現代產業體系與經濟可持續發展——基于經濟政策不確定性與政府人才數量的調節作用

　　摘 要：發展現代產業體系有助于推動我國產業升級改造，也是推動我國經濟可持續發展的關鍵所在。為探究現代產業體系對經濟可持續發展的作用機理，利用數據包絡—曼奎斯特指數分析法(DEA-Malmquist)測算各省區市綠色全要素生產率(反映經濟可持續發展水平)，構建現代產業體系評價指標測度現代產業體系發展水平，實證檢驗現代產業體系對經濟可持續發展的影響。研究表明，發展現代產業體系有助于提升經濟可持續發展水平，且該結論在經過更換被解釋變量測度指標、改變回歸模型、對被解釋變量進行滯后處理等一系列穩健性檢驗，引入工具變量進行內生性處理后依然成立;經濟政策不確定性和政府人才數量在現代產業體系與經濟可持續發展間起調節作用，即經濟政策不確定性越小，政府人才數量越多，現代產業體系對經濟可持續發展的促進作用越明顯。因此，為更好地推動我國經濟向高質量發展轉型，實現可持續發展，各地應持續構建高質量現代產業體系，打造現代產業體系與經濟可持續發展協同機制;應建立同級政府部門間的政策制定協調機制，確保各部門出臺的現代產業體系政策同向同頻協同，減少各部門政策之間的沖突和矛盾;應重視政府專業人力資本，加強對政府相關人員的現代產業體系知識培訓。

　　關鍵詞：現代產業體系;綠色全要素生產率;經濟政策不確定性;政府人才數量;經濟可持續發展

　　范合君; 何思錦 中國流通經濟 2021-12-10

　　一、引言

　　改革開放以來，我國經濟飛速發展，成為世界范圍內重要的新興經濟體。如何從粗放型發展過渡到可持續發展是當前我國經濟轉型面臨的主要任務。世界銀行對外公布的數據顯示，2020 年我國 GDP 為 14.723 萬 億 美 元 ，約 占 全 球 總 量 的 17.38%。不同于GDP 總量的逐年遞增，近年來我國 GDP 增 速 有 所 下 降 ，如 2007 年 增 速 高 達 14.23%，2020年增速為2.3%。經濟增速的下滑與多重因素的共同作用有關，但根本在于經濟增長方式的不適用性。我國在經濟快速發展的初期以投資驅動為主，在這種粗放型經濟增長方式驅動下，經濟面臨眾多不平衡不充分的問題 [ 1 ] ，其主要表現為產業結構失衡、實體經濟與虛擬經濟不對等、經濟發展與環境承受力不匹配等 [ 2-3 ] 。秉承綠色發展理念，2020年9月，我國在第75屆聯合國大會上提出，將采取更加有力的政策和措施，二氧化碳排放力爭于2030年前達到峰值，努力爭取2060年前實現碳中和。這項目標的提出既充分展現了中國作為一個大國的責任和擔當，也對我國經濟社會可持續發展提出了新的要求。為實現這一偉大目標，我國在經濟增長方面需要探索全新的發展路徑。

　　經濟增長受多種因素影響，早期研究側重于資源稟賦、要素投入等單個維度的影響 [ 4 ] ，但隨著研究的不斷深入，人們開始意識到產業體系對經濟增長的重要性。產業體系作為產品供給、流通、消費的一體化體系，是國民經濟發展的核心 [ 5 ] ，其內部結構的變化決定著一國經濟發展的水平。我國現行產業體系面臨一些有待優化的問題，如傳統資源型和原材料型產業增速快速下降并呈現負增長態勢，新興產業增長動力不足等 [ 6-7 ] 。現行產業體系中出現的傳統產業與新興產業的結構性失衡，致使經濟發展后勁不足，GDP 增速有所下降。為優化產業結構、促進產業升級、推動產業高端化發展，2007年黨的十七大報告提出，要發展現代產業體系，大力推進信息化與工業化融合，促進工業由大變強，振興裝備制造業，淘汰落后生產能力。

　　現代產業體系作為一個中國語境下的獨特概念，自提出以來就受到了政府和學術界的充分關注。2007年以來，我國發布了多項引導現代產業體系發展的政策。2021年3月第十三屆全國人民代表大會第四次會議通過的《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》進一步指出，要加快發展現代產業體系，鞏固壯大實體經濟根基。與此同時，學術界對現代產業體系的關注有增無減，相關研究基于不同視角從內涵及特征 [ 8-10 ] 、形成機制 [ 11-13 ] 、構建目標 [ 5，14 ] 三個方面對現代產業體系進行了詳細解讀。然而，在政府大力發展現代產業體系的時代背景下，鮮有研究探索現代產業體系的實際作用和效果，如發展現代產業體系能否真正促進我國經濟的可持續發展，現代產業體系與經濟可持續發展之間存在何種邏輯關系，政府在這個過程中發揮何種作用。

　　為回答上述問題，本研究以綠色全要素生產率測度經濟可持續發展水平，進而基于我國各省區市經濟增長數據，實證研究現代產業體系對綠色全要素生產率的影響。除此之外，探討當地經濟政策不確定性和政府人才數量在經濟可持續發展中的關鍵作用。為確保結果的可靠性，通過更換被解釋變量測度指標、改變回歸模型、對被解釋變量進行滯后處理做穩健性檢驗，并引入工具變量進行內生性處理。更進一步，按照現代產業體系指數的六個構成維度(發展環境、支撐體系、農業現代化、工業現代化、服務業現代化、產業可持續發展)逐一檢驗各維度對經濟可持續發展的影響和作用。

　　二、文獻綜述與研究假設

　　(一)現代產業體系與經濟可持續發展

　　經濟可持續發展作為目前迫切需要解決的關鍵問題，在社會、環境、政治等多個方面極大地影響著人類的生活。而現代產業體系作為與經濟可持續發展最相適應的產業體系，有助于推動經濟可持續發展。其作用邏輯主要體現在兩個方面。

　　一是現代產業體系的總體發展目標對應經濟可持續發展的基本內涵。不同于經濟的高速發展，經濟可持續發展具有多維性。這種多維性表現為，在評價一個地區的經濟發展水平時，需要從收入、教育、工作、醫療衛生服務、居住條件、生態環境等多方面去考察。正是這種多維性，使得經濟的可持續發展不能再僅僅依賴某種“單發性”動力機制，而必須實行具有全面性的戰略 [ 15 ] 。而現代產業體系作為一個完整的體系，追求實體經濟、科技創新、現代金融、人力資源等方面的協同發展，這種協同發展不僅體現在各產業之間，更體現在產業發展所需要的人才教育、資金支持、環境約束等多個方面。因此，現代產業體系的健康發展需要多角度發力，而這恰好對應經濟可持續發展的多維性要求。此外，僅就環境而言，現代產業體系強調，各項生產資源在使用過程中要朝著綠色可治理的方向努力，這一點也符合經濟可持續發展進程中一直強調的保護后代人權益的公平原則 [ 16 ] 。

　　二是發展現代產業體系追求資源的合理配置，能有效破除經濟可持續發展進程中面臨的眾多不平衡問題。發展現代產業體系需要將要素、資本、人力等眾多資源合理分配到各產業，強調每一個產業的現代化建設。這樣的發展理念能有效解決經濟發展過程中出現的各類資源錯配以及不平衡、不協調、不可持續問題。比如，在產業結構方面，受需求因素和供給因素的共同作用，勞動力先由農業向工業轉移，再由農業和工業向服務業轉移，這是學術界普遍認同的經濟發展規律。然而，生產要素自基礎生產部門的廣泛流出會帶來物質生產的衰退，很容易導致產業空心化現象 [ 7 ] 。現代產業體系強調，三次產業要同時向現代化發展邁進。這意味著，每一個產業的發展都要重視研發設計、品牌營銷等高附加值環節。換言之，就是要在保持產業穩定發展的基礎上逐步實現產業結構的軟化，從而促進經濟可持續發展?；诖耍狙芯刻岢鲆韵录僭O：

　　H1：現代產業體系能夠促進經濟可持續發展。

　　(二)經濟政策不確定性與政府人才數量

　　經濟可持續發展的實現需要政府引領下企業與社會的協同努力。在這個過程中，政府有關部門應積極主動發揮引導職能 [ 17-18 ] 。政府行為是分析經濟發展問題時一個不容忽視的重要影響因素，這一點已經成為學界的普遍共識 [ 19-20 ] 。不過，關于政府行為對經濟發展的影響和作用機制眾說紛紜，相關研究基于不同視角得出了不同的結論。

　　一類研究論述了政府對經濟發展的抑制作用。這類研究認為，政府過多的干預和市場監管會弱化市場作用，扭曲市場信號 [ 2 ] 。其主要原因有三：一是政府部門掌握生產要素的分配權和定價權，會弱化市場的作用，容易導致資源錯配現象 [ 21-23 ] ;二是以GDP作為重要績效指標容易導致地方政府過度關注高產值產業發展，使政府購買、補貼、投資帶有偏向性和盲目性，道德風險的存在會 增 加 地 方 政 府 制 定 違 規 優 惠 政 策 的 可 能性 [ 19，24 ] ;三是政府過多主導經濟發展容易導致區域間惡性經濟競爭，不利于國家整體經濟發展 [ 25 ] 。

　　另一類研究論述了政府對經濟增長的促進作用。20世紀后半葉新加坡、韓國以及我國香港特區和臺灣省(“亞洲四小龍”)的經濟崛起，使越來越多的學者開始注意到，有意識的政府干預可以替代市場失效 [ 26 ] 。而干預的有效性可具體反映在宏觀和微觀兩個層面上。在宏觀層面，政府通過引導市場發展從很大程度上減少了勞動力市場摩擦 [ 27 ] 。此外，政府通過制定科學合理的產業政策，能夠加速產業結構調整，優化資源配置 [ 28-29 ] 。在微觀層面，政府對企業的各項扶持政策能夠幫助其實現高質量發展。比如，政府對企業的財政支持可以顯著提高企業的創新水平等 [ 30 ] 。即使面臨約束條件，政府也會積極采取措施發展經濟。有研究表明，當政府官員考核包含環境績效時，環境目標約束能促使地方政府通過加強環境規制、調整產業政策和財政支出結構等推動當地產業轉型升級 [ 31 ] 。

　　綜上所述，對于政府在經濟發展進程中所扮演的角色，目前尚無統一認識。

　　本研究認為，政府作為一個地區的權力中心，更多是發揮引導作用，且這種引導作用的好壞、強弱取決于政府經濟政策的不確定性和政府人才數量。下面從動機、能力兩個層面來闡述政府制定的經濟政策和擁有的人才對經濟可持續發展的影響。

　　首先，從動機層面看，政府官員存在為實現個人利益而制定或變更政策的可能性，這會顯著增加當地經濟政策的不穩定性。在過于重視GDP的情況下，政府官員需要依靠經濟績效展開競爭 [ 32 ] ，多重利益驅動下的干預行為能對地區經濟產生顯著影響 [ 33 ] 。在地方政府能夠實施的經濟干預方式中，變更政策是最方便最直接的一種。比如，有研究指出，受GDP激勵機制影響，有地方政府對產值貢獻較大的汽車產業給予了更多的優惠政策 [ 34 ] 。輕易變更政策大大減弱了經濟政策的確定性，而經濟政策的確定性對現代產業體系推動經濟可持續發展尤為重要。當經濟政策不確定性較強時，各經濟主體無法準確預測政府會不會、何時以及如何改變現行的經濟政策 [ 35 ] 。在這種充滿不確定性的環境下，產業體系中資源配置的方向無法明確，現存的各類不平衡問題很難得到有針對性的解決。由此，將導致一系列負面影響，如在企業層面，經濟政策不確定性的增強會抑制企業投資 [ 36 ] 、增加企業債務成本和降低企業債務評級 [ 37 ] 、減少企業股利發放 [ 38 ] 。此外，政策高頻率的變更還表明，政策制定者缺乏一個長期而堅定的目標，其政策制定往往伴隨著短視行為。然而，現代產業體系的發展是一個長期的問題 [ 39 ] ，經濟可持續發展十分重視經濟的長遠發展。因此，經濟政策波動越大，現代產業體系越無法健康穩定地推動經濟可持續發展?；诖?，本研究提出以下假設：

　　H2：經濟政策不確定性越弱，現代產業體系對經濟可持續發展的促進作用越強。

　　其次，在能力層面，選拔能力更強的人才加入政府部門有助于更加有效地實現發展目標，而在經濟學文獻中，能力較強的人傾向于尋求更高水平的教育 [ 40 ] 。如果政府擁有較多高學歷人才，其在通過發展現代產業體系推動經濟可持續發展方面將具有三大優勢。一是政府相關決策的制定往往更具科學合理性。受教育程度越高，意味著理論素養和知識存量越豐富 [ 41 ] ?，F代產業體系是中國語境下的一個新概念，學界在內涵定義、實現路徑等方面尚未形成比較確定的結論 [ 42 ] ，因此在對現代產業體系與經濟發展關系的理解方面，更加依賴于政府官員自身的理論基礎。二是政府決策往往更有信服力，更容易取得民眾的信任。有研究指出，民主選舉中選擇接受過高等教育的領導人的可能性要高20%左右 [ 43 ] 。如果各經濟體都信任政府，就可能營造出更加積極的產業氛圍，有利于各產業聯動發展，而不同產業間的融合互動能夠應對可持發展的多維性要求。三是政府往往能夠產生知識外溢效應。政府內部專業人才的增加可以通過引導當地產業結構升級、技術結構優化來促進和支撐經濟發展 [ 44-45 ] 。由此，本研究提出以下假設： H3：政府人才數量越多，現代產業體系對經濟可持續發展的促進作用越強。本研究理論模型參見圖1。

　　三、研究設計

　　(一)數據來源

　　考慮到數據的可得性，本研究選擇我國30個省區市(不包括我國香港特別行政區、澳門特別行政區、臺灣省和西藏自治區)作為研究對象。各省市區 2008—2019 年經濟增長相關數據來源于《中國統計年鑒》、中國各省區市統計年鑒以及中國統計局網站。政府人才數量數據來源于歷年《中國人才資源統計報告》，由于該報告未披露2008年詳細數據，為匹配其余變量，本研究通過測算各省區市人才變化增速，再進行平滑處理，得到2008年各省區市政府人才數量的估計值。對于經濟政策不確定性數據，參照陳德球等 [ 46 ] 的思路，考察省級黨政一把手是否出現過更替，這項數據通過訪問各省區市政府網站收集整理得到。

　　(二)變量說明

　　1.被解釋變量

　　本研究的被解釋變量為經濟可持續發展，其水平用綠色全要素生產率(GTFP)來表示。綠色全要素生產率可進一步分解為綠色技術進步指數(GTECH)、綠色技術效率指數(GEFF)兩個指標。自1857年索洛提出全要素生產率以來，越來越多的研究開始通過測算全要素生產率來解釋不同區域經濟發展的差距 [ 47 ] 。本研究之所以采用綠色全要素生產率來測度經濟可持續發展水平，其主要原因就是，現階段我國生態環境質量問題突出，經濟發展進程中生態環境和人居環境的改善提升不容忽視 [ 2，17 ] ，而綠色全要素生產率的計算涉及環境要素，更符合經濟可持續發展的內涵，更具有科學合理性。

　　對于各省區市的綠色全要素生產率以及綠色技術進步指數、綠色技術效率指數，采用數據包絡 —曼奎斯特指數分析法(DEA-Malmquist)進行估算。具體做法是，將30個省區市分別視為30個生產單位，每個生產單位都包括投入、期望產出、非期望產出三類要素，通過求解直接距離函數線性規劃問題得到。下面是關于上述三類要素的詳細說明。

　　投入要素包括資本投入、勞動力投入、能源消耗、水資源消耗四個方面。其中，資本投入用資本存量測度，考慮到我國的資本存量沒有直接統計數據，借鑒張軍等 [ 48 ] 的方法進行處理和計算;勞動力投入用各省區市年末社會從業人員總數測度;對于能源消耗，考慮到能源種類的不同，將各省區市每年消耗的資源換算成標準煤來進行測度;水資源消耗用各省區市每年用水總量測度。

　　期望產出要素用各省區市每年實際生產總值測度。考慮到統計年鑒中只有名義生產總值，為消除價格造成的后續影響，以2006年為基期，根據 GDP平減指數計算各省區市每年的實際生產總值。非期望產出要素包括廢氣排放總量、廢水排放總量、廢渣生產總量三個部分。其中，廢氣排放總量用各省區市每年的二氧化硫排放總量測度，廢水排放總量用各省區市每年的廢水排放總量測度，廢渣生產總量用各省區市每年的一般工業固體廢物生產總量測度。測算綠色全要素生產率，希望非期望產出越少越好。因此，本研究對非期望產出進行負向標準化處理，使其取值處在[1， 100]之間。具體計算方法如下：rij = max aij - aij max aij - min aij × 99 + 1 其中，i表示生產單位，j表示指標，rij表示負向標準化處理后的指標數值，aij表示負向標準化處理前的指標數值。

　　2.解釋變量

　　本研究的解釋變量為現代產業體系，其發展水平用現代產業體系指數(MIS)表示。該指數涉及六個維度的指標，分別是發展環境(Dimension1)、支撐體系(Dimension2)、農業現代化(Dimension3)、工業現代化(Dimension4)、服務業現代化(Dimen? sion5)、產業可持續發展(Dimension6)。根據范合君等 [ 49 ] 的研究，現代產業體系指數計算公式如下： MIS=α1×Dimension1+α2×Dimension2+α3×Dimen? sion3+α4×Dimension4+α5×Dimension5+α6×Dimension6 其中，α 表示權重，利用主成分分析法確定。各維度指標由不同的分項指標測算。具體而言，發展環境由營商環境及市場化、開放化兩個分項指標測算;支撐體系由人才儲備、資本存量、科技創新三個分項指標測算;農業現代化由農業投入水平、農業產出水平兩個分項指標測算;工業現代化由工業投入水平、工業產出水平、污染治理水平三個分項指標測算;服務業現代化由服務業投入水平、服務業產出水平、專業化程度三個分項指標測算;產業可持續發展由治理情況、綠化情況、天氣情況、水資源情況四個分項指標測算。

　　3.調節變量

　　本研究的調節變量包括經濟政策不確定性(PU)和政府人才數量(Number)。有研究發現，政府官員作為經濟政策的制定者和執行者，其變更是導致經濟政策不確定性的一個最重要因素 [ 50 ] ，因此對于經濟政策不確定性，用省級黨政一把手是否出現過更替測度，若省級黨政一把手出現過更替，該變量賦值 1，反之賦值 0。政府人才數量(Number)用各省區市政府研究生及以上學歷人才數量占地區總人口的比重測度。

　　4.控制變量

　　本研究還控制了其他可能影響綠色全要素生產率的因素。參考已有經濟理論和相關文獻，將控制變量定義如下：人力資本(Labor)用各省市區擁有的本科及以上學歷人口數量測度;城市化程度(Urban)用各省區市年末城鎮人口占常住人口比重測度;數字化水平(Digital)用各省區市寬帶上網端口數量測度;地區開放程度(Open)代表對外開放水平，用各省區市商品進出口總額測度;金融水平(Financial)用各省區市金融機構存款總額測度;人均資本存量(Capital)用各省區市資本存量總額與常住人口比值測度;基礎設施建設(Facilities)用各省區市公路里程測度。此外，在回歸模型中加入年份(Year)這個變量，以此控制年份效應。

　　(三)實證模型

　　考慮到地區經濟發展具有穩定性，現代產業體系對各省區市經濟發展的影響可能存在時間上的滯后性。因此，本研究對模型中的被解釋變量進行滯后一年處理，解釋變量、調節變量和控制變量為當期數值。本研究利用模型1(基準回歸模型)檢驗 H1;在模型1基礎上按省級黨政一把手是否出現過更替進行分組回歸，以此檢驗H2;利用模型2(加入政府人才數量這個調節變量的回歸模型)檢驗H3。 GTFPt + 1 = β0 + β1MISt + β2 Labort + β3Urbant + β4Digitalt + β5Opent + β6Financialt + β7Capitalt + β8Facilitiest + εt (模型1) GTFPt + 1 = β0 + β1MISt × Numbert + β2 Labort + β3Urbant + β4Digitalt + β5Opent + β6 Financialt + β7 Capitalt + β8Facilitiest + εt (模型2)其中，t表示年份，β表示各變量對綠色全要素生產率的回歸系數，ε表示誤差項。

　　四、實證結果分析(一)描述性總結與相關性分析

　　1 是本研究主要變量的描述性統計結果。綠色全要素生產率的均值為 0.983，最小值為 0.875，最大值為1.079。現代產業體系指數的均值為0.430，最小值為0.120，最大值為1.309。對比上述兩個核心變量可以看出，各省區市現代產業體系指數之間的差異遠遠大于綠色全要素生產率之間的差異，即解釋變量的離散程度高于被解釋變量的離散程度。這對回歸分析而言，更便于捕捉現代產業體系指數對綠色全要素生產率的回歸系數。

　　(二)回歸結果分析 1.現代產業體系指數的影響分析

　　表2為現代產業體系指數與綠色全要素生產率及其分解項的回歸結果。由表 2 列(1)數據可知，在沒有控制其他變量時，現代產業體系指數的回歸系數為0.072，在1%的水平上顯著為正。由表 2列(2)數據可知，在模型中加入其他可能影響綠色全要素生產率的控制變量后，現代產業體系指數對綠色全要素生產率的回歸系數為0.088，在1% 的水平上顯著為正。這表明，在模型中控制了其他變量后，現代產業體系依然能夠顯著推動經濟可持續發展，因此H1得到驗證。

　　表2列(3)至列(6)顯示了現代產業體系指數對綠色技術效率指數和綠色技術進步指數的影響。結果顯示，在不加入其他控制變量的情況下，現代產業體系指數對綠色技術效率指數的回歸系數在 5%的水平上顯著為正;在加入其他控制變量的情況下，其回歸系數不再顯著。不過，現代產業體系指數對綠色技術進步指數的回歸系數在加入控制變量前后始終顯著。由此可以看出，現代產業體系主要通過提高綠色技術進步指數來帶動綠色全要素生產率的提高。本研究認為，綠色技術效率指數的回歸系數之所以不顯著，其原因可能在于，當前我國各項要素應用效率表現良好，經濟增長的主要動力應該來源于科學技術的進步，即發展現代產業體系所需要的創新驅動。這很好地印證了當前我國所強調的建設創新引領、協同發展的產業體系的重要性和正確性。

　　2.經濟政策不確定性和政府人才數量的調節效應分析

　　通過分組回歸來檢驗經濟政策不確定性的調節調節效應。具體而言，就是把省級黨政一把手沒有出現過更替的省市區作為弱經濟政策不 確 定 性 組 ，對 應 表 3 列(1);把省級黨政一把手出現過更替的省市區作為強經濟政策不確定性組，對應表3列(2)。對比兩組中現代產業體系指數的回歸系數可以發現，強經濟政策不確定性組的回歸系數(0.059)遠小于弱經濟政策不確定性組的回歸系數(0.110)。而且，在強經濟政策不確定性組中，現代產業體系指數對綠色全要素生產率的回歸系數在5%的水平上顯著;在弱經濟政策不確定性組中，回歸系數在1%的水平上顯著。這說明，經濟政策不確定性能夠調節現代產業體系對經濟可持續發展的影響程度，經濟政策不確定性越弱，現代產業體系對經濟可持續發展的促進作用越強，H2得到驗證。

　　為檢驗政府人才數量的調節效應，本研究在模型中加入現代產業體系指數與政府人才數量的交乘項(MIS×Number)，回歸結果參見表 3 列(3)、列(4)。表3列(3)中政府人才數量的回歸系數為 0.007，且在1%的水平上顯著，初步說明政府人才 數量對綠色全要素生產率有正向促進作用。表3 列(4)中交乘項的回歸系數為0.006，依然在1%的水平上顯著，說明政府人才數量的增加能夠加強現代產業體系對經濟可持續發展的促進作用，H3 得到驗證。

　　(三)穩健性檢驗和內生性處理

　　為確保研究的準確性，通過更換被解釋變量測度指標、改變回歸模型、對被解釋變量進行滯后處理三種方式對基準回歸結果的穩健性進行檢驗。同時，引入工具變量對本研究可能存在的內生性問題進行處理?？傮w來看，穩健性檢驗和內生性處理的實證結果均支持了前文的研究結論。

　　1.更換被解釋變量測度指標

　　前文的實證分析用綠色全要素生產率測算各省市區經濟可持續發展水平。為避免被解釋變量測度方式單一而導致實證結果不準確，本研究將被解釋變量的測度指標更換為全要素生產率(TFP)，對前文的研究結論進行驗證。不同于綠色全要素生產率，全要素生產率的計算僅需要投入和產出兩類要素。其中，投入要素包括資本投入、勞動力投入兩個部分(計算公式同前文)，產出要素用各省市區每年的實際生產總值測度。而且，全要素生產率也可進一步分解為技術效率指數(EFF)和技術進步指數(TECH)兩個指標。

　　現代產業體系指數與全要素生產率及其分解項的回歸結果參見表4。由表4列(1)可以看出，加入控制變量后，現代產業體系指數對全要素生產率的回歸系數為正，且在1%的水平上顯著。由此可以得出，無論是用綠色全要素生產率還是用全要素生產率來測度經濟可持續發展水平，現代產業體系對經濟可持續發展均具有促進作用。此外，現代產業體系指數對技術進步指數的回歸系數為0.039，該結果在1%的水平上顯著;現代產業體系指數對技術效率指數的回歸系數為正，但不顯著。該結果與前文結論保持一致。

　　2.改變回歸模型

　　為規避不可觀測的遺漏變量帶來的潛在影響，本研究改用面板數據回歸模型進行假設檢驗。首先，通過豪斯曼(Hausman)檢驗確定采用面板數據隨機效應回歸模型;其次，為確?；貧w數據的準確性，對原始數據集的異方差、序列相關及截面相關問題進行核查。結果發現，本研究數據不存在異方差和截面相關問題，但存在序列相關問題;最后，為最小化序列相關問題帶來的影響，在實證回歸分析中以 30個省區市為對象進行聚類回歸。表5 列(1)、列(2)分別對應基于面板數據的現代產業體系指數與綠色全要素生產率、全要素生產率的回歸結果。其中，表5列(1)的被解釋變量為綠色全要素生產率，現代產業體系指數與綠色全要素生產率的回歸系數為0.042，且在10% 的水平上顯著;表5列(2)的被解釋變量為全要素生產率，現代產業體系指數與全要素生產率的回歸系數為 0.038，且在 5%的水平上顯著。該結果表明，通過改變回歸模型進行穩健性檢驗，前文的結論依然成立。

　　3.對被解釋變量進行滯后處理

　　考慮到經濟體系具有穩定性，為更加精準地反映經濟波動的滯后性，采用滯后兩年的被解釋變量進行穩健性檢驗。表5列(3)、列(4)分別對應基于面板數據的現代產業體系指數與綠色全要素生產率、全要素生產率滯后回歸結果。結果顯示，現代產業體系指數對滯后兩年的綠色全要素生產率和全要素生 產 率 的 回 歸 系 數 分 別 為 0.100 和 0.065，且均在1%的水平上顯著?？梢?，對被解釋變量進行滯后處理后的回歸結果依然支持前文的研究結論。

　　4.引入工具變量進行內生性處理

　　為消除可能存在的內生性問題，本研究以吞吐量為標準，從我國眾多港口中挑選各年吞吐量①最大的兩個港口，并以各省區市行政中心到兩個港口直線距離與其經由兩個港口吞吐量的乘積之和作為工具變量。具體而言，這里的兩大港口2016年為上海港、寧波—舟山港，其余年份為上海港、天津港。之所以采用這樣的方法來確定本研究的工具變量，主要出于兩方面原因：一是各省區市行政中心到港口的直線距離屬于地理因素，其數據不會隨著經濟的發展而改變，這樣的工具變量與被解釋變量無關;二是我國現代產業體系整體上呈現出東高西低的趨勢 [ 49 ] ，沿海地區現代產業體系發展水平大多比較高，這樣的工具變量與解釋變量存在相關性。本研究工具變量的計算方法如下： IV =∑distance × throughput 其中，distance 為各省市區行政中心到兩個港口的直線距離，throughput為各省市區經由兩個港口的吞吐量。

　　表6展示了引入工具變量的現代產業體系指數與綠色全要素生產率及其分解項回歸結果。結果顯示，現代產業體系對經濟可持續發展的促進作用依然成立。在使用普通最小二乘法進行回歸時，現代產業體系指數與綠色全要素生產率的回歸系數在 1%的水平上顯著為正。在引入工具變量后使用二階段最小二乘法進行回歸時，現代產業體系指數與綠色全要素生產率的回歸系數從 0.088 增大到 0.102，且同樣在 1%的水平上顯著。在引入工具變量后，現代產業體系指數與綠色技術進步指數的回歸系數同樣有所增大且顯著性沒有降低，而現代產業體系指數與綠色技術效率指數的回歸系數無論使用哪種估計方法均不顯著。

　　(四)進一步分析

　　本研究選用的現代產業體系指數包含發展環境、支撐體系、農業現代化、工業現代化、服務業現代化、產業可持續發展六個維度。在進一步分析中，本研究依次檢驗這六個維度對經濟可持續發展的提升作用?，F代產業體系各維度與綠色全要素生產率回歸結果參見表7。表7列(1)至列(6)分別顯示了六個維度與綠色全要素生產率的回歸結果，在六個維度中，只有產業可持續發展的回歸系數為負且不顯著。本研究推測，之所以會出現這樣的結果，可能是因為產業可持續發展這個維度側重于反映各省市區環境治理情況，而各省區市環境質量均處于尚待改善的階段，解釋變量數據差異性較小，從而導致回歸系數不顯著。這說明，現階段我國經濟發展面臨著嚴峻的環境治理方面的挑戰。表7列(3)至列(5)分別顯示了農業現代化、工業現代化、服務業現代化與綠色全要素生產率的回歸結果，三者的回歸系數均顯著，其中工業現 代 化 的 回 歸 系 數(0.107)最 大 ，農 業 現 代 化(0.058)和服務業現代化(0.032)的次之。這說明，在三次產業中，工業現代化是推動經濟可持續發展的突破口。該結論支持了郭朝先 [ 51 ] 的基本觀點，即現階段工業的發展依然是提升國民經濟效率的物質基礎和實現經濟可持續發展的根本保證。

　　五、結論與建議

　　本研究以我國30個省區市為研究對象，從理論和實證兩個方面分析了現代產業體系對經濟可持續發展的推動作用，探討了各地經濟政策不確定性和政府人才數量在現代產業體系與經濟可持續發展間的調節作用。

　　(一)結論

　　本研究利用數據包絡—曼奎斯特指數分析法測算各省區市綠色全要素生產率(能反映經濟可持續發展水平)，構建現代產業體系評價指標測度現代產業體系發展水平，實證檢驗現代產業體系對經濟可持續發展的影響，經過一系列穩健性檢驗和必要的內生性處理，得到以下結論：

　　一是發展現代產業體系有助于推動經濟可持續發展。本研究結果顯示，現代產業體系發展水平每提高一個單位，能顯著促進經濟可持續發展水平提升0.088個單位，說明發展現代產業體系可有效推動各省市區經濟可持續發展。

　　二是經濟政策的不確定性會減緩現代產業體系推動經濟可持續發展的進程。分析結果表明，經濟政策不確定性較強地區的回歸系數為0.059，在5%的水平上顯著;經濟政策不確定性較弱地區的回歸系數為 0.110，在 1%的水平上顯著。這說明，穩定的經濟政策能有效提升現代產業體系對經濟可持續發展的促進作用。

　　三是政府人才數量的增加有助于提高現代產業體系對經濟可持續發展的促進程度。在回歸模型中加入現代產業體系指數與政府人才數量的交乘項后，發現交乘項的回歸系數為0.006，且在1%的水平上顯著。這樣的結果說明，政府人才數量正向調節現代產業體系對經濟可持續發展的促進作用。

　　(二)建議

　　當前，我國經濟正處于由高速發展向高質量發展轉型的重要時期，為改善產業體系實現經濟可持續發展，本研究提出以下建議：

　　一要持續建設高質量現代產業體系，構建現代產業體系與經濟可持續發展協同機制。政府相關部門要充分認識到，單一的產業發展不僅會導致嚴重的發展失衡，而且會減緩經濟發展的速度。與追求經濟高速增長不同，要實現經濟可持續發展，必須充分認識到產業體系作為一個整體的重要性，要通過優化三次產業結構、營造積極良好的發展環境、打造堅實可靠的支撐體系、引導各產業協同發展來提升各省區市現代產業體系建設水平，要以現代產業體系的高效運轉助推經濟轉型，進而實現經濟可持續發展。

　　二要建立政府同級部門間政策協調機制，確保各部門出臺的政策同向同頻協同，減少各部門政策之間的沖突和矛盾。在政策實施過程中，政策制定者應注意避免政策的頻繁變動，保證政策的連貫性、穩定性，同時增強政策的前瞻性、靈活性。政府相關部門要積極關注各項政策出臺后市場的反應，努力消除政策不確定性所帶來的各主體對經濟政策的悲觀情緒，著力減少經濟政策不確定性對經濟可持續發展的不利影響。

　　三要重視政府部門專業人力資本，加強現代產業體系專業知識培訓?，F代產業體系是一個中國語境下的全新概念，其科學內涵、實現路徑等需要具備專業知識的人才來進行解讀分析?？紤]到政府內部公職人員并非全部具有經濟管理專業背景，各地政府有必要針對非經管專業人員加強現代產業體系專業知識培訓，幫助他們擴展現代產業體系知識儲備，提升專業管理能力和素質，在政府內部培養一大批現代產業體系知識儲備充足的能人專人。對于那些精通現代產業體系知識理論的人才，要最大限度地為他們提供鍛煉機會，推動他們把知識和理論應用到具體工作實踐中，助力當地經濟可持續發展。