吳 振 華
(遼寧大學 經(jīng)濟學院,遼寧 沈陽 110036)
伴隨著工業(yè)經(jīng)濟向服務(wù)經(jīng)濟的轉(zhuǎn)變,服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展成為一國經(jīng)濟高質(zhì)量增長的關(guān)鍵,戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成為新的經(jīng)濟增長點。產(chǎn)業(yè)集聚、協(xié)同集聚與經(jīng)濟高質(zhì)量增長之間互動關(guān)系的研究日益成為國內(nèi)外學界所關(guān)注的焦點。國外學者針對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的理念最初來自Ellison和Glaeser,之后學者們圍繞著制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚開展研究。Porterfeild和Pulver認為產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚能夠更好地滿足市場消費的需求,從整體上對制造業(yè)區(qū)域布局生產(chǎn)影響,有助于實現(xiàn)制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同(1)Ellison G,Glaeser E L.The Geographic Concentratioin of Industry:Does Natural Advantage Explain Agglomeration?.The American Ecnonmic Review,1999(89);Porterfeild S L,Pulver G C.Exports,Imports and Locations of Services Producers.International Regional Science Review,1991(14).。Martin和Desmet發(fā)現(xiàn)制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在區(qū)位選擇時互為作用,認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠帶動制造業(yè)集聚(2)Martin A.Co-location of Manufacturing and Producer Service:A Simultaneous Equation Approach.Electronic Working Paper Series CESIS,2004;Desmet K,F(xiàn)afchamps M.Changes in the Spatial Concentration of Employment across US countries:A Sectoral Analysis 1972—2000.Journal of economic geography,2005(3).。國內(nèi)學者研究焦點為誰在協(xié)同關(guān)系中占據(jù)主導地位,陳建軍和陳菁菁發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)集聚的推動作用更大(3)陳建軍,陳菁菁:《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同定位研究:以浙江省69個城市和地區(qū)為例》,《中國工業(yè)經(jīng)濟》,2011年第6期。。李惠娟發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚大于社會性服務(wù)業(yè),服務(wù)業(yè)集聚小于制造業(yè),服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間存在協(xié)同集聚關(guān)系(4)李惠娟:《中國城市服務(wù)業(yè)集聚測度:兼論服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)集聚的關(guān)系》,《經(jīng)濟問題探索》,2013年第4期。。吉亞輝和甘麗娟發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)存在協(xié)同集聚,而東部協(xié)同集聚大于中西部(5)吉亞輝,甘麗娟:《中國城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的測度及影響因素》,《中國科技論壇》,2015年第12期。。
根據(jù)上述研究,國內(nèi)外研究焦點在于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚,隨著居民消費水平逐漸提升、消費需求呈現(xiàn)多樣化,生活性服務(wù)業(yè)集聚顯著,通過多樣化供給提升居民幸福指數(shù),進而帶動勞動生產(chǎn)率提高,間接推動經(jīng)濟增長。此外,中國區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展水平及產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)差異性明顯,服務(wù)業(yè)集聚和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚也會導致經(jīng)濟增長的區(qū)域差異?;诖耍疚膹娜乱暯茄芯繀^(qū)域生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚、生活性服務(wù)業(yè)集聚及兩者協(xié)同集聚能否實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量增長,以期為服務(wù)業(yè)及戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚提供相應(yīng)的理論指導。
產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚測度方法有三種:一是計算產(chǎn)業(yè)集聚度相關(guān)系數(shù)或由集聚度繪制折線圖觀察產(chǎn)業(yè)集聚度變化趨勢;二是計算產(chǎn)業(yè)集聚度的莫蘭指數(shù);三是計算產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度。本文選擇最常用的協(xié)同集聚度測量服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平。公式如下:
RPj=1-|Rpj-Rnj|/(Rpj+Rnj)
(1)
RLj=1-|Rlj-Rnj|/(Rlj+Rnj)
(2)
其中,RPj表示j省份生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度,RLj表示j省份生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度,Rpj、Rlj、Rnj分別為j省份生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、生活性服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵。其中,區(qū)位熵指數(shù)公式為:
Rij=(eij/Ei)/(ej/E)
(3)
其中,Rij代表j省份i產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵,eij代表j省份i產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員,Ei代表全國i產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員,ej代表j省份從業(yè)人員,E代表全國從業(yè)人員。Rij>1,表示產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象較顯著。
根據(jù)圖1和圖2顯示:(1)東部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚度呈現(xiàn)“下降—增加—下降”趨勢,尤其是2009年產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚趨勢顯著,雖然東部地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)布局呈現(xiàn)擴散態(tài)勢,但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與其協(xié)同布局愈發(fā)明顯;生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度也呈現(xiàn)“下降—增加—下降”態(tài)勢,假如兩大產(chǎn)業(yè)協(xié)同布局處于初步階段,那么,產(chǎn)業(yè)之間呈現(xiàn)出適應(yīng)性差、布局結(jié)構(gòu)不合理;隨著區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)劃的出臺,調(diào)整了產(chǎn)業(yè)間布局結(jié)構(gòu),兩者協(xié)同集聚逐漸提高。但2013年之后,該協(xié)同現(xiàn)象有所減緩。(2)中西部地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚度均呈現(xiàn)下降態(tài)勢。一方面,根據(jù)協(xié)同集聚公式,服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的反向變動必導致協(xié)同集聚度下降。然而,產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)路徑依賴特征,某一產(chǎn)業(yè)集聚變化不僅受其滯后一期影響,而且受到關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)當期及滯后一期影響。因此,靜態(tài)協(xié)同集聚無法反映產(chǎn)業(yè)間協(xié)同集聚;另一方面,中西部地區(qū)兩大產(chǎn)業(yè)本身集聚水平較低,協(xié)同布局仍處在探索期,缺少產(chǎn)業(yè)布局規(guī)劃和資源分配政策,導致產(chǎn)業(yè)間無法實現(xiàn)良性互動,進而降低了協(xié)同集聚度。假如合理規(guī)劃和引導產(chǎn)業(yè)協(xié)同布局、調(diào)整產(chǎn)業(yè)間布局結(jié)構(gòu),那么,兩大產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚也會從無序狀態(tài)走向合理狀態(tài)。
為了全方位地對比區(qū)域生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、生活性服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚所產(chǎn)生的經(jīng)濟增長效應(yīng),同時,為了緩解變量存在內(nèi)生性問題,此處選擇GMM模型實證檢驗產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對于區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量增長的影響,模型設(shè)定如下:
TFPit=α0+α1TFPit-1+α21nRPit+γ1nZit+εit
(4)
TFPit=β0+β1TFPit-1+β21nRLit+γ1nZit+εit
(5)
其中,TFP表示全要素生產(chǎn)率及其分解指標技術(shù)進步(TECHCH)和技術(shù)效率(EFFCH),Z表示控制變量,α0和β0表示常數(shù)項,α1、α2、β1、β2和γ分別表示系數(shù)的邊際效應(yīng),ε為隨機誤差項,i表示地區(qū),t表示時間。
1.被解釋變量和解釋變量
(1)全要素生產(chǎn)率:采用非參數(shù)法的Malmquist指數(shù)法測算,所用的產(chǎn)出變量和投入變量如下:產(chǎn)出變量選擇2005-2018年31個省份實際國內(nèi)生產(chǎn)總值(以2005年不變價);投入變量選擇勞動投入和資本存量,其中,勞動投入為各省份就業(yè)總?cè)丝冢毁Y本存量采用永續(xù)盤存法估算。接下來,將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進步和技術(shù)效率兩大部分,其中,技術(shù)進步通過運用新技術(shù)、新方法和新工藝等影響全要素生產(chǎn)率;技術(shù)效率表示在可變規(guī)模報酬下,通過管理創(chuàng)新、制度創(chuàng)新影響全要素生產(chǎn)率。(2)服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚。參考上文計算結(jié)果,此處不再贅述。
2.控制變量
第一,人力資本水平(HUM),選擇每萬人高校在校大學生衡量。第二,對外開放水平(FDI),以當年實際使用外資額占GDP比重衡量,并利用美元與人民幣的平均匯率予以折算。第三,政府財政支出水平(GOV),選擇一般政府財政預(yù)算支出占GDP的比重衡量。第四,科研投入(RD),選擇地方財政科技支出占地方財政支出的比重衡量。第五,基礎(chǔ)設(shè)施(INF),選擇人均道路面積與公路里程數(shù)之比衡量。
把全國層面相關(guān)數(shù)據(jù)代入上述實證模型,Sargan檢驗表明模型設(shè)定具備一定的合理性。根據(jù)表1所示,未加入控制變量時,模型1和模型3中解釋變量系數(shù)均在1%水平顯著為負,說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致全要素生產(chǎn)率指數(shù)各自下降0.2%和0.1%。加入控制變量后,模型2和模型4中解釋變量系數(shù)未發(fā)生變化,均在1%水平顯著為負,說明服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率發(fā)揮顯著的負效應(yīng)。其原因在于過度集聚產(chǎn)生了負外部性,隨著集聚水平提升,該集聚區(qū)域地價、工資、交通擁擠等沉沒成本增加,固定資本大的企業(yè)難以退出既有集聚區(qū)域,導致生產(chǎn)效率低下的企業(yè)成為僵尸企業(yè),降低了自身和價值鏈上下游企業(yè)生產(chǎn)效率。不管是否加入控制變量,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率的作用更高。
表1 基準估計結(jié)果(被解釋變量:TFP)
根據(jù)表2所示,未加入控制變量時,模型5和模型7中解釋變量系數(shù)均在1%水平顯著為正,表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致技術(shù)進步指數(shù)各自增加0.0%和0.1%。加入控制變量后,模型6解釋變量系數(shù)由正轉(zhuǎn)為負,且在1%水平顯著為負,說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)進步發(fā)揮顯著的負效應(yīng);模型8中解釋變量系數(shù)仍為正,且在1%水平上顯著,說明生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)進步發(fā)揮顯著的正作用。產(chǎn)生負作用的原因在于協(xié)同集聚區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)價值鏈不匹配,難以發(fā)揮協(xié)同集聚的正外部性,更多的是爭奪資源、生產(chǎn)成本上升。產(chǎn)生正作用的原因在于,一是學習行業(yè)內(nèi)企業(yè)新知識、新技術(shù),形成產(chǎn)業(yè)內(nèi)知識、技術(shù)溢出效應(yīng);二是提高細分行業(yè)間的交流、合作頻率及效率,形成產(chǎn)業(yè)間知識、技術(shù)溢出效應(yīng)。由此,新技術(shù)、新工藝、新方法、新設(shè)備運用,最終推動了技術(shù)進步。此外,未加入控制變量時,技術(shù)進步更多地取決于生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度。加入控制變量后,技術(shù)進步取決于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度。
表2 基準估計結(jié)果(被解釋變量:TECHCH)
根據(jù)表3所示,未加入控制變量時,模型9和模型11中解釋變量系數(shù)均在1%水平顯著為負,表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致技術(shù)效率指數(shù)各自下降0.1%和0.2%。加入控制變量后,模型10解釋變量系數(shù)由負轉(zhuǎn)為正,且在1%水平顯著為正,說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)效率發(fā)揮顯著正效應(yīng)。模型12中解釋變量系數(shù)仍為負,但不顯著。產(chǎn)生負作用原因在于擁擠效應(yīng),即企業(yè)過度集聚導致地價、工資、交通擁擠等生產(chǎn)成本提高,生產(chǎn)效率低下的企業(yè)落為僵尸企業(yè),降低了企業(yè)自身和上下游企業(yè)的生產(chǎn)效率,不利于提高技術(shù)效率。產(chǎn)生正作用的原因在于正外部性,即通過共享勞動力市場,降低勞動力搜尋成本、原材料搜尋和運輸費用,加強交流合作減少信息不對稱等,促進集聚區(qū)域資源優(yōu)化配置,改善企業(yè)生產(chǎn)管理,最終提高了技術(shù)效率。此外,未加入控制變量時,技術(shù)效率更多地取決于生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度;加入控制變量后,技術(shù)效率取決于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度。
表3 基準估計結(jié)果(被解釋變量:EFFCH)
在控制變量中,第一,人力資本系數(shù)在1%水平顯著為正,說明人力資本對經(jīng)濟高質(zhì)量增長產(chǎn)生正向推動作用,即較高人力資本代表該區(qū)域具備高素質(zhì)勞動力,不僅提高了企業(yè)管理組織效率,而且也提高了企業(yè)對新技術(shù)的吸收和轉(zhuǎn)化。第二,對外開放系數(shù)在1%水平對技術(shù)進步發(fā)揮顯著正作用,原因在于外商直接投資的示范模仿效應(yīng)、人員培訓效應(yīng)、競爭效應(yīng)等;對外開放對全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率發(fā)揮顯著負作用,原因在于外資企業(yè)進入對國內(nèi)企業(yè)產(chǎn)生擠壓效應(yīng),削弱了技術(shù)溢出效應(yīng)。第三,政府財政支出在1%顯著性水平對經(jīng)濟高質(zhì)量增長發(fā)揮負效應(yīng),說明政府規(guī)模擴大導致資源配置效率的下降,從而不利于經(jīng)濟增長。第四,科研投入阻礙了全要素生產(chǎn)率,原因在于技術(shù)效率改善受到抑制(6)王偉,石珂菲:《技術(shù)效率、行業(yè)測度與中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展:基于SFA模型的實證分析》,《河南師范大學學報》(哲學社會科學版),2019年第5期。。第五,基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟高質(zhì)量增長發(fā)揮負作用,但不顯著。
鑒于各省經(jīng)濟發(fā)展存在較大差異,此處把樣本劃分為東部、中部和西部(7)注:鑒于篇幅限制,中西部地區(qū)估計結(jié)果省略,如有需要可向作者索取。三大區(qū)域,研究不同類型服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對區(qū)域全要素生產(chǎn)率及其分解指標的影響。
根據(jù)表4所示,以全要素生產(chǎn)率指數(shù)為被解釋變量的方程中:(1)東部地區(qū)解釋變量系數(shù)分別在5%和1%水平上顯著為負,表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致全要素生產(chǎn)率指數(shù)分別下降0.7%和0.3%。(2)中部地區(qū)解釋變量系數(shù)均在5%水平顯著,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致全要素生產(chǎn)率指數(shù)下降2.7%;生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致全要素生產(chǎn)率指數(shù)增加1.6%。(3)西部地區(qū)解釋變量系數(shù)分別在1%和5%水平顯著為正,說明服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致全要素生產(chǎn)率指數(shù)分別提高1.8%和0.8%。服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率指數(shù)作用由大到小依次為中部、西部和東部。其原因在于,東部地區(qū)服務(wù)業(yè)過度集聚、行業(yè)競爭過度,集聚的負外部性顯著,從而不利于產(chǎn)業(yè)間良性互動;中部地區(qū)承接東部的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚有利于產(chǎn)業(yè)融合,進而提高全要素生產(chǎn)率,而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在中部地區(qū)集聚度較低,且二者協(xié)同布局處于起步階段,故對全要素生產(chǎn)率影響為負;西部地區(qū)以勞動、資源密集型產(chǎn)業(yè)為主,對服務(wù)業(yè)形成有效需求,服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚能使兩大產(chǎn)業(yè)形成良性互動,有利于全要素生產(chǎn)率提升。
表4 東部地區(qū)估計結(jié)果
在以技術(shù)進步指數(shù)為被解釋變量的方程中:(1)東部地區(qū)解釋變量系數(shù)在模型15中顯著為負,表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致技術(shù)進步指數(shù)下降0.3%;而生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)進步的影響不明顯。(2)中部地區(qū)解釋變量系數(shù)分別在1%和5%水平顯著為正,服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致技術(shù)進步指數(shù)分別增加4.9%和3.0%。(3)西部地區(qū)解釋變量系數(shù)顯著為正,表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致技術(shù)進步指數(shù)增加0.2%。服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)進步指數(shù)的作用由大到小依次為中部、東部、西部。其原因在于,東部地區(qū)服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)間的高度集聚形成了擁擠效應(yīng),從而阻礙技術(shù)進步;中西部地區(qū)企業(yè)技術(shù)進步空間大,服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚有利于產(chǎn)業(yè)間互動,企業(yè)通過吸收新技術(shù),能夠推動技術(shù)進步。
在以技術(shù)效率指數(shù)為被解釋變量的方程中:(1)東部地區(qū)解釋變量系數(shù)在模型17中顯著為正,表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度每增加1%,導致技術(shù)效率指數(shù)增加0.6%。而生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)效率的影響不明顯。(2)中西部地區(qū)解釋變量系數(shù)均不顯著。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)效率指數(shù)的作用由大到小依次為中部、東部和西部,生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)效率指數(shù)的作用由大到小依次為西部、東部、中部。其原因在于,東部地區(qū)自身技術(shù)進步空間大,企業(yè)在技術(shù)進步取得突破進展時,會通過改善技術(shù)效率獲取利潤;中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作差,價值鏈上下游企業(yè)交易成本高,為了節(jié)約成本,企業(yè)選擇縱向一體化產(chǎn)業(yè)組織模式,造成資源錯配,降低生產(chǎn)效率。
本文選擇替換產(chǎn)業(yè)集聚度、分時期回歸予以穩(wěn)健性檢驗。其中,替換變量借鑒孔海濤等的做法測算產(chǎn)業(yè)集聚度(8)孔海濤,于慶瑞,張小鹿:《環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟集聚與城市生產(chǎn)率》,《經(jīng)濟問題探索》,2019年第1期。。分時段回歸選擇以2008年為界限,各自考察2005-2008年和2009-2018年兩個時間段服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率的作用。估計結(jié)果同前文基本保持一致,但區(qū)域差異明顯,說明結(jié)論具備一定穩(wěn)健性。
本文選擇2005-2018年省際面板數(shù)據(jù),測算生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、生活性服務(wù)業(yè)、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的集聚度,并基于GMM模型實證分析產(chǎn)業(yè)集聚對于全要素生產(chǎn)率及其分解指標的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚與全國、東部地區(qū)全要素生產(chǎn)率顯著負相關(guān);中部生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚降低了全要素生產(chǎn)率,生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚提升了全要素生產(chǎn)率;西部服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚提升了全要素生產(chǎn)率。(2)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對全國技術(shù)進步發(fā)揮顯著負效應(yīng),生活性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對全國技術(shù)進步發(fā)揮顯著正效應(yīng);東部生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚導致技術(shù)進步下降;中部服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚促進技術(shù)進步;西部生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚推動技術(shù)進步。(3)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對全國及東部地區(qū)技術(shù)效率發(fā)揮顯著正效應(yīng)。
本文結(jié)論具有以下啟示:第一,制定戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃,實現(xiàn)合理集中布局。處于發(fā)展初級階段的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè),集聚區(qū)布局應(yīng)考慮產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、創(chuàng)新環(huán)境等,以此制定兼顧針對性和可持續(xù)性發(fā)展規(guī)劃。中西部不僅需要承接東部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,也需要因地制宜地布局戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)。第二,產(chǎn)業(yè)間資源配置優(yōu)化,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同的良性互動。東部發(fā)揮產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚優(yōu)勢,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)間資源配置;中西部需要因地制宜,制定有效產(chǎn)業(yè)布局政策,保證協(xié)同集聚合理性。第三,產(chǎn)業(yè)規(guī)劃中納入生活性服務(wù)業(yè)集聚,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同布局合理化。東部借助人才和市場規(guī)模優(yōu)勢,引導生活性服務(wù)業(yè)集聚向更高層次發(fā)展;中西部把生活性服務(wù)業(yè)發(fā)展納入服務(wù)業(yè)發(fā)展規(guī)劃,為其提供有利市場環(huán)境,特別是引導產(chǎn)業(yè)協(xié)同布局實現(xiàn)良性互動。