李銀秀

（中共陜西省委黨校（陜西行政學(xué)院），西安 710061）

一、引言

在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級中，為了糾正市場失靈，需要進行政府干預(yù)，但政府如果干預(yù)過當(dāng)，也會導(dǎo)致政府失靈，通常政府干預(yù)與政府失靈并存，因此，政府在對經(jīng)濟進行干預(yù)時應(yīng)該扮演什么角色，一直都是學(xué)者們討論的焦點。20世紀80年代“東亞模式”對我國在政府干預(yù)產(chǎn)業(yè)，發(fā)展上帶來較大影響，制定的很多產(chǎn)業(yè)政策在我國從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟漸進轉(zhuǎn)型過程中發(fā)揮了重要作用，但同時也帶來一些問題，由于采取了直接行政干預(yù)手段導(dǎo)致政府對經(jīng)濟干預(yù)過度，期間雖然不斷引入市場機制，減少政府對產(chǎn)業(yè)的直接干預(yù)，但這些干預(yù)措施帶來的負面效應(yīng)一直存在甚至延續(xù)至今，因此需要政府與市場相結(jié)合以克服市場失靈[1]。國內(nèi)學(xué)者對產(chǎn)業(yè)政策是否有效尤為關(guān)注。大部分學(xué)者都主張產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中需要政府適度干預(yù)，如周敏倩（2002）[2]、王勇（2017）[3]、鞠建東和劉政文（2017）[4]認為政府以制定產(chǎn)業(yè)政策配合市場機制決定性作用來實現(xiàn)資源最優(yōu)配置，從而促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展。陳萬靈和盧萬青（2017）指出從制造業(yè)大國向制造業(yè)強國轉(zhuǎn)變的前提是率先實現(xiàn)政府轉(zhuǎn)型[5]。也有學(xué)者指出，當(dāng)政府干預(yù)不能再促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展甚至成為障礙時必須打破現(xiàn)有政策桎梏，如江小涓（1996）認為我國某些產(chǎn)業(yè)高速發(fā)展正是不斷突破政府干預(yù)的結(jié)果[6]。江飛濤和李曉萍（2015）也提出選擇性產(chǎn)業(yè)政策已成為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級需要突破的障礙，應(yīng)加強功能性產(chǎn)業(yè)政策的作用[7]。陳勇江（2009）認為政府在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中既要積極干預(yù)和管理，也要遵循產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律，明確政府干預(yù)與管理的范圍和強度[8]。陳雨柯和呂介民（2019）通過研究發(fā)現(xiàn)政府通過信貸干預(yù)會抑制制造業(yè)上市企業(yè)的創(chuàng)新效應(yīng)[9]。

十九大報告指出，我國已經(jīng)從經(jīng)濟高速增長轉(zhuǎn)入高質(zhì)量發(fā)展階段。高質(zhì)量發(fā)展包括供給、需求、配置、投入產(chǎn)出、收入分配和經(jīng)濟循環(huán)等環(huán)節(jié)，而高質(zhì)量供給要求提高商品和服務(wù)的供給質(zhì)量以滿足人民日益提升的美好生活需求，適應(yīng)居民消費的不斷升級。目前，針對陜西省產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的研究大多集中在資源型城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、煤炭行業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級等方面，系統(tǒng)研究產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中政府作用的比較少。因此，本文基于政府作用理論框架，通過對政府作用的綜合測度，構(gòu)建制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級中政府作用評價模型，以此考察政府公共服務(wù)和政策等因素對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響作用，為促進制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，進而推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供實踐經(jīng)驗。

二、制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級中政府作用綜合測度

（一）代表政府作用的指標(biāo)體系

2019年十九屆四中全會《中共中央關(guān)于堅持和完善中國特色社會主義制度 推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化若干重大問題的決定》中明確指出要“完善政府經(jīng)濟調(diào)節(jié)、市場監(jiān)管、社會管理、公共服務(wù)、生態(tài)環(huán)境保護等職能，實行政府權(quán)責(zé)清單制度，厘清政府和市場、政府和社會關(guān)系”。因此，政府職能、公共服務(wù)、政府政策這三個主要方面構(gòu)成政府作用理論框架。為分析和評價政府在制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中的作用，本文從政府與市場關(guān)系、政府公共服務(wù)，以及政府政策三個方面來設(shè)計評價指標(biāo)，構(gòu)建指標(biāo)體系。

政府與市場關(guān)系主要考察政府對市場的干預(yù)程度，它是制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程中的重要影響因素。本文采用財政支出占GDP的比來反映政府干預(yù)程度，即政府規(guī)模；用非國有企業(yè)產(chǎn)值與GDP的比、非國有企業(yè)從業(yè)人員占地區(qū)總就業(yè)人數(shù)的比，以及非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額占全社會固定資產(chǎn)投資額的比來反映市場配置資源的作用，即市場化程度。

政府提供的公共服務(wù)水平也對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生重要影響，提升政府公共服務(wù)水平對促進經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級至關(guān)重要。本文選取基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)來反映政府公共服務(wù)水平，具體表示為公路、鐵路等總里程與地方國土面積比。

政府的各種政策對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級起到重要推動和促進作用，如通過對制造業(yè)企業(yè)進行稅收減免、增加政府科技投入等都會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生直接影響，進而影響到產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。本文采用科研投入強度和金融支持來反映政府政策支持，具體表示為科學(xué)技術(shù)支出占GDP的比和地區(qū)貸款存款比。

（二）數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

1.數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)大多數(shù)來自《陜西統(tǒng)計年鑒2020》，非國有企業(yè)產(chǎn)值的全部數(shù)據(jù)和非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額的部分數(shù)據(jù)來源于《陜西區(qū)域統(tǒng)計年鑒》，其他如公路和部分年份非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)均由各年《陜西統(tǒng)計年鑒》以及《陜西60年》整理而得。由于各地區(qū)數(shù)據(jù)時間序列并不一致，部分地區(qū)有些年份缺失值較多，以及受數(shù)據(jù)可得性限制，最后選取2005-2019年時間序列數(shù)據(jù)，并剔除楊凌示范區(qū)。

2.模型構(gòu)建

利用整理的各年陜西省數(shù)據(jù)，應(yīng)用SPSS統(tǒng)計軟件對其進行因子分析，提取公因子后檢驗結(jié)果、各變量解釋總方差，以及主成分模型構(gòu)建條件如表1和表2所示。

表1 成份矩陣

表2 解釋的總方差

由表1可知，KMO統(tǒng)計值為0.622，處于可接受范圍，說明方法可靠。伴隨概率表明主成分分析總體上顯著，通過檢驗。且根據(jù)解釋總方差最大選擇原則，在原模型7個指標(biāo)中，選取出財政支出占GDP的比即政府規(guī)模、非國有企業(yè)產(chǎn)值與GDP的比，以及貸款存款比為主成分，根據(jù)表2中旋轉(zhuǎn)平方和載入數(shù)據(jù)計算可得各地區(qū)政府作用指標(biāo)體系的綜合得分公式，即主成分模型如下：

F＝0.456964×F1＋0.289809×F2+0.253227×F3

根據(jù)主成分模型，可計算出各地區(qū)歷年政府作用指標(biāo)體系綜合得分，因得分有正有負，將其標(biāo)準化為正數(shù)，具體如表3所示。

表3 2005-2019年陜西省各地區(qū)政府作用指標(biāo)體系的綜合得分及排名

表3 2005-2019年陜西各地區(qū)政府作用指標(biāo)體系的綜合得分及排名（續(xù)）

從表3各地區(qū)政府作用綜合評分及排序可以看出，2005-2015年西安一直處于前3名，2016年退后一位并一直保持在第4名；安康除了2008年以前評分較低外，其他年份基本都在前3名，上升比較快，說明政府轉(zhuǎn)型效果明顯；延安和榆林則一直排位比較靠后，且與其他地區(qū)差異明顯；除個別年份外，商洛一直徘徊在6/7名，2015年后下滑到第8和第9；漢中和渭南則偶有突出表現(xiàn)，曾排過前3名，但基本保持在中游；咸陽則由最初的前3名逐年下降到了7/8名，這種特征在正交后各指標(biāo)的均值圖中得到驗證，限于篇幅不贅述。

從各地區(qū)政府作用指標(biāo)體系的綜合得分來看，這15年間陜西省政府轉(zhuǎn)型成效開始并不顯著，但總趨勢是每年平均得分值都在增加，前期上升趨勢較為明顯，2013年開始略有放緩。

三、制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級中政府作用評價

（一）模型構(gòu)建

為進一步檢驗制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中政府作用的影響，根據(jù)前述對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中政府的作用以及其他影響因素分析，構(gòu)建實證模型如下：

其中i表示地區(qū)，t表示時間，C為常數(shù)，Xit表示政府作用解釋變量，為核心解釋變量，controlit表示各控制變量。因為核心解釋變量和控制變量都為多個，參數(shù)估計量也對應(yīng)多個，在回歸結(jié)果中將逐一列示。

（二）變量與指標(biāo)選擇

被解釋變量是測度制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級必須首要確定的變量。本文結(jié)合當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工業(yè)化、制造業(yè)服務(wù)化以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)軟化的情況與陜西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的實際，采用三產(chǎn)增加值分別賦予1、2和3的權(quán)重加權(quán)并與GDP的比來反映制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級程度[10]。

核心解釋變量主要考察制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級中政府作用的影響，故將政府作用綜合測度后的變量設(shè)置為核心解釋變量，采用第二部分綜合測度后得分的原始數(shù)據(jù)。

控制變量主要考慮制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，不但受政府作用影響，還受其他因素的影響或者制約，因此選取關(guān)鍵影響因素作為控制變量。第一，選取進出口總額占GDP的比來反映陜西省對外貿(mào)易的開放程度對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響；第二，對外貿(mào)易中可能存在政府干預(yù)影響，用政府作用和對外貿(mào)易的交互項來表示；第三，采用外商直接投資占GDP的比來反映對外交流對陜西省制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響；第四，鑒于陜西省各地區(qū)數(shù)據(jù)獲得性情況，采用各地區(qū)教育支出增長率來反映人力資本對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響。

（三）實證檢驗

運用STATA軟件分別對混合數(shù)據(jù)模型、個體固定效應(yīng)模型、動態(tài)面板模型進行估計，考慮制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級存在滯后影響，對動態(tài)面板模型進行估計時引入滯后一階變量，因此選用系統(tǒng)GMM估計，并采用Arellano和Bond（1991）提供的方法進行序列相關(guān)檢驗[11]。最后，借助Wald檢驗用來檢驗?zāi)Ｐ驼w的顯著性，即除常數(shù)項以外，其他變量整體上是否顯著。對于GMM的估計結(jié)果是否有效，Bond（2002）提出了一種簡單的檢驗方法，即將動態(tài)面板模型系統(tǒng)GMM估計與固定效應(yīng)模型FE估計及混合回歸模型OLS估計的結(jié)果進行比較，OLS估計通常嚴重高估滯后項的系數(shù)，固定效應(yīng)估計則一般會低估滯后項的系數(shù)，如果GMM估計值介于兩者之間，則GMM估計可靠有效[12]。檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 FE、系統(tǒng)GMM和OLS估計結(jié)果

從表4中系統(tǒng)GMM總體顯著性的檢驗結(jié)果可知，該模型的Wald chi2=397.87，對應(yīng)P=0.0000，故Wald檢驗在1%的顯著水平下拒絕了模型系數(shù)均為零的假設(shè)，表明模型整體顯著；Arellano-Bond檢驗AR（1）的P值為0.0416，AR（2）的P值為0.1540，表明差分后的殘差項存在一階序列相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)，故模型的殘差項無序列相關(guān)；模型的Sargan檢驗值為7.784316，對應(yīng)的P=1.0000，因此不能拒絕原假設(shè)，說明設(shè)置工具變量聯(lián)合有效。從FE、系統(tǒng)GMM和OLS三種方法滯后一階制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的估計系數(shù)看，系統(tǒng)GMM估計結(jié)果（0.936）介于FE（0.893）和OLS（0.984）估計結(jié)果之間，因此該估計量是可靠有效的，說明GMM方法可靠有效。

從政府作用估計系數(shù)看，GMM的估計結(jié)果為0.0193，但在統(tǒng)計上不顯著，而OLS和FE估計結(jié)果都非常顯著，因此政府作用對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級可能產(chǎn)生正向促進作用，但有待進一步檢驗。

從前期制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對當(dāng)期的影響來看，GMM的估計結(jié)果為0.936，且在統(tǒng)計上非常顯著，說明制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級是一個過程，上一期甚至再上一期的轉(zhuǎn)型升級效果會在當(dāng)期甚至下一期才真正體現(xiàn)，在模型中加入制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級滯后二階進行估計，結(jié)果也為正數(shù)，只是在統(tǒng)計上不顯著。

其他控制變量除人力資本外，三種方法估計結(jié)果都不顯著，為進一步檢驗，只保留人力資本這一控制變量后重新進行估計，結(jié)果如表5所示。

表5 FE、系統(tǒng)GMM和OLS估計結(jié)果（保留人力資本變量）

從表5中系統(tǒng)GMM總體顯著性的檢驗結(jié)果可知，模型整體顯著、模型的殘差項無序列相關(guān)、設(shè)置工具變量聯(lián)合有效。從表5中FE、系統(tǒng)GMM和OLS三種方法制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的估計系數(shù)看，該估計量是可靠有效的，說明GMM方法可靠有效。

從政府作用估計系數(shù)看，GMM的估計結(jié)果為0.0179，且在統(tǒng)計上非常顯著，OLS和FE估計結(jié)果都非常顯著，因此可以判斷政府作用對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級確實產(chǎn)生正向促進影響。

制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級滯后一階的參數(shù)估計值為正，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級受上一期的影響較大，這可能也是政府轉(zhuǎn)型滯后造成的，即政府作用除了直接影響制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級外，可能還會通過其他傳導(dǎo)機制產(chǎn)生間接影響，從而使其對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級效應(yīng)滯后，也導(dǎo)致制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級滯后一階的影響顯著。

從人力資本估計系數(shù)看，GMM的估計結(jié)果為-0.0151，且在統(tǒng)計上非常顯著，OLS和FE估計結(jié)果也都顯著，表明由教育支出增長率反映的人力資本對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生不利影響。

需要說明的是，由于剔除其他控制變量可能出現(xiàn)遺漏變量偏誤，導(dǎo)致結(jié)論不可信。但本文重在考察制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級中的政府作用，表4與表5結(jié)果共同表明政府轉(zhuǎn)型作用對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級存在正效應(yīng)，且因控制變量與政府作用變量之間并無多重共線，剔除后并不影響其估計值的無偏性，會使常數(shù)項估計值有偏。

此外，為檢驗不同的時點之間可能存在個體影響，選取截面?zhèn)€體變截距同時控制時點效應(yīng)模型再次應(yīng)用原面板數(shù)據(jù)進行估計，此時不存在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化。結(jié)果顯示，引入截面?zhèn)€體和時點效應(yīng)，并不影響政府作用和制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，只是政府作用變量前的估計值及其標(biāo)準誤有少許改變，限于篇幅結(jié)果省略。

四、結(jié)論與政策啟示

（一）加快轉(zhuǎn)變政府職能，助推制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級

由表1和表2可知，在全部政府作用指標(biāo)中，政府規(guī)模能綜合反映政府作用指標(biāo)。因此，要充分發(fā)揮政府作用對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的有利促進作用，就必須轉(zhuǎn)變政府職能，控制政府規(guī)模。政府規(guī)模分為內(nèi)在規(guī)模和外在規(guī)模。內(nèi)在規(guī)模由政府職能和政府權(quán)力等無形要素組成，外在規(guī)模由政府機構(gòu)、人員、政府支出和公共事務(wù)等有形要素組成。內(nèi)在規(guī)模決定外在規(guī)模，外在規(guī)模是內(nèi)在規(guī)模的物質(zhì)載體。因此，控制政府規(guī)模，必須從政府的內(nèi)在規(guī)模入手，首先要轉(zhuǎn)變政府職能，限定政府權(quán)力[13]。在社會主義市場經(jīng)濟中，政府的基本職能有三個，即微觀規(guī)制、宏觀調(diào)控和提供公共服務(wù)[14]。政府應(yīng)該將所支配的資源集中投入到這三項基本職能上來。改革開放以來，我國之所以能保持較高增速持續(xù)快速發(fā)展，在很大程度上也得益于我們在堅持市場發(fā)揮資源配置的決定性作用的同時，充分發(fā)揮政府的宏觀調(diào)節(jié)和微觀規(guī)制作用。要培育和建設(shè)有效市場需要有一個強有力的政府，這樣才能真正保證市場高質(zhì)量運行。要將政府和市場結(jié)合起來，協(xié)調(diào)好政府和市場關(guān)系，切實加快推進政府職能轉(zhuǎn)變。從表3可知，陜西省歷年各地區(qū)的政府作用綜合得分趨勢都是逐漸上升的，且2012年后除了延安和榆林外，其他地區(qū)政府綜合得分全部轉(zhuǎn)正。說明各地區(qū)政府在這些年中都不斷推進政府職能轉(zhuǎn)變，政府與市場關(guān)系越來越清晰，市場化程度也越來越高。

（二）完善政府政策支持，夯實制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級基礎(chǔ)

在國家產(chǎn)業(yè)規(guī)劃下，信息通訊技術(shù)、新材料、新能源、生物制藥、醫(yī)療器械制造等重點高技術(shù)行業(yè)都得到國家各方面的支持，但是在實踐過程中總存在這樣或者那樣的問題。對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級而言，重要的是明確制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的方向，并選擇正確可行的路徑，這是一個兩難問題，表現(xiàn)為短期增長和長期發(fā)展的矛盾。如果升級步伐過快，會對當(dāng)期經(jīng)濟增長造成沖擊，反之過慢則又無法維持經(jīng)濟持續(xù)增長，這就要求把握產(chǎn)業(yè)升級時機、路徑選擇，以及具體政策的協(xié)調(diào)[15]。產(chǎn)業(yè)升級并不是簡單的低級到高級的更替過程，而是沿著競爭力上升路徑，產(chǎn)業(yè)鏈從低端向高端延伸的過程。

從本文實證模型控制變量選擇來看，政府金融支持、基礎(chǔ)設(shè)施和科研投入等都是影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要因素。實證結(jié)果表明政府綜合作用對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級有正向影響，因此應(yīng)該繼續(xù)完善各種產(chǎn)業(yè)支持政策，促進關(guān)鍵核心技術(shù)及重點產(chǎn)品研發(fā)能力轉(zhuǎn)化。就陜西省而言，應(yīng)發(fā)揮航空航天等高技術(shù)產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，加快軍民融合，促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，并加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，充分發(fā)揮好“一帶一路”建設(shè)帶來的發(fā)展機遇，擴大開放，廣泛發(fā)展國際合作，尤其是利用地緣優(yōu)勢與“一帶一路”沿線國家充分合作，穩(wěn)定內(nèi)需擴大外需，為制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級創(chuàng)造良好的市場基礎(chǔ)。

（三）提升政府公共服務(wù)，優(yōu)化制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級環(huán)境

早在1997年，世界銀行發(fā)展報告就提出：“政府的第一項職責(zé)是做好基礎(chǔ)性工作，這些基礎(chǔ)性任務(wù)包括建立法律基礎(chǔ)；保持非扭曲的政策環(huán)境，包括保持宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定、投資于基本的社會服務(wù)與基礎(chǔ)設(shè)施；保護承受力差的階層和保護環(huán)境。而在基礎(chǔ)性工作之外，政府并不是唯一的提供者”[16]。十九大報告明確提出建設(shè)高標(biāo)準市場體系，即著力構(gòu)建市場機制有效、微觀主體有活力、宏觀調(diào)控有度的經(jīng)濟體制，而這三項內(nèi)容是新時代完善社會主義市場經(jīng)濟基本經(jīng)濟制度和建設(shè)高質(zhì)量社會主義市場經(jīng)濟體制的新要求。有效市場機制、有活力的微觀主體和適度的宏觀調(diào)控這三者之間是有機結(jié)合相互促進的。從某種意義上說，有效市場機制就是“強市場”，有活力的微觀主體就是“強企業(yè)”，適度的宏觀調(diào)控就是“強政府”，強市場催生強企業(yè)，強政府促進強市場，強市場是強政府的應(yīng)有之意[17]。因此，陜西省應(yīng)在注重“基礎(chǔ)性工作”基礎(chǔ)上，充分發(fā)揮市場機制的資源配置作用，建立以市場為導(dǎo)向，由政府、社會組織，以及高?；蚩蒲袡C構(gòu)協(xié)同打造的產(chǎn)學(xué)研合作平臺；充分發(fā)揮政府公共服務(wù)職能，極大釋放財政政策和貨幣政策的調(diào)節(jié)作用，完善創(chuàng)新環(huán)境，提高技術(shù)人員研發(fā)創(chuàng)新的積極性；促進制造業(yè)企業(yè)的科技成果向市場化轉(zhuǎn)化，打造優(yōu)良的營商環(huán)境，為制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供良好的升級環(huán)境。并且要進一步深化體制機制改革，為制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供有力的制度支持。

（四）強化人才支撐，保障制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的智力供給

從前文實證分析結(jié)果可知，人力資本對陜西省制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響結(jié)果為負，估值非常小，且沒有通過顯著性檢驗，說明這種負面作用很不可靠，可能與實際不符。一個地區(qū)制造業(yè)方面人才越豐富，人力資本積累作用就越明顯，制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級能力也會更強。陜西高校資源豐富，各種制造業(yè)尤其是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)科研機構(gòu)數(shù)量和質(zhì)量都具備較大優(yōu)勢。實證結(jié)果卻顯示負面作用，可能存在兩種原因，一是各地區(qū)數(shù)據(jù)本身問題，二是存在人才外流，或者引進人才但留不住。陜西省統(tǒng)計局2019年數(shù)據(jù)顯示，陜西省高等院校共95所，當(dāng)年畢業(yè)生數(shù)29.35萬人，普通高等院校數(shù)超過了全國平均數(shù)，排名也比較靠前，教育經(jīng)費支出也基本達到全國平均水平。雖然這些高校并不都與制造業(yè)相關(guān)，但由于陜西省產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特殊性，工科類專業(yè)比重較大。因此，必須從就業(yè)、創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新支持，以及培養(yǎng)科技人才等方面來強化產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的人才支撐及可持續(xù)供給；同時要加強人才引進，切實落實引進人才的各種鼓勵和支持政策，且不能只停留在政策上，要讓人才留得住。陜西省制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度遠快于第一和第三產(chǎn)業(yè)，說明勞動力迅速向制造業(yè)轉(zhuǎn)移速度要快于其他產(chǎn)業(yè)，這就要求更高的勞動者素質(zhì)。隨著制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級日趨自動化、信息化、智能化，加強勞動力尤其是農(nóng)村勞動力的素質(zhì)教育與職業(yè)培訓(xùn)尤為重要，需要政府加大對農(nóng)村義務(wù)教育發(fā)展的支持，以及加強對農(nóng)村剩余勞動力的技能培訓(xùn)，使農(nóng)村剩余勞動力順利實現(xiàn)向制造業(yè)轉(zhuǎn)移。