制度质量与高技术产业集聚——基于面板门槛模型的实证研究

尤瑞玲

（常州工学院经济与管理学院，江苏 常州213022）

一、引言

中国经济发展进入由高速增长向高质量增长的过渡时期，为实现经济发展新旧动能转换，推动制造业向全球价值链高端迈进，顺利实施创新驱动的国家发展战略都离不开高技术产业的快速发展。但是，中国的市场机制还不完善，政府为加快高技术产业发展先后采取了政策倾斜，各地区的制度质量也存在一定差异。依据新制度经济学理论，良好的制度质量能够降低资源在区域上配置的内生交易费用，引导人才、技术、资金在地区间合理流动，提高生产要素的生产率[1]。

高技术产业集聚是资金、技术、知识、人才等生产要素向某个特定地理区域内不断汇聚的一个过程，其集聚速度的高低取决于促进创新活动开展和人的潜能充分发挥的制度质量，以及高技术产业发展中产业结构失衡、国际合作、投融资机制等问题的解决[2]。吴敬琏(1999)在《制度高于技术》中提出，决定一个国家或地区高技术产业发展快慢的最重要因素，不是物质资本的数量和质量，而是与人力资本创新潜能发挥相关的经济结构和产业政策等制度环境。相对来说，高技术产业之所以能够快速发展，就在于世界各国经过多年探索都采取了种种优惠措施和政策，在加快高技术产业集聚发展行程里有一套比较有效的投资、产权和激励制度。例如，风险投资制度和有限合伙制度既解决了高技术产业的融资难题，又为产业发展提供了风险和收益分析、管理、咨询等服务[3]。当然，高技术产业的发展更离不开优惠的税收政策、政府的贷款担保和资金扶持等，金融、创意、教育、文化等制度密集型产业对高技术产业发展同样起着至关重要的作用。所谓制度密集型产业，即对制度环境敏感的产业。这些产业交易的频度高，因而交易的合同或契约会比较多；在生产或交易过程中涉及的人比较多，道德风险也比较大。所以，这些产业高度依赖于制度对产权的保护和对合同法的执行效果。而且这些产业的沉淀资本少，流动性大，也是它们对制度环境敏感的一个重要原因。

从现有研究文献来看，众多学者根据新经济地理理论和传统的经济地理理论，借用对制造业集聚水平影响因素的研究方法，研究知识溢出、区位条件、规模经济等因素对高技术产业集聚水平差异的影响。那么，制度质量究竟对城市高技术产业集聚水平提高会产生何种影响，是正相关还是负相关，会产生多大影响呢？基于这些问题，文章在控制GDP、市场、FDI、人力资本、基础设施等经济地理和新经济地理因素的基础上，将制度质量引入到高技术产业集聚水平的计量分析模型中，衡量制度质量对高技术产业集聚水平的影响程度。笔者选取2001-2017 年全国142 个城市为样本，构建面板数据门槛模型，通过识别和检验门槛阈值来划分制度质量的发展阶段。然后进行分区间回归，揭示出制度质量与高技术产业集聚水平提高之间的非线性关系，避免了主观划分制度质量发展阶段导致的回归误差。此外，根据计量分析结果能够客观评价中国城市发展的制度环境，为制定高技术产业发展政策提供理论依据，进而为中国高技术产业快速增长、参与全球分工、优化调整地区产业结构以及迈向全球价值链高端提供决策参考。

二、研究综述

高技术产业集聚是以降低交易费用为目的的制度安排，制度安排在高技术产业集聚过程中起着决定作用。与其他产业相比，由于高技术产业对自然资源依赖性低、规模收益递增和正外部性，更容易趋向于集聚布局，形成高新技术产业区，如硅谷、筑波、新竹等。从既有的研究文献看，制度对产业集聚的影响，主要体现在公共政策、知识保护产权、交易成本等方面，公共政策在高技术产业发展中扮演着重要角色。一是制度对产业发展的影响。Acemoglu 和Helpman 等从技术和投资的角度研究了不同国家契约制度差异对劳动生产率的影响，进而影响一个国家的产业比较优势。Batisse and Poncet 提出地方保护对中国制造业集聚的影响显著。Coe，Helpman and Hoffmaister 在实证研究中发现，制度差异既影响技术溢出效率，又影响技术溢出过程。Gereffi 在对商品链组织与区域劳动分工实证研究中发现，中国制造业已完全融入全球价值链体系，由购买商驱动的商业链组织对产业集聚具有显著的促进作用。中国区域间产业布局不均衡，与东部地区相比，地方保护仅对中西部地区产业集聚的影响显著[4]。二是政府、公共政策对高技术产业集聚的影响。Kim&knaap 认为优越的地理位置、便利的基础设施和政策倾斜是中国经济活动向东部沿海地区集聚的重要因素。政府通常会通过完善基础设施、优化创新环境以及制定相关政策加速高技术产业集聚。同时，政府作为科技创新体系的有机组成部分，对高技术产业投融资、高技术人才引进、科技创新成果转化也起着重要作用[5]。此外，从中国高技术产业发展历程来看，国家的不平衡发展战略、税收政策、产业政策是造成区域间高技术产业集聚差异的重要原因[6，7]。三是制度环境对高技术产业集聚及其溢出效应的影响。Nishimura and Okamur[8]运用229 家小公司的R&D 生产力时发现，单一的产业集聚对R&D 的促进作用不显著。为提高区域企业的R&D 效率，要拓展协作集聚网络。一个地区的制造业行业的集聚水平与国有产业比重成正比，与利税率的高低成反比。

综上所述，现有研究探讨了制度环境与高技术产业发展以及创新绩效的关系，一定程度上反映了制度环境对高技术产业发展的重要性，但制度质量差异对城市高技术产业集聚程度影响的研究较为欠缺。由于中国地域广阔，城市间的资源环境、区位条件、经济发展水平及产业政策都存在较大差异，这决定了不同城市具有不同的高技术产业集聚优势、创新环境和制度质量。为此，文章通过构建制度质量与高技术产业集聚的面板数据模型，利用门槛回归模型验证制度质量与高技术产业集聚的关系。文章的创新之处在于：一是从影响高技术产业集聚的政策和契约制度出发构建制度质量指数，这样构建的制度质量指数更适用于高技术产业发展；二是在研究手法上选取中国142 个地级市为研究对象，利用面板数据门槛回归模型进行经验验证，准确刻画制度质量与高技术产业集聚的非线性关系。

三、研究假设

根据新制度经济学理论，制度质量的提高能够促进高技术产业集聚，进而降低企业间的交易费用使城市间的产业分工不断细化、完善。当然，高技术产业集聚的过程中会产生许多共性制度需求，城市内促进产业集聚的制度质量能够降低交易费用，在城市制度质量不断完善的过程中高技术产业能够得以快速发展[9]。从高技术产业全球价值链分工体系看，高技术产业的国际分工与制度质量优劣也基本一致，良好的制度质量能够促进高技术产业的要素集聚，并不断完善高技术产业体系进而提高其集聚水平[10]。不仅国际上产业分工的日益深入得益于制度质量的提升，城市间的产业竞争行为也可以从制度质量的视角进行研究。制度质量较高的地区往往具有完备的公共服务或基础设施，如教育、交通和医疗等、更高的市场开放度、优美的环境以及较高的社会保障能力，这些因素对区域经济稳定增长具有至关重要的作用，也是高技术产业健康成长的保障。良好的制度环境是高技术产业快速成长的最优“土壤”，也能够使技术创新“自然”生长[11，12]。由于高技术产业对制度环境的择优选择，其技术创新成果会更快的适应市场并推广应用。技术创新水平较高的高技术产业对制度环境的要求“苛刻”：较高的城市化水平、完善的社会保障和中介服务、完备的产权保护制度体系等。一个城市的市场化程度越高，就越能够充分发挥市场机制对资源配置的主导作用，政府对产业发展的干预会相应减少，行业的市场进入和退出容易，则全要素生产率会得到提高[13]。在考虑制度质量地区异质的前提下，非国有经济的发展、对外开放程度、城市化水平、知识产权保护以及信贷资金分配的市场比等制度都会影响当地高技术产业集聚的比较优势。为深入研究制度质量与高技术产业集聚水平提高的门槛效应，应确定是否存在制度质量的影响，故提出研究假设。

假设H1：制度质量的高低与一个城市的高技术产业集聚水平之间存在着显著相关关系。

制度质量的提高是高技术产业集聚水平提高的充分而不必要条件，制度质量的作用相对滞后，然而高技术产业集聚水平的提高并不完全依赖于制度质量的作用，其他途径同样可以实现产业集聚，例如产业政策的调整、吸引外资、对外贸易政策倾斜等。但高技术产业集聚区的持续、稳定发展必然需要制度质量的日益完善，进而提高资金、技术、人才等要素集聚，最终提升高技术产业对经济发展的推动作用。在假设1 的基础上，可以进一步在研究高技术产业集聚区发展的过程中，制度对其集聚水平的提高是否存在门槛特征。

假设H2：制度质量与城市高技术产业集聚水平之间呈非线性关系。

制度质量对高技术产业集聚水平的影响存在门槛值，在门槛阈值前后二者间的关系变化显著。从逻辑上看，主要存在以下几方面的原因：第一，制度质量对高技术产业集聚水平的影响在门槛阈值前后出现了突变。制度质量改进的过程中通过循环累积作用产生溢出效应，进而增强了其对高技术产业集聚水平提高的促进作用，其促进作用在门槛值前后显著不同。也就是说，一个城市高技术产业集聚发展不可能匀速进行的，可能存在一个或几个跃升的“拐点”。第二，可能在某一阶段，制度的完善对高技术产业集聚水平提高的影响不显著，或者呈负相关关系。由于制度的发展涉及到复杂博弈，制度质量的提高存在一定成本且其效果具有滞后性使得制度的完善在短期内收效甚微。此外，由于信息获取的不完备、不及时，当制度质量处于“不确定性”阶段时，其优势不明显甚至不存在。第三，随着制度质量的持续提升，它对高技术产业集聚的边际贡献将逐渐降低，当制度质量达到较高的门槛阈值后，它对推动高技术产业集聚水平的促进作用会变得不显著。

四、模型设定、变量说明

1. 门槛模型的设定

根据以上理论分析可知，当制度质量处于不同的发展阶段时，一个城市的制度质量与高技术产业集聚水平之间呈显著的非线性特征，即在门槛值前后呈不同的相关关系。根据研究需要，文章选用面板数据门槛模型、合理的制度质量和样本城市进行研究。

由于人为划分制度质量发展阶段存在一定的偏差，文章采用Hansen(1999)的面板门槛模型，根据门槛值来划分制度质量区间，进而在研究不同区间内制度质量与高技术产业集聚水平提高之间的关系。首先，设定单一面板门槛模型，可根据情况扩展到双重面板门槛模型。其设定如下：

式(1)中，i 表示城市，t 表示年份，y 为被解释变量代表高技术产业集聚水平，Insit表示制度质量，亦为主要解释变量，Wit为门槛变量，γ 为门槛值，H 代表示性函数，符合相应条件时H 取值为1，否则取值0。Xit代表对高技术产业集聚水平影响显著的一组干扰变量，包括FDI、基础设施水平、人力资本、政府科技投入、交通运输便利程度等。μi为个体差异，εit为随机干扰项。单一门槛模型认为存在且仅存在一个门槛值，但是，计量分析结果可能会出现两个以上门槛值。如果存在两个门槛值，可以将门槛变量分为三个区间进行分组检验，以此类推，其模型构建不再列出。

2. 门槛模型的假设检验

（1） 门槛效应的显著性检验

检验式(1)中的β1和β2是否存在显著性差异，H0：β1=β2为原假设，H1：β1≠β2为备选假设，这样，就得到了F 统计量的似然比检验(LR test)统计量：

其中，S0为在原假设H0下得到的残差平方和。F1统计量的分布是非标准的，故Hansen 提议采用Bootstrap（自抽样法）来获得其渐进分布，基于此结构的P 值也是渐进有效的。

（2） 门槛值γ 的一致性检验

显著性检验完成后，利用Hansen(1999)的方法估计出门槛值γ 以后，并对门槛值γ 进行一致性检验。原假设为：H0：=γ0，备选假设为：H1：≠γ0。由式(2)可得似然比检验(LR)统计量：

若存在LR1(γ)＞c(α)，则拒绝原假设，α 代表显著性水平，据此画出似然比检验图，观察门槛值的置信区间及拒绝域。

3. 变量说明

（1） 被解释变量的测定

在众多的衡量产业集聚度的指标中，区位熵是测度高技术产业在区域集聚度和专业化水平的常用指标。其计算公式如下：

其中，θi为某城市高技术产业的产值（或就业人数）；∑θi为该城市的总产值（或就业总人数）；Ei为全国高技术产业的总产值（或就业人数）；∑Ei为全国的总产值（或总就业人数）。

（2） 门槛变量的选取

制度质量的度量没有一个特定的标准，作为一个比较复杂的体系，它涉及到各种制度的质量衡量，衡量的方法也不尽相同，其价值体现在竞争力、收入差距、政治治理、社会和谐及企业家活动等方面。现有文献在研究地区之间的制度质量差异时，代理变量多选用可观测的经济变量。张莉、黄汉民、郭苏文(2014)[1]选用产权关系、对外开放程度、政府效率和合约实施制度质量等四个指标衡量各地区的制度环境。肖利平、郭熙保(2011)选取市场化指数、民营经济的发展、法治环境、经济外向度和政府干预等指标作为制度质量的代理变量。借鉴樊纲的市场化指数[14]，文章构建的制度质量变量由政府对市场的干预程度、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、专利保护与法律环境五方面的指数构成。由于难以区分各个指数重要程度的差异，文章选取它们的算术平均值作为城市制度质量指标的值。制度质量指标体系的构建见表1。

表1 制度质量指标体系

为了使制度质量及各分项指标跨年度可比，文章将基期年份设定为2000 年，并对2000 年的各单项指标进行标准化处理，使其最大值为10，最小值为0，跨年度变化后其值可能大于10 或小于0。其计算公式如下：

其中，t 表示所计算指标的年份，下标的(0)i 指标在基期年份的值。此外，城市的传统文化、价值观、伦理道德和风俗习惯等非正式制度也会影响高技术产业的选址、生产与经营，而且非正式制度能够降低交易费用、促进生产协作、获得规模经济、降低不确定性获得比较优势。由于数据可得性问题，文章没有将这些反映城市非正式制度差异的变量纳入计量模型。

（3） 控制变量

参考现有的研究文献，选取影响高技术产业集聚水平的因素即人均GDP、人力资本、科技投入、邮电收入、基础设施等为控制变量。2001-2017 年的人均GDP、邮电收入和科技投入以2000 年为基期进行平减后，并取对数处理。人力资本是反映城市要素市场发育程度的指标，用每万人大学生人数表示。基础设施是高技术产业集聚的基本要求，用每万人拥有公共汽车、出租汽车数量表示。

4. 样本选择及数据来源

文章选择的样本城市为国家级高新技术产业园区所在的城市，其中包括省会城市、直辖市、计划单列市以及一部分地级市等142 个城市，涵盖了所有的省会城市、直辖市、计划单列市以及拥有国家级高新技术产业开发区的地级市，对研究主题具有代表性和研究价值。被解释变量、控制变量和门槛变量计算过程中所用到的数据来自2001-2018 年《中国城市统计年鉴》以及各市2001-2018 年的《统计年鉴》。

五、计量分析与结果说明

首先，采用静态面板数据模型来验证制度质量对高技术产业集聚水平的影响；然后，用面板门槛模型估计门槛值γ；最后，根据门槛值对样本进行分组回归。

1. 制度质量与高技术产业集聚水平的提高

运用Stata16.0 计算以上各变量的AIC 和BIC 信息准则，其膨胀因子的平均值为2.43，最大值为2.87，最小值为2，远低于指标值10，基本上可以排除变量间存在多重共线性的情况。首先对数据进行随机效应和固定效应回归，然后进行Hausman检验，根据检验结果，确定应该使用固定效应模型。此外，为了避免异方差对面板数据的干扰，对回归结果又进行了稳健性标准误差估计。

从表2 的实证分析结果来看，制度质量对城市高技术产业集聚水平的影响显著为正。具体来看，在对控制变量人均GDP、人力资本、邮电收入、基础设施和科技投入等逐一添加实施控制的过程中，制度质量对高技术产业集聚的影响表现为稳健的正相关关系，且保持较高的显著性水平。表中的最后一列列出了考虑异方差的估计，结果表明制度质量的作用依然是稳健的。可以得出以下结论，制度质量的提高可以改善营商环境、提高政府工作效率、降低不确定性、吸引高技术人才集聚、提高高技术产业资源配置效率，通过高技术产业的持续集聚形成城市经济发展的比较优势，增强高技术产业的经济竞争力，进而验证了假设H1。

表2 制度质量与高技术产业集聚水平的提高

2. 基于门槛模型的估计

在假设H1 得到验证以后，进一步构建面板数据门槛模型来检验假设H2。首先，利用Stata14 估计门槛阈值并进行显著性检验；然后，为考察阈值前后的非线性关系，使用门槛阈值进行分组回归，并深入检验不同制度维度的门槛效应；最后，深入分析中国城市的制度质量与门槛阈值的相对关系。

（1） 门槛值的估计

为了确保制度质量对高技术产业集聚水平影响的门槛值估计的真实性，首先应检验是否存在门槛阈值，即门槛效应是否显著；若存在，就需要依据门槛阈值的数目确定门槛模型的具体形式。然后，依次按照不存在门槛、存在1 个、2 个或3 个门槛值的假定，逐一对式(1)进行估计。为消除个体效应的影响，文章在对式(1)进行组内去心处理的基础上，采用面板数据固定效应模型估计出解释变量的估计值和残差平方和，再用格栅搜索方法筛选出最小残差平方和所对应的门槛值。最后，运用门槛值的F 统计量和P 值（利用BOOTSTRAP 法得出） 分别对模型的门槛值进行显著性检验，见表3，对其进行显著性检验的目的是为了将门槛值的估计值与真实值进行比较，检验二者是否存在显著区别，零假设为不存在门槛值。

表3 门槛效应的显著性检验

从表3 可以看出，单一门槛效果在5%水平上显著，双重门槛在1%水平上显著，双重门槛的门槛值分别为8.385 和11.89。显然，使用双重门槛模型可以较好地描述门槛变量和被解释变量的关系变化，并且适当降低自由度的损失。

（2） 对门槛值的检验

利用Stata16.0 绘制似然比函数(LR)图以便清楚地呈现门槛值和置信区间的构造过程，门槛阈值(Ins)的估计值是LR 等于零时的取值，在文章的双重门槛模型中分别是8.385（见图1） 和11.89（见图2）。为了保证双重门槛模型回归的合理性，分别对门槛值进行显著性检验和真实性检验，即进一步考察门槛值与其他可能的临界值是否存在显著差异。图1 和图2 的似然比函数图清晰地呈现出了门槛估计值的大小及其相应的置信区间。

图1 第1 个门槛值和置信区间

图2 第2 个门槛值和置信区间

Hansen(1999)提出并首次运用BOOTSTRAP 构建渐进分布和似然比统计量LR，在学术界得到了普遍认可和广泛运用。在95%的置信水平下如果门槛估计值对应的置信区间过大，说明门槛估计值不准确，存在一定偏差；反之，则说明门槛估计值是可以接受的，应拒绝解释变量门槛值不存在的假设。在似然比函数图1 和图2 中，实线为似然比统计量LR，图中虚线以下部分为95%置信区间下的似然比门槛值，门槛值为LR 无限趋近于0 的点。结合显著性检验结果，模型中两个门槛值的95%的置信区间是在LR 值小于5%显著性水平下的临界值7.35（对应图中的虚线） 所构成的区间，其足够小，处于原假设范围内，说明门槛值是真实的。

（3） 不同制度质量区间样本的描述性统计

根据这两个门槛值，可以将制度质量划分为三个区间：制度质量较低（0≤ins≤8.385）、制度质量中等（8.385≤ins≤11.89） 和制度质量较高（ins≥11.89）。根据制度质量划分的区间列出各区间内样本数合计见表4，制度质量较低的样本百分比为45.5%，制度质量中等的样本百分比为43.8%，制度质量较高的样本百分比为10.7%。将东北地区、东部地区、中部地区和西部地区进行对比来看，东北地区、中部地区和西部地区的制度质量较低的样本比例较高；东部地区制度质量中等的样本所占比例最高，为50%；制度质量较高的样本主要集中在东部地区。从总体上看，制度质量较低和中等的样本百分比分别为45.5%和43.8%，制度质量较高的样本百分比仅为10.7%，说明为加快高技术产业集聚，推动产业结构升级，中国城市的制度环境需要持续改善。

3. 基于门槛值的分组估计结果与分析

得到门槛阈值后，文章利用双重门槛模型将制度质量分为低（小于等于8.385）、中（8.385 与11.89 之间）、高（大于等于11.89） 三个区间分别进行回归估计见表5。从六个控制变量的估计结果来看，人均GDP、科技投入和人力资本与高技术产业集聚水平呈显著正相关，人均道路面积、邮政电信收入与高技术产业集聚水平呈显著负相关，市场潜力与高技术产业集聚呈负相关但不显著。

文章构建双重门槛模型的核心是在搜索出制度质量强度门槛的基础上考察不同制度质量区间内制度质量对高技术产业集聚水平的影响，表5 中Low、Middle 和High 分别表示在较低、中等、较高三个制度质量区间的估计结果。在制度质量较低的区间，制度质量对高技术产业集聚水平的影响在1%的置信水平上呈显著正相关关系，说明在高技术产业发展初期，制度质量对高技术产业集聚的促进作用比较显著。在制度质量中等区间，制度质量与高技术产业集聚水平的影响依然在1%的置信水平下呈显著的正相关关系，但系数(0.073155)高于较低区间的系数(0.42803)，说明制度质量跨过第一个门槛值后，对高技术产业集聚水平提高的促进作用明显增强。然而，跨过第二个门槛值后，制度质量对高技术产业集聚水平提高的影响在1%的显著性水平下降低到0.018376，也就是当制度处于较高水平时，对高技术产业集聚水平提高的促进作用降低了。从双重门槛模型的分组回归结果来看，两个门槛值将制度质量与高技术产业集聚水平分隔成了三段互不相同的关系，呈现出了制度质量与高技术产业集聚之间的非线性关系，验证了研究假设H2。

表4 不同制度质量区间按四大经济区排序的样本数合计

表5 基于门槛值的分区间估计

六、结论

文章对制度质量的门槛值、制度质量与高技术产业集聚水平提高的关系及其在门槛值前后的关系变化进行了深入探讨。通过对我国142 个城市进行实证研究，证实了制度质量对高技术产业集聚水平提高的影响存在2 个门槛值。实证结果表明：

通过将控制变量逐一添加实施控制的过程中发现，制度质量对高技术产业集聚度的影响一直在较高的显著性水平下保持着正相关关系。说明随着制度质量的提高，能够降低高技术企业生产与经营的内生交易费用，提高高技术产业的集聚水平。一个城市的制度质量越高，政府的工作效率就越高、对外开放程度也越高、公共服务也比较便利、生产要素的流动性也较强，越能够吸引高技术企业向该城市迁移与集聚。

利用面板数据门槛模型估计门槛阈值，对其显著性进行检验，结果表明，双重门槛在1%的水平下显著，单一门槛在5%的水平下显著，三重门槛不显著。双重门槛模型的估计结果将样本分三个区间分别进行回归，两个门槛值将制度质量对高技术产业集聚水平的影响分隔成了三段互不相同的关系，说明制度质量对高技术产业集聚度提高的呈非线性关系。

通过对门槛模型回归结果的统计，在四大经济区域中，制度质量较高区间的样本主要位于东部地区，制度质量中等区间的比例也是东部地区最高达到50%。东北地区、中部地区和西部地区则以制度质量较低区间为主体，极少数年份达到制度质量较高区间。形成这样的格局主要是由于东部地区区位优越、经济发达、人力资源丰富，政府注重完善制度环境，提高市场化水平。

制度质量的提高为中国培育高技术产业集群、提高自主创新能力、向价值链高端攀升、优化产业结构提供了有力支撑。党的十九大报告指出，要加快完善社会主义市场经济体制。社会主义市场经济体制的完善需要加强经济、法制、知识产权保护等配套服务的制度性建设，提高公共机构和中介组织的服务质量。市场经济体制的完善是一项系统工程，涉及到政治、经济、法制、社会文化等方面，其中必然伴随制度变迁、制度环境的改善及制度质量的提高。因此，文章的实证研究利用制度门槛机制可以破解制度质量提高的代价问题。从制度质量与高技术产业集聚水平提高的关系看，中国目前正处于制度质量收益期，为保证制度质量的稳步上升应重视以下几方面：优化政府管理制度，为高技术企业营造良好的成长环境；遏制地方保护政策，加强产业发展的地理分工；放松价格管制，发挥市场机制的主导作用；创新企业投融资制度，开放资本市场。