制造業與生產性服務業集聚對產業結構的影響研究

宋錚

內容摘要：本文利用區位熵測算制造業集聚和生產性服務業集聚水平，運用空間誤差模型，從產業結構合理化與產業結構高級化兩個維度分析產業集聚對產業結構升級的空間溢出效應。得出：制造業集聚對產業結構趨于合理化與產業結構高級化存在擁塞效應；生產性服務業集聚對產業結構合理化存在溢出效應，對產業結構高級化起到了抑制作用。實現產業結構升級應從加強知識產權保護和創新，防止制造業的同質化競爭；加強對生產性服務業的扶持力度；加強區域內產業合作的同時，加大區域間的合作力度；以市場化為導向，減少政府對經濟的干預程度等四個方面著手，促進制造業的轉型與升級，有效發揮生產性服務業集聚對產業結構升級的作用。

關鍵詞：制造業集聚 生產性服務業集聚 產業結構合理化 產業結構高級化

引言

產業集聚作為規模經濟、范圍經濟和區域專業化分工的全新演繹是產業發展的普遍趨勢，對區域經濟增長具有重要的作用。然而經濟增長不僅表現為經濟總量的增長，還包括經濟質量的提高，相比經濟總量的增長，經濟質量的提高意義更加重大，經濟質量的提升表現為產業結構的優化與升級。產業結構優化與升級包括產業結構合理化和產業結構高級化兩個過程，前者是后者的前提條件，后者是前者的必然結果。

產業集聚通過產業集聚的梯度效應、網絡效應和輻射效應對產業結構升級產生作用。梯度效應：基于價值鏈的相關企業或產業，集聚在某一區域形成產業集群，產業集群的相互關系體現為企業與企業和產業與產業之間的關系。產業集群依據高附加值和低附加值的產業形成梯度差異，集群通過自身的組織能力推動集群由低附加值產業向高附加值的產業轉移。隨著高附加值產業集群移入某一地區，加強區域專業化分工，充分發揮比較優勢，低附加值產業會溢出，產業結構不斷優化。網絡效應：相關聯的企業或機構在地理位置上的集中，形成以網絡為基礎的集群，成熟的產業集群包括依賴很強的企業、中介機構、金融機構、教育、培訓、科研機構等許多相關和支持性產業。集群網絡中的企業共享技術、勞動力和中間產品投入，降低網絡中企業的成本，提高經營效率；網絡組織提高產業集群內企業間的學習效率，加快產業創新發展，促進產業結構升級。產業集群的規模經濟效應和外部經濟效應，吸引技術和管理人才、勞動力向特定區域集聚，促進相鄰地理位置之間的信息交流，企業間的競爭加劇，為保持競爭優勢，不斷創新生產技術和管理方法，促進區域產業結構調整。輻射效應：產業集聚形成的產業集群作為區域經濟發展的增長極，通過集聚效應與其他區域有機聯系，相互協作，提高企業生產效率，增強創新力，促進產業升級，優化區域產業結構。

文獻綜述

目前國內外對產業集聚與產業結構升級的直接性研究并不多見，產業結構升級的過程實質是資源優化配置的過程，金融資源的集中性配置對經濟發展和產業結構升級具有重要的作用，因而部分學者探討了金融集聚對產業結構升級的影響。黎平海、王雪（2009）認為金融集聚通過提高資源配置效率和發揮風險防范與補償功能促進產業結構升級。鄧向榮、劉文強（2013）利用空間面板數據模型卻得出東部地區金融集聚明顯促進了產業結構升級，而中西部地區作用有限。孫晶、蔣伏心（2013）認為金融集聚對產業結構升級存在溢出效應。

大多數學者間接性地探討了產業集聚與技術進步、生產率和經濟增長之間的關系。Lucia Cusmano（2000）認為產業集聚中的技術溢出對技術創新具有創新作用。Gabriel Yeguel、Marta Novick Anabel Marine（2000）認為產業集聚能通過網絡效應促進企業提高經濟效應和技術創新能力，創新群和合作網絡是促進區域發展，縮小空間和社會不均衡的主要工具。池仁勇、楊瀟（2010）利用區位熵測算行業集聚度，運用線性模型得出行業集聚度和行業集聚結構的提升會提高行業技術進步水平；徐敏（2013）利用DEA的Malmquist指數測算了我國各省和各行業高新技術產業的全要素生產率，區位熵測算產業集聚水平，運用多元回歸分析得出產業集聚推動全要素生產率的提高。程中華、于斌斌（2014）運用空間面板數據分別檢驗了我國2003-2012年285個地級市集聚指數、制造業集聚和生產性服務業集聚對城市綠色全要素生產率的影響。得出臨近地級市之間的全要素生產率存在明顯的空間外溢性，生產性服務業集聚促進了城市綠色全要素生產率的增長，而制造業集聚對其存在抑制作用；潘文卿、劉慶（2012）基于我國2001-2007年各省市的工業企業面板數據，得出中國制造業產業集聚顯著地推動了經濟增長。張云飛（2014）認為產業集聚與經濟增長之間存在倒“U”型關系。雷鵬（2011）利用赫芬達爾指數測算產業集聚程度，得出制造業行業集聚與經濟增長顯著正相關。孫浦陽、韓帥、張誠（2012）從結構和行業兩個角度測算了城市產業集聚程度，得出服務業集聚和多樣化集聚帶與經濟增長之間存在倒“U”型關系，工業集聚與城市經濟增長不存在顯著的線性關系。

已有文獻為研究產業集聚與產業結構升級的關系提供了借鑒與參考，但仍存在需要完善的地方：一是產業集聚影響產業結構升級的內在機理尚不明確；二是忽略了產業結構升級包括產業結構合理化與產業結構高級化兩個方面；三是大多數研究未將地理因素納入分析，假設地區之間的經濟活動獨立存在。因此，文章借鑒已有研究，在分析產業集聚影響產業結構升級的內在機理的基礎上，引入空間計量模型從產業結構合理化和產業結構高級化兩個方面，檢驗2006-2013年我國制造業集聚和生產性服務業集聚對產業結構升級的影響。

指標選取與數據來源

（一）指標選取

中國的產業集聚主要以制造業為主（羅勇、曹麗莉，2005），而中國服務業特別是生產性服務業的快速發展，生產性服務業的集聚程度不斷提高，與制造業共同構成了經濟發展的增長點（陳國亮、陳建軍，2012）。文章用區位熵分別測算制造業集聚水平和生產性服務業集聚水平。該指數能消除區域規模差異的影響，可以反映某一區域要素空間分布狀況（程中華、于斌斌，2014）。其計算公式為：

LQijt=[qijt/∑qijt]/[qjt/∑qjt] （1）

其中，i表示省份，j表示行業，t表示時間。qijt表示t時期第i省份第j行業的從業人員數，qjt表示t時期第j行業全國的從業人員數。生產性服務業的從業人員數，借鑒宣燁（2012）的做法，將信息傳輸計算機服務和軟件業，金融業，房地產業，租賃和商業服務業，科學研究技術服務業和地質勘查業五個行業的從業人員數進行加總。制造業和生產性服務業的集聚水平分別用LQ和LQS表示。

產業結構升級是一個動態過程，這一過程主要體現為產業結構通過合理化逐步達到產業結構高級化的目標。因此，文章從產業結構合理化與產業結構高級化兩個方面度量產業結構調整水平。

產業結構合理化（TI）。文章借鑒干春暉、鄭若谷、余典范（2011），楊義武（2013）和鄭少智、陳志輝（2011）的測算方法，利用泰爾指數度量產業結構合理化程度。計算公式為：

（2）

其中，i表示各省份，j=1，2，3；j表示各產業。Yij表示第i省份第j產業的產值，Yi表示第i省份國內總產值。Lij表示第i省份第j產業的就業人數，Li為第i省份社會就業總人數。TI的值越大，表示產業結構越不合理；反之，越合理；TI=0，表示經濟處于均衡狀態，滿足結構偏離度理論。

產業結構高級化（S）從第一、二、三產業的順序過渡到二、三、一的產業結構，最終演變成第三、二、一產業的過程。產業結構高級化實質是產業結構變遷的過程。文章借鑒付凌暉（2010）的方法，利用三次產業占比向量對應坐標體系夾角的變化來衡量產業結構高級化水平。因此，文章將產業結構高級化（Si）分為三次產業綜合轉移效應（Si1）和第二產業向第三產業轉移效應（Si2）兩個部分，Si=Si1+Si2。夾角的計算公式如下：

（3）

其中，j=1，2，3。

計算Si1。構造3維向量xij，0=（xi1，0，xi2，0，xi3，0）。xij，0表示三次產業增加值占GDP的比重。構造產業由低層次到高層次排列的向量xij。xi1=（1，0，0），xi2=（0，1，0），xi3=（0，0，1）。并計算xij，0與xij之間的夾角ωi1，ωi2，ωi3，Si1=π-ωi1-ωi2-ωi3。

計算Si2。構造二維向量xij，0=（xi2，0，xi3，0）。Xij，0表示第二、三產業增加值占GDP的比重。構造產業由低層次到高層次排列的向量xij。xi2=（1，0），xi3=（0，1）。計算xij，0與

xij之間的夾角ωi4，ωi5，Si2=

π/2-ωi4-ωi5。

計算Si=Si1+Si2。Si值越大，表明產業高級化水平越高。

控制變量。外商直接投資（OPEN）。經濟發展的目的是經濟結構和產業結構不斷優化升級，但由于發展中國家經濟發展長期受國內資金不足的約束，利用外資有利于緩解發展中國家資金不足的缺口，從而推動經濟增長和結構調整（錢納里，1988）。文章選取實際利用外商直接投資占GDP的比重表示外商直接投資。

人力資本存量（Labor）。人力資本作為生產要素投入經濟活動，能夠降低產品的生產成本，提高生產部門效率。但只有人力資本積累不斷提高，才能使發展中國家產業逐步向著合理化與高級化的方向演變，促進產業結構升級（代謙、別朝霞，2006）。文章用高等院校及中學在校學生人數之和占總就業人數的比重表示人力資本存量。

技術進步（RD）。技術進步是推動產業結構升級的直接動力和內在因素（施衛東，2013）。文章用科技活動使用經費總額占GDP的比重表示技術進步水平。

政府干預（Tax）。我國處于有計劃經濟體制向市場經濟體制轉軌的時期，地方政府對經濟活動的干預程度仍然較大。科學合理的產業政策和適度的政府干預有助于產業結構升級；相反，產業政策制定、實施不當，限制市場競爭會阻礙產業結構升級（杜傳忠、郭樹龍，2011）。文章采用財政支出占GDP的比重表示政府干預程度。

（二）數據來源與各指標的描述性統計分析

2002年之后，中國國民經濟行業分類方法進行了調整，因此本文以2003-2013年我國31個省市產業結構升級為研究對象（港澳臺除外），分別檢驗制造業集聚和生產性服務業集聚對產業結構合理化與產業結構高級化的作用。文章的數據來源于2004-2014年《中國統計年鑒》，各省2004-2014年統計年鑒、國研網和中經網。各指標變量的描述性統計結果如表1所示。

表1表明，制造業和生產性服務業集聚水平的標準差分別為0.6754和0.785，其數值較大，說明2003-2013年我國各省市之間的產業集聚水平存在較大的差異。人力資本存量和技術進步的標準差為0.0329和0.0362，我國各省人力資本存量和技術進步水平之間存在的差異較小。

產業集聚對產業結構升級影響的實證分析

（一）空間相關性檢驗

傳統的計量經濟學假設地理空間均勻分布，經濟活動不受空間距離的影響。但現實經濟活動中，各種要素非均衡分布，不同區域間的經濟活動相互影響。空間計量經濟學避免傳統計量經濟學的缺陷，以空間相關性為前提，研究區域間經濟活動的相互關系。文章運用空間計量經濟學的思想，首先利用Moran`s I指數分析制造業、生產性服務業和產業結構合理化與產業結構高級化的空間分布特征；最后運用空間計量經濟學模型檢驗產業集聚對產業結構升級的影響。

文章利用Moran`s I指數檢驗空間相關性，計算公式為：

（4）

其中yi和yj分別表示第i和j個省份的觀測值，m為省份總數，y表示觀測值的平均值。wij為空間權重矩陣，空間權重矩陣常用的方法有地理空間權重矩陣和經濟空間權重矩陣。距離空間權重矩陣計算簡單，其假設相鄰地理位置的相互關系一樣，難以真實反映區域間經濟活動的相互影響。經濟空間權重矩陣考慮了地區在地理位置和經濟上的空間相關性，其會隨著每一地區指標的變化而變（林光平，2005）。因此，本文運用經濟權重矩陣，計算公式為：，其中，，；W為地理空間權重矩陣，當省份i和省份j相鄰時，取值為1。當省份i和省份j不相鄰時，取值為0。

Moran`s I指數取值范圍為：[-1，1]，指數為負表示具有不同屬性的指標趨向于集聚在一個區域，值越小接近于-1，集聚程度越強；指數為零，表示觀測值不具有空間相關性；指數為正，具有相似屬性的指標集聚在一個區域內，值越大，表示集聚程度越強。對于Moran`s I指數可以用標準化Moran`s I指數正態分布進行檢驗。正態統計量的Z值為：

（5）

統計量Z值為正，大于相應顯著性水平下臨界值，表示指標具有正的空間相關關系；統計量Z值為負，小于相應顯著性水平下臨界值，表示指標具有負的空間相關關系；統計量Z值為零，表示指標不具有空間相關關系。

根據前文測算出的2003-2013年我國制造業集聚與生產性服務業集聚水平和產業結構合理化與產業結構高級化的數據，運用公式（4）和（5）分別計算出其2003-2013年Moran`s I指數，結果如圖1所示。

圖1表明，制造業產業集聚水平、生產性服務業集聚水平、產業結構高級化和產業結構合理化具有一定的空間依賴性；無論是產業集聚水平，還是產業結構合理化與產業結構高級化均表現出一定的正空間自相關性；2003-2013年，產業結構合理化的集聚性表現出一定加強的趨勢，產業集聚水平集聚程度的波動程度較大，而產業結構高級化的集聚程度有所減弱；產業結構合理化和產業結構高級化的集聚程度均低于制造產業集聚水平的集聚程度，生產性服務業集聚水平的集聚程度最低，主要原因是生產性服務業發展較為滯后，整體水平較低；產業結構合理化的集聚程度要落后于產業高級化的集聚程度，說明產業結構高級化是產業結構合理化的結果，我國實施產業轉移政策，大量具有比較優勢的產業主要集中在東部，產業結構高級化比較集中的區域主要在東部沿海城市，而產業結構合理化狀況相對比較均衡。

對2003-2013年制造業產業集聚水平、生產性服務業集聚水平、產業結構合理化和產業結構高級化Moran`s I指數的正態分布進行檢驗發現：在5%的顯著性水平下均顯著，說明中國產業集聚水平和產業結構升級具有非常顯著的空間自相關性，即產業集聚和產業結構升級相似的省份存在明顯的空間集聚效應。因此，運用空間計量模型研究較傳統計量方法更為有效。

（二）產業集聚對產業結構升級影響的檢驗

空間計量模型構建。運用空間相關項檢驗分析發現中國31個省、市產業集聚與產業結構升級之間存在空間相關性，運用傳統面板數據分析可能造成估計偏誤。而空間面板計量經濟模型可避免這一缺點，因此，文章選取空間計量經濟模型分別檢驗制造業集聚與生產性服務業集聚對產業結構合理化和產業結構高級化的影響。空間計量模型包括空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）兩種。

1.空間滯后模型（SLM）。

（6）

（7）

其中，i和t分別表示第i個省份和第t年；ρ1和ρ2為空間回歸系數，反映空間相關性的方向與大小，wij為空間權重矩陣，lnTIit和lnSit分別為空間滯后因變量；α0，α1，α2和β0，β1，β2為待估計的常數回歸參數。

2.空間誤差模型（SEM）。

（8）

（9）

其中，λ1和λ2分別為被解釋變量產業結構合理化和產業結構高級化的空間誤差系數，μ1it和μ2it為隨機誤差項，式（8）和（9）分別衡量相鄰地區被忽略具有空間相關性產業結構合理化和產業結構高級化的誤差對該地區產業結構合理化和產業結構高級化的影響。

判斷選擇空間滯后模型還是選擇空間誤差模型較為合適的準則有兩個：根據Anselin等（2004）的判斷標準，若在統計上，LMLAG比LMERR顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則選擇空間滯后模型較為合適，反之選擇空間誤差模型較為合適；以自然對數似然函數值（LogL），似然比率（LR）最大，赤池信息（AIC）和施瓦茨（SC）最小為準則來判斷，越優，模型模擬效果越好。

回歸結果分析。文章測算了2003-2013年產業集聚對產業結構合理化與產業結構高級化的OLS、SEM和SLM模型，發現SEM模型估計結果在Log似然值優于SLM模型，可決系數也比SLM模型的高，SIC和SC較小，故采用SEM模型對我國產業集聚和產業結構升級的關系進行研究。結果如表2所示。

表2表明，在5%的顯著性水平下，制造業集聚水平對產業結構高級化的影響不顯著，對產業結構合理化的影響顯著，而生產性服務業集聚水平對產業結構合理化與產業結構高級化的影響均顯著。制造業集聚對產業結構合理化與產業結構高級化均存在擁塞效應，生產性服務業集聚對產業結構合理化存在溢出效應，對產業結構高級化存在溢出效應。制造業集聚水平對產業結構合理化和產業結構高級化的回歸系數均為負，生產性服務業集聚水平對產業結構合理化的回歸系數為正，對產業結構高級化的影響為負。說明制造業集聚水平抑制了產業結構升級，生產性服務業集聚促進了產業結構合理化，對產業結構高級化的影響尚未顯現，這與中國經濟發展現實情況相符。可能的解釋為：一是中國制造業處于價值分工鏈上的低端，生產的產品技術含量低、附加值低而投入高、高污染，導致制造業缺乏市場競爭力，產品容易被復制和模仿，抑制了產業結構升級。加之中國制造業集聚更多的體現為地理位置上的集聚，尚未建立區域間的合作與競爭機制，制造業集聚的空間溢出效應尚未發揮；二是生產性服務業在知識、技術等方面都比制造業具備優勢，集聚區域內的企業可以相互合作，產生空間溢出效應，促進產業結構趨于合理化，而這種合作與交流受行政區域間地理位置的遠近和信息成本的限制，導致其對產業結構高級化的作用尚未顯現反而起到了抑制作用。

從控制變量來看，外商直接投資對產業結構合理化的影響顯著為正，說明外商直接投資對產業結構升級產生顯著性的影響，但作用效果有待加強，要合理利用外商直接投資；政府干預均顯著性地抑制了產業結構趨于合理化和高級化，嚴重阻礙了產業結構升級。

結論及對策建議

文章利用空間統計分析檢驗中國2003-2013年31個省、市產業集聚與產業結構升級空間相關性的基礎上，利用空間誤差模型分析了產業集聚對產業結構升級的空間溢出效應。得出：產業結構合理化與產業結構高級化存在空間自相關，產業結構合理化的相關影響程度逐年加強，產業結構高級化有所減弱的趨勢；制造業集聚阻礙了產業結構趨于合理化與產業結構高級化，生產性服務業集聚有利于產業結構合理化，對產業機構高級化起到了抑制作用。

針對文章得出的結論，為了有效發揮產業集聚的集聚效應，更好促進更大區域內產業結構的升級，提出以下對策建議：

加強知識產權保護和創新，防止制造業的同質化競爭。促進制造業的轉型與升級，加大對新型工業化的投入力度，實現制造業由重工業化向新型工業化的轉移，大力發展技術含量高、環境污染低、能源消耗低、生產效益好的高新技術產業。

加強對生產性服務業的扶持力度，進一步發揮生產性服務業對產業結構升級的帶動作用。建設生產服務業市場，加大技術和人力資本的投入，提高生產效率，增加生產性服務業的技術含量，提高信息化水平，促進生產性服務業的集聚。

加強區域內產業合作的同時，加大區域間的合作力度。產業集聚的溢出效應受行政區域邊界的限制，同一區域產業合作程度較高，而區域之間的合作程度通常較低。因此，要從制度上打破行政區域邊界的限制，出臺與簽訂相關的合作協議，深化分工與合作，加強附加于產業之上資金、人力資本、知識技術、信息等方面的全方面交流與合作，促進更大范圍的產業集聚效應的發揮和產業結構升級。

減少政府對經濟的干預程度，以市場化為導向，促進產業結構升級。以市場為主導，政府推動力為輔的方式促進產業的自主集聚和良性互動，減少政府對經濟的過度干預，營造良好的競爭環境，助推產業的技術創新與進步。

參考文獻：

1.黎平海，王雪.基于金融集聚視角的產業結構升級研究—以廣東省為例[J].廣東金融學院學報，2009（11）

2.鄧向榮，劉文強.金融集聚對產業結構升級作用的實證分析[J].南京社會科學，2013（10）

3.孫晶，蔣伏心.金融集聚對區域產業結構升級的空間溢出效應研究—基于2003-2007年省際經濟數據的空間計量分析[J].產經評論，2013（1）

4.Lucia Cusmano.2000.“Teebnology Policy and CooPerative R&D： the Role of Relational Research APacity，.[J].DRUID working PaPer.00-3

5.池仁勇，楊瀟.行業集聚度、集聚結構類型與技術進步的動態關系研究：以浙江省制造業為實證[J]. 經濟地理，2010（12）

6.徐敏.產業集聚對高新技術產業全要素生產率變化的影響研究[N].第十二屆產業集群與區域發展國際學術會議論文集，2013

7.程中華，于斌斌.產業集聚與技術進步—基于中國城市數據的空間計量分析[J].山西財經大學學報，2014（10）

8.潘文卿，劉慶.中國制造業產業集聚與地區經濟增長—基于中國工業企業數據的研究[J].清華大學學報，2012 （1）

9.張云飛.城市群內產業集聚與經濟增長關系的實證研究—基于面板數據的實證分析[J].經濟地理，2014（1）

10.羅勇，曹麗莉.中國制造業集聚程度變動趨勢實證研究[J].經濟研究，2005（8）

11.陳國亮，陳建軍.產業關聯、空間地理與二三產業共同集聚—來自中國212個城市的經驗考察[J].管理世界，2012（4）

12.宣燁.生產性服務業空間積聚與制造業效率提升—基于空間外溢效應的實證研究[J].財貿經濟，2012（4）

13.干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究， 2011（5）

14.楊義武.金融集聚與產業結構變遷—來自長江三角16個城市的經驗研究[J].金融經濟學研究，2013 （6）

15.鄭少智，陳志輝.產業結構高級化與經濟增長關系實證研究—基于全國、廣東省及廣州市數據的對比分析[J].產經評論，2011（3）

16.錢納里.發展的形式：1950-1970[M].經濟科學出版社，1988

17.代謙，別朝霞.人力資本、動態比較優勢與發展中國家產業結構升級[J].世界經濟，2006（11）

18.施衛東.金融服務業集聚發展對產業結構升級的影響—基于長三角16個中心城市面板數據的實證檢驗[J].經濟與管理研究，2013（3）

19.杜傳忠，郭樹龍.中國產業結構升級的影響因素分析—兼論后金融危機時代中國產業結構升級的思路[J].廣東社會科學，2014（4）

20.林光平，龍志和，吳梅.我國地區經濟收斂的空間計量實證分析：1978-2002年[J].經濟學（季刊），2005（10）