工業(yè)基礎能力提升研究

1、<p>　　工業(yè)基礎能力提升研究</p><p>　　摘 要：基于2004―2013年我國30個省際面板數(shù)據(jù)，采用擴展的C-D生產函數(shù)，選擇技術創(chuàng)新、資本存量、勞動力和能源要素作為解釋變量構建模型，實證分析工業(yè)生產總值的影響因素。結果表明，當前我國工業(yè)生產值主要依賴資本投入和能源消耗，它們對工業(yè)生產值的影響系數(shù)最大；勞動力和技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展有正向影響，但影響力較小。最后，提出我國工業(yè)基礎能力提升的對策

2、。 </p><p>　　關鍵詞：工業(yè)基礎能力；C-D生產函數(shù)；技術創(chuàng)新 </p><p>　　中圖分類號：F40 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）04-0001-03 </p><p><b>　　引言 </b></p><p>　　從2009年起，中國成為世界第一制造大國，我國工業(yè)部門GDP年

3、增長率達到11.6%。經(jīng)濟的快速發(fā)展得益于中國制造，然而距離中國創(chuàng)造還有很長的路要走。長期以來，我國的經(jīng)濟發(fā)展主要依靠投資、出口拉動，并且過度依賴資本和勞動力的高投入，依賴低廉的勞動力成本形成了勞動密集型產業(yè)為主，但是處于在國際分工中價值鏈的低端。在資源和環(huán)境的制約下，第二產業(yè)中的高耗能產業(yè)的逐步淘汰，加劇了我國工業(yè)發(fā)展條件的惡化。人口規(guī)模開始進入路易斯拐點，人口紅利開始減弱，勞動人口的增長速度緩慢以至于工業(yè)就業(yè)人數(shù)降低等問題開始凸顯。

4、隨著經(jīng)濟發(fā)展，對環(huán)境的要求越來越高，急需調整當前的經(jīng)濟發(fā)展模式提升工業(yè)基礎能力，促進創(chuàng)新驅動。支持重點產業(yè)優(yōu)化，提升國際競爭力，使工業(yè)發(fā)展步入新常態(tài)。 </p><p><b>　　一、文獻回顧 </b></p><p>　　Rashe&Tatom（1977）首次在Cobb-Douglas生產函數(shù)中引入能源消費，之后這種從經(jīng)濟增長理論上進而從實證定量上尋求能源

5、與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究開始為主流經(jīng)濟學家所采用。趙麗霞（1998）采用VAR模型將能源作為新變量引入C-D生產函數(shù)進行實證，得出經(jīng)濟增長與能源消費正相關的結論。沈能（2006）對我國1985―2003年的區(qū)域數(shù)據(jù)進行分析認為，全要素生產率的提高主要是得益于技術進步；陶洪、戴昌鈞（2007）分析了1999―2005年期間，影響中國省際工業(yè)勞動生產率變動的主要因素來源于技術進步，其次是資本深化。馬琳（2010）通過回歸，擬合了我國1985―2

6、007年柯布道格拉斯生產函數(shù)，經(jīng)過檢驗，勞動力與資本能夠很好地解釋經(jīng)濟的增長；觀測值與預測值也基本吻合，我國處在規(guī)模報酬遞增的階段，勞動力對經(jīng)濟增長的貢獻更大一些。通過對上述相關理論和文獻梳理發(fā)現(xiàn)，目前對工業(yè)產值的研究取得了很多有價值的成果，但以技術創(chuàng)新、資本存量、勞動力和能源要素同時作為解釋變量構建模型的研究目前尚未取得一致的結論，并且對我國新常態(tài)下經(jīng)濟發(fā)展轉軌時期的工業(yè)基礎能力研究較少。為此，本文將通過回歸方法對以上</p&g

7、t;<p><b>　　二、模型與數(shù)據(jù) </b></p><p>　　（一）計量模型的設定 </p><p>　　假設工業(yè)總產值為擴展的Cobb-Douglas函數(shù)，并且將能源消費因子插入進去后得出下式： </p><p>　　Y=AKαLβEγ 0<α<1，0<β<1，0<γ<1 （1） &l

8、t;/p><p>　　其中Y為工業(yè)總產值，參數(shù)A為技術創(chuàng)新，K為資本存量，L為勞動力，E代表能源要素。α、β、γ分別表示資本、勞動、技術創(chuàng)新的產出彈性系數(shù)。 </p><p>　　為了減少異方差，根據(jù)一般面板數(shù)據(jù)的做法，我們對所有變量的數(shù)據(jù)都取對數(shù)，即（1）式的變量取對數(shù)模型為： </p><p>　　lnYit=lnAit+αlnKit+βlnLit+γlnEit+ε

9、it （2） </p><p>　　其中i為地區(qū)，t為時間。 </p><p>　?。ǘ?shù)據(jù)來源與變量說明 </p><p>　　文章所采用的指標數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，基于數(shù)據(jù)的完整性，選用2004―2013年的30個省級面板數(shù)據(jù)。由于部分數(shù)據(jù)的缺失，西藏沒有納入分析。 </p><p>　　基于C-D生產函數(shù)，本文重點探討了技

10、術創(chuàng)新、資本存量、勞動力、能源要素對各省當年的工業(yè)產值增加值的影響。各變量的預期符號及解釋如下： </p><p>　　1.各省當年的工業(yè)增加值（Y-gycz） </p><p>　　本文主要研究工業(yè)基礎能力，因此工業(yè)的產出增加值作為衡量工業(yè)能力提升成果的重要指標。工業(yè)增加值越多，說明當年的工業(yè)能力提升越高，增速越快。由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的來源有限，最后確定為各省當年規(guī)模以上工業(yè)增加值。 <

11、/p><p>　　2.技術創(chuàng)新（A-tec） </p><p>　　技術進步是工業(yè)產值增加的主要因素，此外，技術進步在長期發(fā)展中可以減少能源消耗，而短期內效果不明顯。技術進步能夠有效地促進工業(yè)產值的增加，因此本文對該變量的符號預期為正。以往的學者通常采用R&D經(jīng)費支出，專利授權項以及研發(fā)人員數(shù)量來度量?；跀?shù)據(jù)來源，本文以當年各個省的技術技術市場成交額來度量技術創(chuàng)新。 </p&g

12、t;<p>　　3.資本存量（K-cap） </p><p>　　在古典生產函數(shù)里資本、勞動和技術進步是影響產出的主要因素，因此當前我國經(jīng)濟最重要的因素就是資本投資，外商投資所占的比重不斷提高，有力地促進了我國工業(yè)產出的增長。因此，本文對該變量的符號預期為正。目前，將工業(yè)劃分為采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃氣及水的生產和供應業(yè)以及建筑業(yè)，選取這些指標的固定資產投資來衡量。 </p><

13、p>　　4.勞動力（L-lab） </p><p>　　基于我國廉價的勞動力成本形成了以勞動稟賦的勞動力密集型產業(yè)，并且比重較大。勞動力的投入越多，產值增長越快，因此本文對該變量的符號預期為正。我們采用各省第二產業(yè)就業(yè)人數(shù)作為工業(yè)的勞動力投入，主要是采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃氣及水的生產和供應業(yè)和建筑業(yè)按行業(yè)城鎮(zhèn)單位、私營企業(yè)和個體以及城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個體中就業(yè)人數(shù)的總和。 </p><p&

14、gt;　　5.能源要素（E-eng） </p><p>　　傳統(tǒng)的能源要素主要是煤、石油、天然氣，但考慮到數(shù)據(jù)來源問題，且當前工業(yè)發(fā)展能源主要依賴電能，因此我們采用了電力消費作為能源消費的替代指標。能源對產出帶來正效應，能源投入越多，產出越多，因此本文對該變量的符號預期為正。采用工業(yè)用電量，主要是能源消耗品中的電力消耗。 　?。ㄈ嵶C分析 </p><p>　　使用Stata10 軟件

15、對面板數(shù)據(jù)模型進行估計，分別進行混合估計模型（Pooled Regression Model）、固定效應模型（Fixed Effect Regression Model）、隨機效應模型（Random Effect Regression Model），結構（見下表）。根據(jù)Hausman 檢驗原理，通過觀察面板回歸結果可知，固定效應面板回歸的效果最佳，模型中的相關系數(shù)基本通過1%的顯著性水平，同時Hausman 檢驗統(tǒng)計量為40.03，且伴

16、隨概率為0，小于0.05的原假設，結果表明，面板數(shù)據(jù)模型應該選擇固定效應面板回歸模型（見下表）。 </p><p>　　本文采用最小二乘法（OLS）對模型（2）進行回歸，系數(shù)回歸模型最后確定為固定效應模型（如上表所示）?；貧w結果顯示，R2值在90%以上說明數(shù)據(jù)擬合效果良好，從F值看，模型的穩(wěn)定性高，能較好地反映變量之間的關系，體現(xiàn)變量之間的實際關聯(lián)。從模型Ⅱ的回歸系數(shù)來看，規(guī)模以上工業(yè)的固定資本投入與工業(yè)產值增加

17、值呈現(xiàn)正相關關系，且影響系數(shù)范圍在0.601，并且通過了1%的顯著性檢驗。也就是說，工業(yè)資本投入每增加1%，工業(yè)產值增加的彈性為0.601。這與預期的結果符號吻合，符合當前我國工業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀，主要依靠資本推動型。其次，模型Ⅱ的工業(yè)就業(yè)系數(shù)為0.0626，通過了5%的顯著性檢驗，說明工業(yè)增加值對勞動力的彈性系數(shù)為0.0626。符號符合預期，存在正相關，表明勞動力的投入對工業(yè)產值增加是正效應，較高的勞動投入帶來高的工業(yè)產出，通過省際面板數(shù)據(jù)

18、數(shù)據(jù)分析，工業(yè)產值對勞動力的彈性系數(shù)較低，說明我國已由勞動力密集型產業(yè)開始轉型，工業(yè)發(fā)展開始逐步減弱了對勞動力的依賴。再次，模型Ⅱ在能源要素上對工業(yè)產出的彈性為0.577，并且通過1%的顯著性檢驗，符合預期能源對產出的正效應，即能源與產出為正相關，高能源投入帶來高</p><p><b>　?。ㄋ模┙Y論與建議 </b></p><p>　　本文基于我國2004―201

19、3年30個省的面板數(shù)據(jù)，利用計量經(jīng)濟模型對工業(yè)產值增加值、技術創(chuàng)新、資本存量、勞動力、能源要素之間的關系進行了實證分析，得出以下結論： </p><p>　　從短期來看，我國當前的經(jīng)濟增長主要依賴資本投入和能源要素的消耗；技術創(chuàng)新和勞動力的依賴程度不高。然而當前我國經(jīng)濟發(fā)展面臨資源和環(huán)境的制約，第二產業(yè)中的高耗能產業(yè)的逐步淘汰，加劇了我國工業(yè)發(fā)展條件的惡化。 </p><p>　　從長期來

20、看，人口規(guī)模開始進入路易斯拐點，人口紅利開始減弱，勞動人口的增長速度緩慢等問題日益凸顯。因此，應加大勞動力人口質量提高，減弱工業(yè)發(fā)展對勞動力的依賴。從可持續(xù)發(fā)展角度看，我國工業(yè)基礎能力提升必須依靠科技創(chuàng)新的大量投入，從投資驅動向創(chuàng)新驅動轉變。 </p><p>　　為提高我國工業(yè)基礎能力，提出以下對策建議： </p><p>　　1.積極推進“產學研”緊密融合，構建自主創(chuàng)新體系。強化構建以

21、市場為主導、企業(yè)為主體的自主創(chuàng)新體系；推進工業(yè)企業(yè)、高校和科研院所“產學研”緊密結合，以工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展帶動整個經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。科研院所應聯(lián)合建立研究開發(fā)機構、產業(yè)技術聯(lián)盟等技術創(chuàng)新組織，對一些重大工程和關鍵技術聯(lián)合攻關，催生一批代表性成果。提高我國在重大技術裝備研發(fā)、設計、制造水平的整體提高，夯實四基的發(fā)展基礎，以技術創(chuàng)新為主力推進工業(yè)發(fā)展。 </p><p>　　2.積極強化科技人才支撐。根據(jù)新經(jīng)濟增長理論

22、，人才是創(chuàng)新之本，科技進步和自主創(chuàng)新的實現(xiàn)，必須依靠雄厚的人力資本。人才是技術進步的關鍵，工業(yè)的發(fā)展、社會的進步離不開優(yōu)秀的人才。整合有限的教育資源，建設優(yōu)勢產業(yè)集群人才小高地，加大落后地區(qū)的財政支出和教育援助，提高東西部地區(qū)的基礎教育水平，為培養(yǎng)創(chuàng)新型人才奠定基礎。 </p><p>　　3.制定和實施產業(yè)政策，平衡資本投入。建立優(yōu)先發(fā)展、重點發(fā)展、限制發(fā)展、禁止發(fā)展的產業(yè)目錄，建成一批優(yōu)勢產業(yè)集群升級示范區(qū)；

23、設立優(yōu)勢產業(yè)集群發(fā)展專項資金；積極協(xié)調各金融機構和商業(yè)銀行，對國家立項的產業(yè)集群發(fā)展項目積極給予信貸支持；發(fā)揮政府的引導和扶持作用，按區(qū)域協(xié)調發(fā)展和提升產業(yè)競爭力的要求，支持優(yōu)勢產業(yè)集群企業(yè)加快發(fā)展，平衡產業(yè)之間的資本投入。 </p><p>　　4.降低工業(yè)發(fā)展的能源約束。一是加大能源利用技術科研投入強度，加快創(chuàng)新體系建設，突破制約能源利用技術的重大關鍵制約技術，盡快實現(xiàn)能源利用核心技術創(chuàng)新。二是重點加大對煤炭

24、利用技術的提升，重點加強煤炭綜合利用技術和潔凈煤技術創(chuàng)新，提高熱效率，降低廢氣排放。另外，還應加快能源體制改革步伐，建立能夠適應我國能源供給消費國情，并能反映能源市場的能源價格形成機制和價格管制方式。 </p><p><b>　　引言 </b></p><p>　　從2009年起，中國成為世界第一制造大國，我國工業(yè)部門GDP年增長率達到11.6%。經(jīng)濟的快速發(fā)展得益

25、于中國制造，然而距離中國創(chuàng)造還有很長的路要走。長期以來，我國的經(jīng)濟發(fā)展主要依靠投資、出口拉動，并且過度依賴資本和勞動力的高投入，依賴低廉的勞動力成本形成了勞動密集型產業(yè)為主，但是處于在國際分工中價值鏈的低端。在資源和環(huán)境的制約下，第二產業(yè)中的高耗能產業(yè)的逐步淘汰，加劇了我國工業(yè)發(fā)展條件的惡化。人口規(guī)模開始進入路易斯拐點，人口紅利開始減弱，勞動人口的增長速度緩慢以至于工業(yè)就業(yè)人數(shù)降低等問題開始凸顯。隨著經(jīng)濟發(fā)展，對環(huán)境的要求越來越高，急需

26、調整當前的經(jīng)濟發(fā)展模式提升工業(yè)基礎能力，促進創(chuàng)新驅動。支持重點產業(yè)優(yōu)化，提升國際競爭力，使工業(yè)發(fā)展步入新常態(tài)。 　　一、文獻回顧 </p><p>　　Rashe&Tatom（1977）首次在Cobb-Douglas生產函數(shù)中引入能源消費，之后這種從經(jīng)濟增長理論上進而從實證定量上尋求能源與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究開始為主流經(jīng)濟學家所采用。趙麗霞（1998）采用VAR模型將能源作為新變量引入C-D生產函數(shù)進行實

27、證，得出經(jīng)濟增長與能源消費正相關的結論。沈能（2006）對我國1985―2003年的區(qū)域數(shù)據(jù)進行分析認為，全要素生產率的提高主要是得益于技術進步；陶洪、戴昌鈞（2007）分析了1999―2005年期間，影響中國省際工業(yè)勞動生產率變動的主要因素來源于技術進步，其次是資本深化。馬琳（2010）通過回歸，擬合了我國1985―2007年柯布道格拉斯生產函數(shù)，經(jīng)過檢驗，勞動力與資本能夠很好地解釋經(jīng)濟的增長；觀測值與預測值也基本吻合，我國處在規(guī)模報

28、酬遞增的階段，勞動力對經(jīng)濟增長的貢獻更大一些。通過對上述相關理論和文獻梳理發(fā)現(xiàn)，目前對工業(yè)產值的研究取得了很多有價值的成果，但以技術創(chuàng)新、資本存量、勞動力和能源要素同時作為解釋變量構建模型的研究目前尚未取得一致的結論，并且對我國新常態(tài)下經(jīng)濟發(fā)展轉軌時期的工業(yè)基礎能力研究較少。為此，本文將通過回歸方法對以上</p><p><b>　　二、模型與數(shù)據(jù) </b></p><p

29、>　?。ㄒ唬┯嬃磕Ｐ偷脑O定 </p><p>　　假設工業(yè)總產值為擴展的Cobb-Douglas函數(shù)，并且將能源消費因子插入進去后得出下式： </p><p>　　Y=AKαLβEγ 0<α<1，0<β<1，0<γ<1 （1） </p><p>　　其中Y為工業(yè)總產值，參數(shù)A為技術創(chuàng)新，K為資本存量，L為勞動力，E代表能源要

30、素。α、β、γ分別表示資本、勞動、技術創(chuàng)新的產出彈性系數(shù)。 </p><p>　　為了減少異方差，根據(jù)一般面板數(shù)據(jù)的做法，我們對所有變量的數(shù)據(jù)都取對數(shù)，即（1）式的變量取對數(shù)模型為： </p><p>　　lnYit=lnAit+αlnKit+βlnLit+γlnEit+εit （2） </p><p>　　其中i為地區(qū)，t為時間。 </p><

31、p>　?。ǘ?shù)據(jù)來源與變量說明 </p><p>　　文章所采用的指標數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，基于數(shù)據(jù)的完整性，選用2004―2013年的30個省級面板數(shù)據(jù)。由于部分數(shù)據(jù)的缺失，西藏沒有納入分析。 </p><p>　　基于C-D生產函數(shù)，本文重點探討了技術創(chuàng)新、資本存量、勞動力、能源要素對各省當年的工業(yè)產值增加值的影響。各變量的預期符號及解釋如下： </p>

32、<p>　　1.各省當年的工業(yè)增加值（Y-gycz） </p><p>　　本文主要研究工業(yè)基礎能力，因此工業(yè)的產出增加值作為衡量工業(yè)能力提升成果的重要指標。工業(yè)增加值越多，說明當年的工業(yè)能力提升越高，增速越快。由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的來源有限，最后確定為各省當年規(guī)模以上工業(yè)增加值。 </p><p>　　2.技術創(chuàng)新（A-tec） </p><p>　　技術進

33、步是工業(yè)產值增加的主要因素，此外，技術進步在長期發(fā)展中可以減少能源消耗，而短期內效果不明顯。技術進步能夠有效地促進工業(yè)產值的增加，因此本文對該變量的符號預期為正。以往的學者通常采用R&D經(jīng)費支出，專利授權項以及研發(fā)人員數(shù)量來度量?；跀?shù)據(jù)來源，本文以當年各個省的技術技術市場成交額來度量技術創(chuàng)新。 </p><p>　　3.資本存量（K-cap） </p><p>　　在古典生產函數(shù)

34、里資本、勞動和技術進步是影響產出的主要因素，因此當前我國經(jīng)濟最重要的因素就是資本投資，外商投資所占的比重不斷提高，有力地促進了我國工業(yè)產出的增長。因此，本文對該變量的符號預期為正。目前，將工業(yè)劃分為采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃氣及水的生產和供應業(yè)以及建筑業(yè)，選取這些指標的固定資產投資來衡量。 </p><p>　　4.勞動力（L-lab） </p><p>　　基于我國廉價的勞動力成本形成了以

35、勞動稟賦的勞動力密集型產業(yè)，并且比重較大。勞動力的投入越多，產值增長越快，因此本文對該變量的符號預期為正。我們采用各省第二產業(yè)就業(yè)人數(shù)作為工業(yè)的勞動力投入，主要是采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃氣及水的生產和供應業(yè)和建筑業(yè)按行業(yè)城鎮(zhèn)單位、私營企業(yè)和個體以及城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個體中就業(yè)人數(shù)的總和。 </p><p>　　5.能源要素（E-eng） </p><p>　　傳統(tǒng)的能源要素主要是煤、石油、天然

36、氣，但考慮到數(shù)據(jù)來源問題，且當前工業(yè)發(fā)展能源主要依賴電能，因此我們采用了電力消費作為能源消費的替代指標。能源對產出帶來正效應，能源投入越多，產出越多，因此本文對該變量的符號預期為正。采用工業(yè)用電量，主要是能源消耗品中的電力消耗。 </p><p><b>　　（三）實證分析 </b></p><p>　　使用Stata10 軟件對面板數(shù)據(jù)模型進行估計，分別進行混合估計

37、模型（Pooled Regression Model）、固定效應模型（Fixed Effect Regression Model）、隨機效應模型（Random Effect Regression Model），結構（見下表）。根據(jù)Hausman 檢驗原理，通過觀察面板回歸結果可知，固定效應面板回歸的效果最佳，模型中的相關系數(shù)基本通過1%的顯著性水平，同時Hausman 檢驗統(tǒng)計量為40.03，且伴隨概率為0，小于0.05的原假設，結果表

38、明，面板數(shù)據(jù)模型應該選擇固定效應面板回歸模型（見下表）。 </p><p>　　本文采用最小二乘法（OLS）對模型（2）進行回歸，系數(shù)回歸模型最后確定為固定效應模型（如上表所示）?；貧w結果顯示，R2值在90%以上說明數(shù)據(jù)擬合效果良好，從F值看，模型的穩(wěn)定性高，能較好地反映變量之間的關系，體現(xiàn)變量之間的實際關聯(lián)。從模型Ⅱ的回歸系數(shù)來看，規(guī)模以上工業(yè)的固定資本投入與工業(yè)產值增加值呈現(xiàn)正相關關系，且影響系數(shù)范圍在0.6

39、01，并且通過了1%的顯著性檢驗。也就是說，工業(yè)資本投入每增加1%，工業(yè)產值增加的彈性為0.601。這與預期的結果符號吻合，符合當前我國工業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀，主要依靠資本推動型。其次，模型Ⅱ的工業(yè)就業(yè)系數(shù)為0.0626，通過了5%的顯著性檢驗，說明工業(yè)增加值對勞動力的彈性系數(shù)為0.0626。符號符合預期，存在正相關，表明勞動力的投入對工業(yè)產值增加是正效應，較高的勞動投入帶來高的工業(yè)產出，通過省際面板數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)分析，工業(yè)產值對勞動力的彈性系數(shù)較低

40、，說明我國已由勞動力密集型產業(yè)開始轉型，工業(yè)發(fā)展開始逐步減弱了對勞動力的依賴。再次，模型Ⅱ在能源要素上對工業(yè)產出的彈性為0.577，并且通過1%的顯著性檢驗，符合預期能源對產出的正效應，即能源與產出為正相關，高能源投入帶來高</p><p>　　本文基于我國2004―2013年30個省的面板數(shù)據(jù)，利用計量經(jīng)濟模型對工業(yè)產值增加值、技術創(chuàng)新、資本存量、勞動力、能源要素之間的關系進行了實證分析，得出以下結論： <

41、;/p><p>　　從短期來看，我國當前的經(jīng)濟增長主要依賴資本投入和能源要素的消耗；技術創(chuàng)新和勞動力的依賴程度不高。然而當前我國經(jīng)濟發(fā)展面臨資源和環(huán)境的制約，第二產業(yè)中的高耗能產業(yè)的逐步淘汰，加劇了我國工業(yè)發(fā)展條件的惡化。 </p><p>　　從長期來看，人口規(guī)模開始進入路易斯拐點，人口紅利開始減弱，勞動人口的增長速度緩慢等問題日益凸顯。因此，應加大勞動力人口質量提高，減弱工業(yè)發(fā)展對勞動力的

42、依賴。從可持續(xù)發(fā)展角度看，我國工業(yè)基礎能力提升必須依靠科技創(chuàng)新的大量投入，從投資驅動向創(chuàng)新驅動轉變。 </p><p>　　為提高我國工業(yè)基礎能力，提出以下對策建議： </p><p>　　1.積極推進“產學研”緊密融合，構建自主創(chuàng)新體系。強化構建以市場為主導、企業(yè)為主體的自主創(chuàng)新體系；推進工業(yè)企業(yè)、高校和科研院所“產學研”緊密結合，以工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展帶動整個經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。科研院所應聯(lián)

43、合建立研究開發(fā)機構、產業(yè)技術聯(lián)盟等技術創(chuàng)新組織，對一些重大工程和關鍵技術聯(lián)合攻關，催生一批代表性成果。提高我國在重大技術裝備研發(fā)、設計、制造水平的整體提高，夯實四基的發(fā)展基礎，以技術創(chuàng)新為主力推進工業(yè)發(fā)展。 </p><p>　　2.積極強化科技人才支撐。根據(jù)新經(jīng)濟增長理論，人才是創(chuàng)新之本，科技進步和自主創(chuàng)新的實現(xiàn)，必須依靠雄厚的人力資本。人才是技術進步的關鍵，工業(yè)的發(fā)展、社會的進步離不開優(yōu)秀的人才。整合有限的教

44、育資源，建設優(yōu)勢產業(yè)集群人才小高地，加大落后地區(qū)的財政支出和教育援助，提高東西部地區(qū)的基礎教育水平，為培養(yǎng)創(chuàng)新型人才奠定基礎。 </p><p>　　3.制定和實施產業(yè)政策，平衡資本投入。建立優(yōu)先發(fā)展、重點發(fā)展、限制發(fā)展、禁止發(fā)展的產業(yè)目錄，建成一批優(yōu)勢產業(yè)集群升級示范區(qū)；設立優(yōu)勢產業(yè)集群發(fā)展專項資金；積極協(xié)調各金融機構和商業(yè)銀行，對國家立項的產業(yè)集群發(fā)展項目積極給予信貸支持；發(fā)揮政府的引導和扶持作用，按區(qū)域協(xié)調

45、發(fā)展和提升產業(yè)競爭力的要求，支持優(yōu)勢產業(yè)集群企業(yè)加快發(fā)展，平衡產業(yè)之間的資本投入。 </p><p>　　4.降低工業(yè)發(fā)展的能源約束。一是加大能源利用技術科研投入強度，加快創(chuàng)新體系建設，突破制約能源利用技術的重大關鍵制約技術，盡快實現(xiàn)能源利用核心技術創(chuàng)新。二是重點加大對煤炭利用技術的提升，重點加強煤炭綜合利用技術和潔凈煤技術創(chuàng)新，提高熱效率，降低廢氣排放。另外，還應加快能源體制改革步伐，建立能夠適應我國能源供給消

46、費國情，并能反映能源市場的能源價格形成機制和價格管制方式。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　[1] Rashe R.，Tatom J.Energy resources and potential GNP[J].Federal Reserve Bank of St Louis Review，1977，（6）：68-76. <

47、/p><p>　　[2] 趙麗霞，魏巍賢.能源與經(jīng)濟增長模型研究[J].預測，1998，（6）：32-49. </p><p>　　[3] 沈能.中國制造業(yè)全要素生產率地區(qū)空間差異的實證研究[J].中國軟科學，2006，（6）：101-110. </p><p>　　[4] 陶洪，戴昌鈞.中國工業(yè)勞動生產率增長率的省域比較――基于DEA的經(jīng)驗分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟