制度質量與高技術產業集聚
——基于面板門檻模型的實證研究

尤瑞玲

（常州工學院經濟與管理學院，江蘇 常州213022）

一、引言

中國經濟發展進入由高速增長向高質量增長的過渡時期，為實現經濟發展新舊動能轉換，推動制造業向全球價值鏈高端邁進，順利實施創新驅動的國家發展戰略都離不開高技術產業的快速發展。但是，中國的市場機制還不完善，政府為加快高技術產業發展先后采取了政策傾斜，各地區的制度質量也存在一定差異。依據新制度經濟學理論，良好的制度質量能夠降低資源在區域上配置的內生交易費用，引導人才、技術、資金在地區間合理流動，提高生產要素的生產率[1]。

高技術產業集聚是資金、技術、知識、人才等生產要素向某個特定地理區域內不斷匯聚的一個過程，其集聚速度的高低取決于促進創新活動開展和人的潛能充分發揮的制度質量，以及高技術產業發展中產業結構失衡、國際合作、投融資機制等問題的解決[2]。吳敬璉(1999)在《制度高于技術》中提出，決定一個國家或地區高技術產業發展快慢的最重要因素，不是物質資本的數量和質量，而是與人力資本創新潛能發揮相關的經濟結構和產業政策等制度環境。相對來說，高技術產業之所以能夠快速發展，就在于世界各國經過多年探索都采取了種種優惠措施和政策，在加快高技術產業集聚發展行程里有一套比較有效的投資、產權和激勵制度。例如，風險投資制度和有限合伙制度既解決了高技術產業的融資難題，又為產業發展提供了風險和收益分析、管理、咨詢等服務[3]。當然，高技術產業的發展更離不開優惠的稅收政策、政府的貸款擔保和資金扶持等，金融、創意、教育、文化等制度密集型產業對高技術產業發展同樣起著至關重要的作用。所謂制度密集型產業，即對制度環境敏感的產業。這些產業交易的頻度高，因而交易的合同或契約會比較多；在生產或交易過程中涉及的人比較多，道德風險也比較大。所以，這些產業高度依賴于制度對產權的保護和對合同法的執行效果。而且這些產業的沉淀資本少，流動性大，也是它們對制度環境敏感的一個重要原因。

從現有研究文獻來看，眾多學者根據新經濟地理理論和傳統的經濟地理理論，借用對制造業集聚水平影響因素的研究方法，研究知識溢出、區位條件、規模經濟等因素對高技術產業集聚水平差異的影響。那么，制度質量究竟對城市高技術產業集聚水平提高會產生何種影響，是正相關還是負相關，會產生多大影響呢？基于這些問題，文章在控制GDP、市場、FDI、人力資本、基礎設施等經濟地理和新經濟地理因素的基礎上，將制度質量引入到高技術產業集聚水平的計量分析模型中，衡量制度質量對高技術產業集聚水平的影響程度。筆者選取2001-2017 年全國142 個城市為樣本，構建面板數據門檻模型，通過識別和檢驗門檻閾值來劃分制度質量的發展階段。然后進行分區間回歸，揭示出制度質量與高技術產業集聚水平提高之間的非線性關系，避免了主觀劃分制度質量發展階段導致的回歸誤差。此外，根據計量分析結果能夠客觀評價中國城市發展的制度環境，為制定高技術產業發展政策提供理論依據，進而為中國高技術產業快速增長、參與全球分工、優化調整地區產業結構以及邁向全球價值鏈高端提供決策參考。

二、研究綜述

高技術產業集聚是以降低交易費用為目的的制度安排，制度安排在高技術產業集聚過程中起著決定作用。與其他產業相比，由于高技術產業對自然資源依賴性低、規模收益遞增和正外部性，更容易趨向于集聚布局，形成高新技術產業區，如硅谷、筑波、新竹等。從既有的研究文獻看，制度對產業集聚的影響，主要體現在公共政策、知識保護產權、交易成本等方面，公共政策在高技術產業發展中扮演著重要角色。一是制度對產業發展的影響。Acemoglu 和Helpman 等從技術和投資的角度研究了不同國家契約制度差異對勞動生產率的影響，進而影響一個國家的產業比較優勢。Batisse and Poncet 提出地方保護對中國制造業集聚的影響顯著。Coe，Helpman and Hoffmaister 在實證研究中發現，制度差異既影響技術溢出效率，又影響技術溢出過程。Gereffi 在對商品鏈組織與區域勞動分工實證研究中發現，中國制造業已完全融入全球價值鏈體系，由購買商驅動的商業鏈組織對產業集聚具有顯著的促進作用。中國區域間產業布局不均衡，與東部地區相比，地方保護僅對中西部地區產業集聚的影響顯著[4]。二是政府、公共政策對高技術產業集聚的影響。Kim&knaap 認為優越的地理位置、便利的基礎設施和政策傾斜是中國經濟活動向東部沿海地區集聚的重要因素。政府通常會通過完善基礎設施、優化創新環境以及制定相關政策加速高技術產業集聚。同時，政府作為科技創新體系的有機組成部分，對高技術產業投融資、高技術人才引進、科技創新成果轉化也起著重要作用[5]。此外，從中國高技術產業發展歷程來看，國家的不平衡發展戰略、稅收政策、產業政策是造成區域間高技術產業集聚差異的重要原因[6，7]。三是制度環境對高技術產業集聚及其溢出效應的影響。Nishimura and Okamur[8]運用229 家小公司的R&D 生產力時發現，單一的產業集聚對R&D 的促進作用不顯著。為提高區域企業的R&D 效率，要拓展協作集聚網絡。一個地區的制造業行業的集聚水平與國有產業比重成正比，與利稅率的高低成反比。

綜上所述，現有研究探討了制度環境與高技術產業發展以及創新績效的關系，一定程度上反映了制度環境對高技術產業發展的重要性，但制度質量差異對城市高技術產業集聚程度影響的研究較為欠缺。由于中國地域廣闊，城市間的資源環境、區位條件、經濟發展水平及產業政策都存在較大差異，這決定了不同城市具有不同的高技術產業集聚優勢、創新環境和制度質量。為此，文章通過構建制度質量與高技術產業集聚的面板數據模型，利用門檻回歸模型驗證制度質量與高技術產業集聚的關系。文章的創新之處在于：一是從影響高技術產業集聚的政策和契約制度出發構建制度質量指數，這樣構建的制度質量指數更適用于高技術產業發展；二是在研究手法上選取中國142 個地級市為研究對象，利用面板數據門檻回歸模型進行經驗驗證，準確刻畫制度質量與高技術產業集聚的非線性關系。

三、研究假設

根據新制度經濟學理論，制度質量的提高能夠促進高技術產業集聚，進而降低企業間的交易費用使城市間的產業分工不斷細化、完善。當然，高技術產業集聚的過程中會產生許多共性制度需求，城市內促進產業集聚的制度質量能夠降低交易費用，在城市制度質量不斷完善的過程中高技術產業能夠得以快速發展[9]。從高技術產業全球價值鏈分工體系看，高技術產業的國際分工與制度質量優劣也基本一致，良好的制度質量能夠促進高技術產業的要素集聚，并不斷完善高技術產業體系進而提高其集聚水平[10]。不僅國際上產業分工的日益深入得益于制度質量的提升，城市間的產業競爭行為也可以從制度質量的視角進行研究。制度質量較高的地區往往具有完備的公共服務或基礎設施，如教育、交通和醫療等、更高的市場開放度、優美的環境以及較高的社會保障能力，這些因素對區域經濟穩定增長具有至關重要的作用，也是高技術產業健康成長的保障。良好的制度環境是高技術產業快速成長的最優“土壤”，也能夠使技術創新“自然”生長[11，12]。由于高技術產業對制度環境的擇優選擇，其技術創新成果會更快的適應市場并推廣應用。技術創新水平較高的高技術產業對制度環境的要求“苛刻”：較高的城市化水平、完善的社會保障和中介服務、完備的產權保護制度體系等。一個城市的市場化程度越高，就越能夠充分發揮市場機制對資源配置的主導作用，政府對產業發展的干預會相應減少，行業的市場進入和退出容易，則全要素生產率會得到提高[13]。在考慮制度質量地區異質的前提下，非國有經濟的發展、對外開放程度、城市化水平、知識產權保護以及信貸資金分配的市場比等制度都會影響當地高技術產業集聚的比較優勢。為深入研究制度質量與高技術產業集聚水平提高的門檻效應，應確定是否存在制度質量的影響，故提出研究假設。

假設H1：制度質量的高低與一個城市的高技術產業集聚水平之間存在著顯著相關關系。

制度質量的提高是高技術產業集聚水平提高的充分而不必要條件，制度質量的作用相對滯后，然而高技術產業集聚水平的提高并不完全依賴于制度質量的作用，其他途徑同樣可以實現產業集聚，例如產業政策的調整、吸引外資、對外貿易政策傾斜等。但高技術產業集聚區的持續、穩定發展必然需要制度質量的日益完善，進而提高資金、技術、人才等要素集聚，最終提升高技術產業對經濟發展的推動作用。在假設1 的基礎上，可以進一步在研究高技術產業集聚區發展的過程中，制度對其集聚水平的提高是否存在門檻特征。

假設H2：制度質量與城市高技術產業集聚水平之間呈非線性關系。

制度質量對高技術產業集聚水平的影響存在門檻值，在門檻閾值前后二者間的關系變化顯著。從邏輯上看，主要存在以下幾方面的原因：第一，制度質量對高技術產業集聚水平的影響在門檻閾值前后出現了突變。制度質量改進的過程中通過循環累積作用產生溢出效應，進而增強了其對高技術產業集聚水平提高的促進作用，其促進作用在門檻值前后顯著不同。也就是說，一個城市高技術產業集聚發展不可能勻速進行的，可能存在一個或幾個躍升的“拐點”。第二，可能在某一階段，制度的完善對高技術產業集聚水平提高的影響不顯著，或者呈負相關關系。由于制度的發展涉及到復雜博弈，制度質量的提高存在一定成本且其效果具有滯后性使得制度的完善在短期內收效甚微。此外，由于信息獲取的不完備、不及時，當制度質量處于“不確定性”階段時，其優勢不明顯甚至不存在。第三，隨著制度質量的持續提升，它對高技術產業集聚的邊際貢獻將逐漸降低，當制度質量達到較高的門檻閾值后，它對推動高技術產業集聚水平的促進作用會變得不顯著。

四、模型設定、變量說明

1. 門檻模型的設定

根據以上理論分析可知，當制度質量處于不同的發展階段時，一個城市的制度質量與高技術產業集聚水平之間呈顯著的非線性特征，即在門檻值前后呈不同的相關關系。根據研究需要，文章選用面板數據門檻模型、合理的制度質量和樣本城市進行研究。

由于人為劃分制度質量發展階段存在一定的偏差，文章采用Hansen(1999)的面板門檻模型，根據門檻值來劃分制度質量區間，進而在研究不同區間內制度質量與高技術產業集聚水平提高之間的關系。首先，設定單一面板門檻模型，可根據情況擴展到雙重面板門檻模型。其設定如下：

式(1)中，i 表示城市，t 表示年份，y 為被解釋變量代表高技術產業集聚水平，Insit表示制度質量，亦為主要解釋變量，Wit為門檻變量，γ 為門檻值，H 代表示性函數，符合相應條件時H 取值為1，否則取值0。Xit代表對高技術產業集聚水平影響顯著的一組干擾變量，包括FDI、基礎設施水平、人力資本、政府科技投入、交通運輸便利程度等。μi為個體差異，εit為隨機干擾項。單一門檻模型認為存在且僅存在一個門檻值，但是，計量分析結果可能會出現兩個以上門檻值。如果存在兩個門檻值，可以將門檻變量分為三個區間進行分組檢驗，以此類推，其模型構建不再列出。

2. 門檻模型的假設檢驗

（1） 門檻效應的顯著性檢驗

檢驗式(1)中的β1和β2是否存在顯著性差異，H0：β1=β2為原假設，H1：β1≠β2為備選假設，這樣，就得到了F 統計量的似然比檢驗(LR test)統計量：

其中，S0為在原假設H0下得到的殘差平方和。F1統計量的分布是非標準的，故Hansen 提議采用Bootstrap（自抽樣法）來獲得其漸進分布，基于此結構的P 值也是漸進有效的。

（2） 門檻值γ 的一致性檢驗

顯著性檢驗完成后，利用Hansen(1999)的方法估計出門檻值γ 以后，并對門檻值γ 進行一致性檢驗。原假設為：H0：=γ0，備選假設為：H1：≠γ0。由式(2)可得似然比檢驗(LR)統計量：

若存在LR1(γ)＞c(α)，則拒絕原假設，α 代表顯著性水平，據此畫出似然比檢驗圖，觀察門檻值的置信區間及拒絕域。

3. 變量說明

（1） 被解釋變量的測定

在眾多的衡量產業集聚度的指標中，區位熵是測度高技術產業在區域集聚度和專業化水平的常用指標。其計算公式如下：

其中，θi為某城市高技術產業的產值（或就業人數）；∑θi為該城市的總產值（或就業總人數）；Ei為全國高技術產業的總產值（或就業人數）；∑Ei為全國的總產值（或總就業人數）。

（2） 門檻變量的選取

制度質量的度量沒有一個特定的標準，作為一個比較復雜的體系，它涉及到各種制度的質量衡量，衡量的方法也不盡相同，其價值體現在競爭力、收入差距、政治治理、社會和諧及企業家活動等方面。現有文獻在研究地區之間的制度質量差異時，代理變量多選用可觀測的經濟變量。張莉、黃漢民、郭蘇文(2014)[1]選用產權關系、對外開放程度、政府效率和合約實施制度質量等四個指標衡量各地區的制度環境。肖利平、郭熙保(2011)選取市場化指數、民營經濟的發展、法治環境、經濟外向度和政府干預等指標作為制度質量的代理變量。借鑒樊綱的市場化指數[14]，文章構建的制度質量變量由政府對市場的干預程度、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、專利保護與法律環境五方面的指數構成。由于難以區分各個指數重要程度的差異，文章選取它們的算術平均值作為城市制度質量指標的值。制度質量指標體系的構建見表1。

表1 制度質量指標體系

為了使制度質量及各分項指標跨年度可比，文章將基期年份設定為2000 年，并對2000 年的各單項指標進行標準化處理，使其最大值為10，最小值為0，跨年度變化后其值可能大于10 或小于0。其計算公式如下：

其中，t 表示所計算指標的年份，下標的(0)i 指標在基期年份的值。此外，城市的傳統文化、價值觀、倫理道德和風俗習慣等非正式制度也會影響高技術產業的選址、生產與經營，而且非正式制度能夠降低交易費用、促進生產協作、獲得規模經濟、降低不確定性獲得比較優勢。由于數據可得性問題，文章沒有將這些反映城市非正式制度差異的變量納入計量模型。

（3） 控制變量

參考現有的研究文獻，選取影響高技術產業集聚水平的因素即人均GDP、人力資本、科技投入、郵電收入、基礎設施等為控制變量。2001-2017 年的人均GDP、郵電收入和科技投入以2000 年為基期進行平減后，并取對數處理。人力資本是反映城市要素市場發育程度的指標，用每萬人大學生人數表示。基礎設施是高技術產業集聚的基本要求，用每萬人擁有公共汽車、出租汽車數量表示。

4. 樣本選擇及數據來源

文章選擇的樣本城市為國家級高新技術產業園區所在的城市，其中包括省會城市、直轄市、計劃單列市以及一部分地級市等142 個城市，涵蓋了所有的省會城市、直轄市、計劃單列市以及擁有國家級高新技術產業開發區的地級市，對研究主題具有代表性和研究價值。被解釋變量、控制變量和門檻變量計算過程中所用到的數據來自2001-2018 年《中國城市統計年鑒》以及各市2001-2018 年的《統計年鑒》。

五、計量分析與結果說明

首先，采用靜態面板數據模型來驗證制度質量對高技術產業集聚水平的影響；然后，用面板門檻模型估計門檻值γ；最后，根據門檻值對樣本進行分組回歸。

1. 制度質量與高技術產業集聚水平的提高

運用Stata16.0 計算以上各變量的AIC 和BIC 信息準則，其膨脹因子的平均值為2.43，最大值為2.87，最小值為2，遠低于指標值10，基本上可以排除變量間存在多重共線性的情況。首先對數據進行隨機效應和固定效應回歸，然后進行Hausman檢驗，根據檢驗結果，確定應該使用固定效應模型。此外，為了避免異方差對面板數據的干擾，對回歸結果又進行了穩健性標準誤差估計。

從表2 的實證分析結果來看，制度質量對城市高技術產業集聚水平的影響顯著為正。具體來看，在對控制變量人均GDP、人力資本、郵電收入、基礎設施和科技投入等逐一添加實施控制的過程中，制度質量對高技術產業集聚的影響表現為穩健的正相關關系，且保持較高的顯著性水平。表中的最后一列列出了考慮異方差的估計，結果表明制度質量的作用依然是穩健的。可以得出以下結論，制度質量的提高可以改善營商環境、提高政府工作效率、降低不確定性、吸引高技術人才集聚、提高高技術產業資源配置效率，通過高技術產業的持續集聚形成城市經濟發展的比較優勢，增強高技術產業的經濟競爭力，進而驗證了假設H1。

表2 制度質量與高技術產業集聚水平的提高

2. 基于門檻模型的估計

在假設H1 得到驗證以后，進一步構建面板數據門檻模型來檢驗假設H2。首先，利用Stata14 估計門檻閾值并進行顯著性檢驗；然后，為考察閾值前后的非線性關系，使用門檻閾值進行分組回歸，并深入檢驗不同制度維度的門檻效應；最后，深入分析中國城市的制度質量與門檻閾值的相對關系。

（1） 門檻值的估計

為了確保制度質量對高技術產業集聚水平影響的門檻值估計的真實性，首先應檢驗是否存在門檻閾值，即門檻效應是否顯著；若存在，就需要依據門檻閾值的數目確定門檻模型的具體形式。然后，依次按照不存在門檻、存在1 個、2 個或3 個門檻值的假定，逐一對式(1)進行估計。為消除個體效應的影響，文章在對式(1)進行組內去心處理的基礎上，采用面板數據固定效應模型估計出解釋變量的估計值和殘差平方和，再用格柵搜索方法篩選出最小殘差平方和所對應的門檻值。最后，運用門檻值的F 統計量和P 值（利用BOOTSTRAP 法得出） 分別對模型的門檻值進行顯著性檢驗，見表3，對其進行顯著性檢驗的目的是為了將門檻值的估計值與真實值進行比較，檢驗二者是否存在顯著區別，零假設為不存在門檻值。

表3 門檻效應的顯著性檢驗

從表3 可以看出，單一門檻效果在5%水平上顯著，雙重門檻在1%水平上顯著，雙重門檻的門檻值分別為8.385 和11.89。顯然，使用雙重門檻模型可以較好地描述門檻變量和被解釋變量的關系變化，并且適當降低自由度的損失。

（2） 對門檻值的檢驗

利用Stata16.0 繪制似然比函數(LR)圖以便清楚地呈現門檻值和置信區間的構造過程，門檻閾值(Ins)的估計值是LR 等于零時的取值，在文章的雙重門檻模型中分別是8.385（見圖1） 和11.89（見圖2）。為了保證雙重門檻模型回歸的合理性，分別對門檻值進行顯著性檢驗和真實性檢驗，即進一步考察門檻值與其他可能的臨界值是否存在顯著差異。圖1 和圖2 的似然比函數圖清晰地呈現出了門檻估計值的大小及其相應的置信區間。

圖1 第1 個門檻值和置信區間

圖2 第2 個門檻值和置信區間

Hansen(1999)提出并首次運用BOOTSTRAP 構建漸進分布和似然比統計量LR，在學術界得到了普遍認可和廣泛運用。在95%的置信水平下如果門檻估計值對應的置信區間過大，說明門檻估計值不準確，存在一定偏差；反之，則說明門檻估計值是可以接受的，應拒絕解釋變量門檻值不存在的假設。在似然比函數圖1 和圖2 中，實線為似然比統計量LR，圖中虛線以下部分為95%置信區間下的似然比門檻值，門檻值為LR 無限趨近于0 的點。結合顯著性檢驗結果，模型中兩個門檻值的95%的置信區間是在LR 值小于5%顯著性水平下的臨界值7.35（對應圖中的虛線） 所構成的區間，其足夠小，處于原假設范圍內，說明門檻值是真實的。

（3） 不同制度質量區間樣本的描述性統計

根據這兩個門檻值，可以將制度質量劃分為三個區間：制度質量較低（0≤ins≤8.385）、制度質量中等（8.385≤ins≤11.89） 和制度質量較高（ins≥11.89）。根據制度質量劃分的區間列出各區間內樣本數合計見表4，制度質量較低的樣本百分比為45.5%，制度質量中等的樣本百分比為43.8%，制度質量較高的樣本百分比為10.7%。將東北地區、東部地區、中部地區和西部地區進行對比來看，東北地區、中部地區和西部地區的制度質量較低的樣本比例較高；東部地區制度質量中等的樣本所占比例最高，為50%；制度質量較高的樣本主要集中在東部地區。從總體上看，制度質量較低和中等的樣本百分比分別為45.5%和43.8%，制度質量較高的樣本百分比僅為10.7%，說明為加快高技術產業集聚，推動產業結構升級，中國城市的制度環境需要持續改善。

3. 基于門檻值的分組估計結果與分析

得到門檻閾值后，文章利用雙重門檻模型將制度質量分為低（小于等于8.385）、中（8.385 與11.89 之間）、高（大于等于11.89） 三個區間分別進行回歸估計見表5。從六個控制變量的估計結果來看，人均GDP、科技投入和人力資本與高技術產業集聚水平呈顯著正相關，人均道路面積、郵政電信收入與高技術產業集聚水平呈顯著負相關，市場潛力與高技術產業集聚呈負相關但不顯著。

文章構建雙重門檻模型的核心是在搜索出制度質量強度門檻的基礎上考察不同制度質量區間內制度質量對高技術產業集聚水平的影響，表5 中Low、Middle 和High 分別表示在較低、中等、較高三個制度質量區間的估計結果。在制度質量較低的區間，制度質量對高技術產業集聚水平的影響在1%的置信水平上呈顯著正相關關系，說明在高技術產業發展初期，制度質量對高技術產業集聚的促進作用比較顯著。在制度質量中等區間，制度質量與高技術產業集聚水平的影響依然在1%的置信水平下呈顯著的正相關關系，但系數(0.073155)高于較低區間的系數(0.42803)，說明制度質量跨過第一個門檻值后，對高技術產業集聚水平提高的促進作用明顯增強。然而，跨過第二個門檻值后，制度質量對高技術產業集聚水平提高的影響在1%的顯著性水平下降低到0.018376，也就是當制度處于較高水平時，對高技術產業集聚水平提高的促進作用降低了。從雙重門檻模型的分組回歸結果來看，兩個門檻值將制度質量與高技術產業集聚水平分隔成了三段互不相同的關系，呈現出了制度質量與高技術產業集聚之間的非線性關系，驗證了研究假設H2。

表4 不同制度質量區間按四大經濟區排序的樣本數合計

表5 基于門檻值的分區間估計

六、結論

文章對制度質量的門檻值、制度質量與高技術產業集聚水平提高的關系及其在門檻值前后的關系變化進行了深入探討。通過對我國142 個城市進行實證研究，證實了制度質量對高技術產業集聚水平提高的影響存在2 個門檻值。實證結果表明：

通過將控制變量逐一添加實施控制的過程中發現，制度質量對高技術產業集聚度的影響一直在較高的顯著性水平下保持著正相關關系。說明隨著制度質量的提高，能夠降低高技術企業生產與經營的內生交易費用，提高高技術產業的集聚水平。一個城市的制度質量越高，政府的工作效率就越高、對外開放程度也越高、公共服務也比較便利、生產要素的流動性也較強，越能夠吸引高技術企業向該城市遷移與集聚。

利用面板數據門檻模型估計門檻閾值，對其顯著性進行檢驗，結果表明，雙重門檻在1%的水平下顯著，單一門檻在5%的水平下顯著，三重門檻不顯著。雙重門檻模型的估計結果將樣本分三個區間分別進行回歸，兩個門檻值將制度質量對高技術產業集聚水平的影響分隔成了三段互不相同的關系，說明制度質量對高技術產業集聚度提高的呈非線性關系。

通過對門檻模型回歸結果的統計，在四大經濟區域中，制度質量較高區間的樣本主要位于東部地區，制度質量中等區間的比例也是東部地區最高達到50%。東北地區、中部地區和西部地區則以制度質量較低區間為主體，極少數年份達到制度質量較高區間。形成這樣的格局主要是由于東部地區區位優越、經濟發達、人力資源豐富，政府注重完善制度環境，提高市場化水平。

制度質量的提高為中國培育高技術產業集群、提高自主創新能力、向價值鏈高端攀升、優化產業結構提供了有力支撐。黨的十九大報告指出，要加快完善社會主義市場經濟體制。社會主義市場經濟體制的完善需要加強經濟、法制、知識產權保護等配套服務的制度性建設，提高公共機構和中介組織的服務質量。市場經濟體制的完善是一項系統工程，涉及到政治、經濟、法制、社會文化等方面，其中必然伴隨制度變遷、制度環境的改善及制度質量的提高。因此，文章的實證研究利用制度門檻機制可以破解制度質量提高的代價問題。從制度質量與高技術產業集聚水平提高的關系看，中國目前正處于制度質量收益期，為保證制度質量的穩步上升應重視以下幾方面：優化政府管理制度，為高技術企業營造良好的成長環境；遏制地方保護政策，加強產業發展的地理分工；放松價格管制，發揮市場機制的主導作用；創新企業投融資制度，開放資本市場。