吳 振 華

(遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽 110036)

一、文獻(xiàn)回顧及問題的提出

伴隨著工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變，服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展成為一國經(jīng)濟(jì)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(jì)增長點(diǎn)。產(chǎn)業(yè)集聚、協(xié)同集聚與經(jīng)濟(jì)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(xué)界所關(guān)注的焦點(diǎn)。國外學(xué)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(xué)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(rèn)為產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚能夠更好地滿足市場消費(fèi)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(shí)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(shí)互為作用，認(rèn)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(xué)者研究焦點(diǎn)為誰在協(xié)同關(guān)系中占據(jù)主導(dǎo)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(gè)城市和地區(qū)為例》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，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(jì)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(diǎn)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(fèi)水平逐漸提升、消費(fèi)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(jìn)而帶動勞動生產(chǎn)率提高，間接推動經(jīng)濟(jì)增長。此外，中國區(qū)域間經(jīng)濟(jì)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(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域差異。基于此，本文從全新視角研究區(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(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(dǎo)。

二、服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度

(一)協(xié)同測度方法

產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚測度方法有三種：一是計(jì)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(jì)算產(chǎn)業(yè)集聚度的莫蘭指數(shù)；三是計(jì)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。

(二)協(xié)同測度結(jié)果

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(kuò)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(dǎo)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(dāng)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(dǎo)致產(chǎn)業(yè)間無法實(shí)現(xiàn)良性互動，進(jìn)而降低了協(xié)同集聚度。假如合理規(guī)劃和引導(dǎo)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)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型構(gòu)建

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(jì)增長效應(yīng)，同時(shí)，為了緩解變量存在內(nèi)生性問題，此處選擇GMM模型實(shí)證檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(biāo)技術(shù)進(jìn)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(xiàng)，α1、α2、β1、β2和γ分別表示系數(shù)的邊際效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，i表示地區(qū)，t表示時(shí)間。

(二)指標(biāo)選取

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(gè)省份實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值(以2005年不變價(jià))；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?；資本存量采用永續(xù)盤存法估算。接下來，將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率兩大部分，其中，技術(shù)進(jìn)步通過運(yùn)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(bào)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(jì)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(xué)生衡量。第二，對外開放水平(FDI)，以當(dāng)年實(shí)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(cái)政支出水平(GOV)，選擇一般政府財(cái)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(cái)政科技支出占地方財(cái)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。

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)基準(zhǔn)模型估計(jì)

把全國層面相關(guān)數(shù)據(jù)代入上述實(shí)證模型，Sargan檢驗(yàn)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(shí)，模型1和模型3中解釋變量系數(shù)均在1%水平顯著為負(fù)，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(dǎo)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(fù)，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(fù)效應(yīng)。其原因在于過度集聚產(chǎn)生了負(fù)外部性，隨著集聚水平提升，該集聚區(qū)域地價(jià)、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(dǎo)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(jià)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(zhǔn)估計(jì)結(jié)果(被解釋變量：TFP)

根據(jù)表2所示，未加入控制變量時(shí)，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(dǎo)致技術(shù)進(jìn)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(fù)，且在1%水平顯著為負(fù)，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(jìn)步發(fā)揮顯著的負(fù)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(jìn)步發(fā)揮顯著的正作用。產(chǎn)生負(fù)作用的原因在于協(xié)同集聚區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)價(jià)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(xué)習(xí)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(xì)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(yùn)用，最終推動了技術(shù)進(jìn)步。此外，未加入控制變量時(shí)，技術(shù)進(jìn)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(jìn)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(zhǔn)估計(jì)結(jié)果(被解釋變量：TECHCH)

根據(jù)表3所示，未加入控制變量時(shí)，模型9和模型11中解釋變量系數(shù)均在1%水平顯著為負(fù)，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(dǎo)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(fù)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(fù)，但不顯著。產(chǎn)生負(fù)作用原因在于擁擠效應(yīng)，即企業(yè)過度集聚導(dǎo)致地價(jià)、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(yùn)輸費(fèi)用，加強(qiáng)交流合作減少信息不對稱等，促進(jìn)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(shí)，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(zhǔn)估計(jì)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(jì)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(jìn)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(xùn)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(fù)作用，原因在于外資企業(yè)進(jìn)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(cái)政支出在1%顯著性水平對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長發(fā)揮負(fù)效應(yīng)，說明政府規(guī)模擴(kuò)大導(dǎo)致資源配置效率的下降，從而不利于經(jīng)濟(jì)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(shí)證分析》，《河南師范大學(xué)學(xué)報(bào)》(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2019年第5期。。第五，基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長發(fā)揮負(fù)作用，但不顯著。

(二)區(qū)域異質(zhì)性討論

鑒于各省經(jīng)濟(jì)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(jì)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(biāo)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(fù)，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(dǎo)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(dǎo)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(dǎo)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(dǎo)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(fù)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?xùn)|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(jìn)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(fù)；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(jì)結(jié)果

在以技術(shù)進(jìn)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(fù)，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(dǎo)致技術(shù)進(jìn)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(jìn)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(dǎo)致技術(shù)進(jìn)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(dǎo)致技術(shù)進(jìn)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(jìn)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(jìn)步；中西部地區(qū)企業(yè)技術(shù)進(jìn)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(jìn)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(dǎo)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(jìn)步空間大，企業(yè)在技術(shù)進(jìn)步取得突破進(jìn)展時(shí)，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(jià)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(cuò)配，降低生產(chǎn)效率。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文選擇替換產(chǎn)業(yè)集聚度、分時(shí)期回歸予以穩(wěn)健性檢驗(yàn)。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(jì)集聚與城市生產(chǎn)率》，《經(jīng)濟(jì)問題探索》，2019年第1期。。分時(shí)段回歸選擇以2008年為界限，各自考察2005-2008年和2009-2018年兩個(gè)時(shí)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(jì)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。

五、結(jié)論與啟示

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(shí)證分析產(chǎn)業(yè)集聚對于全要素生產(chǎn)率及其分解指標(biāo)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(fù)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(jìn)步發(fā)揮顯著負(fù)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(jìn)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(dǎo)致技術(shù)進(jìn)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(jìn)技術(shù)進(jìn)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(jìn)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(shí)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?xùn)|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(shí)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(shí)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(dǎo)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(dǎo)產(chǎn)業(yè)協(xié)同布局實(shí)現(xiàn)良性互動。