碳值控制下產業環境、要素流動對中國制造業轉型升級的驅動效應

黃艷梅，張慧妹

（1.天津科技大學體育部；2.天津科技大學經濟與管理學院，天津 300222）

面對經濟全球化帶來的各種挑戰，中國提出了經濟發展轉型的應對方案。制造業作為國民經濟的重要組成，其轉型質量關乎國家經濟轉型的實質成效，因此成為我國經濟轉型的重中之重。我國制造業依靠人口紅利的要素優勢、技術引進的后發優勢和產能不足的市場優勢，實現了在“量”的方面的粗獷式發展，但是由于創新能力、市場活力和要素結構等制約因素的影響，一度陷入生產方式落后、技術升級緩慢、環境效率低下的困境。對此，黨的二十大報告指出，要堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上，推動新型工業化，加快建設制造強國。2023 年3 月，全國兩會政府工作報告再次強調，要圍繞制造業重點產業鏈集中優質資源，合力推進關鍵核心技術攻關，以及深入推進環境污染防治、加快構建新型能源體系等生態要求。目前，依靠技術創新和轉型升級來提升生產效率、減少資源浪費、促進新產品研發已經成為制造業高質量發展的必然要求。在產業轉型升級的動力體系中，產業發展環境承擔著重要載體的功能，不僅要引導專業化和多樣化產業集聚，提升產業產能結構和產業技術創新體系，形成產業升級效應，而且要引導要素流動，提高要素稟賦、優化要素市場結構，形成資源配置效應，影響產業發展。因此，本研究從驅動效應視角，結合生態發展理念，探討產業環境與要素流動對制造業轉型升級的動力機制和效果。

1 文獻綜述

1.1 產業環境對產業升級發展的相關研究

產業環境是產業賴以生存和發展的基礎，對產業轉型升級有重要影響。在政策紅利方面，聶飛［1］認為自貿區建設通過貿易便利化的進口質量效應和投資便利化的專業化分工效應，能有效優化制造業結構。在新經濟與創新環境問題上，蔡延澤等［2］發現數字經濟對制造業轉型升級有促進作用，且創新環境在影響路徑中發揮了重要的正向調節作用。在硬性環境建設和稟賦環境問題上，周茂等［3］用擬自然實驗法驗證了開發區設立推動地區制造業升級的影響過程，并論證了同一地區制造業內部不同產業間要素流動的資源優化與再配置作用，認為地區等級、政府效率、要素市場發育程度和初始技術水平等稟賦環境存在調節作用。從微觀、宏觀環境結合的角度，余子鵬等［4］提出產業環境與要素稟賦對制造業發展質量起重要作用，并細致研究了競爭狀況、市場供求、管理費用率等6 個產業環境，詳細分析了財稅政策、金融發展等4 個宏觀環境控制變量的影響效應。由此可見，產業環境與制造業轉型升級發展密切相關。

其次是對產業環境驅動制造業轉型升級的路徑討論，主要集中于兩個方面。一是產業環境通過吸引產業集聚激勵轉型升級，主要演化為兩條路徑研究：一條是產業環境影響區域集聚能力變化促使產業集聚水平發生變化，如制度環境能夠通過降低制造企業內生交易成本和不確定性風險，提高交易效率和推動各類要素、資本的流動及重組，以此促進產業集聚［5］；金融環境能夠降低貸款成本，增加廠商外部融資的可能性，促進產業的發展和集聚［6］；環境規制在高集聚行業層面與制造業產業集聚之間呈現“U”型關系，在低集聚行業層面沒有產生產業集聚效應［7］。另一條路徑是產業集聚對制造業升級的影響效應，如吳學花等［8］、韓慶瀟等［9］認為同種產業集聚有利于促進行業創新，進而提高制造業生產效率與產業升級過程；針對相關產業集聚，曲紹衛等［10］、湯長安等［11］、劉佳等［12］則分別從產業互動、協同集聚、價值鏈分工的視角，論證了生產性服務業、研發服務業等相關產業集聚能通過外溢效應和專利中介效應提高制造業生產效率和創新能力，以及促進制造業價值鏈升級。二是產業環境通過促進技術創新激勵轉型升級。王欣亮等［13］、韓艷旗等［14］認為，產業環境改善會影響產業的技術創新，而技術創新是產業轉型升級的原生動力。此外，有研究表明營商環境優化、互聯網發展和環境規制能促進區域創新效率，而部分環境變量在創新質量的機制中起調節作用［15］。由此可見，產業環境通過影響產業集聚、技術創新效率來驅動制造業發展質量升級。

1.2 要素流動對產業升級發展的相關研究

《中共中央 國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》強調，要持續推動國內市場高效暢通和規模拓展，且加上“雙循環”的戰略推進，為深化國內要素調整和流動創造了有利條件，由此影響產業生產效率和結構升級。曹芳芳等［16］、張營營等［17］部分學者初步探討了單要素流動對產業結構調整的影響，而陳奉先等［18］發現國際資本流動的“突然停止”會降低企業全要素生產率，因此認為要素流動對生產效率有重要影響。少數學者從多要素的區際流動出發，討論了與產業結構發展的關系，如鄭曉舟等［19］研究了勞動、資本、技術要素的區際流動中介作用于環境規制對城市群產業結構調整影響過程；郭金花等［20］探討了人才集聚、研發資本集聚和技術集聚等中介作用于創新政策試點對城市全要素生產率的影響過程。

對于要素流動驅動制造業轉型升級的路徑討論也集中在兩個方面。一是通過降低要素錯配程度激勵制造業轉型升級。市場壟斷行為多發、行業市場壁壘、政策性扭曲等嚴重阻礙了要素市場化配置效率［21］，而要素流動能夠通過效率機制和價格機制改善要素資源錯配程度，提高空間資源配置效率，進而提升全要素生產率，如王星媛等［22］、周璇等［23］的研究結論。二是通過促進技術創新激勵轉型升級。如Broekel 等［24］的研究驗證了勞動力流動、技術資本流動對創新績效的重要影響作用；張向榮［25］、陳俊杰等［26］、任元明［27］的研究表明，高級人力資本流入、要素集聚都能促進產業創新效率提升，并提升全要素生產率；同時，何宜慶等［28］認為不同要素流動對技術創新效率促進作用存在地區差異性。

綜上所述，國內外學者或以單個產業環境視角對制造業生產效率、產業集聚、技術創新等關系進行討論，或以要素區際流動視角對區域生產效益、產業結構以及技術創新和要素資源配置進行探索，一定程度揭示了產業環境、要素流動、技術創新與制造業升級或區域生產效率之間的部分關聯，為其他學者的進一步研究奠定了基礎，但是，將產業環境、要素流動、技術創新等系統納入制造業轉型升級的研究范疇，并定量化探究其影響過程的成果較少。為此，本研究探索性地將技術創新因子納入要素流動的研究范疇，從要素分級流動的視角，用分解效應模型的方法分析產業環境和要素流動變量對制造業轉型的影響作用機制，為進一步豐富要素流動理論的資源配置效應與創新效應研究視角，以及深入探究產業轉型升級的動力效應提供參考。

2 理論分析與假設

2.1 產業環境對制造業轉型升級的影響研究

產業環境引致產業主體調整其行為決策，從而影響產業轉型升級。產業環境調整的影響方面突出體現在以下兩個方面：一是以產業吸引力、勞動力成本上升與產業結構升級為代表的市場環境變遷因素影響產業集聚能力、改變產業集聚水平，進而優化產業產能結構和技術創新體系，推動制造業轉型升級發展；二是以碳值控制、環境規制、政府創新激勵為代表的政府政策調控因素通過影響要素集聚水平提升生產要素稟賦，從而優化要素市場結構、增強資源配置效應，推動制造業轉型升級發展。可見，產業環境優化能通過產業升級效應、技術創新效應和資源配置效應加快制造業的轉型升級發展。據此，提出假設如下：

假設1：產業環境優化對制造業轉型升級有驅動效應。

一方面，對于市場環境變遷因素，首先，產業吸引力是吸引區際產業投資落地的能力，其重要的反映性指標體現在產業持續盈利能力［29］。當區域產業吸引力增加，意味著該區域產業擁有較高的獲利能力和優質的資源機遇，吸引高科技、高附加值產業轉移入駐，形成產業集聚趨勢，產業集聚加大了制造業市場化競爭程度，以此淘汰大量產能落后、效率低下的行業，優化產業產能結構，形成產業升級效應；同時，產業集聚促進相關產業技術、管理、服務創新的平行溢出，增強制造業的技術創新能力和產業創新體系競爭力，因此促進制造業轉型升級。其次，產業結構升級是經濟生產結構由農牧等低級形態逐步向工業、服務業等高級形態轉變的過程。產業結構的加快升級會引起專業化和多樣化的產業規模集聚，進而深化產業價值鏈分工與合作，提高制造業的產出效率、優化產業產能結構，形成產業升級效應；同時，相關研發類產業集聚增加了有關基礎知識技能儲備，提高協同創新產出、提升技術創新效應，促進制造業轉型升級。再次，勞動力成本上升帶來的產業競爭壓力迫使制造業進行動力機制轉換和結構轉型升級。勞動力成本上升能夠倒逼制造業增加創新投入和創新產出［30］，如Romer［31］、Bessen［32］的研究均指出，通過購置先進技術、設備等，以要素替代效應、人力資本效應和創新性破壞效應優化產業創新體系，形成技術創新效應；同時，在市場競爭機制下限制、停產或剝離高耗能行業改變了產業產能結構，形成產業升級效應，因此促進制造業轉型升級。據此，提出假設如下：

假設2：產業吸引力增加、產業結構升級、勞動力成本上升能促進制造業轉型升級。

另一方面，對于政府政策調控因素，首先，碳值控制是政府為了控制碳排放總量而提出的相關要求，對產業主體的能源利用和溫室氣體排放行為進行管理和限制，當碳值控制強度增加后，為求長遠發展，產業須加大低碳技術和相關人才引進，通過技術、管理、服務創新溢出，優化產業低碳生產管理體系，形成技術創新效應；同時，碳值控制以高碳排放成本的方式為產業構筑起一道低碳行業壁壘，以此淘汰一部分能效效率低、碳排放強度高的行業或生產線，改變產業產能結構，形成產業升級效應，因此促進制造業轉型升級。其次，環境規制是政府為了保護環境而出臺的相關法律和政策，以此對產業主體的環境污染行為進行管理或制約。環境規制增加了產業的治污成本和制度遵循成本，產業迫于生存壓力加大先進技術、人才等創新要素投入，形成創新要素集聚，增加產業創新體系的知識儲備，提高綠色創新效率和創新能力；同時，部分創新效率低的高污染行業在市場競爭機制下被迫停產、退出或轉移，產業產能結構因此得到了改變，形成產業升級效應，進而促進制造業轉型升級。再次，政府創新激勵是政府對產業主體的創新活動予以支持和保護的手段，包括基金支持、產權保護、榮譽激勵等，如政府通過基金支持等創新激勵直接注入創新資金，降低了產業主體的創新風險，加強了他們的信心與積極性，提高創新效率與自主創新能力；同時，政府創新激勵引導了人力資本及研發資本的要素集聚，增加區域知識創新儲備、優化產業創新體系，形成了技術創新效應，因此促進制造業轉型升級。據此，提出假設如下：

假設3：碳值控制、環境規制、政府創新激勵能倒逼制造業轉型升級。

2.2 要素流動對制造業轉型升級的影響研究

要素流動能通過要素集聚、要素稟賦提升、要素市場結構升級以及創新體系優化提高資源配置效率和技術創新效率，直接促進制造業轉型升級。生產要素不能孤立存在，必須組合起來才能將可能或潛在的生產力變成現實生產力，由此形成生產要素的流動過程。要素流動是生產要素在不同的空間位置、所有權或不同經營管理范圍之間的轉移、變化或移交，目的是要選擇和確定合理的空間配置，從而使生產要素達到超越區域界限的優化配置［33］。要素在產業間流動與產業內流動兩個層面上影響制造業轉型升級發展。產業間要素流動是一個區域的制造業與本地的非制造業或其他區域的產業發生要素的轉移、變化或移交，從而改變生產要素的空間分布形態的過程。產業間的要素流動能改變區域內生產要素的規模，促進生產要素的市場化競爭，形成一系列要素替代、要素互補、要素融合和要素質變等優化環節，提高區域產業的生產要素稟賦，促進要素市場結構的高級化形態，增強資源配置效應；同時，產業間的要素流動能促進要素集聚狀態的生成，進而深化要素價值鏈的分工合作水平、提升生產要素稟賦能力，而且，要素集聚能提高協同創新產出、促進要素技能學習與創新積累，優化區域產業創新體系，形成技術創新效應，從而促進制造業轉型升級。而產業內要素流動是一個區域制造業的產業內部形成的要素交換、轉移和流通，從而優化產業內資源配置效率的過程。產業內的要素流動能改變要素在價值鏈不同位置的組合形態、核心要素配比、冗余要素依附度等，并深化各類要素的分工合作水平，增強區域要素市場結構的合理化程度，從而優化要素市場結構、增加資源配置效應，從而促進制造業轉型升級。值得注意的是，當要素投機動機過高時會衍生出較多的內部流通成本或尋租成本，致使產業生產效率下降。因此，提出假設如下：

假設4：要素流動對制造業轉型升級有驅動效應。

在趨利性市場機制下，要素流動的規模、方向、效率受到產業環境變化的影響，故在產業環境對制造業轉型升級的作用路徑中充當中介。產業環境出現變化時，產業主體從生產經營效益出發，對生產性要素投入重新配置，即增加或減少對部分要素的需求，以適應產業環境變化；在生產要素重新配置的過程中，通過生產要素替代、互補等過程深化要素價值鏈的分工合作，并通過融合、質變等過程提高生產要素質量和稟賦，同時通過剝離相關冗余要素改變要素組合形態，優化了要素市場結構，增加了資源配置效應。另外，產業環境為要素主體提供了市場變動信號，不同性質的生產要素積極尋求更利于自身發展的環境，由此形成要素集聚過程，從而促進要素協同創新效率和知識創新積累，優化產業創新體系。據此，提出假設如下：

假設5：要素流動在產業環境對制造業轉型升級的驅動傳導路徑存在中介效應。

綜上，構建本研究的分析框架，如圖1 所示。

圖1 產業環境、要素流動驅動制造業轉型升級的傳導機制

3 研究方法

3.1 樣本選取

考慮到2013 年之后我國制造業進入第3 個發展階段且發展趨勢穩定［34］，而新型冠狀病毒感染疫情暴發后，疫情沖擊對實體產業影響較大，本研究中有關變量指標涉及的相關數據在2020 年后有可能發生異常變化，同時2017 年截面數據缺失較多，且由于西藏和港澳臺地區的數據缺失較多，因此，從發展階段同一性和數據可得性出發，選取我國30 個省份作為研究對象，嘗試采用考察時間分階段做法，基于其2014—2016、2018—2019 年的相關數據進行實證分析。此外，因差分處理導致了勞動成本上升的數據量減少，用2013 年數據進行依次補充。

3.2 數據來源

有關原始數據主要來源于《中國工業年鑒》《2018年中國經濟普查年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國人口與就業統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國固定資產投資統計年鑒》和國家統計局網站；碳排放數據來源于中國碳核算數據庫（CEADs）。共計得到30 個省份的150 個樣本。

3.3 變量說明

產業環境、要素流動等變量的指標構建如表1所示。其中，碳值控制選取碳排放強度指標并進行倒數一致化處理；制造企業數量是借助區域工業企業數量與工業產值比值關系，并與制造業產值乘積得到的估計數據；制造業工資總額和就業人數分別是對國有、集體和其他3 類單位的制造業工資和就業人數加總而得。

表1 變量說明及描述性統計結果

3.4 區域制造業轉型升級水平

首先用標準差法對產業轉型升級維度的5 個指標數據進行標準化處理，消除數據量綱影響。然后再對標準化后數據進行協方差矩陣分析，利用SPSS軟件通過主成分分析（PCA）方法提取主成分，由此得到了前5 個主成分，特征值依次為2.565、1.350、0.499、0.420 和0.166，其KMO 和Bartlett's 球狀檢驗結果分別為0.643 和310.181（均為P<0.01），即該5 個指標適合PCA 分析。選取特征值大于1 的兩個主成分，分別記作Trunp1、Trunp2，其累積方差貢獻率達78.31%，基于對兩個主成分特征向量的求解，得到5 個變量對主成分Trunp1 和Trunp2 的線性方程，分別求取兩個主成分下的數據值。最后，將兩個主成分的有效方差貢獻率（65.52%和34.48%）加權后的總得分，即為本研究中的被解釋變量——制造業轉型升級效率，記作Trun。依此，基于PCA方法對30 個省份制造業轉型升級水平進行計算，結果如表2 所示。

表2 30 個省份制造業轉型升級效率的計算結果

根據表2 繪制區域制造業轉型升級效率演化趨勢圖（見圖2），可知，近年來我國制造業的轉型升級發展整體呈現穩步上升趨勢，東部制造業的發展水平高于中部和西部，與我國的制造業發展現狀和趨勢基本吻合。

圖2 考察時段內我國區域制造業轉型升級水平的演化趨勢

4 實證分析

4.1 平穩性檢驗和協整檢驗

通過對變量的偏相關系數與散點圖分析得出，被解釋變量與非對數化解釋變量之間為非線性相關，但與對數化的解釋變量表現出強線性相關，只有ln (Kapin)、ln (Kapcir)與被解釋變量的相關系數很弱（分別為0.088、0.060），因此選用半對數形式進行實證分析。在進行計量回歸分析之前，首先采用LLC 檢驗和Fisher-PP 檢驗兩種方法進行單位根檢驗，以確定變量的平穩性及檢驗的穩健性，原假設均為“含有單位根”。檢驗結果顯示，除了ln (Labco)以外的所有變量的檢驗值在5%的顯著水平拒絕原假設，即均為平穩序列；ln (Labco)在經過一階差分后的?ln (Labco)通過了兩種檢驗成為平穩序列（見表3）。

表3 主要變量的單位根檢驗結果

由面板數據的單位根檢驗可知，ln (Labco)與其余變量均為一階差分平穩和平穩過程，但在估計面板數據參數之前仍有必要先檢驗各變量之間的協整關系，以避免出現偽回歸現象，因此，參考劉舜佳［35］的做法，選取EG 兩步法協整檢驗中的Kao 檢驗來判斷變量的協整性，原假設為“不存在協整關系”。檢驗結果顯示（見表4），Trun、Trunp1、Trunp2 分別作為被解釋變量時，它們與所有解釋變量的回歸在1%水平下拒絕原假設，表明面板數據變量存在長期均衡關系。

表4 主要變量的協整檢驗結果

4.2 直接效應回歸

基于上述相關理論分析，以panel EGLS 方法（按截面加權）作為基準模型，檢驗產業環境、要素流動對制造業轉型升級的直接影響效應，如表5 所示。其中，Trun 的回歸結果記作“總效應”，主成分Trunp1 和Trunp2 則記作“分解效應1”和“分解效應2”。結果顯示，無論是否去除ln (Kapin)和ln (Kapcir)，變量的系數符號完全一致，只是系數數值的大小發生小幅變化。在驅動效應方面，產業結構升級的驅動效應最強，其指數值每增加1%，制造業轉型升級效率提高6.80～6.94；碳值控制、產業吸引力、政府創新激勵驅動制造業轉型升級效率分別提高0.34、0.56～0.79、0.18～0.20；要素產業間流入的驅動效應表現為技術、資本、勞動力的遞減趨勢，即技術、資本、勞動力流入每增加1%，制造業轉型升級效率分別提高0.56、0.03、0.01～0.02。從抑制效應來看，勞動力成本上升、環境規制和3 種要素（即勞動力、資本、技術）的產業內流通不利于制造業轉型升級，其中勞動力成本增長率每提升1%，制造業轉型升級效率則下降0.28～0.36，而環境規制和要素產業內流通的抑制效應較低，未超過0.1。從分解效應結果分析，原因在于：（1）勞動力成本上升和環境規制帶來的成本壓力能夠倒逼制造業增加創新性投資比重，進而提高創新性轉型效率，提升幅度分別為0.20～0.47、0.09，但是也引起了商業性投資比重偏低，導致制造業的勞動產出水平和資本密集度的降低，從而抑制制造業要素性轉型效率，抑制幅度分別為-1.87～-0.76、-0.04～-0.03。由于抑制效應大于驅動效應，故合力表現出對制造業轉型升級阻礙效應。（2）勞動、資本、技術產業內流動均能通過要素替代、互補、融合等促進要素結構合理化，提高制造業要素性轉型效率，提升幅度分別為0.16～0.17、0.20、0.07～0.08，但是流通速度過快則與創新活動對環境相對穩定性的要求相悖，故而不利于制造業創新性轉型發展，抑制幅度分別為-0.12～-0.11、-0.10、-0.12～-0.11。同樣，由于抑制效應大于驅動效應，故合力表現為對制造業轉型升級的阻礙效應。

表5 有關變量的影響效應回歸結果

4.3 分解效應回歸

如圖3 所示，從維度結構來看，主成分Trunp1的載荷主要分布在研發結構比重、新產品產值比重和產業高端化比重，均與產業的研發創新內容有關，反映了制造業的創新性轉型效率，而主成分Trunp2的載荷主要分布在勞動生產率和資本密集度，均與產業的要素優化效率有關，反映了制造業的要素性轉型效率，因此，將Trunp1 和Trunp2 分別定義為“制造業創新性轉型”與“制造業要素性轉型”。

圖3 最大方差法旋轉后樣本變量的主成分載荷

根據表6 得出，分解驅動效應呈現出如下規律：（1）政府政策調控對制造業創新性轉型貢獻較大，其中碳值控制與政府創新激勵對創新性轉型效率提高的促進效應水平較高，分別為0.57 和0.67，而環境規制的促進效應水平較低，為0.01。（2）在市場環境變遷中，產業結構升級表現出創新性和要素性轉型的雙驅動效應，因此其在所有系統變量的直接效應中驅動效應最強。產業吸引力和勞動力成本上升分別促進的是要素性轉型與創新性轉型過程，證實了產業吸引力的要素集聚優化效應，以及勞動力成本上升的倒逼創新效應是驅動制造業轉型升級的重要路徑。（3）產業間的要素流入普遍通過創新性和要素性轉型的雙驅動路徑促進制造業的轉型發展，只有資本流入會抑制要素性轉型效率，這可能是因為資本的適度集中有利于產業使用大型生產設備、形成規模經濟效應，對要素生產效率提升有推動作用，但是當資本流入達到一定程度，盲目采用超出生產負荷的成套裝備或生產線反而會導致重復建設，產生不利的擁擠效應。（4）產業內的要素流通均能促進要素性質和結構的優化，提升資源配置效益，促進制造業要素性轉型效率提升，因此表現出要素性轉型單驅動路徑。

表6 有關變量的分解驅動效應分析結果

4.4 中介效應回歸

表7 展示了產業環境對制造業轉型升級的要素流動中介效應回歸結果。從影響方向來看，勞動流通和資本流通對制造業轉型升級有抑制作用，其他要素流動均為促進作用。碳值控制能促進資本的產業間流入和產業內流動，但抑制其他的要素流動；產業吸引力會抑制技術的產業內流動，但能促進其他要素流動；勞動力成本能促進勞動的產業間流出，以及技術的產業間生成和產業內流動，但抑制了資本要素的流動；產業結構升級僅抑制資本的產業間流入，卻對其他要素流動均有促進作用；環境規制強度抑制勞動力的產業間流出和技術的產業間生成與產業內流動，但促進資本要素的流動；政府創新激勵僅能促進技術要素的產業間生成，卻顯著抑制了其他要素流動。

表7 有關變量中介效應的回歸結果

另外，從路徑顯著性數目分析，要素流動表現為部分中介效應。如圖4 所示，在5%顯著水平下，產業環境維度的6 個變量顯著影響要素流動，繼而影響制造業轉型升級的路徑數都分別為4 條，均分別占全部通徑數的66.7%，但這6 種要素流動的上下游同時通徑的數量分別為0、5、4、6、6、3 條，分別約占全部通徑數的0、83.3%、66.7%、100%、100%和50%。由此可見，產業環境維度的6種要素流動的中介效用存在差別，其中資本流動和技術流動的中介效應較強，其中介效應水平的均值分別均超過了75%；而勞動流動的中介效應較低，中介效應水平約為41.7%。在總體上，在該路徑圖（6×6×1）中，從產業環境到轉型升級的總通徑數量為n=6×6=36 條，顯著中介通徑數量為6 個產業環境的路徑數k=4+4+4+4+4+4=24 條，故中介路徑占總通徑數量即為中介效應，約占66.7%（k/n）。

圖4 考察時段內30 個省份要素流動影響制造業轉型升級的中介效應結構（α=0.05）

5 結論與建議

5.1 研究結論

本研究在闡述產業環境、要素流動與制造業轉型升級理論機制的基礎上，構建PCA 評測模型、直接效應、分解效應和中介效應回歸模型，對三者關系進行驗證，得出如下結論：

（1）產業環境優化能夠顯著促進制造業轉型升級。一方面從直接效應來看，產業結構升級的驅動效應最強，該指數每增加1%，制造業轉型升級效率提高6.80～6.94，產業吸引力、碳值控制、政府創新激勵次之；勞動力成本上升和環境規制對制造業轉型升級呈現出抑制效應，主要因為環境倒逼效應對制造業的創新性轉型的促進效應不足以抵消高成本壓力下對要素性轉型的抑制效應，因此導致這兩種合力呈現阻礙作用。另一方面從分解效應來看，產業結構升級的驅動效應十分穩定，在兩種分解效應中均為正向驅動作用；而政府政策調控的3 種分解效應驅動作用高度相似，即碳值控制、環境規制、政府創新激勵能倒逼、誘導和鼓勵制造業的創新性轉型，但政府政策調控的局限性在于會加深資源錯配和扭曲程度，從而阻礙制造業的要素性轉型。

（2）要素流入能直接促進制造業轉型升級，驅動效果表現為“技術>資本>勞動力”。一方面從要素的區際流動來看，技術、資本、勞動要素流入都能促進制造業轉型升級，并呈現驅動作用逐級遞減的趨勢，這3 種要素流入依次分別增加1%時，制造業升級效率分別提高0.56、0.03、0.01～0.02，而且這3 種要素流入的分解效應普遍表現出雙驅動作用，故具有較強的驅力穩定性；另一方面從要素的產業內部流通來看，這3 種要素流通或擴散都表現為阻礙作用，與其分解驅動效應也有高度相似性，3 種要素流通依次分別增加1%時，制造業轉型升級效率分別下降-0.12～-0.11、-0.10、-0.12～-0.11。這是因為，要素流通能夠降低資源錯配程度、增強資源配置效率，促進制造業要素性轉型；但是，流通速度過快會與創新活動對環境相對穩定性的要求相悖，因此不利于制造業創新性轉型發展，故而合力方向表現為阻礙作用。

（3）要素流動在產業環境影響制造業轉型升級中有中介作用，中介能力依次為“資本>技術>勞動力”。市場發展環境和政策規制環境等能夠引導勞動、資本、技術要素合理流動，優化產業內資源配置機制，從而促進制造業轉型升級發展。總體上，全部6 種要素流動的中介能力在資本、技術、勞動力3 個方向上呈遞減趨勢，對制造業轉型升級效率提升的中介效應分別約占83.35%、75.00%、41.65%，總體中介效應約66.7%。可見，勞動力要素流動的中介能力地位下降，資本和技術等中高端要素流動的資源配置能力占支配地位。

5.2 政策建議

基于以上結論，為進一步優化我國制造業的外部環境布局，促進制造業轉型升級效率提升，提出以下建議：

（1）重視政府政策規制的力度和手段。政策規制不僅要考慮不同行業能夠承擔的強度上限，形成合理化的政府政策規制體系，同時要培養多元化的政府規制手段，鼓勵不同行業進行技術創新，推動高污染、高能耗行業進行自我改良，而非單純進行“污染避難所”形式的產業轉移。

（2）優化產業創新運行機制，重塑市場環境優勢。一方面，產業吸引力抑制了創新性轉型，即集聚創新優勢不顯著，反映出制造業的自主創新機制不完善，因此要繼續加大創新投資動力，激活自主創新活力，提高自主創新質量；同時，加強制造企業主導的產學研用深度融合，為科技成果轉化提質增效。另一方面，勞動力成本上升抑制了要素性轉型，即勞動力價格高于勞動力本身價值，這反映了制造業整體的勞工體系滯后，中、高端人才儲備嚴重匱乏，因此應當完善人才引培機制，將高校的人才培養和制造業創新需求結合，針對性儲備人才資源，提高全要素生產率；同時積極引進國內外創新人才，增加知識學習和技術交流的機會，優化生產方式和產品升級。

（3）引導要素的戰略流向，打造要素布局優勢。要素流入和集聚能夠同時促進創新性和要素性轉型，推動產業轉型升級，因此，要合理誘導要素的戰略流向，充分利用要素的產業升級價值。一方面，要加大在制造業的關鍵核心技術領域和綠色服務技術行業以及重要企業和組織中采取激勵措施的力度，吸引生產要素和創新資源的多元化集聚，促進新技術和關鍵核心技術的生成和應用，解決產業轉型升級面臨的技術問題；另一方面，要積極推進國際投資合作，制定多樣化發展方案，吸引發達國家的高質量外資和技術溢出，以此增加要素學習和要素融合的機會，并提高產業要素質量、豐富知識儲備和增強創新能力，推進制造業要素結構優化，從而促進產業轉型升級效率提升。

（4）適度增加要素流通的黏著力，增加要素福利保障。要素流通促進了制造業的要素性轉型，卻抑制了其創新性轉型效率，反映了我國產業要素流通的約束機制不夠完善。因此，在勞動要素上，依據勞動力分層實行彈性化的立法，構建基準保障與特別規制相結合的規范體系，完善勞動合同法中的罰賠償制度，降低“碰瓷式”維權的道德風險；在資本要素上，健全資本監管長效機制，建立統一的投資者保護機構，著重完善機構公司治理，實施“穿透式”監管并有效明確控制權，鼓勵長期投資以增加投資者信心；在創新要素上，健全技術合同和知識產權領域的立法，提高創新市場糾紛處理的能力和效率，鞏固創新領域發展的正當性。