科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)升級的影響研究

姚戰(zhàn)琪

(中國社會科學院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院， 北京 100028)

一、引言及文獻綜述

改革開放以來，中央政府出臺一系列鼓勵政策促進中國科技服務業(yè)快速發(fā)展。2012年年底，科技部頒布了《現(xiàn)代服務業(yè)科技發(fā)展“十二五”專項規(guī)劃》，提出了迫切需要通過大力發(fā)展科技服務業(yè)來提高科技創(chuàng)新能力和競爭優(yōu)勢。2014年10月，國務院印發(fā)《關于加快科技服務業(yè)發(fā)展的若干意見》，提出了我國促進科技服務業(yè)發(fā)展的指導思想、基本原則和重點任務，包括加快發(fā)展科技服務業(yè)的九大重點任務。2015年4月15日，國家統(tǒng)計局發(fā)布《國家科技服務業(yè)統(tǒng)計分類(2015)》，確定了科技服務業(yè)分類的基本結構框架。2018年12月6日，國家統(tǒng)計局印發(fā)《國家科技服務業(yè)統(tǒng)計分類(2018)》，修訂了原分類目錄，這對于正確認識科技服務業(yè)的統(tǒng)計范圍、推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新、促進科技服務業(yè)對外開放具有重要意義。

當前，關于科技服務業(yè)集聚的熱點問題主要集中在科技服務業(yè)集聚的影響因素、科技服務業(yè)集聚對區(qū)域創(chuàng)新的影響、科技服務業(yè)對制造業(yè)升級的影響等，有關研究中國科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)升級影響的成果很少。Otaviano & Pinelli[1]研究了產(chǎn)業(yè)集聚對荷蘭區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)人口密度顯著促進了地區(qū)GDP增長。Ciccone & Hall[2]的研究結果發(fā)現(xiàn)，美國非農(nóng)就業(yè)密度的增加能顯著促進勞動生產(chǎn)水平的提升。

近年來，部分國內(nèi)學者開始關注科技服務業(yè)集聚以及科技服務業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚對中國經(jīng)濟的影響。朱文濤、顧乃華[3]研究了科技服務業(yè)集聚對區(qū)域創(chuàng)新的影響，但沒有研究科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)升級的影響。俞彤暉[4]使用省級面板數(shù)據(jù)研究了科技服務業(yè)集聚與地區(qū)勞動生產(chǎn)率之間的關系，但沒有區(qū)分科技服務業(yè)集聚的規(guī)模效應和擁擠效應。齊芮[5]研究了科技服務業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長的關系及作用機理，使用空間計量模型分析了科技服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對我國區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。姚戰(zhàn)琪[6-7]研究了制造業(yè)與知識密集型服務業(yè)協(xié)同集聚通過區(qū)域創(chuàng)新對中國人均GDP和經(jīng)濟信息化的影響機制，認為應重視各省交通工具對我國協(xié)同集聚的調(diào)節(jié)作用以及研發(fā)投入強度對區(qū)域創(chuàng)新的引領作用。譚暢、劉林青[8]研究了以知識資本為代表的科技服務業(yè)集聚對工業(yè)升級的影響，認為由于中國科技服務業(yè)集聚水平較低從而導致省域間工業(yè)升級緩慢，但是在時間層面科技服務業(yè)集聚能顯著促進工業(yè)升級。已有文獻就科技服務業(yè)集聚對中國經(jīng)濟的影響做出了有益探索，科技服務業(yè)集聚帶來的規(guī)模經(jīng)濟效應與我國產(chǎn)業(yè)升級相結合成為一個重要的研究方向，但是，科技服務業(yè)集聚能促進還是抑制中國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，科技服務業(yè)集聚通過何種渠道促進中國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響程度受到哪些因素的影響，現(xiàn)有文獻沒有回答上述問題，本文嘗試回答上述問題。

本文基于2008—2018年中國各地區(qū)微觀數(shù)據(jù)，深入剖析科技服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)升級之間的關系、內(nèi)在影響機制以及科技服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)升級之間關系成立的邊界條件，這對促進中國產(chǎn)業(yè)升級具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。本文的理論貢獻是：第一，構建一個中介模型系統(tǒng)研究了科技服務業(yè)集聚對我國產(chǎn)業(yè)升級的直接效應和間接效應，可以有效解釋科技服務業(yè)集聚對我國產(chǎn)業(yè)升級的影響。第二，本研究從我國創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出、我國創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出的視角來分析科技服務業(yè)集聚影響我國產(chǎn)業(yè)升級的內(nèi)部作用機制，加深了我們對科技服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)升級之間關系的理解。第三，本研究使用科技服務業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率的交互項，研究科技服務業(yè)集聚通過勞動生產(chǎn)率的提高對產(chǎn)業(yè)升級所發(fā)生的積極影響。

二、科技服務業(yè)集聚促進產(chǎn)業(yè)升級的機制及路徑

(一)科技服務業(yè)與產(chǎn)業(yè)升級之間緊密關聯(lián)

科技服務業(yè)能為制造業(yè)提供有效服務，促進我國產(chǎn)業(yè)向全球價值鏈高端環(huán)節(jié)攀升?？萍挤諛I(yè)處于全球價值鏈的上游和下游高附加值環(huán)節(jié)，加工、組裝等制造環(huán)節(jié)處于全球價值鏈的低端環(huán)節(jié)。長期以來，我國依靠擁有的廉價勞動力提供國際市場所需要的制造、組裝產(chǎn)品，由于沒有核心技術，因此我國企業(yè)一直處于全球價值鏈的低端，我國企業(yè)對上游和下游的討價能力很弱。為了提高核心競爭力，我國自主加工企業(yè)必須提升在全球價值鏈分工體系中的地位，參與更高水平的國際分工[9]。但由于資金、人才等因素制約，在OEM方式下我國企業(yè)的業(yè)務很難向全球價值鏈的上游和下游高附加值環(huán)節(jié)延伸。我國科技服務業(yè)能夠承接制造業(yè)高端環(huán)節(jié)的服務外包，能為制造業(yè)提供有效的服務，逐漸引領產(chǎn)業(yè)向高端環(huán)節(jié)攀升。

隨著信息技術的不斷發(fā)展和城市規(guī)模的不斷擴大，科技服務業(yè)集聚以及科技服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)升級的貢獻程度不斷提升。隨著信息技術的發(fā)展，科技服務業(yè)向制造業(yè)的研發(fā)、設計、銷售各環(huán)節(jié)不斷滲透，制造業(yè)對科技服務業(yè)的需求不斷增長，因此制造業(yè)與科技服務業(yè)的邊界越來越模糊，基于產(chǎn)業(yè)融合的互動機制，科技服務業(yè)必將帶動包括制造業(yè)在內(nèi)的其他產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。當經(jīng)濟規(guī)模與協(xié)同集聚在不同區(qū)間時，制造業(yè)與科技服務業(yè)協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結構的影響就會存在差異。城市經(jīng)濟規(guī)模會顯著影響科技服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結構的貢獻程度，當城市經(jīng)濟規(guī)模較大時，制造業(yè)與科技服務業(yè)協(xié)同集聚產(chǎn)生的集聚效用大于“擁擠效用”；當城市經(jīng)濟規(guī)模較小時，制造業(yè)與科技服務業(yè)協(xié)同集聚產(chǎn)生的集聚效用就小于“擁擠效用”。因此隨著城市經(jīng)濟規(guī)模的不斷增長，制造業(yè)與科技服務業(yè)協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)升級的貢獻程度會不斷提升。

當前，作為現(xiàn)代服務業(yè)重要力量的科技服務業(yè)能顯著促進我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化?？萍挤諛I(yè)已成為推進我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的重要推動力。第三產(chǎn)業(yè)結構的合理化和高級化是推動我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的必然趨勢，但我國第三產(chǎn)業(yè)增加值所占比重不但低于發(fā)達國家平均水平，也低于低收入國家的均值，同時中國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)所占比重雖然高于低收入國家，但大大低于發(fā)達國家和中等收入國家的平均水平[10]。當前我國產(chǎn)業(yè)結構仍不合理，因此必須大力發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)，發(fā)揮現(xiàn)代服務業(yè)對我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的促進作用。只有發(fā)達的現(xiàn)代服務業(yè)才能促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，同時產(chǎn)業(yè)結構的轉(zhuǎn)型和升級也推動了現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展[11]，因此，作為現(xiàn)代服務業(yè)重要力量的科技服務業(yè)能夠顯著促進我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。包括科技服務業(yè)集聚在內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集聚在一定程度上能促進產(chǎn)業(yè)間的融合，產(chǎn)業(yè)融合必將推動產(chǎn)業(yè)升級與科技服務業(yè)發(fā)展。

科技服務業(yè)能通過社會分工、價值鏈升級和產(chǎn)業(yè)融合三個渠道促進我國產(chǎn)業(yè)升級，基于社會分工下的科技服務業(yè)能為制造業(yè)等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)提供高質(zhì)量的生產(chǎn)性服務，積極培育科技服務業(yè)能在很大程度上避免跨國公司對全球價值鏈高端環(huán)節(jié)的控制，發(fā)展科技服務業(yè)能促進規(guī)模報酬遞增，從而促進我國產(chǎn)業(yè)升級[12]。也應看到，我國科技服務業(yè)與制造業(yè)分行業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度不同，高端技術制造業(yè)與我國科技服務業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度最高，其次分別為中端技術制造業(yè)和低端技術制造業(yè)[13]。當前應提高我國科技服務業(yè)與制造業(yè)之間的匹配程度。

(二)科技服務業(yè)集聚影響產(chǎn)業(yè)升級的內(nèi)在機制

科技服務業(yè)集聚能通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出、促進創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出等渠道推動我國產(chǎn)業(yè)結構不斷升級。

1.科技服務業(yè)集聚通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出推動產(chǎn)業(yè)升級

科技服務業(yè)集聚能顯著促進創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出增長，并通過服務業(yè)中的創(chuàng)新行為活動和制造業(yè)中的創(chuàng)新行為活動推動我國產(chǎn)業(yè)結構不斷升級，科技服務業(yè)集聚能促進區(qū)域創(chuàng)新能力的不斷提升。一是大力發(fā)展科技服務業(yè)有利于促進科技成果轉(zhuǎn)化，促進制造業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型。我國一些地區(qū)通過承接高科技成果轉(zhuǎn)化能提升該地區(qū)創(chuàng)新能力，從而促進該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展。二是科技服務業(yè)可通過資源共享等多種渠道促進知識和技術在科技服務業(yè)和先進制造業(yè)之間的傳播和轉(zhuǎn)換，從而推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)可通過構建一體化轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化平臺來促進科技成果轉(zhuǎn)化，從而促進專利密集型產(chǎn)業(yè)不斷發(fā)展。三是如果我國產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)加快向產(chǎn)業(yè)集群方向轉(zhuǎn)型，那么就能促進包括光電子集成芯片、光通訊、激光制造、生物光子等光子產(chǎn)業(yè)集群在內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，從而推動創(chuàng)新鏈、產(chǎn)業(yè)鏈、資本鏈“三鏈聯(lián)動”，促進我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。四是在我國中西部地區(qū)，科技服務業(yè)集聚能促進研發(fā)經(jīng)費投入與工業(yè)等支柱產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)度不斷提升。雖然專利申請量、專利授權量、獲得授權的發(fā)明專利數(shù)與我國工業(yè)的關聯(lián)度很低，但研發(fā)經(jīng)費投入與工業(yè)的整體關聯(lián)度很高[14]。五是我國專利授權數(shù)量、專利申請量、研發(fā)經(jīng)費投入、技術合同數(shù)量等變量都可以用來評價科技服務業(yè)發(fā)展水平，科技服務業(yè)可以為制造業(yè)提供技術、創(chuàng)新、專利，從而降低制造業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)的研發(fā)成本和交易成本，并提高制造業(yè)效率[15]。

2.科技服務業(yè)集聚通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出影響產(chǎn)業(yè)升級

首先，科技服務業(yè)集聚能顯著提升高技術企業(yè)創(chuàng)新效率，從而促進我國產(chǎn)業(yè)結構升級。作為一種新興知識密集型服務業(yè)，科技服務業(yè)能通過規(guī)模效應促進企業(yè)創(chuàng)新活動開展[16]。其次，科技服務業(yè)集聚能通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應促進企業(yè)創(chuàng)新活動開展，從而促進產(chǎn)業(yè)結構升級?？萍挤諛I(yè)集聚能帶動相關產(chǎn)業(yè)的跟進和不斷發(fā)展，從而會提高科技服務業(yè)集聚區(qū)的創(chuàng)新效率。科技服務業(yè)的前向關聯(lián)作用和后向關聯(lián)作用對其他產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)生直接和間接影響，從而科技密集型服務業(yè)集聚會為集群內(nèi)的產(chǎn)業(yè)部門提供企業(yè)創(chuàng)新所需要的業(yè)務和活動。因此，科技服務業(yè)集聚能通過技術溢出效應促進企業(yè)創(chuàng)新活動開展，科技服務業(yè)集聚能促進知識和技術外溢，降低企業(yè)創(chuàng)新成本。再次，科技服務業(yè)的技術創(chuàng)新能力強，科技服務業(yè)向產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)外的相關企業(yè)提供技術和知識，我國科技服務業(yè)集聚能促進本地區(qū)科技服務業(yè)向周邊省份擴散，從而技術溢出效應進一步促進產(chǎn)業(yè)集群對周邊區(qū)域的輻射能力[17]。最后，科技服務業(yè)與高技術制造業(yè)緊密關聯(lián)，科技服務業(yè)能顯著促進高技術制造業(yè)創(chuàng)新，尤其是我國東部地區(qū)科技服務業(yè)能顯著促進高技術制造業(yè)創(chuàng)新，但由于現(xiàn)階段我國東中西地區(qū)在經(jīng)濟增長、城市和農(nóng)村基礎設施建設以及對國際經(jīng)濟的依賴程度等方面存在顯著差異，因此目前中西部地區(qū)科技服務業(yè)對高技術制造業(yè)創(chuàng)新的促進作用相對較弱。

(三)各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的調(diào)節(jié)作用

科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響程度也受到各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。首先，發(fā)展迅速的省份會不斷推動科技服務業(yè)發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展水平會正向調(diào)節(jié)科技服務業(yè)集聚，進而對產(chǎn)業(yè)結構升級具有促進作用。我國各地區(qū)已形成科技服務業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的良性互動機制，在短期內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平為科技服務業(yè)發(fā)展提供良好的支撐環(huán)境，在長期內(nèi)各地會更加重視科技服務業(yè)以及科技服務業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進和協(xié)調(diào)作用[18]。其次，經(jīng)濟發(fā)展水平不同的省份所帶來的產(chǎn)業(yè)結構升級的收益不同。經(jīng)濟發(fā)展水平不同的省份，通過調(diào)節(jié)科技服務業(yè)集聚程度來影響產(chǎn)業(yè)結構升級。經(jīng)濟增長較快的省份會大力發(fā)揮科技服務業(yè)對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用，科技服務業(yè)會成為新的經(jīng)濟增長點。隨著區(qū)域經(jīng)濟的增長，各地區(qū)會通過大力發(fā)展科技服務業(yè)來提升產(chǎn)業(yè)結構。因此，各地區(qū)可以通過推進科技服務業(yè)集聚來推動產(chǎn)業(yè)升級。最后，我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的調(diào)節(jié)作用存在差異。我國不同地區(qū)科技服務業(yè)對制造業(yè)升級的影響和作用存在明顯差異，經(jīng)濟發(fā)展水平中上等或偏高的少數(shù)地區(qū)，科技服務業(yè)與高端制造業(yè)的發(fā)展層次無法匹配，那么該地區(qū)科技服務業(yè)無法支撐和促進制造業(yè)的升級。在我國除了經(jīng)濟發(fā)展水平中上等或偏高地區(qū)和經(jīng)濟發(fā)展水平中下等以外的其他地區(qū)，科技服務業(yè)都能在一定程度上促進制造業(yè)的升級；在我國經(jīng)濟發(fā)展水平中下等地區(qū)，科技服務業(yè)與制造業(yè)升級不關聯(lián)[19]，因此，我國大多數(shù)地區(qū)的科技服務業(yè)與該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平緊密關聯(lián)?；谝陨戏治觯覀兛梢缘贸隹萍挤諛I(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的影響作用機制，見圖1所示，同時本文提出以下研究假設。

假設1：科技服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)升級顯著正相關，科技服務業(yè)集聚程度越高，科技服務業(yè)集聚更有可能促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

假設2：科技服務業(yè)集聚將通過創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出、創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出影響產(chǎn)業(yè)結構升級。

假設3：經(jīng)濟增長水平會加強科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)升級的積極影響。

三、研究設計

(一)模型構建

基于前面的描述，為了驗證假設1和假設3，本文建立如下基本空間計量模型：

(1)

其中，INUP為各地產(chǎn)業(yè)結構升級，STSI為科技服務業(yè)集聚，PGDP為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，X為控制變量，控制變量包括外商直接投資、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、教育經(jīng)費投入、城市財政收入占GDP之比，i、j、t分別表示區(qū)域、產(chǎn)業(yè)和年份。為了防止共線性，對STSI、PGDP兩變量進行中心化(α1和α2分別為STSI、PGDP的均值)。模型(1)通過使用科技服務業(yè)集聚與各地人均GDP的交互項來驗證假設1和假設3。

(二)實證方法

1.各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級

國內(nèi)學者在衡量產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化指標方面，主要使用產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化作為我國產(chǎn)業(yè)結構升級的主要變量。一些學者采取產(chǎn)業(yè)結構高級化指標衡量產(chǎn)業(yè)結構高級化，有的學者將泰爾指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)結構合理性的測度指標，有的學者采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結構升級[20]，也有學者采用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和占GDP比重來衡量各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級指標，本文采用后者來衡量我國產(chǎn)業(yè)結構升級，因為當前我國處于工業(yè)化中后期階段，中國產(chǎn)業(yè)結構升級主要表現(xiàn)為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)帶動國民經(jīng)濟總量的不斷增長。

2.莫蘭指數(shù)

使用莫蘭指數(shù)(Moran’s I)對我國各省份科技服務業(yè)集聚進行空間相關性檢驗。

(2)

(3)

中國各省份Yi的方差為：

(4)

3.科技服務業(yè)集聚

用區(qū)位熵來測算我國各省份科技服務業(yè)的空間集聚程度，科技服務業(yè)區(qū)位熵(STSI)的計算公式為：

(5)

其中，ESi、ES、Xi、X分別表示各省份科技服務業(yè)就業(yè)人數(shù)、各省份就業(yè)總人數(shù)、全國科技服務業(yè)就業(yè)人數(shù)、全國就業(yè)總人數(shù)。使用式(5)計算各省份科技服務業(yè)區(qū)位熵，科技服務業(yè)包括信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)，租賃和商務服務業(yè)，科學研究、技術服務和地質(zhì)勘查業(yè)三大類。

4.中介變量

中介變量包括創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出和創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出，具體見表1。

5.控制變量

在控制變量中，使用城市財政收入占GDP之比來反映財政依存度(UFRG)，使用外商直接投資的自然對數(shù)來反映中國引資規(guī)模(LnFDI)，使用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的自然對數(shù)來反映居民生活水平(LnPCDI)，使用教育經(jīng)費投入的自然對數(shù)來反映不同地區(qū)政府教育投入的努力程度(LnEDFU)，使用各省份勞動生產(chǎn)率(PGDP)來反映國家經(jīng)濟的發(fā)展速度。

表1 各變量定義及描述性統(tǒng)計

(三)數(shù)據(jù)來源

本文以上述分析為基礎，以不包括西藏的30個省份11年的面板數(shù)據(jù)為樣本，本文數(shù)據(jù)來源于2008—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響

(一)自相關性檢驗

表2為科技服務業(yè)集聚的Geary’s c和Getis & Ord’s G檢驗表，從中國科技服務業(yè)集聚的Geary’s c和Getis & Ord’s G統(tǒng)計值及檢驗結果來看，p值均小于0.1，因此科技服務業(yè)集聚的Geary’s c和Getis & Ord’s G統(tǒng)計值均通過了10%的顯著性檢驗。同時，不但科技服務業(yè)集聚的Geary’s c和Getis & Ord’s G統(tǒng)計值顯著大于零，而且系數(shù)的取值均大于0小于1，因此我國科技服務業(yè)集聚的屬性取值空間事物分布具有很強的正相關性，并且該變量的屬性取值空間事物分布不具有負相關性，表明我國各地區(qū)科技服務業(yè)之間具有顯著的臨近效應，各省份科技服務業(yè)具有很強程度的集聚特征，省份科技服務業(yè)發(fā)展在很大程度上依賴于鄰近省份的科技服務業(yè)。從2008—2018年科技服務業(yè)集聚的Geary’s c和Getis & Ord’s G統(tǒng)計值來看，在2008—2013年，我國科技服務業(yè)集聚的Getis & Ord’s G統(tǒng)計值逐漸降低，表明我國科技服務業(yè)的空間關聯(lián)性不斷降低，但從2014年開始中國科技服務業(yè)集聚的Getis & Ord’s G統(tǒng)計值不斷提升，因此我國科技服務業(yè)的空間正相關性在不斷增強。

表2 科技服務業(yè)集聚的統(tǒng)計值及檢驗

從科技服務業(yè)集聚散點示意圖(圖2)可看到，我國多數(shù)省份的科技服務業(yè)集聚點位于第一象限、第三象限，因此本文可以使用空間計量方法進行分析。

(二)科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響

表3為科技服務業(yè)集聚對我國產(chǎn)業(yè)結構升級影響的估計結果。從表3中的模型2可知，科技服務業(yè)集聚的估計系數(shù)顯著為正，并通過1%的顯著性檢驗，假設1得到支持。即科技服務業(yè)集聚對我國產(chǎn)業(yè)升級具有顯著正向影響。當加入科技服務業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率的交互項時，模型1中的科技服務業(yè)集聚對我國各省份產(chǎn)業(yè)結構升級的總體影響為0.21+0.35PGDP，即中國科技服務業(yè)集聚強化了勞動生產(chǎn)率對我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用。即中國科技服務業(yè)集聚通過勞動生產(chǎn)率對各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級具有正向促進作用，假設3得到支持。因此，不但中國科技服務業(yè)集聚能顯著促進產(chǎn)業(yè)結構升級的提升，而且中國科技服務業(yè)集聚強化了地區(qū)勞動生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用。

表3 科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的回歸結果

科技服務業(yè)集聚正向促進產(chǎn)業(yè)結構升級，從而促進產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化，模型1和模型3中的外商直接投資不能促進我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的提升，因此外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)升級的促進作用相對較弱。同時城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的估計系數(shù)顯著為正，因此城鎮(zhèn)居民生活水平的提升能顯著促進我國產(chǎn)業(yè)結構升級，能促進產(chǎn)業(yè)結構的提升。另外，城市財政收入占GDP之比的估計系數(shù)也顯著為正，因此政府財力也能顯著促進我國產(chǎn)業(yè)結構的提升。但是教育經(jīng)費投入的估計系數(shù)顯著為負，因此國家財政性教育經(jīng)費支出不能促進我國產(chǎn)業(yè)結構的提升。

(三)科技服務業(yè)集聚對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的影響：中介效應分析

為了驗證創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出和創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出在科技服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)升級之間發(fā)揮中介作用，使用中介效應檢驗方法，證明科技服務業(yè)集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出、創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出之間具有顯著關系，創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出、創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出與產(chǎn)業(yè)升級之間的顯著相關性是證明創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出、創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出分別在科技服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)升級之間發(fā)揮中介效應的前提。因此，具體中介效應回歸模型設定如下：

M=i1+a*X+e1

(6)

Y=i2+c′*X+b*M+e2

(7)

Y=i+c*X+e

(8)

本文使用專利申請受理數(shù)量來衡量我國創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出，使用人均高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入來衡量我國創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出?？刂谱兞堪‵DI流量、城市財政收入占GDP之比和其他變量。表4輸出結果中的模型4、模型5和模型6分別展現(xiàn)了中介效應回歸模型(6)～(8)的估計結果。從創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出中介效應檢驗結果可看到：

表4 創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出中介效應檢驗結果

第一步，檢驗科技服務業(yè)集聚對中介變量的影響。表4中模型4的回歸結果展現(xiàn)了中介模型回歸模型(6)的估計結果，科技服務業(yè)集聚的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下通過檢驗，因此，科技服務業(yè)集聚促進了創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出增長。

第二步，檢驗科技服務業(yè)集聚和中介變量對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。表4中模型5展現(xiàn)了回歸模型(7)的估計結果，結果顯示中介變量(創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出)對產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著影響。此外，加入中介變量后，科技服務業(yè)集聚的系數(shù)依舊顯著，但系數(shù)估計值有所減少，中介效應仍顯著，因此中介變量顯著促進了我國科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)升級的正向影響作用。

第三步，檢驗科技服務業(yè)集聚和不包括中介變量的其他變量對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。在不考慮中介變量的情形下，科技服務業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出促進作用顯著，并通過1%的顯著性檢驗。因此，創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出在科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)升級的影響中存在中介效應。

同時可看到，各省份城市財政收入占GDP之比、外商直接投資的估計值在模型6中顯著為正，但在模型5中未通過顯著性檢驗，并且兩變量的置信區(qū)間包含0，因此在考慮中介變量的情形下，各省份城市財政收入占GDP之比、外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用較弱。

從表5中的模型7、模型8和模型9也分別展現(xiàn)了中介效應回歸模型(6)～(8)的估計結果。從創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出中介效應檢驗結果可看到：

表5 創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出中介效應檢驗結果

第一，科技服務業(yè)集聚顯著促進創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出，并通過1%水平下的顯著性檢驗。數(shù)據(jù)結果顯示，科技服務業(yè)集聚變量的置信區(qū)間[LLCI=0.563 4，ULCI=1.124 3]不包含0，因此科技服務業(yè)集聚對中介變量(創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出)的直接作用顯著。

第二，科技服務業(yè)集聚和創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出均能顯著促進產(chǎn)業(yè)升級，并且通過1%的顯著性檢驗。實證結果顯示，創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出置信區(qū)間不包含0，因此中介變量(創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出)對產(chǎn)業(yè)升級的促進作用顯著。

第三，不考慮創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出中介變量時，科技服務業(yè)集聚對創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出促進作用顯著大于考慮創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出時科技服務業(yè)集聚的促進作用。因此，創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出在科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響中發(fā)揮了中介作用。

表6為中介效應分解表，在創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出為中間變量情形下的總效應、直接效應和間接效應的Bootstrap的置信區(qū)間分別為[0.079，0.111]、[0.073，0.105]、[0.001，0.010]，在創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出為中介變量情形下的Bootstrap的置信區(qū)間(CI)均不包括零，因此創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出中介效應顯著。在創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出為中間變量情形下的總效應、直接效應和間接效應，其Bootstrap置信區(qū)間分別為[0.079，0.111]、[0.068，0.102]、[0.003，0.017]，在創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出為中間變量情形下Bootstrap的置信區(qū)間(CI)也不包括零，因此創(chuàng)新產(chǎn)出中的最終產(chǎn)出中介效應顯著。

表6 中介效應分解表

(四)科技服務業(yè)集聚對東中西三大地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響

表7為科技服務業(yè)集聚對東中西三大地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級影響的估計結果。結果顯示，我國東部地區(qū)科技服務業(yè)集聚、科技服務業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率的交互項、外商直接投資、城市財政收入占GDP之比對該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著促進作用。同時，西部地區(qū)科技服務業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率的交互項對該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級也具有顯著促進作用，但中部地區(qū)科技服務業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率的交互項不能促進該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的提升，雖然我國西部地區(qū)科技服務業(yè)集聚能通過勞動生產(chǎn)率的提升促進該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級，但中部地區(qū)科技服務業(yè)集聚不能通過該地區(qū)勞動生產(chǎn)率促進該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。

表7 科技服務業(yè)集聚對東中西三大地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響

(五)穩(wěn)健性檢驗

表8為使用各省份經(jīng)濟距離空間權重矩陣并使用初始加權GMM估計方法、部分加權GMM估計方法、完全加權GMM估計方法得到的檢驗結果?？煽吹绞褂萌N估計方法時中國科技服務業(yè)集聚的估計結果均為正，并通過了1%的顯著性檢驗，因此各省份科技服務業(yè)集聚顯著促進產(chǎn)業(yè)結構升級?？萍挤諛I(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率的交互項的初始加權、部分加權、完全加權估計結果均通過10%的顯著性檢驗，并且估計結果均為正，因此科技服務業(yè)集聚通過勞動生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用顯著。同時，外商投資的加權估計結果很小，未通過1%的顯著性檢驗。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城市財政收入占GDP之比的加權估計結果通過了10%的顯著性檢驗，并且估計結果均為正，而教育經(jīng)費投入的加權估計結果顯著為負，因此各省份城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城市財政收入占GDP之比與該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級強相關，而教育經(jīng)費投入對各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用相對較小。

五、研究結論及政策建議

本文使用區(qū)位熵分別測算了中國科技服務業(yè)集聚，研究了中國科技服務業(yè)集聚對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，中國科技服務業(yè)集聚的Geary’s c和Getis & Ord’s G統(tǒng)計值表明，我國科技服務業(yè)具有很強程度的集聚特征。第二，不但科技服務業(yè)集聚能促進產(chǎn)業(yè)結構升級，而且科技服務業(yè)集聚強化了勞動生產(chǎn)率對各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用。第三，我國東部地區(qū)和西部地區(qū)科技服務業(yè)集聚能通過該地區(qū)勞動生產(chǎn)率顯著促進該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。第四，科技服務業(yè)集聚對創(chuàng)新產(chǎn)出中的中間產(chǎn)出和最終產(chǎn)出的推動效應在科技服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)升級的影響中都存在中介效應。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果

因此，根據(jù)以上結論，提出以下政策啟示：第一，應進一步明確科技服務業(yè)發(fā)展目標和發(fā)展重點，制定有利于科技服務業(yè)與制造業(yè)關聯(lián)和互動發(fā)展的各項產(chǎn)業(yè)政策，降低科技服務業(yè)與制造業(yè)互動發(fā)展的經(jīng)營成本、商務成本、資源約束。第二，針對科技服務業(yè)集聚對各地產(chǎn)業(yè)結構升級具有正向促進作用的事實，應制定政策促進科技服務業(yè)集聚。在科技服務業(yè)企業(yè)進入各地的同時，企業(yè)應加強與高校、科研機構合作，推動各地區(qū)建立科技服務業(yè)人才儲備庫，推動科技服務業(yè)在各地的產(chǎn)業(yè)集聚。第三，各省份應調(diào)整外資引進的方式，本文發(fā)現(xiàn)我國西部地區(qū)外商投資不能促進產(chǎn)業(yè)結構升級，因此西部地區(qū)在引進外資的同時，應提升引進外資的質(zhì)量，西部地區(qū)要不斷提升引進外資對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用。