制造業集聚與區域經濟增長的異質性特征
——基于要素投入視角的門檻效應分析

曹永琴，周孝倫

（1.上海社會科學院應用經濟研究所，上海，200020；2. 上海社會科學院研究生院，上海，200235）

一、引言

受“新冠”疫情沖擊，全球經濟增長遭遇短期停擺。2020年政府工作報告中指出：“無論是保住就業民生、實現脫貧目標，還是防范化解風險，都要有經濟增長支撐，穩定經濟運行事關全局。”當前，產業結構面臨轉型升級，實體經濟也開始進入新舊動能轉換的階段，研究不同階段實體經濟對經濟增長作用的內在機制是當前緩解經濟下行壓力、提出行之有效的經濟發展政策的重要前提。當前，制造業在區域間的分布與工業化初期大大不同。在長三角一體化、上海自貿區新片區以及深圳建設中國特色社會主義先行示范區等國家重大戰略的支持下，東部地區未來將重點發展如生物醫藥、集成電路、新能源、智能網聯、5G等高新技術和戰略新興產業，實現制造業由勞動密集型向技術密集型產業的率先升級；中、西部省份在承接東部省份傳統制造業梯度轉移之余，大力發展各地區具有比較優勢的產業。產業向空間的轉移實則改變了地區之間要素投入的結構，是要素空間再配置與優化的過程（孫曉華等，2018），因而進一步研究制造業集聚對地區經濟增長的地區異質性不僅具有重要的意義，還能夠為區域經濟發展的不平衡、不充分問題提供一定的研究思路。

本文試圖從人力資本、投資和技術投入這三類要素投入變化的層面探究中國制造業集聚程度對集聚地經濟增長的影響機制。在人力資本投入的層面，Lucas（1988）指出經濟增長的原動力來自人力資本積累的溢出作用。制造業集聚對地區人力資本影響來源于兩個層面，首先是經濟集聚吸引外圍勞動力流入。Krugman（1991）提出的“中心—外圍”模型指出在規模經濟、不完全競爭、運輸成本和外部性等條件下，廠商與消費者會出現區位選擇行為。對于勞動力來說，聚集區域可以提供更多的就業崗位，拿到更高的工資，消費更多種類的商品。但區域經濟過度集聚會提高運輸成本和貿易成本增加，同時土地租金也會不斷上升，最終導致產業向外圍擴散。進一步地，過度集聚會引起城市擁擠，導致通勤成本和中心區域居住成本增長，推動勞動力向城市的郊區擴散。

從吸引投資的角度看，制造業集聚會通過正負雙重效應影響投資。一方面，產業集聚區域往往存在區位和基礎設施和政策優勢，形成規模經濟，投資收益率較高，吸引企業增加投資。集聚縮短了企業之間、企業與銀行之間的空間距離，增加了企業與銀行之間的信息交流，降低了由于信息不對稱和代理人等問題產生的投資成本，有利于企業投資。另一方面，隨著投資的增加，集聚的負外部性也在不斷凸顯，導致投資邊際效益不斷減少，促使資金流向投資回報更高的區域。

制造業集聚還能夠通過推動技術進步對經濟增長產生作用。Arrow（1962）認為技術進步是促進經濟增長的內在動力，Romer（1986）在Arrow的基礎之上，認為內生的技術進步是經濟增長的唯一源泉。技術進步主要依賴于研發投入和知識外溢。一方面，制造業的空間集聚縮短了上下游企業之間的距離，有利于企業之間互相交流。另一方面，勞動力的集聚加速了知識外溢效應，企業會爭相模仿，并逐漸強化自身技術水平，提高企業的勞動生產率。然而集聚往往還會導致企業的惡性競爭，這會抑制企業增加研發投入。Aghion（2005）認為企業研發與企業規模之間存在倒U型關系，即隨著集聚的不斷強化，大企業會對區域研發市場等資源進行搶占，減少了中小企業的生存空間，遏制中小企業的異質性創新，導致技術創新漸漸趨同，降低了區域創新活力。此外，技術不斷進步會提高研發門檻最終導致中小企業減少研發投入。

本文認為，制造業的集聚對人力資本、投資和技術進步的經濟效應既有正向推動作用，同時也存在由于過度集聚帶來的負外部性，從而對集聚區內經濟增長的影響呈現倒U型的經濟效應。本文的主要貢獻有三方面：第一，本文以人力資本、投資和技術進步作為中間機制，構建了制造業集聚對經濟增長非線性影響的邏輯一致的解釋框架。第二，本文從地區的角度，使用我國260個地級市面板門檻回歸模型，擬合了不同地區的經濟增長隨制造業集聚程度的變化的拐點，討論了各地區在門檻值左右兩側經濟增長的變化趨勢，從而揭示了制造業集聚的地區異質性特征。第三，本文探討了經濟轉型和制造業遷移背景下，制造業集聚對地區經濟增長的作用機制，為提出促進各地區差異化經濟增長的長效機制提供政策依據。

本文余下的安排是：第二部分對已有文獻進行回顧和評述；第三部分是本文實證模型的構建和變量解讀；第四部分對制造業集聚對地區經濟增長的是否存在非線性效應首先進行基準回歸，并進一步使用面板門檻模型測算門檻值，討論門檻值兩側制造業集聚對經濟增長的效應是否存在地區差異化特征；第五部分檢驗了制造業集聚對經濟增長非線性作用的影響機制；第六部分是本文的結論和政策建議。

二、文獻評述

現有關于產業集聚的經濟效應的研究主要聚焦于以下兩個方面：一是產業集聚對全要素生產率或經濟增長的作用及機制研究；二是產業集聚對地區差距的影響。在第一類文獻上，現有的研究對產業集聚與經濟增長的相關關系究竟是線性還是非線性的并沒有達成一致的結論。Ottaviano和Pinelli（2006）用人口密度衡量經濟集聚，發現集聚對于芬蘭經濟增長具有正向的促進作用，但是也有部分學者研究認為產業集聚與經濟增長是負向關系（Broersma和Oosterhaven，2009）。隨著集聚經濟研究的進一步發展，有的學者發現產業集聚與經濟增長之間并不是簡單的線性關系。發現經濟活動的空間集聚和經濟增長之間的關系遵循倒U型曲線，即區域的經濟空間聚集先上升后下降（Martínez-Galarraga等，2008；林伯強，2019）。楊浩昌等（2018）認為產業集聚通過促進知識或技術溢出和技術擴散來促進全要素生產率的提高，進而促進經濟增長。崔宇明等（2013）研究發現產業集聚主要是通過促進技術進步提升全要素生產率，但對技術效率的影響并不明顯。劉軍等（2010）認為差異產生的原因是產業集聚程度的不同導致的外部規模經濟、技術外部性和金錢外部性的差異，驗證了我國的產業集聚增長呈倒N型，并處于中間階段。王燕和徐妍（2012）使用制造業行業面板數據，研究制造業產業集聚的門限效應，發現產業集聚存在規模邊界，資源性和中低技術行業有較低的集聚水平低和較高的集聚效應。王麗麗和范愛軍（2009）認為空間集聚與全要素生產率之間存在顯著的門限效應。

在第二類文獻的研究層面上，范劍勇（2006）認為產業集聚帶動地區勞動生產率的提高，使集聚地與非集聚地之間經濟發生極化效應。由于不同地區客觀條件的差異，產業集聚促進經濟增長的能力也存在差異，東部發達地區產業集聚的增長效應更大，而西部地區產業集聚的經濟增長效應并不明顯（劉軍等，2010）。產業集聚存在空間溢出效應，較高工業生產率地區周邊省份也有較高的工業生產率（彭文慧，2013）。楊仁發（2013）指出，在制造業集聚程度和競爭水平較高的地區，由于市場競爭更加激烈，技術更容易被模仿，從而降低企業加強研發投入的積極性，導致技術進步停滯，不利于集聚地制造業勞動生產率的提高。孫元元和張建清（2017）使用2000—2012年中國30個省份的數據證明了產業集聚導致的技術進步，強化了地區差距擴大的現象。產業集聚與勞動力集聚相輔相成。在產業集聚過程中，不同技術結構的勞動力地區集聚帶來的經濟效應也不同。趙偉和李芬（2007）認為，高技術勞動力由于具有知識外溢的效應，其集聚能夠擴大地區差距，而低技術勞動力由于僅僅具備本地市場效應，其集聚會縮小地區差距。

雖然現有研究尚未深入論證產業集聚對于地方的經濟增長是否存在顯著的區域異質性。產業集聚對于經濟的增長可能在一定階段內存在顯著的正相關關系，但是一旦突破合理的范圍，可能集聚的效率會急劇降低，而不同區域之間這一合理范圍可能存在差異。本文試圖從產業集聚對投資、人力資本與技術進步的影響著手，從整體和分地區進行多個維度的實證分析，估算出分地區的制造業集聚水平拐點。全面探討制造業集聚的經濟增長效應，重點分析不同區域集聚對經濟增長效應的差異性影響。

三、計量模型構建與數據說明

（一）計量模型構建

本文參考Ciccone和Hall（1996）關于經濟密度與勞動力生產率關系的實證模型，首先構建二次函數回歸模型，以檢驗集聚是否對經濟增長具有倒U型的效應，具體如下：

其中，rjgdp代表人均GDP，agglo是制造業聚集指數，agglo2是制造業集聚指數的平方項。研究這兩項的關系，確定制造業集聚程度與經濟增長之間是否存在非線性關系。X為控制變量集合。參考以往研究，本文控制變量包括人均固定資產投資、人均研發支出、人均教育支出、人均外商直接投資、人均貨運量和人均電信業務收入。

因為經濟增長和制造業集聚之間存在雙向因果關系（即制造業集聚會促進經濟增長，反過來，經濟增長又會加劇制造業集聚）。為了避免內生性對于實證結果的影響，本文采用以下方法去除內生性。參照毛捷（2015）對內生性問題的處理方法，將所有解釋變量都滯后一期處理，阻止被解釋變量對于解釋變量的反向影響，由于滯后一期的變量已經前定，不受當期沖擊的影響，解釋變量可能與誤差項不相關，從而可以在一定程度上克服內生性問題。模型如下：

（二）變量和數據說明

本文使用2007—2016年的260個地級市數據，在這期間有很多城市行政區劃發生了變化，屬于外生力量。為了避免行政區劃變動對研究結果產生偏差影響，我們剔除了期間變動較大的城市。另外還有部分城市數據缺失，我們也將剔除該類城市。本文中用到的數據來自歷年《中國統計年鑒》《中國區域年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國城市建設統計年鑒》以及各省各年度統計年鑒，共260個城市樣本。1由于部分城市的數據缺失，本文剔除了廣東省汕頭市，海南省三沙市、儋州市，山西省呂梁市，內蒙古烏海市，黑龍江雙鴨山市，新疆吐魯番市、哈密市、克拉瑪依市，寧夏吳忠市、固原市、中衛市、石嘴山市，甘肅省嘉峪關市、金昌市、白銀市、天水市、武威市、張掖市、平涼市、慶陽市、定西市、隴南市，云南昭通市，廣西百色市，陜西省銅川市、延安市、安康市、商洛市，青海海東市，西藏拉薩市、林芝市、山南市、昌都市、日喀則市，貴州省畢節市、銅仁市。只保留了260個地級及以上城市。

1.本文選用各個城市的人均實際GDP來衡量經濟增長。文章后面要對各地區的異質性進行分析，由于各地區之間人口，經濟規模相差較大，不能直接進行橫向比較。采用人均GDP可以將各地區之間進行互相比較。

2.核心解釋變量。制造業聚集指數（agglo），區位熵是衡量產業集聚的一種常用手段，本文選用制造業集聚指數來衡量制造業的集聚程度。

其中mit為i地區在t時刻的制造業總產值，mt為t時刻全國制造業總產值，eit指i地區t時刻國民總產值，Et為t時刻全國總產值。

3.其他控制變量。人均實際固定資產投資（lnasset），根據C-D生產函數，固定資產投資是經濟增長的一個重要原因，本文將其作為一個控制變量。人均實際教育支出（lnedu），根據新經濟增長理論，人力資本是經濟增長的重要推手，隨著我國的經濟結構轉型升級，人力資本在我國經濟發展中的作用越來越重要。本文采用人均教育經費支出來衡量各地區的人力資本水平。人均實際研發支出（lnrd），根據經濟增長理論，研發活動會通過促進技術進步從而促進經濟增長。本文選用人均科研支出來衡量當地的研發力度。人均實際利用外資（lnfdi），制度因素對于一個地區的發展具有重要的影響，不同地區的制度不同也是產生差異的一個原因。我國實行的擴大開放的政策即是增加經濟對外交流，增加經濟活力。由于各市的進出口數據不易獲得，本文選用人均外商直接投資額來衡量當地的對外開放程度。人均實際電信業務收入（lninfor），在信息化時代，信息基礎設施的建設對于經濟發展有巨大的推動作用，本文選用人均電信業務收入來衡量各地區信息基礎設施投入水平。人均貨運量（lntrans），在商品經濟社會，貿易對于經濟的發展有著重要的推動作用，利用物流將原材料輸入，再將生產好的商品運出。本文采用各地區的人均貨運量衡量交通發達程度。由于數據原因，本文選用主要的公路運輸和水運總量來代理貨運量。

本文人均年實際（lnrjgdp）、人均實際固定資產投資（lnasset）、人均實際教育支出（lnedu）、人均實際研發支出（lnrd）、人均實際利用外資（lnfdi）與人均實際電信業務收入（lninfor）均以2007年為基期，進行消脹處理。其中使用指數進行平減、固定資產投資使用固定資產投資價格指數進行平減，其余變量使用進行平減。

下面介紹本文實證研究中的變量如表1：

表1 主要變量的描述性統計

四、模型檢驗及結果分析

（一）制造業集聚與經濟增長的非線性基準回歸與穩健性檢驗

我們利用方程（2）式對制造業聚集指數等因素與經濟增長之間進行實證檢驗。利用Hausman檢驗，確定應該使用固定效應模型。因為個體固定效應只能排除不隨時間變動的個體不可觀測因素所可能導致的內生性問題。為了盡可能地避免遺漏偏誤，本文加入了控制變量集合。除此之外，一些制度性的因素可能會同時影響這些變量（比如知識產權保護、貿易壁壘等），因而本文進一步加入城市和時間虛擬變量的交互項以排除該類不可觀測因素的影響。因此本文選用個體—時間雙向固定效應模型估計（見表2）。

基本回歸結果如表2中模型（1）—（3）所示。模型（1）中沒有放入任何控制變量，檢驗制造業集聚水平與經濟增長之間是否存在非線性關系。結果顯示，制造業集聚的一次項估計系數為正，而二次項系數為負，并且回歸均通過了1%的顯著性檢驗，表明制造業集聚與經濟增長之間的倒U型關系基本成立；模型（2）檢驗了制造業集聚與經濟增長的線性關系，為了避免回歸偏誤，回歸中加入控制變量，回歸結果顯示，制造業集聚能夠有效地擴大經濟規模，制造業集聚水平提高1%，人均GDP增加0.012%，回歸結果在5%的水平上顯著；模型（3）是模型（2）的基礎上，進一步加入制造業集聚變量的二次項，以檢驗二者是否仍熱存在非線性的因果關系。回歸結果依然顯示制造業集聚變量的一次項回歸系數為正，二次項回歸系數為負，并且回歸均通過了1%的顯著性檢驗，表明在控制了各類與地區經濟增長相關的因素后，制造業集聚程度的不斷增加對經濟規模有著倒U型的影響，即制造業在集聚初期會首先促進經濟增長，但隨著集聚規模的不斷擴大，經濟增長率會降低，達到一定的集聚規模經濟規模不再擴大，在此之后若制造業繼續集聚反而會降低經濟規模。這一結果表明，制造業過度集聚會降低經濟損害經濟產出。模型（1）—（3）的基本回歸結果支持了本文提出的理論假設。

表2 制造業集聚對于經濟增長的影響及穩健性檢驗

注：括號中為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

進一步地，本文參照錢學鋒等（2012）的方法，使用集聚變量的滯后項作為工具變量來盡可能的去除內生性對回歸的影響，并通過以下3種替換解釋變量和樣本范圍的方式進行穩健性檢驗：參照范劍勇（2006）的做法，并結合本文的研究目的，使用制造業就業人口密度衡量制造業集聚水平，回歸結果參見表2模型（4）；我國四個直轄市無論經濟發展水平還是制造業集聚程度都占比很高，為了排除極端樣本的影響，將四個直轄市數據剔除后再將剩余樣本進行回歸，結果見表2模型（5）；2008年金融危機對于制造業沖擊很大，為了排除2008年金融危機的外省沖擊導致樣本在2008年前后的突變，本文使用2008年之后的樣本再次進行回歸，具體結果見表2模型（6）。

回歸結構結果顯示，首先，Kleibergen-Paap rk LM和Kleibergen-Paap Wald rk F檢驗拒絕了工具變量識別不足和弱識別的原假設，表明本文選取的工具變量較為合理。模型（4）顯示使用非農就業人口密度作為制造業集聚的代理變量后，回歸結果表明制造業集聚與經濟增長仍然呈現顯著的倒U型關系，表明基準回歸是穩健可靠的；剔除四大直轄市樣本后，制造業集聚與經濟增長的倒U型關系仍然顯著成立[模型（5）]；剔除2008年以前的樣本，使用2009—2016年的數據進行回歸，制造業集聚與經濟增長的倒U型關系仍然顯著成立[模型（6）]。

（二）門檻回歸與地區異質性分析

上述實證分析驗證了前文中的理論分析，即制造業集聚指數與經濟增長之間呈倒U型關系，且制造業集聚對經濟增長的影響存在區域差異。為了更準確地測度集聚對各地區經濟增長影響的拐點，本文使用面板門檻方法來進一步回歸，以確定制造業集聚的門檻值，并且還區分東、中、西地區分別進行檢驗，2本文參照國家統計局標準將我國劃分為東、中、西三大區域，其中東部地區包括河北、北京、天津、山東、遼寧、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南等十一個省市，中部地區包括黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西等八個省份，西部地區包括陜西、四川、重慶、貴州、云南、廣西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內蒙古等十一個省市。從而考察各地區制造業集聚的異質性經濟效應。Hansen（1999）的非動態門檻面板回歸模型克服了傳統門檻條件研究方法的不足，不僅能夠估計出具體的門檻值（即我們要估算的制造業集聚平衡點），還可以對集聚平衡點的顯著性和有效性進行檢驗。具體回歸模型見公式（3）：

其中，γ是門檻值，本文中為制造業集聚拐點，I()為指標函數；其他變量與（1）式里相應變量的含義相同。我們利用格點搜索法不斷嘗試制造業集聚拐點的可能取值，并得到最佳估計值γ*，此時回歸的殘差平方和最小。本文依次檢驗單門檻、雙重門檻和三重門檻模型。進行單門檻檢驗時，原假設認為不存在門檻值，備擇假設是存在一個門檻值，檢驗統計量。雙重門檻檢驗時，原假設是只存在一個門檻，備擇假設是存在雙重門檻，以此類推。在完成門檻檢驗之后，按照門檻值對樣本進行分組，并對不同分組內門檻效應的大小進行比較分析。本文參照已有的做法（Wang,2015），分別從全國和分地區層面利用方程（3）式進行門檻檢驗，采用自抽樣法，反復抽樣300次，得出門檻值以及F值和P值（表3）。其中，東部地區和西部地區只存在單門檻，東部地區的門檻值為0.494，西部地區的門檻值為1.214；全國層面和中部地區均存在雙重門檻值，全國層面的回歸結果顯示門檻值為0.366和0.516，中部地區的門檻值為1.001和1.643。

表3 門檻值估計結果

表4 門檻模型回歸結果

注：括號中為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

確定全國與分地區層面的門檻值后，本文接下來再進行門檻模型檢驗（表4）。在這一部分回歸中，本文根據回歸的對象不同將樣本值分為不同的區間，其中，全國和中部地區層面分為三個區間，分別用agglo_1、agglo_2、agglo_3表示。對于全國層面的回歸，agglo_1表示制造業水平小于0.366，agglo_2表示制造業水平介于0.366和0.516之間，agglo_3表示制造業集聚水平大于0.516；對于中部地區的回歸，agglo_1表示制造業水平小于1.001，agglo_2表示制造業水平介于1.001和1.643之間，agglo_3表示制造業集聚水平大于1.643；東部地區與西部地區分為兩個區間，分別用agglo_1、agglo_2表示，對于東部地區，agglo_1表示制造業水平小于0.494，agglo_2表示制造業集聚水平大于0.494；對于西部地區，agglo_1表示制造業水平小于1.214，agglo_2表示制造業集聚水平大于1.214。

從回歸結果上看，模型（1）表明，在全國層面上，當制造業集聚水平小于0.366時，agglo_1的回歸系數是0.449，并且回歸結果在1%水平上顯著，說明制造業集聚在這段區間中，制造業集聚會顯著地促進經濟增長，擴大地區經濟規模；當制造業集聚水平介于0.366和0.516之間時，agglo_2的回歸系數是0.101，表明制造業集聚水平每提高1%，經濟增長水平就提高0.101%，與agglo_1的回歸系數相比，在這一區間內，制造業集聚對經濟增長的促進作用在減弱，但此時仍是正向的促進作用；當制造業集聚水平大于0.516時，制造業集聚對經濟增長影響（agglo_3）的估計系數是-0.090，回歸結果在1%水平上顯著。這一結果表明，在全國層面，制造業集聚首先會快速促進中國經濟增長，當集聚程度達到0.366這一閾值時，制造業集聚對經濟增長的促進作用會減緩，當集聚程度超過0.516時，制造業出現過度集聚的現象，過度集聚反而會損害經濟增長，不利于長期經濟可持續發展。從模型（1）的結果來看，全國層面制造業集聚與經濟增長之間仍是符合倒U型非線性相關關系，與本文上述回歸結果保持一致。

按照國家統計局的分類標準將樣本分為東、中、西三個部分，考慮分地區異質性，模型（2）中對于東部地區，當制造業集聚水平低于0.494時，agglo_1的回歸系數為0.591，且回歸結果在1%的水平上顯著，說明制造業集聚在這段區間會顯著促進經濟增長；當集聚水平高于0.494時，agglo_2的回歸系數是0.233，表明制造業集聚水平每提高1%，經濟增長水平就提高0.233%，與agglo_1的回歸系數相比，在這一區間內，制造業集聚對經濟增長的促進作用在減弱，但此時仍是正向的促進作用。這說明對于東部地區，制造業集聚會快速促進經濟增長，但當集聚程度超過0.494時，制造業集聚對于經濟的促進作用會減弱。其主要原因是隨著制造業集聚的水平不斷增加，集聚所產生的負外部性逐漸凸顯，研發投入、人力資本以及投資逐漸減少，對于經濟的促進作用逐漸減弱。

模型（3）中對于中部地區，當制造業集聚水平小于1.001時，制造業集聚對于經濟增長是一個正向的促進作用；當集聚水平介于1.001和1.643之間以及大于1.643時，制造業集聚對經濟增長是抑制的作用，agglo_2和agglo_3分別是-0.166、-0.106，在1%水平上顯著。這一結果表明，對于中部地區，制造業集聚首先會快速促進經濟增長，當集聚程度達到0.001這一閾值時，制造業出現過度集聚的現象，過度集聚反而會損害經濟增長，不利于長期經濟可持續發展。從模型（4）的結果來看，西部地區制造業集聚與經濟增長之間也是符合倒U型非線性相關關系，模型（4）中對于西部地區，當集聚水平小于1.214時，制造業集聚對于經濟增長是一個正向的促進作用，系數為0.235，在10%的水平上顯著；當集聚水平大于1.214時，制造業集聚對于經濟增長變為負向影響。這一結果表明，在西部隨著制造業集聚水平不斷地增加，當集聚程度超過1.214這一閾值時，制造業集聚對于經濟增長由促進變為抑制，雙方之間滿足倒U型非線性相關關系。

在控制變量層面上，實證結果表明固定資產投資（lnasset）和人力資本水平（lnedu）兩個變量的估計系數在東中西部均在1%水平上顯著，且均為正數，這說明增加固定資產投資以及人力資本水平的提高能夠顯著地促進經濟增長，這與經典經濟理論一致。研發支出（lnrd）對應的估計系數在東、中、西部均為正，但是在西部不顯著，也說明了研發對經濟增長起到促進作用，但由于西部地區高新技術企業集聚較少，并且研發支出本身具有一定的時滯性，因而研發支出的增加對西部地區經濟增長并不明顯。外商直接投資的估計系數在中、西部均為正，但是在東部為負且顯著。首先，東部地區是率先工業化的地區，在沿海省份，尤其是長三角、珠三角地區已經逐漸進入工業化后期，不再像工業化初期需要通過引進外資來促進技術擴散，而是進入了自主研發階段。另外，外商直接投資還存在擠出效應，在一定程度上會替代國內投資，抑制當地技術進步和生產率增長。但中國的工業化階段在地區之間存在顯著的差異性，制造業近幾年來逐漸向內陸地區遷移，部分中部省份和大多數西部省份仍然需要依靠引進外資來推動技術進步，因而外商投資這一指標表現出對中、西部地區經濟增長有顯著的促進作用。交通和信息基礎設施建設的兩個變量的估計系數均不顯著，說明當前，這兩個變量與其他經濟變量相比，對經濟增長的作用相對較弱。

綜上所述，相較于中、西部地區，東部地區的制造業集聚對于經濟增長的負面效應更小，在門檻值的右側對經濟增長的促進作用有所減弱，但仍然表現出促進經濟增長的現象；而中、西部省份在門檻值兩側均由對經濟增長的促進作用轉變為抑制作用。從實證結果看，雖然部分發達省份已經向高端服務業轉型，但制造業仍是東部省份經濟增長的中堅力量，只是制造業集聚對經濟增長的貢獻有所降溫。具體分析其背后的原因，主要與東部地區制造業轉移和結構升級相關。產業轉移一般發生在經濟發展的不同階段中，當前勞動密集型行業轉出地集中在長三角、珠三角地區；資本密集型制造業的轉出地主要為長三角地區、廣東省、東北三省、北京和天津等地；技術密集型行業的轉出地則主要集中在中部省份和珠三角地區。可知，北京、上海和廣東三個制造業最發達的地區都正經歷三類產業的轉出（孫曉華等，2018）。由于東部地區傳統要素的競爭優勢逐漸喪失，傳統制造業在東部省份難以存活，逐漸向內陸地區轉移，一方面帶動內陸地區工業化快速發展，另一方面倒逼東部省份制造業結構轉型升級。尤其是廣東與上海，現階段制造業主要以集成電路、生物醫藥、新能源等高端制造為主，是一支貢獻經濟的新力量。但由于高端制造業需要一定的技術研發投入，并且需要互聯網、大數據、創新鏈等新型生產要素的整合，研發生產周期較長，這與傳統制造粗放拉動經濟初期快速增長的方式大相徑庭，因而對于東部省份，制造業達到門檻值時，制造業由傳統產業向高端制造業轉型導致對經濟增長的拉動作用放緩。而中、西部地區的制造業仍然以傳統制造業為主。傳統制造業需要大量的勞動力、資本與土地等傳統生產要素，這對于中西部地區來說當前具有明顯的比較優勢，因而傳統制造業在短期內能夠快速帶動地區經濟增長。然而，隨著傳統制造業在中、西部地區不斷集聚和中、西部地區經濟的發展，中西部地區也會像東部地區一樣逐漸喪失成本優勢，若未來中西部地區制造業未能順利形成產業升級，則會抑制地區經濟的發展。

五、制造業集聚的影響機制實證檢驗

上文重點檢驗了制造業集聚對地區經濟增長的倒U型關系，并且還通過門檻模型將全國和中、東、西三個地區制造業集聚經濟效應的拐點測算出來。本文接下來進一步通過實證檢驗來回答“為什么制造業會對經濟增長產生倒U型的效應？”這一問題。本文在此檢驗制造業集聚是否通過人力資本、投資和技術創新這三個渠道對經濟增長產生非線性的效應。此處參照前文對內生性問題的處理方法，將所有解釋變量都滯后一期處理，從而過濾掉被解釋變量對于解釋變量的反向影響。

本文先分別建立制造業集聚水平與人力資本投入（agglord）、投資（aggloedu）和研發投入（aggloasset）三個交互項，進行城市—年份固定效應回歸。此處本文使用人均教育經費度量人力資本，使用人均固定投資費用度量投資，使用人均研發支出度量技術創新，回歸結果見表5模型（1）—（3）。制造業集聚水平與研發投入、人力資本投入和投資的交乘項均為負，表示制造業集聚水平的增加隨著人力資本投入、投資和研發投入的不斷增加，促進經濟增長的能力在逐漸降低。這說明制造業集聚與人力資本水平、投資與技術進步三個要素具有協調效應，最終會削弱對經濟的貢獻。

進一步地，本文參照楊本建,黃海珊（2018）以人力資本水平、投資和技術進步三類投入要素作為被解釋變量進行回歸，從而識別這三類要素是否存在中介效應。

根據內生增長理論，研發支出會促進技術進步，促進經濟增長。模型（4）回歸結果顯示，制造業集聚水平與研發支出呈倒U型，在集聚水平較低的時候，隨著集聚水平增加，研發投資就會增加；而超過一定值時，集聚水平增加會導致研發投資減少。這說明，研發投資效應確實在制造業集聚與經濟增長的互動中發揮了作用。當制造業集聚水平較低時，集聚水平增加使得研發投資增加，進而促進經濟增長；而當集聚水平較高時，會使研發投資減少，進而抑制經濟增長。根據前文的機制分析，產業集聚會使集聚區域的人力資本提升，當集聚超過一點，反而會抑制人力資本提升。模型（5）回歸結果顯示，制造業集聚水平較低時，集聚水平增加會提升人力資本，當集聚水平超過臨界值時，制造業過度集聚反而會抑制人力資本的提升，從而抑制經濟增長。制造業在集聚的過程中由于規模經濟和正的外部性，使得集聚區域投資收益較高，吸引資金流入。隨著集聚水平的增加，投資邊際收益逐漸下降，集聚產生的擁擠效應也促使資金流向其他收益更高的區域。由模型（6）的回歸結果顯示，制造業集聚水平較低時，集聚水平增加會促進固定資產投資，進而促進經濟增長；當制造業集聚水平超過臨界值時，進一步集聚同樣會抑制對實體經濟的投資，從而抑制經濟增長。

綜上所述，制造業集聚不僅會通過與三類生產要素產生協同作用，削弱對經濟增長的促進作用，制造業集聚還會通過影響三類生產要素的投入，進一步對經濟增長產生倒U型的非線性關系。因而這三類生產要素不僅存在協同效應，還存在中介效應。

表5 影響機制分析

注：括號中為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

六、結論和政策建議

本文利用2007—2016年的我國260個地級市面板數據，實證驗證了制造業集聚對地區經濟增長的非線性效應，并進一步從人力資本水平、投資和技術進步三類要素投入的角度解釋了發生這種非線性效應背后的經濟機制。本文的主要研究發現為：第一，隨著制造業向區域集聚的程度增加，地區經濟增長并不是線性增長，而是先增長后下降，二者呈現倒U型的相關關系。第二，進一步使用面板門檻回歸發現，全國層面存在雙重門檻，分別為0.366與0.516。當制造業集聚水平介于0.366和0.516之間時，經濟增長速度放緩；當制造業集聚水平大于0.516時，集聚對于經濟增長由的效應呈現相反方向，抑制經濟增長的作用，印證了基準回歸中制造業集聚與經濟增長的倒U型關系。東部地區門檻值為0.494，制造業集聚水平在門檻值兩側都是促進經濟增長，但是大于門檻值時對經濟增長的促進作用有所放緩。中部地區具有雙重門檻，門檻值分別為1.001與1.643，當集聚水平大于1.001時，制造業集聚對于經濟由正向促進作用轉為抑制作用；當門檻值大于1.643時，中部地區制造業集聚的對經濟增長的抑制作用反而有所緩解。西部地區的門檻值為1.214，當集聚水平大于1.214時，集聚對于經濟增長的影響也由促進轉為抑制，說明在中、西部地區制造業集聚與經濟增長之間存在倒U型關系。第三，一方面，技術投入、人力資本水平和投資增加時，制造業集聚對經濟增長的促進作用會下降，說明三類投入要素具有負向協調效應；另一方面，制造業集聚會導致集聚區域內的上述三類要素投入先增加后減少，具有中介效應，進而對經濟增長產生非線性影響。

根據以上的結論，本文認為：

第一，中部部分省份和西部地區制造業基礎設施和配套仍然落后，導致部分中、西部省份無法順暢承接東部省份傳統制造業轉移，尤其是部分西部偏遠省份。因而首先應加大中、西部地區的基礎設施建設，營造更好的集聚環境，更好地承接東部地區的產業轉移。同時，對于中西部地區也要發展符合自身優勢的特色產業，中、西部大部分地區的制造業集聚水平還未到門檻值，通過對中、西部基礎設施建設，吸引東部的制造業轉移并發展自身具有優勢的特色制造業，但應將集聚水平控制在合理的范圍。無論東部制造業轉型地區還是中、西部以勞動、資本密集型為主的制造業集聚地，吸引人才和資本流入、培育地區人力資本積累、增加研發投入等要素對于自身經濟發展有著重要的意義。

第二，政府可進一步減少因戶籍制度限制等原因造成的人口遷移或流動障礙，加大欠發達地區公共服務供給的力度，提高東部發達地區高品質的公共服務以吸引人才流入，推動發達地區制造業向技術密集型轉型，提高欠發達地區制造業生產效率。

第三，地方政府可根據自身產業特征的需要，對相應產業類型提供政府引導資金加以扶持，有針對性地進行稅收補貼、返還等形式的稅收優惠政策以吸引高質量資本流入。此外從全國層面來看，還應進一步完善稅收制度，優化稅制結構，逐漸提高直接稅占比，降低企業稅收“痛感”。

第四，我國經濟結構面臨轉型，國家提出“中國制造2025”鼓勵高新技術制造業的發展，生物醫藥、集成電路、新能源、智能網聯等都是未來要發展的戰略產業，所需要的最重要的投入要素就是研發投入。研發經費除了企業自籌之外，還要引導形成政府財政支持、金融機構貸款及社會資金等多方面的融資體系；政府還要加大研發費用加計扣除政策的力度，使企業能夠將更多的資金投入研發；進一步發揮高新技術區的作用，促進高新技術產業集聚，利用規模經濟效應更好地發展高新技術產業。