郑兴无，王豆豆，张 翼

（中国民航大学 经济与管理学院，天津300300）

一、引 言

技术进步导向的产业结构优化升级是实现城市高质量发展的基本内涵，也是政府宏观调控政策特别是产业发展政策的重要实施导向，我国正处在以供给侧改革推动地区经济创新转型的关键时期，以创新推动产业结构升级、提升城市竞争能力也是激发城市持续活力的重要路径。然而目前高技术产业、战略性新兴产业以及生产性服务业等高级产业结构形态占比不高（余泳泽和潘妍，2019）［1］，产业链高端产品自主供给不足以及投资缺口等发展约束性问题突出仍是我国城市经济普遍的结构性特征。先进产业结构的演进与升级一方面依赖于市场机制下各种微观主体的竞争行为引发的破坏性创新，包括新技术、新工艺在市场竞争发展中占优，以及对产业发展方向的引导等；另一方面在很大程度上也依赖于政府通过各种政策机制对市场活动和市场主体的主动干预，以改变和引导产业部门的技术演进路径，特别是在我国目前仍以结构性产业政策为主导的产业发展规制（江飞涛和李晓萍，2018）［2］的体制下，无论是针对具体行业的结构性准入与竞争政策还是针对更为宏观的技术发展、劳动就业甚或财政政策等，都可能会对区域产业结构的调整与优化产生影响（1）（杨沐，1989；Warwick，2013；周建军，2017）［3-5］。适宜的产业政策有助于改进要素资源在产业间的合理配置，减少产业结构性变动带来的摩擦成本，通过不断促进产业技术进步获得产业优势和国家竞争优势（Rodrik，2008）［6］。

最低工资标准是我国重要的劳动保障制度，是政府干预劳动要素市场、保障劳动者权益的重要政策工具，同时也会对劳动要素市场形成政策扭曲，最低工资标准的实施不仅会变相提高要素价格，还可能会对企业经营决策产生影响，包括企业创新要素和资源的投入等。已有研究发现最低工资水平的提高能够形成“倒逼”企业技术创新的机制，还有助于改进企业间资源错配状况并抑制“僵尸企业” 的形成（蒋灵多和陆毅，2017）［7］。企业作为技术研发和创新活动的主体，往往难以承受研发创新过程的高风险性和研发创新收益的不确定性等技术演进特征给生产经营带来的重大风险，而缺少创新内在激励。这在客观上就要求有更为宽松有利的创新环境来尽量冲抵研发不确定性对微观主体的负向冲击，而政府的创新干预工具，诸如研发补贴、创新产出的财税减免等政策，可以有效降低企业研发创新活动的风险和成本（李静怡等，2020）［8］，提高企业从事技术研发的主动性，从整体上提升城市产业的技术水平。

最低工资虽可以改进微观企业研发行为的激励约束机制，但对城市整体产业技术升级的影响并未引起关注，特别是微观个体的行为加总是否能够对城市产业结构升级产生有效的促进作用仍是需要深入探究的问题。同时在考虑政府对技术创新更为直接的干预机制后，这种作用机制是否仍能成立，两种政策工具是否存在协同促进机制或抑制作用等也是本文重点要关注的问题。本文在文献梳理和作用机制阐释的基础上，以我国城市面板数据为基础，采用多种回归模型分析最低工资标准提升、政府创新干预政策及其交叉作用对产业结构升级的影响。

二、文献评述与假说

城市产业结构的优化升级来自需求促进、创新引致以及资源禀赋条件变迁等。最低工资制度从技术供给侧和终端需求侧两方面对城市产业的技术发展结构产生影响，从供给侧看，最低工资标准的提升会推高企业平均劳动成本，而劳动力成本的提高对企业来讲是一种“倒逼”式创新激励（Riley和Bondibene，2015）［9］，企业需通过整合和利用创新资源提高劳动生产率或实现技术创新与劳动间的要素替代来缓解成本压力（林炜，2013）［10］，并进一步转化为高技术生产要素对传统要素的成本替代优势，形成产业竞争效应，推动产业整体技术水平的不断提升；同时最低工资标准提升的“倒逼”创新机制也会加速淘汰附加值和生产率较低的企业（王小霞等，2018）［11］，只有在现有产能水平条件下进行技术创新、提高生产效率才能实现企业的转型升级甚至是突破处于产业链低端位置的发展限制（程晨和王萌萌，2016）［12］，在一定程度上从整体推动城市技术水平进步和产业结构升级。从需求侧看，最低工资标准的提升能够提高城市的平均工资水平（邸俊鹏和韩清，2015）［13］，而工资水平的提高可以促进消费升级（杨天宇和陈明玉，2018）［14］，消费者对新消费品或者更高层次消费品需求的增加会引导新兴技术企业进入市场，在改善消费结构的同时增强市场竞争力，激励相关产业进行创新并对其上下游产业产生创新激励（Cook和Uchida，2008）［15］，进而整个经济体系中高端产业比重不断上升，产业结构得到持续优化升级；而且，从长期发展角度看，通过促进产品质量沿着质量阶梯上升至更高产品层次以提高企业产品价格、收益水平和竞争优势获得能力，才是推动产业结构升级的根本路径（张舒，2014）［16］。基于以上分析，提出假说1。

H1：最低工资标准提高对城市产业结构升级具有积极的“倒逼”创新效应和消费促进效应，即最低工资标准提升对产业结构升级具有正向促进作用。

最低工资虽然可以通过对企业生产与创新的“倒逼”影响机制以及正向的需求刺激等促进企业从事研发活动，但不能忽视的是最低工资标准提高的直接效应是推高了劳动要素价格（张世伟和贾朋，2014）［17］，进而对企业的要素结构和成本决策产生影响，且最低工资标准上调幅度越大，对企业要素成本的负向影响可能越大，从而有可能抵消最低工资上涨的正效应（Lee和Saez，2012）［18］，比如最低工资引致的劳动成本支出上升对企业出口行为的影响（孙楚仁等，2013）［19］，最低工资上涨激励企业扩大出口存在一个临界水平，超过临界值后，这一正向激励将变为负影响，即两者存在倒“U”型关系。而最低工资上涨对城市产业技术结构的影响也可能存在正负两种效应抵消的临界水平，当最低工资上涨过快时，企业可能面临劳动要素的用工规模刚性，无法形成正常的要素替代，不断增长的劳动成本逐步挤占了企业从事技术研发的投入，损害了社会技术进步效率。故最低工资上涨与城市产业结构升级可能存在倒“U”型关系，由此提出假说2。

H2：最低工资水平上涨对城市产业结构技术升级的促进作用呈倒“U”型趋势。即存在最低工资的临界水平，最低工资低于临界值时对产业技术结构升级有促进作用；而当高于此水平时，则有可能对城市产业结构升级产生负向影响。

政府实施的研发补贴、税收优惠等创新激励政策能调动企业从事研发活动的积极性（彭桥等，2020）［20］，引导产业技术进步路径（甘行琼和蒋炳蔚，2019）［21］，促进产业结构的技术变迁。研发补贴性政策和税收优惠政策可以降低企业进行研发创新投入的成本和风险，引导企业增加创新投入并提高企业创新能力和创新产出（石绍宾等，2017）［22］，技术领先企业的示范效应有助于推动产业整体技术进步。而对高新技术企业的偏向性政策则可能促进新兴产业的发展并引起产业间相对份额的变动（宋凌云和王贤彬，2013）［23］，不同产业的技术进步速度以及技术吸收能力的差异化会导致产业结构发生变化和调整（干春晖，2015）［24］，率先掌握并采用新技术和新工艺的生产部门可以凭借技术、成本或价格优势提升自身竞争地位，从而增加市场中技术企业的份额比重，促进产业结构升级；另外，政府创新干预政策还具有技术推动效应，能促进企业专利数量的增加和专利质量的提升，而且这种促进作用具有时间持续性（杨亭亭等，2018）［25］，能对企业进行技术创新产生长期激励。基于以上分析，提出假说3。

H3：政府创新干预政策对城市产业结构升级具有创新激励效应和技术推动效应，即政府创新干预政策对城市产业技术结构升级具有正向促进作用。

此外，也有文献从双政策干预视角研究产业政策对产业结构的影响（张同斌和高铁梅，2012；储德银等，2016）［26-27］，但最低工资制度与政府创新干预政策对产业结构升级的政策叠加影响还未有文献关注，通过对现有文献进行梳理和总结发现，两政策在共同影响城市产业结构时存在协同抑制效应。从生产成本和生产利润角度来看，政府研发补贴能弥补企业研发成本的资金缺口、促进企业技术创新和生产率提升并为企业带来更高的生产利润（汤二子和孙振，2012）［28］，而企业生产利润的提高可以在一定程度上对冲最低工资标准上涨增加的用工成本。从企业融资约束角度看，政府研发性补贴政策除为企业直接提供资金支持外，还可以通过政府信用信号机制促进企业获得外部融资（王刚刚等，2017）［29］，进而缓解最低工资水平提升带来的劳动力成本压力。因而，政府创新干预从提高企业生产利润和降低企业融资约束两个途径削弱最低工资标准提升的成本效应对城市产业结构升级的“倒逼”创新作用，具体实现机制如图1所示。基于以上分析，提出假说4。

H4：政府创新干预政策会削弱最低工资标准提升对城市产业结构升级的促进作用，即最低工资制度与政府创新干预政策在共同影响城市产业结构时存在协同抑制机制。

图1 最低工资标准、政府创新干预对城市产业结构升级的作用机制

三、模型与数据

（一）模型

最低工资制度和政府创新干预政策通过多种机制影响产业结构升级，为验证以上假说，以产业结构升级水平为被解释变量，最低工资标准和政府创新干预强度为核心解释变量，并引入最低工资标准的二次项和两政策变量的交叉项以探究最低工资标准提升与城市产业结构升级之间可能存在的倒“U”型关系和产业政策叠加实施的协同影响，在控制影响产业结构升级的经济环境因素和社会发展因素后，建立如下计量模型：

其中，i、t分别代表城市和时间；indst为产业结构升级水平；mwage为最低工资标准；mwage2为最低工资标准的二次项；inev为政府创新干预强度；mwage×inev为交叉项。X为控制变量集，涵盖了影响产业结构升级的外部环境因素和政府作用等，具体包括城市居民消费水平、政府财政压力、累计实际利用外商投资和金融发展水平等因素；ε表示随机误差项。根据以上假说，β1和β3预期为正，而β2和β4预期为负。

（二）变量与指标

1.产业结构升级水平的测算

产业结构升级水平为模型的被解释变量，这里借鉴李逢春（2012）［30］对产业结构升级水平的衡量和处理方法，考虑《中国城市统计年鉴》中三次产业就业人员相关数据统计来源为城镇单位就业情况，同时在数据统计区间内，存在第一产业从业人员比重为0的城市，因而，这里基于第二、三产业发展情况来测度城市产业结构升级水平：

其中，r取2、3分别表示第二、三产业；Vr为产业增加值占城市国内生产总值的比重；Pr表示产业劳动生产率，用产业增加值比产业从业人员总数求得。

2.核心解释变量

（1）最 低 工 资 标 准（mwage）及 其 二 次 项（mwage2）。最低工资标准以城市当年的月最低工资标准的第一档值表示，对于涉及的最低工资水平调整年份，若为上半年调整则采用新标准，若为下半年调整则采用调整前标准。数据通过各省及地级市政府和人事部门网站公布的最低工资标准调整政策文件获得，现有文献也多采用该指标作为最低工资标准的代理指标（蒋灵多和陆毅，2017）［7］。

（2）政府创新干预强度（inev）。在政府创新干预政策中，研发补贴是政府创新干预政策中扶持新兴产业发展和缓解企业资金约束的主要政策手段，这里用政府研发补贴强度即地方政府一般公共预算支出中科技支出所占比重作为代理指标。

在引入最低工资标准与政府创新干预强度的交叉项时，对两个变量分别进行中心化处理后再相乘得到。

3.控制变量

城市产业结构变迁与升级过程中还受其他经济和社会发展环境因素的影响：城市居民消费水平（cnsm）以人均社会消费品零售总额来衡量，居民消费水平以及消费需求层次的提高，能“倒逼”企业提升产品供给质量并进行创新升级，在进行中介效应回归分析时作为中介变量纳入回归模型中；政府财政压力（pres）以地方政府一般公共预算支出与收入的比值表示，政府财政压力表明地方政府扩张性财政支出动机，政府财政压力的增大会逼迫其加剧对技术水平超前、生产率和收益率较高的生产性企业的补贴力度，以此来缓解财政压力或增加财政收入，进而以生产性企业为中介促进产业结构优化升级；累计实际利用外商投资（fdi）用城市实际利用外商投资总额的累计值来衡量，外商直接投资能在一定程度上缓解国内企业的技术和资金问题，有利于企业提高创新能力和市场竞争力，从而促进产业结构升级；金融发展水平（fin）以城市人均单位面积年末金融机构存贷款总额表示，金融发展水平提升伴随的金融部门资源配置效率和资金供给能力的提高，可以通过降低企业研发创新活动融资约束等途径，对促进企业技术创新和城市产业结构升级产生积极影响。

（三）数据

样本数据为我国279个地级市面板数据集，可得数据涵盖了2003-2018年。其他变量数据来自《中国城市统计年鉴》和各省级统计年鉴。表1报告了所用变量的基本统计特征，包括平均值、标准差、最小值、最大值等。

表1 变量的描述性统计

四、回归结果分析

（一）总体回归结果

基于基准回归模型，将全部变量取对数后进行实证分析。方差膨胀因子系数（VIF）检验结果显示，所用变量的VIF值都位于0～10之间且最大值为6.94，平均值为3.22，因此，可以认为不存在多重共线性问题。面板数据的个体效应LM检验和Hausman检验表明固定效应优于随机效应和混合回归，表2为固定效应模型的回归结果，此外，对最低工资标准二次项系数显著性进行Utest检验，结果见表3所列。

表2 总体回归结果

表3 Utest检验结果

模型（1）-（4）分别为逐步控制相关变量的回归结果。模型（2）和（4）结果显示，无论是否加入政府创新干预变量及交叉项，最低工资标准系数均在1%显著性水平上为正，二次项系数均在1%显著性水平上为负，表明最低工资标准提升对城市产业结构升级的影响效应呈倒“U”型变化趋势，最低工资标准提升对城市产业结构升级的促进效应和倒“U”型关系均得到验证，结果支持假说1和假说2。Utest检验结果显示，模型（2）和（4）的最低工资标准拐点都落在取值范围内，Utest检验p值分别为0.000 0和0.000 7，同时Slope上界为正值而下界为负值，有效验证了最低工资标准二次项系数的显著性。此外，加入政府创新干预变量和交叉项后，最低工资标准拐点值由6.889 7上升为7.148 2，也能从侧面说明政府创新干预与最低工资制度在影响城市产业结构升级时的协同抑制作用，对假说4提供了支撑依据。最低工资标准提升通过消费促进和“倒逼”创新机制对城市产业结构升级产生正效应，但政府在制定最低工资标准时，也应科学调整幅度和重视政策实施的长期绩效评估，避免最低工资标准提升幅度过大或最低工资标准过高对城市产业结构升级带来的不利影响。

模型（3）和（4）中政府创新干预强度系数在1%显著性水平上分别为0.019 8和0.014 8，表明政府创新干预对城市产业结构升级有显著促进作用，回归结果支持假说3。政府研发补贴、税收优惠等创新干预政策的实施，可以通过缓解企业研发资金约束、影响企业要素使用行为等途径，影响企业技术选择和提高企业技术水平，进而促进城市产业结构升级。最低工资与政府创新干预的交叉项系数为负值，且处于1%显著性水平，验证了两政策叠加实施的协同抑制效应，结果支持假说4。虽然政府在制定最低工资标准时，更多的是考虑就业状况、居民消费水平或平均工资水平等因素，极少甚至是不考虑政府创新干预政策这一外生因素，但在政策叠加实施过程中，不同产业政策对产业结构升级的作用途径会相互影响，进而导致两政策对城市产业结构升级的协同抑制效应。

对于控制变量，所有变量系数都在1%显著性水平上为正，表明城市居民消费水平、累计实际利用外商投资、政府财政压力和金融发展水平的提升均是城市产业结构升级的驱动因素，与预期一致。其中，城市居民消费水平对产业结构升级的促进效应为假说1的消费促进机制提供了有力支撑。

（二）分地区回归结果

我国不同地区在地理区位、经济发展水平、产业基础条件等方面具有明显差异，这就造成相同的产业政策在不同地区的实施效果即对城市产业结构演变升级的影响存在差异性。按照地级市所在省份将总体样本分为东部、中部、西部三个地区进行回归分析，表4报告了分地区固定效应回归结果。由于篇幅限制，控制变量回归结果不在正文中进行报告（下同）。

表4 分地区回归结果

模型（5）-（10）中，最低工资标准系数在1%显著性水平上为正，二次项系数在1%显著性水平上为负，东、中、西部地区回归结果同样验证了最低工资标准提升对城市产业结构升级的促进效应和倒“U”型关系，即结果支持假说1、假说2。不过两政策对产业结构的促进具有区域差异，且都表现为东部和西部地区强于中部地区。对比东部和中部地区，东部地区城市产业结构水平和自我调整能力相对较高，能对最低工资标准变动更快速地做出调整，因此，最低工资制度对东部地区的促进作用更显著。政府对东部地区的创新干预尤其是研发补贴力度本就强于中部，再加上东部地区具有高技术产业优势，这就导致政府创新干预政策对东部地区产业结构升级的促进作用大于中部地区；通过对比西部和中部地区2003-2018年间最低工资标准的变动可以发现，西部地区最低工资标准的平均增长幅度明显高于中部地区，而且自2000年我国实施西部大开发政策以来，针对西部地区的补贴或税收减免等优惠和扶持政策不断出台，这可能是造成西部地区两个政策对产业结构升级的促进作用均大于中部地区的原因。

东、中部地区交叉项系数均在1%显著水平上为负，西部地区交叉项系数同样为负但不显著，表明东、中部地区回归结果支持两政策叠加实施对城市产业结构升级的协同抑制效应，即验证假说4。而西部地区政策间的协调抑制效应并不显著，原因是西部地区产业结构形态和经济发展水平与东、中部地区有一定差距，而且其自发创新和技术吸收改造能力相对不足，研发补贴等政府资金支持、企业生产利润或外源融资资金等更有可能被用于填补企业研发资金缺口、进行技术创新和产品升级而不会被贸然用于缓解由最低工资标准上升所带来的劳动力成本压力。除此之外，表4中西部地区最低工资标准系数远大于中部，政府创新干预强度回归系数大于东部和中部，且两个政策的协同抑制作用本就比较微弱，这也能在一定程度上说明对于西部地区来说，现阶段主要是发挥两个政策对产业结构升级的促进作用，而两个政策间的协同抑制作用并不明显。

五、稳健性检验和影响机制分析

（一）稳健性检验

1.内生性问题处理

考虑遗漏变量以及最低工资标准、研发创新干预强度作为政策工具对产业结构影响可能存在的内生性问题，以各核心解释变量的滞后一期为对应工具变量，采用两阶段最小二乘法（2SLS）处理内生性问题。针对工具变量的识别不足检验和弱工具变量检验结果强烈拒绝识别不足和弱识别的原假设，表明工具变量选取有效。回归结果汇报在表5中，即模型（11）-（13），最低工资标准及其二次项、政府创新干预强度、交叉项等回归系数仍处于1%显著性水平，系数符号也与预期一致，控制变量的回归结果与基准回归结果基本相同，有效支持了上文总体回归结果。

2.其他稳健性检验

除讨论内生性问题外，还采用以下两种方法进行稳健性检验：第一，分位数回归，采用更不容易受到极端值影响的固定效应中位数回归法进行稳健性检验；第二，缩尾处理，为排除异常值对回归结果造成的影响，将所有变量进行1%双边缩尾处理。上述两种稳健性检验方法的回归结果（表5）显示，各核心解释变量的系数符号与基准回归结果保持一致，且均通过显著性检验，再次证明了上文回归结果的稳健性。

表5 稳健性检验回归结果

（二）影响机制分析：基于居民消费水平和技术创新能力的间接影响机制

基准回归结果支持了最低工资制度和政府创新干预政策对产业结构升级的促进效应，但这种政策影响并非直接作用，更多的是间接影响，为识别两政策对城市产业结构升级的间接作用机制，分别以城市居民消费水平和城市技术创新水平为中介变量，进行中介效应回归分析，模型如下：

其中，W为中介变量，分别取城市居民消费水平（cnsm）和城市技术创新水平（inno）进行回归分析；Y为控制变量集，特别说明，中介效应检验中，居民消费水平是中介变量，因此，此部分控制变量中不包括居民消费水平；δ、μ、π为随机误差项。城市居民消费水平衡量方法与上文保持一致，对于城市技术创新水平，这里参考余泳泽和张少辉（2017）［31］的方法，用发明专利授权数比上单位从业人员总数进行衡量。2003-2016年发明专利授权数据来自CNRDS数据库，2017年、2018年数据来自《中国城市统计年鉴》。回归结果见表6所列，所有核心解释变量和中介变量系数均处于1%显著性水平。

模型（18）、（19）和（3）为以城市居民消费水平为中介变量的回归结果，其中模型（19）显示了最低工资标准与城市居民消费水平之间的正“U”型关系，最低工资标准取值范围为［5.135 8，7.663 9］，拐点值为3.128 6，说明在数据统计区间内，最低工资标准对城市居民消费水平具有正效应，模型（3）的城市居民消费水平系数为正（0.112 6），即居民消费水平对城市产业结构升级有显著促进作用，因此，中介效应回归结果支持假说1中“最低工资标准提升-居民消费水平提高-城市产业结构升级”的中介机制。最低工资标准对城市产业结构升级“倒逼”创新中介机制与居民消费水平中介机制的回归结果一致，同样支持假说1中“最低工资标准提升—倒逼企业技术创新—城市产业结构升级”的中介机制。

模型（18）和模型（21）结果显示，政府创新干预强度对城市产业结构升级具有显著正效应，模型（20）结果表明政府创新干预强度显著促进城市技术创新水平，同时模型（21）结果表明城市技术创新水平可以显著促进城市产业结构升级，即中介效应存在，城市技术创新水平中介效应占总效应的比重为32.69%，且Bootstrap检验P值为0.000，说明中介效应显著，因而，假说3中政府创新干预对城市产业结构升级的技术创新中介机制得以验证。

表6 中介效应回归结果

六、结论与启示

产业结构升级是经济发展与增长的重要演进特征，既是提升产业核心竞争力的重要方式，也是未来经济发展的基础动力。本文基于我国2003-2018年297个地级市面板数据，利用多种回归模型实证分析了最低工资制度和政府创新干预政策双重产业政策对城市产业结构升级的影响，从总体和分地区视角阐释了具体的作用机制，并采用工具变量法、中介效应检验等进行了多种稳健性和影响机制检验。研究结果表明：最低工资标准的提高和政府创新干预力度的加强对城市产业结构升级具有显著促进作用；但两政策在共同影响城市产业结构升级时却存在协同抑制效应；且两种干预政策在不同地区的作用机制存在区域差异，具体表现为东、西部地区干预效应强于中部地区，而政策的协同抑制效应在西部地区并不显著；进一步地，最低工资标准与城市产业结构升级之间呈倒“U”型关系，即存在最低工资标准的临界水平，当最低工资标准高于此水平时，对城市产业结构升级的作用由促进变为抑制，分地区回归结果同样支持上述结论；此外，吸引外商直接投资、提升居民消费水平、政府财政压力增加以及金融发展水平提升也是城市产业结构升级的重要动因。

高质量发展与结构转型升级是我国新形势下深化改革开放和促进经济社会转型发展的重要内容，特别是在我国目前仍然是以直接的结构性干预政策为主导的政府规制体制下，如何评估不同类型产业政策的实施效果就显得更具有实践意义。本文系统阐释了最低工资制度和政府创新干预两种产业干预政策对产业结构升级的影响机制和效果，所得结论具有政策实施和评估方面的实际含义：其一，从政策作用效果看，单一的最低工资制度和政府创新干预政策对产业结构升级都能够起到促进作用，而政策实施的效果既依赖于政策标准和实施程度，更依赖于良序的政府规制过程，有政策可依，有政策必依，稳定的能够持续实施的政府干预机制才可能真正在市场机制下获得预先设定的政策效果；其二，产业政策的协同配合是政府干预政策实施时必须要谨慎设计和组织的关键环节，尽可能减少不同政策同时实施可能产生的摩擦成本，减少制度运行的交易成本，提高政策实施效率；其三，在实施结构升级的产业干预政策时也要注重人力资本结构的高级化政策，人力资本结构的高级化是提高劳动生产率和创新效率的有效途径，上文研究结论已经充分支持了产业结构对于劳动要素成本变化的高度敏感性，政府相关产业规制政策应以高新技术产业对人力资本的需求为导向，加强教育投资力度，培养高技能人才和创新型人才，引进国外先进技术和经验，加速人力资本高级化发展。

注 释：

（1）产业政策的范围界定存在多种解释，从宽泛意义上说，“政府有关产业的一切政策的总和”为产业政策，一般的产业政策至少要包括组织、结构、技术、竞争及劳动政策等，具体可参见杨沐（1989）、Warwick（2013）、周建军（2017）等对产业政策分类的论述［3-5］。