生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響

譚冰潔

摘要：本文選擇長江經(jīng)濟帶11個省2005-2016年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對其制造業(yè)勞動生產(chǎn)效率和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度進行測算，并進行相關(guān)描述性統(tǒng)計分析，然后建立面板數(shù)據(jù)模型定量分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響，并分析其影響的地區(qū)差異性，結(jié)果表明：整體上，長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的正向影響，且其影響存在著明顯的地區(qū)差異性，長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響沿東中西三個?地區(qū)依次減弱。最后，有針對性地提出相應(yīng)政策建議，以期促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升。

關(guān)鍵詞：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚;制造業(yè)勞動生產(chǎn)率;長江經(jīng)濟帶;HHI

一、引言

長江經(jīng)濟帶橫跨我國東中西部十一個省市，GDP總量超過全國40%，是我國經(jīng)濟綜合實力最強、戰(zhàn)略支撐作用最大的區(qū)域之一，在推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式上發(fā)揮著重要的示范性作用。該區(qū)域橫跨我國東中西三大板塊，其生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚程度和制造業(yè)勞動生產(chǎn)效率也存在著一定的地區(qū)差異性，研究該區(qū)域有利于探索不同地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)發(fā)展水平差異，為政府相關(guān)產(chǎn)業(yè)規(guī)劃提供些許建議。因此，深入研究長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響機制、影響程度、影響的地區(qū)差異性以及選擇何種集聚方式才能夠更加合理推動制造業(yè)勞動生產(chǎn)效率提升，具有十分重要的理論與現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

目前，大多數(shù)學(xué)者對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展影響制造業(yè)的研究主要集中在以下三個方面：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對制造業(yè)效率的影響研究、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)競爭力的影響研究以及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)研究。在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對制造業(yè)效率的影響方面，Selya?G（1994）曾提到，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)升級能有效地提升自身服務(wù)效率，進而提高制造業(yè)生產(chǎn)效率。江靜、劉志彪（2007）實證發(fā)現(xiàn)：增加生產(chǎn)性服務(wù)的投入，能降低制造業(yè)單位產(chǎn)品成本，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率提升?？祖玫龋?010）發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力、經(jīng)濟發(fā)展水平和人力資本存量會對制造業(yè)的效率產(chǎn)生一定影響，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)會在其影響過程中起到調(diào)節(jié)作用。宣燁和余永澤（2014）通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，長江三角洲區(qū)域內(nèi)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的層級分工對制造業(yè)生產(chǎn)效率會產(chǎn)生積極影響，主要是通過比較優(yōu)勢、空間外溢效應(yīng)和專業(yè)化分工這幾個方面來實現(xiàn)的。韓惠民等（2015）通過分析發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚會產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，給制造業(yè)匯入知識與技術(shù)，從而提高制造業(yè)的技術(shù)水平，促進其生產(chǎn)效率的提升;此外，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚所產(chǎn)生的競爭效應(yīng)勢必會帶來生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)的差異化競爭和價格競爭，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)會通過降低其服務(wù)價格和提供差異化的服務(wù)來提升自身的競爭力，從而降低了制造業(yè)成本，促進其勞動生產(chǎn)率的提升。在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對制造業(yè)競爭力的影響方面，Grubel（1988）提出，制造業(yè)市場競爭力的提升是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展不可或缺的重要條件。楊仁發(fā)（2013）實證發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)競爭力提升的動力來源于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，但其促進作用存在地區(qū)差異性，其在東部地區(qū)的促進作用較大，而在中西部地區(qū)的促進作用則不太明顯。在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)方面，Meliciani（2004）通過分析有關(guān)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)高技術(shù)水平制造業(yè)所產(chǎn)生的技術(shù)溢出，會增加對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的需求，從而提升生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的專業(yè)化水平和競爭力。劉書瀚等（2010）實證發(fā)現(xiàn)，我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間存在相互促進作用。張亞軍等（2014）通過實證研究發(fā)現(xiàn)：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)具有一定的溢出效應(yīng)，且效應(yīng)較顯著，而制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的溢出效應(yīng)卻不明顯。

基于上述文獻綜述研究可以看出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展與制造業(yè)發(fā)展緊密相關(guān)，但從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的相關(guān)研究來看，當(dāng)前對于兩者之間作用機制的研究還比較少，也缺乏更全面的實證研究，并且從已有文獻來看，從產(chǎn)業(yè)集聚角度著手去研究如何促進制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升的文章較少。因此，本文將在歸納總結(jié)國內(nèi)外相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，對其影響效應(yīng)進行實證研究，并提出相應(yīng)政策建議。

三、研究設(shè)計

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)均來自于2005-2016年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及長江經(jīng)濟帶11個省市歷年統(tǒng)計年鑒。

1.被解釋變量

根據(jù)相關(guān)文獻研究，制造業(yè)利潤率、綜合技術(shù)效率以及制造業(yè)勞動生產(chǎn)率是目前衡量制造業(yè)發(fā)展水平的主要指標(biāo)，由于制造業(yè)升級發(fā)展主要是指制造業(yè)從低附加值、高能耗高污染、粗放型向高附加值、低能耗低污染、集約型升級，而高附加值產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率普遍要高于低附加值產(chǎn)業(yè)，即區(qū)域勞動生產(chǎn)率能夠較好的體現(xiàn)區(qū)域制造業(yè)在產(chǎn)品價值鏈中所處的環(huán)節(jié)與地位。因此，本文采用制造業(yè)勞動生產(chǎn)率（制造業(yè)產(chǎn)值/從業(yè)人數(shù)）這一指標(biāo)來衡量制造業(yè)發(fā)展水平。制造業(yè)勞動生產(chǎn)率越高，說明制造業(yè)發(fā)展水平越好。

2.?解釋變量

本文選用區(qū)位熵來測算生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚水平。目前，幾種主要的測量產(chǎn)業(yè)集聚的指標(biāo)包括空間基尼系數(shù)、赫芬達爾-赫希曼指數(shù)（HHI）、區(qū)位熵等。不同指標(biāo)各有其優(yōu)缺點，相較而言，使用HHI衡量產(chǎn)業(yè)集聚水平時，數(shù)據(jù)比較容易獲得，具備較強的實踐應(yīng)用性。并且，HHI能較為全面地識別出產(chǎn)業(yè)集聚水平，因此本文選取HHI來衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚水平。HHI的計算方法如下：

其中，HHI表示赫芬達爾—赫希曼指數(shù)，表示某一產(chǎn)業(yè)中第i個企業(yè)的市場占有率。該指數(shù)的取值范圍是[0，1]，HHI的大小在一定程度上反映了產(chǎn)業(yè)集中程度的高低和市場的競爭和壟斷程度，當(dāng)HHI=1時，表示市場處于完全壟斷狀態(tài);當(dāng)HHI=0時，表示市場處于完全競爭狀態(tài)。該指數(shù)的優(yōu)點在于其可以不受企業(yè)數(shù)量的規(guī)模分布的影響，能夠較為準(zhǔn)確地反映產(chǎn)業(yè)集中度。

3.?控制變量

影響制造業(yè)升級的因素很多，除了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚，還可能存在其他因素對制造業(yè)升級有影響，為了得到無偏性的估計結(jié)果，本文還引入了五個控制變量，分別是經(jīng)濟發(fā)達程度、交通發(fā)達程度、國外直接投資、政府支出和人力資本。1）經(jīng)濟發(fā)達程度（dev）：地區(qū)人均?GDP（十萬/人）。2）交通發(fā)達程度（tra）：人均公路建設(shè)（里/人）。3）國外直接投資（FDI）：國外直接投資/GDP。4）政府支出（gov）：地區(qū)的財政支出/?GDP?。5）人力資本（edu）：每百人口高等教育平均在校生數(shù)（人）。

（二）模型構(gòu)建

為了檢驗我國長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響，本文建立如下基準(zhǔn)面板模型：

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文對被解釋變量、解釋變量以及控制變量進行了描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

（二）單位根檢驗

為了避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，在對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析之前，需要對各個變量進行單位根檢驗，以此來檢驗相關(guān)變量是否平穩(wěn)，因此采用LLC檢驗和IPS?檢驗這兩個方法進行檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果，被解釋變量、解釋變量以及控制變量都通過了檢驗，模型中的變量都是平穩(wěn)的。

（三）整體回歸結(jié)果分析

根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果P<0.05可知，應(yīng)該選用固定效應(yīng)模型，為了對比，將隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)的結(jié)果均披露在表2中。

從表2的回歸結(jié)果可以看出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)整體集聚有力地推動了制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升。lnHHI的估計系數(shù)在1%的置信水平下顯著為正，說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)整體集聚水平對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升有著顯著的正向影響，且在其他條件不變的情況下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)整體集聚度每提升1個百分點將會使制造業(yè)勞動生產(chǎn)率指數(shù)提升0.578個百分點。

從各個控制變量對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響來看，政府參與程度、人力資本水平、經(jīng)濟發(fā)達程度與交通發(fā)達程度對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升呈正相關(guān)關(guān)系。其中，政府參與程度的回歸系數(shù)為1.146，說明交通發(fā)達程度每提高1%，制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級指數(shù)將提高1.146%，，政府對制造業(yè)采取的一系列政策扶持措施在一定程度上有利于制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升;人力資本水平的系數(shù)為0.323，說明人力資本水平每提高1%，制造業(yè)勞動生產(chǎn)率指數(shù)將提高0.323%;經(jīng)濟發(fā)達程度的回歸系數(shù)為0.918，即人力資本水平每提高1%，制造業(yè)勞動生產(chǎn)率指數(shù)將提高0.918%;交通發(fā)達程度回歸系數(shù)為0.109，但未通過顯著性檢驗，這說明

交通發(fā)達程度對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的促進作用甚微，沒能發(fā)揮其對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升的知識溢出效應(yīng);FDI回歸系數(shù)為負，即外商直接投資企業(yè)自身缺乏高技術(shù)水平以及存在的擠出效應(yīng)是其可能帶來其負向效應(yīng)的原因，但未通過顯著性檢驗。

（四）地區(qū)異質(zhì)性分析

基于前文對長江經(jīng)濟帶東中西三個區(qū)域的劃分，本文分別對長江經(jīng)濟帶東中西部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)勞動生產(chǎn)效應(yīng)的影響進行固定效應(yīng)回歸分析，分析了其影響的地區(qū)差異性。

從表3可看出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對于長江經(jīng)濟帶不同區(qū)域制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響具有明顯區(qū)域差異性，長江經(jīng)濟帶東部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)勞動生產(chǎn)率呈顯著正相關(guān)，其估計系數(shù)為0.687，說明東部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠顯著推動制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升，且效果明顯，而中部和西部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)整體集聚的估計系數(shù)分別為0.297和0.153，比東部地區(qū)的估計系數(shù)小，且顯著水平依次遞減，甚至西部地區(qū)未通過顯著性水平檢驗，說明中部和西部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)升級的推動作用要低于東部地區(qū)，且西部地區(qū)的推動作用最小，這與長江經(jīng)濟帶東部地區(qū)的經(jīng)濟優(yōu)勢有關(guān)，其明顯的經(jīng)濟優(yōu)勢為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展奠定了良好經(jīng)濟基礎(chǔ)，促進了集聚水平的提升，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的融合發(fā)展，促進了制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，而中西地區(qū)相較于東部而言，其生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)規(guī)模較小，其集聚水平也較低，不利于與制造業(yè)融合發(fā)展，因此其生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的促進作用較小。

五、研究結(jié)論與對策建議

從上述分析可知：整體上，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升有顯著促進作用。此外，其影響效果出現(xiàn)了明顯的地區(qū)差異性，長江經(jīng)濟帶東部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平較高，對區(qū)域內(nèi)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率促進作用要大于中部和西部。政府參與程度、人力資本水平、經(jīng)濟發(fā)達程度和交通發(fā)達程度均對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升具有促進作用，但交通發(fā)達程度對促進制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升的效果不明顯，而外商直接投資對制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升存在負向作用，但不顯著。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下建議：首先，需結(jié)合生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)創(chuàng)新性、知識性特點，完善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展制度環(huán)境，規(guī)范生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)市場組織體系，規(guī)劃建設(shè)高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚區(qū)，引導(dǎo)其集群化發(fā)展。其次，長江經(jīng)濟帶各個省份應(yīng)加速打破區(qū)域間要素流通壁壘，促進資源優(yōu)化配置，推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在省份之間協(xié)調(diào)發(fā)展。并且要發(fā)揮各地比較優(yōu)勢，因地制宜，促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)差別化集聚，培育適合本地實際的主導(dǎo)型生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。最后，政府應(yīng)大力打造制造業(yè)企業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)有效對接的信息平臺，幫助企業(yè)快速獲取信息，加速要素資源配置，實現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)勞動生產(chǎn)率提升協(xié)同發(fā)展。

參考文獻

[1]Humphrey，?Schmitz.Governance?and?upgrading：?Linking?industrial?cluster?and?global?value?chain?research[J].?IDS?Working?Paper?120.?Brighton：?Institute?of?Development?Studies，2000.

[2]溫婷.?生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚、空間溢出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級——基于全國239個地級城市的實證檢驗[J].?科技管理研究，?2020（21）：0143-11.

[3]蘇晶蕾，陳明，銀成鉞.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)升級影響的機理研究[J].稅務(wù)與經(jīng)濟，2018（02）：41-47.

[4]劉奕，夏杰長，李垚.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2017（07）：24-42.

[5]孟凡峰.?生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級?——?基于省級面板的研究[J].現(xiàn)代?管理科學(xué)，2015，（01）：57-59.

[6]韓惠民，楊上廣.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率提升機制研究——以安徽省為例[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015，（25）：115-117.

[7]宣燁.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間集聚與制造業(yè)效率提升——基于空間外溢效應(yīng)的實證研究[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2012（04）：121-128.

[8]施衛(wèi)東.城市金融產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的實證分析——以上海為例[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2010（06）：132-136.

[9]劉書瀚，張瑞，劉立霞.中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)分析[J].南開經(jīng)濟研究，2010（06）：65-74.

[10]江靜，劉志彪.生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展與制造業(yè)在全球價值鏈中的升級——以長三角地區(qū)為例[J].南方經(jīng)濟，?2009（11）：?36-44.