產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量升級(jí)是產(chǎn)業(yè)集群融入全球價(jià)值鏈中高端的重要途徑。文章基于全球價(jià)值鏈視角探討了國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量升級(jí)的機(jī)理,以熵權(quán)法測(cè)度了兩者的發(fā)展水平,并實(shí)證檢驗(yàn)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(shì)上具有較強(qiáng)的一致性;國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)對(duì)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(qiáng)。 

【文章來(lái)源】：統(tǒng)計(jì)與決策. 2020,36(15)北大核心CSSCI

【文章頁(yè)數(shù)】：5 頁(yè)

【部分圖文】：

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

�、删l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(lái)看，東部沿海地區(qū)憑借區(qū)位優(yōu)勢(shì)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(guó)平均發(fā)展水平來(lái)看，2013—2017年制造業(yè)質(zhì)量與國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)均呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)，并且兩者在演進(jìn)趨勢(shì)上表現(xiàn)出較高的相關(guān)性（見(jiàn)圖2）。0.60.50.40.30.20.1020132014201520162017產(chǎn)業(yè)質(zhì)量國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)圖2產(chǎn)業(yè)質(zhì)量與國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)演變趨勢(shì)3實(shí)證結(jié)果分析3.1基本回歸結(jié)果分析首先，利用交互項(xiàng)模型，采用2013—2017年中國(guó)30個(gè)省份（不含西藏和港澳臺(tái)）面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。在實(shí)證中，本文采用最小二乘法并控制地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)來(lái)檢驗(yàn)國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)對(duì)產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量升級(jí)的作用效果（見(jiàn)表2）。表2第（1）列顯示了國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)與產(chǎn)業(yè)集聚度交互項(xiàng)對(duì)制造業(yè)質(zhì)量的影響。其系數(shù)顯著為正，這表明國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的改善確實(shí)能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)質(zhì)量升級(jí)，并且國(guó)家質(zhì)量基礎(chǔ)對(duì)產(chǎn)業(yè)質(zhì)量的影響程度會(huì)隨著產(chǎn)業(yè)集聚度的提升而顯著增強(qiáng)，因此可以推出，國(guó)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(yàn)證。其次，為進(jìn)一步驗(yàn)證上述實(shí)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(jì)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(xiàng)的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值有所下降，這說(shuō)明未考慮控制變量回歸模型的設(shè)定過(guò)于簡(jiǎn)單，忽略了其他可能性因素對(duì)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(wèn)題；另一方面

【參考文獻(xiàn)】：
期刊論文
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