制造業集聚變遷與地區綠色全要素生產率提升

紀玉俊，亓春曉

(1.中國海洋大學 經濟學院， 山東 青島 266100；2.教育部人文社會科學重點研究基地中國海洋大學海洋發展研究院， 山東 青島 266100)

一、引言

關于我國發展的歷史方位的論述是：“經過長期努力，中國特色社會主義進入了新時代，這是我國發展新的歷史方位。”“在貫徹新發展理念，建設現代化經濟體系”方面則指出：“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。”[1]我國是一個大國，不同地區的經濟發展存在著較大差異，從空間角度來說，我國經濟的高質量發展更多的是體現在地區經濟的高質量發展層面，而在新時代背景下高質量發展的一個重要體現則是綠色全要素生產率。改革開放以來，制造業集聚及其空間格局變遷對于促進我國區域生產率的提升發揮了重要作用，在我國經濟進入新時代的背景下對此應如何認識？對這一問題的回答，不僅關系到如何客觀評價過去制造業集聚的區域生產率效應，更為重要的是關系到在新時代背景下如何重塑制造業集聚的空間格局以實現綠色全要素生產率的提升。

制造業集聚作為區域經濟發展的重要推動力，是學術界關注的重點。近些年來，隨著經濟發展大環境不斷出現新變化，如“振興東北老工業基地”“中部崛起”“西部大開發”等區域協調發展戰略的實施，必然會對制造業集聚的空間格局產生一定影響。那么制造業集聚的空間格局發生了怎樣的改變？一些學者對制造業的集聚趨勢進行了研究，王非暗等[2]、賀燦飛等[3]認為，產業集聚的變化趨勢呈現倒U型，在拐點前制造業集聚程度加速上升，跨過拐點后開始維穩或下降，且該拐點已經顯現。Ruan等[4]、曲玥等[5]證明“雁陣模式”在中國存在且已經形成，吳三忙等[6]、石敏俊等[7]、陳景新等[8]、何大梽等[9]研究表明部分制造業已開始從沿海向中西部轉移。王群偉等[10]、陳詩一[11]、鄒秀萍等[12]、李方一等[13]、唐根年等[14]指出產業結構的變化以及產業轉移是影響地區排放績效的重要因素。基于制造業集聚在經濟發展中的重要性，其對綠色全要素生產率的提升會發揮何種作用？學術界對于兩者之間關系的經驗研究沒有得出一致的結論，潘文卿等[15]認為集聚對經濟增長具有顯著的促進作用，而張云飛[16]、邵宜航等[17]認為集聚與經濟增長存在倒U型關系，原毅軍等[18]、楊仁發[19]、張可等[20]認為集聚和污染之間呈現倒U型關系，陳陽等[21]指出制造業集聚與城市綠色全要素生產率之間存在倒U型關系。此外，黃玖立等[22]認為市場化改革影響我國的產業空間重組，在此基礎上，賀燦飛等[23]、國涓等[24]、師博等[25]研究發現市場化改革促進了省際能源效率的改善，李筱樂[26]、岳書敬等[27]認為推進市場化改革有助于集聚績效的正向發揮。

通過對相關文獻的梳理和回顧不難發現，各地區制造業的集聚水平發生了不同程度、不同方向的變化，制造業集聚水平的變化又會對經濟發展產生正向或負向的影響，但鮮有文章探討由制造業集聚水平的變化引致的集聚格局變遷會對綠色全要素生產率產生怎樣的影響。鑒于此，本文結合相關文獻，從以下幾個方面進行拓展研究：第一，從制造業集聚的絕對變遷和相對變遷兩方面，探討兩者對綠色全要素生產率的作用機制和內在路徑，從該視角為制造業集聚程度是否朝著經濟質量提升的方向發展提供經驗證據，以提升對我國制造業集聚效應的認識。第二，引入市場化這一重要制度因素作為門檻變量，探討不同的市場化程度是否會對制造業集聚變遷與綠色全要素生產率的關系產生非線性效應，并尋求如何使市場在資源配置中發揮決定性作用和更好發揮政府作用，從而使制造業集聚變遷與經濟高質量發展相匹配。

二、理論分析框架

(一)制造業集聚變遷及其對綠色全要素生產率的影響機理

在傳統貿易理論中，由亞當·斯密、大衛·李嘉圖的比較優勢理論以及赫克歇爾-俄林理論所體現出的“兩優擇其甚，兩劣權其輕”的邏輯同樣適用于產業集聚的區位選擇，各地區自身條件的差異性會導致經濟活動在空間分布上的不同。制造業首先會把區位選在具有“比較優勢”的特定地區，生產自己所需要素成本較低的產品，從而實現專業化生產，吸引更多企業集聚。根據傳統經濟地理學，要素稟賦、地理環境等自然因素常會成為影響制造業集聚的初始因素，特別是對于資源依賴性較強的制造業類別來說，先天的資源稟賦優勢會為產業集聚提供“第一桶金”，這也為最初制造業集聚格局的形成奠定了基礎。根據新經濟地理學，由于集聚帶來的規模報酬遞增，會吸引更多的企業加入到該地區來，繼續擴大集聚規模，而且產業間的前向關聯和后向關聯會產生累積效應，使起初地區間微小的差異通過累積效應不斷放大，加劇了地區間制造業集聚程度的不均衡，導致了各地區制造業集聚程度的變化幅度存在差異。相較于無優勢的地區，原先具有一定發展優勢的地區制造業集聚水平的提升幅度會更大些。集聚有兩面性，會產生規模、知識溢出等集聚效應和污染集中、惡性競爭等擁擠效應，若此時制造業集聚變遷帶來的集聚效應大于擁擠效應，則表現為對綠色全要素生產率提升的促進作用，若此時制造業集聚變遷帶來的集聚效應小于擁擠效應，則表現為對綠色全要素生產率提升的抑制作用。

產業轉移在制造業集聚變遷中扮演重要角色。產業轉移意味著制造業進行區位調整，會引致地區制造業集聚程度變動。企業是否進行遷移，取決于遷出區和遷入區成本利潤的比較[28]。當資源、勞動力、土地成本增加，產品價格低于成本或平均可變成本時，企業零利潤或面臨停產，則會進行被迫轉移，尋求利潤率高的區域。政府政策、公司戰略調整等因素也都會成為制造業向外轉移的推力。產業轉移過程中，勞動、資本密集型為主的制造業會優先轉移[29-31]。對于遷出區來說，大量制造業企業的遷出造成地區制造業集聚程度降低，削弱擁擠效應，緩解環境壓力，但同時也會存在地區競爭力下降，失業率上升的風險。若制造業轉移是為了調整產業結構、加快產業升級，把資源再配置于服務業，生產性服務業作為中國經濟高質量增長的新動能[32]，則可通過獲得“結構紅利”來彌補遷移造成的損失，提高經濟發展質量。對于遷入區來說，為承接制造業轉移，使相對“比較優勢”轉化為“競爭優勢”，以更低的成本和更高的利潤率吸引制造業遷入，這樣造成的制造業集聚程度的提高可擴大市場規模和創造就業機會，促進地區經濟發展。若在引進過程中放松環境規制，遷入區反而成了“污染避難所”，會加劇地區環境污染。另外，由于遷移成本較大、地方保護機制等原因都會使制造業遷移受阻，地區制造業集聚的變動程度較小，對綠色全要素生產率的作用可能不明顯。

(二)市場化背景下制造業集聚變遷對綠色全要素生產率的影響

產業集聚程度的變化與制度因素緊密相關，市場化改革在我國經濟發展中起著重要作用。隨著市場化進程的不斷推進，資源配置方式由以政府為主導轉變為以市場為主導，集聚則可以分為市場主導下的主動集聚和政府主導下的被動集聚。

一方面，當市場化水平較高時，市場信號靈敏，要素可以自由流通，產品可以自由競爭，制度、法律環境得到改善，企業為了追求更高的收益，會自發形成集聚。高市場化下的集聚可通過提高產權激勵的強度來調動研發主體的積極性[33]，從而推動綠色技術創新，同時節能技術在集聚區內的推進有利于節能減排，促進綠色全要素生產率的提升。市場化過程中帶來的“改革紅利”可通過調節集聚對經濟發展的擁擠效應，更好地發揮規模效應，實現經濟的可持續發展(圖1)。另一方面，當市場化程度較低時，意味著各地區政府地方保護明顯，政府干預程度較強，會影響要素稟賦的使用和限制生產要素的流動，從而影響制造業集聚變遷。具體分析，地方政府在政績考核機制和激勵晉升機制的作用下，為“保增長、保就業”，過度干預經濟發展，使市場這一資源配置方式遭到抑制。例如，政府通過財政補貼、稅收優惠等手段鼓勵“收益見效快”的污染密集型制造業的發展，這樣資本等生產要素的“被迫”流動，在帶來該地區制造業集聚程度加速提升的同時，也會造成重復建設、產能過剩、污染集中排放等，進一步加劇環境污染或加大污染治理難度。另外，地方保護作為影響市場化進程的重要阻力，會通過設置貿易壁壘減小地區間的技術交流，從而不利于綠色技術創新[34]，同時也會帶來產業結構趨同，阻礙地方專業化分工[35]。

通過以上制造業集聚變遷及其對綠色全要素生產率影響機理的分析和市場化背景下制造業集聚變遷對綠色全要素生產率影響機理的分析，本文嘗試進行綜合梳理，構建理論分析框架圖，具體如圖1所示。

圖1 理論分析框架

三、變量選取與數據說明

考慮數據的可得性、完備性，本文剔除了西藏自治區的數據，選取中國大陸地區30個省份的面板數據進行實證檢驗，樣本期設定為2006—2016年。上述凡涉及到價格的指標皆以1978年為基期，以消除通貨膨脹帶來的影響。數據來源于《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國環境統計年鑒》以及Wind數據庫。數據搜集過程中，缺失數據運用插值法進行補全。

(一)綠色全要素生產率增長率及分解項

經濟要保持可持續發展，必須在有限的要素投入下得到最大的期望產出，即獲得更高的綠色全要素生產率，本文借鑒Chung等[36]的做法，考慮經濟增長速度的同時把環境因素列入，采用基于SBM方向性距離函數的ML指數法來測算綠色全要素生產率，該方法不僅考慮了投入與產出松弛量對生產效率的影響，還無需選擇測算角度。

ML及其分解指數計算公式如下：

(1)

ML生產率指數進一步可分解為MLEC指數和MLTP指數：

(2)

(3)

(4)

表1 綠色全要素生產率評價體系

利用軟件MAXDEA Pro 6.0對2005—2016年我國大陸30個省份綠色全要素生產率的增長率(ML)進行測算，表2給出了測算結果。因為測算出來的指數為環比指數，為得到相應的絕對值，我們借鑒邱斌等[37]的調整方法，假設2005年的GTFP為1，2006年的GTFP為2005年的GTFP乘以2006年的ML指數，以此類推得到相應年份的GTFP，最終得到2006—2016年各地區綠色全要素生產率的絕對值。運用相同方法得出MLEC、MLTP的絕對值，分別表示為GEC(綠色技術效率)和GTP(綠色技術進步水平)。

表2 2005—2016年中國各省份綠色全要素生產率及其分解項年均增長率

(二)核心解釋變量及門檻變量的測度

市場化程度(MZ)：由于缺少長時間跨度的綜合性指標，本文利用各省份非國有控股工業企業的銷售產值與該地區規模以上工業企業的銷售產值的比值來表示市場化程度。若該數值越大，說明該地區的市場化水平就越高，相反市場化水平就越低。

(三)控制變量的測度

為了增強模型估計的完整性及提高擬合優度，將以下4個影響因素作為控制變量加入模型。

產業結構(IS)：隨著近年來產業結構的轉型升級，第三產業所占比重越來越大，所以本文用各地區第三產業的名義GDP占比來表示產業結構。

環境治理強度(EGI)：用各地區環境污染治理投資占名義GDP的比重來表示。環境治理強度越大，說明對污染越重視，越有利于實現經濟的綠色發展。

外商直接投資(FDI)：考慮到對外開放水平對生產效率的影響，以各省份實際利用外商投資總額占地區名義GDP的比重來度量該指標。實際利用外商投資總額的原始單位是萬美元，利用2006—2016年中美年均匯率換算為以人民幣為貨幣單位的相應數值。

道路基礎設施(UR)：用各省份的公路與鐵路里程之和除以各省份總人口來表示。數值越大，說明道路基礎設施越完善，經濟發展的硬性環境越好。

表3給出了各變量的統計性描述值。

表3 變量的統計性描述

四、基于系統矩估計的實證分析

(一)估計方法

本文重點探究制造業集聚的空間格局變遷對綠色全要素生產率的影響效應，在實證分析中建立以下面板數據模型。考慮到經濟發展是個動態變化的過程，受時間影響，生產率會存在自我強化，因此在模型中引入因變量的滯后一期作為自變量；考慮到制造業集聚變遷對綠色全要素生產率的關系可能不再是傳統意義上的線性關系，因此在模型中加入制造業集聚變遷的二次項；制造業集聚變遷和綠色全要素生產率互為因果關系會導致內生性的存在，而動態面板的廣義矩估計可以較為有效地處理變量存在的內生性、異方差等問題，廣義矩估計中的系統矩估計要比差分矩估計方法所估計出來的結果偏誤更小。因此，本文擬采用系統矩估計方法對模型進行估計，并采用Stata 14.0軟件進行具體回歸，計量結果見表4，其中Sargan和AR(2)檢驗的p值都大于0.1，表示接受原假設，即工具變量的設定恰當且不存在二階自相關。

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

其中：GTFPit、GECit、GTPit為被解釋變量，表示地區i在第t年的綠色全要素生產率、綠色技術效率、綠色技術進步；AACit和ARCit為本文的核心解釋變量，表示地區i在第t年的制造業集聚的絕對變遷水平和相對變遷水平；contritk為一系列控制變量，α0為截距項，εit為殘差項。

表4 SYS-GMM回歸結果

注：各變量括號內的數值為對應的標準差，AR(2)、Sargan統計量括號內為p值； *、**、***分別表示在10%、5%和 1%的水平上顯著

表5列出了制造業集聚在2006—2016年絕對變遷的地區分類，若該省份集聚程度呈現上升趨勢的年數大于5年，則把其分類為集聚程度正向變化一行；若該省份平均集聚程度變化大于0.045 1(模型1的拐點值)，則把其分類為集聚程度變化相對大的一列。

(二)估計結果解釋

從回歸結果看，由于經濟發展的時間慣性，當期綠色全要素生產率的變化必然會受到前一期的影響，且前一期會起到顯著的推動作用，表現為GTFP、GEC和GTP前一期的系數都在1%的水平上顯著為正。關于制造業集聚的絕對變遷，在模型1和模型2中，AAC二次項的系數分別為1.219 5、0.182 2，顯著為正數，說明制造業集聚的絕對變遷與綠色全要素生產率及綠色技術效率存在明顯的U型關系，也就是在拐點的左側起阻礙作用，在拐點的右側起促進作用。具體分析，模型1的拐點值為0.045 1，若制造業集聚的變遷幅度小于0.045 1，當該地區集聚程度增加較小，則其帶來的集聚效應小于擁擠效應；當該地區集聚程度減少較小，因制造業企業的擴散和遷移導致擁擠效應緩解所增加收益小于集聚效應減弱導致的虧損，兩者都不利于綠色全要素生產率的提升。如河北、山西、黑龍江等省份，隨著交通運輸水平和信息化水平的提高，傳統比較優勢不再明顯，分散力大于集聚力，制造業呈現擴散趨勢，經濟會面臨下行壓力。若制造業集聚程度的變動幅度大于0.045 1，當該地區集聚程度增加較大時，則其帶來的規模效應大于擁擠效應，推動綠色全要素生產率的提升。當該地區集聚程度減少較大時，如表5中的北京、天津、上海、浙江及廣東5個省份，因產業結構轉型升級的壓力，積極進行制造業轉移，發展新興產業和生產性服務業，以實現產業結構合理化和高級化，在緩解節能減排壓力的同時追求經濟發展速度。綜上所述，制造業集聚變遷會分段式地影響經濟發展。模型3中，AAC的一次項和二次項的系數都顯著為正數，所以制造業集聚的絕對變遷與綠色技術進步成線性關系，制造業集聚程度的變化會對綠色技術進步起到提升作用。制造業集聚過程中會加快知識溢出，打破壟斷局面，在競爭氛圍中激發企業創新活力；制造業擴散過程也是技術擴散的過程，會擴大綠色技術的傳播范圍，而且制造業轉移是產業發展到一定階段所必須的，會“催化”技術進步，因此變遷中制造業集聚程度的提高和減弱都會順應地區綠色技術進步的方向。

表5 制造業集聚絕對變遷的地區分類

對于制造業集聚的相對變遷來說，ARC二次項的系數都不顯著，制造業集聚的相對變遷與綠色全要素生產率的關系更適合用線性來描述。ARC的一次項系數皆為正數，ARC在1%的顯著性水平上與GTFP成正相關，其系數值為0.539 4；ARC在10%的顯著性水平上與GEC成正相關，其系數值為0.089 0；ARC與GTP成正相關，但該關系并不顯著。這說明該地區若比其他地區的集聚程度變動大，則會主要通過促進綠色技術效率這一路徑顯著地提升綠色全要素生產率。具體來說，若該地區相比于其他地區制造業集聚程度下降大，則說明其產業升級壓力大，會大力發展現代服務業和進行制造業的有序轉移或升級。現代服務業具有高附加值和高技術性特征，為創新創造了優良條件，以創新促進綠色技術效率，并通過促進綠色技術效率這一內在路徑來推動綠色全要素生產率。若該地區相比于其他地區的制造業集聚程度有大幅度提升，說明該地區在資源、市場、基礎設施、政策等方面有相對比較優勢，在制造業轉移的承接上更有競爭力，伴隨著制造業的轉移，技術和管理經驗一并轉移到新地區，實現資源的再優化配置，有助于提升技術效率，促進綠色全要素生產率的提升。

產業結構與綠色全要素生產率的關系錯綜復雜，影響系數并不顯著，但明顯有利于提高綠色技術效率，同時阻礙綠色技術進步。環境治理強度對綠色技術效率的正向影響大于對綠色技術進步的負向影響，總體表現為對綠色全要素生產率提升的促進作用。資金投入到環境保護中去，對創新資本的“擠占效應”顯現，阻礙綠色技術進步，但有利于環境保護。外商直接投資對綠色全要素生產率及其分解項皆發揮正向促進作用，且外商直接投資的增加對綠色技術進步的推動作用更明顯。在優勝劣汰機制下，FDI的流入加劇競爭，企業為占據市場地位，被動進行綠色技術革新，促進生產率提升。道路基礎設施建設對綠色技術進步的負向影響大于對綠色技術效率的正向影響，總體表現為對綠色全要素生產率提升的抑制作用。隨著道路基礎設施的完善，“冰山”運輸成本降低，企業選址自由，因分散帶來的競爭壓力減弱，創新動機下降，影響綠色技術進步。

五、市場化下的門檻效應回歸

伴隨著市場化程度的逐漸提高，制造業集聚變遷與綠色全要素生產率的關系可能會發生改變，所以為進一步探究上述關系的作用機制，把市場化程度作為門檻變量加入模型，考察市場化進程在制造業集聚變遷中對綠色全要素生產率的影響。參照Hansen[38]的研究方法，本文嘗試建立關于市場化、制造業集聚變遷與綠色全要素生產率的函數，利用門檻面板回歸方法，對門檻的個數和數值進行估計和顯著性檢驗，最終形成模型如下：

GTFPit=β0+β1AACitI(0

β3AACitI(η2η3)+∑βkcontritk+μit

(11)

GTFPit=β0+β1ARCitI(0

β3ARCitI(η2η3)+∑βkcontritk+μit

(12)

其中：MZ為相應的門檻變量，為待估門檻值，I(·)為模型的指示函數。在得到估計系數以后，需要對門檻效應的顯著性和門檻值進行回檢，進一步確定模型的門檻值個數。本文利用stata 12.0軟件，反復抽樣1 000次，依次檢驗模型的門檻數，得到門檻值所對應的F統計量、p值(表6)，表明通過檢驗。估計結果顯示，在5%的顯著性水平上，制造業集聚的絕對變遷對綠色全要素生產率的影響存在市場化程度的三重門檻效應，制造業集聚的相對變遷對綠色全要素生產率的影響也同樣存在市場化程度的三重門檻效應。

表6 門檻效應檢驗結果

注：F值和p值為采用“Bootstrap 法”反復抽取1 000次得到的最高重門檻的檢驗結果

根據表7的回歸結果，在不同市場化程度下，制造業集聚的絕對變遷與綠色全要素生產率皆成負相關關系，但作用大小有所不同。在MZ小于0.446 4的連續區間內，AAC的系數為-0.765 3，但不顯著，即此時制造業集聚程度的變動與綠色全要素生產率的關系并不明顯。當MZ處于0.446 5到0.519 5的區間內，AAC的系數值變為-9.075 1，并在1%的水平上顯著，制造業集聚的絕對變遷明顯阻礙了綠色全要素生產率的提升。因為在該市場化水平下，地方政府會對制造業集聚的變遷起主導作用，分稅制改革使政府為保護稅收基礎和就業率，有意阻礙制造業的轉移或放松企業進入條件，承接高耗能但短期效益高的制造業，制造業集聚程度的變化在帶來短期經濟效應的同時，環境問題也會接踵而至，總體上會降低經濟發展質量。當MZ的值大于0.519 5時，制造業集聚的絕對變遷對綠色全要素生產率的不利影響呈現減弱趨勢，AAC的系數值減小為-0.807 2，并在5%的水平上顯著。隨著市場化改革深化，政府減輕對經濟活動的干預力度，讓市場來平衡集聚帶來的集聚效應和擁擠效應，使要素流動更為合理、資源配置更為有效，企業競爭更為公平、企業進行科技創新的意愿增強。這種情況下制造業的集聚和擴散是市場選擇的結果，制造業集聚的空間格局重塑能更好地服務于經濟高質量發展。但同時也應當認識到，當市場化程度過高時，制造業集聚絕對變遷對綠色全要素生產率仍為負向影響。因為生態環境具有公共物品的屬性，過分強調“科斯型生態補償”是不可取的，如葛顏祥等[39]的研究發現，規模比較大、產權界定比較模糊的流域還是需要政府進行生態補償。由此，在經濟發展過程中，要理清政府和市場的邊界，在政府的規制下，有效發揮市場的生態補償作用，平衡生態服務的供需，以推動經濟高質量發展。

表7 以市場化程度為門檻變量的門檻模型回歸結果

與市場化視角下制造業集聚的絕對變遷與綠色全要素生產率的關系類似，隨著市場化程度的增強，制造業集聚的相對變遷對綠色全要素生產率的不利影響會減弱。當市場化程度低時，各地區制造業集聚程度變動大小的相對差異主要是由于政府動態博弈引起的，“晉升錦標賽”機制會扭曲政府行為，政府地方保護的動機放大，設置貿易壁壘來保護本地區制造業企業，這樣造成的市場分割會導致產業結構趨同，阻礙綠色全要素生產率的提升。當市場化水平越高時，各地區在更為開放、透明的環境下競爭，若該地區的內部軟環境、外部硬環境等明顯優于其他地區，那該地區的競爭力越容易凸顯，更能以環境承載力為限承接制造業，或更有足夠的能力進行產業升級。在這種適者生存的經濟環境中，競爭力越強的地區越有能力使制造業集聚程度朝著綠色全要素生產率提升的方向變動。

六、結論與啟示

本文基于我國30個省份的面板數據，探究了制造業集聚變遷對綠色全要素生產率的影響機制和內在路徑，同時引入市場化這一制度變量，研究不同市場化程度對制造業集聚變遷與綠色全要素生產率之間關系的調節作用。研究發現：(1)在考察期內，制造業集聚的絕對變遷與綠色全要素生產率及綠色技術效率表現為U型關系，與綠色技術進步表現為線性關系。制造業集聚的相對變遷與綠色全要素生產率及其分解項均表現為線性關系，制造業集聚的變動主要是通過影響綠色技術效率，進而對綠色全要素生產率產生影響。(2)市場化水平的提高，減弱了制造業集聚變遷對綠色全要素生產率的邊際遞減效應，或者可以說，較高的市場化程度可以使制造業集聚變遷更有利于綠色全要素生產率的提升。

結合以上主要結論，可以得到以下啟示：(1)平衡政府這只“看得見的手”和市場這只“看不見的手”的關系。深化市場化改革，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，使其通過供求、價格、競爭等機制有效配置資源，引導企業高效扎堆，用最小的投入來獲得最大的期望產出，提高經濟發展效率。更好地發揮政府作用，政府適當簡政放權，破除因地方保護帶來的改革阻力，留給市場足夠的空間發揮作用。同時放管結合，在市場失靈的地方發揮有為政府的作用。(2)制造業和服務業作為國家經濟高質量發展的兩大重要抓手，協調好兩者之間的關系，形成相互促進、相互融合的良性發展格局。各地區應該根據現階段制造業發展現狀、城市定位、市場潛力等，制定合適的制造業集聚戰略，合理有序地調整產業結構，保證制造業集聚的變動方向適應我國經濟高質量發展的要求。關于產業轉移，遷出區在轉移低效率制造業的同時，要及時調整產業結構，大力發展生產性服務業，為經濟發展注入新的動力，緩解因制造業轉移帶來的經濟下行壓力，平穩過渡到新的經濟發展階段。遷入區應加強硬環境和軟環境建設，創造地區競爭優勢來承接制造業轉移并形成集聚效應，特別是吸引高端制造業的入駐。在資源環境約束下，也要相應地提高外來制造業準入門檻，貫徹落實節能減排政策，兼顧經濟績效和環境績效，實現“雙贏”。(3)應把環境效益作為地方政府考核的重要組成部分，使地方政府重視其環境保護的職能，建立污染處理系統完備的生態園區，集中處理制造業企業的污染，減少治污成本。政府可加大研發類資金的投入，激發制造業企業創新潛力，改造傳統技術，推廣綠色節能技術，促使低端制造業集群向高端制造業集群轉變。