產業協同集聚、科技創新與經濟高質量發展
——基于知識密集型服務業與制造業的實證研究

謝阿紅，朱家明

(1.中南財經政法大學工商管理學院，湖北武漢 430073；2.安徽財經大學統計與應用數學學院，安徽蚌埠 233030)

一、引言

隨著科學技術的發展及產業革命的興起，傳統粗放型經濟發展方式難以為繼，新的經濟發展方式逐漸出現。我國的經濟發展從傳統生產要素驅動轉向創新技術驅動。當前，我國的經濟高質量發展階段已經來臨，而創新作為經濟增長的新動能，是推動經濟高質量、可持續發展的關鍵因素。知識密集型產業是創新經濟發展的動力來源，而知識密集型服務業具有高知識水平、高創新水平等特點，對創新經濟發展具有推動作用。產業數字化強調數字化等創新技術賦能以制造業為代表的傳統產業，傳統制造業向數字化制造業轉變。發展產業數字化需要高創新性行業，制造業的創新化發展需要遵循科技創新行為的區域集聚特性，推動金融業、信息傳輸與技術服務業等知識性服務業與制造業的協同集聚。知識密集型服務業與制造業的協同集聚能夠通過要素融合效應、知識技術溢出效應、產業深度關聯與互補等推動產業間的科技創新，而科技創新又會促進地區經濟高質量發展。因此，研究金融業等知識密集型服務業和制造業的產業協同集聚度與經濟高質量發展的關系，有助于了解我國經濟高質量發展驅動力，對我國經濟方式的轉變與發展也具有重要的現實意義。基于此，本文以2007—2019年我國31個省、市、自治區的面板數據為基礎，探尋我國制造業與知識密集型服務業的協同集聚度是否會影響一個地方的經濟高質量發展水平，產業協同集聚是否是通過科技創新影響經濟高質量發展的。

二、文獻綜述與研究機制分析

(一)文獻綜述

隨著產業融合不斷發展與進步，產業協同集聚對創新、經濟發展等的影響愈來愈大，學界對此展開了一系列研究。產業協同集聚是指異質性產業間關聯度較高且在空間上產生相互依賴的情況，此概念是國外學者Ellison和Glaeser[1](1997)提出的。引起產業協同集聚的因素有很多，如馬歇爾外部性、知識溢出以及政策干預等。目前，與本文研究主題最相關的文獻主要涉及兩類：一是關于產業(協同)集聚與創新的研究；二是關于產業(協同)集聚、創新與經濟增長的研究。

1.產業(協同)集聚與創新。關于此類研究，多聚焦在產業協同集聚對企業創新、城市創新能力、區域創新水平及創新效率的研究上。劉勝等[2](2019)研究發現制造業與生產性服務業協同集聚對企業技術創新具有積極影響；趙青霞等[3](2019)通過設置科技人才集聚這一門檻變量，發現當科技人才聚集大于閾值時，制造業與生產性服務業協同集聚對區域創新具有顯著促進作用，反之則具有抑制作用；紀祥裕和顧乃華[4](2020)指出生產性服務業與制造業協同集聚有利于城市創新水平的提升，且通過創新資源配置與市場規模發揮作用；原毅軍和高康[5](2020)利用R&D人員與資本流動矩陣證實制造業與生產性服務業協同集聚能夠提升區域創新效率，且具有空間溢出效應。

2.產業(協同)集聚、創新與經濟增長。產業集聚或是產業協同集聚與經濟發展的研究，主要是從經濟增長的質和量兩個維度去展開的。以國外學者為例，Ciccone[6]研究了產業集聚與經濟增長之間的關系,證實了產業集聚是歐洲5個國家經濟增長的重要助推器。目前，國內將產業協同集聚與經濟高質量發展相結合進行研究的學者較少，多數學者的研究聚焦在產業集聚與經濟高質量發展上。黃慶華等[7](2020)利用長江經濟帶107個地級市的面板數據，分析了長江經濟帶產業集聚與經濟高質量發展的關系，發現產業集聚在促進長江沿線城市經濟發展的同時，長江沿線城市環境也能得到協調發展；吳振華[8](2020)研究發現，生產性服務業與新興產業集聚對全要素生產率產生負向影響，對技術進步具有正向影響，中部地區影響最大；Aghion和Festré[9]的內生增長理論指出，技術創新是經濟增長的根本動力，學者們也逐漸將技術創新這一變量納入到產業協同集聚對經濟增長的研究中；李俊等[10](2018)通過研究技術創新在產業集聚與經濟增長之間的聯結效應,發現我國高技術產業集聚對經濟增長的影響存在拐點,而技術創新能顯著改變拐點效應的趨勢；郝永敬和程思寧[11](2019)以長江中游31個城市為例，研究產業集聚與技術創新的關聯效應對經濟發展的影響，發現制造業集聚與創新的有效互動有利于地區經濟增長，生產性服務業集聚對經濟增長具有抑制作用；呂平和袁易明[12](2020)指出生產性服務業與高技術制造業協同集聚對經濟增長具有正向作用，且是非線性的關系，同時技術創新在產業協同集聚對經濟增長的影響過程中起中介作用；金浩和劉肖[13](2021)發現高端生產性服務業與制造業協同集聚通過區域創新對經濟高質量發展的部分中介效應的強度高于傳統生產服務業與制造業協同集聚。

綜合來看，學者們對產業協同集聚與經濟增長的研究主要體現出以下特點：一是研究行業主要集中在生產性服務業與新興產業或生產性服務業與高技術產業的協同集聚上；二是在衡量經濟增長質量或經濟高質量增長時，選擇代理變量作為經濟高質量增長測度指標的占多數；三是在研究區域經濟增長問題時，只有少數學者進行了區域異質性的分析。與現有文獻不同的是，本文主要研究知識性服務業與制造業的協同集聚，且在測度經濟高質量發展水平時采用的是建立指標體系的方式，在一定程度上減少了使用單一代理變量的局限性。

(二)研究機制分析

知識密集型服務業與制造業協同集聚需要通過產業延伸、產業互補關聯、知識與技術的溢出以及資源融合四種方式才能實現，進而促進產業科技創新水平的提升，推動產業結構升級，產業結構優化將進一步促進地區經濟效益的提升。本文主要研究機理如圖1所示。

1.產業延伸效應。知識密集型服務業將專業化的服務與制造業的生產制造相契合，尤其是信息傳輸與技術服務業能夠促進制造業的產業數字化。知識密集型服務業促進制造產業鏈向專業化、高級化轉變，增加了產業鏈的附加值。同時制造業需要進行產業數字化，對知識密集型服務業的多樣化服務需求會增大，也倒逼知識密集型服務業進行產業多樣化發展。

2.產業互補與關聯效應。制造業與知識密集型服務業協同集聚能夠降低兩個行業的壁壘，進而產生行業關聯。制造業的發展需要知識密集型服務業提供多樣化服務，使知識密集型服務業積極進行行業服務與產品等的科技創新。知識密集型服務業的技術升級服務又會進一步推動制造業向高科技方向發展。制造業產業數字化程度的提高也會對經濟高質量發展產生積極影響。

3.知識技術溢出效應。單個產業的集聚可以推動產業內部的知識與技術溢出，知識密集型服務業在進行產學研合作、校企聯盟等一系列交流時，會對外部產業產生知識技術溢出效應。制造業與知識密集型服務業在投入、產出等各方面存在關聯，進而加大了知識技術溢出度，關聯度越大則知識溢出程度越高。同時區域間會產生小企業模仿另一區域高技術企業的高技術生產鏈和工藝的現象。企業會通過跨區域學習，增強自身實力。因此地理位置相近的行業也會產生知識技術溢出，而這種溢出效應會增強區域相近行業的科技創新能力，產生低成本的經濟效應，進而會推動區域的經濟高質量發展。

4.資源融合效應。兩個產業的資源通過協同集聚能夠自由流動，也進一步促進了創新資源的流動，促使高技術資源集聚。通過資源的相互融合，增加了資源配置，實現了資源共享與整合，也會進一步激發兩個產業的創新活動。

總之，知識密集型服務業的協同集聚通過知識與技術的關聯與融合，提升區域內的企業技術創新水平，進而驅動經濟高質量發展。基于此，本文提出以下假設：

H1a：知識密集型服務業與制造業產業協同集聚對科技創新產生促進作用。

H1b：知識密集型服務業與制造業產業協同集聚對科技創新產生抑制作用。

H2a：科技創新對經濟高質量發展具有促進作用。

H2b：科技創新對經濟高質量發展具有抑制作用。

H3：知識密集型服務業與制造業協同集聚通過科技創新推動經濟高質量發展。

三、研究設計

(一)模型設定

為驗證知識密集型服務業與制造業產業協同集聚對經濟高質量發展的影響機制，本文建立如下計量模型：

Hecojk=α0+α1COAjk+α2Zjk+vj+uk+εjk

(1)

上式中，Hecojk表示地區j在第k年的經濟高質量發展水平，COAjk代表地區j在第k年的知識密集型服務業與制造業產業協同集聚水平，Zjk代表模型的控制變量，vj代表省份的固定效應，uk表示年份的固定效應，εjk表示隨機誤差項。

Baron&Kenny(1986)首次提出了中介效應模型，用以驗證某一變量是否為中介變量。本文為進一步研究地區的科技創新水平是否是產業協同集聚影響地區經濟高質量發展的中介變量，與王玉燕和張雨梅等學者的做法類似，本文建立如下中介效應模型。

Tecjk=β0+β1COAjk+β2Zjk+vj+uk+εjk

(2)

Hecojk=β0+γ1COAjk+γ2Tecjk+γ3Zjk+vj+uk+εjk

(3)

由上可知，本文采用的是三步法檢驗中介效應，具體操作步驟如下：第一步是對式(1)進行回歸，如果α1顯著，表示知識密集型服務業與制造業的協同集聚水平(核心解釋變量)對地區經濟高質量發展(被解釋變量)是存在直接影響的；第二步對式(2)進行回歸，驗證產業協同集聚(核心解釋變量)對科技創新水平(中介變量)的影響(β1)；第三步對式(3)進行回歸，檢驗地區產業協同集聚水平和科技創新水平對經濟高質量發展的影響。中介效應需要滿足α1、β1及γ2三個系數必須能通過顯著性檢驗，即產業協同集聚水平對經濟高質量發展影響顯著；科技創新水平對產業協同集聚影響顯著；科技創新水平對經濟高質量發展影響顯著。在此基準下，如果γ1小于α1，且通過顯著檢驗，表明存在部分中介效應，即科技創新水平作為中介變量在產業協同集聚對經濟高質量發展的影響機制中起部分作用；若γ1未通過顯著性檢驗，則表明存在完全中介效應。存在部分中介效應的情況下，β1γ1是產業協同集聚水平通過科技創新水平產生的中介效應，γ1代表產業協同集聚水平對經濟高質量發展的直接驅動效應，中介效應與直接效應之和為總效應(β1γ1+γ1)，中介效應占總效應的比重為β1γ1/(β1γ1+γ1)。

(二)變量選取

1.被解釋變量。本文選取的核心解釋變量為經濟高質量發展(Heco)。目前學術界對這一指標的衡量主要有兩種標準：一是通過選取指標體系綜合評價得到經濟高質量發展指數；二是使用單一指標，如全要素生產率、GDP等指標作為經濟高質量發展的替代性指標。師博[14](2019)以新發展理念為基礎，構建了“創新、協同、綠色、開放、共享”五大層面的經濟高質量評價指標體系。通過構建指標體系，能夠多維度地測度各省、市、自治區的經濟高質量發展水平，得到具有實踐意義的經濟高質量發展指數。本文借鑒李光龍[15](2019)、蔣長流[16](2020)和何智勵等[17](2021)等學者的做法，利用所建立的綜合指標體系，通過熵權法測度得到經濟高質量發展指數。指標體系詳見表1。

表1 經濟高質量發展指標體系

2.核心解釋變量。對于產業協同集聚指數(COA)，本文參考李福柱[18]的做法，將知識密集型產業主要分為四個行業，分別是金融業，信息傳輸、軟件和信息技術服務業，租賃和商務服務業以及科學研究和技術服務業。本文采用區位熵指數構建單個產業的集聚指數。

Eni和Epi分別代表i地區制造業與知識密集型服務業的就業人數；En和Ep分別代表全國制造業與知識密集型服務業的就業人數；Ei代表i地區的總就業人數；E代表全國總就業人數。然后再利用式(4)計算產業協同集聚指數，用以衡量知識密集型服務業與制造業的產業協同集聚水平。

(4)

3.中介變量。科技創新(Tec)是指地區科技創新產出。本文與張可[19](2019)和周四清[20](2019)的做法類似，采用地區的人均專利授權量(件/萬人)作為衡量科技創新水平的代理指標。

4.控制變量。借鑒上官緒明與葛斌華[21]的做法,本文選取了城市規模、對外開放水平、政府干預度、交通發達度、工業化水平及人力資本水平作為控制變量，所有基準模型的指標如表2所示。

表2 面板回歸指標匯總

(三)數據來源

結合現有數據，考慮數據的全面性與可獲取性，本文選取的是2007—2019年我國31個省、市、自治區的面板數據。大部分數據來源于《中國統計年鑒》和各省、市、自治區的統計年鑒，比較特殊的指標，如電力消耗總量及城市廢水排放量來源于《中國環境統計年鑒》，進出口總額、外商直接投資及實際利用外資這三個指標是從各省、市、自治區每年的國民經濟與社會發展公報中搜集所得，各地區及全國的知識密集型服務業及制造業的就業人數來源于《中國人口和經濟統計年鑒》。本文以城鎮單位就業人數作為各行業的就業人數，以此計算區位熵指數及產業協同集聚指數。

(四)描述性分析

經熵權法測算得到31個省、市、自治區的經濟高質量發展指數。在此對被解釋變量、核心解釋變量、中介變量以及控制性變量進行描述性統計分析，詳見表3。觀察可知，對外開放水平指標的樣本標準差較大，說明各省、市、自治區的對外開放程度還是存在一定差距的；各省、市、自治區的經濟高質量發展指數存在差距，但在可觀的范圍內，相較產業協同集聚水平的樣本標準差較小。

表3 描述性分析結果

續表3：

四、實證研究

(一)基準回歸：產業協同集聚與經濟高質量發展

在進行基準回歸前，首先對樣本數據分別做了BP檢驗及Hausman檢驗。由表4的檢驗結果可知，本文的基準模型更適合用隨機效應模型，故本文選擇隨機效應計量模型進行面板回歸。

表4 檢驗結果匯總(n=403)

利用Stata.16對2007—2019年31個省、市、自治區的樣本數據進行面板回歸，得到如表5的結果。

表5 基準回歸模型結果

表5是由stata.16回歸得到的基準模型結果，列I表示的是沒有加入控制變量的回歸結果，產業協同集聚指數的系數為0.030，且在5%的水平下顯著為正，說明知識密集型和制造業的協同集聚有利于地區經濟高質量發展；列II的回歸數據是加入一般公共財政支出的對數和常住人口數的對數這兩個控制變量后的結果，產業協同集聚的系數顯示為0.041，較未加入控制變量前影響系數有增加，且在1%的水平下對經濟高質量發展具有顯著正向作用；列IV的數據是在加入兩個控制變量的基礎上，再加入對外開放水平與每萬人擁有的公路里程(交通發達度)兩個控制變量得到的結果，數據顯示產業協同集聚的回歸系數為0.042，且仍在1%的水平下對經濟高質量發展具有顯著性正向影響；列IIV基于列IV的結果再加入人力資本水平和工業化水平兩個控制變量，觀察列IIV的回歸結果可知，產業協同集聚指數在1%的水平上顯著促進地區經濟高質量發展，即為H1a假設成立。

(二)中介機制分析：產業協同集聚、科技創新與經濟高質量發展

由表6的回歸結果可知，表6的第A1列是基準回歸，與表5的第IIV列結果一致。A2列是將科技創新作為被解釋變量，產業協同集聚指數作為核心解釋變量。觀察可知，回歸系數為0.111，且在1%的水平上顯著為正，說明一地的知識密集型服務業與制造業的協同集聚可以促進科技創新，即假設H2a成立。A3列是在基準回歸基礎上加入科技創新變量，此時產業協同集聚的系數為0.326，較基準回歸的0.455有所下降，也通過了1%的顯著性檢驗。產業協同集聚系數的降低，表明了知識密集型服務業與制造業的協同集聚通過科技創新這一變量促進地區經濟的高質量發展。

表6 中介效應結果

由表7知，產業協同集聚對經濟高質量發展的影響系數0.455為總效應；產業協同集聚對科技創新的影響系數為β1(0.111)；科技創新水平對經濟高質量發展的影響系數為γ2(1.162)，則β1*γ2值即為中介效應；加入科技創新變量后，產業協同集聚對經濟高質量發展的影響系數為γ1(0.326)，此為直接效應。直接效應和間接效應之和為總效應，中介效應系數通過了P值檢驗，在5%的水平下顯著，表明中介效應顯著，即科技創新在產業協同集聚推動經濟高質量發展過程中起到了中介作用，假設H3成立。

表7 中介效應檢驗結果匯總

(三)異質性分析

產業協同集聚水平的高低會因為地區產業類型及集聚度有所影響，而經濟高質量發展也與地理位置具有較大的關聯性，產業協同集聚對經濟高質量的發展很大程度上也可能與地理因素有關。因此，本文將31個樣本城市劃分為東部、西部與中部三大區域進行區域異質性分析，一是探索產業協同集聚對經濟高質量的發展是否具有區域異質性；二是研究科技創新的中介效應在不同區域是否均存在。通過樣本進行分組回歸后，得到表8的結果。

表8 異質性檢驗結果

由表8可知，a1列和b1列結果顯示,東中部地區產業協同集聚對經濟高質量發展具有顯著促進作用。對比a1與a3列以及b1列和b2列的產業協同集聚回歸系數可知，科技創新在產業協同集聚對經濟高質量發展影響的傳導機制過程中起中介效應。東中部的中介效應均顯著，東部地區在5%的水平上顯著，中部地區在1%的水平上顯著。西部地區第一步回歸結果表明，產業協同集聚對經濟高質量發展的影響系數不顯著，無法滿足中介效應的標準，不能進行下一步的機制檢驗，所以科技創新在西部地區不存在中介效應。而以上結果的差異性，主要與我國的經濟以及產業發展的地區差異性有關。東中部地區相較西部地區地理位置優越，經濟基礎好，可以為地區的產業發展提供較好的資源。同時兩個區域的高校數量及高校在校生遠多于西部地區，良好的經濟條件也吸引了更多的高素質勞動力，因此地區的人力資本條件較好，且東部地區的對外開放程度較高，所以資源條件、人力資本因素以及對外開放程度等多重因素造就了東中部地區的發展，并且產生正外部性，一方面促進了地區的科技創新，另一方面科技創新也推動了經濟的高水平進步。西部地區在經濟上落后于東中部地區，且知識密集型服務業發展水平較低，難以達到與制造業協同集聚的良好效應，也就無法通過產業協同集聚促進地區的經濟高質量發展。

(四)穩健性檢驗

本文考慮到研究結果的可信度，預估產業協同集聚與地區科技創新存在關聯性，易會引發內生性問題，因此在模型(3)的基礎上，再加入產業協同集聚與科技創新兩個變量的交叉項，通過加入交叉項的模型(5)進行異質性檢驗，穩健性檢驗結果詳見表9。

表9 穩健性檢驗結果

Hecojk=β0+γ1COAjk+γ2Tecjk+γ3COAjk*Tecjk+γ4Zjk+vj+uk+εjk

(5)

式(5)中COAjk*Tecjk為產業協同集聚與科技創新的交叉項，γ3為其回歸系數。

由表9結果可知，產業協同集聚和科技創新的交叉項系數均是正的，但是西部地區的交叉項系數未通過顯著性檢驗，說明科技創新在西部地區產業協同集聚促進經濟高質量發展過程中不存在中介效應；全國范圍和中部地區產業協同集聚指數與科技創新的交叉項系數均在5%的水平下顯著；東部地區的交叉項系數在1%的水平下顯著；說明科技創新在全國范圍以及東中部地區均存在中介效應，這與本文上述的研究結果相契合。

五、結論與建議

本文對我國31個省、市、自治區2007—2019年的數據進行面板回歸分析，主要探尋知識密集型服務業與制造業產業協同集聚對經濟高質量發展的影響機制以及科技創新在這一機制中是否起到中介效應。本文分別進行了基準模型、中介效應、分組回歸以及穩健性檢驗，得到以下結論：一是就全國范圍而言，知識密集型服務業與制造業協同集聚對地區的經濟高質量發展具有顯著的正向影響，且科技創新起到了中介促進效應；二是我國東部與中部地區的產業協同集聚能夠通過科技創新促進區域的經濟高質量發展，但西部地區的這一效應不顯著。基于以上研究結果，筆者提出以下建議：

東部、中部、西部產業協調發展，區域經濟均衡化發展。筆者研究時發現，東中部地區因優越的資源以及經濟優勢，產業協同集聚以及科技發展較西部地區水平高，因此國家應積極引導西部地區的產業結構升級，推動西部地區的知識密集型服務業與制造業的協同集聚，加大對西部教育與經濟上的扶持，增強地區的人力資本優勢與經濟條件[22]；加大東中部知識密集型服務業與制造業的知識溢出，使東中部的知識與技術溢出到西部地區，縮小西部地區產業協同集聚水平與東中部區域的差距，政府要做好中間協調作用；中部地區要積極擴大產業影響度，合理配置產業資源，提升產業協同集聚的輻射度，爭取帶動西部地區的發展。

政策制定者應考慮不同地區的產業協同集聚和經濟發展的實際狀況，制定差異化政策，針對西部落后地區有針對性地提高其產業結構水平，提升區域內的產業協同集聚度，有效發展經濟，不僅追求“量”上的經濟增長，同時也要推動經濟水平“質”的提升；科技創新方面，政策制定者應加大西部地區的科技創新扶持力度，積極向東部先進地區學習，注重制造業與知識密集型服務業的協同發展，推動創新能力的提升，積極引進科技創新人才，吸引知識密集型服務業，鼓勵產學研結合和科技成果有效轉化，建設特色產業創新平臺，推動產業結構數字化，加快制造業與知識密集型服務業的協同集聚，使產業協同集聚能通過科技創新有效推動地區經濟高質量發展。