郭浩

（河南理工大学财经学院，河南 焦作  454000）

摘要：本文基于2011-2020年中国31个省份的面板数据，实证检验产业合理化程度对地区新质生产力的影响及其作用机制。研究发现：产业合理化显著提升新质生产力，泰尔指数每降低1单位，新质生产力水平提升0.250个单位（在5%水平显著），且通过更换因变量测度方法的稳健性检验结果一致。市场化水平发挥完全中介作用：产业合理化通过降低要素流动壁垒，提高市场化程度（间接效应-0.414，占总效应165.6%），进而驱动新质生产力发展。区域异质性显著：产业合理化的促进作用在东部地区更强（系数-2.357，1%水平显著），非东部地区则相对较弱（系数-0.186，10%水平显著）。据此提出政策建议：深化要素市场化改革以畅通"合理化→市场化→新质生产力"传导路径，并针对区域差异制定差异化产业政策。

关键词：产业合理化；新质生产力；市场化水平；区域异质性

一、引言

当前，全球正处于新一轮科技革命与产业变革的交汇期，人工智能、量子信息、生物技术、绿色低碳等前沿技术加速突破，深刻重塑生产力形态。中国作为全球最大的发展中国家，正处于从“要素驱动” “规模扩张”的传统增长模式向“创新驱动” “质量跃升”的高质量发展阶段转型的关键阶段^[1]。在此背景下，“新质生产力”作为引领未来发展的核心动能（首次明确于2023年中央经济工作会议），成为破解发展瓶颈、重塑竞争优势的关键抓手。新质生产力以科技创新为核心驱动力，依托数字技术、绿色技术、生物技术等前沿领域，强调生产要素的创新性组合与效率跃升，其本质是区别于传统要素依赖型生产力的新型形态。

新质生产力的培育与壮大并非孤立现象，而是深植于特定的产业结构和经济系统之中。产业作为生产力发展的微观载体，其合理化程度，即产业结构的内在协调性、高级化水平与资源配置效率直接影响着技术创新的扩散速度、要素流动的有效性以及新兴产业成长的生态空间。一方面，产业合理化通过优化上下游关联、降低交易成本，为新质生产力所依赖的数字技术、绿色技术等提供丰富的应用场景和落地通道；另一方面，产业间的高效协同与持续升级能够打破传统产业边界，催生智能制造、工业互联网等融合型新业态，为新质生产力提供持续的增长动能^[2]。

二、研究假设

产业合理化程度的一个重要表现在于提高资源在不同行业之间的配置效率^[3]。市场化水平的高低是资源配置效率的核心保障，同时也是新质生产力发展的关键外部环境。产业合理化作为产业结构优化的过程，不仅直接影响创新资源的集聚和要素在不同行业之间的流动，而且还会促进要素市场的发育、政府职能的转变以及市场竞争环境的优化，从而推动市场化的改革，形成“制度红利”，而这一系列利好因素都将会间接促进新质生产力的发展。本文将采用在要素市场、政府职能转变、市场竞争方面构建的市场化水平指数作为衡量市场化水平的核心指标，以此检验市场化水平在产业合理化与新质生产力之间的传导作用。

基于上述分析，本文提出如下研究假说。

H1：产业合理化程度越高，地区新质生产力发展水平越高。

H2：市场化水平在产业合理化促进新质生产力的过程中发挥显著的中介作用。

三、变量选取与数据来源

本文选取31个省份，时间区间为2011--2020年。对于部分指标部分年份缺失的数据，采用线性插值法计算求得，为减少极端值对结果的干扰，对连续变量进行了1%和99%分位点的缩尾处理。

本文因变量的相关指标数据来源于国泰安(CSMAR)数据库；自变量泰尔指数的相关指标数据来源于各省统计年鉴；控制变量的相关数据来源于省级面板数据5.0。

四、模型设定

本文采用多元ols回归模型，基础回归为：

其中，地区新质生产力（y）为本文的被解释变量，参考已有文献（王丽双等，2025；孙早等，2019）从绿色化、科技创新、数字化三个方面构建指标体系，采用主成分分析法测度地区新质生产力综合指数。为确保回归的稳健性，本文对新质生产力的指标测算方法进行改变，分别收集绿色生产力、科技生产力、数字生产力三个方面的数据，采用加权平均的方法生成新质生产力指数。产业合理化程度（st）为本文的解释变量。参考已有文献，以地区一、二、三产业的就业人员和三大产业的生产总值，采用泰尔指数衡量产业合理化程度。泰尔指数反映地区产业资源的适配程度，指数越大，代表地区的产业合理化程度越低。控制变量（controls）借鉴已有研究，本文从地区教育水平、劳动者素质、开放程度以及地方政府的支持力度四个方面可能对地区新质生产力产生影响的相关变量，具体名称和定义见下面变量定义表。为随机扰动项。

为更好验证产业合理化程度对新质生产力的影响机制，本文借鉴（温忠麟等，2014）构建中介检验模型：

其中，（1）式为自变量对中介变量的路径检验，主要检验产业合理化程度（ST）对市场化水平（market）的影响；市场化水平借鉴在政府与市场关系非国有经济、产品市场、要素市场发展程度以及市场中介组织和法律制度环境五个维度测度不同省份的市场化水平，本文直接通过测度计算的樊纲指数代表中介变量市场化水平（market）。

（2）式为自变量以及中介变量对因变量的路径检验，检验市场化水平（market）对新质生产力（y）的影响以及检验产业合理化（ST）对新质生产力（y）的直接效应。

表1 变量定义表

五、实证结果

表2 描述性统计

表 2汇报了主要变量的描述性统计结果。新质生产力(y)有指标体系标准化求得，均值为0 ；泰尔指数（ST）的取值一般为0到1之间，泰尔指数最小值为0.008接近0说明产业合理化程度较高，最大值为0.598，二者之差较大，说明全国不同省份的产业合理化程度差异较大；市场化水平（market）樊纲指数的均值为7.734，最小值-0.161和最大值11.934相差较大，说明全国不同省份的市场化水平差异较大。

（一）基准回归结果

表3 基准回归结果

注：Standard errors in parentheses*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

表2为基准回归的结果，表2列（1）为基础ols回归结果，产业合理化程度（泰尔指数ST）回归系数为-0.25，在5%水平上显著为负。这表明，地区产业合理化程度每提高1个单位（即泰尔指数下降），地区新质生产力水平将显著提升0.250个单位。这一结果支持了研究假说H₁，即产业合理化程度的提升有利于促进新质生产力的发展。

在控制变量方面：地区教育经费（REF）的系数为0.000，在1%水平上显著（***p<0.01），表明教育投入对新质生产力有微弱的正向促进作用。就业高等学历人才比例（PHSW）的系数为-0.017，在1%水平上显著（***p<0.01），反映出高学历人才比例的增加反而抑制了新质生产力，这可能与人才错配或人才结构失衡有关。进出口总额（TEV）的系数为0.000，在1%水平上显著（***p<0.01），说明对外开放程度的提高有助于新质生产力的提升。地方财政科技教育支出（LGT）的系数为0.002，在1%水平上显著（***p<0.01），表明政府科技教育投入对新质生产力具有显著的正向影响。

（二）稳健性检验

本文主要采用更换因变量测度方法的方式进行稳健性检验。本文初始回归因变量的测度方式为主成分分析法，从科技化水平、数字化水平和绿色化水平三个维度选取10多个指标进行测度；为确保回归结果的稳健性，从绿色生产力、科技生产力、数字生产力三个指标维度收集数据，采用加权平均的方法测算新质生产力的综合指数。

表4 稳健性检验

稳健性回归结果见表 4，ST的系数为-0.009，在10%水平上显著（***p<0.1），符号与基准回归一致（负向显著），表明产业合理化程度提升（泰尔指数下降）依然显著促进新质生产力。控制变量中，教育经费（REF）的系数为0.000，在5%水平上显著（**p<0.05），进出口总额（TEV）在1%水平上显著为正（*p<0.01），科技教育支出（LGT）和交通运输支出（LGTE）也显著为正，环保支出（LGE）显著为负，与基准模型方向一致。稳健性检验验证了核心结论的可靠性，产业合理化对新质生产力的促进作用在不同测度方法下依然成立，研究结论具有稳健性。

六、进一步分析

（一）影响机制检验

通过研究要素市场化配置、产业结构转型与劳动生产率增长之间的关系，可以发现：降低高技能劳动、低技能劳动以及资本在不同产业之间的流动成本，即提高要素市场化水平，有助于提升第二产业比重并提高劳动效率，从而推动产业结构的合理化。同时，资本与不同技能水平劳动力在产业间流动成本的下降，也有利于进一步提升要素市场化程度，促进要素配置的优化，进而推动产业结构向更加合理的方向发展^[4]。因此，本文将市场化水平作为研究产业合理化程度和地区新质生产力关系的中介变量。

表5 中介效应检验

表 5表明了市场化水平（market）在产业合理化（ST）与新质生产力（y）之间的中介效应检验结果。模型（1）检验ST对中介变量market的影响，模型（2）同时加入ST和market对y的回归。在模型（1）中，ST的系数为-6.433，在1%水平上显著（***p<0.01），表明产业合理化程度提升（泰尔指数下降）会显著提高市场化水平（market）。部分控制变量如教育经费（REF）、高学历人才比例（PHSW）和环保支出（LGE）对market有显著影响。在模型（2）中，市场化水平（market）的系数为0.067，在1%水平上显著（***p<0.01），说明市场化程度的提升显著促进了新质生产力。加入market后，ST的系数变为0.164（不显著），表明ST对y的直接影响被中介变量吸收。

表 6 Bootstrap法检验

注: ***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1   Bootstrap抽样次数: 1000  随机种子值: 123

表 6为重复抽样1000次的Bootstrap法检验中介效应的结果。结果表明，间接效应（a×b）为-0.414，Bootstrap标准误为0.071，95%置信区间为[-0.558, -0.001]，不包含0，表明间接效应显著。Z值为-5.806，P值为0，进一步验证了中介效应的显著性。总效应为-0.25，其中间接效应占比为165.6%（|-0.414/-0.25|），直接效应不显著，说明市场化（market）在ST与y之间起到完全中介作用。这一结论支持了产业合理化通过提升市场化水平间接促进新质生产力的发展。ST对market的显著负向影响（ST上升→market下降）与理论预期一致，即产业合理化（泰尔指数下降）有助于市场化水平提升，进而推动新质生产力发展，这一结论验证了假说H₂。

（二）异质性分析

表7 异质性分析

表6报告了按东部地区和非东部地区分组回归的结果。分组检验表明，产业合理化（ST）对新质生产力（y）的影响存在显著的地区异质性。在东部地区样本中（模型1）：ST的系数为-2.357，在1%水平上显著（***p<0.01），表明产业合理化程度每提升1个单位，新质生产力将大幅提升2.357个单位。这一效应强度远高于全国样本（-2.357 和-0.250对比），说明东部地区产业合理化对新质生产力的促进作用更为明显。控制变量中，教育经费（REF）、高学历人才比例（PHSW）、进出口（TEV）、科技教育支出（LGT）和环保支出（LGE）的符号和显著性与基准模型一致，但影响强度有所变化。模型拟合优度R²为0.944，高于全国样本，说明模型对东部地区的解释力更强。在非东部地区样本中（模型2）：ST的系数为-0.186，在10%水平上显著（*p<0.1），表明产业合理化对新质生产力的促进作用在非东部地区相对较弱（非东部-0.186 和东部-2.357对比）。进出口总额（TEV）和地方财政环保支出（LGE）的系数不再显著，说明对外开放和环保支出在非东部地区对新质生产力的影响不显著，这可能与非东部地区开放程度较低、环保政策执行力度较弱有关。地方财政交通运输支出（LGTE）的系数为-0.000，在1%水平上显著（***p<0.01），而科技教育支出（LGT）仍显著为正。模型拟合优度R²为0.797，低于全国样本和东部样本，表明模型对非东部地区的解释力相对有限。说明产业合理化对新质生产力的影响在东部地区更为显著。

七、结论与建议

本研究基于2011-2020年中国31个省份的面板数据，系统考察了产业合理化程度对地区新质生产力的影响及其内在机制，并分析了区域异质性。

产业合理化显著促进新质生产力发展，效应稳健。核心实证结果表明，产业合理化程度对地区新质生产力水平具有显著的提升作用。这意味着优化产业间资源配置效率、促进要素在三次产业间合理流动，是推动新质生产力发展的有效路径。

市场化水平是产业合理化促进新质生产力的关键中介机制。这表明，产业合理化主要通过改善要素市场化配置效率、降低产业间要素流动壁垒、激发市场活力与创新动力这一关键渠道，驱动了新质生产力的发展。

产业合理化对新质生产力的促进效应存在显著的地区异质性。分组回归结果表明，产业合理化对新质生产力的正向效应在东部地区表现尤为强劲。相比之下，在非东部地区，这一效应虽然存在但强度相对较弱，这种差异深刻反映了区域发展阶段等因素的综合影响。

基于上述研究结论，本研究提出以下政策建议。将深化产业结构合理化作为培育新质生产力的基础性战略。各级政府应持续优化产业政策导向，重点在于破除要素流动壁垒，鼓励资源从低效部门向高效部门顺畅转移，实现资源跨产业、跨区域的优化重组，从结构层面夯实新质生产力发展的基础。

强化市场化改革，畅通“合理化→市场化→新质生产力”传导路径。完善现代市场体系，加快建设全国统一大市场，破除地方保护和市场分割，保障各类所有制企业公平竞争。深化要素市场化配置改革，健全土地等要素市场运行机制和监管规则。优化政府与市场关，减少对微观经济活动的直接干预，强化政府在规则制定等方面的职能，为市场主体营造稳定、公平、透明、可预期的营商环境。健全市场中介组织和法治环境，大力培育和发展专业化的市场中介服务机构，并完善相关法律法规体系，保障契约执行和知识产权保护，降低市场交易成本，提升资源配置效率。

参考文献：

[1]蔡昉.促进社会流动的市场机会、社会政策和家庭养育[J].劳动经济研究,2024,12(2):3-16.

[2]刘志彪,姚志勇.中国产业经济学的发展与创新：以产业链分析为主线[J].南京财经大学学报,2021(5):1-10.

[3]樊纲,王小鲁,张立文.中国各地区市场化进程2000年报告[J].国家行政学院学报,2001(3):17-27.

[4]吴涵,郭凯明.双循环视角下要素市场化配置、产业结构转型与劳动生产率增长[J].经济研究,2023,58(9):61-78.