摘 要：通過將科技創(chuàng)新引入新經(jīng)濟地理學(xué)模型進行分析，從理論方面探討產(chǎn)業(yè)聚集、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，并基于我國30個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，利用區(qū)位熵指數(shù)和熵權(quán)法分別對產(chǎn)業(yè)聚集水平和科技創(chuàng)新水平進行測度，運用探索性空間數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟增長存在空間依賴性，由此引入空間面板計量模型和空間效應(yīng)分解模型，實證分析產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新的經(jīng)濟增長效應(yīng)。研究得出：產(chǎn)業(yè)聚集通過毗鄰經(jīng)濟、規(guī)模經(jīng)濟以及聚集經(jīng)濟等方式帶動生產(chǎn)效率提高，促進經(jīng)濟增長;在經(jīng)濟下行壓力和經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變“雙重壓力”下，科技創(chuàng)新作為“第一生產(chǎn)力”仍然是推動經(jīng)濟增長的源泉動力;產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展，共同助推經(jīng)濟增長，對于有效改善我國經(jīng)濟以往“粗放型”增長方式具有重要現(xiàn)實意義。

關(guān)鍵詞：新經(jīng)濟地理學(xué);產(chǎn)業(yè)聚集;科技創(chuàng)新;經(jīng)濟增長

中圖分類號：F062.9文獻標識碼：A文章編號：1007-2101（2021）01-0079-11

收稿日期：2020-10-29

作者簡介：丁嘉鋮（1992-），男，吉林樺甸人，東北師范大學(xué)博士研究生。

一、引言

改革開放40多年以來，我國經(jīng)濟迅猛發(fā)展，但同時也帶來了一系列經(jīng)濟社會問題，在“人口紅利”面臨消失的情況下，我國所獲得的資源配置效率以及所贏得的穩(wěn)定的資本報酬效應(yīng)都將逐漸消失，為了實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，我國必然要通過提高資源配置效率來穩(wěn)固推動經(jīng)濟高質(zhì)量增長。黨的十九大報告指出要“促進我國產(chǎn)業(yè)邁向全球價值鏈中高端，培育若干世界級先進制造業(yè)集群”，由近些年各地區(qū)產(chǎn)業(yè)聚集的發(fā)展可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)聚集形成區(qū)域經(jīng)濟空間狀態(tài)，導(dǎo)致上下游企業(yè)分工細化，提升產(chǎn)品質(zhì)量，同時大規(guī)模的生產(chǎn)降低了生產(chǎn)成本，“成本洼地”反過來又促進產(chǎn)業(yè)聚集。與此同時，經(jīng)濟新常態(tài)下傳統(tǒng)的粗放、低附加值的發(fā)展方式不能滿足我國對于高質(zhì)量發(fā)展的需求，我國面臨經(jīng)濟下行的巨大壓力，經(jīng)濟發(fā)展方式迫切需要從原有的“粗放型”轉(zhuǎn)向“集約化”?！笆濉逼陂g，國家再次強調(diào)要堅持創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，把創(chuàng)新擺在國家發(fā)展全局的核心位置?？萍紕?chuàng)新作為經(jīng)濟發(fā)展的第一驅(qū)動力為經(jīng)濟增長在面對下行壓力與轉(zhuǎn)型升級“雙重壓力”下提供了持續(xù)動力。而產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新之間又存在互促機制，產(chǎn)業(yè)聚集可以帶動企業(yè)以及人員“非正式聯(lián)系”，短期內(nèi)快速帶動科技創(chuàng)新發(fā)展。同時，科技創(chuàng)新為產(chǎn)業(yè)聚集生態(tài)化發(fā)展提供持續(xù)不斷的動力，打造產(chǎn)業(yè)聚集健康體系。伴隨日趨嚴重的資源短缺、勞動力成本攀升、資本邊際報酬遞減等問題的出現(xiàn)，在追求經(jīng)濟增長“量”的同時，更重要的是追求經(jīng)濟增長的“質(zhì)”，因此推進產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展，對于緩解我國經(jīng)濟下行壓力和促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型具有重大現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

有關(guān)產(chǎn)業(yè)聚集、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的國內(nèi)外研究主要集中于產(chǎn)業(yè)聚集的經(jīng)濟增長效應(yīng)、科技創(chuàng)新的經(jīng)濟增長效應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新之間關(guān)系三個方面。

產(chǎn)業(yè)聚集作為在空間上增加收益的源泉，可以通過連接的上下游部門提高資源利用效率和改善生產(chǎn)要素成本，減少因信息不對稱等方面引發(fā)的逆向選擇，從而推動經(jīng)濟增長，繼而產(chǎn)生外部性[1-2]。產(chǎn)業(yè)聚集和經(jīng)濟增長之間也存在相互作用，產(chǎn)業(yè)聚集可以通過聚集帶來的資源、技術(shù)等方面的優(yōu)勢，促進經(jīng)濟增長;反過來，經(jīng)濟增長又會吸引更多的資源等聚集，從而帶動產(chǎn)業(yè)聚集度水平的提升[3]。實證研究方面，Geppert等（2008）[4]人對西德進行了研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)聚集和經(jīng)濟增長之間存在正向關(guān)系。孫曉華等（2018）[5]以我國數(shù)據(jù)為樣本進行研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)聚集形成了比較優(yōu)勢，同時改善了生產(chǎn)要素的空間配置，顯著地拉動了地區(qū)經(jīng)濟增長。黃永明等（2019）[6]通過對我國省際面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)聚集對我國經(jīng)濟增長的推動作用較大。相反，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)聚集并非總是促進經(jīng)濟增長的，或會產(chǎn)生門檻效應(yīng)，或會產(chǎn)生負外部性。Ercole等（2017）[7]測算產(chǎn)業(yè)聚集水平，并得出了專業(yè)化聚集對經(jīng)濟增長拉動作用不明顯的結(jié)論。李駿等（2018）[8]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)聚集對經(jīng)濟增長的推動作用存在拐點，當(dāng)產(chǎn)業(yè)聚集度超過某一水平后，產(chǎn)業(yè)聚集對經(jīng)濟增長是負影響的。

科技創(chuàng)新作為經(jīng)濟發(fā)展的第一動力，可以通過技術(shù)、知識等方面的溢出提升全要素生產(chǎn)率、改善福利水平，進而從多個方面促進經(jīng)濟增長[9-10]。嚴成樑等（2010）[11]研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新主要是通過知識的進一步積累，進而轉(zhuǎn)化為技術(shù)應(yīng)用到實際生活中，從而提高科技創(chuàng)新水平，拉動經(jīng)濟增長。洪銀興（2011）[12]認為，我國對于科技創(chuàng)新的大力投入增強了科技創(chuàng)新由企業(yè)轉(zhuǎn)向包括產(chǎn)學(xué)研的各個階段，推動我國科技創(chuàng)新多方面發(fā)展，提升科技創(chuàng)新水平，進而拉動經(jīng)濟增長。但一些學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)我國科技創(chuàng)新雖然投入總量大，但投入質(zhì)量有待提高。龐瑞芝等（2014）[13]研究發(fā)現(xiàn)，我國各省份科技創(chuàng)新水平不足，創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化效率較低，導(dǎo)致科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的拉動作用不明顯。葉祥松等（2018）[14]通過分析我國科技創(chuàng)新困境，發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的促進作用并不明顯，雖然國家對于科技創(chuàng)新投入資金巨大，但成果轉(zhuǎn)化還有待進一步加強。

產(chǎn)業(yè)聚集能夠帶來有效的技術(shù)外部性，進而帶動科技創(chuàng)新水平的提高，反過來，提升科技創(chuàng)新水平又可以提高資源利用效率、降低生產(chǎn)成本等，從而吸引更多產(chǎn)業(yè)聚集[15]。張可（2019）[16]研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新之間存在互促機制，產(chǎn)業(yè)聚集可以通過技術(shù)溢出和規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)促進科技創(chuàng)新，同時科技創(chuàng)新可以通過增長極效應(yīng)和知識溢出提升產(chǎn)業(yè)聚集度水平。陳長石等（2019）[17]研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)聚集主要通過溢出效應(yīng)等對創(chuàng)新規(guī)模具有推動作用，而對創(chuàng)新效率影響較小。然而產(chǎn)業(yè)聚集對科技創(chuàng)新并未一直發(fā)揮促進作用。Bagella等（2000）[18]研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)聚集的技術(shù)溢出使得模仿創(chuàng)新變得更加容易，因此溢出方無法獲得足夠的報酬，降低了創(chuàng)新動力。胡彬等（2017）[19]研究發(fā)現(xiàn)由于政府方面提供的便利，產(chǎn)業(yè)聚集反而降低了高端創(chuàng)新模式，“創(chuàng)新惰性”阻礙了科技創(chuàng)新的發(fā)展。

從已有研究可以看出，國內(nèi)外學(xué)者對產(chǎn)業(yè)聚集、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長進行了不同角度的研究，但大多數(shù)研究都集中在產(chǎn)業(yè)聚集的經(jīng)濟增長效應(yīng)和科技創(chuàng)新的經(jīng)濟增長效應(yīng)，并且很少有學(xué)者對產(chǎn)業(yè)聚集、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制進行分析。新時期，面對日益加劇的經(jīng)濟下行壓力，單方面的研究無法承載經(jīng)濟社會更高的要求，產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量聚集與科技高效率創(chuàng)新將是推動經(jīng)濟增長的必由之路。產(chǎn)業(yè)聚集的技術(shù)外部性及科技創(chuàng)新引發(fā)的聚集皆說明產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新之間存在著密不可分的關(guān)系，因此分析“產(chǎn)科獨立”與“產(chǎn)科協(xié)同”對于減緩我國經(jīng)濟下行壓力具有重要的現(xiàn)實意義。

三、基本假設(shè)與數(shù)理分析

（一）基本假設(shè)

本文構(gòu)建兩區(qū)域（東部、西部）、兩部門（農(nóng)業(yè)、工業(yè)）、兩種生產(chǎn)要素（資本、勞動力）的新經(jīng)濟地理學(xué)模型，即2×2×2模型。兩區(qū)域在偏好、貿(mào)易開放度、資源稟賦和生產(chǎn)技術(shù)水平方面是對稱的。工業(yè)部門以規(guī)模報酬遞增、壟斷競爭為特征;農(nóng)業(yè)部門以規(guī)模收益不變、完全競爭為特征。假設(shè)工業(yè)品貿(mào)易在區(qū)內(nèi)交易無成本，在區(qū)際貿(mào)易遵循冰山交易成本τ（τ>1），也就是某一區(qū)域的實際需求量為c，那么必須運送τc才能滿足該c的需求;農(nóng)業(yè)品貿(mào)易在區(qū)內(nèi)、區(qū)際交易都無成本。假設(shè)資本可以在區(qū)域間自由流動，但勞動力不能在區(qū)域間轉(zhuǎn)移，而且資本所有者不能跨區(qū)流動，即資本在另一區(qū)域的收益匯回原地消費。為便于區(qū)分，我們用加“*”來表示西部地區(qū)的所有變量。

兩區(qū)域的消費者偏好相同，都消費一組差異化的制造業(yè)產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品。消費兩種產(chǎn)品時的效用函數(shù)為U=CμMC1-μA，其中CM和CA分別表示制造業(yè)產(chǎn)品消費和農(nóng)產(chǎn)品的消費，μ是消費者支出在制造業(yè)產(chǎn)品上的支付份額，1-μ是消費者支出在農(nóng)產(chǎn)品上的支付份額（0<μ<1）;消費一組制造業(yè)產(chǎn)品時的效用函數(shù)為CM=（∫nwi=0c（σ-1）/σidi）σ/（σ-1），其中ci為第i種產(chǎn)品的消費，σ是任意兩種工業(yè)品之間的替代彈性且為常數(shù)，N為東西部地區(qū)生產(chǎn)的工業(yè)品種類數(shù)（nw=n+n*）。

假設(shè)科技創(chuàng)新水平為t?，F(xiàn)階段，人工智能的快速發(fā)展帶來生產(chǎn)方式的變革，越來越多的制造業(yè)由以往的人工生產(chǎn)轉(zhuǎn)變?yōu)榘胱詣踊蛉詣踊臋C器生產(chǎn)，生產(chǎn)方式的變革帶來勞動力的解放，因此科技創(chuàng)新水平的提高必然帶來生產(chǎn)效率提高，進而減少單位產(chǎn)出所需的勞動量。把1/t看成是單位產(chǎn)出所需勞動力數(shù)量的確定系數(shù)，完全沒有科技創(chuàng)新時的勞動力需求系數(shù)為1，而科技創(chuàng)新水平最高時的勞動力需求系數(shù)接近為0，則t≥1。這樣，如果用t和t*、aM和a*M分別表示東西部科技創(chuàng)新水平和單位工業(yè)品產(chǎn)出所需的勞動量，則東部和西部單位產(chǎn)出所需的實際勞動量，分別為aM/t和a*M/t*。

（二）數(shù)理分析

根據(jù)消費者效用最大化的一階條件，我們可以分別求出東部和西部對制造業(yè)產(chǎn)品的需求函數(shù)和東西部地區(qū)工業(yè)品價格指數(shù)：

ci=μYp-σiP1-σMc*i=μY*（p*i）-σ（P*M）1-σP1-σM=σ/σ-1aM/t1-σ×nw1-σ+n*φw*1-σP*M1-σ=σ/σ-1a*M/t*1-σ×n*w*1-σ+nφw1-σ （1）

其中，Y和Y*分別表示東部和西部的收入水平，PM和P*M分別表示東部和西部的工業(yè)品價格指數(shù)，φ為區(qū)際市場開放度，n和n*分別為東部和西部廠商數(shù)量，w和w*分別為東部和西部勞動力工資水平。有了需求函數(shù)，則可以求出產(chǎn)品的價格。

由于東西部廠商都用1單位資本作為固定成本，一定量的勞動力作為可變成本。這樣，東部地區(qū)廠商i的成本函數(shù)為π+aM/txiwl，其中π為單位資本的利息，即資本的利息率;aM/t為東部地區(qū)在現(xiàn)有技術(shù)水平為t的情況下單位產(chǎn)出所需的勞動量;xi為產(chǎn)出量;wl為勞動力的工資水平。任何一個地區(qū)的廠商所生產(chǎn)的產(chǎn)出品，不僅要滿足當(dāng)?shù)叵M者的需求，還要滿足另一個區(qū)域消費者的需求。這樣，東部地區(qū)廠商的總產(chǎn)出量為xi=ci+τc*i，其中c*i為西部地區(qū)消費者的實際需求，τc*i是為滿足需求c*i而需要實際生產(chǎn)的數(shù)量。根據(jù)廠商利潤最大化一階條件，我們可以求出東部廠商制定的價格，則p=aMwσ/tσ-1。由于冰山交易成本，東部生產(chǎn)的產(chǎn)品運到西部后價格變?yōu)閜*=τp。同理，西部生產(chǎn)的產(chǎn)品運到東部后價格變成p-=τp-*，其中p-*是西部生產(chǎn)的產(chǎn)品在西部銷售時的價格。這樣，我們可以寫出東西部廠商各自的價格以及運到對方市場后的價格：

p=σσ-1aMtwp-=σσ-1a*Mt*τw*，p*=σσ-1aMtτwp-*=σσ-1a*Mt*w*（2）

其中，p為東部生產(chǎn)并在東部銷售時的價格，p*為東部生產(chǎn)并在西部銷售時的價格，p-為西部生產(chǎn)并在東部銷售時的價格，p-*為西部生產(chǎn)并在西部銷售時的價格。

有了上面的價格水平，我們可以求出廠商的產(chǎn)出量。盡管該經(jīng)濟系統(tǒng)中的所有廠商為壟斷廠商，但它們所面對的市場又是完全競爭市場。因此，實現(xiàn)均衡時，每個廠商的利潤是零利潤。因此，我們可以得出東部廠商的產(chǎn)出水平且每個廠商的產(chǎn)出規(guī)模都相等，即x=σ-1π/waM/t。同理，西部的廠商規(guī)模為x*=σ-1π*/[w*（a*M/t*）]。

有了上面的價格水平和產(chǎn)出水平，我們可以寫出廠商的利潤函數(shù)。東部廠商的總產(chǎn)出為x=c+τc*，故東部廠商的銷售收入為pc+p*c*=p（c+τc*）=px。在壟斷情況下，均衡時廠商的利潤為零利潤，因此px=π+waM/txπ=p-waM/tx。這樣，利潤函數(shù)為：

π=pxσ=μσp1-σYP1-σM+τ1-σY*（P*M）1-σπ*=p-*x*σ=μσp-*1-στ1-σYP1-σM+Y*（P*M）1-σ（3）

式（3）中工業(yè)品價格指數(shù)仍為未確定函數(shù)，需要進一步完善該函數(shù)。消費者把本周期的收入全部支出，這樣可以把收入水平Y(jié)和Y*寫成支出水平E和E*。用Ew來表示經(jīng)濟系統(tǒng)總支出，用SE和S*E來分別表示東部的支出份額和西部的支出份額，則SE=E/Ew、S*E=E*/Ew;用nw表示經(jīng)濟系統(tǒng)總體廠商數(shù)量，并用Sn和S*n來表示東部和西部的產(chǎn)業(yè)份額，則Sn=n/nw、S*n=n*/nw。把上述這些以及式（2）中的4種價格代入到式（1）中的P1-σM和（P*M）1-σ中，則東西部區(qū)域工業(yè)品價格指數(shù)可以寫為：

P1-σM=p1-σSn+φ（ta*M/t*aM）1-σS*n（P*M）1-σ=p1-σφSn+（ta*M/t*aM）1-σS*n（4）

如果把上述工業(yè)品價格指數(shù)代入到式（3）的廠商利潤函數(shù)中，則我們可以得出東西部地區(qū)的資本收益率：

π=pxσ=b（t*aMta*M）1-σSE（t*aM/ta*M）1-σSn+φS*n+φS*E（t*aM/ta*M）1-σφSn+S*nπ*=p-*x*σ=bφSE（t*aM/ta*M）1-σSn+φS*n+S*E（t*aM/ta*M）1-σφSn+S*n（5）

式（5）中假設(shè)資本可以在區(qū)域間自由流動，當(dāng)廠商的資本收益率不同時，資本將會向高收益的地區(qū)轉(zhuǎn)移，直到兩地區(qū)的資本收益率相等為止。即當(dāng)π=π*時，資本將不會發(fā)生轉(zhuǎn)移，達到均衡狀態(tài)。如果初始東西部地區(qū)廠商的技術(shù)水平相同，那么單位產(chǎn)出所需的勞動量相同。這樣，假設(shè)初始時東西部地區(qū)單位產(chǎn)出所需的勞動量相等，都等于1，即aM=a*M=1。

根據(jù)式（5）以及均衡時資本收益率相同的條件，可以得出產(chǎn)業(yè)份額函數(shù)Sn為：

Sn=（1-φ2）（t*/t）1-σSE-φ1-（t*/t）1-σφ（t*/t）1-σ-φ1-（t*/t）1-σφ（6）

設(shè)η=（t*/t）1-σ，則η表示東西部地區(qū)相對科技創(chuàng)新水平。若η>1，則東部地區(qū)科技創(chuàng)新水平較高;若η<1，則西部地區(qū)科技創(chuàng)新水平較高。若提高東部地區(qū)科技創(chuàng)新水平，則t就變大，進而η變大;若提高西部地區(qū)的科技創(chuàng)新水平，則t*變大，進而η變小。產(chǎn)業(yè)份額函數(shù)可寫為：

Sn=（1-φ2）ηSE-φ（1-ηφ）（η-φ）（1-ηφ）（7）

產(chǎn)業(yè)份額Sn在本文中也可看作經(jīng)濟量，即某一區(qū)域的產(chǎn)業(yè)份額增加，則該區(qū)域的經(jīng)濟量也相應(yīng)的增長。

在式（7）中，求Sn對SE的微分，則當(dāng)滿足ηφ<1的條件時，dSn/dSE>0，即某一區(qū)域產(chǎn)業(yè)份額與該區(qū)域市場規(guī)模同向變化，即當(dāng)市場開放度足夠大以至生產(chǎn)要素在區(qū)域間完全自由流動時，如果某一區(qū)域具有較大規(guī)模的市場份額，則資本（產(chǎn)業(yè)）將大量流入該區(qū)域，這不僅進一步擴大該區(qū)域的市場規(guī)模，而且還不斷擴大該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)聚集度，同時也就實現(xiàn)了該區(qū)域的經(jīng)濟量的增長，因此可以得出命題1。

命題1：某一區(qū)域市場規(guī)模越大，則越有利于擁有較大份額的產(chǎn)業(yè)。也就是說，在其他條件不變的情況下，某一區(qū)域市場規(guī)模越大，則越有利于提高產(chǎn)業(yè)聚集度，進而實現(xiàn)經(jīng)濟的增長。

在式（7）中，求Sn對η的微分，則dSn/dη>0，即產(chǎn)業(yè)份額與η同向變化，即某一區(qū)域的科技創(chuàng)新水平越高，該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)份額就越大。也就是說，某一區(qū)域的創(chuàng)新能力很強，則大量的產(chǎn)業(yè)向該區(qū)域集中，提高該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)聚集度，且這些產(chǎn)業(yè)中的大多數(shù)將為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門，這將推動該區(qū)域的高質(zhì)量發(fā)展，因此可以得出命題2。

命題2：某一區(qū)域科技創(chuàng)新能力越強，越有利于擁有較大份額的產(chǎn)業(yè)。也就是說，在其他條件不變的情況下，某一區(qū)域科技創(chuàng)新能力越強，則越有利于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門的聚集，這有利于該區(qū)域的經(jīng)濟增長。

四、指標選取、數(shù)據(jù)處理與研究方法

市場規(guī)模擴大意味著區(qū)域人口規(guī)模的擴大和人均收入水平的提高，這必然吸引大量產(chǎn)業(yè)向該區(qū)域聚集，而產(chǎn)業(yè)的大量聚集必然促進該區(qū)域經(jīng)濟的增長。同時，當(dāng)大量廠商聚集在某一有限空間范圍內(nèi)時，一方面有利于知識和技術(shù)的溢出，另一方面將加劇廠商間的競爭。為了在廠商間競爭中勝出，許多廠商不斷引進先進生產(chǎn)技術(shù)以及不斷研發(fā)，提高自身的勞動生產(chǎn)率水平。因此，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：市場規(guī)模的擴大提高產(chǎn)業(yè)聚集度。產(chǎn)業(yè)聚集度的提高，通過毗鄰經(jīng)濟、規(guī)模經(jīng)濟以及聚集經(jīng)濟促進區(qū)域經(jīng)濟的增長。

假設(shè)2：產(chǎn)業(yè)聚集度的提高，有利于知識和技術(shù)的溢出，又加劇廠商間競爭。技術(shù)溢出和廠商間競爭加劇，有利于廠商提高技術(shù)創(chuàng)新能力。廠商創(chuàng)新能力的提高，有利于促進區(qū)域經(jīng)濟增長和區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（一）指標選取

1. 被解釋變量為經(jīng)濟增長水平（lnGDP）。

用各省市的GDP來表示經(jīng)濟增長水平。為消除價格因素影響，以所研究年份的第一年作為基期，將地區(qū)生產(chǎn)總值換算成實際地區(qū)生產(chǎn)總值，同時，為消除量綱的影響，對其進行對數(shù)化處理。

2. 解釋變量為產(chǎn)業(yè)聚集水平（AGG）和科技創(chuàng)新水平（TI）。綜合國內(nèi)外眾多文獻，目前衡量產(chǎn)業(yè)聚集的指標主要有區(qū)位熵指數(shù)、空間基尼系數(shù)、行業(yè)集中度指數(shù)、赫芬達指數(shù)等。本文選取國內(nèi)外研究較為成熟的區(qū)位熵指數(shù)法測度產(chǎn)業(yè)聚集水平，并且區(qū)位熵指數(shù)可以有效消除地區(qū)規(guī)模差異，可以準確反映出產(chǎn)業(yè)聚集的空間分布情況。借鑒庫姆斯[20]的研究，具體公式如下：

AGGit=（eit/Et）/（qit/Qt）（8）

式（8）中，AGGit代表i區(qū)域t時期的產(chǎn)業(yè)聚集水平，eit代表i區(qū)域t時期工業(yè)增加值，Et代表t時期全國工業(yè)增加值，qit代表i區(qū)域t時期地區(qū)生產(chǎn)總值，Qt代表t時期國內(nèi)生產(chǎn)總值。若聚集水平大于1，說明該區(qū)域聚集水平較高;若聚集水平小于1，則說明聚集水平較低。

產(chǎn)業(yè)聚集的測度結(jié)果表明，我國各省市產(chǎn)業(yè)聚集水平存在明顯差異，以工業(yè)為主的省份，例如河北、安徽、河南等地產(chǎn)業(yè)聚集水平普遍較高，而黑龍江、海南、甘肅等地產(chǎn)業(yè)聚集水平普遍較低。整體上看，近兩年產(chǎn)業(yè)聚集水平有所下降，可能是因為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有所轉(zhuǎn)變，落后產(chǎn)業(yè)的淘汰以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的興起使得產(chǎn)業(yè)聚集處于“過渡期”。

科技創(chuàng)新不能僅僅從投入方面來測度，更要看科技創(chuàng)新所得成果以及轉(zhuǎn)化到現(xiàn)實中的作用大小。因此本文借鑒李廉水等[21]對制造業(yè)新型化的研究，從規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D、產(chǎn)品開發(fā)、專利和技術(shù)轉(zhuǎn)化4個層次、11個指標綜合測度科技創(chuàng)新水平（見表1）。

在科技創(chuàng)新測算綜合值的方法選擇上，為了客觀反映出科技創(chuàng)新發(fā)展的現(xiàn)狀，本文通過熵權(quán)法計算指標體系中變量在整體所占比重，最后運用比重求出各省市科技創(chuàng)新水平，具體步驟如下。

數(shù)據(jù)標準化處理：

Xij=xij-Min（xi）Max（xi）-Min（xi）×100%（正向）（9）

Xij=Max（xi）-xijMax（xi）-Min（xi）×100%（負向）（10）

各指標的信息熵：

Ej=-ln（n）-1∑ni=1pijlnpij（11）

其中指標的比重：

pij=Yij/∑ni=1Yij（12）

如果pij=0，則定義：

limpij→0pijlnpij=0（13）

其中n為年份個數(shù)。確定各指標權(quán)重：

Wi=1-Eik-∑Ei?? i=1，2，...，k（14）

運用求得的權(quán)重可求出各省市的科技創(chuàng)新水平。

通過測度可知，各省份科技創(chuàng)新水平差距較大，其中廣東、江蘇、山東科技創(chuàng)新水平較高，而內(nèi)蒙古、海南、青海則較低，這可能主要是因為地區(qū)發(fā)展差距帶來了資源分布的不均。整體上看，隨著時間的推移，多數(shù)省份的科技創(chuàng)新水平有所上升，可能的原因是在經(jīng)濟下行壓力下，國家提倡轉(zhuǎn)型升級以及企業(yè)為了提升競爭力而加快科技創(chuàng)新。

3. 控制變量包括勞動力投入（L）和政府行為（GOV）。

影響經(jīng)濟增長的因素不計其數(shù)，綜合眾多文獻，考慮到模型的可行性，本文選取勞動力投入和政府行為作為控制變量。其中勞動力投入采用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員占各地區(qū)的總?cè)丝诒戎貋肀硎?地方政府行為采用地方財政一般預(yù)算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文采用我國30個省、市、自治區(qū)（除西藏、中國香港、中國澳門、中國臺灣）2011—2018年的數(shù)據(jù)作為樣本，研究產(chǎn)業(yè)聚集、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長間的關(guān)系。各指標數(shù)據(jù)來源于2012—2019年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》，各省市統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。各變量的統(tǒng)計描述如表2所示。

（三）研究方法

1.探索性空間分析。

文章是運用空間計量模型還是標準計量模型來進行分析，首先要研究經(jīng)濟增長的空間狀態(tài)，因此需要對所選的數(shù)據(jù)樣本進行探索性空間數(shù)據(jù)分析。本文采用全局Morans I指數(shù)（莫蘭指數(shù)）及其統(tǒng)計檢驗對數(shù)據(jù)樣本進行探索性空間數(shù)據(jù)分析，其中Morans I的定義為：

I=n∑ni=1∑nj=1ωijxi-x-xj-x-∑ni-1xi-x-2∑ni=1∑nj=1ωij（15）

公式中，n代表區(qū)域數(shù)量，xi代表屬性值，ωij則代表空間權(quán)重矩陣（i，j）元素。Morans I的取值范圍為-1≤I≤1，Morans I≥0則代表各區(qū)域之間研究對象為正相關(guān)，Morans I≤0代表各區(qū)域之間研究對象為負相關(guān)，即存在空間排斥現(xiàn)象，若Morans I值趨近0，則表明空間分布無規(guī)則。

2. 空間權(quán)重矩陣的設(shè)定。

空間權(quán)重矩陣作為測度各變量間在區(qū)域上空間聯(lián)系的緊密程度，并且鑒于任何事物都與其他事物具有關(guān)聯(lián)性，基于“地理學(xué)第一定理”，即來自n個區(qū)域的空間數(shù)據(jù)Xini=1，下標i代表地區(qū)i，地區(qū)i與地區(qū)j間的距離為wij，則定義“空間權(quán)重矩陣”為：

W=w11…w1nwn1…wnn（16）

其中，主對角上元素代表同一區(qū)域的距離，其值w11=…=wnn=0，當(dāng)?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j有共同的邊界時wij=1，反之，則wij=0。

3.空間計量模型。

根據(jù)莫蘭指數(shù)測度空間相關(guān)性后，預(yù)期探究產(chǎn)業(yè)聚集、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長間的關(guān)系，本文采用空間計量模型，鑒于各地區(qū)經(jīng)濟增長之間可能存在空間輻射效應(yīng)，因此，引入空間自回歸模型（SAR），具體公式如下：

lnyit=σ∑nj=1wijlnyit+βXit+μi+λt+εit（17）

其中，lnyit表示i地區(qū)t時期地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)，Xit表示解釋變量，μi代表個體效應(yīng)，γt代表時間效應(yīng)，εit代表隨機擾動項。

鑒于區(qū)域經(jīng)濟增長可能受其他因素影響，因此引入空間誤差模型（SEM），具體公式如下：

lnyit=βXit+μi+γt+εit

εit=ηWiεi+ξit（18）

其中，wij表示空間權(quán)重矩陣中的元素，Xit表示解釋變量，β表示待估參數(shù)，μi代表個體效應(yīng)，γt表示時間效應(yīng)，ξit表示誤差項。

另外，鑒于模型估計系數(shù)可能對于解釋變量實際的輻射效應(yīng)產(chǎn)生誤差，本文為給予上述模型估計系數(shù)有效分析，運用LeSage和Pace（2009）[22]對該問題的處理辦法，采用空間回歸模型偏微分法對解釋變量存在的效應(yīng)進行分解，處理辦法如下：

首先對空間自回歸模型（17）作模型變換，變?yōu)榫仃囆问剑?/p>

y=（1-ρW）-1Xβ+（1-ρW）-1ε（19）

其中，各變量的意義和上述一致，由于

（I-λW）-1=I+λW+λ2W2+λ3W3+…，因此可將式（19）寫為：

y=∑kr=1βr（I-λW）-1xr+（I-λW）-1ε（20）

式（20）中，xr代表X里包含k個解釋變量里的第r個解釋變量，通過Sr（W）=βr（I-λW）-1，則展開式（20）為：

y1y2yn=Sr（W）11Sr（W）21…Sr（W）1nSr（W）21Sr（W）22…Sr（W）2n ?? ? …? Sr（W）n1Sr（W）n2…Sr（W）nnx1rx2rxnr+（I-λW）-1ε （21）

式（21）中，Sr（W）ij代表Sr（W）中（i，j）元素，通過對被解釋變量對第j個地區(qū)有關(guān)第r個解釋變量求偏微分可以得到式（22），若i=j則可以得出式（23）：

yixjr=Sr（W）ij（22）

yixir=Sr（W）ii（23）

其中，Sr（W）ij代表地區(qū)j的第r個解釋變量對第i個地區(qū)產(chǎn)生的作用，當(dāng)i=j時，Sr（W）ii代表地區(qū)i的第r個解釋變量對本地區(qū)產(chǎn)生的作用，式（22）可以看作間接效應(yīng)，也就是矩陣Sr（W）非對角元素的均值，式（23）看作直接效應(yīng)，也就是矩陣Sr（W）對角元素的均值，總效應(yīng)即為兩者之和。

五、實證分析

（一）經(jīng)濟增長的探索性空間分析

在運用空間模型分析之前，首先對經(jīng)濟增長水平進行空間依賴特征分析?；卩徑泳仃嚺c雙尾統(tǒng)計檢驗，表3列出了經(jīng)濟增長Morans I指數(shù)及其顯著性。從表3中可以看出，Morans I指數(shù)在1%水平上均顯著，說明經(jīng)濟增長水平具有較強的空間依賴特征。在考察期內(nèi)，Morans I指數(shù)均大于0.255，表明經(jīng)濟增長水平具有較高的正的空間相關(guān)性。同時，在考察期內(nèi)，Morans I指數(shù)呈“U”型變化趨勢，2014年以后經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性呈現(xiàn)增強趨勢。

為進一步分析各省份經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性，基于標準化鄰接矩陣單尾檢驗，利用2011年、2014年、2016年、2018年數(shù)據(jù)繪制Morans I散點圖進行分析。從圖1可以看出，此時Morans I指數(shù)與基于雙尾檢驗的結(jié)果略有差異，超過2/3的省份集中在第一和第三象限，說明我國各省份經(jīng)濟增長之間存在空間相關(guān)性，并且隨著時間推移，第二和第四象限的省份有減少趨勢，說明空間聯(lián)系得到加強。具體來看，北京、河北、上海、浙江、安徽、福建、山東、河南等地區(qū)處于第一象限，經(jīng)濟增長在這些地區(qū)可視為“高—高”集聚，海南、云南、甘肅、青海、寧夏、新疆等地區(qū)則處于第三象限，經(jīng)濟增長在這些地區(qū)可視為“低—低”集聚。同時從Morans I散點圖可看出各省市分布在各象限內(nèi)相對穩(wěn)定，說明我國經(jīng)濟增長具有較為穩(wěn)定的空間相關(guān)性。

（二）空間計量模型分析

通過對經(jīng)濟增長的探索性空間分析得出：各地區(qū)經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性一直保持穩(wěn)定且較高的水平，所以引入空間面板計量模型。表4給出了產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新獨立效應(yīng)與交互效應(yīng)的普通面板OLS、空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的檢驗結(jié)果，

（1）（3）（5）為產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新獨立情況下的檢驗結(jié)果，（2）（4）（6）為產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新交互情況下的檢驗結(jié)果。普通面板的LM檢驗值為679.15，HAUSMAN檢驗對應(yīng)的P值為0.00，因此拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)，選用固定效應(yīng)模型進行分析。在空間滯后及空間誤差檢驗中LM-lag和LM-error的值為分別5.772、17.867，說明在1%的顯著水平上拒絕了空間滯后項與空間誤差項無自相關(guān)的原假設(shè)，再次表明應(yīng)選擇空間計量模型。在空間自回歸與空間誤差模型的選擇上，由于空間自回歸模型的Log L統(tǒng)計量更大，擬合優(yōu)度較高，并且LM檢驗結(jié)果也說明空間自回歸模型的擬合效果更好，因此選用固定效應(yīng)的空間自回歸模型。

從表4空間自回歸模型檢驗結(jié)果可以看出，產(chǎn)業(yè)聚集（AGG）對我國經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。首先，產(chǎn)業(yè)聚集通過“規(guī)模經(jīng)濟”打破“小作坊”模式，使得企業(yè)擁有大型專業(yè)化設(shè)備和富裕勞動力，帶來企業(yè)生產(chǎn)成本降低，促進企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)效率提高，進而推動經(jīng)濟增長;其次，產(chǎn)業(yè)聚集通過“聚集經(jīng)濟”使得各個部門之間信息交流實現(xiàn)“便利化”，資本和技術(shù)等在部門之間相互轉(zhuǎn)化，帶來部門間互促發(fā)展，共同推動經(jīng)濟增長;最后，產(chǎn)業(yè)聚集通過“毗鄰經(jīng)濟”使得區(qū)外企業(yè)可以低成本或無成本學(xué)習(xí)聚集區(qū)內(nèi)企業(yè)先進技術(shù)及管理經(jīng)驗，從而帶動大范圍生產(chǎn)效率提高，有助于實現(xiàn)企業(yè)“本地化”，共同推動經(jīng)濟增長。至此，假設(shè)1得到驗證?？萍紕?chuàng)新（TI）對我國經(jīng)濟增長亦有顯著的促進作用，我國正處于經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的過程中，這必然對經(jīng)濟增長產(chǎn)生沖擊，加大經(jīng)濟下行壓力，但科技創(chuàng)新可以通過轉(zhuǎn)化創(chuàng)新成果，改變企業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式，提高生產(chǎn)效率，同時科技創(chuàng)新能夠增強企業(yè)核心競爭力，提升企業(yè)形象，改善營商環(huán)境，增強企業(yè)自身實力，另外，科技創(chuàng)新所帶來的技術(shù)外部性促進更多企業(yè)發(fā)展，共同推動經(jīng)濟增長?？刂谱兞恐校瑒趧恿ν度耄↙）對我國經(jīng)濟增長有顯著促進作用，說明在經(jīng)濟下行壓力下，以勞動力為主的企業(yè)依然占據(jù)重要部分，勞動要素質(zhì)量的提高以及勞動力的持續(xù)投入繼續(xù)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生持久動力。政府行為（GOV）對我國經(jīng)濟增長有顯著的負向影響，隨著我國經(jīng)濟快速發(fā)展，“看不見的手”逐漸完善，而對于經(jīng)濟發(fā)展的需求導(dǎo)致地方政府迫切利用公共政策等眾多的“看得見的手”干擾市場運行，導(dǎo)致區(qū)域出現(xiàn)爭資源、爭招商、爭項目等競爭行為，不利于經(jīng)濟健康平穩(wěn)發(fā)展。

（三）空間效應(yīng)分解

為了更具體地分析產(chǎn)業(yè)聚集、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長間的空間效應(yīng)，通過借助偏微分方程對空間效應(yīng)進行分解。表5給出了產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新獨立模型、產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新協(xié)同模型下各變量對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。在產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新獨立模型下，產(chǎn)業(yè)聚集的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，并且直接效應(yīng)為0.255大于間接的0.105，說明產(chǎn)業(yè)聚集存在空間溢出效應(yīng)，但產(chǎn)業(yè)聚集對本地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用更為明顯，這與現(xiàn)實情況相符合，產(chǎn)業(yè)聚集總是在擴大本地區(qū)產(chǎn)業(yè)規(guī)模并提升本地區(qū)經(jīng)濟之后才會對周邊地區(qū)產(chǎn)生影響。科技創(chuàng)新的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)也顯著為正，直接效應(yīng)0.121大于間接效應(yīng)0.048，同樣說明科技創(chuàng)新存在空間溢出效應(yīng)，但科技創(chuàng)新對本地區(qū)經(jīng)濟增長的推動作用更為明顯。勞動力投入的直接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)不顯著，說明勞動力投入更多對本地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，輻射效應(yīng)較弱。政府行為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為負，對經(jīng)濟增長影響與空間自回歸模型得出結(jié)果相似。

在產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新協(xié)同模型下，產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新交叉項的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，直接效應(yīng)0.129大于間接效應(yīng)0.061，說明“產(chǎn)科協(xié)同”對本地區(qū)經(jīng)濟增長的推動作用更為明顯，也會對周邊地區(qū)產(chǎn)生輻射效應(yīng)，實現(xiàn)共同發(fā)展。新時代下推進產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展有助于加快我國經(jīng)濟增長方式由“粗放型”向“集約化”的轉(zhuǎn)變，為應(yīng)對經(jīng)濟下行壓力帶來更多保障。至此，假設(shè)2得到驗證。勞動力投入與政府行為空間效應(yīng)與上文相似，驗證了分析結(jié)果的可靠性。

六、結(jié)論及建議

本文基于2011—2018年我國30個省、市、自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，對我國經(jīng)濟增長進行空間依賴性分析，得出我國經(jīng)濟增長存在顯著的正向空間依賴性，由此引入空間面板計量模型，并通過模型的相關(guān)檢驗，確定引入空間面板自回歸模型，最后利用空間效應(yīng)分解，深入探究了產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新對我國經(jīng)濟增長的獨立以及協(xié)同效應(yīng)，得出如下結(jié)論。

1. 產(chǎn)業(yè)聚集對我國經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。首先，產(chǎn)業(yè)聚集通過“規(guī)模經(jīng)濟”打破“小作坊”模式，使得企業(yè)擁有大型專業(yè)化設(shè)備和富裕勞動力，帶來企業(yè)生產(chǎn)成本降低，促進企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)效率提高;其次，產(chǎn)業(yè)聚集通過“聚集經(jīng)濟”使得各個部門之間信息交流實現(xiàn)“便利化”，資本和技術(shù)等在部門之間相互轉(zhuǎn)化，帶來部門間互促發(fā)展;最后，產(chǎn)業(yè)聚集通過“毗鄰經(jīng)濟”使得區(qū)外企業(yè)可以低成本或無成本學(xué)習(xí)聚集區(qū)內(nèi)企業(yè)先進技術(shù)及管理經(jīng)驗，從而帶動大范圍生產(chǎn)效率提高，有助于實現(xiàn)企業(yè)“本地化”。

2. 在經(jīng)濟下行壓力和經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變“雙重壓力”下，科技創(chuàng)新可以通過轉(zhuǎn)化創(chuàng)新成果，改變企業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式，提高生產(chǎn)效率;同時科技創(chuàng)新能夠增強企業(yè)核心競爭力，提升企業(yè)形象，改善營商環(huán)境，增強企業(yè)自身實力;另外，科技創(chuàng)新所帶來的技術(shù)外部性促進更多企業(yè)發(fā)展，因此科技創(chuàng)新作為“第一生產(chǎn)力”依舊是推動經(jīng)濟增長的源泉動力。

3. 產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展，對本地區(qū)經(jīng)濟增長的推動作用更為明顯，也會對周邊地區(qū)產(chǎn)生輻射效應(yīng)，實現(xiàn)共同發(fā)展。因此新時代下推進產(chǎn)業(yè)聚集與科技創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展有助于加快我國經(jīng)濟增長方式由“粗放型”向“集約化”的轉(zhuǎn)變，這對于有效改善我國經(jīng)濟以往“粗放型”增長方式具有重要現(xiàn)實意義，為應(yīng)對經(jīng)濟下行壓力帶來更多保障。

4. 勞動力投入可以帶動勞動要素質(zhì)量的提高。在經(jīng)濟下行壓力下，以勞動力為主的企業(yè)依然占據(jù)重要部分，勞動要素質(zhì)量的提高以及勞動力的持續(xù)投入繼續(xù)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生持久動力。但政府行為對現(xiàn)階段經(jīng)濟增長產(chǎn)生了部分干擾。

根據(jù)上述分析，本文提出以下政策性建議：

第一，繼續(xù)引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)聚集，進一步發(fā)揮聚集經(jīng)濟的經(jīng)濟增長效應(yīng)。

產(chǎn)業(yè)聚集以其自身優(yōu)勢成為我國經(jīng)濟增長的重要推手，在生產(chǎn)要素高效利用的需求下，對于穩(wěn)固推動經(jīng)濟增長具有重要的現(xiàn)實意義。對此，產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)要引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)形成合理布局，逐步淘汰落后產(chǎn)業(yè)，為高效型產(chǎn)業(yè)的進入騰出空間，形成地區(qū)優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)業(yè)鏈，達到產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)部的優(yōu)質(zhì)投入產(chǎn)出關(guān)系，進而合理配置各種資源，對高效型產(chǎn)業(yè)形成內(nèi)部吸引力，反過來又會促進產(chǎn)業(yè)鏈的進一步完善，會把優(yōu)質(zhì)產(chǎn)業(yè)留在區(qū)域內(nèi)，對技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)形成更高的吸引力，為我國的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展奠定良好的基礎(chǔ)。同時各地區(qū)依據(jù)地方資源建設(shè)具有“領(lǐng)頭羊”作用的特色產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)，充分發(fā)揮地區(qū)特色，對本地區(qū)特有資源進行深層次加工、提煉，提升原材料的利用率，進而加快產(chǎn)業(yè)鏈的延伸、發(fā)展，從而提高產(chǎn)業(yè)聚集質(zhì)量，進而形成高水平的“規(guī)模經(jīng)濟”“聚集經(jīng)濟”，進一步推動經(jīng)濟增長。

第二，強化產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新“協(xié)同效應(yīng)”，共同助力經(jīng)濟增長。

產(chǎn)業(yè)聚集作為科技創(chuàng)新的重要平臺，使科技創(chuàng)新得以快速發(fā)展，同時科技創(chuàng)新水平的提高有助于形成優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)業(yè)鏈，加強產(chǎn)業(yè)聚集，因此在經(jīng)濟下行壓力和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，推進產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新“協(xié)同效應(yīng)”有助于緩解經(jīng)濟下行所帶來的經(jīng)濟發(fā)展的壓力。對此，各級政府要宏觀調(diào)控聚集區(qū)企業(yè)優(yōu)勢互補，上游企業(yè)要加強生產(chǎn)檢測，從原材料、生產(chǎn)過程及最終產(chǎn)品的質(zhì)量方面嚴格按照高標準進行，以期為下游企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品，下游企業(yè)要依據(jù)上游企業(yè)提供的產(chǎn)品進行科學(xué)生產(chǎn)，加強科技創(chuàng)新能力，在市場需求情況下，加大企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，為市場提供可靠商品，倒逼上游企業(yè)高質(zhì)生產(chǎn)，逐漸形成優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)鏈。同時加強企業(yè)信息交流，對于高質(zhì)量創(chuàng)新型企業(yè)給予額外補貼，打造一體化服務(wù)平臺，為企業(yè)科技創(chuàng)新提供便利，形成良好的創(chuàng)新環(huán)境，加強產(chǎn)業(yè)聚集和科技創(chuàng)新協(xié)同經(jīng)濟增長效應(yīng)。

第三，預(yù)防發(fā)展過程中的“陷阱”，助力經(jīng)濟健康發(fā)展。

產(chǎn)業(yè)聚集過度發(fā)展以及行政壁壘阻礙科技創(chuàng)新發(fā)展都不利于我國經(jīng)濟增長。對此，要打破地區(qū)間產(chǎn)業(yè)封鎖，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)深度融合，在短期發(fā)展目標的基礎(chǔ)上，更要考慮我國的一體化發(fā)展，要以市場為導(dǎo)向，以政策為輔助，以企業(yè)自身發(fā)展需要為重點，遵從企業(yè)轉(zhuǎn)移需要。加強區(qū)域間產(chǎn)業(yè)的“非正式聯(lián)系”，為科技創(chuàng)新水平的提升提供一個更加快捷的方式，進而從地區(qū)內(nèi)部加強對區(qū)外產(chǎn)業(yè)的吸引力，實現(xiàn)地區(qū)間產(chǎn)業(yè)的良性互動、錯位發(fā)展，以東部為引領(lǐng)，盤活東北和西北地區(qū)市場，形成高水平的“毗鄰經(jīng)濟”。有針對地制定人才以及科技等創(chuàng)新資源在區(qū)域間的合理流動政策，實現(xiàn)創(chuàng)新資源的均等化，同時要確保發(fā)展過程中與資源環(huán)境的協(xié)調(diào)，形成“綠色、減量、提質(zhì)、增效”的發(fā)展格局，實現(xiàn)經(jīng)濟綠色可持續(xù)發(fā)展。

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責(zé)任編輯：武玲玲

Industrial Agglomeration， Technological Innovation and Economic Growth

———Analysis based on New Economic Geography Model

Ding Jiacheng

（School of Geographical Sciences， Northeast Normal University， Jilin Changchun 130024， China）

Abstract：

Based on the panel data of 30 provinces， cities and autonomous regions in China， by introducing scientific and technological innovation into the new economic geography model， this paper discusses the relationship among industrial agglomeration， scientific and technological innovation and economic growth from the theoretical aspect， location entropy index and entropy weight method is used to measure the aggregation level of industry and science and technological innovation respectively， and uses the exploratory spatial data analysis to find that China's economic growth have spatial dependence， thereby introducing spatial panel econometric model and spatial effect decomposition model to empirically analyze the economic growth effect of industrial agglomeration and technological innovation. It is concluded that industrial agglomeration promotes production efficiency and economic growth by means of adjacent economy， scale economy and agglomeration economy. Under the "double pressure" of economic downward pressure and economic development mode， scientific and technological innovation is still the driving force of economic growth. Industrial agglomeration and scientific and technological innovation promote economic growth， which is of great practical significance to effectively improve China's previous "extensive" growth mode.

Key words：new economic geography; industrial agglomeration; technological innovation; economic growth