制造業產業內升級對經濟高質量增長的影響
——基于產業融合調節視角

李 蕾 翟萌萌 張天立

（河南財經政法大學 國際經濟與貿易學院，河南 鄭州 450046）

一、引言

當前，制造業升級是各國經濟轉型下支撐經濟高質量發展的戰略舉措。伴隨國際分工的日益深化，產業間分工逐漸被產業內和產品內分工所替代。相應地，以各行業或產品從低附加值的生產環節向高附加值的設計研發和營銷環節提升為特征的產業內升級日益成為制造業升級的新形式。2019年8月，工業和信息化部印發《關于促進制造業產品和服務質量提升的實施意見》，提出通過產業內升級提升制造業產品的附加值和競爭力，推動我國制造業從全球價值鏈的低端邁向中高端，從根本上提高產品品質和供給質量，從而達到促進經濟高質量增長的目的。Lall和Weiss等（2006）[1]、劉志彪和張杰（2007）[2]、張明志和李敏（2011）[3]、肖堯和楊校美（2016）[4]等學者一致認為，產業內升級是提升生產率的關鍵。Sepp 和 Varblane（2014）[5]通過對韓國和愛沙尼亞的生產率差異分解，發現各制造業行業的內部增長效應是形成生產率差異的主要原因，為制造業產業內升級促進經濟高質量增長提供了經驗支撐。李蕾（2019）[6]基于全球70個經濟體的相關數據，采用動態面板計量經濟模型將制造業產業內升級納入制造業升級影響經濟增長的實證分析框架，發現制造業產業內升級對經濟增長的促進作用大于產業間升級。但以中國各省（區、市）為研究對象的定量分析較少，不僅難以體現制造業產業內升級對經濟高質量增長的重要性，更難以反映新時期中國各省（區、市）制造業產業內升級對經濟高質量增長的影響所表現出來的特征和規律。

同時，伴隨信息技術的快速發展，尤其是數字經濟的迅速崛起，制造業與服務業融合已成為現代產業發展的主要特征。作為制造業高質量發展的重要內容，先進制造業與現代服務業的融合趨勢日益顯現。2019年11月，國家發展改革委聯合多部門印發《關于推動先進制造業與現代服務業深度融合發展的實施意見》，為先進制造業和現代服務業融合發展指明了方向，同時提供了政策保障。多數省（區、市）相繼出臺相關文件，開展試點示范，產業融合步伐快速推進。定量分析先進制造業與現代服務業融合對經濟高質量增長的作用十分重要，本文從產業內升級的角度研究制造業升級對經濟高質量增長的影響，并將產業融合作為調節變量納入實證分析框架進行研究。

二、模型構建及變量選取

（一）模型構建

本文基于我國31個省（區、市）2005—2019年的面板數據實證分析制造業產業內升級對經濟高質量增長的影響。對變量取對數，不會改變數據的性質和相關關系，而且有助于消除潛在的異方差問題，因此構建如式（1）的雙對數基準回歸模型：

其中，Y為經濟增長質量，lr為制造業的產業內升級水平，X為控制變量集，μ為隨時間和個體變化的隨機誤差項式。

考慮到產業融合發展水平對制造業產業內升級促進經濟高質量增長作用的發揮會產生影響，因此將制造業產業內升級與產業融合的交互項引入模型（1）。同時，將產業融合變量也加入模型，得到式（2）：

其中，Y、lr、X、μ等變量的含義與模型（1）相同，d為制造業與服務業（先進制造業與現代服務業）的融合發展水平，lnlr*lnd為制造業產業內升級水平和產業融合水平分別取對數后的交乘項，可以進一步考察產業融合在制造業產業內升級的經濟高質量增長效應中的調節作用。

由于模型（2）中lnlr和lnd兩變量與交互項lnlr*lnd存在多重共線性，因此借鑒謝宇（2010）[7]提出的方法，將lnlr和lnd兩變量進行對中處理，并將處理后的變量及兩者的交乘項替換模型（2）中的原始變量，得到最終調節效應回歸模型，如式（3）：

（二）變量選取

1.被解釋變量：經濟增長質量

經濟高質量增長的重要表現是生產率的提高，人均GDP是衡量經濟增長效率的較好指標，數據也較容易獲取。因此，借鑒陳詩一與陳登科（2018）[8]的方法，采用人均GDP衡量各省（區、市）的經濟增長質量。

2.核心解釋變量：制造業產業內升級水平

由制造業產業內升級的內涵可知，制造業產業內升級最終表現為制造業內部各行業效率的提高，因此選用各行業的勞動生產率來衡量各省（區、市）制造業各行業的產業內升級水平。進一步以制造業各行業的總產值占比作為權重，對制造業各行業的勞動生產率進行加權求和，得到各省（區、市）制造業整體的勞動生產率，并以此衡量各省（區、市）制造業整體的產業內升級水平。具體計算方法如下：

假設某一省（區、市）i的某一制造業行業j的勞動生產率為lij，該行業在該省（區、市）制造業總產值中的占比為sij，則該省（區、市）制造業整體的勞動生產率可表示為：

其中，n為該省（區、市）制造業行業數，lri為省（區、市）i制造業加權求和的勞動生產率，用來衡量該省（區、市）的制造業產業內升級水平。

3.調節變量：產業融合發展水平

基于制造業與服務業（先進制造業與現代服務業）的就業人員數據，采用物理學中的耦合協調度來衡量制造業與服務業（先進制造業與現代服務業）的融合發展水平。考慮到數據標準化后可能出現零的情況，借鑒張愛琴和薛碧薇等（2021）[9]的標準化方法，對標準化后的數據進行平移，具體處理方法如式（5）和式（6）：

其中，式（5）為正向指標的處理方式，式（6）為逆向指標的處理方式。

然后，計算制造業與服務業（先進制造業與現代服務業）的耦合度，該指標可以反映兩系統的相互作用程度。計算方法如式（7）：

其中，Q1為制造業（先進制造業）系統的發展情況，Q2為服務業（現代服務業）系統的發展情況。

在耦合度基礎上，進一步計算制造業與服務業（先進制造業與現代服務業）兩系統的協調度，以此指標作為兩者融合發展水平的測度。計算方法如式（8）：

其中，T=δ Q1+θ Q2。δ和 θ為權重，衡量產業融合過程中制造業與服務業（先進制造業與現代服務業）的重要程度。考慮兩者在產業融合過程中同等重要，因此對兩系統均賦予0.5的權重，即δ=θ=0.5。

4.控制變量

選擇研發水平、人力資本、產業結構、開放水平等作為控制變量，納入實證分析模型。其中，研發水平以R&D經費在GDP中的占比來衡量，人力資本以就業人員中大專及以上人員占比來衡量，產業結構用第三產業增加值在GDP中的占比來衡量，開放水平以進出口總額在GDP中的占比來衡量。

（三）數據來源及說明

核心變量中，人均GDP數據來自EPS數據庫，制造業加權生產率計算中涉及的細分行業總產值以及就業人數來自《中國工業統計年鑒》，制造業與服務業融合發展水平測算中涉及的就業人數來自《中國工業統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》。其中，制造業總產值采用各地區以2000年為不變價的數據，工業出廠價格指數來自《中國統計年鑒》。控制變量中，人力資本測算涉及的大專及以上人員與總就業人口來自《中國人口和就業統計年鑒》《中國人口統計年鑒》，產業結構、開放水平、研發水平計算中涉及的第三產業增加值、進出口貿易總額來自中經網數據庫，R&D經費來自《中國科技統計年鑒》，GDP數據來自EPS數據庫。由于控制變量基本是比例數據，所以對相關數據沒有進行不變價轉換。

各變量的描述性統計特征如表1。

表1 各變量的描述性統計

三、模型回歸及結果分析

（一）基準模型回歸及分析

采用Stata軟件對基準模型（1）進行回歸。考慮到制造業產業內升級在影響經濟高質量增長的同時，可能反過來會受到經濟高質量增長的影響，從而導致模型產生內生性問題。因此，以制造業產業內升級水平的滯后一期作為工具變量，選擇面板工具變量法（2SLS）進行回歸，得到制造業產業內升級對經濟高質量增長的估計結果（見表2）。為確保結果的穩健性，表2的估計結果中同時列出了混合OLS、固定效應（FE）和隨機效應（RE）的估計結果。從工具變量法的估計結果來看，核心解釋變量制造業產業內升級水平（lnlr）的估計系數在1%的顯著性水平下顯著為正，說明制造業產業內升級對經濟高質量增長具有顯著的促進作用。而且混合OLS、固定效應（FE）和隨機效應（RE）三個模型中核心解釋變量的估計系數符號和顯著性均一致，僅存在系數大小的差異，這意味著模型的估計結果具有一定的穩健性。

表2 制造業產業內升級對經濟高質量增長影響的估計結果

（二）調節效應模型回歸及分析

考慮到模型可能存在內生性問題，選擇制造業產業內升級水平、產業融合水平及兩者交互項的滯后一期作為工具變量進行2SLS回歸，得到制造業與服務業融合發展對制造業產業內升級促進經濟高質量增長的調節效應估計結果，以及先進制造業與現代服務業融合發展對制造業產業內升級促進經濟高質量增長的調節效應估計結果，表3同時列出了固定效應（FE）和隨機效應（RE）的估計結果進行比較。就制造業與服務業融合的調節效應估計結果看，制造業產業內升級水平（lnlr*）及其與制造業和服務業融合水平的交互項（m1）在2SLS中的估計系數均在1%的顯著性水平下為正，說明制造業產業內升級可以促進經濟高質量增長，而且在促進經濟高質量增長的過程中還受到制造業與服務業融合發展水平的正向調節。就不同模型看，固定效應（FE）和隨機效應（RE）模型中交互項的估計系數在符號和顯著程度上與2SLS都相同，僅存在系數大小的差異，因此回歸結果具有一定的穩健性。

表3 產業融合的調節效應估計結果

從先進制造業與現代服務業融合的調節效應估計結果來看，制造業產業內升級水平（lnlr*）及其與先進制造業和現代服務業融合水平交互項（m2）的估計系數在2SLS中顯著為正，說明先進制造業與現代服務業融合發展對制造業產業內升級的經濟高質量增長效應同樣具有正向調節作用。而且固定效應（FE）、隨機效應（RE）與2SLS三個模型中交互項的估計系數在符號和顯著程度上都相同，僅存在系數大小的差異，因此回歸結果具有一定的穩健性。與制造業和服務業融合的調節作用相比，先進制造業與現代服務業融合對制造業產業內升級促進經濟高質量增長的調節作用要強一些。

（三）穩健性檢驗

研究發現，伴隨產業內升級出現的各行業效率的提高是制造業整體生產率提高的主要原因，全要素生產率是衡量效率較為綜合和全面的指標，因此選擇制造業的全要素生產率替代加權勞動生產率來衡量制造業的產業內升級水平。

根據柯布-道格拉斯生產函數，可得全要素生產率的計算公式為：

其中，Y為制造業規模，用制造業總產值衡量。K和L為制造業的資本存量和勞動數量，分別用制造業固定資產凈值和勞動就業人數來衡量。相關數據來自《中國工業統計年鑒》，同時制造業總產值和固定資產凈值分別采用以2000年為不變價的數據。α和β分別為資本和勞動的產出彈性，本文借鑒楊汝岱（2015）[10]研究結果，并利用式（9）計算各省（區、市）制造業的全要素生產率（TFP）。

以制造業全要素生產率為核心解釋變量進行回歸，對制造業產業內升級的經濟高質量增長效應及產業融合對其調節效應進行穩健性檢驗（見表4、表5）。從表4可以看出，核心解釋變量制造業產業內升級水平（lntfp）在不同模型中的系數符號和顯著程度均相同，且制造業產業內升級水平在2SLS中的估計系數與表2中以制造業加權勞動生產率為核心解釋變量的估計系數的符號和顯著程度相同，僅存在系數大小的差異，說明該基準模型回歸結果具有較強的穩健性。從表5可以看出，無論是制造業與服務業融合，還是先進制造業與現代服務業融合，制造業產業內升級與產業融合交互項[n1（n2）]的估計系數在不同模型中的系數符號和顯著程度均相同，尤其是在2SLS回歸中的估計系數與表3中以制造業加權勞動生產率為核心解釋變量的估計系數的符號和顯著性也相同，僅存在系數大小和顯著程度的差異，且同樣表現為先進制造業與現代服務業融合對制造業產業內升級的經濟高質量增長效應的調節作用強于制造業與服務業融合，說明產業融合調節效應的估計結果具有一定的穩健性。

表4 制造業產業內升級對經濟高質量增長影響的穩健性檢驗

表5 產業融合調節效應的穩健性檢驗

四、異質性分析

（一）行業異質性分析

不同技術密集型制造業的產業內升級對經濟高質量增長的促進作用以及產業融合對該促進作用的調節效應可能存在差異，因此將制造業分為技術密集型制造業和非技術密集型制造業①技術密集型制造業包括醫藥制造業，通用設備制造業，專用設備制造業，汽車制造業，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業，電氣機械和器材制造業，計算機、通信和其他電子設備制造業、儀器儀表制造業，其他制造業行業屬于非技術密集型制造業。，以考察行業層面的異質性（見表6）。從表6可以看出，技術密集型制造業與非技術密集型制造業的產業內升級均可以顯著促進經濟高質量增長[lntlr*（lnntlr*）]，前者促進作用程度強于后者，符合經濟理論與實際情況。就調節效應估計結果看，產業融合對兩類制造業產業內升級促進經濟高質量增長作用的發揮都具有顯著的正向調節效應[t1（t2）]。具體而言，在技術密集型制造業中，先進制造業與現代服務業融合的調節效應強于制造業與服務業融合，而非技術密集型制造業則正好相反，表現出先進制造業與現代服務業融合的調節效應弱于制造業與服務業融合的特征。這主要是因為，技術密集型制造業本身知識技術密集，在其發展以及促進經濟高質量增長的過程中，會更大程度地受到知識技術同樣密集的先進制造業與現代服務業兩類產業融合發展水平的影響。另外，無論是制造業與服務業融合，還是先進制造業與現代服務業融合，產業融合對技術密集型制造業的調節效應均弱于非技術密集型制造業。而產業融合調節作用的發揮是以二者高效融合為前提的，尤其是對技術密集型制造業來說，由于其發展水平較高，更需要高效率的產業融合才可以更好地發揮調節效應。但當前我國各省（區、市）制造業與服務業融合發展水平較弱，融合效率不高，一定程度上阻礙了兩者融合對技術密集型制造業產業內升級促進經濟高質量增長的正向調節作用。

表6 行業異質性估計結果

（二）區域異質性分析

為了考察制造業產業內升級對經濟高質量增長的促進作用以及產業融合的調節效應在不同區域間的差異性，將我國分為東部和中西部兩大區域進行實證分析。其中，東部地區視為經濟發達地區，中西部地區視為經濟欠發達地區。表7區域異質性估計結果顯示，東部地區和中西部地區制造業產業內升級均可以顯著促進經濟高質量增長（lnlr*）。相對而言，制造業產業內升級對東部地區經濟高質量增長的促進作用弱于中西部地區，這可能是由于東部地區發展水平高，制造技術較為先進，很多行業已經升級到一定水平，在缺乏持續創新的情況下面臨升級瓶頸。中西部地區制造技術較為落后，制造業產業內升級還有很大空間，因此表現出較強的對經濟高質量增長的促進作用。就調節效應估計結果看，中西部地區產業融合對制造業產業內升級促進經濟高質量增長作用的發揮具有顯著的正向調節效應[m1（m2）]，而東部地區只有先進制造業與現代服務業融合表現出了顯著的正向調節效應，且作用程度弱于中西部地區。這可能由于當前我國產業融合水平和效率較低，難以與東部地區產業內升級水平較高的制造業發展相匹配，從而抑制了產業融合的調節效應。

表7 區域異質性估計結果

五、結論及政策建議

（一）結論

1.制造業產業內升級能夠促進經濟高質量增長，產業融合對該作用的發揮具有顯著的正向調節效應，而且先進制造業與現代服務業融合的調節效應強于制造業與服務業融合。

2.細分行業層面，不同技術密集型制造業的產業內升級均可以顯著促進經濟高質量增長，產業融合對技術密集型制造業的調節效應均弱于對非技術密集型制造業的調節效應。技術密集型制造業中，先進制造業與現代服務業融合的調節效應強于制造業與服務業融合，非技術密集型制造業正好相反。

3.區域層面，制造業產業內升級能顯著促進不同區域的經濟高質量增長。中西部地區產業融合對制造業產業內升級促進經濟高質量增長作用的發揮具有顯著的正向調節效應，而東部地區只有先進制造業與現代服務業融合表現出了顯著的正向調節效應，而且作用程度弱于中西部地區。

（二）政策建議

1.基于研發投入、人才培養等提高創新水平，促進制造業產業內升級水平的提升。

2.創造良好環境促進產業融合發展，尤其是先進制造業與現代服務業的融合發展，提高融合效率，更好地發揮技術密集型制造業產業內升級對經濟高質量增長的促進作用。

3.大力支持先進制造業與現代服務業自身的發展，打造兩者融合的產業基礎，增強產業融合的調節效應，助力經濟高質量增長。