資源型產(chǎn)業(yè)集聚、要素扭曲配置與技術(shù)創(chuàng)新

（武漢大學(xué)中國中部發(fā)展研究院，武漢 430072）

關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，新古典經(jīng)濟學(xué)家馬歇爾最早給出了解答，他認(rèn)為產(chǎn)業(yè)在地理上的集中有利于新知識流動，區(qū)域內(nèi)企業(yè)未支付成本就能享受到技術(shù)溢出，實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新。之后，新經(jīng)濟地理學(xué)（NEG）與以Romer為代表的內(nèi)生增長理論進(jìn)一步明確指出：區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生以知識溢出為主的外部性，從而推動技術(shù)創(chuàng)新［1，2］。不少國內(nèi)外學(xué)者的研究均印證了這一作用機制［3-6］。誠然，已有研究關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚 “外部性”對技術(shù)創(chuàng)新推動作用的探討取得了突出成就。但是從現(xiàn)實情況來看，產(chǎn)業(yè)集聚似乎并不總能帶來技術(shù)創(chuàng)新，我國中西部大量資源型地區(qū)一直飽受 “資源詛咒”困擾。劉軍等［7］認(rèn)為，資源型產(chǎn)業(yè)過分依賴資源稟賦擠出了其對技術(shù)創(chuàng)新的需求，得出了資源型產(chǎn)業(yè)集聚抑制技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)論。

已有研究與現(xiàn)實情況產(chǎn)生分歧的原因是忽視了要素配置在產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新過程中發(fā)揮的傳導(dǎo)性作用。產(chǎn)業(yè)集聚本質(zhì)上是生產(chǎn)要素在空間上的不均衡分布與區(qū)域間流動，其中資本、勞動力要素的配置情況對技術(shù)創(chuàng)新有著直接的影響。那么，產(chǎn)業(yè)集聚是否會改變資本、勞動力要素的配置情況，從而進(jìn)一步作用于技術(shù)創(chuàng)新活動？如果存在上述影響機制，影響的方向和效果如何？本文嘗試對上述問題進(jìn)行解答。具體來說本文的邊際創(chuàng)新主要體現(xiàn)在以下3個方面：（1）資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要以開發(fā)利用自然資源為基礎(chǔ)，較其他產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出更為明顯的地方化特征。以全國13個資源型行業(yè)為研究對象，彌補以往基于產(chǎn)業(yè)層面對集聚的研究大多集中于制造業(yè)、服務(wù)業(yè)的缺失；（2）梳理并歸納相關(guān)文獻(xiàn)，從資本、勞動力要素配置視角，系統(tǒng)闡述產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在傳導(dǎo)機制；（3）主要構(gòu)建中介效應(yīng)模型與面板門檻模型，驗證產(chǎn)業(yè)集聚如何通過影響要素配置進(jìn)而作用于技術(shù)創(chuàng)新，并探討產(chǎn)業(yè)集聚、要素配置與技術(shù)創(chuàng)新三者之間是否存在非線性關(guān)系。研究結(jié)果有利于補充和回應(yīng)關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新的現(xiàn)有研究，更好地支持我國資源稟賦地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展。

1 理論分析與研究假說

1.1 產(chǎn)業(yè)集聚與要素配置

生產(chǎn)要素是經(jīng)濟活動的基礎(chǔ)，研究產(chǎn)業(yè)在空間上的集中現(xiàn)象也應(yīng)該從要素視角出發(fā)。以資源型產(chǎn)業(yè)為例，為更好地獲取資源稟賦等生產(chǎn)投入品，資本、勞動力等要素向資源稟賦地區(qū)轉(zhuǎn)移，可以有效提高要素的配置效率：（1）市場競爭加劇帶來的本地要素有效配置。企業(yè)在地理上集中加劇了競爭，并且緩解信息不對稱現(xiàn)象，低生產(chǎn)率企業(yè)逐漸被淘汰，生產(chǎn)要素流向高生產(chǎn)率企業(yè)，進(jìn)而使得要素配置情況得到改善；（2）極化效應(yīng)吸引周邊地區(qū)要素的轉(zhuǎn)移。勞動力市場不斷擴大加強了企業(yè)與勞動力的匹配程度，使得周邊勞動力得到充分利用。與此同時，盛丹和王永進(jìn)［8］提出，擴大的市場規(guī)模有效降低企業(yè)成本，減少經(jīng)營風(fēng)險，吸引了資本要素涌入。另外，過分強調(diào)規(guī)模和效率也有可能造成資源配置不當(dāng)：（1）產(chǎn)業(yè)集聚程度持續(xù)提高導(dǎo)致企業(yè)管理成本上升，資本配置缺口增大；生活成本高昂，區(qū)域內(nèi)部分勞動力被迫遠(yuǎn)離集聚區(qū)；（2）我國資源型行業(yè)的開發(fā)與產(chǎn)業(yè)集聚受到國家政策影響，李曉萍等［9］認(rèn)為大量低水平企業(yè)為尋求 “政策租”涌入集聚區(qū)，資源浪費問題顯著，要素配置扭曲情況進(jìn)一步加劇。由此本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：資源型產(chǎn)業(yè)集聚加劇或緩解了資本、勞動力要素配置扭曲程度。

1.2 要素配置與技術(shù)創(chuàng)新

生產(chǎn)要素邊際成本等于邊際收益時，企業(yè)利潤達(dá)到最大化。然而，現(xiàn)實情況是資本、勞動力等生產(chǎn)要素的實際價格往往與均衡價格有所差異，廠商生產(chǎn)未能達(dá)到帕累托最優(yōu)，這種要素配置扭曲也會對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動產(chǎn)生不利影響［10］。紀(jì)雯雯和賴德勝［11］就勞動力市場進(jìn)行了研究，認(rèn)為不充分的勞動力市場如戶籍制度等，抑制了研究與開發(fā)人員自由流動，同時部分地方政府通過壓低勞動力價格的方式吸引企業(yè)進(jìn)入，廉價的勞動力可能會導(dǎo)致企業(yè)缺乏主動創(chuàng)新的動力。Boldrin和Levine［12］就資本市場進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)尋租與政府補貼等行為往往會造成資本市場的供求失衡，使創(chuàng)新資本無法按照市場規(guī)律進(jìn)入邊際收益最高的領(lǐng)域，阻礙技術(shù)創(chuàng)新活動。Hsieh和Peter［13］的研究結(jié)果表明，中國要素配置效率如果能夠達(dá)到美國的程度，創(chuàng)新績效可以提升30%～50%。由此本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：資本、勞動力要素扭曲配置抑制了技術(shù)創(chuàng)新。

1.3 產(chǎn)業(yè)集聚、要素配置與技術(shù)創(chuàng)新

產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了以知識溢出為主的外部性，對區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新有著正向推動作用，這一觀點得到了學(xué)界的廣泛支持。知識溢出外部性又分為馬歇爾外部性與雅克布外部性。馬歇爾外部性認(rèn)為隸屬同一產(chǎn)業(yè)的企業(yè)集聚通過模仿、人才流動與思想傳播實現(xiàn)了知識溢出，從而推動地區(qū)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟增長［14］。雅克布外部性強調(diào)多樣化集聚對創(chuàng)新的激發(fā)，認(rèn)為隸屬于不同產(chǎn)業(yè)的企業(yè)之間的集聚激發(fā)了差異化個體的知識交流和互動，即多樣化對地區(qū)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的推動［15］。除上述產(chǎn)業(yè)集聚外部性對技術(shù)創(chuàng)新的直接推動作用，需要進(jìn)一步探討的是：產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響是否還可以通過其他間接影響機制傳導(dǎo)？結(jié)合已有分析，從資本、勞動力等要素配置視角考慮，產(chǎn)業(yè)集聚可能加劇或改善區(qū)域要素配置扭曲情況，要素配置情況又是抑制創(chuàng)新的主要因素之一，那么產(chǎn)業(yè)集聚能否通過加劇或改善要素配置扭曲情況進(jìn)而間接對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響？如果要素配置的中間影響機制存在，其在集聚產(chǎn)業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生總效應(yīng)中占有多大比重？由此，我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：資源型產(chǎn)業(yè)集聚可以通過影響要素配置間接影響技術(shù)創(chuàng)新。

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)定

基于上述分析，本文按照以下3個步驟依次構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型、交互項模型、中介效應(yīng)模型和面板門檻模型，來探索變量之間關(guān)系。

（1）設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型觀察產(chǎn)業(yè)集聚、要素配置對資源型產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。式（1）、（2）中i和t分別表示行業(yè)和時間，Innit為被解釋變量技術(shù)創(chuàng)新，Aggit代表產(chǎn)業(yè)集聚程度，Mkit與Mlit分別表示資本、勞動力要素配置扭曲系數(shù)，Xit表示所有控制變量，εit為隨機誤差項。

考慮到要素配置扭曲情況對技術(shù)創(chuàng)新具有抑制作用，而產(chǎn)業(yè)集聚可以改變區(qū)域要素配置情況，因此有必要探究要素配置扭曲情況是否在產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新過程中發(fā)揮作用，故依次引入產(chǎn)業(yè)集聚程度與資本、勞動力要素配置扭曲系數(shù)的交互項對要素配置扭曲情況可能存在的中間傳導(dǎo)作用進(jìn)行初步考察，如式（3）、（4）。

（2）以交互項模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型深入研究產(chǎn)業(yè)集聚、要素配置與技術(shù)創(chuàng)新三者之間可能存在的影響機制。交互項模型主要探討了產(chǎn)業(yè)集聚與資本、勞動力要素配置的交互關(guān)系可能對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，并不能說明三者之間的作用路徑。而中介效應(yīng)模型可以用于分析自變量對因變量產(chǎn)生影響的過程和作用機制，檢驗自變量是否通過中間變量對因變量產(chǎn)生影響。本文借鑒溫忠麟和葉寶娟［16］完善的中介效應(yīng)檢驗程序，構(gòu)建以下遞歸模型：

同理可得勞動力要素配置扭曲系數(shù)（Mlit）的中介效應(yīng)模型。定義自變量產(chǎn)業(yè)集聚程度（Aggit）對因變量技術(shù)創(chuàng)新（Innit）產(chǎn)生的總效應(yīng)為c；產(chǎn)業(yè)集聚程度（Aggit）經(jīng)過中介變量資本、勞動力配置扭曲系數(shù)（Mkit、Mlit） 對技術(shù)創(chuàng)新（Innit）產(chǎn)生的影響稱為中介效應(yīng)，值為ab；產(chǎn)業(yè)集聚程度（Aggit）對技術(shù)創(chuàng)新（Innit）產(chǎn)生的直接效應(yīng)為c′， 有ab＝c-c′。

（3）為探討在不同要素配置扭曲程度下資源型產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響是否會變動，借鑒Hansen［17］的做法建立面板門檻模型，對產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新機制進(jìn)行非線性檢驗，將資源型產(chǎn)業(yè)資本、勞動力要素配置扭曲系數(shù)分別設(shè)為門檻變量，構(gòu)建資源型產(chǎn)業(yè)集聚程度對技術(shù)創(chuàng)新影響的分段函數(shù)。先假設(shè)存在 “單門檻效應(yīng)”，如式（8），I（·）為指示函數(shù)，γ為門檻值，Mxit代表資本、Mkit、Mlit代表勞動力要素配置扭曲。

根據(jù)式（8）單門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗，若原假設(shè)m1＝m2成立，表明不存在門檻效應(yīng)；若拒絕原假設(shè)，則存在單門檻效應(yīng)。在單門檻效應(yīng)基礎(chǔ)上進(jìn)行雙重門檻檢驗，若檢驗未通過，接受單門檻假設(shè)；若通過，則存在雙重門檻效應(yīng)。雙重門檻模型如式（9）所示，其余多重門檻模型與檢驗過程以此類推，不再贅述。

2.2 變量選取與測算

式（1）～（9）共涉及被解釋變量、核心解釋變量、控制變量3類。

被解釋變量。技術(shù)創(chuàng)新（Inn），用行業(yè)i新產(chǎn)品產(chǎn)值占生產(chǎn)總值的百分比來衡量。

核心解釋變量分別為產(chǎn)業(yè)集聚程度（Agg）與資本、勞動力要素配置扭曲系數(shù)（Mk、Ml）。產(chǎn)業(yè)集聚程度（Agg） 指標(biāo)采用Ellison與Glaeser［18］提出的EG指數(shù)進(jìn)行測量，由于我國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)較難獲取，無法完全按照原始方法進(jìn)行計算，由此參考楊洪焦等［19］的做法，假設(shè)在每個區(qū)域，同一產(chǎn)業(yè)的企業(yè)具有相同規(guī)模（nij為j區(qū)域擁有i產(chǎn)業(yè)的企業(yè)數(shù)量），對方程進(jìn)行簡化的同時不影響對產(chǎn)業(yè)集聚度的評估和比較，測度方程最終確定為：

其中，M代表所研究經(jīng)濟體劃分的地理區(qū)域個數(shù)，N代表產(chǎn)業(yè)的企業(yè)個數(shù)。sij表示j區(qū)域i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占所研究經(jīng)濟體該指標(biāo)的比重；xj是j地區(qū)就業(yè)人數(shù)占所研究經(jīng)濟體該產(chǎn)業(yè)該指標(biāo)的比重。資本、勞動力要素配置扭曲系數(shù)（Mk、Ml）參考 Chari等［20］與 Aoki［21］的研究結(jié)果， 具體測算公式為：與。 以資本配置扭曲系數(shù)為例，ki／k表示i行業(yè)實際使用資本占工業(yè)總資本比例，而則為不存在要素錯配時所使用資本的理論比例，si為i行業(yè)的產(chǎn)出份額，αi為資本產(chǎn)出彈性，ˉα則代表產(chǎn)出份額加權(quán)的資本產(chǎn)出彈性，對要素產(chǎn)出彈性的測算借鑒韓國珍和李國璋［22］的做法，采用分階段收入份額法測算。若ki＞1，表明資本價格偏低，i行業(yè)過度使用了資本。勞動要素配置扭曲系數(shù)（Ml）的測度與此相同。

控制變量。模型共包含7個控制變量，基本控制變量有產(chǎn)業(yè)集聚程度滯后一期（Lagg）與資本、勞動力配置扭曲系數(shù)滯后一期（Lmk、Lml）。資源型產(chǎn)業(yè)的集聚大多由資源稟賦主導(dǎo)，由于自然資源的不可移動性與有限性，資源型產(chǎn)業(yè)的集聚往往受到上一期集聚程度的影響；要素配置為連續(xù)、多期的生產(chǎn)投入活動，企業(yè)當(dāng)期的投入決策存在路徑依賴。為了捕捉到產(chǎn)業(yè)集聚與要素配置的 “慣性”特征，本文分別加入資源型產(chǎn)業(yè)集聚程度，資本、勞動配置扭曲系數(shù)的一階滯后項作為控制變量。其余4個控制變量說明如下：

政府支持程度（Gov）。政府對技術(shù)創(chuàng)新的支持程度會促進(jìn)企業(yè)研發(fā)活動，有時也會擠出企業(yè)創(chuàng)新，造成資源配置的重復(fù)、低效率［23］。本文用行業(yè)i的R＆D支出中政府資金所占比重來表示政府對技術(shù)創(chuàng)新活動的支持程度。

市場化程度（Mar）。市場化水平提升有利于資本、勞動力等生產(chǎn)要素在區(qū)域內(nèi)以及區(qū)域間流動，充分激發(fā)創(chuàng)新資源活力。本文用非國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值占整個地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比重表示市場化程度。

外商直接投資（Fdi）。外商直接投資可以為企業(yè)發(fā)展帶來資金、技術(shù)等生產(chǎn)要素，對技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用，但是技術(shù)引進(jìn)也減少了企業(yè)自主創(chuàng)新需求［24］。本文引入實際利用外商直接投資與GDP比值來度量外商直接投資的情況。

能源利用效率（Ene）。具有較高能源利用效率企業(yè)的創(chuàng)新需求可能會下降，與此同時能源利用效率提高需要投入大量資本、勞動力等要素，造成要素過度配置。本文用能源消費量占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來反映產(chǎn)業(yè)能源利用效率。

2.3 樣本數(shù)據(jù)來源說明

資源型產(chǎn)業(yè)分為廣義資源型產(chǎn)業(yè)和狹義資源型產(chǎn)業(yè)。劉媛媛和孫慧［25］指出，廣義的資源型產(chǎn)業(yè)是指直接從事自然資源開發(fā)和初步加工的產(chǎn)業(yè)，狹義的資源型產(chǎn)業(yè)是指從事礦產(chǎn)資源的開采與初級加工的產(chǎn)業(yè)。根據(jù)廣義資源型產(chǎn)業(yè)的內(nèi)涵，按照2017年 《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》標(biāo)準(zhǔn)，本文選擇煤炭開采和洗選業(yè)（B6）、石油和天然氣開采業(yè)（B7）、黑色金屬礦采選業(yè)（B8）、有色金屬礦采選業(yè)（B9）、非金屬礦采選業(yè)（B10）、石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)（C25）、非金屬礦物制品業(yè)（C30）、黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)（C31）、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)（C32）、金屬制品業(yè)（C33）、電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)（C44）、燃?xì)馍a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)（C45）、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)（C46）共13個兩位數(shù)行業(yè)。

本文搜集、整理了2009～2018年共10年的相關(guān)數(shù)據(jù)。產(chǎn)業(yè)集聚程度測算中的行業(yè)就業(yè)數(shù)來自 《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，企業(yè)個數(shù)主要來源于中國工業(yè)數(shù)據(jù)庫。要素配置扭曲系數(shù)測算中，行業(yè)實際使用資本用資本固定凈值表示。工業(yè)企業(yè)的勞動收入（工資和福利）數(shù)據(jù)來源于 《中國經(jīng)濟普查年鑒》以及《中國投入產(chǎn)出表》。其余數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》。為了在一定程度上消除量綱的影響，并減少多重共線性，本文在回歸時對所有變量均進(jìn)行了對數(shù)化處理。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸與交互項模型檢驗

構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型對產(chǎn)業(yè)集聚、要素配置扭曲與技術(shù)創(chuàng)新三者間關(guān)系進(jìn)行初步估計，結(jié)果如表1， （1）、 （2）列為不含交互項的回歸結(jié)果，說明產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用，而資本、勞動力要素配置扭曲不利于技術(shù)創(chuàng)新，為假設(shè)2提供了支持。（3）、（4）列分別加入了資本、勞動力要素配置扭曲系數(shù)與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項，以研究產(chǎn)業(yè)集聚是否會通過影響要素配置對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。交互項回歸系數(shù)顯著為正，說明資本、勞動力要素配置越合理，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的正向促進(jìn)作用越小，側(cè)面為假設(shè)1和3提供了支持。

控制變量的估計結(jié)果均有顯著預(yù)期符號，政府支持程度（Gov）、市場化程度（Mar）、外商直接投資（Fdi）、能源利用效率（Ene）與技術(shù)創(chuàng)新均在1%的水平上顯著相關(guān)。研發(fā)補助是政府支持企業(yè)創(chuàng)新活動的一種手段，對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向影響。市場化程度高，為企業(yè)提供了自由的經(jīng)營環(huán)境，有利于技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生。外商直接投資不利于資源型產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，這主要由于外商直接投資降低了資源型產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新需求，具有一定 “擠出”效應(yīng)。同樣，較高能源利用效率反而不利于技術(shù)創(chuàng)新。

3.2 對交互項的進(jìn)一步討論：基于中介效應(yīng)模型

基準(zhǔn)模型與交互項模型驗證了產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新具有促進(jìn)作用，要素配置扭曲程度抑制了技術(shù)創(chuàng)新，并初步探究了要素配置扭曲對產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新的約束，但是沒有對產(chǎn)業(yè)集聚是否通過改善要素配置情況進(jìn)而影響技術(shù)創(chuàng)新這一機制給出充分支持。為明晰三者之間的傳導(dǎo)路徑，構(gòu)建中介效應(yīng)模型：（1）檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)；（2）檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的間接作用機制與直接作用機制。表2中5個方程均通過Huasman檢驗，因此采用固定效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)回歸，中介效應(yīng)全過程檢驗結(jié)果如下。

表1 基準(zhǔn)回歸與交互項模型檢驗結(jié)果

表2 中介效應(yīng)全過程檢驗結(jié)果

續(xù) 表

總效應(yīng)檢驗。表2第（1）列的回歸結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新在5%的水平上顯著正相關(guān)，總效應(yīng)c為0.5702，說明整體來看資源型產(chǎn)業(yè)聚集對技術(shù)創(chuàng)新具有促進(jìn)作用。

間接與直接影響機制檢驗。表2第（2）、（3）列的回歸結(jié)果分別顯示了資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資本、勞動力要素配置的影響。資源型產(chǎn)業(yè)集聚與資本、勞動要素配置扭曲系數(shù)分別在1%與5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，效應(yīng)a分別為-0.1562、-0.1563，說明資源型產(chǎn)業(yè)集聚可以改善資本、勞動力要素的錯配情況，驗證了假說1。將中介變量Mk、Ml納入回歸模型進(jìn)行分析，兩者均在5%水平下顯著，如列（4）、（5）。 系數(shù)b分別為-0.9364， -1.0148，說明資本、勞動力要素配置扭曲不利于創(chuàng)新，驗證了假說2。依次檢驗系數(shù)a、b均為顯著，可以說明產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的作用至少有一部分是通過要素配置實現(xiàn)的，要素配置的間接效應(yīng)顯著，驗證了假說3。產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響是否全部通過要素配置的間接效應(yīng)實現(xiàn)？觀察列（4）、（5）在控制了中介變量Mk、Ml的影響后，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)c′分別為0.4482、0.4542，均在10%水平下顯著，并且c′小于總效應(yīng)c，說明了直接影響機制的存在，產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生外部性等可以直接對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。由ab／c′可得通過資本、勞動力要素配置促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的25.7%與27.8%。

表2列（1）、（4）、（5） 同表1相比， 控制變量對技術(shù)創(chuàng)新（Inn）作用方向與顯著性相差不大，說明模型估計結(jié)果穩(wěn)健，此處不再贅述。列（2）、（3） 對Mk、Ml進(jìn)行解釋，資本、勞動力要素上一期的配置情況會對當(dāng)期產(chǎn)生正向影響，要素配置總是沿著原有決策方向進(jìn)行。能源利用效率（Ene）與資本要素配置扭曲系數(shù)在1%水平上正相關(guān)，說明能源利用效率越高，資本要素配置扭曲程度越大。能源利用效率提高很大程度依賴先進(jìn)設(shè)備的置辦，導(dǎo)致了企業(yè)對資本要素的過度使用。政府支持程度（Gov）對勞動要素配置扭曲系數(shù)的影響為正，說明資源型行業(yè)勞動力的流動受到政府扶持政策影響，勞動力尤其是技術(shù)型人才更偏向于流向政府支持力度較大的產(chǎn)業(yè)。值得注意的是，資本、勞動力要素配置扭曲系數(shù)均與產(chǎn)業(yè)集聚程度滯后一期（Lagg）在1%的水平上顯著正相關(guān)，雖然當(dāng)期的集聚有效緩解了要素配置扭曲的情況，但是上一期的集聚卻會加劇要素錯配，說明產(chǎn)業(yè)集聚與要素配置間具有非線性關(guān)系，與肖興志和李沙沙［26］的研究結(jié)果一致。

3.3 影響機制的非線性檢驗：基于面板門檻模型

考慮到中介效應(yīng)模型假定 “產(chǎn)業(yè)集聚通過改變要素配置情況對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響”是單調(diào)的，存在一定局限性，并且基于目前研究對產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新方向的爭論，我們有理由猜測產(chǎn)業(yè)集聚、要素配置與創(chuàng)新之間存在非線性關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新的影響可能會隨著要素配置情況的變化而改變。由此，本文以資本、勞動力要素配置扭曲系數(shù)為門檻變量，經(jīng)過300次Bootstrap自抽樣得到結(jié)果（表略）。資本要素配置扭曲系數(shù)Mk作為門檻變量時，單門檻、雙重門檻效應(yīng)均通過了10%水平的顯著性檢驗，三重門檻效應(yīng)通過了5%水平的顯著性檢驗，因此采用三重門檻模型，3個門檻值分別為資本要素配置扭曲系數(shù)處于-0.586、-0.155和1.461水平；勞動要素配置扭曲系數(shù)Ml作為門檻變量時，只有單門檻在10%顯著水平上通過了檢驗，門檻值為勞動要素配置扭曲系數(shù)處于0.053水平。

對非線性門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計，并與式（5）采用固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果進(jìn)行比較（結(jié)果表略）。由回歸結(jié)果可知，無論采用固定效應(yīng)模型還是門檻模型，各個解釋變量的顯著性和估計系數(shù)基本相同，說明估計結(jié)果穩(wěn)健。對比固定效應(yīng)模型，門檻模型的擬合優(yōu)度有所提高，說明門檻可以較好地解釋產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。

三重門檻效應(yīng)根據(jù)資本要素配置扭曲程度的高低，將整個樣本劃分為4個門檻區(qū)間，當(dāng)資本要素配置扭曲程度處于不同門檻區(qū)間時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新影響的估計系數(shù)顯著不同。具體來看，當(dāng)資本要素配置扭曲系數(shù)低于第二門檻時，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響并不顯著；當(dāng)資本要素配置扭曲系數(shù)跨越第二門檻小于第三門檻時（-0.155＜Mkit≤1.461），產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響在10%水平上顯著，系數(shù)為0.4033；當(dāng)資本要素配置扭曲系數(shù)跨越第三門檻時（Mkit＞1.461），產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響在1%的水平上顯著，該影響的顯著性水平大幅度提高，估計系數(shù)為0.6668，說明在此區(qū)間資源型產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響力進(jìn)一步增強。資源型產(chǎn)業(yè)集聚是否可以有效促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，受到資本要素配置扭曲程度的制約，只有資本要素配置扭曲程度提高到一定程度，即跨越第二門檻值之后，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用才會顯現(xiàn)，并且資本要素配置扭曲程度越高，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的作用越顯著。究其原因，當(dāng)資本配置扭曲嚴(yán)重，單位產(chǎn)業(yè)集聚能夠帶來更多的資本有效轉(zhuǎn)移，吸引優(yōu)質(zhì)資本流入，當(dāng)過度使用資本現(xiàn)象不十分明顯時，市場信號較弱，產(chǎn)業(yè)集聚也不能帶來更多的資本流動，從而間接地失去對技術(shù)創(chuàng)新的正向影響。

單門檻模型根據(jù)勞動要素配置扭曲程度的高低，將整個樣本劃分為兩個門檻區(qū)間。當(dāng)勞動力要素配置扭曲系數(shù)低于0.053時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響在5%水平上顯著，系數(shù)為0.5683，當(dāng)勞動要素配置扭曲系數(shù)跨越門檻值時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的顯著性與影響系數(shù)均有所提高，在1%水平上顯著，系數(shù)為0.6982。雖然通過了單門檻效應(yīng)檢驗，但勞動配置扭曲系數(shù)約束產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響并不像資本配置扭曲那樣顯著，這主要是因為勞動力流動存在時滯性。由于距離、交通以及生活成本等因素的限制，勞動力流動并不能向資本轉(zhuǎn)移一樣，面對集聚效應(yīng)做出較快的反應(yīng)，從而使產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新間接產(chǎn)生顯著但并不十分明顯的促進(jìn)作用。

根據(jù)識別出門檻值的大小，將資源型行業(yè)資本、勞動力配置扭曲情況進(jìn)行分類，結(jié)果如表3?？傮w來看，相比于2009年，2018年資源型行業(yè)總體的要素配置扭曲情況得到緩解。2018年，超半數(shù)資源型行業(yè)的資本配置扭曲程度小于第二門檻值，這些行業(yè)集聚程度增加不能較為有效地改善資本要素配置扭曲狀況，從而無法對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著作用。

表3 2009年與2018年資源型行業(yè)要素配置扭曲情況行業(yè)分布格局

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 中介效應(yīng)的再檢驗

為了檢驗產(chǎn)業(yè)集聚、要素配置與技術(shù)創(chuàng)新之間確實存在部分中介效應(yīng)，排除隨機趨勢或確定趨勢的影響，避免 “偽回歸”問題的產(chǎn)生，本文更換核心解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。采用空間基尼系數(shù)再次測算產(chǎn)業(yè)聚集程度（G-agg），將測算結(jié)果引入回歸方程，對中介效應(yīng)進(jìn)行再檢驗。結(jié)果表略，發(fā)現(xiàn)實證結(jié)果并未隨著參數(shù)設(shè)定的改變而發(fā)生變化，可認(rèn)為本文的部分中介效應(yīng)估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

4.2 分樣本檢驗

為了驗證產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的非線性影響，以面板門檻模型檢驗出的門檻值為依據(jù)，將樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4?？梢钥吹?，資本要素配置扭曲系數(shù)只有大于-0.155時，產(chǎn)業(yè)集聚才能對技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮正向促進(jìn)作用；在不同勞動力要素配置扭曲區(qū)間，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新均有顯著的正向作用，隨著勞動力要素配置扭曲系數(shù)增加，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用也更為顯著。分樣本檢驗結(jié)果與面板門檻模型估計結(jié)果相同，說明面板門檻檢驗結(jié)果穩(wěn)健。

表4 分樣本結(jié)果

5 研究結(jié)論與啟示

現(xiàn)有集聚理論與實際經(jīng)濟發(fā)展存在割裂，主要原因是忽視了要素配置在經(jīng)濟活動中的基礎(chǔ)作用。本文從資本、勞動力要素配置的視角出發(fā)，理論層面梳理相關(guān)文獻(xiàn)，對產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新的機制進(jìn)行系統(tǒng)闡述；實證層面以全國13個資源型行業(yè)2009～2018年相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，主要構(gòu)建中介效應(yīng)模型、面板門檻模型檢驗資源型產(chǎn)業(yè)集聚程度通過何種機制影響技術(shù)創(chuàng)新。結(jié)果如下：（1）資源型產(chǎn)業(yè)集聚顯著促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新活動，在資本、勞動力要素配置得到優(yōu)化情況下，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用有所降低；（2）中介效應(yīng)模型檢驗結(jié)果顯示，資本、勞動力要素配置在資源型產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)過程中發(fā)揮著部分中介效應(yīng)，分別占總效應(yīng)的25.7%與27.8%，驗證了產(chǎn)業(yè)集聚通過影響要素配置進(jìn)而作用于技術(shù)創(chuàng)新的傳導(dǎo)機制；（3）面板門檻模型檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，資本、勞動力要素配置情況部分中介效應(yīng)的存在，約束著產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。當(dāng)資本要素配置扭曲系數(shù)跨越第二門檻后，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新才具有顯著促進(jìn)作用，當(dāng)資本要素配置扭曲系數(shù)跨越第三門檻后，產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新的促進(jìn)作用顯著增強。勞動力要素配置扭曲系數(shù)較高，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更明顯。

上述研究結(jié)論對充實集聚理論與推進(jìn)我國資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，以及培育新的經(jīng)濟增長引擎有著一定的意義與啟示：（1）對于要素配置中介作用存在的驗證，并未否認(rèn)傳統(tǒng)集聚理論關(guān)于外部性的判斷。區(qū)域要素配置優(yōu)化意味著地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性的變化，其對技術(shù)創(chuàng)新的影響是內(nèi)生性的，體現(xiàn)經(jīng)濟的發(fā)展與結(jié)構(gòu)；外部性帶來的單位生產(chǎn)要素產(chǎn)出提升是外生性的，意味著經(jīng)濟的增長與效率；（2）長期來看，產(chǎn)業(yè)集聚過程中要素配置是變化的，追求要素重新優(yōu)化配置，也促進(jìn)了經(jīng)濟的調(diào)整與升級。我國經(jīng)濟步入新常態(tài)符合客觀發(fā)展規(guī)律，培育完善的市場調(diào)節(jié)機制對資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展和持續(xù)創(chuàng)新至關(guān)重要。