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        空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響研究
        ——基于兩位數(shù)行業(yè)數(shù)據(jù)的再估計

        2021-11-16 11:52:36猛,習(xí)
        商學(xué)研究 2021年5期

        王 猛,習(xí) 敏

        (陜西師范大學(xué) 國際商學(xué)院,陜西 西安 710119)

        一、引言

        改革開放以來,中國積極融入制造業(yè)全球價值鏈,得以建立起門類齊全的制造業(yè)體系。制造業(yè)的快速發(fā)展成為中國經(jīng)濟高速增長的引擎。如何提升制造業(yè)生產(chǎn)率一直是關(guān)乎中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要問題,這一問題在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性減速的新常態(tài)下更加突出。本文試圖證明,繼續(xù)推動制造業(yè)集聚以發(fā)掘空間紅利,可能是提升中國制造業(yè)生產(chǎn)率的一個重要突破口。

        理論上看,空間集聚會產(chǎn)生正的外部性,進而提升制造業(yè)生產(chǎn)率。這種正的外部性既包括專業(yè)勞動力市場、中間投入品共享、知識溢出等供給側(cè)機制(Marshall,1920[1]),也包括本地市場效應(yīng)等需求側(cè)機制(Krugman,1991[2])。當(dāng)然,隨著空間集聚進一步加強,土地、勞動力等要素的價格上升可能造成負(fù)的外部性,從而降低制造業(yè)生產(chǎn)率(Krugman,1991[2])。西方發(fā)達國家的經(jīng)驗表明,空間集聚產(chǎn)生的正的外部性能顯著提升制造業(yè)生產(chǎn)率(Cingano和Schivardi,2004[3];Otsuka和Yamano,2008[4];Antonietti和Cainelli,2011[5];Lee等,2013[6]),也有研究發(fā)現(xiàn)了負(fù)的外部性,即空間集聚會降低制造業(yè)生產(chǎn)率(Martínez等,2007[7];Broersma和Ooterhaven,2009[8];Rizov和Oskam,2012[9])。

        那么,空間集聚如何影響中國的制造業(yè)生產(chǎn)率?現(xiàn)有研究的結(jié)論可歸納為“線性”和“非線性”兩類。大部分研究發(fā)現(xiàn),空間集聚產(chǎn)生的正的外部性能顯著提升制造業(yè)生產(chǎn)率,即二者間存在正向的線性關(guān)系(柯善咨和姚德龍,2008[10];陳柳,2010[11];張公嵬和梁琦,2010[12];張公嵬等,2013[13];張先鋒和胡翠群,2013[14];胡玫等,2015[15];韋曙林和歐梅,2017[16];張超和周立新,2018[17];曹正旭等,2020[18];楊浩昌等,2020[19])。但也有研究指出,由于正的外部性、負(fù)的外部性交替占據(jù)主導(dǎo)地位,空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響是非線性的:二者間可能存在倒U形或U形關(guān)系(袁駿毅、樂嘉錦,2018[20];陳陽和唐曉華,2019[21]);也可能導(dǎo)致空間集聚的作用隨時間推移出現(xiàn)反轉(zhuǎn)(孫浦陽等,2013[22];金春雨和程浩,2015[23])。

        鑒于現(xiàn)有研究的眾說紛紜,對此問題形成共識性結(jié)論需要進一步分析。本文將基于2001—2016年20個兩位數(shù)行業(yè)面板數(shù)據(jù),就空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響進行再估計。對全樣本的固定效應(yīng)估計證實了正向線性關(guān)系的存在,即空間集聚顯著提升了制造業(yè)生產(chǎn)率。進一步的門限回歸則發(fā)現(xiàn)空間集聚與制造業(yè)生產(chǎn)率之間存在一定的非線性關(guān)系:空間集聚的水平提高導(dǎo)致其對全要素生產(chǎn)率的影響增強,但對勞動生產(chǎn)率則缺乏類似影響。

        此外,高生產(chǎn)率抑或低生產(chǎn)率的制造業(yè)更易受空間集聚的影響?空間集聚與制造業(yè)生產(chǎn)率的因果關(guān)系在不同要素密集度的行業(yè)間是否存在差異?上述問題目前仍缺乏充分的探討,本文將嘗試加以回答。采用分位數(shù)回歸研究空間集聚對不同制造業(yè)生產(chǎn)率水平的差異化影響,發(fā)現(xiàn)空間集聚的影響隨制造業(yè)生產(chǎn)率的提升而減弱。按照要素密集度對制造業(yè)分組進行分樣本回歸,考察空間集聚影響制造業(yè)生產(chǎn)率的行業(yè)異質(zhì)性,結(jié)果表明空間集聚的影響主要體現(xiàn)在資本密集型、勞動密集型行業(yè),在技術(shù)密集型行業(yè)不顯著。

        本文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分報告模型、數(shù)據(jù)和變量,第三部分展示并分析回歸結(jié)果,第四部分得出結(jié)論并討論其政策含義。

        二、研究設(shè)計

        (一)模型設(shè)定

        為估計空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響,本文構(gòu)造以下回歸模型:

        mpit=β0+β1aggit+β2controlit+μi+ζt+εit

        (1)

        式(1)中,mp為制造業(yè)生產(chǎn)率,agg為空間集聚,control為影響制造業(yè)生產(chǎn)率的一系列控制變量,μ為行業(yè)固定效應(yīng),ζ為年份固定效應(yīng),ε為隨機誤差項,i和t分別表示制造業(yè)行業(yè)和年份,β0~β2為待估的參數(shù)向量。

        (二)數(shù)據(jù)來源和變量選擇

        本文選取2001—2016年的制造業(yè)兩位數(shù)行業(yè)為研究樣本。數(shù)據(jù)來源包括國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫以及歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》。按現(xiàn)行統(tǒng)計制度,樣本期內(nèi)的行業(yè)劃分依據(jù)1994年、2002年、2011年3個版本的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》進行,存在行業(yè)口徑不一致的問題。對此,本文參考余泳澤等(2017)[24],將2011年版《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》中的“汽車制造業(yè)”和“鐵路、船舶、航空航天和其他設(shè)備制造業(yè)”合并為2002年版《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》中的“交通運輸設(shè)備制造業(yè)”。同時剔除2011年版《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》新增的“皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業(yè)”“木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)”“家具制造業(yè)”“印刷和記錄復(fù)制業(yè)”“文教、工美、體育和娛樂用品制造業(yè)”和“橡膠和塑料制品業(yè)”等行業(yè)。最終研究個體確定為20個制造業(yè)兩位數(shù)行業(yè),得到320個觀測值??紤]到制造業(yè)行業(yè)間存在較大的異質(zhì)性,本文借鑒張其仔和李蕾(2017)[25]的做法,利用模糊聚類分析將20個兩位數(shù)行業(yè)分為勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型3類。①

        1.被解釋變量

        對于被解釋變量制造業(yè)生產(chǎn)率,本文選擇勞動生產(chǎn)率(lp)、全要素生產(chǎn)率(tfp)兩種指標(biāo)加以測量。

        勞動生產(chǎn)率是制造業(yè)的產(chǎn)出與勞動投入之比。制造業(yè)的產(chǎn)出指標(biāo)包括增加值、總產(chǎn)值和銷售產(chǎn)值等。限于數(shù)據(jù)可得性,本文參考唐曉華等(2017)[26],用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的銷售產(chǎn)值表示制造業(yè)產(chǎn)出,并根據(jù)工業(yè)品出廠價格指數(shù)(PPI)調(diào)整為2001年不變價。制造業(yè)的勞動投入指標(biāo)用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的從業(yè)人數(shù)表示,并對2012年的缺失值取均值補齊。

        全要素生產(chǎn)率中涉及的制造業(yè)產(chǎn)出、勞動投入指標(biāo)與勞動生產(chǎn)率相同。此外,全要素生產(chǎn)率計算還涉及資本存量的投入。借鑒余泳澤等(2017)[24],本文用永續(xù)盤存法(PIM)計算規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的資本存量,步驟如下:(1)使用2001年固定資產(chǎn)凈值作為基期資本存量K0;(2)用第t年與t-1年的固定資產(chǎn)原價之差表示新增投資額It,并根據(jù)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)調(diào)整為2001年不變價;(3)用第t年與t-1年的累計折舊之差表示本年折舊Zt,進而用Zt除以第t-1年的固定資產(chǎn)原價,得到折舊率δt;(4)依據(jù)公式Kt=It+ (1-δt)Kt-1,計算2002年及以后各年的資本存量。最后,基于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出、勞動投入、資本存量數(shù)據(jù),用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)計算可變規(guī)模報酬下的純技術(shù)效率,作為制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的度量。

        2.核心解釋變量

        本文選擇區(qū)位基尼系數(shù)(gini)衡量制造業(yè)空間集聚。作為基尼系數(shù)在區(qū)域和產(chǎn)業(yè)研究中的應(yīng)用,區(qū)位基尼系數(shù)因其計算簡單、對應(yīng)的洛倫茲曲線直觀而得到廣泛使用(戴平生,2015)[27],其計算公式為:

        (2)

        式(2)中,gini為區(qū)位基尼系數(shù),其取值范圍為[0, 1]。yi和yj表示第i、j個省級行政區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的從業(yè)人數(shù)占全國的份額(i,j=1,…,n),μ為各省級行政區(qū)的均值。空間基尼系數(shù)的值越接近于1,表明制造業(yè)的空間集聚水平越高。

        3.控制變量

        為緩解遺漏變量造成的內(nèi)生性問題,本文引入以下控制變量:(1)勞均資本存量(k)。勞均資本存量是影響生產(chǎn)率的核心變量,用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的資本存量和從業(yè)人數(shù)之比表示。(2)研發(fā)投入(r&d)。研發(fā)投入的大小與技術(shù)進步密切相關(guān),進而影響生產(chǎn)率。用大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入占主營業(yè)務(wù)收入的比重表示。(3)國有產(chǎn)權(quán)比重(soe)。國有產(chǎn)權(quán)比重越高,意味著該行業(yè)的市場化程度較低,從制度視角看可能不利于生產(chǎn)率提升。用國有企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入之比表示。(4)對外開放(open)。對外開放為制造業(yè)提供了參與國際市場競爭的機會,有利于企業(yè)學(xué)習(xí)和創(chuàng)新,從而提升生產(chǎn)率。用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的出口交貨值與銷售產(chǎn)值之比表示。

        (三)描述性統(tǒng)計

        制造業(yè)生產(chǎn)率在兩位數(shù)行業(yè)間存在較大的差異。從勞動生產(chǎn)率看,煙草制品業(yè)和石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)最高,2001—2016年的平均勞動生產(chǎn)率分別高達249.59和130.05;紡織業(yè)和紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)處于最低水平,平均勞動生產(chǎn)率分別為25.18和36.64。從全要素生產(chǎn)率看,煙草制品業(yè)和通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)的生產(chǎn)率最高,2001—2016年平均全要素生產(chǎn)率均為1;非金屬礦物制品業(yè)、造紙及紙制品業(yè)的平均全要素生產(chǎn)率最低,分別僅有0.42和0.41。

        總體上,20個兩位數(shù)行業(yè)在2001—2016年的平均集聚水平為0.56。其中,通信、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè),紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)的平均集聚水平最高,分別達到0.76和0.73;醫(yī)藥制造業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的平均集聚水平最低,分別為0.43、0.42。

        主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。為減輕異方差問題,對勞動生產(chǎn)率和勞均資本存量作對數(shù)化處理。

        表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

        三、回歸結(jié)果及分析

        (一)全樣本回歸

        參數(shù)估計前,對回歸模型進行Hausman檢驗,檢驗值為19.05,對應(yīng)的p值為0.0041,表明應(yīng)選擇固定效應(yīng)估計。全樣本回歸結(jié)果見表2,其中模型1~3以勞動生產(chǎn)率為被解釋變量,模型4~6以全要素生產(chǎn)率為被解釋變量。

        表2 空間集聚與制造業(yè)生產(chǎn)率:全樣本回歸

        續(xù)表

        在模型1、模型4未控制年份固定效應(yīng)時,區(qū)位基尼系數(shù)的系數(shù)估計值為正,且分別通過1%和10%水平的顯著性檢驗;模型2、模型5同時控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)后,區(qū)位基尼系數(shù)的系數(shù)估計值仍在5%水平上顯著為正。這說明空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率具有促進作用,即二者間存在正向的線性關(guān)系。專業(yè)勞動力市場、中間投入品共享、知識溢出和本地市場效應(yīng)等構(gòu)成了正的外部性(Marshall,1920[1];Krugman,1991[2]),有助于提升制造業(yè)生產(chǎn)率。

        有必要討論聯(lián)立內(nèi)生性問題??臻g集聚固然顯著促進了制造業(yè)生產(chǎn)率,但為了追求較高的制造業(yè)生產(chǎn)率水平,制造業(yè)布局也可能發(fā)生相應(yīng)調(diào)整,因此制造業(yè)生產(chǎn)率會反過來影響空間集聚。為緩解這種反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,模型3、模型6對所有解釋變量均滯后一期。核心解釋變量的估計系數(shù)仍然為正,且分別通過10%和5%水平的顯著性檢驗??梢?,考慮聯(lián)立內(nèi)生性后,空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的正向影響具有穩(wěn)健性。

        控制變量中,勞均資本存量、研發(fā)投入顯著提高了勞動生產(chǎn)率,但不能提高全要素生產(chǎn)率,國有產(chǎn)權(quán)比重和對外開放的作用則不顯著。

        (二)門限回歸

        全樣本回歸結(jié)果證實了空間集聚具有正的外部性,且與制造業(yè)生產(chǎn)率之間存在正向的線性關(guān)系。但現(xiàn)有文獻指出,由于正的外部性、負(fù)的外部性交替占據(jù)主導(dǎo)地位,空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響也可能是非線性的。這一類文獻通常在回歸模型中加入空間集聚的二次項。在樣本量較小時,這種做法往往導(dǎo)致較嚴(yán)重的多重共線性問題,影響參數(shù)估計的有效性?;谶@一考慮,本文采用門限回歸檢驗空間集聚與制造業(yè)生產(chǎn)率的非線性關(guān)系。這一處理能有效避免多重共線性對參數(shù)估計結(jié)果的干擾,增強結(jié)論的可信度。

        以核心解釋變量作為門限變量,依次估計單門限效應(yīng)和雙門限效應(yīng),結(jié)果如表3所示。以勞動生產(chǎn)率為被解釋變量時,單門限值、雙門限值均未通過顯著性檢驗,可見空間集聚與制造業(yè)勞動生產(chǎn)率之間并不存在非線性關(guān)系。

        表3 空間集聚與制造業(yè)生產(chǎn)率:門限回歸

        續(xù)表

        但以全要素生產(chǎn)率為被解釋變量時,空間集聚的門限值1通過了1%水平的顯著性檢驗,門限值2則未通過顯著性檢驗,可見空間集聚具有單門限效應(yīng),門限值為0.49。在[0, 0.49)區(qū)間,空間集聚的估計系數(shù)為0.62;在[0.49, 1]區(qū)間,空間集聚的估計系數(shù)增大至0.95。這就意味著空間集聚與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在非線性關(guān)系??臻g集聚水平提高會更加促進全要素生產(chǎn)率提升。需要說明的是,單門限兩邊的估計系數(shù)均為正數(shù),而非“一正一負(fù)”,說明這種非線性關(guān)系并不是U形或者倒U形。

        門限回歸進一步驗證了全樣本回歸的結(jié)果,即空間集聚發(fā)揮了正的外部性,且沒有產(chǎn)生負(fù)的外部性。

        (三)分位數(shù)回歸

        接下來,本文將基于分位數(shù)回歸,討論空間集聚對不同水平的制造業(yè)生產(chǎn)率的影響是否存在差異。將面板數(shù)據(jù)和分位數(shù)回歸相結(jié)合,不僅可以測度解釋變量對被解釋變量的某個特定分位點的邊際效果,還可控制個體差異以避免極端值對結(jié)果的干擾,使得回歸結(jié)果更加精確和穩(wěn)定。參照任思雨等(2019)[28],本文分別以勞動生產(chǎn)率、全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量,在0.1、0.25、0.5、0.75和0.9分位點上進行參數(shù)估計,其結(jié)果見表4。限于篇幅,僅報告空間集聚變量的估計系數(shù)。

        表4中,以勞動生產(chǎn)率為被解釋變量時,空間集聚的系數(shù)估計值在0.1分位點為2.229,在0.25、0.5分位點下降至2.219和2.203,在0.75、0.9分位點則進一步下降至2.185和2.173,且均通過了顯著性檢驗。以全要素生產(chǎn)率為被解釋變量時,系數(shù)估計值的變動趨勢相同:在0.1分位點為1.337,在0.25、0.5分位點下降至1.296和1.219,在0.75、0.9分位點則進一步下降至1.131和1.090。

        表4 空間集聚與制造業(yè)生產(chǎn)率:分位數(shù)回歸

        核心解釋變量的系數(shù)隨分位點的上升而下降,表明空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響與制造業(yè)生產(chǎn)率本身的水平密切相關(guān)。制造業(yè)生產(chǎn)率較低時,受空間集聚的影響更為強烈。隨著制造業(yè)生產(chǎn)率的提高,空間集聚的影響也逐漸減弱。這一發(fā)現(xiàn)意味著,與生產(chǎn)率較高的制造業(yè)行業(yè)相比,那些生產(chǎn)率水平低下的制造業(yè)行業(yè)從空間集聚中獲益更大。

        (四)分樣本回歸

        全樣本回歸證實了空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率有正向影響。這種影響在不同要素密集度的行業(yè)間是否存在差異?為回答這一問題,本文對勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)樣本分別進行回歸,結(jié)果見表5。

        表5中,以勞動生產(chǎn)率為被解釋變量時,空間集聚的系數(shù)估計值在資本密集型行業(yè)中為6.215,且通過了1%水平的顯著性檢驗,在勞動密集型和技術(shù)密集型行業(yè)中不顯著。以全要素生產(chǎn)率為被解釋變量時,空間集聚的系數(shù)估計值在資本密集型行業(yè)中為3.573,且通過1%水平的顯著性檢驗,在勞動密集型行業(yè)中為1.483,且在10%水平上顯著,在技術(shù)密集型行業(yè)中不顯著。這一結(jié)果表明,空間集聚對生產(chǎn)率的促進作用主要存在于資本密集型、勞動密集型行業(yè)。限于數(shù)據(jù)可得性,本文無法進一步考察其中的作用機制,有待后續(xù)研究的補充。

        表5 空間集聚與制造業(yè)生產(chǎn)率:分樣本回歸

        四、結(jié)論與政策含義

        對中國這樣的制造業(yè)大國而言,提升制造業(yè)生產(chǎn)率關(guān)乎中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。本文從空間集聚的視角探討制造業(yè)生產(chǎn)率的提升路徑。針對現(xiàn)有文獻的不足,本文基于2001—2016年20個兩位數(shù)行業(yè)的面板數(shù)據(jù),對空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響進行再估計,結(jié)論如下:第一,全樣本回歸中控制了勞均資本存量、研發(fā)投入、國有產(chǎn)權(quán)比重和對外開放等變量后,空間集聚顯著提升了制造業(yè)生產(chǎn)率,證實二者間整體上存在正向的線性關(guān)系。第二,根據(jù)門限回歸結(jié)果,空間集聚與制造業(yè)生產(chǎn)率存在一定的非線性關(guān)系??臻g集聚水平的提高會強化其對全要素生產(chǎn)率的影響,但對勞動生產(chǎn)率則缺乏類似影響。第三,分位數(shù)回歸表明,空間集聚對低生產(chǎn)率制造業(yè)的影響強于高生產(chǎn)率制造業(yè),即空間集聚的作用強度與制造業(yè)生產(chǎn)率水平關(guān)系密切。第四,分樣本回歸結(jié)果顯示,空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響主要體現(xiàn)在資本密集型、勞動密集型行業(yè),在技術(shù)密集型行業(yè)并不顯著。

        上述結(jié)論為從空間集聚角度提升中國的制造業(yè)生產(chǎn)率提供了政策啟示。本文證明空間集聚通過正的外部性提升了制造業(yè)生產(chǎn)率,且并未發(fā)現(xiàn)空間集聚會產(chǎn)生負(fù)的外部性,這意味著政策上應(yīng)堅持推動制造業(yè)的空間集聚,以充分發(fā)揮其正的外部性。具體地,應(yīng)從以下三個方面著手。首先,鑒于制造業(yè)生產(chǎn)率較低時受空間集聚的影響更為強烈,那些生產(chǎn)率水平低下的制造業(yè)行業(yè)從空間集聚中獲益更大,應(yīng)特別鼓勵紡織業(yè),紡織服裝、鞋、帽制造業(yè),造紙及紙制品業(yè)等低生產(chǎn)率行業(yè)的空間集聚。其次,由于空間集聚對中國制造業(yè)生產(chǎn)率提升的影響主要存在于具備比較優(yōu)勢的勞動密集型行業(yè),以及可能建立競爭優(yōu)勢的資本密集型行業(yè),因此應(yīng)著重推動這些行業(yè)的空間集聚。最后,構(gòu)建促進要素自由流動的制度環(huán)境。消除地方保護主義,打破區(qū)域間壁壘,是促進中國制造業(yè)集聚的根本舉措。為此,應(yīng)通過完善考核機制來弱化地方政府間的過度競爭,以消除制造業(yè)要素流動的體制性障礙,實現(xiàn)全國范圍內(nèi)的資源優(yōu)化。

        注釋:

        ①120個兩位數(shù)行業(yè)中,8個勞動密集型行業(yè)為:農(nóng)副食品加工業(yè),食品制造業(yè),飲料制造業(yè),紡織業(yè),紡織服裝、鞋、帽制造業(yè),造紙及紙制品業(yè),非金屬礦物制品業(yè),金屬制品業(yè);5個資本密集型行業(yè)為:煙草制品業(yè),石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè),化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè),黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè),有色金屬冶煉及壓延加工業(yè);7個技術(shù)密集型行業(yè)為:醫(yī)藥制造業(yè),通用設(shè)備制造業(yè),專用設(shè)備制造業(yè),交通運輸設(shè)備制造業(yè),電氣機械及器材制造業(yè),通信、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè),儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)。

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