(fā)現(xiàn)浙江的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量處于中下水平，這個(gè)結(jié)果有點(diǎn)出乎意料，因?yàn)檎憬徒K同屬于沿海工業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)，但是工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量卻相差甚遠(yuǎn)，這讓我們有必要進(jìn)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(zhǎng)質(zhì)量貢獻(xiàn)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(zhǎng)質(zhì)量與區(qū)域特性

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

(一)長(zhǎng)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(lái)看，區(qū)域的創(chuàng)新能力系數(shù)在1%的顯著水平下為正，說(shuō)明長(zhǎng)期創(chuàng)新能力的提高有助于工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的改善。區(qū)域的開(kāi)放程度和工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的長(zhǎng)期關(guān)系也是正相關(guān)，表明區(qū)域越開(kāi)放，工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量越好。此外，區(qū)域的資源依賴程度在長(zhǎng)期時(shí)間段內(nèi)，對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量有著負(fù)影響力，一個(gè)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(zhǎng)質(zhì)量也較低。最后，經(jīng)濟(jì)水平和工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的系數(shù)不夠顯著，不具備統(tǒng)計(jì)意義，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)水平和工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量在長(zhǎng)期時(shí)間內(nèi)關(guān)系不顯著。

(2)從區(qū)域的產(chǎn)業(yè)特性來(lái)看，區(qū)域的第三產(chǎn)業(yè)比例的系數(shù)為正，表明長(zhǎng)期的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量和第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈正相關(guān)。同時(shí)，區(qū)域的專(zhuān)業(yè)化程度和工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量在長(zhǎng)期關(guān)系上具有明顯的正相關(guān)性，一個(gè)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(dòng)態(tài)關(guān)系

從表3中可以發(fā)現(xiàn)，工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的滯后一期的系數(shù)在1%的顯著水平下為正，說(shuō)明模型分析中動(dòng)態(tài)分析的必要性。具體而言，沿海12個(gè)省市的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量和前一期的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量有著強(qiáng)烈的聯(lián)系，上一期的增長(zhǎng)質(zhì)量越高，當(dāng)期的質(zhì)量也會(huì)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(jì)意義，說(shuō)明對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量并無(wú)直接關(guān)聯(lián)。這個(gè)結(jié)果和長(zhǎng)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(zhǎng)質(zhì)量上，而需要一定的時(shí)間積累去消化。區(qū)域的開(kāi)放程度和工業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)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(shí)間內(nèi)立竿見(jiàn)影。短期內(nèi)的效果要比長(zhǎng)期效果更好，一個(gè)可能的解釋是長(zhǎng)期時(shí)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(shuō)明企業(yè)并沒(méi)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(jì)意義，這個(gè)結(jié)果和長(zhǎng)期靜態(tài)分析的結(jié)果有所不同，一個(gè)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(zhǎng)質(zhì)量，而需要更長(zhǎng)的時(shí)間。最后，經(jīng)濟(jì)水平在短期內(nèi)的顯著性不夠，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)水平并不能在短期內(nèi)直接影響工業(yè)增長(zhǎng)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(jì)意義。專(zhuān)業(yè)化程度越高，短期內(nèi)對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量有促進(jìn)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(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量無(wú)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(wú)法刺激和推動(dòng)工業(yè)生產(chǎn)質(zhì)量，這需要一個(gè)長(zhǎng)期的過(guò)程。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(guò)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(wú)很大的區(qū)別，并且被解釋變量工業(yè)增長(zhǎng)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(shuō)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(guò)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析估算和分解樣本的TFP值。通過(guò)分析，筆者認(rèn)為樣本中的江蘇和山東兩省工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量較高，而福建和廣西的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量較低。此外，通過(guò)對(duì)浙江和江蘇兩省的數(shù)據(jù)分析，筆者認(rèn)為浙江的工業(yè)在廢水排放和能源節(jié)耗上還有進(jìn)一步提高的空間。總的來(lái)說(shuō)，樣本的廢水的排放量和能源的使用對(duì)區(qū)域的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量起了決定性作用。

其次，本文使用OLS和GMM模型測(cè)算了區(qū)域因素對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的長(zhǎng)短期影響。區(qū)域的開(kāi)放程度和專(zhuān)業(yè)化程度在長(zhǎng)短期內(nèi)都對(duì)工業(yè)的增長(zhǎng)質(zhì)量有顯著的促進(jìn)作用，其中開(kāi)放程度對(duì)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(jiàn)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(zhǎng)期影響減弱。此外，第三產(chǎn)業(yè)比例過(guò)高可能在長(zhǎng)短期內(nèi)都會(huì)拖累工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高，可能是因?yàn)楸疚难芯糠秶鷥H僅是工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量而非整個(gè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)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(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量是否有負(fù)影響還需以后進(jìn)一步的研究。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)水平和資源依賴程度在短期內(nèi)都對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量無(wú)顯著性，但資源依賴程度在長(zhǎng)期對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)期能促進(jìn)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量，但短期對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量無(wú)顯著性。

(二)建議

通過(guò)本文的分析，筆者提出以下幾點(diǎn)建議:

第一，增強(qiáng)區(qū)域的創(chuàng)新能力。本文的研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量在長(zhǎng)期有著顯著影響，因此政府應(yīng)該不斷鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新和創(chuàng)造適合創(chuàng)新的企業(yè)生存環(huán)境。科技是第一生產(chǎn)力，只有創(chuàng)新才能長(zhǎng)久的帶動(dòng)工業(yè)的發(fā)展，才能長(zhǎng)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(qiáng)，但是政府應(yīng)該拋棄對(duì)短期效益的關(guān)注，注重長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展。

第二，增強(qiáng)區(qū)域的專(zhuān)業(yè)化程度。本文的研究表明專(zhuān)業(yè)化程度的加深能帶動(dòng)工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量的增加。政府應(yīng)該重點(diǎn)培育各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集群，發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢(shì)和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)，集中發(fā)展自身有比較優(yōu)勢(shì)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(fèi)和重復(fù)建設(shè)。

第三，進(jìn)一步開(kāi)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(zhǎng)質(zhì)量的提高，如果企業(yè)能進(jìn)一步消化吸收國(guó)外企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)和管理理念，外商投資對(duì)長(zhǎng)期的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量也會(huì)有不錯(cuò)的表現(xiàn)。因此，政府應(yīng)該進(jìn)一步開(kāi)放外商對(duì)本地區(qū)域的投資，做好招商引資的工作。

最后，減少對(duì)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(zhǎng)期的工業(yè)增長(zhǎng)質(zhì)量越低。一個(gè)可能的原因是我國(guó)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(duì)資源開(kāi)采類(lèi)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(gè)也和可持續(xù)性發(fā)展保持一致性。

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責(zé)任編輯:高文河

F242．7

A

1671-3842(2015)03-0081-06

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(jì)學(xué)碩士，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)。