產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對生產(chǎn)率的影響研究

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摘要：探討各地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與其生產(chǎn)率之間的關(guān)系，構(gòu)建空間面板計量模型并進行實證檢驗。結(jié)果表明:我國各省市自治區(qū)生產(chǎn)率存在顯著的空間集聚效應(yīng)，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級尚不能大力促進其生產(chǎn)率水平提高，東部省市若要升級其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將會略微限制生產(chǎn)率水平的增長，中部省市若要進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級則其生產(chǎn)率的抑制效果更勝東部，而西部省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其生產(chǎn)率的影響表現(xiàn)出較強的抑制作用。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；各省生產(chǎn)率；空間滯后模型

一、引言

隨著我國GDP增速逐漸放緩，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)日趨合理完善，同時經(jīng)濟增長的主要動力向創(chuàng)新驅(qū)動靠攏，我國經(jīng)濟已經(jīng)步入新常態(tài)。由于我國經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)進入新階段，人口紅利優(yōu)勢漸消且人口老齡化加劇，為持續(xù)維持中高增速的經(jīng)濟增長率，則我國傳統(tǒng)經(jīng)濟的增長方式亟需面臨改革，需將其轉(zhuǎn)為依托各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級以及提升各省市自治區(qū)生產(chǎn)率水平的方式。如今，我國與發(fā)達國家相比，各省市自治區(qū)第二產(chǎn)業(yè)大于發(fā)達國家，并且其生產(chǎn)效率不高，從而在根本上制約了各省市自治區(qū)生產(chǎn)率水平的提升，而部分發(fā)達國家的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比早已高于我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比。除此之外，在我國，各省市自治區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平也十分不均衡，東部、中部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平高低錯落，并且各省市自治區(qū)的生產(chǎn)率水平也是參差不齊的。故此，對于各省市自治區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其生產(chǎn)率會產(chǎn)生什么樣的影響機制以及作用效果，這是本研究需要探討的主要內(nèi)容。本研究選取變量并且構(gòu)建理論模型來研究各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級對各省市生產(chǎn)率水平的作用效果，引入空間計量模型對我國31個省市的生產(chǎn)率進行實證檢驗，最后得出相應(yīng)的結(jié)論與啟示。

二、文獻綜述

目前，關(guān)于分區(qū)域研究其生產(chǎn)率水平提升方面，國外學者極少會將產(chǎn)業(yè)升級加入研究變量中，究其原因是由于研究對象多為發(fā)達國家，其各產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定且優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對其生產(chǎn)率水平提升效果有限。但是對于仍處于中高速發(fā)展和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的我國而言，正如黃佳金（2019）所指出的，各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化將是帶動整個國家生產(chǎn)率水平提高和整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵作用因素[1]。國內(nèi)學者關(guān)于如何提高生產(chǎn)率，一方面從產(chǎn)生集聚效應(yīng)與生產(chǎn)率提升關(guān)系著眼。如楊仁發(fā)等（2018）分析產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對生產(chǎn)率的作用效果的研究結(jié)果為:制造業(yè)集聚效應(yīng)明顯抑制了生產(chǎn)率水平的發(fā)展,相反服務(wù)業(yè)的集聚效應(yīng)則表現(xiàn)出正向的促進效果[2]。另一方面從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級或是生產(chǎn)率水平提高均存在明顯的溢出效應(yīng)著眼。即第一、二產(chǎn)業(yè)逐漸向第三產(chǎn)業(yè)進行轉(zhuǎn)型的過程中，研究對象的規(guī)模大小與其邊際收益通常表現(xiàn)為正向的線性關(guān)系；但在實際檢驗分析中，表現(xiàn)出的結(jié)論卻是迥然不同的。如金曉雨（2015）研究并分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對其生產(chǎn)率的影響機理，同時得出在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中，通常規(guī)模較大城市的生產(chǎn)率表現(xiàn)出促進效果，而規(guī)模較小城市則與之相反[3]。整理上述文獻綜述可知，以往的學者研究仍然存在明顯不足，在進行實證研究時太過于理想化地割裂了各省市自治區(qū)之間的經(jīng)貿(mào)往來等活動，忽視了其中必然存在的空間溢出效應(yīng)。因此，需要在優(yōu)化已有理論模型之后引入空間滯后模型，切實研究各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對其生產(chǎn)率增減變化的邊際效應(yīng)。

三、對各省市自治區(qū)

生產(chǎn)率理論模型進行整理和優(yōu)化因為考慮到生產(chǎn)率是人力資本的函數(shù)，因此選用產(chǎn)出是物質(zhì)資本與人力資本的柯布•道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，并且將各省市自治區(qū)生產(chǎn)率的主要影響因素分提煉為兩類：各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industry）以及其他因素（other），具體生產(chǎn)函數(shù)為:其中，Ki表示各省市物質(zhì)資本水平，Li表示各省市人力資本水平，f（industryother）將兩類主要影響因素以冪指函數(shù)形式引入原生產(chǎn)函數(shù)中。然后，將上式展開整理得到各省市的產(chǎn)出效率方程并取對數(shù)處理，最后引入時間維度t將其變更成面板數(shù)據(jù)模型，整理如下：從整理后的生產(chǎn)率函數(shù)可知，各省市自治區(qū)生產(chǎn)率與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在明顯的線性關(guān)系，再使用空間滯后模型探究各省市生產(chǎn)率與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的邊際效應(yīng)。

四、構(gòu)建空間滯后模型、選取相關(guān)變量及面板數(shù)據(jù)

（一）構(gòu)建空間滯后模型。選用空間計量模型來研究各省市自治區(qū)生產(chǎn)率的空間集聚效應(yīng)，能夠全面考慮在空間中相關(guān)變量間的相互影響，同時應(yīng)注重空間外溢效應(yīng)對研究結(jié)果的影響，合理地引入各省市自治區(qū)空間地理的權(quán)重信息矩陣。因此，使用空間滯后模型（SLM）來探究各省市自治區(qū)生產(chǎn)率與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的邊際效應(yīng)，模型如下：在上式中，i、j分別表示各省市，t表示面板數(shù)據(jù)對應(yīng)的年份，Uit包括空間權(quán)重矩陣和誤差項，（PGDP）表示被解釋變量各省市的生產(chǎn)率合集，(industry-up)表示解釋變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)合集，other表示其他控制變量合集，其中ρ、β、α各變量回歸系數(shù)。在上述空間滯后模型中所引入的空間權(quán)重矩陣分別為：地理鄰接矩陣（W1）和地理距離矩陣（W2）。其中，地理鄰接矩陣（W1）以我國31個省市自治區(qū)的地理位置是否相鄰為依據(jù)判斷并構(gòu)建矩陣，即若兩兩省市相鄰則值得1，否則值得0。而地理距離矩陣（W2）將引用空間反距離權(quán)重矩陣。（二）選取相關(guān)變量。1.被解釋變量該變量選用各省市生產(chǎn)率（PGDP），采用我國31個省市的人均GDP，并將之取對數(shù)處理。2.解釋變量該變量選用各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)（industy-up），并且引用徐敏等(2015)的研究方法測度該變量，用第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)各自產(chǎn)值比重作為權(quán)重構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)[4]。具體構(gòu)建公式為:因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)越高則表明著該省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越優(yōu)。3.其他控制變量主要包括以下6類：物質(zhì)資本(capital)、人力資本水平(education)、城鎮(zhèn)化率(urbanization)、交通基礎(chǔ)設(shè)施(road）、外商直接投資(FDI)、對外開放水平(open）。（三）面板數(shù)據(jù)說明。選取從2002年至2014年我國31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為分析數(shù)據(jù)集。所使用變量指標的原始數(shù)據(jù)均來自于對應(yīng)年份各省市自治區(qū)的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》等，相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，如表1所示：由表1可知，各省市自治區(qū)的生產(chǎn)率、物質(zhì)資本、人力資本水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施以及外商直接投資都具有較大幅度的變動。就整體來看，全國各省市自治區(qū)生產(chǎn)率均值是11.27838，其中東部地區(qū)生產(chǎn)率均值最高，達到11.59742；除此之外，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)也是最高的。總而言之，我國東部、中部和西部地區(qū)各省市具有較為顯著的地區(qū)差別。

五、各省市自治區(qū)生產(chǎn)率的空間計量模型分析

（一）空間自相關(guān)性檢驗。生產(chǎn)率變量通過空間自相關(guān)性檢驗是運用空間滯后模型的前提，因此需要使用STATA軟件測算得出的自2002年至2014年我國各省份生產(chǎn)率的Moran’sI指數(shù)值。檢驗結(jié)果表明：Moran’sI指數(shù)值均在0.3～0.2左右，我國各省市自治區(qū)生產(chǎn)率都通過了相關(guān)性檢驗并且都表現(xiàn)出顯著為正的相關(guān)性。如表2所示：（二）空間計量模型回歸結(jié)果。根據(jù)上文總結(jié)，可初步判定我國各省市自治區(qū)生產(chǎn)率水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在不可忽視的空間性關(guān)聯(lián)。除此之外，依據(jù)已有的研究經(jīng)驗，可使用固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型，故本研究將比較并采用以上兩種模型的較優(yōu)者，進行空間計量模型的實證檢驗。在運用空間滯后模型進行估計時，分別采用了地理鄰接矩陣（W1）和地理距離矩陣(W2)，回歸結(jié)果如表3所示：從回歸結(jié)果中可知，由空間計量模型回歸估計出的ρ值，均在1％或5％的水平下顯著為正（除模型D在1％的水平下顯著為負外），由此可知各省市自治區(qū)生產(chǎn)率具有明顯的空間溢出作用，同時鄰近省市自治區(qū)的生產(chǎn)率水平會相互影響并相互促進。1.全國范圍內(nèi)的空間計量回歸結(jié)果在全樣本情況下，由模型A和模型B考察全國范圍內(nèi)各省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對其生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，從表3中可以得出，無論是采用了地理鄰接矩陣（W1）或地理距離矩陣(W2)的空間滯后模型，全國各省市自治區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)的回歸系數(shù)均為負值，并且均在1％的水平下顯著。產(chǎn)生此回歸結(jié)果的主要原因是，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展長期采取的是非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，在此情況下將所有省市自治區(qū)的研究變量混合起來進行回歸分析，最終產(chǎn)生了顯著的負效應(yīng)。對于其他控制變量，城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)值在模型A與模型B中都顯著為正。這主要原因是高城鎮(zhèn)化率的省市自治區(qū)具有更高就業(yè)率、更多的發(fā)展機會和更優(yōu)的公共設(shè)施，因此它對其生產(chǎn)率水平具有正向的激勵作用。物質(zhì)資本的回歸系數(shù)值在模型A和模型B中均顯著為正，由此證實，在全國各省市自治區(qū)物質(zhì)資本投資的增加，對其生產(chǎn)率水平的提升作用十分顯著。對外開放水平的回歸系數(shù)估計值在模型A中顯著為正，表明在全國范圍內(nèi)，我國各省市自治區(qū)整體對外開放程度對其生產(chǎn)率基本具有正向的提高作用，因此我國仍應(yīng)進一步提高各省市自治區(qū)的對外開放水平。人力資本水平的回歸系數(shù)值在模型A和模型B中均顯著為負，雖然此回歸結(jié)果沒有表現(xiàn)出人力資本水平對全國各省市自治區(qū)生產(chǎn)率的推動作用，但張春秋等（2018）研究結(jié)論表明：高等教育支出不僅對本地生產(chǎn)率產(chǎn)生了明顯的積極影響，而且通過正向空間溢出效應(yīng)推動了周邊地區(qū)的技術(shù)進步，因此高等教育支出會導(dǎo)致人力資本水平提高，進而對地區(qū)生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響[5]。同時陳燕翎等（2019）相關(guān)研究結(jié)果表明：生產(chǎn)率的增長存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，當人力資本水平低于第一門檻值時，對其生產(chǎn)率增長具有顯著的負向影響；當人力資本水平高于第一門檻值并且低于第二門檻值時，對其生產(chǎn)率增長影響不顯著；當人力資本水平跨越第二門檻值時，會顯著提升其生產(chǎn)率[6]。由此推斷，本研究的回歸結(jié)果可能說明我國各省市自治區(qū)的人力資本水平尚且低于第一門檻值，致使回歸結(jié)果顯著為負。交通基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)值在模型A和模型B中也均顯著為正，因此各省市自治區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，越有利于其生產(chǎn)率水平的提升。2.東部、中部和西部地區(qū)的空間計量回歸結(jié)果關(guān)于模型C到模型H，按地理位置分布將全國各省市劃分為三類：東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)。其中模型C和模型D考察了東部地區(qū)各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其生產(chǎn)率水平的影響，從表3的回歸結(jié)果來看，模型C和模型D的回歸系數(shù)均在1％的水平下顯著但數(shù)值均為負，雖然東部地區(qū)各省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)對其生產(chǎn)率有負向作用，但進行橫向?qū)Ρ瓤梢园l(fā)現(xiàn)：在模型C和模型D中，東部地區(qū)各省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)的負向影響仍分別小于中部地區(qū)和西部地區(qū)的負向影響。同向?qū)Ρ戎胁康貐^(qū)和西部地區(qū)，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其生產(chǎn)率提升作用相對較好，這樣的回歸結(jié)果也證實了汪偉等（2015)的研究結(jié)論：我國東部各省市地理位置較為優(yōu)越，經(jīng)濟發(fā)展起步較早，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次較合理，在已有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上轉(zhuǎn)型和升級，必然會導(dǎo)致其生產(chǎn)率的顯著提高[7]。因此，在模型C和模型D中東部地區(qū)各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)回歸系數(shù)值的負向影響小。模型E和模型F是針對中部地區(qū)各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其生產(chǎn)率水平的影響，由回歸結(jié)果可知，模型F估計出來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)回歸系數(shù)的數(shù)值為負，且在5％的水平下顯著。將其進一步橫向?qū)Ρ葨|部和西部數(shù)值可得，中部地區(qū)各省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)的負向影響介于東部和西部地區(qū)之間。因為我國中部地區(qū)各省市尚處于發(fā)展的中期階段，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次水平普遍低于東部地區(qū)，并且目前正處于轉(zhuǎn)型和升級階段，同時中部地區(qū)又受制于開放程度、人力資本以及各種物質(zhì)資本的約束，所以在實際的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與承接的過程中，大都承接的是東部地區(qū)的低端型產(chǎn)業(yè)。賈彥利（2006）曾研究說明：當某區(qū)域在承接并實施產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和升級時，易使其在產(chǎn)業(yè)分工中被固定到產(chǎn)業(yè)鏈的低端，將會極大的限制其技術(shù)創(chuàng)新與進步，甚至還會加劇與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地的差距[8]。所以，對于我國中部地區(qū)的各省市而言，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其生產(chǎn)率的影響勢必會介于東部地區(qū)和西部地區(qū)之間。模型G和模型H分析研究西部各省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)對其生產(chǎn)率的影響，模型G和模型H估計出來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)的回歸系數(shù)均在1％的水平下顯著，回歸系數(shù)數(shù)值均為負并且均小于東部和中部地區(qū)。這是由于，西部地區(qū)總體的經(jīng)濟發(fā)展水平比較落后，基礎(chǔ)設(shè)施以及各種物質(zhì)資本和人力資本均有待進一步提高，并且西部地區(qū)各省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的進度有待提高，所以顯示出西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其生產(chǎn)率具有較大的負向影響效應(yīng)。在分析模型C至H中其他控制變量時，關(guān)于城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)值在模型C至F中均顯著為正。這表明在東部地區(qū)和中部地區(qū)具有較高的城鎮(zhèn)化率，擁有較好的集聚經(jīng)濟效應(yīng)，并且有助于東部地區(qū)和中部地區(qū)生產(chǎn)率水平的提升。關(guān)于物質(zhì)資本的回歸系數(shù)值在模型C至H中均顯著為正，由此說明，東部、中部和西部地區(qū)各省市的物質(zhì)資本投入對我國各地區(qū)提高其生產(chǎn)率水平的正向推動是十分顯著的。關(guān)于外商直接投資的回歸系數(shù)值在模型F中顯著為正，但在模型G和模型H中均顯著為負，這表明我國僅在中部地區(qū)的外商直接投資對其生產(chǎn)率存在正向推進的影響。究其原因，一方面外商直接投資能增加中部地區(qū)的各種物質(zhì)資本，另一方面也能通過技術(shù)關(guān)聯(lián)與知識溢出來推動其提升，因此在中部地區(qū)外商直接投資對其生產(chǎn)率有正向促進作用。關(guān)于對外開放水平的回歸系數(shù)估計值在模型E、模型G和模型H中顯著為正，表明在在中部地區(qū)和西部地區(qū)的對外開放水平對其生產(chǎn)率的發(fā)展具有正向的推動作用。究其原因可能是國家相關(guān)政策的大力支持，如“一帶一路”倡議會促進中西部各省市的生產(chǎn)率提升。關(guān)于人力資本水平的回歸系數(shù)值在模型C至H中均顯著為負，雖然回歸結(jié)果沒有表現(xiàn)出人力資本水平對東部、中部和西部地區(qū)各省市生產(chǎn)率的正向推動作用，但其原因可同理于前述全國人力資本水平回歸系數(shù)顯著為負。這樣的結(jié)果提示我們，應(yīng)該持續(xù)提升東部、中部和西部地區(qū)的人力資本投資水平，當人力資本水平跨越第二門檻值時，將有助于其生產(chǎn)率的提升。關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)值在模型C、模型D、模型G和模型H中也均顯著為正，但在模型E、模型F中顯著為負，這表明僅在東部和西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施對其生產(chǎn)率有正面推動作用。因為交通基礎(chǔ)設(shè)施的確會影響各地區(qū)經(jīng)濟集聚水平和集聚效率，因此交通基礎(chǔ)設(shè)施條件越好，越有利于各地區(qū)生產(chǎn)率的提升。

六、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論。以我國31個省市2002年至2014年的面板數(shù)據(jù)作為研究分析樣本，通過空間自相關(guān)檢驗考察了各省市自治區(qū)生產(chǎn)率的空間依賴性，并構(gòu)建空間滯后模型實證檢驗了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對各省市自治區(qū)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。通過數(shù)據(jù)收集和多次回歸分析，主要得到以下結(jié)論：第一、我國各地區(qū)生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級基本存在顯著的空間集聚效應(yīng)，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級尚不能大力促進其生產(chǎn)率水平提高。第二、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對各省市自治區(qū)的生產(chǎn)率的負向影響在不同區(qū)域的作用效果存在一定差異。對于東部地區(qū)的各省市而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其生產(chǎn)率的負向影響較小，而在中部地區(qū)，由于其以承接?xùn)|部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主要方式，而且在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的大部分是低端型產(chǎn)業(yè)，因而負向作用效果更勝東部地區(qū)，西部地區(qū)的經(jīng)濟基礎(chǔ)最為薄弱，并且總體經(jīng)濟發(fā)展水平低于東部和中部地區(qū)，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對其各省市生產(chǎn)率的影響表現(xiàn)出較強的反向作用。第三、全國東部、中部和西部地區(qū)各省市自治區(qū)在城鎮(zhèn)化率、物質(zhì)資本、外商直接投資、對外開放水平和交通基礎(chǔ)設(shè)施5個方面，對各省市自治區(qū)生產(chǎn)率水平的提高均具有正面影響，但其中交通基礎(chǔ)設(shè)施對中部地區(qū)的生產(chǎn)率水平存在略微負面影響。同時，以普通高等學校在校學生數(shù)來度量的人力資本水平對各省市生產(chǎn)率水平仍具有一定的負效應(yīng)。以上結(jié)論表明，各省市的生產(chǎn)率的提升與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有著密切的聯(lián)系，同時城鎮(zhèn)化率、物質(zhì)資本、外商直接投資、對外開放水平和交通基礎(chǔ)設(shè)施對其生產(chǎn)率的提升均具有促進作用，以上方面均可以成為中國經(jīng)濟增長的新動力。（二）啟示。基于上文的分析和總結(jié)，得到以下幾點政策啟示:第一、繼續(xù)實施已出臺的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略，積極完善交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級向高度化、合理化方向的發(fā)展，促進各省市生產(chǎn)率的提升。藍慶新等（2013）認為，東部地區(qū)應(yīng)持續(xù)深化新型城鎮(zhèn)化建設(shè)；中西部地區(qū)應(yīng)全面完善新型城鎮(zhèn)化發(fā)展模式，從而實現(xiàn)各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[9]。同時，交通基礎(chǔ)設(shè)施也是影響經(jīng)濟集聚程度和集聚效率的重要因素，完善交通基礎(chǔ)設(shè)施可以為中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供更加便捷的條件，有助于推動各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及帶動其生產(chǎn)率的發(fā)展。第二、政府繼續(xù)擴大對外開放程度并且鼓勵外商直接投資，從而優(yōu)化各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動各地生產(chǎn)率水平的提高。隨著我國市場對外開放程度的加深，各省市自治區(qū)的產(chǎn)業(yè)面臨著日益嚴峻的內(nèi)部競爭和外商競爭，一方面必然迫使各產(chǎn)業(yè)中絕大部分企業(yè)提升自身技術(shù)、管理水平或自動退出競爭市場，進而影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級。另一方面外商直接投資通過技術(shù)溢出效應(yīng)，將其先進技術(shù)和管理經(jīng)驗等滲透到各省市相關(guān)產(chǎn)業(yè)中，在提高了我國各個產(chǎn)業(yè)技術(shù)的同時也優(yōu)化了各省市自治區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。第三、加強我國中西部地區(qū)的物質(zhì)資本和加大各省市自治區(qū)人力資本投資，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級并帶動各省市自治區(qū)生產(chǎn)率提升。相比之下，由于我國中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平較低，并且對各產(chǎn)業(yè)的投資也相對不足，因而政府應(yīng)該有針對性地加強其物質(zhì)資本的投資，這是因為各省市自治區(qū)擁有不同的資源稟賦，所以應(yīng)大力推動各地優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集群的形成，實現(xiàn)其各產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，從而提高其生產(chǎn)率水平。此外，政府還應(yīng)加強對人力資本的投資，引進各產(chǎn)業(yè)的高端技術(shù)人才。優(yōu)質(zhì)的人力資本投資能提高各產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，從而實現(xiàn)生產(chǎn)率提升并帶動各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

作者:陳鑫蘊 尚濤 單位:西北工業(yè)大學