|m国稽邑在§主)t1iØ究产业结构失衡对工业生产效率影响研究一一以二、三产业为例口郭新宝[摘要]文章从理论上探讨了第二、三产止结构失衡与工业生产效率间的关系，并借助2005-2010年省级面板数据，从经验上对其进行了较为精确的估算。研究结果表明:即使在忽略技术知识流动和制度变迁效应的情况下，第二、三产业结构失衡也显著制约了工业生产效率的提高;而在明确考虑这两种因素的效率影响之后，这种阻碍作用明显增强;技术知识的快速流动和以市场化改革为标志的制度变革均明显促进了工业生产效率的提高。[关键词]产业结构;生产效率;制度;技术知识流动[中图分类号]凹文献标识码]A文章编号]1006 -6470(2012)04 -0087 -08 [悻者简介]郭新宝，西安交通大学博士研究生，河南科技大学管理学院副教授进入21世纪以来，产业结构失衡问题已成为全型期国家的经验支持，而且可以为各级政府进行产业球关注的焦点之一。我国经济高速增长已持续30多结构调整提供理论依据。年，工业化取得巨大成就，经济实力有较大幅度提升。一、文献回顾目前，我国从整体上已由要素驱动向效率驱动阶段迈结构变化与生产效率的关系是经济学关注的重进。然而，我国产业结构较为严重的失衡状态，尤其点问题之一。学者从不同角度进行了有益探索，目是服务业发展的相对滞后，已影响到生产效率的提前，相关研究大致有以下两种思路:升，产业竞争力的提高和增长方式的转变。1.生产效率对结构转化影响的相关研究产业结构失衡是产业结构演进中的一种非正常Baumo![ll强调，以服务业为代表的生产效率增长状态，也是社会经济发展过程中的一种常见现象，它是经济失衡的表现之一。造成我国产业结构失衡原缓慢的部门，吸纳了较多的劳动力就业，提高了服务因是多重复杂的，以GDP增长为主要考核指标体系业的比重，这就是著名的"成本病"理论。该理论在及在现有的干部任期制度下，地方政府追求经济增长一定程度上解释了现代产业结构发生变化的原因。数量扩张的内在冲动与粗放的"工业增长偏好"是其Andres认为，以就业份额作为变量的服务业比重的提中重要的原因。现在，我们迫切需要知晓的问题是:高与生产效率呈负相关性[2]。然而，部分研究结果并产业结构失衡是否阻碍了工业生产效率的提高?影未完全证实这一结论。Ngai指出，在均衡增长的条件响程度如何?是否会诱发重大的经济风险，甚至使中下，劳动力由技术进步率较高的部门向较低的部门转国陷入"中等收入陷阱"?目前，理论界尚未给出明移[3)。这在一定程度上证明了鲍莫尔、库兹涅茨的结确的答案。显然，对这些问题的回答，不仅可以为产论，然而，这一结论需要在最终产品缺乏替代弹性的业结构协调发展对工业生产效率的影响提供来自转假定下才成立。如果产品间具有较高的替代弹性，那收稿日期:2012.{)6-30本文系全国统计科研计划一般项目(项目编号:2011LY021 )和国家社科基金项目(项目编号:lOBGω39)的阶段'性成果。.87.
经病撞理|么劳动力将从TFP低的部门流向TFP高的部门，结三产业发展相对滞后;(3)工业生产除了投入劳动之构的变化提高了社会生产效率。干春晖[4]指出，中国外，还投入中间品，且全部来自于第三产业;(4)不考劳动力结构的变化对劳动生产效率具有显著的积极虑中间投入品种类的变化，且劳动力数量保持不变。作用，但资本结构的变化却呈消极作用。假定工业行业均采用如下函数进行生产:2.贸易自由化、生产效率与结构变化相关的飞=AiL~α~>~ (1) 研究其中，Y为工业行业i的产出，Li为劳动投入，飞iFrancois [5]强调，贸易自由化不仅使服务贸易的是中间产品投入品的数量，N是中间产品种类数，0规模扩大，而且使生产更加专业化，改善了经济效率，〈α<1 ，α为中间投入的产出弹性。提高了服务业的比重，使产业结构不断发生变化。Barro认为，在均衡状态，每一项中间投入具有相Bosworth(6]认为，服务业内部与信息、通信和技术相关同的水平饵，上式可表示为:行业的生产效率不断提高，推动了产业结构变革。一Y= A旦αN~-αs;(2) i 个比较合理的解释是服务贸易自由化使ICT相关部其中，玩Nix，代表全部中间投入品的数量。i门的规模不断扩大，而这些部门具有明显的规模报酬根据上式，工业行业i的全要素生产率为:效应。Franke分析了国际贸易对德国产业结构变化化=Yι-(1 -α)li -(1 -α)n-α5(3) i i 的作用，他认为，尽管服务业产值所占比重高于制造分别代表全要素生产率其中，仲i、Yi、l‘、nι、5业，但并不能作为经济增长的发动机，这是由于制造i增长率、产出增长率、劳动增长率、中间投入品种类增业出口额的增加带动了服务业的快速发展，而不是相长率、中间投入品数量增长率。反[7]。徐桂民[8]则从劳动力外移与不同产业对外贸由假设条件可知，n= li = 0 。因此，式(3)简化i 易间的相互关系，分析了二者对我国产业结构调整产为:生的影响。他=Yi -α5(4) i 本文也将探讨结构失衡与工业生产效率间的关工业部门的总生产率水平记为:系，但与以往的研究有所不同，主要贡献在于:第一，基于中国发展的实践，从结构失衡的视角，探讨第三仲=立θitfP，(5) 产业发展滞后导致的产业发展失调对工业生产效率其中，。‘是一个权重，用工业行业在国民经济中的影响;第二，在经济增长函数模型基础上，将全要素所占份额表示，1表示第二产业内所有行业的集合。生产率分解为产出效应与中间投入数量效应，在逻辑由式(4)、(5)可得:上论证了二者间的联系;第三，在考虑技术知识流动仲=ZO川-αZθi5，(6) 和制度转型等效应的前提下，借助中国的相关数据，那么，不同状态经济体生产效率水平的差异可以从经验上更为精确的考察了转型期国家产业结构失表示为:衡与工业生产效率的关系。tfp(l) -tfp(O)之~[8i(I)yi(I)矶(川州]+常(I)Ji(I)Vi(O)Ji(O) -(7) 二、理论模型αZ[矶山)-8ι(1)5(I) ] i本文的理论框架是以Barron的经济增长模型为式(7)右边第一项称为产出变动效应，衡量了由基础，构建了一个将全要素生产率的增长分解为产出于工业内部各行业产出增长的不同对全要素生产率效应和中间投入数量效应的模型，试图分析第二、三增长的影响。显然，如果一个行业的产出增长率相对产业发展失衡对工业生产效率的影响。较高，那么该行业在国民经济中所占份额就大;否则，为了便于分析，本文假定:(1)整个国民经济仅则反之。可以表示为:有工业和第三产业组成，即不考虑农业部门的存在;(8) (r > 0) (2)存在一个标准产业结构(记为状态的和一个结构8= rYi i 失衡(记为状态1)两个经济体，与前者相比，后者第对式(2)求偏导，可得:.88 .
i m国桔臣和岳王文田野 这表明，相对于标准产业结构经济体，第三产业it=αAiL;-αNJT→(9) 发展滞后的经济体降低了工业部门的全要素生产率因为o<α< 1、Aι、Li、Ni，Si均大于0，所以:增长率，即产业结构失衡阻碍了工业生产效率的θY 提高。(10) aS 三、模型与变量设定式(10)意味着，在其他投入保持不变的情况下，随着中间投入数量的不断增加，产出也相应增加。由数理模型仅仅对产业结构失衡与工业生产效率假设可知，在第三产业滞后的经济体中，能够向工业的关系做了逻辑上的抽象分析，本部分内容旨在从经提供的中间品的数量小于具有标准产业结构经济体，验上提供来自中国的证据支持。考虑到经济社会的Rn Si(1、)< Si(O)。复杂性并借鉴已有的研究成果，在经验分析过程中加可得:入控制变量，以便更为客观、准确地反映二者间的( 、、--A’E A aJYi( I> < Yi( 0> 关系。由式(8)和式(11)知:1.计量模型的设立(}i( 1 >1i( I> -θi( O>1i( 0> < 0 (12) 依据理论分析并借鉴已有的研究成果，构建如下式(7)的第二项称为中间投入品数量效应，衡量模型:第三产业作为工业的中间投入要素对全要素生产率P, = c +β(stru，) + ; + u, (18) 的影响。奥地利学派认为，不仅资本密集度提高能提其中P，代表工业企业生产效率，是模型的被解升生产力，生产过程中迂回程度的加深也是提高生产释变量stru，是第二、三产业结构状况;x;为若干控力的重要因素。因此，服务业发展的状况很大程度上制变量;c为截距项，β和民为系数u，是随即误决定了现代工业生产效率的高低。差项。由于工业部门中间投入品的数量Si随着第三产要评价第二、三产业结构失衡对转型经济体工业业增长率鸟的提高而扩大，即Si与Si呈正相关关系，生产效率的影响，技术知识流动与制度转变的作用不可以表示为:容忽视。技术知识变动是解释全要素生产率变化的一S; = ks; (k为常数(13) 个重要变量，因为技术知识流动的速度和强度很大程如果用71"表示服务业在国民经济中所占比重，则度上决定了企业创新能力的强弱与生产效率的高低，有:这主要通过两种途径实现:在企业内部，经由技术培训71"=λSi =ωSi (14) 等方式，将个人的隐性技术知识转化为组织的隐性技其中ω=灿，k，À> 0且为常数。术知识，以及通过学习专利文件等方式接受、吸收显性又由于技术知识，推动技术创新活动。在企业外部，企业与其。+71" = 1 ( 15) 他机构通过许可契约和合作研发契约，可获得政府实其中(}, 71"分别为第二、三产业产值在国民经济验室技术知识[9]。因此，而技术知识流动，可以加快知中所占比重，且o<θ、71"< 1 。识存量增长，增强企业创新能力，提高生产效率。这表明，中间投入品数量的增长率与工业部门在对转型期经济体而言，制度是影响企业全要素生国民经济中的份额呈反比。不同国家的经济实践也产率变化的另一个重要变量。新制度经济学认为，有证明了这一结论。由假定条件知:Si(I) < Si(时，则有:效的制度能够提供适当的个人激励，因而决定着技术(}i(O)Si(O) -(}i(I)Si(I) < 0 (16) 创新的路径和速度。以市场化进程为标志的变革是由式(12)、(16)及o<α< 1可知:30年来对中国影响最为广泛和深远的一场制度变份(1)仲(0)=羊[(}i(I)Yilll-(}U01YilOl] + 革。尽管我国的市场机制有待完善，体制改革有待深乞7飞).I1{lJ川.(W(17) 化，然而，无论从宏观还是从微观角度看，制度变革都αZ IOs州推动了生产效率的提高。从宏观方面来看，劳动力、.89.
经3药撞isl资本等生产要素由生产效率较低的第一产业向第二、资本存量利用各地区固定资产投资价格指数(以三产业转移，资源配置的改善必然带来生产效率的提1978年为基期)进行平减。资本存量采用永续盘存高。从微观角度来看，一方面，随着企业的治理结构法进行计算，固定资产折旧率为6%[则。逐步得以完善，创造性不断被激发，对企业技术进步(2)产业结构的路径和生产效率的提高产生了深远的影响;另一方衡量第二、三产业结构失衡的程度是本研究需要面，与效率正相关的非国有企业的异军突起，大大提解决的重要问题之一。郑若谷(11]用第二、三产业产高了工业整体生产效率。值结构、就业结构等指标度量产业结构情况。本文借简言之，技术知识流动与制度变迁已成为解释生鉴这一方法，并分别与赛尔奎困和钱纳里的"标准"产效率变化不可或缺的重要变量。如果忽略这些因产业结构对比，以测度第二、兰产业结构失衡的程度。素，必将难以正确评价第二、三产业结构失衡对工业具体构造如式:令zt=|kf;-kf;|，其中zt代生产效率的影响，从而造成政策制定的偏误。表地区i第t年第二、三产业发育状况，町、kt分别鉴于此，本文将标准时间序列扩展为面板数据模为第二、三产业增加值在GDP中所占份额。将相同型，并将生产效率的若干滞后期、技术知识流动与制人均收入水平下的"标准"产业结构记为zh=度变迁作为解释变量引入方程(18)中，构建如下动terI k"’c -k阳1，其中k盹C、k则为"标准"产业结构下相态面板模型:应的第二、三产业增加值所占份额。令STRia=ln份i，tC +α_l +βlnstru.+ it (19) |zt-zknh STRla代表地区i第t年第二、三产业产ω +λlnins.+ PnX;’.1 + t i值结构发育状况与"标准结构"的偏离程度。类似的在式(19)中，下标i和t分别表示省市和时间;构造STKt以度量就业结构发育状况的失衡程度。TFP为相关地区在相应时期的工业全要素生产率增出于全面性考虑，取这两个变量的算术平均值作为第长率，stru是第二、三产业结构状况，knf和ms为技术二、三产业结构失衡的指标，记为stra-t。知识流动变量与制度变量;X"是若干控制变量;加入(3)制度变量滞后变量是为了涵盖全要素生产率增长率滞后项的制度的量化存在较多争议，不同的研究选取的指作用或其他被忽略的因素，所有变量取对数主要是为标也有所不同。目前常用的主要有樊纲和王小鲁发了避免可能存在的异方差。布的各省市的市场化指数以及测度非国有经济发展2.变量的选取状况两种方法。尽管市场化指数综合性强，且能够较全要素生产率增长率、产业结构失衡状况、技术全面、客观的反映各地区市场化发展程度，但缺乏近知识流动和制度变量是模型中的主要变量，以下对这几年的最新数据。韩德超[口〕通过测度非国有经济发四个变量的选取做一详细说明。展状况度量了各地制度的变迁状况，借鉴这一方法，(1)全要素生产率，增长率本文选取这种制度变量。考虑到数据的全面性、可得为了降低度量偏差对生产效率估计的敏感性，本性，选取非国有经济产值比重、固定资产比重和就业文采用参数法估算我国工业企业的全要素生产率增比重三个变量的算术平均值作为各省市制度变迁的长率。以各省、自治区和直辖市工业总产值为产出变指标，记为tnSi量，各地区工业企业的资本存量、就业人员作为投入，t。(4)技术知识流动变量变量，利用C一D生产函数计算索洛余值代表TFP。技术知识具有无形性、共享性等不同于其他资产具体构建如下双对数生产函数模型:的特性，使技术知识流动效应很难在创新过程中被视IJln晚.'= lnY;.t -mi)nK.-ni)nL.+ U.(20) t iit it Casseres[叫选取专利引用数据作为测度技术知度。其中，凡、TF尺.t'尺.1、分别代表地区i在第识流动的指标，我们以这一指标为基础，经适当调整t年工业企业的总产值、全要素生产率增长率、资本存后作为模型中技术知识流动的替代变量。之所以进量和就业人员O为了消除价格影响，工业总产值利用行调整，是因为专利引用数据只考虑了技术知识流动各地区GDP平减指数(以1978年为基期)进行平减，.90.
|回国精ë~l岳王 量的维度却忽略了质的差别。不同性质的专利对企四、计量检验与结果分析业生产效率的影响差异较大，从而向专利拥有者支付1.计量检验的价格高低亦不相同。这意味着，面对不同质的专被解释变量的滞后项作为模型中的解释变量，使利，企业愿意支付有差别的专利转让费。此外，许多模型的内生性问题难以避免的出现。如果应用标准专利不是被企业或发明者引用而是被审查专利的官的普通最小二乘法进行估计，必将导致参数估计偏方引用。如果不加调整，将难以准确衡量技术知识流误，进而基于估计结果所产生的经济含义必定是扭曲动对工业生产效率的作用，进而造成估计系数的的。近些年发展起来的系统广义矩方法较好地克服偏误。内生性问题，本文将利用这种方法对模型进行估计，因此，本文在专利引用数据基础上用价格对其进并用随机误差项的自相关性及过度识别的约束检验行调整，以衡量技术知识流动的情况。具体做法为:来检验工具变量的总体有效性。以各地区技术市场成交额衡量技术知识的流动状况，本文对式(19)的不同模型分别做了估计。对模记为Tecj•，。考虑到地区经济发展规模的差异性，将型(1)而言，是在忽略技术知识流动与制度变迁对生变量Tecj•，除以该地区工业生产总值作为技术知识流产效率变动效应的情况下，分析了第二、三产业结构动的替代变量，记为knJ..I。失衡与工业生产效率的关系。为了较为准确考察二(5)其他控制变量者间的关系，在模型(2)和(3)中，分别将技术知识流根据理论和现有经验研究成果，我们选取企业研动和制度变量引人模型中，然而，在模型(4)中，则将发投入状况、人力资本素质、物质资本、规模经济等四这两个变量全部引人模型。个方面作为控制变量，具体定义为rd•j和分别rd•_Iit1表1的估计结果说明，所有模型中AR(2)和Sar是地区i在第t年研发投入占该地区GDP的比重及伊n检验的P统计值均大于10%，这意味着在10%的其滞后一期，反映了企业研发投入状况。由于研发投显著性水平下，均不能拒绝残差项不存在序列相关的入的滞后效应，将其一阶滞后项引入方程作为一个控原假设，且模型所选用的工具变量是有效的，用Sys-制变量。是地区i在第t年工业企业科学家GMM对模型估计是比较合适的。和工程师的人数占科技活动人员的比例。percα是2.结果分析地区z在第t年工业企业人均固定资产投资，度量资模型(1)中的解释变量可以分为三类。第-类本装备率的状况。scα是地区i在第t年大中型工为被解释变量的滞后项，反映了全要素生产效率滞后业企业总产值占该地区工业总产值的比例，衡量工业项以及其它未考虑到的因素对工业生产效率的影响，企业规模对生产效率的影响。通过滞后项系数的显著性来确定滞后项的阶数。估3.数据说明计结果表明，全要素生产率的一阶滞后项的估计系数本文选取全国28个省、自治区和直辖市国有及为1.∞4，且在1%的水平下显著。这意味着，全要素规模以上非国有工业企业的相关数据，时间维度为生产率的增长具有明显的滞后效应。2005 -2010年共计168个面板数据进行研究。其中解释变量中包含的第二类影响工业生产效率的海南省和西藏自治区未列人样本;重庆市于1993年因素是产业结构的发育状况。产业结构变量的系数成为直辖市，考虑到数据的不可拆分性，将重庆市合为，并通过了5%的显著性水平检验。这一事并到四川省。另外，港、澳、台地区也未列入考虑实说明，产业结构失衡的程度与工业生产效率显著负范围。相关。这并不难解释，从理论上讲，各产业间在物质本文数据选自历年《中国统计年鉴》、《中国工业上和价值上保持合适的比例关系是社会再生产顺畅、经济统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》。固定资产投高效运行的必要条件。一旦产业发展失衡，至少部分入用固定资产投资平减指数进行平减，研发投入用各生产要素的边际产出将会降低，生产成本上升，生产地区GDP平减指数(以2005年为基期)进行平减。效率下降。在实践中看，以研发、市场研究、物流等为. 91
经iR撞i罢|代表的高级生产要素在工业生产投入中所占比例越推移，这种效应逐渐增强，与经验判断相一致。变量来越高，服务业实质上是充当人力资本和知识资本的humcαp的系数显著为正，说明人力资本投入的增加传送器，最终将这两种能大大提高生产效率和最终产能显著提高工业生产效率。然而，相对于研发投入，出增加值的资本导人生产过程。简言之，在第三产业人力资本投入的效果更加明显。人力资本投入每增发展不能满足现代工业需求的情况，将会降低其生产加一个百分点，生产效率可以提高个百分点，效率和竞争力的提高;否则，则反之。为当年研发投入的倍。当年人均资本投入系数解释变量中包含的最后一类是那些影响工业企为负值，但却没有通过10%的显著性检验水平，而上业生产效率的各种变量。主要包括研发投入、人力资一年人均资本投入系数显著为正，这证实资本装备水本、物质资本以及规模经济等。从表1的实证结果来平的时滞特点:提高资本装备率会提高工业生产效看，在忽视技术知识流动与制度变迁效应的前提下，率，但至少要一年后才会有效果。规模水平的估计系当年rd及土一年rd的系数均显著为正值，说明研发数显著为正值，意味着生产规模的扩大能够促进技术活动与工业生产效率的改善呈正相关性，且随着时间进步。表1产业结构失衡对工业生产效率影响的实证结果解释变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)ln(吭.1-1) 1.∞4申., [∞] 1. 042'事[. 094 ’ , , [ J 申事，[ l /飞、n t srz yι , -0. 170" [ 一'[ J ’ [ " [ , ln( in:飞.') " [] ’[] ln( k旷jt>事[" [ ln( rd.,) 晦[" [ ’ [ ’ [] iln(rdi,’_I) ’ [ ’ ( .事[ J ’ [] ln(humcαPi.，) '申咿[0.ω[ ’ [ J ’ [] ln(percαPι，) [ J ’ [ -0. 124[ 一[]ln(percapi.,_I) " [ ’ [ ’ [] ’ [ ln( scαle•， ) 晦.[ ’ [0. 092J ’ [ J [ Constant [ ( (0. 140J [] Observation 168 168 168 168 Abond test for AR ( 1 ) …事[向[" [ 一[ test for AR (2 ) [0. 959] (] [] (] Sargan test [0. 149J [0. 178 J [] [] 注:[J中数据为p值** *、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下通过显著性检验。现在，转而看模型(2)和(3)。在这两个模型中，制度完善各自的效率影响，产业结构失衡都更大程度分别考察了技术知识流动与制度变迁对工业生产效上阻碍了生产效率的提高。反之，如果忽略任何→个率的影响。从表1可知，模型残差项自相关性与工具因素，都可能会低估产业结构失衡造成的不利因素。变量有效性检验结果与模型(1)相比并没有发生根在模型(3)中，humcap系数的符合与显著性并没有本改变。knf和~ns系数均显著为正，表明技术知识流发生根本性变化，然而在模型(2)中该系数却没有通动的加快与制度的不断改善的确有利于工业生产效过1011毛的显著性检验，这可能是与数据质量不高率的提高，从一个侧面印证了前述的理论分析。尽有关。管，变量系数依然显著为负，但其绝对值均不同程度最后，再看模型(4)。为了较为准确的考察产业的变大。这意味着，即使分别考虑技术知识流动以及结构失衡与工业生产效率的关系，在模型(4)中，将, 92
|回国辑包在§王文回我制度变迁与技术知识流动两个变量同时引人到模型速崛起，国家也出台了一系列的鼓励措施，但是，阻隔中。从表1看，估计结果是可靠的、可以信赖的。尽民营经济发展的市场准入、金融服务等"玻璃门"并管str估计系数依然为显著负数，并没有发生改变。没有消除，对不同所有制的各种歧视在某种程度上甚然而，系数绝对值却进一步变大。这并不难解释。因至在加强，这种制度性顽疾必须予以彻底纠正。只有为，在控制了制度改善与企业学习能力和创新能力的提供一种以效率为基础的公平竞争环境，完善各种市效率影响之后，将原本不应由产业结构失衡解释的生场制度，企业的创新能力才能被充分的激发，生产效产效率变化部分剔除后，数值不可避免的会变大。k乓f率才能被提高，生产方式转变才会有坚实的微观基与LnS的系数分别为和，且在10%水平下础。此外，还应该加大对知识产权的保护力度，为知显著。相对于模型(2)和(3)，每个变量的系数都不识的转移、溢出和扩散提供良好的宏观环境。各级政同程度变小，但依然显著为正，表明制度的完善与企府应搭建良好技术交易公共服务平台，及时公布技术业学习能力的提高都能推动技术进步和生产效率提供需方面的信息;引导并鼓励成立第三方技术评价机高。scale的系数没有通过显著性检验，而且数值也比构，切实制定政策措施鼓励相关科研机构、企业、高等较小。这意味着，企业规模的扩张并不能有效改进其院校加强技术合作、技术共享与技术交易;创新技术生产效率。可能的解释是，所选择数据的统计口径是交易的体制和机制，加速知识在企业内外的流动，增规模以上工业企业，考察的对象是已经实现或接近于强企业的自主创新能力，促进技术进步，加快生产方实现规模经济的企业，在控制了各种效率影响因素之式转变。后，企业已经不再具有规模效应。参考文献:五、结论与政策建议[1] Baumol, W.. Macroeconomics of unbalanced growth: 理论分析表明，产业结构失衡阻碍了工业生产效The anatomy of urban crisis [J]. American Economic 率的提高，实证结果很大程度上验证了前面的理论分Review,1967 (3) :416 -426. 析:即使在忽略制度变迁和知识流动效应的情况下，[2]Andres Maroto -Sanchez, Juan R. Cuadrado -Rou›第二、三产业结构失衡也制约了工业生产效率的提ra. Is growth of services an obstacle to productivity 高，而在明确考虑这两种因素的效率影响之后，这种growth? A comparative analysis [1]. Structural Change 阻碍作用明显增强;相比之下，技术知识在企业间的and Econom c Dynamics, 2009 (20) : 254 -265. 流动以及改革引起的以市场化为标志的制度变迁，对[3] Ngai, L. , Christopher A.. Structural Change in a 工业生产效率的提高有明显的促进作用。Multisector Model of Growth [J] . The American Econom›既然产业结构失衡与工业生产效率显著负相关，ic Review,2007 (1) :429 -443. 那么，为了提高生产效率，增强工业竞争力，加快经济[4]千春晖，郑若谷.改革开放以来产业结构演进与生增长方式的转变，各地区应当努力保持产业间和产业产率增长研究一一对中国1987-2∞7年"结构红利内的协调发展，尤其应加快第三产业发展的步伐，以假说"的检验[J].中国工业经济，2∞9(2):55 -65. 适应工业结构转型升级和增强其国际竞争力的要求。[5] Francois, J. , Woerz, 1.. Producer services, manu›虽然加快工业发展依然是我国大多数地区尤其是中facturing linkages and trade [J]. Joumal of Industry, 西部地区的首要发展战略，然而，如果这些地区的产Competition and Trade, 2008 (8) : 199 -229. 业结构长期处于失衡状态，将会起到"事倍功半"的[6] Boswo此h,B. , Triplett, J.. The early 21 st cer归ηus效果。与此相反，技术知识流动的加速与制度环境的productivity expansion is still in services [J]. Intema›改善均能显著提高工业生产效率。我国经济要保持tional Productivity Monitor, 2007 ( 14) : 3 19. 长期的活力，使增长更有质量，与研发投入、人力资本[7]Reiner Franke, Peter Kalmbach. Structural change in 投入等方面相比，继续推进和深化国内市场化改革尤the manufacturing sector and its impact on business -re›为重要。尽管在市场体制完善过程中非国有经济迅lated services: an input -output study (下转第106页).93.
文但愿iEi的问题》中提出人应该德、智、体全面发展的总体要富了马克思主义关于人的全面发展的思想。求，这是对马克思主义关于人的全面发展理论的科学全面建设社会主义时期党所构建的社会核J心价值把握。毛泽东强调指出"不论是知识分子，还是青体系，是中国共产党在社会主义建设初期取得的重要年学生，都应该努力学习O除了学习专业之外，在思成果，为全面建设社会主义提供了智力支持和精神支想上要有所进步，政治上也要有所进步，这就需要学撑，成为当代社会主义核心价值体系重要的思想先导。习马克思主义，学习时事政治。没有正确的政治观点，就等于没有灵魂。……应该使受教育者在德育、注释:智育、体育几方面都得到发展，成为有社会主义觉悟[lJ刘杰.中国式民主与西方式民主的比较研究[JJ.毛的有文化的劳动者。，，[旧]毛泽东在提出人的全面发展泽东邓小平理论研究，2005(11). 的培养目标的同时，具体地指明了实现这一目标的方[2J毛泽东文集[CJ.北京:人民出版社，1999(8):129. 法和途径，即教育与生产劳动相结合;理论联系实际，[3J转引自李慎明.坚持人民当家作主是社会主义民使受教育者得到全面的发展;正确处理政治与业务、主政治的出发点和落脚点[1].政治学研究，2005(2). 红与专的关系。这一思想成为我国教育方针的核心，[4J[5][10]毛泽东文集[C]北京:人民出版社，1999(7):指导数十年来社会主义建设人才的培养实践O246,242-243,226. 尽管在十年建设时期，中国共产党关于人的全面[6J毛泽东:在中国共产党第八届中央委员会第二次发展的思想和观点有着不可避免的局限性和时代烙全体会议上的讲话[-11-15.印，并在实践过程中出现过失误，但是在中国的实践口J[8J毛泽东著作选读[CJ北京:人民出版社，1986中，关于人的解放、德智体全面发展、教育必须与生产(下):781,800-801. 劳动相结合等思想，对于实现和推进人的全面发展，[9J马克思、恩格斯选集[C].北京:人民出版社，1972无论是在理论上还是在实践中，都具有非常重要的指(1) :25. 导意义。它是以毛泽东为代表的第→代中国共产党人对马克思关于人的全面发展理论的继承和发扬，既责任编辑:杨艳萍符合当时时代的发展要求，又具有革命的远见性，丰(上接第93页)for Germany [JJ. Structural Change and 系分析[1].经济学家，2011(8):19 -26. Economic Dynamics, 2005 (4) :467 -488. 口lJ郑若谷，千春晖，余典范.转型期中国经济增长的[8J徐桂氏，恭建红，鞠磊.劳动力外移、国际贸易与产业结构和制度效应一-基于一个随机前沿模型的产业结构调整一一基于1984-2004年中国数据的协研究[1].中国工业经济，2010(2) :58 -67. 整分析与格兰杰因果检验[JJ.中国工业经济，2007[12J韩德超.生产性服务业FDI对工业企业效率影响(7) :22 -28. 研究口J.统计研究，2011(2) :65 -70. [9JChristian R. Qtergaard. Knowledge flows through so›[13JBenjamin Gomes -Ca翩而s，John Hagedoom, Ad›c al networks in a cluster: Comparing university and in›am B. Jaffe. Do alliances promote knowledge flows? [1]. dustry links [JJ. Structural Change and Economic Dy›Joumal of Financial Economics, 2006 ( 1) :5 -33. namics,2009(20) 196 -210. [10J余子鹏，刘勇.我国产业结构调整与要素效率关责任编辑:李瑞山.106.
