制造業(yè)服務化、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

摘 要：制造業(yè)服務化是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的新型動力和重要支撐。本文基于2003—2020年我國省域?qū)用娴慕?jīng)驗數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建回歸模型和中介效應、調(diào)節(jié)效應模型對制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用機制和渠道效應進行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：（1）制造業(yè)服務化正向促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；（2）生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中發(fā)揮部分中介作用；（3）區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的改善有利于正向調(diào)節(jié)制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的渠道效應。研究結(jié)論為推動產(chǎn)業(yè)空間布局優(yōu)化，全面推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了理論參鑒。

關鍵詞：制造業(yè)服務化；生產(chǎn)性服務業(yè)集聚；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境

中圖分類號：F273.1 文獻標志碼：A 文章編號：1672-626X（2025）02-0013-14

當前，我國正處在以高質(zhì)量發(fā)展為引領推進中國式現(xiàn)代化建設的新階段。加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，釋放“結(jié)構(gòu)性紅利”，是推動供需結(jié)構(gòu)適配和經(jīng)濟運行質(zhì)量、效益提升的重要舉措，是高質(zhì)量發(fā)展的題中之義。制造業(yè)服務化是隨著傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)邊界模糊化和全球經(jīng)濟服務化趨勢的不斷增強，制造業(yè)和服務業(yè)基于異質(zhì)性資源優(yōu)勢互補和協(xié)同優(yōu)化配置，跨產(chǎn)業(yè)深度融合衍生的新型產(chǎn)業(yè)形態(tài)，其本質(zhì)是以客戶需求為中心的商業(yè)模式創(chuàng)新和價值鏈重構(gòu)過程。黨的二十大報告明確指出，要“構(gòu)建優(yōu)質(zhì)高效的服務業(yè)新體系，推動現(xiàn)代服務業(yè)同先進制造業(yè)、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)深度融合”。制造業(yè)服務化作為產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的生動實踐，為制造業(yè)轉(zhuǎn)型與創(chuàng)新發(fā)展提供了新的方向，也為推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和高質(zhì)量發(fā)展注入了新的動能。全面深入解析制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用機理與渠道機制，對推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述與理論假設

（一）制造業(yè)服務化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

制造業(yè)作為我國實體經(jīng)濟的主導產(chǎn)業(yè)，是現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系最重要的基礎和核心。制造業(yè)服務化是全球經(jīng)濟服務化和產(chǎn)業(yè)邊界模糊化在工業(yè)制造領域的具體實踐[1]。產(chǎn)業(yè)服務化本身也是一個經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷趨向高級化的過程。現(xiàn)有研究證實，高質(zhì)量服務要素的嵌入對提高制造企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和技術創(chuàng)新能力[2-3]、促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高[4]和先進制造業(yè)全球價值鏈升級[5]、推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型[6]、經(jīng)營績效提升[7]和勞動力市場供需適配，防范“產(chǎn)業(yè)空心化”[8]等方面具有顯著的經(jīng)濟效應。近些年關于制造業(yè)服務化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關系問題引發(fā)了學界的廣泛關注?，F(xiàn)有理論和經(jīng)驗分析主要集中在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的內(nèi)在機理、作用路徑以及關系特征等方面。周大鵬（2013）[1]認為，增加知識型服務要素的中間投入能夠通過范圍經(jīng)濟和成本效應影響制造業(yè)產(chǎn)出，促進產(chǎn)業(yè)從低端向高端演化。焦青霞（2023）[9]基于兩階段最小二乘法實證檢驗了制造業(yè)服務化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動作用及其行業(yè)異質(zhì)性特征。有關制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用路徑和機制研究目前還不夠充分。胡昭玲等（2017）[10]和夏秋（2021）[11]分別從技術創(chuàng)新和服務需求兩個方面實證檢驗了制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介渠道，但同時發(fā)現(xiàn)對于發(fā)展中國家而言，制造業(yè)服務化并未產(chǎn)生明顯的技術創(chuàng)新效應，這為進一步剖解發(fā)展中國家制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的渠道機制遺留了空間。制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的方式方面目前存在線性關系和非線性關系兩種典型的觀點。張志醒和劉東升（2018）[12]、唐國鋒和李丹（2020）[13]分別基于理論分析驗證了制造業(yè)服務化對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的正向影響。但徐振鑫等（2016）[14]則認為服務化戰(zhàn)略短期內(nèi)所造成的成本上升和資源配置不當會對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級形成阻礙，即所謂“服務化悖論”，從而使二者關系表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平隨服務化戰(zhàn)略推進先下降后上升的“U”型關系。

從制造業(yè)服務化的本質(zhì)和直觀表現(xiàn)來看，制造業(yè)服務化就是將研發(fā)設計、運輸配送、檢測維護等異質(zhì)性服務要素作為中間投入與工業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)、交付等環(huán)節(jié)進行創(chuàng)新性融合，最終實現(xiàn)產(chǎn)品/服務質(zhì)量提升、企業(yè)創(chuàng)新和盈利能力增強以及產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈高端化的過程。因此，綜合前人經(jīng)驗探索，制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的理論和現(xiàn)實邏輯可歸結(jié)為三個方面：

第一，制造業(yè)服務化有利于推動生產(chǎn)要素變革和組合方式創(chuàng)新，提升產(chǎn)業(yè)間不同要素資源的組合配置效率[15]，進一步強化產(chǎn)業(yè)融合互動和良性升級改造。先進生產(chǎn)要素體系是支撐現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展質(zhì)量和效益的關鍵基礎。制造業(yè)服務化通過將高度專業(yè)化的知識、技術和人力資本以“飛輪”形式嵌入產(chǎn)品生產(chǎn)過程，實現(xiàn)異質(zhì)性生產(chǎn)要素和服務要素的全方位共融互構(gòu)，能夠有效緩解服務要素的稀缺性“約束”并優(yōu)化要素結(jié)構(gòu)，提升產(chǎn)品/服務產(chǎn)出價值和供需適配質(zhì)量，促進生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)換和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

第二，制造業(yè)服務化作為一種創(chuàng)新驅(qū)動的集約型分工模式[16]，能夠通過先進知識和環(huán)保、設計等高質(zhì)量生產(chǎn)性服務要素的集聚和深度融合，充分發(fā)揮技術進步、要素替代和創(chuàng)新溢出效應，顯著提升產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和區(qū)域綠色創(chuàng)新效率[17]，促進形成區(qū)域低碳綠色循環(huán)的生產(chǎn)體系和資源集約型、環(huán)境友好型的產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展模式，從而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化和可持續(xù)發(fā)展能力提升。

第三，隨著制造業(yè)與服務業(yè)產(chǎn)業(yè)邊界的日益模糊化和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度的不斷提升，服務要素對工業(yè)產(chǎn)品的消費促進和引導效應日益明顯。制造業(yè)通過不斷加大服務項目開發(fā)和創(chuàng)新力度，培育形成新的消費增長點和新型消費場景，能夠有效推動工業(yè)服務化消費迅速崛起，帶動消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。新型消費業(yè)態(tài)的涌現(xiàn)和工業(yè)服務化消費比重的不斷提高，能夠顯著促進產(chǎn)品和服務的專業(yè)化集中，不斷提高消費質(zhì)量和需求剛性，反過來促進工業(yè)服務產(chǎn)品、產(chǎn)業(yè)經(jīng)營模式和組織形式持續(xù)變革[18]，從而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

基于上述分析，提出研究假設H1。

H1：制造業(yè)服務化能夠顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

（二）生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的中介機制

產(chǎn)業(yè)集聚是同一產(chǎn)業(yè)或關聯(lián)產(chǎn)業(yè)在特定地理區(qū)域表現(xiàn)出的高度集中分布和產(chǎn)業(yè)資本要素的空間匯聚過程。作為一種典型的區(qū)域產(chǎn)業(yè)組織形式，產(chǎn)業(yè)集聚在促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面具有重要的作用，是塑造經(jīng)濟地理和推動區(qū)域經(jīng)濟增長的重要方式。

一方面，生產(chǎn)性服務業(yè)是從制造業(yè)內(nèi)部分化獨立出來形成的新興產(chǎn)業(yè)，二者之間具有天然的內(nèi)在關聯(lián)性和發(fā)展互依性。宣燁（2012）[19]研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚能夠通過競爭效應、專業(yè)化效應和外部性降低制造業(yè)交易成本，顯著提升本地和周邊地區(qū)制造業(yè)效率。也有學者提出，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對制造業(yè)升級呈現(xiàn)“倒U型”的非線性作用機制，研發(fā)資本流動對二者關系存在門檻約束[20]。孟濤等（2022）[21]實證檢驗了生產(chǎn)性服務業(yè)集聚通過專業(yè)化集聚的MAR外部性、多樣化集聚的JACOBS外部性和競爭性集聚的PORTER外部性影響制造業(yè)服務化的路徑。然而，生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展并非制造業(yè)服務化的根本原因，而是影響制造業(yè)服務化的“催化劑”?，F(xiàn)有成果圍繞生產(chǎn)性服務業(yè)集聚和制造業(yè)融合發(fā)展進行了探討，但更多側(cè)重于生產(chǎn)性服務業(yè)集聚影響制造業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟效應和作用機制的單向研究，鮮有關于制造業(yè)服務化如何影響生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的理論成果和實證研究。根據(jù)產(chǎn)業(yè)關聯(lián)理論，投入產(chǎn)出關系是反映制造業(yè)與生產(chǎn)性服務業(yè)融合程度和雙向聯(lián)動效應的基本邏輯。制造業(yè)服務化影響生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的理論機制可系統(tǒng)歸結(jié)為需求拉動、引致創(chuàng)新和集聚結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

首先，生產(chǎn)性服務業(yè)的形成是制造業(yè)發(fā)展規(guī)模不斷擴大和專業(yè)化分工的結(jié)果。制造業(yè)服務化對研發(fā)設計、物流運輸、信息和金融以及售后保障等生產(chǎn)性服務要素的供給規(guī)模和供給質(zhì)量都提出了更高的要求。中間投入需求對生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)出的“后向關聯(lián)效應”有助于推動生產(chǎn)性服務業(yè)在空間上的集中布局，以進一步提升生產(chǎn)性服務業(yè)的專業(yè)化水平。其次，制造業(yè)與服務業(yè)的跨邊界融合，能夠通過技術滲透、產(chǎn)業(yè)聯(lián)動等途徑打破原有產(chǎn)業(yè)邊界，推動實現(xiàn)創(chuàng)新資源的充分有序流動和動態(tài)優(yōu)化配置，能夠有效地引導和促進各類創(chuàng)新要素，尤其是研發(fā)和科技服務、現(xiàn)代金融、大數(shù)據(jù)等高端創(chuàng)新要素協(xié)同向新質(zhì)生產(chǎn)力集聚，進一步提升生產(chǎn)性服務業(yè)的協(xié)同創(chuàng)新能力和空間集聚水平。最后，制造業(yè)不同細分行業(yè)基于自身的行業(yè)特性，在服務化進程中會對服務要素來源、投入結(jié)構(gòu)、需求規(guī)模等方面表現(xiàn)出一定的差異性。制造業(yè)服務化在服務要素中間投入方面的需求差異和行業(yè)異質(zhì)性有利于促進生產(chǎn)性服務業(yè)的多樣化集聚和分工專業(yè)化，通過業(yè)務關聯(lián)、鏈條延伸和知識、技術溢出等優(yōu)化生產(chǎn)性服務業(yè)的空間布局和網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)。

另一方面，從生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關系來看，學界目前關于二者關系的理論研究成果較多，但尚未形成一致性的結(jié)論。主流觀點認為，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的正向促進效應[22-23]。但也有學者提出，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響受到生產(chǎn)性服務業(yè)創(chuàng)新水平[24]、經(jīng)濟發(fā)展水平[25-26]、城市規(guī)模[27]和資源稟賦[28]的影響。對于生產(chǎn)性服務業(yè)創(chuàng)新水平較低、經(jīng)濟欠發(fā)達、城市規(guī)模較小和非資源型城市地區(qū)來說，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會形成“遮掩效應”，削弱甚至抑制生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用，從而使二者關系表現(xiàn)出非線性特征。

概而言之，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用機制主要包括：（1）促進跨產(chǎn)業(yè)深度融合與分工協(xié)作。生產(chǎn)性服務業(yè)集聚通過專業(yè)化的人力資本積累和高端服務嵌入，有利于提升產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新效率和勞動生產(chǎn)效率，降低關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的交易成本，進一步強化跨產(chǎn)業(yè)深度融合與專業(yè)化分工協(xié)作，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。（2）優(yōu)化資源配置和要素供給結(jié)構(gòu)。生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的分工協(xié)作效應有利于推動統(tǒng)一大市場建設和市場機制完善，發(fā)揮市場配置資源的決定性作用，引導資源要素合理化流動和高效率配置，有效化解資源要素配置扭曲和結(jié)構(gòu)性失衡，提高要素供給結(jié)構(gòu)的適應性和靈活性，從而滿足產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的要素結(jié)構(gòu)需求。（3）強化集群質(zhì)量引領力和競爭效應。生產(chǎn)性服務業(yè)的空間集聚有利于完善“優(yōu)勝劣汰”的市場競爭機制，激發(fā)和釋放企業(yè)競爭活力，倒逼企業(yè)技術進步和質(zhì)量升級，顯著提升生產(chǎn)性服務業(yè)整體的質(zhì)量競爭力、引領力和支撐力，更好促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。（4）產(chǎn)業(yè)集聚協(xié)同釋放規(guī)模經(jīng)濟效應。生產(chǎn)性服務業(yè)在特定空間的循環(huán)累積通過引發(fā)產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)區(qū)位重置，形成連鎖反應擴大產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模[29]，在提升產(chǎn)業(yè)內(nèi)部高端要素配置效率和企業(yè)生產(chǎn)效率的同時，也有利于促進和強化產(chǎn)業(yè)間的協(xié)同集聚創(chuàng)新，進一步釋放規(guī)模經(jīng)濟效應，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

綜上分析，提出研究假設H2。

H2：生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中發(fā)揮正向中介作用。

（三）區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的調(diào)節(jié)效應

熊彼特認為，創(chuàng)新的本質(zhì)是“建立一種新的生產(chǎn)函數(shù)”，即生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件的“重新組合”[30]。制造業(yè)服務化通過引致生產(chǎn)性服務業(yè)集聚促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程，同樣會受到區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的影響。區(qū)域創(chuàng)新是國家和地方政府通過創(chuàng)新資源調(diào)控，引導和支持企業(yè)創(chuàng)新行為，激發(fā)區(qū)域創(chuàng)新活力和提升創(chuàng)新產(chǎn)出的重要手段，是創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的重要載體。不同地區(qū)在創(chuàng)新資源、創(chuàng)新政策體系和創(chuàng)新服務水平等方面會表現(xiàn)出差異。完善的區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境能夠有效地引導知識、技術等優(yōu)質(zhì)服務要素跨區(qū)域流動，提升技術市場活躍度和技術轉(zhuǎn)移效率。一方面，政府主導的研發(fā)活動和技術創(chuàng)新能夠形成良好的引領示范效應，并向市場傳遞積極信號，提振產(chǎn)業(yè)發(fā)展信心。新知識、新技術等高端服務要素的高效流動和空間集聚，能夠顯著促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率提升，進一步影響制造企業(yè)服務化的戰(zhàn)略決策，對制造業(yè)深度服務化和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚具有積極的催化效應。另一方面，制造業(yè)服務化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級離不開完善的產(chǎn)業(yè)政策環(huán)境和體制機制保障。區(qū)域制度創(chuàng)新能夠通過降低交易費用、提升創(chuàng)新要素配置效率和全要素生產(chǎn)率、降低技術研發(fā)溢出損失和完善市場競爭機制等影響區(qū)域技術進步和創(chuàng)新行為，對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級形成正向激勵。

基于上述分析，提出研究假設H3。

H3：區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境在制造業(yè)服務化推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級及其中介機制中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

綜上認為，制造業(yè)服務化通過帶動和引導生產(chǎn)性服務業(yè)集聚促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的改善和提升有利于正向調(diào)節(jié)制造業(yè)服務化對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進效應及生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的中介效應。制造業(yè)服務化通過引導生產(chǎn)型服務業(yè)集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的理論機制如圖1所示。

二、研究設計

（一）模型構(gòu)建

1. 基準回歸模型

為驗證上述制造業(yè)服務化對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的理論假設，構(gòu)建基準回歸模型如式（1）所示，用于檢驗制造業(yè)服務化對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

[ISUit=α0+α1SOMit+α2Xit+μi+τt+εit] （1）

其中，[i]代表省份，[t]代表年份，[ISUit]表示[i]省份[t]年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)，[SOMit]表示[i]省份[t]年的制造業(yè)服務化水平，[ Xit]表示控制變量。同時，為了區(qū)域?qū)用娌皇軙r間變化因素以及宏觀經(jīng)濟波動的影響，引入[μi、τt]分別表示區(qū)域固定效應和時間固定效應，[εit]為隨機誤差項。

2. 中介效應模型

模型（2）和模型（3）為中介效應模型，用于檢驗生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的中介機制。其中，[PSIAit]表示[i]省份[t]年的生產(chǎn)性服務業(yè)集聚程度，其余變量含義同上。

[PSIAit=β0+β11SOMit+β12Xit+μi+τt+εit] （2）

[ISUit=β0+β21SOMit+β22PSIAit+β23Xit+μi+τt+εit] （3）

3. 調(diào)節(jié)效應模型

借鑒Preacher等（2008）[31]提出的基于Bootstrap有調(diào)節(jié)的中介效應檢驗方法，構(gòu)建模型（4）—（6），對區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的調(diào)節(jié)效應進行檢驗。其中，[RIEit]表示[i]省份[t]年的區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，其余變量含義同上。

[ISUit=θ0+θ11SOMit+θ12RIEit+θ13SOMit×RIEit+θ14Xit+μi+τt+εit] （4）

[PSIAit=θ0+θ21SOMit+θ22RIEit+θ23SOMit×RIEit+θ24Xit+μi+τt+εit] （5）

[ISUit=θ0+θ31SOMit+θ32RIEit+θ33SOMit×RIEit+θ34PSIAit+θ35PSIAit×RIEit+θ36Xit+μi+τt+εit] （6）

（二）變量定義與測算

1. 被解釋變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（[ISU]）：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級反映了隨著不同部門之間資源配置的動態(tài)調(diào)整，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由低級形態(tài)向高級形態(tài)躍遷演化的過程，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)由傳統(tǒng)的勞動密集型向資本和技術密集型的轉(zhuǎn)變，通常伴隨著產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率和附加價值的提高，以及產(chǎn)業(yè)競爭力的顯著提升。借鑒干春暉等（2011）[32]、尹勇等（2023）[33]、李豫新和水遠遠（2023）[34]的經(jīng)驗做法，以各省份第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值表征區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平。

2. 解釋變量

制造業(yè)服務化（[SOM]）：制造業(yè)服務化水平反映了制造業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中對生產(chǎn)性服務業(yè)的直接/間接消耗程度或服務要素在制造業(yè)價值產(chǎn)出中所占的比重。目前較為普遍的測度方法：一是從生產(chǎn)投入結(jié)構(gòu)的角度衡量制造業(yè)生產(chǎn)過程對各生產(chǎn)性服務要素的消耗量[35-37]，即投入服務化；二是從產(chǎn)出和業(yè)務的角度測度服務性業(yè)務收入占制造業(yè)總收入的比重[38]，即產(chǎn)出服務化或業(yè)務服務化。鑒于數(shù)據(jù)的可得性限制，采用歷年投入產(chǎn)出表中制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的完全消耗系數(shù)和直接消耗系數(shù)來表征各地區(qū)的制造業(yè)服務化程度?？紤]到投入產(chǎn)出表每隔五年編制一次，為了測算出2003—2020年各省份的制造業(yè)服務化水平，借鑒陳麗嫻和魏作磊（2022）[15]的研究，2003—2005年各省份的制造業(yè)服務化程度均使用2002年制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的完全消耗系數(shù)和直接消耗系數(shù)來表示，2006—2010年各省份的制造業(yè)服務化程度均使用2007年制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的完全消耗系數(shù)和直接消耗系數(shù)來表示，2011—2015年各省份的制造業(yè)服務化程度均使用2012年制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的完全消耗系數(shù)和直接消耗系數(shù)來表示，2016—2020年各省份的制造業(yè)服務化程度均使用2017年制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)的完全消耗系數(shù)和直接消耗系數(shù)來表示。在此基礎上，以各省份制造業(yè)增加值占GDP的比重與對應年份制造業(yè)服務化程度的乘積來表征各省份連續(xù)年份的制造業(yè)服務化水平。圖2所示為各省份歷年制造業(yè)服務化水平對比及演變趨勢?？梢?，不同省份制造業(yè)服務化水平差異較大，但從發(fā)展演變趨勢來看，除個別省份以外，大部分地區(qū)制造業(yè)服務化水平總體呈現(xiàn)上升的趨勢。

3. 中介變量

生產(chǎn)性服務業(yè)集聚（[PSIA]）：對于生產(chǎn)性服務業(yè)的行業(yè)范圍，參照席強敏等（2015）[39]和原白云等（2023）[40]關于服務業(yè)和生產(chǎn)性服務業(yè)的界定，以交通運輸、倉儲和郵政業(yè)；信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)；金融業(yè)；房地產(chǎn)業(yè)；租賃和商務服務業(yè)；科學研究和技術服務業(yè)六大重點行業(yè)作為生產(chǎn)性服務業(yè)的代表。區(qū)位熵（LQ）能夠從地理空間的分布上對產(chǎn)業(yè)集聚進行衡量，能夠相對較為準確地衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平，其計算方法為：

其中，[LQijt]表示[t]年[j]地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)及其細分行業(yè)的區(qū)位熵，[qijt]和[qit]分別表示[t]年[j]地區(qū)和全國從事[i]行業(yè)的就業(yè)人數(shù)；[qjt]和[qt]分別表示[t]年[j]地區(qū)和全國全部行業(yè)的就業(yè)人數(shù)。根據(jù)六大重點行業(yè)各地區(qū)及全國歷年的就業(yè)人數(shù)計算其區(qū)位熵（Loc_Entropy），作為衡量生產(chǎn)性服務業(yè)空間集聚程度的代理變量。同時，計算各省份生產(chǎn)性服務業(yè)的空間基尼系數(shù)（Spa_Gini）替換生產(chǎn)性服務業(yè)的區(qū)位熵以表征各省份生產(chǎn)性服務業(yè)的集聚程度，對中介效應模型進行穩(wěn)健性檢驗。

4. 調(diào)節(jié)變量

區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境（[RIE]）：現(xiàn)有研究中對于區(qū)域創(chuàng)新的測度指標包括新產(chǎn)品銷售收入、專利申請及授權數(shù)量、研發(fā)投入等。各省份研究與試驗發(fā)展（Ramp;D）經(jīng)費投入強度能夠從投入的角度反映地區(qū)對研發(fā)創(chuàng)新活動的資金支持力度，同時也能夠在很大程度上體現(xiàn)不同區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的進程和高質(zhì)量發(fā)展水平。因此，將各省份研究與試驗發(fā)展（Ramp;D）經(jīng)費投入強度作為區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的代理變量，同時借鑒左喜梅和夏冰倩（2023）[41]的研究，以新產(chǎn)品銷售收入占各區(qū)域GDP的比值作為區(qū)域研發(fā)投入強度的替換變量，對調(diào)節(jié)效應模型進行穩(wěn)健性檢驗。

5. 控制變量

為消除遺漏變量帶來的偏差，參考溫婷（2020）[42]、陳堂等（2023）[43]、陳小輝等（2020）[44]、袁航等（2019）[45]和吳繼英等（2022）[46]的研究成果，選取政府干預程度（[Gov]）、區(qū)域開放程度（[Open]）、人力資本水平（[Edu]）和市場化程度（[Mkt]）作為控制變量。其中，政府干預程度（[Gov]）以各省份歷年政府公共財政支出占GDP的比例表示，區(qū)域開放程度（[Open]）以各省份歷年進出口總額占GDP的比例表示，人力資本水平（[Edu]）以各省份歷年人均受教育年限表示，市場化程度（[Mkt]）參考王小魯?shù)龋?019）[47]，以樊綱市場化指數(shù)表征各省份歷年市場化水平。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

研究以我國省域地區(qū)為對象，剔除港澳臺及西藏地區(qū)，同時考慮部分數(shù)據(jù)的可得性和統(tǒng)計指標的一致性，最終選擇2003—2020年我國30個省級行政區(qū)域的動態(tài)面板數(shù)據(jù)作為樣本來源，主要數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫以及歷年各省份統(tǒng)計年鑒、《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。考慮到模型可能存在的異方差問題以及變量間數(shù)量級的不一致，為了進一步提高樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和數(shù)據(jù)擬合度，對模型中數(shù)值差異較大的人力資本水平指標和市場化程度指標數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。模型主要變量定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

三、實證結(jié)果與統(tǒng)計分析

（一）基準回歸分析

為了避免模型估計出現(xiàn)偽回歸，首先對模型各指標變量的平穩(wěn)性進行檢驗，在此采用更適用于短面板模型的IPS檢驗法對各變量的單位根進行檢驗，如表2所示的檢驗結(jié)果顯示，各變量同階平穩(wěn)，可以直接進行模型估計。

表2 模型變量單位根檢驗結(jié)果

[變量名 [ISU] [SOM] PSIA [RIE] [Gov] [Open] [LnEdu] [LnMkt] [T]值 -5.81 -5.46 -7.10 -6.15 -4.29 -6.23 -5.02 -4.58 [P]值 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 ]

為了檢驗制造業(yè)服務化影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的直接效應，首先對模型變量采用混合OLS回歸，回歸結(jié)果如表3列（1）—（2）所示。根據(jù)固定效應和隨機效應模型修正的Hausman檢驗，結(jié)果顯示[Probgt;chi2=0.0000]，因此選擇固定效應模型進行回歸，結(jié)果如表3列（3）—（4）顯示。與此同時，為了保證回歸結(jié)果的無偏有效，利用White檢驗分別對模型變量的組間異方差、組內(nèi)自相關性和組間同期相關性進行檢驗。結(jié)果顯示：組間異方差檢驗P值為0.2245，故不能拒絕同方差的原假設，認為不存在組間異方差；組內(nèi)自相關檢驗F值為89.304，P值為0.00，表示模型存在組內(nèi)自相關；組間同期相關檢驗P值為0.00，強烈拒絕“無組間同期相關”的原假設，認為存在同期組間相關。為了消除模型組內(nèi)自相關問題，選擇FGLS模型對制造業(yè)服務化影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的直接效應進行估計，估計結(jié)果如表3列（5）—（6）所示。

表3報告了制造業(yè)服務化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的基準回歸結(jié)果。列（1）為控制時間固定效應和區(qū)域固定效應后制造業(yè)服務化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的OLS直接回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為0.331且在1%的水平上顯著。列（2）為加入控制變量并同時控制時間固定效應和區(qū)域固定效應后，制造業(yè)服務化仍然在1%的水平上正向促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。列（3）—（4）顯示了面板固定效應的回歸情況，加入控制變量前后，系數(shù)分別為0.343和0.116，均在1%的水平上顯著。列（5）—（6）為FGLS回歸，制造業(yè)服務化的回歸系數(shù)分別為0.127和0.074，在1%的水平上顯著。因此，制造業(yè)服務化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均表現(xiàn)出顯著的正向促進效應，假設H1得以驗證。

（二）中介效應分析

借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[48]的研究，采用面板固定效應回歸驗證生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的渠道效應。回歸結(jié)果如表4所示?；貧w結(jié)果表明生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的中介效應明顯。為進一步明確生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的渠道機制，采用非參數(shù)百分位Bootstrap法對生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的渠道效應進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果如表5所示，所有方法構(gòu)建的置信區(qū)間中都不包含0，表明生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的間接效應顯著，假設H2得以驗證。

（三）創(chuàng)新調(diào)節(jié)下的中介機制分析

表4中列（11）—（13）報告了區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境對制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級及其中介機制的調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果。列（11）和列（12）中，交乘項[SOM×RIE]的系數(shù)分別為0.271和0.076，且分別在1%和5%的水平上顯著，表明區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和帶動生產(chǎn)性服務業(yè)集聚中存在調(diào)節(jié)作用。列（13）中交乘項[SOM×RIE]和[PSIA×RIE]的系數(shù)分別為0.269和0.301，均在1%水平上顯著。由此可見，區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的渠道效應中均表現(xiàn)出正向調(diào)節(jié)作用，假設H3得以驗證。為了更為直觀地反映區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境在制造業(yè)服務化與生產(chǎn)性服務業(yè)集聚之間的調(diào)節(jié)作用，繪制區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的調(diào)節(jié)效應圖（圖3）。相對區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境較差地區(qū)來說，區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境較好地區(qū)制造業(yè)服務化對生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的影響更加陡峭，反映了區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境能夠顯著增強制造業(yè)服務化對生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的正向影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了避免實證研究由于變量間互為因果、樣本選擇偏誤和遺漏變量等可能導致的內(nèi)生性問題，進一步檢驗變量選取的解釋能力，分別采用工具變量法和變量替換法對模型穩(wěn)健性進行檢驗。

1. 工具變量法

考慮模型設定可能帶來的變量之間互為因果而導致的內(nèi)生性問題，選擇滯后一期和滯后二期的制造業(yè)服務化水平作為制造業(yè)服務化的工具變量，分別應用兩階段最小二乘法（2SLS）和有限信息的最大似然法（LIML）對模型進行檢驗。不可識別檢驗結(jié)果顯示，Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量的值為34.106且P值為0.000，表明強烈拒絕不可識別的原假設，F(xiàn)檢驗結(jié)果（Kleibergen-Paap rk Wald F =15.21）表明不存在弱工具變量；Hansen J（P-val=0.7529gt;0.1）檢驗的統(tǒng)計量通過過度識別檢驗，表明所選取的工具變量較為合理?；诠ぞ咦兞糠ǖ姆€(wěn)健性檢驗結(jié)果如表6所示。根據(jù)回歸結(jié)果顯示，LIML和2SLS的結(jié)果均顯著支持了理論假設和前述實證結(jié)論，同時也從側(cè)面進一步印證了“不存在弱工具變量”，研究結(jié)論穩(wěn)健。

2. 變量替換法

如前文所述，以直接消耗系數(shù)替換完全消耗系數(shù)表征制造業(yè)服務化水平，以生產(chǎn)性服務業(yè)的空間基尼系數(shù)表征生產(chǎn)性服務業(yè)集聚水平，以各省份歷年新產(chǎn)品銷售收入占地區(qū)GDP的比例替換區(qū)域研發(fā)投入強度用以表征區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，對制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的直接效應、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的中介機制和區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的調(diào)節(jié)效應進行再檢驗，檢驗結(jié)果如表7所示。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，制造業(yè)服務化通過推動生產(chǎn)性服務業(yè)集聚影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的調(diào)節(jié)效應均正向顯著，前述研究結(jié)論穩(wěn)健。

四、主要結(jié)論與實踐啟示

（一）主要研究結(jié)論

基于理論分析和我國2003—2020年30個省份的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，通過回歸分析檢驗制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的基本效應和作用機制，研究發(fā)現(xiàn)：（1）制造業(yè)服務化有助于推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。在控制時間固定效應和區(qū)域固定效應后制造業(yè)服務化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向促進效應顯著。（2）生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中發(fā)揮正向中介作用。（3）區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的改善有利于正向調(diào)節(jié)制造業(yè)服務化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的渠道作用。

（二）實踐啟示

第一，全面完善頂層政策引導和機制設計，建立健全制造業(yè)深度服務化的政策支撐體系。區(qū)域?qū)用?，應不斷強化政策引導，圍繞制造業(yè)服務化，重點支持制造業(yè)與服務業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)作生態(tài)、融合標準、公共服務平臺和共性技術開發(fā)平臺建設，從財政、稅收、人才、技術、金融等多角度協(xié)同發(fā)力，推進制造業(yè)、服務業(yè)雙向深度融合，促進兩業(yè)聯(lián)動發(fā)展和互為支撐。具體而言，一是聚焦于制造業(yè)與服務業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)作生態(tài)的構(gòu)建，積極推動兩業(yè)之間形成緊密、高效、協(xié)同的產(chǎn)業(yè)合作關系，打造互利共贏、充滿活力的產(chǎn)業(yè)生態(tài)環(huán)境；二是著重支持融合標準的制定，通過明確統(tǒng)一、科學合理且具有前瞻性的標準，為制造業(yè)與服務業(yè)的深度融合提供清晰明確的方向和規(guī)范；三是大力投入公共服務平臺的建設，為兩業(yè)的融合發(fā)展提供全方位、高質(zhì)量、便捷高效的服務支持，助力企業(yè)更好地實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級和創(chuàng)新發(fā)展；四是全力支持共性技術開發(fā)平臺的構(gòu)建，集中力量攻克關鍵共性技術難題，提高產(chǎn)業(yè)的整體技術水平和核心競爭力。

第二，推動生產(chǎn)性服務業(yè)集聚和空間結(jié)構(gòu)優(yōu)化布局，釋放生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的空間溢出和規(guī)模效應。區(qū)域?qū)用娼Y(jié)合地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點和資源稟賦，通過政策創(chuàng)新和政策學習等機制，鼓勵現(xiàn)代生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化、多樣化集聚。同時，深化制度銜接，破解生產(chǎn)要素流動的行政阻隔，發(fā)揮競爭、供求、價格等市場機制效用，提升人力資本、技術服務等高端生產(chǎn)要素的空間配置效率，從而充分釋放生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在制造業(yè)服務化推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中的中介效用。具體而言，一是充分發(fā)揮市場在優(yōu)化資源配置中的決定性作用，構(gòu)建區(qū)域性生產(chǎn)性服務要素平臺，通過供需關系、價格機制、競爭機制等多維途徑，促進實現(xiàn)資源的有效分配和高效利用；二是不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間布局，加快推進產(chǎn)業(yè)園區(qū)建設，圍繞重點城市或區(qū)域，分梯度布局高端生產(chǎn)性服務業(yè)和配套服務業(yè)，提升區(qū)域整體生產(chǎn)性服務業(yè)集聚水平和服務輻射能級；三是持續(xù)優(yōu)化城市功能分區(qū)，同時構(gòu)建完善的區(qū)域間協(xié)同合作機制，積極推動區(qū)域一體化發(fā)展。

第三，加大區(qū)域創(chuàng)新投入和政策激勵，擴展制造業(yè)服務化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的軟約束邊界。一是從區(qū)域?qū)用婕哟罂萍紕?chuàng)新投入力度，著眼于區(qū)域短板，加強創(chuàng)新資源精準投放，提高區(qū)域技術創(chuàng)新能力。不同區(qū)域應基于自身在科技發(fā)展和創(chuàng)新方面的短板，有針對性地采取調(diào)控措施，強化對高質(zhì)量創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置和精準投放，補短板，鍛長板。例如，在人才方面，制定優(yōu)惠政策吸引高端科技人才流入，設立專項人才培養(yǎng)基金助力本地人才的成長等；對于科研基礎設施，政府應加大資金投入，規(guī)劃建設先進的實驗室、研發(fā)中心等；在科技成果轉(zhuǎn)化上，搭建高效的平臺，完善相關法律法規(guī)和政策支持，促進高校、科研機構(gòu)與企業(yè)之間的緊密合作。二是完善創(chuàng)新制度供給和創(chuàng)新環(huán)境建設，營造良好的創(chuàng)新生態(tài)以激發(fā)區(qū)域創(chuàng)新活力，改善區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，不斷強化制造業(yè)服務化推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的積極效用和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的渠道機制效應。

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