產(chǎn)業(yè)集聚、市場競爭性與勞動生產(chǎn)率
——基于高技術產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證分析

一 引 言

在供給側(cè)改革的背景下，經(jīng)濟增長的動力正由傳統(tǒng)要素投入驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入“新常態(tài)”階段，發(fā)展方式不再單純依靠規(guī)模上的擴張而是依靠技術進步帶來質(zhì)量上的提升。因此，在經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型升級時期，技術創(chuàng)新相對更活躍的高技術產(chǎn)業(yè)有了更廣闊的發(fā)展空間。面對我國“人口紅利”效應遞減，企業(yè)勞動力低成本比較優(yōu)勢減弱，世界經(jīng)濟復蘇跡象并不明朗，外部有效需求不足等情況，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)增長缺少強勁的動力，一些產(chǎn)業(yè)部門出現(xiàn)嚴重的產(chǎn)能過剩。然而，在國家政策支持和要素供給充裕的利好條件下，高技術產(chǎn)業(yè)持續(xù)地快速發(fā)展(衛(wèi)平和郭江，2017)[1]，2015年，高技術產(chǎn)業(yè)的主營業(yè)務收入已經(jīng)超越13萬億，增長速度為9.8%，超過當期GDP的增長速度。

產(chǎn)業(yè)發(fā)展迫切需要創(chuàng)新注入新的增長動力，具有高附加值、高增長率特點的高技術產(chǎn)業(yè)在信息技術快速發(fā)展的推動下形成了集聚，發(fā)揮規(guī)模報酬遞增的機制，而產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率有明顯的正向效應(惠煒和韓先峰，2016[2]；陳利泰和張祖妞，2011[3]；Ciccone,2002[4])。尤其是在全球經(jīng)濟一體化的背景下，全球產(chǎn)業(yè)價值鏈的分工和合作進一步加深，發(fā)達國家的大型跨國公司保持甚至不斷提升自身產(chǎn)業(yè)價值鏈高附加值環(huán)節(jié)的優(yōu)勢地位，而發(fā)展中國家的企業(yè)現(xiàn)階段還不能超越處于產(chǎn)業(yè)價值鏈高附加值環(huán)節(jié)的跨國企業(yè)，而只有抓住全球產(chǎn)業(yè)分工中的部分重要環(huán)節(jié)，以此為突破，促進企業(yè)較快地由產(chǎn)業(yè)價值鏈低端向高端轉(zhuǎn)變。高技術產(chǎn)業(yè)是我國國民經(jīng)濟中具有重要戰(zhàn)略地位的產(chǎn)業(yè)，關乎我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級(汪傳旭和任陽軍，2016)[5]。根據(jù)高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢，高技術產(chǎn)業(yè)最有可能成為我國實現(xiàn)以創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟增長的支柱產(chǎn)業(yè)之一，助推我國產(chǎn)業(yè)價值鏈整體向高附加值轉(zhuǎn)變。因此，關于高技術產(chǎn)業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率之間的關系問題值得關注和討論，對實現(xiàn)經(jīng)濟長期的、穩(wěn)定的、高質(zhì)量的增長具有重要戰(zhàn)略意義。

二 文獻綜述

世界各個國家或地區(qū)的生產(chǎn)率表現(xiàn)出巨大差異，其中外部性影響作用十分重要(范劍勇和石靈云，2009)[6]。馬歇爾(1890)[7]最早提出了“外部經(jīng)濟”理論，他認為集聚會產(chǎn)生勞動力市場的共享、投入的共享以及知識外溢，產(chǎn)生外部規(guī)模經(jīng)濟，進而影響勞動生產(chǎn)率，通常稱為“馬歇爾外部性”。Jacobs(1969)[8]認為行業(yè)的多樣性更易于產(chǎn)生知識溢出的外部性，是技術創(chuàng)新的重要來源，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長。外國學者對產(chǎn)業(yè)集聚影響生產(chǎn)效率問題進行了大量的實證研究。Cicccone(2002)[4]利用歐洲5個國家628個地區(qū)的跨部門數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，這5個國家的就業(yè)密度與勞動生產(chǎn)率之間的彈性系數(shù)是4.5%。Henderson(2003)[9]研究認為一個區(qū)域通常會有產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚和產(chǎn)業(yè)多樣化集聚并存的情況，且與產(chǎn)業(yè)多樣化相比，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化即“馬歇爾外部性”是顯著的。Gopinath et al.(2004)[10]認為美國制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率之間是倒“U”形的二次關系。Brülhart和Mathys(2008)[11]研究得出，從長期來看，產(chǎn)業(yè)集聚效應對生產(chǎn)效率的正向作用會逐漸加強。Klein和Crafts(2015)[12]研究得出，美國工業(yè)專業(yè)化程度與生產(chǎn)率的提高有關，而產(chǎn)業(yè)多樣性對生產(chǎn)率的正向影響只有在大城市表現(xiàn)顯著。

國內(nèi)學者對產(chǎn)業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率的關系也給予大量的關注，并且涌現(xiàn)出很多具有現(xiàn)實價值的研究成果。程大中和陳福炯(2005)[13]研究發(fā)現(xiàn)，除房地產(chǎn)業(yè)以外，我國服務業(yè)相對密集度對勞動生產(chǎn)率具有正向效應，驗證了“凡爾登定律”。范劍勇和石靈云(2009)[6]將產(chǎn)業(yè)的外部性分為產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚和關聯(lián)產(chǎn)業(yè)集聚，并通過實證檢驗得出，產(chǎn)業(yè)外部性對勞動生產(chǎn)率具有明顯的正向影響，并且關聯(lián)產(chǎn)業(yè)集聚效應要比產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚效應更弱。張海峰和姚先國(2010)[14]分別檢驗了產(chǎn)業(yè)專業(yè)化“馬歇爾外部性”和產(chǎn)業(yè)多樣化“雅各布斯外部性”對勞動生產(chǎn)率的影響，研究結果表明，規(guī)模以下工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高更得益于產(chǎn)業(yè)多樣化，即“雅各布斯外部性”，而產(chǎn)業(yè)專業(yè)化的影響并不顯著。蔡敬梅(2013)[15]通過空間誤差模型檢驗發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚的城市化效應對勞動生產(chǎn)率的提高具有顯著的推動作用。孫浦陽等(2012)[16]分別研究了我國工業(yè)和服務業(yè)集聚對其勞動生產(chǎn)率的影響，兩類影響差異較大，從長期看，工業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率提高影響要強于服務業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率的影響。楊勇(2015)[17]研究發(fā)現(xiàn)，旅游產(chǎn)業(yè)集聚具有的典型性產(chǎn)業(yè)鏈式外部性，是影響旅游業(yè)勞動生產(chǎn)率的重要因素。申樸等(2015)[18]在不設定比較優(yōu)勢的情況下，證明了服務業(yè)空間集聚對服務業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高具有促進作用?；轃樅晚n先峰(2016)[2]研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率的促進作用顯著，并通過面板門檻模型進一步發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率非線性動態(tài)影響是顯著的。紀玉俊和張莉鍵(2017)[19]研究發(fā)現(xiàn)，將對外開放水平作為門檻變量，服務業(yè)集聚能夠有效利用對外開放的有利條件促進經(jīng)濟增長。

綜上所述，近些年來有關產(chǎn)業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率關系的研究成果頗豐，但仍有值得深入討論和改進的地方。首先，國內(nèi)學者大部分研究工業(yè)集聚和服務業(yè)集聚整體對生產(chǎn)率的影響，且在量化產(chǎn)業(yè)集聚時，往往側(cè)重產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化和多樣化其中的一類。本文認為隨著我國市場經(jīng)濟體制的不斷完善，分析產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率的影響不僅要考慮專業(yè)化和多樣化，還應考慮市場競爭性。原因是產(chǎn)業(yè)集聚會加劇市場競爭，而市場競爭因素會反作用于勞動生產(chǎn)率，尤其在科學技術快速更新的時代，知識技術密集型產(chǎn)業(yè)市場競爭尤為激烈。高技術產(chǎn)業(yè)是知識技術密集型產(chǎn)業(yè)，目前發(fā)展速度比較快，同時，具有技術研發(fā)性質(zhì)的行業(yè)比其他行業(yè)在空間上更容易集聚(Buzard和Carlino,2013)[20]，因此市場競爭外部效應對勞動生產(chǎn)率的影響不能忽視，但是現(xiàn)有文獻關于高技術產(chǎn)業(yè)集聚的研究，尤其是高技術產(chǎn)業(yè)集聚外部性與勞動生產(chǎn)率的關系研究仍有不足。其次，對兩者線性關系的研究較多，而高技術產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率的非線性影響研究鮮有。第三，目前我國處于后工業(yè)化階段，需求側(cè)治理難以有效促進經(jīng)濟增長，因此本文將結合我國當前供給側(cè)改革的背景，從高技術產(chǎn)業(yè)供給角度，探討我國高技術產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率的影響，這對于我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級具有重要的現(xiàn)實意義。

三 模型設定、變量構造與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設定

根據(jù)前文的理論機制分析，考慮我國高技術產(chǎn)業(yè)供給因素對勞動生產(chǎn)率的影響，以及保持模型的穩(wěn)定性和控制其他可能影響高技術產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的因素，本文建立如下的基本方程進行回歸估計，分析專業(yè)化外部效應、多樣化外部效應與市場競爭外部效應對高技術產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響：

lnYit=β0+β1Xit+β2controlit+υi+μt+εit

(1)

(2)

其中,Yit為被解釋變量，本文采用勞動生產(chǎn)率labpit表示(下標i代表省份，t表示年份)；高技術產(chǎn)業(yè)集聚Xit為本文關注的核心解釋變量，根據(jù)理論機制分析，將高技術產(chǎn)業(yè)集聚外部性具體細分為專業(yè)化speit、多樣化divit、產(chǎn)業(yè)集聚的市場競爭性makit；υi表示省級地區(qū)效應；μt為時間效應；εit是方程的隨機擾動項。本文根據(jù)以往文獻研究，選取影響高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的其他重要控制變量Controlit：資本投入水平(k)、外商直接投資(fdi)、政府干預程度(gov)、勞動力投入水平(l)、各省級地區(qū)工資水平(wage)、信息化程度(mail)、基礎設施建設水平(inf)。

(二)變量構造

1.被解釋變量：高技術產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率labpit。勞動生產(chǎn)率為勞動力要素投入的生產(chǎn)率，具體用高技術產(chǎn)業(yè)勞均總產(chǎn)值(高技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值與年均從業(yè)人員之比)來衡量。范劍勇(2006)[21]、劉修巖(2009)[22]以及孫浦陽等(2013)[16]在研究產(chǎn)業(yè)集聚與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的關系中都采用了這一衡量指標。

2.核心解釋變量：高技術產(chǎn)業(yè)集聚。在以往相關研究中，產(chǎn)業(yè)集聚通常選取就業(yè)密度指標衡量，但是隨著我國“人口紅利”效應的銳減和城鎮(zhèn)化規(guī)模的擴張，會大大降低以就業(yè)密度衡量的產(chǎn)業(yè)集聚程度(顧乃華和陳秀英，2015)[23]，由此本文主要借鑒了楊仁發(fā)(2013)[24]、祝樹金等(2014)[25]以及程中華和劉軍(2015)[26]的度量方法，將高技術產(chǎn)業(yè)集聚效應具體細分為專業(yè)化spe、多樣化div、市場競爭性mak，其測算公式如下：

speit=ei/Ei

(3)

(4)

makit=(Ni/Zi)/(∑Ni/∑Zi)

(5)

其中，ei為第i個省級地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占該省份總就業(yè)人數(shù)的比重，Ei表示第i個省級地區(qū)所有高技術產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全部省份總就業(yè)人數(shù)的比重，Ni是第i個省級地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)目，Zi表示第i個省級地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值。

3.控制變量: 參考以往相關文獻，梳理出回歸分析時需要控制的變量。(1)資本投入水平(k)：用固定資產(chǎn)投資額占GDP的比重衡量；(2)外商直接投資(fdi)：高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在一定程度的對外依賴，用外商實際投資額占GDP比重來表示；(3)政府干預程度(gov)：政府宏觀政策對高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展有重要的影響作用，采用財政支出占GDP比重來表示；(4)勞動力投入水平(l)：選取就業(yè)人員年均數(shù)量；(5)各省級地區(qū)工資水平(wage)：工資水平越高對科技人員的吸引力越強，也就有利于高技術產(chǎn)業(yè)提高生產(chǎn)效率，本文選用省級地區(qū)平均工資表示；(6)信息化程度(mail):信息化發(fā)展程度也是推動高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素，本文采用人均郵電量來衡量；(7)基礎設施建設水平(inf)：在基礎設施條件相對較好情況下，更利于高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素的自由流動，降低交易成本和運輸費用，本文采用省級地區(qū)人均城市道路面積來衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文選取的變量較多，從研究的整體性考慮，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)的有效性和獲取性原則，將樣本區(qū)間確定為：2001-2010年。最終利用全國31個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫》及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，并進行計算整理。表1反映了全國31個省級地區(qū)各變量的統(tǒng)計特征。

表1 全國31個省級地區(qū)各變量的統(tǒng)計特征

四 檢驗結果與分析

本文選取的是全國31個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，為得到可靠的計量結果，需要確定適于本文面板數(shù)據(jù)模型的具體估計方法。通過F檢驗的P值均為0.0000，因此要拒絕原假設，表明模型中存在固定效應；其次通過豪斯曼(Hausman)檢驗可以驗證模型是否存在隨機效應。由于使原假設成立的P值為0.0000，即拒絕原假設，應該采用固定效應模型。

(一)實證結果與分析

通過Stata12軟件，運用全國31個省級地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)2001-2010年的平衡面板數(shù)據(jù)，將高技術產(chǎn)業(yè)集聚效應具體分為專業(yè)化外部性spe、多樣化外部性div、市場競爭外部性mak對勞動生產(chǎn)率進行回歸估計。Gopinath et al.(2004)[10]認為美國制造業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率之間是倒“U”形的二次關系，為檢驗我國高技術產(chǎn)業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率是否也存在倒“U”形的二次關系，本文將在模型2、模型4以及模型6分別加入專業(yè)化spe、多樣化div、市場競爭性mak的平方項。固定效應回歸結果如表2所示。

表2 高技術產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率固定效應模型的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平顯著；()內(nèi)表示穩(wěn)健的標準誤。

從高技術產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對勞動生產(chǎn)率影響方面看，專業(yè)化集聚系數(shù)在5%顯著性水平下為正，表明高技術產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對勞動生產(chǎn)率的提高具有正向效應。模型1的回歸結果中，控制變量回歸系數(shù)顯著為正的分別是資本投入水平k、外商投資水平fdi、工資水平lnwage、信息化程度lnmail、基礎設施建設水平lninf，這說明以上變量對高技術產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有促進作用，其中從外商投資水平fdi系數(shù)可以看出，勞動生產(chǎn)率受其影響程度較大，即高技術產(chǎn)業(yè)對外資依賴程度較高。而政府干預程度gov和勞動力投入水平l的回歸系數(shù)為負，說明政府干預程度越高越不利于高技術產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升，可能源于在受到中央管理部門和追求當?shù)亟?jīng)濟增長目標的雙重約束下，地方政府對市場的干預行為并沒有促進高技術產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。由于高技術產(chǎn)業(yè)屬于知識技術密集型產(chǎn)業(yè)，對勞動者的知識水平有更高要求，而檢驗結果顯示勞動力投入系數(shù)為負，這說明勞動力投入對生產(chǎn)效率產(chǎn)生了抑制作用，也意味著勞動力投入數(shù)量上的增多并不會提升高技術產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，因此高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展還需要更多具備高級知識和技術的勞動力投入。

從高技術產(chǎn)業(yè)集聚多樣化和市場競爭性對勞動生產(chǎn)率的影響方面看，多樣化div系數(shù)為正但并不顯著，市場競爭性mak系數(shù)在1%顯著性水平下為-0.09，說明高技術產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的市場競爭性對勞動生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了負向影響，可能是市場競爭機制還不夠完善阻礙了勞動生產(chǎn)率的提高。從企業(yè)制度角度分析，大型國有企業(yè)過分依賴政府給予的壟斷地位，缺少市場競爭機制，因此這類企業(yè)對研發(fā)投入的積極程度并不高(龔剛，2016)[27]，這可能是影響高技術產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的重要因素之一。

從高技術產(chǎn)業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率之間的非線性關系看，模型2在加入spe2變量后，回歸結果顯示在5%顯著性水平下，一次項系數(shù)為正，而二次項系數(shù)為負。表明高技術產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚與勞動生產(chǎn)率之間存在非線性關系，并且是倒“U”形的二次關系。當高技術產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚程度spe*接近5.54水平時，專業(yè)化集聚對勞動生產(chǎn)率具有正向效應，如果超過臨界值spe*則產(chǎn)生負向效應。根據(jù)本文所選樣本，廣東省高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化的程度最接近正向效應的最大值，上海市、江蘇省和天津市的高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化對勞動生產(chǎn)率促進作用的影響程度也高于其他省份。同理，在模型4和模型6中分別加入div2變量和mak2變量，檢驗結果顯示，兩個模型一次項的回歸系數(shù)為負，二次項回歸系數(shù)為正，且有顯著性。說明高技術產(chǎn)業(yè)集聚多樣化和市場競爭性與勞動生產(chǎn)率之間存在著非線性的U形關系，這就意味著高技術產(chǎn)業(yè)集聚多樣化和市場競爭性水平超過臨界值后，對勞動生產(chǎn)率是遞增的影響，多樣性div*轉(zhuǎn)折點為2，市場競爭性mak*為7.47。在全國31個省級地區(qū)中，高技術產(chǎn)業(yè)集聚多樣化對勞動生產(chǎn)率是遞增影響的省級地區(qū)共有16個，而市場競爭性對勞動生產(chǎn)率達到正向影響的省級地區(qū)還沒有。這就意味著各地區(qū)市場競爭機制還不夠完善，要充分發(fā)揮市場配置資源的基礎作用，在供給側(cè)改革目標下，發(fā)展知識和技術密集型產(chǎn)業(yè)是關鍵，尤其是高技術產(chǎn)業(yè)，要想獲取在國際產(chǎn)業(yè)價值鏈中的優(yōu)勢地位，需要良好的市場競爭環(huán)境，企業(yè)才能加大對創(chuàng)新研發(fā)的投入，將新技術和新產(chǎn)品投放到市場中。因此宏觀上，政府應轉(zhuǎn)變經(jīng)濟管理模式，建立有效的競爭機制，加強企業(yè)知識產(chǎn)權保護力度，為我國經(jīng)濟社會發(fā)展提供安全、有序的市場競爭環(huán)境。

(二)穩(wěn)健性檢驗

從上文的實證檢驗分析可以得出，我國高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化、多樣化對勞動生產(chǎn)率的提高都具有正向效應，而市場競爭性對勞動生產(chǎn)率具有抑制作用。本部分將分別從空間上和時間上的子樣本對以上回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗，以驗證估計結果是否會因樣本區(qū)間的變動而發(fā)生改變。檢驗結果如表3所示。

由表3的回歸結果可知，三種衡量高技術產(chǎn)業(yè)集聚的指標，即產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化、產(chǎn)業(yè)集聚多樣化以及市場競爭性對勞動生產(chǎn)率的影響與前文得出的結論基本一致，并且回歸系數(shù)沒有明顯差距，基本處于同一水平。同時，也再次驗證了高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化與勞動生產(chǎn)率之間是倒“U”形的二次關系, 高技術產(chǎn)業(yè)集聚多樣化和市場競爭性與勞動生產(chǎn)率之間是“U”形關系。

表3 子樣本穩(wěn)健性檢驗結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平顯著；()內(nèi)表示穩(wěn)健的標準誤。

五 結論與政策啟示

本研究采用全國31個省級地區(qū)2001-2010年的平衡面板數(shù)據(jù)，從線性和非線性角度檢驗了我國高技術產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率的影響。檢驗結果表明，高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化對勞動生產(chǎn)率具有顯著的正向效應，而高技術產(chǎn)業(yè)集聚多樣化對勞動生產(chǎn)率促進作用并不顯著，市場競爭性外部性對勞動生產(chǎn)率具有一定抑制作用。從非線性關系來看，高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化與勞動生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)倒“U”形的二次關系；高技術產(chǎn)業(yè)集聚多樣化和市場競爭性與勞動生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)“U”形關系。本文的研究不僅體現(xiàn)了我國不同省級地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)集聚水平，也反映了高技術產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的不同外部效應對勞動生產(chǎn)率的影響，這將有助于更深入地研究高技術產(chǎn)業(yè)集聚影響勞動生產(chǎn)率的規(guī)律，合理優(yōu)化高技術產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模，進而有效地促進勞動生產(chǎn)率的提高。在供給側(cè)改革目標指引下，本研究成果可能為高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃提供參考。

首先，高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化外部性對勞動生產(chǎn)率具有正向效應，從非線性關系上看，兩者呈現(xiàn)倒“U”形的二次關系。由于我國各省份高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化水平差異較大，其中，廣東省、上海市以及江蘇省已接近頂點，而一些省份集聚專業(yè)化程度還比較低，因此地方政府應注重因地制宜地調(diào)整高技術產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化的規(guī)模，促進地區(qū)間協(xié)同發(fā)展。產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化水平較低地區(qū)不應過分依賴政府給予的各項優(yōu)惠產(chǎn)業(yè)政策，政府要引入市場競爭機制，倒逼產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化水平較低地區(qū)的高技術產(chǎn)業(yè)企業(yè)加強研發(fā)投入力度，從而促進勞動生產(chǎn)率的提高，刺激經(jīng)濟增長。同時，產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化水平較高的地區(qū)也不能片面地追求集聚效應帶來的規(guī)模經(jīng)濟效益，要創(chuàng)造有效供給以引領國際和國內(nèi)市場需求。其次，創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟增長是供給側(cè)改革目標的重中之重，而創(chuàng)新和研發(fā)需要投入大量的資本，因此要增強高技術產(chǎn)業(yè)敢于投入的信心，政府就要不斷完善市場經(jīng)濟競爭機制，提供安全、有序、公平的市場競爭環(huán)境，激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入的積極性，提高勞動生產(chǎn)率促進經(jīng)濟高質(zhì)量增長。最后，高技術產(chǎn)業(yè)是知識、技術、人才密集型的產(chǎn)業(yè)，因此政府要加大對高等教育的投入，提高人才技術水平和知識資本積累，同時做好網(wǎng)絡信息服務以及公共基礎設施的建設，為高技術產(chǎn)業(yè)集聚提供更好的支撐體系。

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