姚羽希

摘 要：當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入了高質(zhì)量發(fā)展階段，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚已經(jīng)成為推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要手段之一。利用中國(guó)2001—2018年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與地區(qū)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。首先在考慮異方差以及內(nèi)生性等問題后，采用GLS對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在一個(gè)正向影響，但其作用效果并不是很大，且存在明顯的空間差異，具體來說東部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用，西部和東北地區(qū)則是產(chǎn)生負(fù)向的影響，而在東部地區(qū)兩者之間沒有顯著的關(guān)系。其次運(yùn)用門檻回歸模型，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在倒“U”型關(guān)系，最后就研究結(jié)論提出政策建議。

關(guān) 鍵 詞：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚;全要素生產(chǎn)率;空間差異;門檻模型

DOI：10.16315/j.stm.2021.03.008

中圖分類號(hào)： F127;F121.3

文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

Research on the impact of high-tech industrial agglomeration

on regional total factor productivity

YAO Yu-xi

（Business School， Ningbo University， Ningbo 315211， China）

Abstract：The current economic development has entered the stage of high-quality development， high-tech industrial agglomeration has become one of the important means to promote the high-quality development of regional economy. Based on the panel data of 30 provinces in China from 2001 to 2018， this paper studies the relationship between high-tech industry and regional total factor productivity. Firstly， after considering heteroscedasticity and endogeneity， GLS is used to estimate the model. The results show that high-tech industrial agglomeration has a positive impact on regional TFP， but its effect is not very large， and there are obvious spatial differences. Specifically speaking， the high-tech industrial agglomeration in the eastern region has a significant role in promoting TFP， while the western region has a significant effect on TFP. But in the East， there is no significant relationship between them. Finally， the threshold regression model is used to develop the inverted “U” relationship between the two. Finally， the paper puts forward policy suggestions on the research conclusion.

Keywords：high tech industrial agglomeration; total factor productivity; spatial difference; threshold model

十九大報(bào)告提出我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的支柱產(chǎn)業(yè)，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了戰(zhàn)略性引領(lǐng)的作用，對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變具有重大的意義。根據(jù)2002年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局印發(fā)的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類目錄》，本文將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)定義為投入成本高、創(chuàng)新效率高、科技人員從業(yè)比例高、收益率高和風(fēng)險(xiǎn)性高的“五高”產(chǎn)業(yè)。2019年的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營(yíng)業(yè)收入比2000年增長(zhǎng)了近20倍。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為我國(guó)重點(diǎn)發(fā)展產(chǎn)業(yè)，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及生產(chǎn)率的提升具有重要作用。

產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展是當(dāng)下產(chǎn)業(yè)發(fā)展的趨勢(shì)，首先對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)行研究的是馬歇爾在1980年提出的外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)[1];克魯格曼[2]作為新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的開創(chuàng)者，其中心—外圍模型對(duì)集聚產(chǎn)生的原因進(jìn)行了闡述，認(rèn)為集聚的環(huán)境有利于降低企業(yè)的生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)成本，而這種環(huán)境對(duì)于企業(yè)具有一定的吸引力，在循環(huán)累計(jì)的作用下，產(chǎn)業(yè)集聚漸漸加強(qiáng)，從而形成集聚中心，逐漸向外圍擴(kuò)散[3]。但是由于這種累計(jì)循環(huán)作用，集聚區(qū)的企業(yè)數(shù)量會(huì)不斷增加，競(jìng)爭(zhēng)由此產(chǎn)生，此時(shí)區(qū)域內(nèi)的集聚效應(yīng)將會(huì)降低，取而代之的是擴(kuò)散效應(yīng)[4]。長(zhǎng)期來看，集聚力和擴(kuò)散力的大小是產(chǎn)業(yè)選擇集聚和擴(kuò)散的決定性因素。

從對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的理論研究中可以看出，在產(chǎn)業(yè)集聚的初期階段，其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展確實(shí)存在推動(dòng)作用。而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為我國(guó)今后重點(diǎn)發(fā)展產(chǎn)業(yè)，關(guān)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚，特別是對(duì)其與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系問題研究日益增加，較多學(xué)著從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，且各學(xué)者的研究結(jié)果存在一定的差異。但是很少有學(xué)者針對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚是否對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率具有一定的影響作用進(jìn)行正面的回答。那么，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚是否對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在一定的影響作用，又是怎么影響的，是否存在地區(qū)異質(zhì)性？基于此，本文利用2001—2018年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，試圖對(duì)上述問題進(jìn)行回答研究結(jié)果。對(duì)新經(jīng)濟(jì)常態(tài)下中國(guó)發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)以及轉(zhuǎn)換經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)中的熱點(diǎn)研究問題，而全要素生產(chǎn)率是衡量地方經(jīng)濟(jì)的重要指標(biāo)之一。目前已經(jīng)有不少學(xué)者對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究結(jié)果存在一定的分歧。有學(xué)者認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地方生產(chǎn)率存在正向的影響[5];也有部分學(xué)者呈反對(duì)意見，孫浦陽等[6]通過驗(yàn)證聚集經(jīng)濟(jì)中存在的擁堵效應(yīng)來說明產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于經(jīng)濟(jì)的負(fù)向作用。另外有學(xué)者認(rèn)為在不同行業(yè)，產(chǎn)業(yè)聚集對(duì)生產(chǎn)率的影響存在異質(zhì)性[7]。大部分學(xué)者認(rèn)為兩者之間的關(guān)系并不是純粹的線性關(guān)系。Lin等[8]以中國(guó)服裝產(chǎn)業(yè)作為研究對(duì)象，認(rèn)為該產(chǎn)業(yè)集聚度與地區(qū)全要素生產(chǎn)率之間存在一個(gè)倒“U”型關(guān)系。孫慧等[9]、惠煒等[10]分別以中國(guó)資源產(chǎn)業(yè)以及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為例，得到了同樣的結(jié)果。

隨著中國(guó)社會(huì)，發(fā)展進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，越來越多的學(xué)者注意到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的作用，對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的研究主要在3個(gè)方面，一是對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度的測(cè)度[11];二是對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響因素的研究[12-13]。三是對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系的研究，主要集中在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新影響的研究上。這方面的研究也存在3種觀點(diǎn)，第1種觀點(diǎn)支持在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，其集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有正向作用。于偉等[14]對(duì)2000—2016年省際數(shù)據(jù)進(jìn)行空間方程研究，結(jié)果顯示區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域研發(fā)效率存在正向影響。張可等[15]對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果表明兩者具有相互促進(jìn)的關(guān)系。第2種觀點(diǎn)則認(rèn)為兩者之間存在非線性的關(guān)系。呂承超等[16]將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚模式進(jìn)行細(xì)分，研究其不同模式對(duì)高技術(shù)細(xì)分行業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，研究結(jié)果顯示不管是集聚模式的不同還是研究行業(yè)的不同，這兩者之間的關(guān)系都會(huì)存在異質(zhì)性，總的來說高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出存在倒“U”型關(guān)系。楊麗華[17]以長(zhǎng)三角地區(qū)為例對(duì)其高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚度對(duì)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了研究，研究顯示其負(fù)面效應(yīng)已經(jīng)開始顯現(xiàn)。

除了從技術(shù)創(chuàng)新視角來分析高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響研究外，也有學(xué)者直接從區(qū)域經(jīng)濟(jì)的角度進(jìn)行研究。李駿等[18]以中國(guó)省際高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例，以技術(shù)學(xué)習(xí)成本作為兩者的聯(lián)結(jié)效應(yīng)，采用系統(tǒng)GMM面板模型，實(shí)證結(jié)果表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不是單一的線性關(guān)系，而是存在“拐點(diǎn)”效應(yīng)。此外也有學(xué)者從其他視角進(jìn)行了研究，晉盛武等[19]對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)就業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果顯示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)就業(yè)水平的影響存在門檻效應(yīng)。

綜上可知，目前少有文獻(xiàn)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行研究。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的文獻(xiàn)多集中在對(duì)其集聚度的測(cè)度、影響因素及其與區(qū)域創(chuàng)新的研究上，少有文獻(xiàn)從產(chǎn)業(yè)集聚的視角上，對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與區(qū)域全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行分析，同時(shí)也缺乏高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域全要素生產(chǎn)率影響的空間異質(zhì)性研究。結(jié)合前人研究，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度與全要素生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系不容忽視?；诖耍疚脑谝延醒芯康幕A(chǔ)上對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的內(nèi)在機(jī)理、空間差異及影響規(guī)律進(jìn)行系統(tǒng)的探討。

2 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響及其區(qū)域差異

2.1 模型設(shè)定與變量解釋

為了研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響作用，本文設(shè)定研究模型如下：

TPFit=α0+α1LQit+βXit+θit+εit。（1）

其中：TPFit表示i省份t時(shí)間段的全要素生產(chǎn)率，LQit表示i省份t時(shí)間段的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度，Xit表示影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率的控制變量，α0表示截距項(xiàng)，α1為變量系數(shù)，θ為不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。參考相關(guān)已有文獻(xiàn)，以及數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取貿(mào)易開放程度、國(guó)家資本投入狀態(tài)等作為文章的控制變量，可以將式（1）改寫為

TPFit=α0+α1LQit+β1OPit+β2GCit+β3URBit+

β4HCit+θit+εit。（2）

其中：OP表示貿(mào)易開放程度、GC表示國(guó)家資本投入狀況、URB表示城鎮(zhèn)化水平、HC表示人力資本水平。

被解釋變量：全要素生產(chǎn)率（TPF）是指生產(chǎn)系統(tǒng)內(nèi)每個(gè)計(jì)算的時(shí)間單位內(nèi)總產(chǎn)出與全部生產(chǎn)要素的真實(shí)投入量之比。本文借鑒Fare等[20]測(cè)算全要素生產(chǎn)率的方法，并對(duì)其進(jìn)行改進(jìn)，產(chǎn)出變量為各省2000年為基期計(jì)算的實(shí)際GDP，并以資本和勞動(dòng)這2個(gè)要素作為投入變量，利用DEAP2.1計(jì)算各省歷年全要素。對(duì)于資本存量的計(jì)算，本文的資本折舊率選擇9.6%[21]，并且以2000年作為基期計(jì)算各省資本存量。而勞動(dòng)要素則采用各省每年年底從業(yè)人數(shù)進(jìn)行代替[22]。

核心解釋變量：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度（LQ）。產(chǎn)業(yè)集聚度的測(cè)度方法有很多，由于本文高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度測(cè)算側(cè)重點(diǎn)在于行業(yè)專業(yè)化水平，因此采用波特提出的區(qū)位熵（Location）方法對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度進(jìn)行測(cè)度，其公式為如下：

LQit=gij/∑ni=1gij

∑nj=1gij/∑j∑igij。（3）

其中：gij是j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值，則∑ni=1gij表示j地區(qū)所有產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值，∑nj=1gij表示產(chǎn)業(yè)i在全國(guó)內(nèi)所有的地區(qū)的總產(chǎn)值，

∑j∑igij表示全國(guó)各地所有產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值，基于數(shù)據(jù)可獲得性，本文采用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入來對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行描述。LQ的值越大表示，該地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平越高。

控制變量：為了實(shí)證結(jié)果的可靠性以及模型的穩(wěn)健性，本文選取人力資本（HC）、城鎮(zhèn)化水平（URB）、政府投入（GC）作為本文研究模型中的控制變量。其中人力資本（HC）采用HC=A×0+B×6+C×9+D×12+U×16，其中A、B、C、D、E分別表示《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中對(duì)居民受教育程度的統(tǒng)計(jì)口徑，分別是未上過小學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大專及以上的人口數(shù)量與所有人口數(shù)量之比[23]，而城鎮(zhèn)化水平（URB）利用年末城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝跀?shù)量的比重進(jìn)行衡量，政府投入（GC）則由政府財(cái)政支出占GDP的比重來衡量。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文所選取的研究對(duì)象為2001—2018年中國(guó)除西藏外的30個(gè)省份，本文數(shù)據(jù)來源于2001—2019年《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2001—2019年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及個(gè)別省份的統(tǒng)計(jì)年鑒，最終得到各地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)，如表1所示。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度與各地區(qū)全要素生產(chǎn)率，如圖1所示。由圖1可知，整體來說高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)可以看到在散點(diǎn)圖中，有部分邊緣觀測(cè)值出現(xiàn)，也就是說這種正相關(guān)關(guān)系存在一定的差異性，接下來將會(huì)對(duì)這兩者之間的關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析，以期更好的討論兩者之間的關(guān)系。

2.3 實(shí)證結(jié)果分析

指標(biāo)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，如表2所示。區(qū)域樣本數(shù)據(jù)同樣通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由于篇幅限制，其結(jié)果不放入正文。通過white、BP方法檢驗(yàn)得出本文的模型中變量之間存在異方差，故選用GLS方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，并且考慮到模型中可能存在的變量滯后性帶來的誤差，利用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的滯后變量對(duì)模型進(jìn)行再次估計(jì)，估計(jì)結(jié)果，如表3所示。

模型1是通過GLS方法對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度 與地區(qū)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)所得到的結(jié)果?？梢钥闯?，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高具有推動(dòng)作用，其系數(shù)彈性為0.062，并通過1%的顯著水平檢驗(yàn)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率具有一定的正向影響作用。首先，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)帶來企業(yè)內(nèi)部在技術(shù)研發(fā)等方面形成持續(xù)性的競(jìng)爭(zhēng)態(tài)勢(shì)，這一態(tài)勢(shì)不僅會(huì)刺激企業(yè)更加專注于技術(shù)創(chuàng)新，而且由于在研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中，會(huì)產(chǎn)生技術(shù)服務(wù)、技術(shù)咨詢、技術(shù)轉(zhuǎn)化等服務(wù)，催生下游第三方外包服務(wù)企業(yè)，一方面提升了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，另一方面市場(chǎng)的細(xì)分程度得到了進(jìn)一步的提升，從而有利于全要素生產(chǎn)率的提升。其次，學(xué)習(xí)效應(yīng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響不容忽視。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有利于區(qū)域內(nèi)企業(yè)之間知識(shí)的傳播和累計(jì)，對(duì)高技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提高具有正向的影響作用，并且其集聚有利于高級(jí)生產(chǎn)要素的流通，在產(chǎn)業(yè)鏈上的所有企業(yè)都會(huì)有所獲益。最后，規(guī)模效應(yīng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，一方面，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)帶來勞動(dòng)力、技術(shù)、各種生產(chǎn)要素的相對(duì)集中，而這就會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集群開始擁有規(guī)模效應(yīng)，最終會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率有正向的影響。另一方面，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化水平也會(huì)隨著規(guī)模經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)生而加強(qiáng)，從而使得處于產(chǎn)業(yè)鏈各級(jí)的廠商都會(huì)更加專注于自己的核心業(yè)務(wù)，最終對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。

模型2是將滯后1年的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度代替本期高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度作為模型中的核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果，與模型1的結(jié)果進(jìn)行對(duì)比可以看到，其系數(shù)彈性為0.081，大于模型1的估計(jì)結(jié)果，說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響存在一定的滯后效應(yīng)，而不僅僅體現(xiàn)在當(dāng)期的影響上。模型3則是采用系統(tǒng)GMM法進(jìn)行估計(jì)，主要是為了克服可能存在的內(nèi)生性問題，通過與模型1和模型2的估計(jì)結(jié)果相比較，結(jié)果沒有什么大的變化，所以在充分考慮模型異方差以及內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，對(duì)模型所估計(jì)出來的結(jié)果具有一定的可靠性。

從控制變量來看，政府投入（GC），影響系數(shù)在1%顯著為負(fù)，表明政府投入對(duì)于地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在抑制作用，造成這一現(xiàn)象的原因可能是政府支出結(jié)構(gòu)的不完善，沒有有效促進(jìn)社會(huì)全要素生產(chǎn)率的提升。城鎮(zhèn)化（URB）對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響作用，其原因可能是城鎮(zhèn)化的進(jìn)程使得生產(chǎn)要素得以集中，另外基礎(chǔ)設(shè)施的改善也對(duì)企業(yè)產(chǎn)生了一定的外部經(jīng)濟(jì)，最終帶動(dòng)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升。人力資源（HC）對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率具有正向影響，主要是由于教育能夠提高勞動(dòng)者的基本素質(zhì)，對(duì)人力資本的累計(jì)以及知識(shí)的生產(chǎn)有正向作用，從而可以促進(jìn)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

為保證估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性以及有效性，除了前文中采用利用之后一階高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚作為變量以及系統(tǒng)GMM法外，本文還采用了其他方法對(duì)本文研究模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。模型4是在剔除2001年以及2018年的數(shù)據(jù)后進(jìn)行檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)構(gòu)，模型5在模型4的基礎(chǔ)上采用滯后一階高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度作為變量估計(jì)的結(jié)果。通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)可以看出本文研究模型具有一定的解釋力度，通過此模型得出的結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域差異分析，如表4所示。模型6、模型7、模型8、模型9分別是利用GLS法對(duì)中國(guó)四大區(qū)域：東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)、東北地區(qū)的估計(jì)結(jié)果。由表4可知，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響具有地區(qū)異質(zhì)性，對(duì)東部地區(qū)雖然有一定的促進(jìn)作用但是其作用非常弱，而對(duì)于中部和東北地區(qū)來說存在顯著的抑制作用，西部地區(qū)則沒有顯著的正向影響。由表中各系數(shù)的均值中得出，東部的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度最高，而之后的順序分別是東北、西部、中部，且從前文的估計(jì)可以看出，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于全要素生產(chǎn)率雖然是有一定的正向作用，但是其作用非常小，所以可能是產(chǎn)業(yè)集聚后期帶來的擁擠效應(yīng)使得高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的正向作用減少，所以將對(duì)兩者之間的可能存在的非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

3 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)分析

3.1 研究模型設(shè)定

從上文的估計(jì)結(jié)果可以得知，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)全要素生產(chǎn)率之間可能存在某種非線性關(guān)系，為了驗(yàn)證這一想法，下面將采用Hansen提出的面板門檻模型對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步探索。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系的面板門檻模型如下所示：

TPFit=β0+β1LQit×1（LQit≤γ1）+β1LQit×

1（LQit>γ1）+δXit+ωit。（4）

其中：Xit為控制變量，與上文一致，1（*）表示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)中的關(guān)系為假時(shí)候，則取值為0，當(dāng)括號(hào)中的關(guān)系為真時(shí)，則取值為1，根據(jù)門檻變量高產(chǎn)業(yè)集聚度（LQ）與門檻值之間的關(guān)系大小來確定劃分區(qū)間，并且其系數(shù)彈性用β1、β2進(jìn)行區(qū)分。若經(jīng)過檢驗(yàn)存在多個(gè)門檻值，則門檻模型可以用下式表示（以兩門檻模型作為例子）。

TPFit=β0+β1LQit×1（LQit≤γ1）+β2LQit×

1（γ1

1（LQit>γ2）+δXit+ωit。（5）

其中，γ1<γ2，兩門檻模型是在第1個(gè)門檻的基礎(chǔ)上進(jìn)行估計(jì)的。

3.2 面板門檻回歸結(jié)果

研究解釋變量為地區(qū)全要素生產(chǎn)率（TPF），分別對(duì)模型具有3個(gè)、2個(gè)、1個(gè)門檻值進(jìn)行估計(jì)，運(yùn)用stata14，通過反復(fù)抽取300次，并通過檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值判斷是否存在門檻效應(yīng)，包括存在幾個(gè)門檻值，如表5所示。

由表5可知，當(dāng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度（LQ）作為門檻變量時(shí)，一門檻模型在10%的水平下顯著，即P值小于0.1，以此該模型存在1個(gè)門檻值，門檻估計(jì)結(jié)果，如表6所示。

為了保證所確定的門檻值的真實(shí)性和有效性，對(duì)門檻回歸LR圖進(jìn)行繪制，如圖2所示。由于門檻估計(jì)值是當(dāng)似然比統(tǒng)計(jì)量LR無線趨近0時(shí)的γ，由圖2可知，LR統(tǒng)計(jì)量的最低點(diǎn)為真實(shí)的門檻值，可以看到其真實(shí)門檻值明顯處在虛線下方，而虛線則是臨界值，為7.352 3，所以可以認(rèn)為上文中得出的門檻值是真實(shí)有效的。

對(duì)門檻模型估計(jì)所得到的結(jié)果，如表7所示。由表7可知，當(dāng)選取高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度（LQ）時(shí)，不同的LQ取值對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響具有較大差異。具體來說，當(dāng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度小于、等于0.148 3時(shí)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率具有正向影響作用，此時(shí)其系數(shù)彈性為1.226，且通過了1%的顯著水平。當(dāng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度大于0.148 3時(shí)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率反而產(chǎn)生了負(fù)向抑制作用，其系數(shù)彈性為-0.245，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率具有非線性的倒“U”型影響。

4 結(jié)論與建議

本文選取我國(guó)2001—2018年30個(gè)省份作為研究對(duì)象，分別對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)全要素生產(chǎn)率之間的線性關(guān)系以及非線性關(guān)系進(jìn)行研究。本文研究的主要結(jié)論如下：

第一，全國(guó)層面上，在考慮異方差以及內(nèi)生性等問題后，采用GLS對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，研究結(jié)果顯示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響作用，但是影響的作用不顯著，可能是由于產(chǎn)業(yè)集聚帶來的擁擠效應(yīng)已經(jīng)開始顯現(xiàn)。

第二，東、中、西和東北4個(gè)層面上，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系呈現(xiàn)差異性。估計(jì)結(jié)果顯示在不同的地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚確實(shí)會(huì)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不同的影響，具體來說東部和中部產(chǎn)生正向的影響，而西部和東北產(chǎn)生負(fù)向的影響。

第三，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率存在非線性關(guān)系。就高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度作為門檻變量進(jìn)行門檻回歸估計(jì)，結(jié)果顯示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在倒“U”型關(guān)系。

基于前文的研究結(jié)論提出可能的政策建議：

第一，控制合理規(guī)模，優(yōu)化集聚環(huán)境。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中要注重對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，并且在促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程中要保持其增長(zhǎng)和規(guī)模擴(kuò)張速度合理，并且其集聚規(guī)模也不能無限擴(kuò)大，需要保持在一定的范圍內(nèi)。在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，不能僅僅關(guān)注集群的產(chǎn)生，更應(yīng)該關(guān)注其內(nèi)部結(jié)構(gòu)是否合理以及產(chǎn)業(yè)集聚質(zhì)量如何，為此需要通過建立產(chǎn)學(xué)研合作示范區(qū)、高技術(shù)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新區(qū)等方式對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的集聚環(huán)境進(jìn)行優(yōu)化，提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平，充分釋放高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)效益、學(xué)習(xí)效應(yīng)以及規(guī)?；?yīng)。

第二，因勢(shì)利導(dǎo)，合理布局。從研究結(jié)論可知在不同的地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率會(huì)產(chǎn)生不同的影響效應(yīng)，因此各地區(qū)在制定高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展戰(zhàn)略時(shí)，因根據(jù)本地情況進(jìn)行研究，并與相鄰地區(qū)形成良好的協(xié)同互動(dòng)。具體來說東部地區(qū)依托其區(qū)位優(yōu)勢(shì)，引進(jìn)先進(jìn)的技術(shù)及人才，發(fā)揮其“領(lǐng)頭羊”的帶動(dòng)作用;中西部及東北地區(qū)做好東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接工作，逐步提升其經(jīng)濟(jì)實(shí)力。

第三，了解產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段，制定合理產(chǎn)業(yè)政策。要充分了解高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)全要素生產(chǎn)率呈倒“U”型關(guān)系，各地政府應(yīng)該在不同的階段實(shí)施不同的產(chǎn)業(yè)政策，最終促進(jìn)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，完成高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)。

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[編輯：厲艷飛]