产业结构升级、创新人员集聚与经济高质量发展

黄 清，陈钧浩

（宁波大学 商学院，浙江 宁波 315211）

一、引言

近年来，中国经济增长迅速，然而在经济不断发展的过程中，也出现了一系列问题，如创新能力的不足、生态环境的恶化等。党的二十大报告提出，高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务，要更加重视经济高质量发展，同时对新时代新征程推动高质量发展做出了一系列战略部署。2018 年中央经济工作会议上具体指出了实现经济高质量发展的途径与方法，为经济高质量发展提供了思路[1]。经济高质量发展概念未提出之前，经济学界讨论经济增长“质”的概念时，主要采用经济增长质量，但经济增长质量并不能完全概括经济高质量发展，经济高质量发展的含义更加宽广。科技创新、人力资本协同发展的产业体系是经济高质量发展的基础[2]，创新人力是创新能力的重要部分，也是经济高质量发展不可忽视的要素。分析产业结构升级、创新人员集聚对经济高质量发展的影响对中国经济发展方式的转型有重要的现实意义。

二、文献回顾

（一）经济高质量发展的影响因素与衡量指标

影响经济高质量发展的主要因素包括产业结构[3]、人力资本[4]、融资约束[5]等。人口质量是经济高质量发展不可忽视的一大因素，其中劳动力的质量对经济发展质量发挥着至关重要的作用。技术进步不仅仅包括数量也有质量，经济高质量发展同样不可忽视技术进步质量的重要作用；在经济高质量发展中，创新驱动发挥着重要作用，创新质量也不可忽视[2]。

关于经济高质量发展的衡量指标有学者建立多维指标评价方法，也有学者采用单一的指标来衡量，全要素生产率为经济高质量发展使用率较高的单一指标。余泳泽等（2019）[6]采用绿色全要素生产率来分析高质量发展状况，并采用包含非期望产出的SBM 模型进行测算。也有学者倾向于采用综合化指标来作为经济高质量发展的代理指标。周少甫和陈亚辉（2022）[7]考虑到采用单一指标来衡量经济高质量水平无法全面反映高质量发展的内涵，采用创新发展、协调发展、绿色发展、共享发展和风险防控五个一级指标、十个二级指标，对各个地区的经济高质量发展指标运用熵权法综合测算。杨孟阳和唐晓彬（2023）[8]结合已有研究成果，构建了包括经济运行、创新发展、文化教育等七个维度的经济高质量发展综合指标来研究京津冀13 个城市的经济高质量发展水平。

（二）产业结构升级对经济高质量发展的影响

一方面产业结构的升级对经济高质量发展具有推动作用。产业结构升级推动着技术的进步，形成产业的集聚和资源要素的集聚，推动区域发展竞争力的提升[9]。产业结构升级，全要素生产率提升，推动着要素由低效率部门流向高效率部门，社会生产水平的提高带来“结构红利”，推动经济健康可持续发展。产业结构的升级推动经济发展方式的转变，从粗放型的要素驱动发展方式转向资金和技术密集型发展方式，推动经济高质量发展[10]。产业结构的升级能提升各部门之间的运转效率，降低资源浪费率，推动经济协调运行，带来经济高质量水平的提升[11]。另一方面，也有学者研究发现产业结构的升级可能会对经济高质量发展产生抑制作用[12]。

（三）产业结构升级、创新人员集聚与经济高质量发展

创新人员集聚主要是指政府通过补贴政策发布、资金补助等方式吸引人才流入，汇聚高能力人才，以此提升城市创新能力。创新人员的集聚给城市带来高技术人才，拉动城市经济活力，为地区创新能力增长奠定人才基础，进一步推动地区创新资源应用效率的提升[13]，助力地区经济高质量发展。

产业结构升级推动着要素优化[14]，提升地区经济实力，吸引高技术人才的集聚，政府为进一步推动地区经济增长而颁布相关政策带来创新人员的集聚，创新人员的流入优化地区的劳动力结构，提升生产效率，推动产业结构的进一步优化[15]。同时，创新人才的引进带来先进的知识、技术、管理经验等，减少资源的浪费，推动地区环境的进一步改善[16]，助力地区经济高质量发展。

通过梳理相关文献可以发现，文献主要是从某一典型地域或省份分析产业结构变动对经济高质量发展的影响，并且少有文献分析创新人员集聚在产业结构升级影响经济高质量发展过程中所发挥的调节作用，鉴于此，本文利用中国省级面板数据，构建固定效应模型，研究产业结构优化、创新人员集聚与经济高质量发展的关系，并且考虑到不同省（市）的经济发展水平、省（市）规模等异质性，区分东中西部地区、省（市）规模以及省（市）的经济发展水平进一步分析产业结构的变动如何影响经济高质量发展；同时，探讨了创新人员集聚是否会对产业结构升级影响经济高质量发展产生调节效应，对既有研究进一步完善，为推动中国经济高质量发展提供参考。

三、研究设计

（一）模型的设定

为了检验产业结构升级对经济高质量发展的影响，本文以产业结构升级作为核心解释变量，采用2001—2020 年中国省级面板数据深入分析其对经济高质量发展的实际效应。本文在构建模型之前，先运用Stata 16.0 统计软件进行模型选择，本文进行了Hausman 检验，检验结果显示P 值为0.000，小于0.1，拒绝原假设，由此选择固定效应模型，构建基础计量模型，如公式（1）所示：

式（1）中，ehq 为经济高质量发展指标；iu 为产业结构升级指标；X 为控制变量，包括失业率（ue）、固定资本（fc）、进出口总额（ei）、城镇化水平（ur）；δi，t为时间固定效应，εi，t为模型的随机扰动项，下标t表示时间单元，i 为省份单元，βi为待估计的参数。

为进一步探究创新人员集聚的调节作用，将创新人员集聚（rdp）与产业结构升级的交互项纳入模型，如公式（2）所示。

（二）变量选取与衡量

1.被解释变量。本文的被解释变量为经济高质量发展，借鉴王忠辉等（2022）[17]的经济高质量发展指数测算方法，一级指标分别选取创新发展、协调发展、绿色发展、共享发展，二级指标分别为创新投入、创新产出、区域协调、产业协调、污染排放、发展成果、公共服务，具体的指标测算如表1 所示。

表1 经济高质量发展的指标体系

本文采用主成分分析法综合形成经济高质量发展指标。

主成分分析的具体步骤如下：

（1）KMO 检验和Bartlett 检验。由表2 可知，KMO=0.784，大于0.5，同时，在巴特利球状检验中，P 值为0，小于显著性水平0.05，拒绝原假设，表明变量之间的相关性较强，因此所选取的样本数据和评价指标通过了检验，可以进行主成分分析。

表2 KMO 检验和Bartlett 检验

（2）提取主成分确定公共因子。特征值可以衡量因子是否具备足够的影响力，根据表3 中输出数据现实特征超过1 的主成分因子有两个，其累计贡献率为74.901%。

表3 总方差解释

（3）计算综合得分。首先，将两个主成分中每个指标对应的系数与所对应的贡献率相乘；其次，将乘积除以所提取的两个主成分的贡献率之和；最后，得出每个指标的综合得分。

2.解释变量。经济结构服务化是产业结构升级的重要特征，本文借鉴任晓燕和杨水利（2020）[11]的度量方法，将第三产业的增加值与第二产业的增加值的比值作为产业结构升级（iu）的衡量指标。

3.调节变量。创新人员集聚（rdp）：创新人员集聚有利于人才结构优化、相关区域创新能力的提升，为经济高质量发展奠定人才基础。本文借鉴刘和东和刘繁繁（2021）[18]的方法，采用该省高新技术产业研发人员全时当量与全国的比重来衡量。

4.控制变量。本文加入以下控制变量：（1）失业率（ue），使用城镇登记失业率来衡量失业率；（2）固定资本（fc）；（3）进出口总额（ei），使用按经营单位所在地分货物进出口总额衡量进出口总额；（4）城镇化水平（ur），采用各地区城镇人口占全省人口的比重来衡量各省份的城镇化水平。

四、计量结果及分析

（一）基准回归结果及分析

表4 列（1）仅研究了产业结构升级对经济高质量发展的影响，结果显示产业结构升级对经济高质量发展的回归系数为0.594，且在1%水平上显著，这表明产业结构升级每提升1%，平均每年能推动经济高质量增长0.594%，这主要是由于随着产业结构的升级，全要素生产率获得了提高，经济运行效率进一步增强，部门资源利用效率提高，社会生产水平提升，推动经济高质量的发展。在列（2）～列（5）中逐步加入了其他控制变量后，产业结构升级的系数依然显著为正，说明产业结构升级可以有效地推动经济高质量发展。

表4 基准回归结果

（二）稳健性检验

上述计量模型从实证的角度分析了产业结构升级对经济高质量发展的影响，结果表明产业结构升级正向影响经济高质量发展。为了保证结果的稳健性，本文分别更换解释变量衡量指标、调整样本时期、采用广义矩估计方法进行稳健性检验。

1.更换解释变量的衡量指标。本文将产业结构升级指标替换成第二产业增加值与第三产业增加值相加之后与国内生产总值的比值，回归结果如表5 列（1）所示，产业结构升级的回归系数依然显著为正，结果稳健。

2.调整样本时期。本文对2011—2015 年以及2016—2020 年两个时间段进行回归分析。2011—2015 年的回归结果如表5 列（2）所示，2016—2020年的回归结果如表5 列（3）所示，结果显示两个时间段的产业结构升级的回归系数为正值且通过了显著性检验。

表5 稳健性检验回归结果

3.内生性问题。本文采用广义矩估计（GMM）方法，选取产业结构升级的滞后一期作为工具变量进行回归分析。回归结果如表5 列（4）所示。将表5 列（4）结果与基准结果相比较发现，解释变量回归系数显著为正，变动较小，结果稳健。

（三）异质性分析

考虑到我国东部、中部、西部的产业结构升级以及经济发展水平有着较大的区别，产业结构升级与经济高质量发展的关系可能因区域差异而有所不同，因此，本文进一步根据地区、省份规模、省份经济发展水平的不同进行产业结构升级对经济高质量发展的异质性分析，回归结果如表6 的Panel A所示。由表6 的Panel A 回归结果可知，产业结构升级对东部、中部、西部地区经济高质量发展均为显著正向影响，但是不同地区的影响程度和显著性水平有所不同，对东部地区的正向影响最大，显著性水平是最高的，而对西部地区的影响最小，西部地区的显著性水平也是最低的。这可能是由于东部地区经济发展比较迅速，产业结构升级更快速，所带来的“结构红利”也更大，所以对经济高质量发展的推动作用更大。

表6 异质性回归结果

本文考虑到不同省份规模的大小也会影响到经济的高质量发展，借鉴周少甫和陈亚辉（2022）[7]的方法，将所研究的省份按照城市年末总人口数的中位数进行区分，城市年末总人口数高于中位数则划分为大规模省份，否则为小规模省份，进行回归，回归结果如表6 的Panel B 前两列所示。从回归结果可以看出，产业结构升级对大规模省份和小规模省份的经济高质量发展均发挥着显著的积极影响。

另外，由于各个省份发展阶段不同，产业结构升级对经济高质量发展的影响也会有不同，因此本文将所研究的省份根据其高质量发展水平的均值进行划分，经济高质量发展水平高于均值的省份划分为高水平地区，否则为低水平地区，进行回归，回归结果如表6 的Panel B 后两列所示。由回归结果可以看出，产业结构升级显著促进了高水平地区的经济高质量发展，但对低水平地区的作用可能并不明显。

（四）调节效应分析

调节效应的检验结果如表7 所示。模型（1）检验了产业结构升级、创新人员集聚对经济高质量发展具有显著正向影响；模型（2）检验了创新人员集聚是否会对产业结构升级对经济高质量影响发挥调节作用，结果显示交互项的系数为正，且通过了5%的显著性水平检验，表明在产业结构升级正向影响经济高质量发展的过程中，创新人员集聚发挥着显著的调节作用，高技术人才的集聚有利于进一步推动经济高质量的发展。

表7 调节效应回归结果

五、研究结论与政策建议

本文运用2011—2020 年中国省级面板数据，利用《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》数据，采用固定效应模型实证考察了产业结构升级、创新人员集聚对经济高质量发展的影响，以及在产业结构升级影响经济高质量发展过程中创新人员集聚是否发挥着调节作用，并进一步分析了不同区域的产业结构变动对经济高质量发展的影响。研究结果表明：第一，从各省份来看，产业结构升级有助于地区经济高质量发展。第二，创新人员集聚显著正向影响经济高质量发展，高技术人才的集聚为地区带来了先进的技术与知识，有利于经济高质量水平的进一步提升；并且，创新人员集聚发挥着正向调节作用，创新人员集聚进一步推动产业结构升级所带来的经济高质量水平提升；由于产业结构升级，地区经济增长加速，吸引着人才的集聚，高技术人才汇集推动生产效率提升，降低资源浪费率，助力经济高质量发展。第三，由于经济发展水平、地区人口规模、省份位置的不同，产业结构变动引起的经济高质量发展水平变动趋势不同。东部地区的产业结构优化显著推动经济高质量水平的提升，西部地区的产业结构优化对经济高质量发展水平的正向影响最小，中部地区的影响位于中间地位。第四，从省份规模和发展水平来看，大规模省份和小规模省份的产业升级均显著推动经济高质量发展。但是，不同发展水平地区的产业结构变动所引起的经济高质量发展水平变动趋势有差异，高水平地区产业结构的进一步升级推动经济发展水平的提升，而在低水平地区，产业结构的优化并不一定引起经济发展水平的正向变动。

本文根据上述实证研究结果，提出以下对策：第一，推动产业结构升级，通过产业结构的升级推动经济高质量发展。第二，地区要重视高技术人才引进，政府积极发布住房补贴、研发补贴等相关政策吸引创新人员的流入，汇聚创新人才，为地区经济增长奠定人才基础，带来经济高质量的进一步发展。第三，不论是东部、中部还是西部地区，都可以通过产业结构的升级来推动经济高质量发展。通过产业结构的升级来推动资源的优化配置进而推动地区经济的高质量发展。第四，在经济发展较为迅速的地区，可以通过产业结构的优化有效地带动经济发展水平的提升，而在发展水平相对较低的地区，可以考虑转换产业升级方式来更好地推动该地区的经济高质量发展。