產業集聚對制造業自主創新的影響分析
——基于GMM動態效應模型與面板門檻效應模型

周 兵 戴貴寶 任政亮

一、 文獻綜述

產業集聚是經濟發展的必然結果，創新尤其是自主創新能力的提高是經濟發展的不竭動力。產業集聚與自主創新的關系較為復雜，但通過對國內外學者的相關研究進行梳理，主要是從不同的產業、區域和研究視角這三個方面對二者的關系進行了研究。在不同的產業方面， Roberto & Giulio(2012)利用意大利1998-2003年的制造業企業數據實證研究證明了專業化集聚對技術創新的作用較多樣化集聚更為顯著。沈能、趙增耀(2014)利用我國制造業企業普查數據實證研究了集聚動態外部性對企業創新能力的影響。宣燁、宣思源(2012)利用江蘇高新技術企業的數據來揭示產業集聚、自主創新對高新技術企業出口的影響，二者都具有顯著的正向促進作用。杜威劍、李夢潔(2015)利用1998-2007年中國工業企業數據，對產業集聚與產品創新進行了系統論證研究，研究結果表明產業集聚對產品創新的正向效應明顯。Chyi等(2012)通過對新竹高新技術產業的實證研究，認為高新技術產業集聚與技術創新具有正相關性。呂承超、商圓月(2017)通過對高技術產業集聚模式與創新產出作用機制的研究，發現高技術產業多樣化集聚會在短期內對創新產出產生顯著的負向效應，區域內外呈現一致性，長期看區域內外差異顯著，區域內無明顯溢出效應，而區域外則呈現顯著的正向效應。楊浩昌、李廉水等(2016)基于我國的2005-2012年的省級面板數據，對高新技術產業集聚與技術創新的關系及區域比較進行了探討研究，發現高新技術產業集聚對技術創新的產生和擴散具有顯著的正向促進作用。

在不同的區域研究方面，Storper & Venables(2004)、Carlino & Satyajit(2007)均認為產業集聚可以通過知識技術溢出效應來顯著促進區域創新的發展。楊浩昌、李廉水等(2016)認為高新技術產業集聚對技術創新的影響存在明顯的區域差異，即東部地區的促進作用要優勝于中西部。劉鵬、張運峰(2017)基于我國264個地級及以上城市2008-2013年的面板數據，利用杜賓模型對產業集聚作用于城市創新的溢出效應進行了實證研究，研究結果表明，產業集聚對城市創新能夠產生顯著的外部性，且專業化集聚的作用更為顯著。張清華、郭淑芬等(2016)利用區位商法對工業行業的產業集聚進行了測度，并利用門檻模型對產業集聚對工業行業技術創新效率的區域差異性進行了分析，發現不同地區的產業集聚對創新效率的影響效果和影響程度是不同的。程中華(2015)利用2004-2013年省級面板數據從靜態與動態兩個角度實證分析了產業集聚對區域創新的影響，發現創新產出具有顯著的空間正相關性。向麗(2016)利用2009-2013年的省級面板數據，實證分析了區域科技創新能力與產業集聚水平的影響關系及區域差異，發現區域產業集聚水平與區域科技創新能力并不能保持同步一致性，而是存在明顯滯后性，其空間分布也呈現東部優勝于中西部的特征。

在不同的研究視角方面，Birikinshaw(2000)從生命周期理論的視角對產業集聚的技術溢出進行了研究，研究結果表明，成熟產業集聚區的技術溢出具有明顯的正向效應，而成長中的產業集聚區需要從長期和短期來看，短期內與成熟的產業集聚區保持一致，其技術溢出效應具有正向促進作用，而長期內則不是那么的顯著?；趯I化、多樣化集聚視角來看，Rosenthal et al.(2003)認為專業化集聚對技術創新具有顯著的促進作用，Feldman et al.(1999)則認為多樣化集聚對技術創新的作用更為顯著。杜威劍、李夢潔(2015)基于行業異質性和企業異質性的視角，發現高技術行業內企業受地方化經濟集聚的促進作用更為明顯，而中低技術行業內企業則受城市化經濟集聚的影響更為顯著。李政、邱雨晨(2016)基于面板VAR模型，對金融集聚與創新創業的耦合關系進行了實證研究，發現金融集聚對二者均有積極的促進作用。

二、 計量模型、研究樣本和指標數據

1.模型的設定

為了考察地區間的差異性以及其他各個變量在產業集聚作用于制造業自主創新過程中的具體影響，本文建立以下基本模型：

(1)

模型中，下標i和t分別表示第i個省份和第t年，εit是隨機誤差項；j表示控制變量種類,ctrl表示控制變量(R&D人員投入、外商直接投資、市場化指數、開放度、人力資本水平、金融市場發展水平、經濟發展水平、實物資本水平等)，λi表示不隨時間改變的個體固定效應。考慮到變量可能存在的內生性，因此本文使用動態面板模型進行實證研究，因此在模型(1)的基礎上建立動態面板模型：

(2)

由于各個地區間的產業集聚水平是存在差異的，因此產業集聚對制造業自主創新的影響可能存在門檻效應。本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻模型進行分析，根據其模型思想，將產業集聚作為門檻變量構建面板門檻模型：

模型中，γ為未知門檻值；i(·) 為指示函數,當clusit≤λ時，i=1，反之，i=0。

2.研究樣本與指標數據

為了分析不同省市與地區間產業集聚與制造業自主創新的影響效應與作用機制，本文樣本囊括了2005-2014年中國大陸東、中、西地區的30個省市自治區(由于西藏數據缺失較多，故剔除)。其中樣本數據來源于各省市自治區的歷年統計年鑒、《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國工業統計年鑒》以及中經網統計數據庫。并且對于缺失的數值，本文主要利用平均法、回歸預測法對其進行插補。

在核心指標的選擇上，本文主要是通過參考國內外的相關文獻，并對其進行篩選后，選擇以下核心變量用以分析產業集聚與制造業自主創新的影響效應和作用機制：

制造業自主創新能力(innoi)：對于自主創新的指標選取，不同的學者選取的衡量指標也存在差異，但大致上還是包括創新投入與創新產出兩方面，前者用研發支出來衡量，后者則用專利數量來衡量(康志勇，2011)。如王文翌、安同良(2014)則選取了R&D投入來衡量企業的創新行為；而譚蓉娟、阮嫻靜(2009)在對FDI與珠三角裝備制造業自主創新能力的實證研究中選取了當年的專利授權來對自主創新能力進行衡量。本文通過對相關自主創新指標的比對與篩選，將R&D經費內部支出/GDP作為衡量自主創新的代理變量。

在模型中本文也選擇了以下的控制變量：① R&D 人員投入指標(rdm)。創新投入不僅包括研發資金的投入還包括研發人員的投入，產業集聚通過知識技術溢出效應帶來的不僅是技術的吸收還有科研人員的增加，在二者的促進下有助于自主創新能力的提高，我們用各地區R&D人員全時當量的對數來表示。② 外商直接投資指標(fdi)。FDI投入不僅對產業集聚的形成起正向促進作用，也帶來了技術溢出，有利于自主創新能力的提高，我們借鑒胡援成、肖德勇(2007)對FDI指標的定義，用年度實際外商投資額的對數來表示。③ 市場化指標(mkt)。市場化程度的高低在一定程度上也關系到該地區的創新能力，市場化程度提高能夠緩解要素市場價格的扭曲，提高自主創新的配置效率；市場化程度越高，企業間的競爭力也就越強，企業成本上升，企業為避免被淘汰，不得不選擇提高創新能力。我們借鑒樊綱等(2011)對于市場化指數的算法，從而得到市場化指標。④ 開放度指標。根據陳勁等(2013)可知開放度會對產業集聚對自主創新的作用產生影響，其主要表現在開放度在產業集聚的環境下會影響企業對于外部知識的利用效率和吸收能力，從而影響產業集聚對于創新績效的作用。我們用進出口總額的對數來衡量。⑤ 人力資本指標。人力資本對自主創新具有溢出效應，勞動者受教育年限與自主創新有顯著的正向效應，我們用勞動者平均受教育年限來衡量。⑥ 金融市場發展水平指標(fin)。我們借鑒King，Robert和Ross Levine(1993)所采用的金融深度指標，用金融機構貸款余額占GDP的比重來表示,與其度量方法相似，本文采用各地銀行的貸款余額來替代當地金融資產的價值，并以其占GDP的比重來反映當地金融市場發展水平。⑦ 經濟發展水平指標(agdp)。經濟發展水平的高低影響產業集聚的進程，也影響用于自主創新的研發投入。我們在本文中用人均GDP來表示。⑧ 實物資本投入指標(pci)。實物資本投入反映的是一個地區的生產能力和經營能力，我們用全社會固定投資總額與GDP的比重來表示。變量的含義及指標詳細解釋見表1。

3.指標數據的統計描述

我們對指標數據進行整理和匯總后，分別從平均值、最小值、最大值、標準差、方差、偏度、峰度等七個方面對數據進行了統計描述，結果如表2所示。從偏度系數來看，無論是負偏還是正偏，數據都處于合理區間；而從峰度系數來看，大多數變量數據的峰度系數都大于3，表示變量數據多數呈尖峰狀分布。

三、 GMM模型的實證檢驗結果

為解決動態面板模型(2)中所存在的內生性問題，包括隨機項與被解釋變量之間的內生性、各解釋變量之間的內生性，以及OLS 估計嚴重偏差問題，本文決定采用GMM 分析方法對動態面板模型進行估計以消除上述問題，并在回歸中交替加入控制變量,結果如表3所示。

表1 變量設置及其經濟含義

表2 變量的統計描述

從表3的估計結果來看，制造業自主創新的一階滯后期前的估計系數在1%的置信水平上均顯著且為正數，表明制造業自主創新的一階滯后期對當期的制造業自主創新有著積極的正向促進作用，存在較大的“慣性”。本文中是用R&D經費投入來作為制造業自主創新的代理變量，因此其原因可能是上一期的R&D經費投入的行業產出存在滯后性，不能立即反映出來，反而可能作用到當期的R&D經費投入中。產業集聚clus的估計系數在八個方程中普遍為負數，且大都在1%的置信水平上顯著，個別在5%的置信水平上顯著，表明產業集聚對制造業自主創新的影響在總體上呈現出負效應。本人認為造成這種結果的原因有以下幾點：第一是擁擠效應的作用結果，產業集聚能夠充分發揮其獨特優勢，從而吸引產業集聚外的企業爭相加入，但是產業集聚的規模是一定的，隨著企業的加入，逐漸超過產業集聚所能承載的最大規模，就會造成環境污染、成本上升、惡劣競爭等現象，而制造業自主創新的提高需要良好的創新環境作為載體。第二是產業集聚會帶來技術依賴性，同時產業集聚區內的信息共享也會產生“搭便車”的現象，技術依賴和“搭便車”會使企業喪失活力，不利于技術創新。

其他控制變量方面，研發人員投入、外商直接投資、市場化水平、人力資本投入都在1%的置信水平上顯著且估計系數均為正數，表明研發人員投入、外商直接投資、市場化水平、人力資本對制造業自主創新有著顯著的正向影響。而對外開放水平、金融發展水平、經濟發展水平以及實物資本的估計系數總體上顯著為負，表明對外開放水平、金融發展水平、經濟發展水平以及實物資本投入在一定程度上對制造業自主創新有著抑制作用。

表3 GMM回歸結果

注：括號內為t統計值，*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

四、 門檻回歸模型的實證檢驗結果

考慮到區域間產業集聚的異質性，不同區域的產業集聚對制造業自主創新存在差異。因此，本文將全國分為東部、中部、西部三個區域，以此來探討區域間產業集聚對制造業自主創新的影響。相關計量操作主要在Stata12.0軟件中進行，首先就全國、東部、中部、西部的門檻效果進行檢驗。

1.全國門檻回歸模型的實證檢驗結果

由表4可知，就全國總體而言，其單一門檻、雙重門檻、三重門檻均在1%的顯著性水平下是顯著的。根據其顯著性水平，本文選擇三重門檻進行分析，其門檻值分別為0.4025、1.0818、1.5209，其門檻回歸結果如表5所示。

從表5的門檻回歸結果來看，在不同的產業集聚程度下，產業集聚對制造業自主創新的影響效果也是存在差異的。其二者之間的關系并不是線性的，當制造業的產業集聚水平低于0.4025時，產業集聚對制造業自主創新具有顯著的正向作用，其系數為0.0163 且在5%的置信水平下是顯著的；當制造業產業集聚水平大于0.4025但小于1.0818時，其系數為負但在10%的置信水平下是不顯著的；當產業集聚水平處于1.0818-1.5209之間時，產業集聚對制造業自主創新具有顯著的負向作用，即過高的產業集聚會對制造業自主創新產生抑制作用；而當產業集聚超過1.5209時，產業集聚依然負向作用于制造業自主創新，但此時是不顯著的。全國產業集聚水平存在門檻值的原因可能是產業集聚過程的初期所產生的競爭效應、規模經濟效應以及知識技術溢出效應具有顯著的正外部性且占據主導地位，從而使產業集聚對制造業自主創新具有正向促進作用，但隨著產業集聚水平的逐步提高，大量的企業注入，會產生擁擠效應，造成成本上升、環境污染、交通堵塞等一系列問題，從而不利于營造良好的創新環境，使得產業集聚負向作用于制造業自主創新。

表4 全國門檻效果檢驗

注：P值和臨界值均采用bootstrap法反復抽樣1000次所得到的結果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。

表5 全國門檻回歸結果

在其他控制變量中，研發人員投入對制造業自主創新具有顯著的正向作用。23個制造業行業中大多是勞動密集型產業，勞動者的知識水平不高，技術人才較少，隨著研發人員的大量投入，會改變其勞動力結構，從而有利于推動制造業自主創新的提高。外商直接投資對制造業自主創新產生顯著的負向作用，過多的投資會使企業產生技術依賴，這也符合產業集聚的鎖定效應。市場化程度對制造業自主創新產生了顯著的正向促進作用，市場化水平越高意味著資源配置效率越高，其全要素生產率也越高，也就越有利于制造業自主創新的提升。對外開放水平對制造業自主創新具有正向的促進作用，但其未通過10%的顯著性水平檢驗。人力資本是指知識和技能的積累，自主創新的提高關鍵還是靠人才的積累，因此隨著人力資本的增加，制造業自主創新水平也會得以提高。金融發展水平正向作用于制造業自主創新且在10%的顯著性水平下是顯著的，眾所周知企業的創新成本是很高的，發達的金融水平可以為其提供資金支持，降低創新成本。經濟發展水平與實物資本都負向顯著作用于制造業自主創新，其中經濟發展水平前的系數無限接近于0，表明其對制造業自主創新的影響是可以忽略不計的；而實物資本則對制造業自主創新具有一定的抑制作用，實物資本的增加會促進勞動密集型產業的發展，但明顯勞動密集型產業已經嚴重制約著制造業的自主創新，而創新亟需的是人才、技術和先進的管理，這與實物資本理論是相悖的。

2.東部地區門檻回歸模型的實證檢驗結果

由表6可知，就東部地區而言，其單一門檻、雙重門檻、三重門檻均在1%的顯著性水平下是顯著的。根據其顯著性水平，本文選擇三重門檻進行分析，其門檻值分別為0.6203、1.0324、1.5522，其門檻回歸結果如表7所示。

表6 東部地區門檻效果檢驗

注：P值和臨界值均采用bootstrap法反復抽樣1000次所得到的結果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。

表7 東部地區門檻回歸結果

從表7的門檻回歸結果來看，當東部地區的制造業產業集聚水平低于0.6203時，產業集聚對制造業自主創新具有顯著的負向作用，其系數為-0.0244且在1%的置信水平下是顯著的；當制造業產業集聚水平大于0.6203但小于1.0324時，其系數為-0.0085 且在10%的置信水平下是不顯著的；當產業集聚水平處于1.0324-1.5522之間時，產業集聚對制造業自主創新具有顯著的負向作用，其系數為-0.0223；而當產業集聚超過1.5522時，產業集聚依然負向作用于制造業自主創新，且在10%的置信水平下是顯著的。東部地區制造業產業集聚均負向作用于制造業自主創新，也說明東部地區制造業產業集聚對自主創新具有抑制作用，其原因可能是東部地區的制造業產業集聚水平普遍高于全國平均水平，產業集聚所產生的“擁擠效應”和“技術鎖定效應”較為明顯。雖然都是呈現負向作用，但是其作用大小是不一樣的，呈現出先降后升再降的趨勢。

在控制變量方面，除對外開放水平、金融發展水平之外，其他控制變量的呈現結果與全國總體相一致，但外商直接投資與人力資本水平未通過顯著性水平檢驗。就東部地區而言，對外開放水平正向作用于制造業自主創新，其系數為0.0135；金融發展水平對制造業自主創新的作用系數為負，但未通過10%的顯著性檢驗。

3.中部地區門檻回歸模型的實證檢驗結果

由表8可知，就中部地區而言，其單一門檻、雙重門檻、三重門檻均在1%的顯著性水平下是顯著的。根據其顯著性水平，本文選擇三重門檻進行分析，其門檻值分別為0.4006、0.5301、0.7106，其門檻回歸結果如表9所示。

表8 中部地區門檻效果檢驗

注：P值和臨界值均采用bootstrap法反復抽樣1000次所得到的結果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。

表9 中部地區門檻回歸結果

從表9的門檻回歸結果來看，當中部地區的制造業產業集聚水平低于0.4006時，產業集聚對制造業自主創新具有顯著的正向作用，其系數為0.0092且在5%的置信水平下是顯著的；當制造業產業集聚水平大于0.4006但小于0.5301時，其作用系數為-0.0034，且在10%的置信水平下是不顯著的；當產業集聚水平處于0.5301-0.7106之間時，產業集聚對制造業自主創新的作用系數為正，但不顯著；而當產業集聚超過0.7106時，產業集聚對制造業自主創新的正向作用進一步降低，其不顯著性也在逐步增強。大致來看，中部地區制造業產業集聚正向作用于制造業自主創新且隨著產業集聚水平的不斷上升，其作用系數也在降低，但其不顯著性也在逐步增強。究其中部地區產業集聚水平存在門檻值的原因可能是產業集聚的過程也伴隨著知識溢出效應向“擁擠效應”和“技術鎖定效應”轉變的過程，但總體來看，中部地區產業集聚的知識溢出的正向外部性要大于“擁擠效應”的負外部性，但隨著產業集聚水平的不斷提高，這種正向趨勢也在逐漸消失。

在控制變量方面，就中部地區而言，外商直接投資對制造業自主創新具有顯著的正向作用；市場化程度作用于制造業自主創新的系數為負且在1%的置信水平下是顯著的，表明市場化程度對中部制造業自主創新有抑制作用；對外開放水平前的系數為-0.0035 且在10%的置信水平下是顯著的，表明中部地區的對外開放水平負向作用于制造業自主創新，其原因可能是隨著對外開放水平的提高，會有大量的外來資金、人才等生產要素注入，從而會使本地企業人力資本水平整體偏低，從而削弱其自主創新能力；人力資本水平前的系數為0.004，但不顯著；金融發展水平對制造業自主創新的影響作用迥異于東部地區，其對制造業自主創新有正向的促進作用；經濟發展水平對制造業自主創新作用系數為正，但其系數無限接近于0,因此可以忽略不計；其他變量與上述相一致。

4.西部地區門檻回歸模型的實證檢驗結果

由表10可知，就西部地區而言，其單一門檻、雙重門檻在1%的置信水平下是顯著的，而三重門檻是在10%的置信水平下顯著。根據其顯著性水平，本文選擇二重門檻進行分析，其門檻值分別為0.2808、0.3902，其門檻回歸結果如表11所示。

表10 西部地區門檻效果檢驗

注：P值和臨界值均采用bootstrap法反復抽樣1000次所得到的結果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。

表11 西部地區門檻回歸結果

從表11的門檻回歸結果來看，當西部地區的制造業產業集聚水平低于0.2808時，產業集聚對制造業自主創新具有顯著的正向作用，其系數為0.0532；當制造業產業集聚水平大于0.2808但小于0.3902時，其作用系數為-0.0268，且在1%的置信水平下是顯著的，表明此階段的產業集聚水平對制造業自主創新有抑制作用；而當產業集聚超過0.3902時，產業集聚對制造業自主創新的抑制作用進一步降低，且在1%的置信水平下是顯著的。西部地區的產業集聚水平出現門檻值的原因可能是前期隨著產業集聚水平的提高，其規模經濟效應、知識技術溢出效應和競爭效應較為顯著，對制造業自主創新有著積極的推動作用；但西部地區因脆弱的生態條件和薄弱的基礎設施，其承載值遠遠落后于東部和中部地區，因此其產業集聚水平一跨過0.2808，產業集聚就開始負向作用于制造業自主創新。隨著產業集聚水平的進一步提高，其負向作用逐漸降低，其可能是國家政府對于西部地區的資金、人才以及政策支持。

在控制變量方面，就西部地區而言，外商直接投資對制造業自主創新作用系數為正但不顯著；市場化程度作用于制造業自主創新的系數為正且在5%的置信水平下是顯著的，表明市場化程度對中部制造業自主創新有積極的推動作用；對外開放水平前的系數為0.0113且在5%的置信水平下是顯著的，表明西部地區的對外開放水平與制造業自主創新，呈現出正向促進的作用；人力資本水平前的系數為0.0012，但不顯著；金融發展水平前的系數為0.0255且在1%的置信水平下是顯著的，表明其對制造業自主創新有積極的正向促進作用；經濟發展水平對制造業自主創新作用系數為負，但其系數無限接近于0,因此可以忽略不計；其他變量與上述相一致。

五、 結論及政策建議

1.相關結論

一是制造業自主創新的一階滯后期對當期的制造業自主創新有著積極的正向促進作用，存在較大的“慣性”。

二是產業集聚對制造業自主創新的影響并非是線性的，其存在最優集聚度。當產業集聚水平低于最優值時，產業集聚的規模效應、知識技術溢出效應占主導地位，對制造業自主創新的提高有積極的推動作用；當產業集聚水平超出最優值時，產業集聚的“擁擠效應”、“技術鎖定效應”開始占據主導地位，使得產業集聚區發生土地價格上漲、交通擁擠、環境污染、成本上升、惡劣競爭等現象，從而會抑制制造業的自主創新。

2.政策建議

因此根據上述結論，政府要將產業集聚控制在合理的范圍之內，避免擁擠效應的出現；在制造業行業要大量吸引高科技人才進入，鼓勵企業進行人才培養，促進產學研一體化發展；產業集聚內多吸引外資企業入駐，鼓勵集聚區內本地企業多與外資企業交流，學習其管理經驗和先進技術；當然，還需要充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，適當提高市場準入門檻；政府也需要出臺相關政策措施，加大對知識產權的保護，完善知識產權市場。

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