改革开放40年以来,中国经济持续快速增长,1978—2016年,GDP年均增长率达到9.6%,跃然成为全球举足轻重的经济大国。但卓越的经济增长率并没有与之相匹配的全要素生产率的增长。根据世界银行经济学家高路易(LouisKuijs,2009)的估算与预测,中国资本劳动比对劳动生产率的贡献从1978—1994年的45.3%提高至2005—2009年的64.7%并预计提高至2010—2015年的65.9%,但全要素生产率对劳动生产率的贡献在上述3个阶段从46.9%大幅度降低至31.8%并预计进一步降低至28%[1]。现阶段中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段,在“人口红利”式微、资本报酬递减现象显现的现实背景下,以高速资本密集化路径提升资本劳动比从而维持劳动生产率的模式难以维系,由依靠物质资源投入的粗放型增长向以全要素生产率驱动支撑的集约型增长的转变,成为推动经济发展质量变革、效率变革、动力变革的关键。鉴于此,重新反思中国的发展模式,转变经济增长方式,更加关注经济增长方式转变过程中的作用机制和动力源泉显得尤为重要和迫切。
“全要素生产率”(TotalFactorProductivity,TFP)概念的提出和内涵的丰富贯穿着经济增长理论的发展。新古典经济增长模型将全要素生产率定义为资本和劳动力等投入要素之外的技术进步等因素对经济增长的贡献[2]。内生经济增长理论进一步将技术进步内生化,围绕技术进步影响经济增长的内在机理展开研究,强调知识和人力资本作为独立生产要素对于经济持续增长的重要作用[3,4]。作为学术界持续关注的焦点,围绕全要素生产率的国内研究成果日渐丰富,集中于运用不同方法从全国、区域、省际、产业、行业企业5个层面估算全要素生产率并分析其影响因素。主要测算方法包括增长核算法、参数SFA方法、半参数OP方法与LP方法、非参数DEA方法[5]。蔡跃洲和张钧南(2015)运用增长核算法测算1977—2012年中国TFP年均增幅为3.57%,TFP对经济增长的年均贡献率达38.3%[6]。陈明华等(2018)研究表明,长江经济带TFP增长的总体、区域内、区域间差异均呈整体扩大趋势[7]。李春米和毕超(2015)研究认为,第一轮西部大开发期间西部地区环境TFP呈现下降趋势且技术效率、规模效应和投入价格效应是制约环境TFP增长的主要因素[8]。余泳泽(2017)基于对省际劳动力投入质量和资本折旧率异质化的有效处理,测算得出1978—2012年中国TFP年均增幅为2.391%,省际TFP收敛速度有所下降[9]。高帆(2015)研究得出1992—2012年中国农业TFP年均增长率为3.1%,东、中、西部农业TFP依次下降且各省农业TFP不存在收敛趋势[10]。杨汝岱(2015)运用OP、LP方法测算得出1998—2009年中国制造业企业TFP增长速度在2%~6%之间,平均增幅达3.83%[11]。关于全要素生产率影响因素的分析主要从要素优化配置引致的结构效应和技术水平提高引致的技术进步效应展开。蔡跃洲和付一夫(2017)基于增长核算法对TFP分解并测算得出1978—2014年中国经济增长动力约1/3来源于各行业技术水平的普遍提升,但2005年后技术进步效应对TFP的支撑作用快速下降,产业结构效应对TFP的贡献度持续上升[12]。另有研究表明,技术溢出效应、基础研究投入、知识资本通过形成技术进步对提升省际TFP发挥着显着促进作用[13,14,15];国家型经济开发区政策、国家扶贫开发政策、竞争政策则有利于提高企业TFP[16,17,18]。一些学者在不同主题的研究中直接引用全要素生产率代表经济增长方式转变[19,20],然而也有研究指出,全要素生产率并不能准确反映经济增长方式是否由粗放型转变为集约型,而将经济增长集约化水平作为经济增长方式转变的衡量指标,认为全要素生产率增长率的增长幅度与经济增长率的增长幅度之间的差异决定着经济增长方式是否由粗放型转变为集约型[21,22]。
综上所述,已有研究突出了对全要素生产率的测度及其影响因素的分析,但没有将视野真正聚焦到经济增长方式转变,因此,关于这一问题的理论分析和实证研究都有待于深入讨论。本文以经济增长集约化水平作为经济增长方式转变的判别标准,基于资源配置效率和微观生产效率的视角,从理论层面分析经济增长方式转变机制并剖析影响因素;利用2003—2015年30省区的面板数据,运用动态面板系统广义矩估计方法(GeneralizedMethodofMoments,GMM)实证检验产业结构、技术创新、技术引进、人力资本、对外经济开放、制度安排对经济增长集约化水平的影响以及影响效应的区域差异,判断促进经济增长方式转变的源泉与路径,以期为促进经济增长向全要素生产率驱动支撑型转变提供有价值的政策启示。
西方经济学把影响经济增长的因素划分为生产要素投入的增加和要素生产率的提高两大类,粗放型增长是指主要依靠投入资金、使用劳动力、消耗原材料和能源等资源来维持经济增长,而集约型增长是指主要依靠提高活劳动和物化劳动利用率达到要素效率和要素效率对经济增长贡献的双重提升,实现社会效益增加和生产质量提高的目标。经济增长方式的转变是由高投入、高消耗、低效益、低质量的粗放型增长转变为低投入、低消耗、高效益、高质量的集约型增长,表现为全要素生产率增长率对经济增长的贡献份额不断增加并超过生产要素投入增长率对经济增长的贡献份额,转变的关键在于促使全要素生产率的提高在经济增长中发挥主导作用,生产要素投入量的增加在经济增长中起次要作用。因此,本文将经济增长集约化水平作为反映经济增长方式转变的判别标准,经济增长集约化水平等于全要素生产率增长率对经济增长率的贡献份额,可以较为准确地反映经济增长方式向集约型转变的程度。
全要素生产率是指在各种要素投入水平既定的条件下所达到的额外生产效率,由资源配置效率和微观生产效率构成,资源配置效率的改善主要是通过产业结构调整、升级或者高度化获得,主要表现为劳动力和其他生产要素从生产率低的产业向生产率高的产业转移。微观生产率效率的提高则是由创意和创新带来的企业生产效率的改进,主要表现为最富有效率的企业得以生存、发展并达到较大规模。纵观世界各国经济增长中表现出的全要素生产率的增长,针对中国而言,主要是劳动力和其他要素从农业转移到非农产业所创造的资源重新配置效率,对于已经实现工业化的发达国家,主要形式是技术进步带来的微观生产效率的改进。由此,经济增长方式转变的作用机制可以概括为:影响因素介入———资源配置效率/微观生产效率提高———全要素生产率提高———经济增长———经济增长集约化水平提高———经济增长方式转变。
影响资源配置效率的因素主要体现在产业结构方面,产业结构的差异和市场机制的作用会导致投入要素资源向经济效率高的产业或部门流动、向结构更加合理的领域集聚,促进经济结构不断优化、产业规模进一步扩大。而影响微观生产效率的因素众多,包括一切与技术进步、管理创新、体制改革相关的因素。内生经济增长理论认为技术进步通过产生规模报酬递增和知识外溢而成为长期经济增长的关键,而技术创新、技术引进、人力资本、对外经济开放、制度安排均可从不同方面促进形成技术进步。具体而言,从创新价值链视角,技术创新过程依次经历了知识创新阶段和产品创新阶段,以高校、科研机构为主体进行基础科学研究、发明申请专利,以企业为主体将知识创新成果应用到技术生产阶段,最终形成新材料、产品设计、零部件、制造图纸以及新工艺流程、工艺检测方法,从而实现生产技术的提升。技术引进作为发展中国家缩小与发达国家技术差距的重要途径,通过直接引进专利技术、专有技术、先进工艺流程和机械设备并对其中包含的隐性技术知识进行改造学习和模仿创新,可以达到提升技术水平和促进自主创新的目标。人力资本对全要素生产率的直接影响体现在其决定了一国国内的技术创新能力,间接作用体现在人力资本也决定了后发国家对世界技术前沿的追赶能力和对国际技术溢出的吸收能力。开放经济使得国际贸易部门在干中学效应中获得新技术、新设计,并通过加大研发强度、改进产品质量、提升运营效率和管理水平、扩大产品市场和生产规模等手段促进形成技术进步。而制度安排和市场机制相互作用的匹配程度决定了经济发展过程中资源配置是否合理有效,通过进行体制机制革新,可以激发企业创新的自主性,提高劳动生产率和社会经济运行效率。
综上所述,产业结构、技术创新、技术引进、人力资本、对外经济开放、制度安排各因素通过提高全要素生产率影响着经济增长方式转变,但这些因素提高全要素生产率仅是其促进经济增长方式转变的必要条件,而非充分条件。只有当影响因素通过提高全要素生产率并使得全要素生产率增长率的增长幅度超过投入要素增长率的增长幅度时,才表明这些因素促进了经济增长方式的转变。然而这一过程受到多种因素的制约,如技术创新成果转化率较低或逆向溢出至外资企业、引进技术与本地技术水平匹配程度较低或对引进技术的消化吸收能力较弱、技术输入国与技术输出国的技术差距大且学习能力低、人力资本存量较低、制度安排与市场机制无法形成良性互动等因素都制约着先进生产技术的有效形成。因此,产业结构、技术创新、技术引进、人力资本、对外经济开放的共同作用能否形成持续的技术进步和稳定的资源配置效率的改善,从而达到提高经济增长集约化水平的程度面临着诸多不确定性,在一定条件下,上述影响因素即使提高全要素生产率、促进经济增长,却不一定能够促进经济增长方式转变。
(一)模型设计
为将全要素生产率的影响因素纳入一个统一的分析框架,给定如下模型，其中,TFP为全要素生产率;ins为产业结构;hr为人力资本;rd为技术创新;fdi为技术引进;dft为对外经济开放;mar为制度因素;谆为经济发展的初始条件;μ为随机扰动项,表示其他一切无法观测或量化的却对全要素生产率产生重要影响的因素。由于全要素生产率以及各影响因素等经济变量均随时间变化,因此这些变量可以描述为时间t的一次函数。
其中,gA代表全要素生产率增长率。依据上文分析,各影响因素通过影响全要素生产率而可能作用于经济增长集约化水平,因此,为检验各影响因素对经济增长集约化水平的影响,初步构建面板数据计量模型。
其中,gT为经济增长集约化水平;i代表省份;t代表年份;c为个体固定效应,表示受国家发展政策和历史条件所形成的区域特定条件的影响;用因变量的滞后项来控制初始条件的影响,表现为gTi,t-1;μ为随机扰动项,反映影响经济增长集约化水平的其他因素。
(二)变量测度和数据说明
以中国内地除西藏以外30个省份2003—2015年的面板数据为样本,数据来源于历年《中国统计年鉴》《新中国60年统计资料汇编》《中国科技统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《国际统计年鉴》以及各省历年统计年鉴。个别缺失数据采用线性插值法估算。变量测度方法如下:
1.经济增长集约化水平
其中,Y为总产出;K为资本存量;L为劳动投入量;A为全要素生产率;α为资本产出弹性。对式(5)进行相应转化,应用公式,利用静态面板数据模型估计资本产出弹性α,Y选取以2002年为基期的不变价GDP,L选取各省年末从业人员数,资本存量采用永续盘存法进行估算[23]。依据Hausman检验结果(χ2统计量=33.64,P=0.000),应选择固定效应模型,考虑异方差、序列相关、截面相关性对参数估计的影响,使用Stata11.0软件中xtscc命令对固定效应模型进行估计(F统计量=6526.15,P=0.000),估计得出α为0.5256(t统计量=14.78,P=0.000),这与已有研究中对中国资本产出弹性的测算结果集中在0.4~0.6之间的结论相匹配。
2.影响因素
产业结构由第一产业向第二产业和第三产业逐次转移的过程是产业结构高级化的标志,选用第二产业与第三产业产值总和占GDP的比重作为产业结构的衡量指标。选用平均教育年限法测度人力资本存量水平,依据中国人口受教育程度的划分标准,平均受教育年限=小学文化程度人口比重×6+初中文化程度人口比重×9+高中文化程度人口×12+大专及以上文化程度人口比重×16。选取R&D经费内部支出占GDP的比重即研发经费投入强度作为技术创新水平的衡量指标,由于研发投入的影响效应具有一定的滞后性,对研发经费投入强度做滞后一期处理。由于外资技术溢出已成为先进技术转移的最显着途径[24],选用外资参与度作为技术引进水平的衡量指标,外资参与度等于实际外商直接投资占全社会固定资产投资的比重。从衡量区域经济在总量上的开放度的视角,选取外贸依存度作为对外经济开放程度的衡量指标,外贸依存度等于进出口总值占GDP的比重。从衡量民营资本的活跃程度和市场化程度的视角,选取市场化进程指数作为制度因素的代理指标,用工业总产值中非国有企业产值的比测度。
表1变量的描述性统计
(一)面板数据单位根检验
为避免面板数据非平稳性引起的伪回归问题,保证检验结果的稳健性,分别采用Pesaran-ADF检验、IPS-ADF检验、LLC检验对各变量进行面板单位根检验,由表2可知,变量hr、fdi、mar不存在单位根,并且一阶差分序列也是平稳的;变量、rd、ins、dft存在单位根,但这些变量的一阶差分序列均为平稳序列,因此,所有数据变量均是一阶单整序列。
表2面板数据单位根检验结果
(二)回归模型的合理性
在计量经济模型中,内生性问题表现为解释变量与被解释变量之间存在互为因果关系或解释变量与随机误差项之间存在相关性,具体到本文中表现为既存在滞后期的被解释变量,同时某些因素不仅影响着经济增长方式转变,反之转变经济增长方式也作用于这些因素。回归模型因存在内生性问题无法得到无偏有效一致的估计结果,为有效解决解释变量的内生性和变量遗漏及测量误差等可能出现的经济计量问题,采用动态面板模型中的系统广义矩估计方法进行估计。系统GMM是将差分方程与水平方程作为一个方程系统进行广义矩估计的工具变量法,差分过程可以消除个体效应进而部分解决变量测量误差的问题,广义矩估计方法可以有效消除内生性和滞后性导致模型参数估计有偏的问题[25]。
(三)回归结果
采用Stata11.0软件利用系统GMM配合稳健标准误回归对式(4)进行估计,并进一步分别对东部、中部、西部地区面板数据进行估计,回归结果如表3所示。由序列相关检验和工具变量有效性的检验结果可知,AR(1)检验值的伴随概率均小于0.1,AR(2)和Sargan检验值的伴随概率均大于0.1,表明通过工具变量有效性检验。运用PesaranADF检验、IPS-ADF检验、LLC检验对估计所得到的残差进行单位根检验的结果表明所有回归模型的残差均是平稳的,说明所有面板数据模型均不存在伪回归。
根据表3中的估计结果,在全国范围内,与经济增长集约化水平呈显着正相关的影响因素为人力资本、技术引进、对外经济开放、制度安排,其他因素不变的条件下,hr、fdi、dft、mar每提高1%,gT将分别提高0.151%、1.578%、0.264%、1.394%;而技术创新、产业结构对经济增长集约化水平的影响在统计上并不显着。对东部地区而言,产业结构、人力资本、技术创新、技术引进、对外经济开放、制度安排因素均与经济增长集约化水平呈显着正相关,其他条件不变,ins、hr、rd、fdi、dft、mar每提高1%,gT将分别提高1.057%、0.072%、2.37%、1.826%、2.456%、1.763%。对中部地区而言,只有对外经济开放、制度安排因素与经济增长集约化水平呈现显着正相关,dft、mar每提高1%,将分别提高0.23%、2.072%,ins、hr、rd、fdi的系数在统计上均不显着。对西部地区而言,人力资本、对外经济开放、制度安排因素均与经济增长集约化水平呈显着正相关,hr、dft、mar每提高1%,gT将分别提高0.283%、0.991%、1.161%,ins、rd、fdi的系数在统计上均不显着。
表3系统GMM估计结果
(四)估计结果的解释
在与经济增长集约化水平呈显着正相关的因素中,人力资本、制度因素属于基于国内原生动力的影响路径,通过促进国内经济要素优化提升,催动经济增长方式转变的内生机制发挥作用。技术引进和对外经济开放属于基于国内、国外双重动力的影响路径,通过国内外资源和市场互补,吸引国外各类生产要素流入国内,经过消化吸收和模仿创新形成先进生产技术,催动经济增长方式转变的内生机制发挥作用。
技术创新对中国经济增长方式转变未发挥显着促进效应。立足于现阶段国情,“两创”经济经过政府推动、学界倡导、公众行动、市场响应,已经将创新融入中国现代化经济体系中,技术创新对提升全要素生产率具有积极促进作用的理论在中国经济发展实践中得以检验。然而新经济、新业态尚在培育和壮大的进程中,技术创新在与要素投入的替代竞争中尚未取得绝对优势,在诸多技术创新和要素投入的相机抉择中,仍有大部分经济行为主体主动或被动地遵循和延续了追加要素投入的策略,归其原因有以下几点:
第一,从技术创新的应用效益来看,中国现阶段仍存在技术创新应用效益较低的问题,甚至还存在技术创新成果在国内市场水土不服、难以被充分使用的情况,与一些要素投入的经济效益相比并没有绝对优势。第二,从技术创新的过程特征来看,技术创新全过程与经济增长集约化进程的互动存在时滞现象。技术创新是从创新要素投入到创新产品产出的一个多阶段、多要素的价值链传递过程,包括从技术创新投入到技术创新产出再到技术创新成果实现3个阶段。这不仅导致技术创新效益当下不能体现,也导致一部分长期效益显着的技术创新项目会被企业短期回报问题所牵制而被选择性搁置。技术创新必须通过应用于资源利用率较高、环境友好型业态,或者通过降低企业平均成本而形成规模效应,使得经济行为主体具有集约倾向,才可以影响经济增长方式转变。特别在一些技术更新周期较长、企业利润长期回报率低于贴现水平的行业,使用创新成果和理性经济行为成为“选择两难”。第三,从创新价值链的理论视角来看,创新链是指围绕某一个创新的核心主体,以满足市场需求为导向,以实现知识的经济化过程与创新系统优化目标的功能链结构模式,由要素整合、研发创造、商品化、社会效用化4个环节组成,而价值链传导失败的风险时而发生,降低了技术创新对经济增长方式转变的作用效果。
产业结构在经济增长方式转变中未发挥显着促进作用。学界普遍认为产业结构调整、升级和高度化作为资源重新配置效率的源泉能够提高全要素生产率从而促进经济增长。然而,实证结果表明现实情况并未达到产业结构促进经济增长方式转变的理想状态,这是由于中国产业结构调整仍处于量的优化阶段,产业结构高级化的质变阶段尚未到来。分而述之,有以下几方面问题:
第一,产业结构优化与劳动效率提升之间存在反差,第三产业内部的劳动生产率相对偏低。虽然,中国第一产业比重在不断缩小,第二产业比重也开始缩小,服务业比重持续扩大,但第三产业劳动生产率一直低于第二产业,只相当于第二产业的70%左右。产业结构的这种变化意味着中国总体劳动生产率在下降,同时资本主导的服务业模式替代资源主导的粗放工业模式,两者交错导致产业结构优化难以对经济增长集约化水平产生明显作用。第二,产业结构优化的质量和深度仍未到达促进经济增长方式转变的要求。中国产业发展的局部结构仍旧存在失衡与不足之处,就第一产业而言,农业现代化水平在许多地区仍旧不高,农业经营方式落后与农产品附加值较低并存;就第二产业而言,传统重工业和建筑业比重较大,先进制造业和其他高端工业比重不够突出;就第三产业而言,运输仓储、饭店餐饮、房地产的比重仍旧较高,通讯业、金融保险、生产性服务业的比重相对较低,第三产业内部结构优化程度较低也是之前所述的第三产业劳动生产率偏低的重要原因之一。第三,产业结构优化与资源效率提升脱节。产业结构优化升级的核心是社会生产技术基础更新所引发的产业结构的改进,即由于新技术的开发、引进、应用、扩散,引起高新技术产业发展和传统产业的更替、改造,这说明产业结构的优化升级是以技术创新为前提的。当技术创新不能对经济增长方式转变发挥明显作用的时候,产业结构也难以对其产生显着影响。
经济增长集约化水平的影响因素存在区域差异,东、中、西部经济增长方式转变的路径和逻辑不尽相同。根据实证结果,将影响因素分为两类(如表4所示),一类是空间异质性因素,因区域不同而对经济增长方式产生了不同的影响效果,包括产业结构、人力资本、技术创新和技术引进;一类是空间一致性因素,对不同区域经济增长方式转变均发挥了显着作用,包括对外经济开放和制度安排。
表4经济增长集约化水平影响因素的区域差异
作为空间一致性因素,对外经济开放、制度安排因素已经在全国范围内对经济增长方式转变起到显着影响,两者均是改革开放和深化制度改革的重要成果,都是通过制度杠杆作用于经济领域,属于国家主导下的改革红利对经济增长方式转变的重要贡献。制度安排是中国自上而下纵向扩散、自中心向地方横向蔓延的行政系统惯于的行政逻辑,自改革开放以来进行了市场化、国企改革、混合所有制等一系列制度安排。在“一带一路”大战略框架下,西部地区通过“丝绸之路经济带”全面向西开放,东部地区在“海上丝绸之路”的引领下更深层次地参与经济全球化进程,中部地区通过加强内陆口岸与沿海、沿边口岸通关合作,积极建设内陆开放型经济高地。作为对外经济开放战略的重要平台,自贸区、免税区等外向型产业空间布局在全国范围内铺开,基于海洋经济的大湾区建设也在粤港澳、江浙沪地区如荼如火地开展。在经济全球化的催动下,先进技术的融通和生产要素的共通,在促进经济高效增长的同时也对经济增长方式转变产生深刻影响。
技术创新和产业结构作为仅与东部地区经济增长集约化水平显着正相关的因素,其对经济增长方式转变的影响并未波及其他地区,这表明东部地区已率先进入技术创新型、产业结构高级化的发展阶段,技术创新引领和产业结构优化成为经济增长方式转变的重要支撑,而在中西部地区,创新引领经济、技术替代资源、产业助推效率的局面尚未完全形成,仍有较大潜力可以挖掘。人力资本在中部地区经济增长方式转变过程中脱轨,人才作为第一资源并未发挥其应有作用。技术引进在中西部经济增长方式转变过程中作用疲软,在东部经济相对较发达地区,经济社会各部门通过消化吸收国外先进适用技术,相继改造区域内的生产方式以提升劳动生产率,而在中西部地区,技术引进存在路径目标、内容结构、效率收益等方面的偏差,导致技术引停滞在扩大技术存量的浅层次技术需求阶段,尚未步入通过模仿创新形成技术进步的深层次技术需求阶段。
通过对经济增长方式转变机理和路径的分析,对经济增长方式转变的影响因素进行了实证研究,得出以下结论:在全国范围内,人力资本、技术引进、对外经济开放、制度安排对经济增长方式转变发挥着促进作用,技术创新、产业结构对经济增长方式转变未起到显着影响,这与技术创新的应用效益、过程特征和创新价值链逻辑有关,也与产业结构优化的深度与质量不足、与劳动生产率脱节、与资源效率提升脱节有关。东、中、西部经济增长方式转变的路径和逻辑也不尽相同,作为空间一致性因素,对外经济开放和制度安排已经在全国层面以及东、中、西部地区对经济增长方式转变发挥着显着促进作用;作为空间异质性因素,产业结构、人力资本、技术创新、技术引进对经济增长方式转变的促进效应存在着区域差异;东部地区经济增长方式转变的动力体系较为完备,提质增效是未来路径,中、西部地区主要是在国家改革红利作用下转变经济增长方式,区域自我发展能力亟待提升。
上述研究结论对中国加快经济增长方式转变的路径选择具有一定的政策含义。在国家层面,应当积极探索产业结构和技术创新对经济增长方式转变的作用路径,发挥两者对经济转型发展的积极影响效果。一是要推进产业结构高级化向纵深发展,坚持供给侧改革对产业结构优化的指导作用,从供给端发力提高产业结构的自我更新能力,发挥战略性新兴产业对产业结构的重塑和更新作用,积极引导高地要素向现代产业类型集聚。二是要推进技术创新向技术应用和创新效益方向发展,扶持有应用前景的潜力型技术创新项目,减少短期资金压力对长期有效技术的冲击,积极推动“产、学、研”合作的实质性发展,更加突出“产”的作用,将技术创新转为为实际生产力。在区域层面,应当发挥东部地区的示范效应,补齐中、西部经济增长方式转变的短板,加速中、西部地区经济增长方式转变进程。一是东部地区继续探索经济增长方式转变的新模式,保持经济集约化增长的高地,促进技术、知识、人才、资本的有效溢出,带动中、西部的经济增长方式转变。二是中、西部地区要实现创新驱动发展,培育符合区域特征的现代化产业结构,重点解决基于人才流失和人才结构性紧缺的技术陈旧和更新动力不足问题,规避市场的盲目性和资本的趋利性,优质高效的产业转移和合理适当的资本引入才是中、西部转型发展的适用路径。
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