產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新影響實證研究

王 奇，岳宏志

(西北大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，西安 710127)

提要：基于31個省市2008—2017年的年度面板數(shù)據(jù)，以研發(fā)費用和人力資本水平為門限變量，利用面板單門限模型研究了產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在基于研發(fā)費用和人力資本水平的門限效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響在門檻值前后都是起正向的促進作用，不過在門檻值之前的促進作用顯著大于在門檻值之后的促進作用。進一步使用中介效應(yīng)模型分析了產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新的過程和作用機制，研究結(jié)果表明，從總效應(yīng)和直接效應(yīng)上看，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新施加了顯著的正向影響；從間接效應(yīng)上看，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在以人均GDP、研發(fā)費用為中介變量的顯著的部分中介效應(yīng)；中介效應(yīng)占比分別為23.12%、15.49%。

一、引言

技術(shù)創(chuàng)新在宏觀上影響著一個國家的整體發(fā)展，在微觀上決定著一個企業(yè)的長期生存與發(fā)展。在當(dāng)下的市場經(jīng)濟條件下，顧客的個性化需求豐富多樣并且不斷發(fā)展、市場環(huán)境的多變性都要求制造型企業(yè)和服務(wù)型企業(yè)加強產(chǎn)品的開發(fā)工作和相關(guān)技術(shù)的進一步提高。在當(dāng)下的政府決策層面，黨的十八大明確提出“科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國家發(fā)展全局的核心位置”。

工業(yè)是國民經(jīng)濟的主導(dǎo)，工業(yè)部門的技術(shù)創(chuàng)新具有示范性和引領(lǐng)性的作用，其技術(shù)創(chuàng)新可以帶動其他產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)效率的提高。工業(yè)產(chǎn)品種類繁多，生產(chǎn)工序復(fù)雜，很多工業(yè)產(chǎn)品需要經(jīng)過多個工廠、多道工序加工后，最終才能到達(dá)消費者手里。因此，工廠之間以及工業(yè)生產(chǎn)各部門之間往往通過產(chǎn)品之間的聯(lián)系、工序聯(lián)系、空間聯(lián)系、信息聯(lián)系等不同的聯(lián)系方式形成了不同工業(yè)活動的集聚現(xiàn)象。而技術(shù)創(chuàng)新活動在地理上的集聚分布往往是伴隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)在空間上的集聚發(fā)生的。世界各國在發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)時都將有關(guān)企業(yè)和配套設(shè)施在空間上做適當(dāng)?shù)募?。如美國的“硅谷”、日本的“筑波科學(xué)城”、英國的“蘇格蘭高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)”、法國的“法蘭西島科學(xué)城”、新加坡的“國家高科技區(qū)”、中國臺灣新竹科學(xué)工業(yè)園區(qū)。我國技術(shù)創(chuàng)新集聚往往伴隨著產(chǎn)業(yè)集聚而發(fā)生，因此，有必要研究產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。

二、研究動態(tài)

現(xiàn)有研究對產(chǎn)業(yè)集聚和技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系有兩種主要認(rèn)識：第一種觀點認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新有正向的促進作用；第二種觀點認(rèn)為在一定的條件下產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新起促進作用，不過對于“一定條件”不同的學(xué)者有著不同的研究結(jié)論。

熊璞等認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在單一門檻效應(yīng)當(dāng)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平(區(qū)位熵)低于0.850 0時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有顯著促進作用；當(dāng)超過 0.850 0時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新則表現(xiàn)出明顯的抑制作用[1]。謝臻等研究了在創(chuàng)新模式不同的地區(qū)，隨著專利保護程度的不同，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新所起的正向作用是不同的[2]。杜威劍基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫證實了產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新決策和新產(chǎn)品產(chǎn)出具有顯著的促進作用[3]。張長征探討了金融市場在聯(lián)結(jié)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率中的作用，發(fā)現(xiàn)越是落后地區(qū)的金融市場聯(lián)結(jié)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚推動其產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率越為明顯[4]。陳斌研究了長三角城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新承載力的耦合關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)集聚耦合發(fā)展既放大了城鎮(zhèn)化對創(chuàng)新承載力的影響效應(yīng)，也放大了產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新承載力的影響效應(yīng)[5]。杜江等以經(jīng)濟發(fā)展水平為門限變量，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新有抑制作用，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新有促進作用，研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新存在非線性的影響，呈“U”形；各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新在空間上存在相關(guān)性和空間溢出效應(yīng)[6]。袁丹等研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在基于研發(fā)資本投入的門檻效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)先負(fù)后正的“U”形曲線特征[7]。Catherine Beaudry認(rèn)為僅僅只有產(chǎn)業(yè)集聚一個因素并不能導(dǎo)致更高的技術(shù)創(chuàng)新水平，只有當(dāng)處于創(chuàng)新型企業(yè)密集的區(qū)域才會導(dǎo)致更高的技術(shù)創(chuàng)新[8]。黎繼子等產(chǎn)業(yè)集群中集中度高的主導(dǎo)行業(yè)企業(yè)對集群技術(shù)創(chuàng)新呈正效應(yīng)，而產(chǎn)業(yè)集群中其他行業(yè)的企業(yè)對集群技術(shù)創(chuàng)新呈負(fù)效應(yīng)[9]。

總之，現(xiàn)有文獻(xiàn)分析產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響，或者以產(chǎn)業(yè)集聚水平作為門檻變量，或者以研發(fā)資本投入作為門檻變量分析兩者之間的非線性關(guān)系，或者研究在其他因素影響之下產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響，比較關(guān)注產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新影響的條件。此外，不同學(xué)者對技術(shù)創(chuàng)新所選擇的測量尺度各不相同，對產(chǎn)業(yè)集聚測度所用的方法也有差異，并且具體測度產(chǎn)業(yè)也不盡相同，因此得出的結(jié)論有一定的適用范圍。本文在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，以大型工業(yè)企業(yè)R&D費用和地區(qū)平均受教育年限為門檻變量，探討了產(chǎn)業(yè)集聚程度與技術(shù)創(chuàng)新(大型工業(yè)企業(yè)所擁有的有效專利數(shù))之間的非線性關(guān)系，并利用中介效應(yīng)模型分析產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新的渠道，以期進一步豐富產(chǎn)業(yè)集聚理論，為技術(shù)創(chuàng)新水平的提高提供有益啟發(fā)。

三、實證設(shè)計

(一)變量選擇

本文所使用的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，根據(jù)研究需要選取的變量主要有以下幾個。

被解釋變量：技術(shù)創(chuàng)新(用Pit表示)。朱月仙等認(rèn)為專利是R&D活動的主要產(chǎn)出之一，專利申請量和R&D經(jīng)費支出存在顯著的正線性相關(guān)關(guān)系[10]。因此本文中各個省份的技術(shù)創(chuàng)新水平是用該省份大中型工業(yè)企業(yè)所擁有的有效發(fā)明專利數(shù)來衡量。為了避免各個省份所擁有的有效發(fā)明專利數(shù)之間的差異過大，對各省所擁有的專利數(shù)取了自然對數(shù)后即為本文的被解釋變量。

關(guān)鍵解釋變量：產(chǎn)業(yè)集聚水平(用ILQit表示)，由于工業(yè)是國民經(jīng)濟中一個極為重要的物質(zhì)生產(chǎn)部門，工業(yè)部門的技術(shù)創(chuàng)新可以為其他部門提供先進的技術(shù)裝備，對一個地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)平有著廣泛的影響，因此本文的產(chǎn)業(yè)集聚水平是指工業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚水平，并用常用區(qū)位熵指數(shù)測度各個地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平。產(chǎn)業(yè)聚集是指在產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，處在一個特定的領(lǐng)域內(nèi)相關(guān)的企業(yè)或機構(gòu)，由于之間的共性和互補性而緊密聯(lián)系在一起，形成在地理上一組相互聯(lián)系、相互支撐的產(chǎn)業(yè)群現(xiàn)象。郝俊卿詳細(xì)探討了產(chǎn)業(yè)集聚的識別維度和各種測量方法的優(yōu)缺點，測量產(chǎn)業(yè)集聚程度比較典型的方法有產(chǎn)業(yè)集中度、區(qū)位熵指數(shù)、空間基尼系數(shù)、赫芬達(dá)爾指數(shù)、EG指數(shù)等[11]。區(qū)位熵指數(shù)法適合從宏觀、中觀層面測量產(chǎn)業(yè)集聚程度，因此本文的產(chǎn)業(yè)集聚水平用區(qū)位熵指數(shù)表示。區(qū)位熵也稱生產(chǎn)的地區(qū)集中度指標(biāo)或?qū)ｉT化率，是比率的比率，計算公式如下：

其中LQij是j地區(qū)的i產(chǎn)業(yè)在全國的區(qū)位熵，qij是j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的相關(guān)指標(biāo)(如產(chǎn)值)，qj為j地區(qū)所有產(chǎn)業(yè)的相關(guān)指標(biāo)，qi指在全國范圍內(nèi)i產(chǎn)業(yè)的相關(guān)指標(biāo)，q為全國所有產(chǎn)業(yè)的相關(guān)指標(biāo)。區(qū)位熵值越高代表產(chǎn)業(yè)集聚水平就越高，當(dāng)LQij>1時，則認(rèn)為j地區(qū)的某一產(chǎn)業(yè)在全國經(jīng)濟中具有優(yōu)勢，當(dāng)LQij<1時，則認(rèn)為j地區(qū)的該產(chǎn)業(yè)在全國經(jīng)濟中具有劣勢。區(qū)位熵方法簡便易行，可在一定程度上反映出地區(qū)層面的產(chǎn)業(yè)集聚水平。本文選取產(chǎn)值指標(biāo)對各個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平進行測算(具體結(jié)果略)。

門檻變量：研發(fā)投入和人力資本水平，由于專利申請量和R&D研發(fā)費用高度相關(guān)，因此選擇研發(fā)投入作為門檻變量。研發(fā)投入用各個省份的R&D經(jīng)費(萬元)來衡量，記為RDCit，在實際研究中取了自然對數(shù)。專利申請量也與各個地區(qū)的人力資本水平密切相關(guān)，因此也將人力資本選作門檻變量。人力資本水平用各省份的平均受教育年限表示，記為EDUit，借助現(xiàn)有研究的做法，本文人力資本水平計算如下：人力資本水平=小學(xué)文化程度就業(yè)人員比重×6年+初中文化程度就業(yè)人員比重×9年+高中文化程度就業(yè)人員比重×12年+中專文化程度就業(yè)人員比重×12年+大學(xué)?？莆幕潭染蜆I(yè)人員比重×15年+大學(xué)本科文化程度就業(yè)人員比重×16年+研究生程度就業(yè)人員比重×19年。為了后文實證結(jié)果報告方便，把這兩個門檻變量統(tǒng)一記為kit。

控制變量。本文選取的控制變量有研發(fā)人員投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平、政策支持程度、對外開放程度。其中研發(fā)人員投入用各地區(qū)R&D人員全時當(dāng)量(萬人年)取自然對數(shù)后來衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量用各地區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重衡量；金融發(fā)展水平用各地區(qū)金融業(yè)增加值占GDP的比重衡量；政策支持程度用地方財政一般預(yù)算支出占GDP的比重衡量；對外開放程度用進出口總額占GDP的比重衡量。

(二)變量的統(tǒng)計描述

從各個省份2008—2017年大型工業(yè)企業(yè)所擁有的有效發(fā)明專利數(shù)可以看出，各地區(qū)所擁有的有效發(fā)明專利數(shù)隨著時間的推移整體上呈現(xiàn)上漲的走勢，有些省份在個別年份有些波動，這說明技術(shù)創(chuàng)新水平是在不斷提高。用區(qū)位熵指數(shù)測算各個省份逐年的產(chǎn)業(yè)集聚程度，可以看出截至2017年底，工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度在全國具有優(yōu)勢的地區(qū)有安徽、福建、廣東、河北、河南、湖北、湖南、吉林、江蘇、江西、山東、山西、陜西、天津、浙江、重慶。工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度低于0.5的只有西藏，其余省市的工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度接近于1。

(三)計量模型設(shè)定

本文利用Hasen提出的個體固定效應(yīng)變截距面板門限模型進行建模，使用的是面板單門限模型，模型表達(dá)形式如下：

(1)

(2)

其中，i=1，2，…，N；t=1，2，…，T；qit是門限變量(可以是解釋變量的一部分)，γ為待估門限值；外生解釋變量xit，εit獨立同分布且與xit不相關(guān)。可以將式(2)變形為

(3)

參數(shù)的估計原理是根據(jù)殘差平方和(SSR)最小原理進行。根據(jù)研究需要本文構(gòu)造如下的計量模型：

Pit=μi+αnCtrit+β1ILQit×I(kit≤γ)+

β2ILQit×I(kit>γ)+εit。

(4)

其中Pit代表技術(shù)創(chuàng)新水平，Ctrit表示一組控制變量，包括人均GDP、金融發(fā)展水平、政策支持程度、研發(fā)人員投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度，ILQit代表工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度，I是為指示性函數(shù)，當(dāng)kit≤γ時，I取1，否則I取0，kit代表門檻變量，γ代表門檻值。αn為相應(yīng)的系數(shù)向量，μi反映各省份的個體異質(zhì)性，εit為隨機干擾項。

四、實證分析

(一)門檻效應(yīng)檢驗

進行門限回歸的前提是門限效應(yīng)確實存在，需要進行面板門限模型的兩大檢驗：門限效應(yīng)的顯著性檢驗與門限估計值的真實性檢驗。先進行門限效應(yīng)的顯著性檢驗，通過自助法獲得F統(tǒng)計量對應(yīng)的P值，如果P值小于0.1，則拒絕無門限效應(yīng)的原假設(shè)。檢驗結(jié)果如表1所示，變量研發(fā)費用和人力資本水平的單一門檻在1%的水平下通過了檢驗，而雙重門檻在1%、5%和10%的水平均未通過顯著性檢驗。產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新之間存在非線性關(guān)系，門限效應(yīng)顯著。

表1 門限效應(yīng)檢驗結(jié)果

其次，進行門限估計值的真實性檢驗，即確定門限值的置信區(qū)間，門限值在置信區(qū)間范圍內(nèi)就是一致的。檢驗結(jié)果見表2，由表2可知，當(dāng)門檻變量為研發(fā)費用時，門檻值為10.599 2，對應(yīng)95%的置信區(qū)間為[10.131 7，10.964 1]。當(dāng)門檻變量為人力資本水平時，門檻值為5.5770，對應(yīng)95%的置信區(qū)間為[5.560 5，6.935 9]。

(三)實證結(jié)果與分析

模型一報告固定效應(yīng)的估計結(jié)果，以研發(fā)費用為門限變量的實證結(jié)果由模型二報告，以人力資本水平為門限變量的實證結(jié)果由模型三報告，各個參數(shù)的估計結(jié)果見表3。由模型一可知：關(guān)鍵解釋變量產(chǎn)業(yè)集聚度(ILQ)的系數(shù)為正，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，這說明隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高有利于大型工業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。顯然，產(chǎn)業(yè)集聚不僅能節(jié)約運費、減少勞動消耗、還可共同利用基礎(chǔ)設(shè)施降低生產(chǎn)基本費用；產(chǎn)業(yè)集聚會使得企業(yè)以更快的速度獲取最新的知識和了解技術(shù)前沿，企業(yè)之間人員的交流、知識的共享、技術(shù)交流以及思想的碰撞有利于創(chuàng)新型思維火花誕生，這對每一個企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平的提高是有利的。但是，產(chǎn)業(yè)集聚和技術(shù)創(chuàng)新水平會一直都保持線性的正相關(guān)關(guān)系嗎？還是產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新水平的線性影響，會受到其他因素諸如研發(fā)費用、人力資本水平的影響。

表2 不同門檻變量的門檻值估計結(jié)果

以研發(fā)費用為門檻變量的模型二表明：產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新有正向影響且這種影響卻并非是線性的，具體而言在研發(fā)費用低于門檻值時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新水平的正向影響較大，在研發(fā)費用高于門檻值時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的正向影響較小且這種影響的統(tǒng)計水平并不顯著。

在以人力資本水平為門檻變量的模型三表明：在人力資本水平較低時產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響為正，在人力資本水平較高時產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響為負(fù)，并且模型一和模型二的回歸結(jié)果也表明人力資本水平對技術(shù)創(chuàng)新有負(fù)向影響。這種狀況的出現(xiàn)并不符合經(jīng)濟學(xué)直覺，首先從理論上來講一個地區(qū)的人力資本水平越高說明該地區(qū)在聚集人才方面有優(yōu)勢，而人才培養(yǎng)是技術(shù)創(chuàng)新進步的靈魂，大型工業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新必定以人才的培養(yǎng)為前提。其次，從實際出發(fā)也可以發(fā)現(xiàn)在人力資本水平高的地區(qū)，技術(shù)創(chuàng)新水平也會更高。因此合理的估計結(jié)果應(yīng)該是在人力資本水平高于門檻值時產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響為正。

出現(xiàn)這種估計結(jié)果的可能原因是：解釋變量人力資本水平和人均GDP之間存在嚴(yán)重的相關(guān)性。表4的模型四表明人力資本水平對技術(shù)創(chuàng)新的影響為正，但在加入人均GDP后人力資本水平對技術(shù)創(chuàng)新的影響由正變負(fù)，如模型五所示。為了證實人均GDP和人力資本水平之間存在相關(guān)關(guān)系，以人均GDP為被解釋變量的模型六表明，人力資本水平的系數(shù)為正，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這表明人力資本水平和人均GDP之間存在正相關(guān)關(guān)系。通過計算得人力資

表3 產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

本人力資本水平和人均GDP之間的相關(guān)系數(shù)為0.676 7，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。由于人力資本水平和人均GDP之間的相關(guān)性造成了在人力資本水平較高時產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響為負(fù)。為了克服變量之間較為嚴(yán)重的相關(guān)性帶來的估計不準(zhǔn)問題，去掉變量人均GDP后進一步用面板門限模型進行估計。去掉變量人均GDP之后，變量人力資本水平通過了面板門限模型的兩大檢驗，門限效應(yīng)檢驗的P值為0.000 0，門限估計值為5.577 0，門限估計值的置信區(qū)間為[5.560 5，6.935 9]。參數(shù)估計結(jié)果如模型七所示，在人力資本水平低于5.577 0時，產(chǎn)業(yè)集聚前的回歸系數(shù)為11.527，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這表明產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響為正。在人力資本水平高于5.577 0時，產(chǎn)業(yè)集聚前的回歸系數(shù)為4.166，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這表明產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響為正。不過，在人力資本低于門檻值5.577 0時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的作用顯然大于超過門檻值時產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的作用。因此，由表4可知在以人力資本水平為門檻變量的模型中，產(chǎn)業(yè)集聚和技術(shù)創(chuàng)新之間存在非線性關(guān)系，且人力資本水平在低于和高于門檻值5.5770時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新都有正向影響，但是影響程度不同。

表4 以人力資本水平為門檻變量的回歸結(jié)果

五、中介效應(yīng)模型和實證結(jié)果分析

(一)中介效應(yīng)

使用中介效應(yīng)模型進一步分析產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新的渠道，中介效應(yīng)模型可以分析解釋變量對被解釋變量影響的過程和作用機制，比單純分析變量之間的因果關(guān)系在方法上要更深入。在分析變量X對Y的影響時，如果變量X通過影響變量M來影響變量Y，則稱變量M為中介變量，中介變量發(fā)揮的作用被稱為中介效應(yīng)。選擇人均GDP和研發(fā)費用作為中介變量，探討產(chǎn)業(yè)集聚是否通過人均GDP和研發(fā)費用這兩條途徑對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。沒有選擇人力資本作為中介變量和對人力資本的衡量有關(guān)，本文使用教育水平作為人力資本的代理變量，現(xiàn)有研究認(rèn)為教育水平的提高會促進技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，但是產(chǎn)業(yè)集聚是否會促進教育水平的提高，本文的檢驗結(jié)果并不顯著；如果使用更為寬泛的人力資本定義，將勞動力的經(jīng)驗、受教育程度、營養(yǎng)狀況、在職培訓(xùn)等因素綜合處理后作為人力資本，則產(chǎn)業(yè)集聚對人力資本可能是促進作用，限制于數(shù)據(jù)的可得性和變量衡量較為困難，未能加入這些因素。

選擇人均GDP作為中介變量的理由是：國內(nèi)現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為在現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟發(fā)展起推動作用，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高必然是有利于技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，因為技術(shù)創(chuàng)新是需要投入大量的資金才能順利進行，這是基于經(jīng)驗認(rèn)為應(yīng)該存在產(chǎn)業(yè)集聚通過影響經(jīng)濟發(fā)展進而影響技術(shù)創(chuàng)新，是否真實存在還有待后文檢驗。選擇研發(fā)費用作為中介變量的理由是：產(chǎn)業(yè)集聚會加劇企業(yè)間的競爭，促使企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新上進行更多的投入；產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高也會加強企業(yè)之間的合作，使得創(chuàng)新更容易，為了利用產(chǎn)業(yè)集聚帶來的創(chuàng)新環(huán)境，企業(yè)也會加大研發(fā)費用的支出；因此，產(chǎn)業(yè)集聚會促進研發(fā)費用的增加，而研發(fā)費用又直接和技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)，因此預(yù)期產(chǎn)業(yè)集聚促使研發(fā)費用增加進而促進技術(shù)創(chuàng)新水平提高，這一路徑是存在的。

(二)中介效應(yīng)模型和檢驗方法

中介效應(yīng)的檢驗方法眾多，大體可分為：逐步法、Sobel檢驗、Bootstrap檢驗、系數(shù)差值法，各種檢驗方法在檢驗功效方面各有優(yōu)劣。本文采用依次檢驗回歸系數(shù)進行檢驗，并用Sobel檢驗看前面的檢驗結(jié)果是否穩(wěn)健，借鑒溫忠麟等對中介效應(yīng)分析方法和模型發(fā)展的介紹[12]，構(gòu)建如下三個遞歸方程，由于本文選了兩個中介變量，出于建立模型簡潔性考慮，將中介變量人均GDP和研發(fā)費用統(tǒng)一記為M，中介效應(yīng)模型如下所示

Pit=A+αILQit+β2Controlit+μ1，

(5)

Mit=B+βILQit+β3Controlit+μ2，

(6)

(7)

在式(5)～(7)中i代表省份，t代表年份，μi為隨機擾動項，A、B、C為截距項，Pit代表技術(shù)創(chuàng)新，ILQit為產(chǎn)業(yè)集聚，Mit為中介變量、具體為人均GDP和研發(fā)費用，Controlit為控制變量，具體包括研發(fā)人員投入、政策支持程度、金融發(fā)展水平等變量。

(三)產(chǎn)業(yè)集聚通過中介變量影響技術(shù)創(chuàng)新的實證結(jié)果分析

1.人均GDP為中介變量的中介效應(yīng)模型結(jié)果解釋

中介效應(yīng)模型的第一步檢驗了產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)為3.008，與模型二的回歸結(jié)果一致，產(chǎn)業(yè)集聚前的系數(shù)為正，表明產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新有促進作用；第二步檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對人均GDP的影響，根據(jù)回歸結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著的促進人均GDP的增加，其參數(shù)估計值為1.015；第三步檢驗了產(chǎn)業(yè)集聚和人均GDP對技術(shù)創(chuàng)新的影響，從回歸結(jié)果可以看出中介變量人均GDP對技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進作用，參數(shù)估計值為0.685，產(chǎn)業(yè)集聚的參數(shù)估計值為2.313，顯著的低于模型八中的3.008，說明人均GDP在產(chǎn)業(yè)集聚促進技術(shù)創(chuàng)新水平提高過程中的中介效應(yīng)顯著存在，是產(chǎn)業(yè)集聚促進技術(shù)創(chuàng)新的重要因素。由參數(shù)估計值可知，產(chǎn)業(yè)集聚每提升1個單位，人均GDP可以提高1.015個單位；人均GDP每提高一個單位，技術(shù)創(chuàng)新可以提高0.685個單位；即產(chǎn)業(yè)集聚每提升1個單位，通過人均GDP能夠促進技術(shù)創(chuàng)新水平提高0.695個單位，中介效應(yīng)占比23.12%。也就是說產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用有23.12%是通過人均GDP來實現(xiàn)的。此外，作為穩(wěn)健性檢驗的Sobel統(tǒng)計量為3.575，大于5%顯著性水平上的臨界值0.97，表明中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果是穩(wěn)定的。

2.研發(fā)費用作為中介變量的中介效應(yīng)模型結(jié)果解釋

在研發(fā)費用作為中介變量的模型中，首先檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)為2.737，產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著的促進技術(shù)創(chuàng)新；其次產(chǎn)業(yè)集聚對研發(fā)費用有顯著的促進作用，參數(shù)估計值為0.897；最后檢驗產(chǎn)業(yè)集聚和研發(fā)費用對技術(shù)創(chuàng)新的影響，從模型十三可知，中介變量研發(fā)費用對技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向影響，其參數(shù)估計值為0.473，產(chǎn)業(yè)集聚的參數(shù)估計值為2.313，顯著的低于模型十一的2.737，說明研發(fā)費用在產(chǎn)業(yè)集聚促進技術(shù)創(chuàng)新過程中的中介效應(yīng)顯著存在，也是產(chǎn)業(yè)集聚促進技術(shù)創(chuàng)新的重要因素。由參數(shù)估計值可知，產(chǎn)業(yè)集聚每提升1個單位，研發(fā)費用可以提高0.897個單位；研發(fā)費用每提升1個單位，技術(shù)創(chuàng)新可以提高0.473個單位；即產(chǎn)業(yè)集聚每提升1個單位，通過研發(fā)費用能夠促進技術(shù)創(chuàng)新提高0.424個單位，中介效應(yīng)占比15.49%。即產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用有15.49%是通過研發(fā)費用實現(xiàn)的，作為穩(wěn)健性檢驗的Sobel統(tǒng)計量為2.734，大于5%顯著性水平上的臨界值0.97，表明中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果是穩(wěn)定的。

六、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文基于《中國統(tǒng)計年鑒》2008到2017年的數(shù)據(jù)，利用固定效應(yīng)模型和面板門限模型探討了工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系；利用中介效應(yīng)模型分析了產(chǎn)業(yè)集聚影響技術(shù)創(chuàng)新的機制，得出了以下2個結(jié)論：

1.產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在基于研發(fā)費用和人力資本水平的門檻效應(yīng)，在門檻值前后，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新都有正向影響，不過影響程度不同。具體來講，當(dāng)研發(fā)費用的投入低于門檻值時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響較大；高于門檻值時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響下降。當(dāng)人力資本水平低于門檻值時，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響較大，高于門檻時，對技術(shù)創(chuàng)新的影響下降。

表5 以人均GDP和研發(fā)費用為中介變量的實證結(jié)果

2.中介效應(yīng)模型回歸的結(jié)果表明，在總體效應(yīng)上，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向影響。從間接效應(yīng)上看，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在以人均GDP、研發(fā)費用為中介變量的顯著的部分中介效應(yīng)。

(二)建議

通過以上對結(jié)果的分析，提出以下3點政策建議。

(1)首先，產(chǎn)業(yè)集聚在門檻值前后的參數(shù)估計值都為正，因此，加大研發(fā)資金的投入和提高人力資本水平都會為產(chǎn)業(yè)集聚推動技術(shù)創(chuàng)新營造更加有利的環(huán)境。其次，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的作用在低于門檻值時的作用要大于高于門檻值時的作用，可以得出在增加研發(fā)資金投入和提高人力資本水平時要施行不同政策。在研發(fā)資金投入不足的地區(qū)和人力資本水平較低的地區(qū)，要進一步增加資金投入和提升人力資本水平；在研發(fā)資金投入較多的地區(qū)要進一步提高研發(fā)資金的使用效率；在人力資本水平較高的地區(qū)，在提高人力資本水平的同時，更要提升產(chǎn)學(xué)研融合的水平，使教育為技術(shù)創(chuàng)新做更大貢獻(xiàn)。

(2)中介效應(yīng)模型表明，產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)為正，意味著現(xiàn)階段提高產(chǎn)業(yè)集聚可以促進技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，而我國產(chǎn)業(yè)集聚水平不高且存在明顯的區(qū)域不均衡現(xiàn)象，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平高、中西部產(chǎn)業(yè)集聚程度較低，因此在政策上應(yīng)大力支持產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高，進一步提高中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度。

(3)產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新存在以人均GDP、研發(fā)費用為中介變量的顯著的部分中介效應(yīng)，這表明在產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新施加影響的過程中，經(jīng)濟發(fā)展水平和研發(fā)資金投入發(fā)揮了重要作用。具體而言，如果地方政府想要制定提高產(chǎn)業(yè)集聚程度的經(jīng)濟發(fā)展政策，此時，該政策可以提高經(jīng)濟發(fā)展水平和增加對研發(fā)資金投入。在此基礎(chǔ)上，地方政府會參照現(xiàn)有的經(jīng)濟發(fā)展情況和研發(fā)資金投入情況，根據(jù)地方經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃等因素綜合決定技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展方向和速度，此時，企業(yè)也會參照地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)資金投入的情況，制定自己的研發(fā)發(fā)展規(guī)劃。政策含義有兩點：其一，地方政府既要重視產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新的直接推動作用，也要重視產(chǎn)業(yè)集聚可以通過促進經(jīng)濟發(fā)展、研發(fā)資金投入的途徑間接推動技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。其二，應(yīng)當(dāng)加強經(jīng)濟政策對人們預(yù)期的引導(dǎo)作用，通過透明化的政策影響企業(yè)家的投資回報預(yù)期，如提高產(chǎn)業(yè)集聚程度的政策，應(yīng)做到讓社會公眾知道是提高哪個產(chǎn)業(yè)的集聚程度，有哪些政策優(yōu)惠，如提高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚程度，便會吸引私人部門對技術(shù)創(chuàng)新投入的增加。