生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響
——基于空間計量模型的實證檢驗

王晶晶，李靈玉

(南京郵電大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，江蘇 南京 210023)

隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟中地位的不斷提高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚及其經(jīng)濟效應(yīng)受到越來越多學(xué)者的關(guān)注。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是從制造業(yè)中逐漸分離的，具有知識密集、技術(shù)密集等特征，其空間集聚不僅為制造業(yè)提供專業(yè)化服務(wù)，降低運輸成本與交易成本，助力制造業(yè)的生產(chǎn)率提升，驅(qū)動制造業(yè)價值鏈攀升[1-4]，而且能夠通過促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、節(jié)能減排以及空間溢出等機制提高經(jīng)濟增長質(zhì)量[5]。國務(wù)院《關(guān)于加快發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級的指導(dǎo)意見》明確指出，應(yīng)堅持集聚發(fā)展，因地制宜引導(dǎo)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在中心城市或制造業(yè)集中區(qū)域集聚，實現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)和特色發(fā)展。產(chǎn)業(yè)集聚將逐步由單一產(chǎn)業(yè)空間地理上的集聚，向生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚轉(zhuǎn)變。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)是驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的兩輪，大力推進產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚，實現(xiàn)其從“單輪驅(qū)動”向“雙輪驅(qū)動”轉(zhuǎn)型有助于推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、優(yōu)化資源配置效率、突破制造業(yè)價值鏈低端鎖定、提高制造業(yè)效率[6-7]?，F(xiàn)有文獻大多探究制造業(yè)或生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間集聚，而產(chǎn)業(yè)集聚不僅是單一產(chǎn)業(yè)在空間上的不斷集聚，更伴隨著相關(guān)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚[8-9]。那么，我國城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚能否驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？本地效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)如何？機制如何？對這些問題的回答將為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供可行的決策依據(jù)。

本文主要邊際貢獻如下：其一，突破單一產(chǎn)業(yè)或空間的維度，基于“產(chǎn)業(yè)”與“空間”雙重視角，利用空間杜賓模型檢驗產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的本地效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)；其二，基于區(qū)位熵指數(shù)測度城市層面生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)，并考察經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的空間關(guān)聯(lián)性；其三，基于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的創(chuàng)新驅(qū)動、效率提升與結(jié)構(gòu)優(yōu)化內(nèi)涵，結(jié)合新經(jīng)濟地理學(xué)與新新經(jīng)濟地理學(xué)，厘清生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的作用機理，并對其進行實證檢驗。

一、機理分析與理論假說

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵包括效率與質(zhì)量提升[10]，其發(fā)展動力已由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向效率驅(qū)動、創(chuàng)新驅(qū)動以及結(jié)構(gòu)優(yōu)化，基于此，本文結(jié)合外部經(jīng)濟、新經(jīng)濟地理學(xué)與新新經(jīng)濟地理學(xué)理論，詮釋生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚如何通過技術(shù)創(chuàng)新、效率提升與結(jié)構(gòu)優(yōu)化驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

1.技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動機制

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)在空間上的協(xié)同集聚可通過研發(fā)要素集聚、產(chǎn)業(yè)內(nèi)知識外溢與產(chǎn)業(yè)間的知識外溢效應(yīng)的發(fā)揮，進一步降低知識溢出成本，強化知識擴散效應(yīng)，驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新，助推地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。其一，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚有助于研發(fā)要素集聚，為技術(shù)創(chuàng)新提供重要的勞動力與資本要素投入。其二，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚通過產(chǎn)業(yè)內(nèi)知識溢出效應(yīng)的發(fā)揮影響企業(yè)創(chuàng)新。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚有利于提高集聚區(qū)“知識池”的存量，同一行業(yè)廠商大規(guī)模集聚為廠商之間可通過示范效應(yīng)和模范效應(yīng)實現(xiàn)集聚區(qū)內(nèi)廠商知識共享與匹配，獲得專業(yè)化集聚產(chǎn)生的外部性。其三，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚基于產(chǎn)業(yè)間知識溢出效應(yīng)的發(fā)揮驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新。不同產(chǎn)業(yè)間廠商在鄰近地理單元的集聚，將原本單一產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴張，向生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同定位與耦合的方向發(fā)展，有利于實現(xiàn)多樣化集聚的外部性，強化產(chǎn)業(yè)間的知識外溢，推動下游產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

假說1：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過技術(shù)創(chuàng)新機制驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

2.生產(chǎn)效率提升機制

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、勞動力匹配效應(yīng)、空間選擇效應(yīng)的發(fā)揮，降低交易成本，促進集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)優(yōu)勝劣汰，實現(xiàn)生產(chǎn)效率提升。其一，新經(jīng)濟地理學(xué)認為產(chǎn)業(yè)集聚是由循環(huán)累積因果效應(yīng)引起，偶然擾動破壞了對稱區(qū)域原有均衡，引起產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)市場規(guī)模的擴大，產(chǎn)生本土市場效應(yīng)，從而使生產(chǎn)要素在該區(qū)域集中，廠商向集聚區(qū)集中有利于節(jié)約運輸成本和工人生活成本[11]，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)可降低運輸成本與交易成本，提高生產(chǎn)效率。其二，當(dāng)集聚區(qū)內(nèi)勞動力與企業(yè)異質(zhì)性充分時，勞動力市場需求與供給匹配程度越高，越有利于勞動力匹配成本的降低，促進企業(yè)效率提升。其三，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚可通過空間選擇效應(yīng)的發(fā)揮影響地區(qū)生產(chǎn)效率。新新經(jīng)濟地理學(xué)認為企業(yè)間存在異質(zhì)性，生產(chǎn)率高的企業(yè)更傾向于在“中心”地區(qū)集聚，而生產(chǎn)率低的企業(yè)選擇退出集聚區(qū)，傾向于選址在“外圍”地區(qū)[12-15]，使得集聚區(qū)生產(chǎn)效率提升。

假說2：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過生產(chǎn)效率提升驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級機制

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)、專業(yè)化和多樣化集聚效應(yīng)，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。一方面，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚會產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)本身即存在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)關(guān)系，生產(chǎn)性服務(wù)品作為中間投入品進入下游制造業(yè)的生產(chǎn)中，為了鄰近消費者或中間品制造商，企業(yè)會選擇協(xié)同集聚，兩者協(xié)同集聚有助于深化制造業(yè)價值鏈分工[16-17]，實現(xiàn)二三產(chǎn)業(yè)的良性互動，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。另一方面，產(chǎn)業(yè)集聚會同時產(chǎn)生專業(yè)化集聚效應(yīng)和多樣化集聚效應(yīng)。專業(yè)化集聚是企業(yè)績效隨著行業(yè)規(guī)模的擴大而產(chǎn)生的外部性，多樣化集聚是本地經(jīng)濟活動的規(guī)模和多樣化對其他行業(yè)產(chǎn)生的外部性，這兩種效應(yīng)可提升集聚區(qū)生產(chǎn)服務(wù)品及制造業(yè)產(chǎn)品的專業(yè)化和多樣化程度，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提質(zhì)增效。

假說3：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

二、變量測度、空間相關(guān)性檢驗及模型設(shè)定

(一)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚測度

本文借鑒產(chǎn)業(yè)間協(xié)同集聚的思想[18]，通過區(qū)位熵指數(shù)測度不同城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)，其公式如下：

(1)

式(1)中，Coaggit表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)，衡量不同產(chǎn)業(yè)集聚度之間的相對差異，等式右邊第一項表示協(xié)同集聚指數(shù)的質(zhì)量，第二項表示協(xié)同集聚指數(shù)的深度，該數(shù)值越大，表明城市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚程度越高。Proaggit與Maggit分別表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚度和制造業(yè)集聚度，選用區(qū)位熵指數(shù)來衡量：

(2)

式(2)中，aggij表示區(qū)位熵，Eij表示城市i行業(yè)j的從業(yè)人員數(shù)，Ei表示i城市全部從業(yè)人數(shù)。根據(jù)公式測算生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚及制造業(yè)集聚，當(dāng)Proaggij>1或Maggij>1時，該城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)或制造業(yè)具有集聚優(yōu)勢，區(qū)位熵指數(shù)越大，則該產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。

(二)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的測算

關(guān)于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的測度學(xué)界尚未達成一致定論，現(xiàn)有文獻分別采用勞動生產(chǎn)率[19]、全要素生產(chǎn)率[20]以及指標(biāo)體系構(gòu)建[5]等方法來衡量。而高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵與關(guān)鍵在于全要素生產(chǎn)率的提升，因此，本文選擇全要素生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的指標(biāo)，利用DEA-Malmquist指數(shù)法對其進行測度。其中，產(chǎn)出項為各城市實際GDP，為剔除通脹，GDP經(jīng)GDP平減指數(shù)進行修正；投入項包括勞動力和資本存量。勞動力投入采用各城市從業(yè)人數(shù)表示。資本存量則根據(jù)“永續(xù)盤存法”進行測算，測算公式為Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1，其中，Kt表示當(dāng)年資本存量，Kt-1表示上一期的資本存量，It為當(dāng)期新增社會固定資產(chǎn)投資，Pt為固定資產(chǎn)價格指數(shù)，δ為資本折舊率，將折舊率設(shè)定為10.96%。樣本初期資本存量，通過公式K0=I0/(g+δ)計算得出，其中，g表示樣本期間地區(qū)固定資產(chǎn)投資年增長率。

(三)空間相關(guān)性分析

利用空間自相關(guān)指數(shù)Moran’s I檢驗空間自相關(guān)性，其公式如下：

(3)

Wd=dij，i≠j

(4)

其中，dij為利用經(jīng)緯度測算的城市間的距離，地理距離矩陣主要衡量了地理位置的鄰近性，地理距離越小的城市經(jīng)濟發(fā)展關(guān)聯(lián)性越大。Moran’s I指數(shù)的取值一般介于-1到1之間，若I>0，表示各地區(qū)存在空間正自相關(guān)，即高值與高值相鄰、低值與低值相鄰；若I<0，表示存在空間負自相關(guān)，即高值與低值相鄰；I=0，則表示各地區(qū)之間互相獨立無關(guān)聯(lián)。

根據(jù)地理距離權(quán)重矩陣測算的全局Moran’s I指數(shù)結(jié)果可知，2005—2017年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚、城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平Moran’s I指數(shù)均通過了顯著性檢驗，且顯著為正。這說明各城市之間經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚并非表現(xiàn)為完全隨機狀態(tài)，而是呈現(xiàn)出較強的空間自相關(guān)性，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚程度高的城市周邊集聚著大量協(xié)同集聚水平高的城市，而經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量高的城市周邊同樣集聚了大量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量高的城市。基于空間自相關(guān)性的結(jié)果，本文將采用空間計量模型進行實證檢驗。

(四)空間計量模型設(shè)定與變量說明

1.空間計量模型設(shè)定

為確保實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將同時采用空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)以及空間杜賓模型(SDM)分別進行實證檢驗，并選擇最優(yōu)的計量模型。SAR模型包括空間依賴性導(dǎo)致的空間自回歸，SEM模型包含空間誤差項導(dǎo)致的空間自相關(guān)，SDM模型同時包含被解釋變量和解釋變量的滯后項，若空間滯后效應(yīng)與空間誤差效應(yīng)同時存在時，則應(yīng)采用SDM模型，基本公式表示為：

(5)

2.變量說明

本文被解釋變量為城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平(HQ)，即基于DEA-Malmquist指數(shù)測度的全要素生產(chǎn)率。解釋變量為產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚(coagg)，即基于區(qū)位熵指數(shù)測度的城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚水平?？刂谱兞窟x取如下，(1)人力資本水平(hr)：內(nèi)生經(jīng)濟增長理論指出人力資本積累產(chǎn)生規(guī)模收益遞增促進經(jīng)濟增長，人力資本是驅(qū)動地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要動力，本文利用每十萬在校大學(xué)生數(shù)衡量地區(qū)人力資本水平。(2)市場化程度(mar)：采用城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員占城市勞動就業(yè)人數(shù)的比重來衡量。(3)政府干預(yù)程度(gov)：以城市財政一般預(yù)算內(nèi)支出占GDP比重來衡量。(4)勞動力供給(labor)：選用城市年末單位從業(yè)人員數(shù)度量。

本文選擇以下機制變量，(1)技術(shù)創(chuàng)新(rd)：選擇地級市當(dāng)年專利授權(quán)的發(fā)明數(shù)量來衡量，創(chuàng)新是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的第一驅(qū)動力，為地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展注入新動能。(2)技術(shù)效率(effch)：Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)可分解為技術(shù)效率變化指數(shù)與技術(shù)進步指數(shù)，本文基于DEA-Malmquist指數(shù)法測度的技術(shù)效率指數(shù)衡量城市經(jīng)濟的技術(shù)效率。(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indus)：以第三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化的體現(xiàn)，為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展注入結(jié)構(gòu)優(yōu)化動力。

3.數(shù)據(jù)來源

在樣本數(shù)據(jù)選取方面，本文采用城市層面數(shù)據(jù)，基于數(shù)據(jù)可獲得性，最終選取我國275個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)進行分析。在樣本時期選擇上，由于我國2003年產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計口徑進行了較大程度的調(diào)整，選擇2004—2017年作為觀測數(shù)據(jù)的時間跨度?；贒EA方法計算全要素生產(chǎn)率的特殊性，報告期為2005—2017年。其中，制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)、細分服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、制造業(yè)增加值、服務(wù)業(yè)增加值、GDP、全社會固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人數(shù)等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2005—2018年)和《中國城市統(tǒng)計年鑒》(2005—2018年)。

三、計量結(jié)果與分析

(一)基準空間計量回歸分析

為檢驗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，分別采用SAR，SEM以及SDM模型進行估計。首先，根據(jù)SDM模型的簡化檢驗結(jié)果可知，LR檢驗和Wald檢驗均拒絕原假設(shè)，且SDM模型的Log Likelihood值最大，說明模型不可簡化為SEM模型或SAR模型，采用SDM模型更優(yōu)。其次，三種空間計量模型的Hausman檢驗結(jié)果均拒絕原假設(shè)，表示應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型?；诖耍疚倪x用SDM模型的固定效應(yīng)結(jié)果作為最終計量結(jié)果，為便于比較及檢驗穩(wěn)健性，同時給出SAR模型、SEM模型固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，具體見表1。

SDM模型估計結(jié)果顯示，空間自回歸系數(shù)(rho)為0.8321，顯著為正，通過了1%的顯著性水平檢驗，模型既存在被解釋變量城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)生交互效應(yīng)又存在解釋變量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的外生交互效應(yīng)。一方面，城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平存在空間外部性，城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平會受到鄰近其他城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的影響；另一方面，城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平不僅受到本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的影響，也受到鄰近其他城市協(xié)同集聚的影響。

表1 基準回歸結(jié)果

(二)本地效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)分解

對于空間杜賓模型來說，空間滯后項尚不能很好地體現(xiàn)解釋變量的邊際影響，亦不能體現(xiàn)解釋變量對被解釋變量影響的空間溢出效應(yīng)。因此，利用偏微分法將SDM模型效應(yīng)分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)[21]。直接效應(yīng)表示本地區(qū)自變量對因變量的影響，體現(xiàn)了本地效應(yīng)。間接效應(yīng)用于測度本地區(qū)自變量對鄰近地區(qū)因變量的影響，又稱空間溢出效應(yīng)。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響分解效應(yīng)結(jié)果顯示(1)因篇幅限制，分解效應(yīng)、穩(wěn)健性檢驗和機制檢驗的表格未展示，如需要可向作者索取。：解釋變量的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均顯著為正。直接效應(yīng)詮釋了本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚能夠顯著驅(qū)動本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，回歸系數(shù)為0.0701，通過了1%水平下的顯著性檢驗，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、知識溢出效應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)的發(fā)揮驅(qū)動地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新與效率提升，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，助力本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。間接效應(yīng)結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)顯著為正，即本地區(qū)二三產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚能顯著提升鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。

控制變量的估計結(jié)果如下：第一，人力資本水平對城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)即空間溢出效應(yīng)也通過了顯著性檢驗，即本地區(qū)人力資本水平的提高既能夠顯著促進本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，又能對鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生顯著影響。第二，政府干預(yù)的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均顯著為正，即本地區(qū)政府干預(yù)有利于本地及鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第三，市場化水平的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均未通過顯著性檢驗。第四，勞動力供給的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均顯著為負。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文基于不同空間權(quán)重矩陣檢驗空間計量模型結(jié)果的穩(wěn)健性。分別以經(jīng)濟距離矩陣、反距離矩陣作為新空間矩陣進行空間計量檢驗，Hausman檢驗結(jié)果均拒絕原假設(shè)，故選擇固定效應(yīng)模型。經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣根據(jù)兩個城市人均GDP差距的倒數(shù)來設(shè)定，基本公式We=1/|pgdpi-pgdpj|,i≠j，其中，pgdp是指城市i和j的人均GDP。反地理距離權(quán)重矩陣則利用經(jīng)緯度所計算的城市地理距離的倒數(shù)來設(shè)定。Wd=1/dij,i≠j，其中，dij表示城市i到城市j的地理距離。在不同空間權(quán)重矩陣下，空間自回歸系數(shù)、產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚以及控制變量的顯著性與符號幾乎未變。經(jīng)濟距離權(quán)重中空間杜賓模型的空間自回歸系數(shù)(rho)為0.3945，顯著為正，并通過了1%的顯著性水平，反距離權(quán)重矩陣中SDM模型的空間自回歸系數(shù)達0.8631，依然顯著為正。

分解效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗顯示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)顯著為正，在經(jīng)濟距離矩陣下，間接效應(yīng)通過顯著性檢驗，其空間溢出效應(yīng)顯著為正，但反距離矩陣下的間接效應(yīng)并未通過穩(wěn)健性檢驗。這說明不同空間權(quán)重矩陣的設(shè)定會對估計結(jié)果造成一定影響。根據(jù)控制變量的檢驗結(jié)果可知，人力資本水平、政府干預(yù)、市場化水平，以及勞動力供給的直接效應(yīng)與基準回歸的結(jié)果一致，但不同控制變量的空間溢出效應(yīng)存在差異。綜合來看，不同空間權(quán)重矩陣下各控制變量估計結(jié)果基本一致，模型估計結(jié)果穩(wěn)健。

(4)機制檢驗

基于本文機理分析與研究假設(shè)，將分別從創(chuàng)新驅(qū)動、技術(shù)效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化三個方面檢驗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響機制。

在創(chuàng)新驅(qū)動機制中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的直接效應(yīng)并未通過顯著性檢驗，但空間溢出效應(yīng)顯著，即二三產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚能夠通過空間溢出效應(yīng)促進鄰近地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的提升，但對本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的影響并不顯著。究其原因，可能包含以下兩個方面：一方面，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚在產(chǎn)生勞動力共享、中間品市場共享以及知識溢出等“集聚效應(yīng)”的同時，也會產(chǎn)生不利于技術(shù)創(chuàng)新的“擁塞效應(yīng)”，兩種效應(yīng)會在不同時間達到不同均衡狀態(tài)，因此，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對技術(shù)創(chuàng)新的影響是動態(tài)的，而此時正向促進作用尚不顯著。另一方面，城市技術(shù)創(chuàng)新水平有待進一步提升，應(yīng)進一步擴大創(chuàng)新要素的投入，在數(shù)字經(jīng)濟背景下利用人工智能、大數(shù)據(jù)、云計算等數(shù)字技術(shù)提高協(xié)同集聚對技術(shù)創(chuàng)新的推動作用，進一步推進創(chuàng)新高地建設(shè)。

在技術(shù)效率機制方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)均顯著為正，并通過了1%的顯著性檢驗，即產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚既能夠驅(qū)動本地區(qū)技術(shù)效率提升，又能夠助力鄰近地區(qū)技術(shù)效率提升，實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，這一結(jié)論驗證了假說2，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚通過規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、勞動力匹配效應(yīng)以及企業(yè)空間選擇效應(yīng)的發(fā)揮提升地區(qū)經(jīng)濟效率，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。在產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級機制方面，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的直接效應(yīng)顯著為正，但間接效應(yīng)并不顯著，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚可促進本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而促進經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升，這一結(jié)論驗證了假說3。

四、主要結(jié)論與政策建議

本文選取2005—2017年中國275個地級及以上城市數(shù)據(jù)，利用空間計量方法，探究了我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的本地效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)，并得出以下結(jié)論：第一，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)均顯著為正，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚不僅能夠顯著提升本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而且對鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)顯著；第二，二三產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚當(dāng)前主要通過技術(shù)效率提升與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的本地效應(yīng)發(fā)揮促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，其創(chuàng)新驅(qū)動機制尚不顯著；第三，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對技術(shù)創(chuàng)新及技術(shù)效率影響的空間溢出機制均顯著。

基于此，本文提出以下政策建議：首先，應(yīng)大力推進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚，充分發(fā)揮協(xié)同集聚的創(chuàng)新驅(qū)動、效率提升與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)，降低企業(yè)運輸、勞動力匹配與創(chuàng)新要素成本。積極有序引導(dǎo)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)合理布局，避免集聚擁塞效應(yīng)所導(dǎo)致的成本與競爭的增加。推進制造業(yè)服務(wù)化、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展與互動的模式，實現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)“雙輪驅(qū)動”的融合與滲透，突破我國制造業(yè)處于價值鏈低端的困境，實現(xiàn)地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展。其次，兼顧相鄰地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的發(fā)展，充分利用鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的空間溢出效應(yīng)，形成功能互補、各具優(yōu)勢的空間格局，增強中心城市輻射功能。最后，提高人力資本水平，加大研發(fā)投入，充分發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的知識溢出效應(yīng)。隨著要素成本優(yōu)勢的逐步弱化，我國經(jīng)濟增長的動力已經(jīng)由“人口紅利”向“人才紅利”轉(zhuǎn)化，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)以及高端制造業(yè)的發(fā)展需要引進高技術(shù)人才，為企業(yè)創(chuàng)新注入新的活力與創(chuàng)造新的機會。