產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量升級是產(chǎn)業(yè)集群融入全球價值鏈中高端的重要途徑。文章基于全球價值鏈視角探討了國家質(zhì)量基礎(chǔ)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量升級的機理,以熵權(quán)法測度了兩者的發(fā)展水平,并實證檢驗其效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn),兩者均表現(xiàn)出明顯區(qū)域差異,在演變趨勢上具有較強的一致性;國家質(zhì)量基礎(chǔ)對產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量具有顯著正向影響,并且其效應(yīng)隨產(chǎn)業(yè)集聚度的提升而增強。 

【文章來源】：統(tǒng)計與決策. 2020,36(15)北大核心CSSCI

【文章頁數(shù)】：5 頁

【部分圖文】：

國家質(zhì)量基礎(chǔ)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量升級的運行邏輯2模型設(shè)計與變量選擇任…；認(rèn)證認(rèn)可：培育新技術(shù)

弧⑸緇嵋蛩氐牟鉅歟?韉厙?渲圃煲抵柿糠⒄?水平存在一定的差距。其中，2013—2017年制造業(yè)質(zhì)量平均發(fā)展水平排名最高為廣東，制造業(yè)質(zhì)量指數(shù)為0.756，其次為江蘇、上海、浙江。從三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域來看，東部沿海地區(qū)憑借區(qū)位優(yōu)勢以及良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)條件，東部經(jīng)濟(jì)區(qū)的制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量明顯高于其他區(qū)域。從全國平均發(fā)展水平來看，2013—2017年制造業(yè)質(zhì)量與國家質(zhì)量基礎(chǔ)均呈現(xiàn)遞增趨勢，并且兩者在演進(jìn)趨勢上表現(xiàn)出較高的相關(guān)性（見圖2）。0.60.50.40.30.20.1020132014201520162017產(chǎn)業(yè)質(zhì)量國家質(zhì)量基礎(chǔ)圖2產(chǎn)業(yè)質(zhì)量與國家質(zhì)量基礎(chǔ)演變趨勢3實證結(jié)果分析3.1基本回歸結(jié)果分析首先，利用交互項模型，采用2013—2017年中國30個省份（不含西藏和港澳臺）面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。在實證中，本文采用最小二乘法并控制地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)來檢驗國家質(zhì)量基礎(chǔ)對產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量升級的作用效果（見表2）。表2第（1）列顯示了國家質(zhì)量基礎(chǔ)與產(chǎn)業(yè)集聚度交互項對制造業(yè)質(zhì)量的影響。其系數(shù)顯著為正，這表明國家質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的改善確實能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)質(zhì)量升級，并且國家質(zhì)量基礎(chǔ)對產(chǎn)業(yè)質(zhì)量的影響程度會隨著產(chǎn)業(yè)集聚度的提升而顯著增強，因此可以推出，國家質(zhì)量基礎(chǔ)建設(shè)能夠顯著提升產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量，即本文的核心命題得以驗證。其次，為進(jìn)一步驗證上述實證結(jié)論的穩(wěn)健性，在表2的第（2）—（6）列，依次加入控制變量。如表2回歸結(jié)果所示，所有控制變量的估計系數(shù)均顯著為正。進(jìn)一步比較可以發(fā)現(xiàn)，在加入控制變量后，一方面，核心解釋變量交互項的估計系數(shù)絕對值有所下降，這說明未考慮控制變量回歸模型的設(shè)定過于簡單，忽略了其他可能性因素對產(chǎn)業(yè)質(zhì)量的影響，即不考慮控制變量的回歸模型存在著遺漏重要解釋變量問題；另一方面

【參考文獻(xiàn)】：
期刊論文
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