生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新的影響研究

陳曉華，周 瓊，劉 慧

(1.浙江理工大學 經濟管理學院，浙江 杭州 310018；2.浙江大學 長三角一體化發展研究中心，浙江 杭州 310027)

一、問題提出及文獻綜述

近年來，因產業鏈高端環節對發達國家的技術依賴，中國高新技術企業頻頻遭遇發達國家斷供技術或產品的威脅，甚至被列入所謂的“實體清單”，使中國企業的正常經營受到了較大的沖擊。科技創新是國民經濟發展的關鍵驅動力，更是突破“卡脖子”困境的必要手段。黨的十八大提出國家創新驅動發展戰略，中國于2020年整體邁入創新型國家行列[1]，此后中國為躋身創新型國家前列的目標而奮斗，不斷加強國家創新體系建設。如今中國正處于經濟轉型升級的重要時期，加快創新驅動發展戰略的實施至關重要。城市是國家的基本組成單元，是人口與經濟活動的中心，各類資源與生產要素向城市不斷聚集，城市是經濟的載體，更是企業創新的載體。城市創新體系建設是優化國家創新體系不可或缺的內容。為此，釋放城市創新活力，提高城市創新能力對加快實施創新驅動發展戰略具有重要的現實意義。強化產業鏈與創新鏈融合一直以來都是國家創新驅動發展戰略實施中的關鍵，推動科技創新與產業協同發展，促進創新鏈和產業鏈精準對接是核心要義更是必由之路。由此，產業與創新之間存在著密不可分的關聯。制造業和服務業是中國的兩大重要支柱產業。作為制造大國，中國正處于向制造強國轉變的關鍵階段，制造業轉型升級的迫切性日益增強。生產性服務業貫穿制造業的上、中、下游，與制造業相輔相成，伴隨著新一輪科技革命和產業革命的不斷演進，推進現代服務業與先進制造業深度融合成為中國的重要發展戰略，而產業協同集聚這種新興產業組織發展形態正是現代服務業與先進制造業融合發展的重要表現形式。那么生產性服務業與制造業協同集聚會對創新質量產生什么樣的影響呢？較少有研究深入剖析上述問題，尤其是剖析二者協同集聚對創業活動的影響。雖然生產性服務業與制造業協同聚集與城市創新質量關系的系統研究相對缺乏，但已有學者已經在其相關領域做了研究，主要有以下三個方面：

一是產業協同集聚相關研究。產業結構變化對經濟高質量發展的作用已成為學術界深耕的熱點[2]，推進現代服務業與先進制造業的深度融合是新一輪科技革命與產業變革的必然選擇，更是提升制造業核心競爭力以及培育現代產業體系的關鍵路徑。目前學術界對于產業協同集聚的研究主要聚焦于其對城市資源錯配[3]、綠色創新[4]等的影響。部分研究表明生產性服務業與制造業的協同集聚對區域綠色發展具有引導作用[5]。也有針對產業協同集聚的空間外溢效應的相關研究發現，生產性服務業與制造業的協同集聚具有一定空間溢出效應和空間反饋機制[6]，二者的協同集聚所形成的復雜社會網絡帶來的非正式交流能夠更好發揮集聚空間知識外溢的作用，進而促進區域創新效率提升[7]。少數研究關注產業協同集聚對制造業的影響，例如白東北和張營營(2020)研究發現產業協同集聚能夠提高制造業企業出口國內附加值率[8]。然而，目前有關產業協同集聚的經濟效應的研究主要集中在區域經濟發展、城市綠色發展等方面，鮮有關于城市創新的實證研究，該方向有待深入研究。

二是城市創新的研究。2006年國務院發布了《國家中長期科學和技術發展規劃綱要(2006—2020)》，黨的十八大提出實施創新驅動發展戰略，黨的二十大則強調加快實施該戰略，實現科技自立自強，由此可見創新的重要性，城市作為企業創新的載體，其創新質量對國家自主創新能力提升有決定性作用。已有研究大多從技術創新激勵政策[9]、制度供給[10]、創新型城市試點政策[11]等角度對城市創新影響因素進行考察。亦有學者從細分行業發展視角探討區域創新質量的影響因素，如張寬和黃凌云(2019)發現金融發展能夠顯著提升區域創新質量[12]。此外，就城市創新質量指標測算而言，學術界并無統一標準，現有研究多以發明專利授權數量[13]、專利受理量[14]等衡量創新質量，但專利的價值分布是有偏的，數量指標無法準確衡量質量。此外，有研究采用研發支出來衡量創新質量[15]，指標結構單一。也有文獻采用專利引用數據[16]以及知識寬度法[17]等衡量創新質量，而專利引用實則經常發生濫引、亂引的現象[9]。創新質量指標存在改進空間。

三是產業協同集聚與城市創新關系的研究。大多數文獻以從事科技活動人員人均專利授權數量[18]、每萬人專利申請受理量[14]以及人均發明專利授權量[19]等來衡量區域創新水平或質量，進而對二者的關系展開討論。如湯長安和張麗家(2020)研究發現從專利數量來看，產業協同集聚對創新產生了非常正面和積極的推動作用[14]。也多從省際層面探究產業協同集聚對區域創新的影響，如賀正楚等(2023)基于省際層面數據研究發現產業協同集聚能夠促進區域技術創新[20]，王文成和隋苑(2022)通過對省級行政區層面二者關系的研究得出相似觀點[21]。雖有少量研究通過城市面板探究生產性服務業與制造業協同集聚對城市專利質量的影響，但評估時間較為久遠[22]。已有研究多從專利數量視角抑或是省際層面探索二者的關系，缺乏城市創新質量視角的實證分析，更缺乏協同集聚與城市創新質量之間作用渠道的研究。

有鑒于此，本文在構建城市創新質量新指標的基礎上，結合2006—2019年266個城市面板數據，運用空間誤差模型和空間滯后模型，對生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的影響機制進行深入剖析。可能的邊際貢獻體現于以下幾個方面：一是從復雜度視角構建了城市創新質量的測度方法，不僅為城市創新質量提供了一個測度工具，還有效彌補了數量和引用視角創新質量研究的不足；二是借助空間計量方法，從城市創新質量視角剖析了生產性服務業與制造業協同集聚對創新的影響，有效考慮了城市創新質量的空間溢出效應，進而從更科學的視角刻畫二者的實際作用關系；三是不僅細致剖析了生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的作用渠道，還進一步檢驗了協同集聚的創業效應，彌補了渠道分析和創業效應分析方面的不足，也從更全面的視角剖析了協同集聚的經濟效應，為該領域的理論發展提供了更為細致的經驗證據。

二、理論基礎與研究假設

在城市創新發展的進程中，生產性服務業會通過專業化知識、專業化人員和專業化服務等形式為技術創新提供強有力的支持，而制造業則在實施專利新知識與新技術方面發揮著重要作用，生產性服務業所提供的專業技術服務同制造業在空間布局上的協同作用能夠對創新型制造業企業的產品開發工作提供一定支持[23]。二者協同集聚帶來的各類要素動態流動能夠促進知識溢出，并加速知識傳播與應用[24]，由此也能搭建二者研發項目合作橋梁，實現研發成本共享，避免重復投入和資源浪費，進而降低研發過程中所需的知識與技術傳播成本。通過生產性服務業廣泛的市場網絡和客戶資源，能夠更加高效地將專利新知識傳播給制造業。制造業作為實施者，能夠利用生產性服務業的渠道和平臺，以更低的成本獲取先進的專利技術，從而促進創新質量的提升。在兩鏈融合的科技發展背景之下，很多城市以產業為基礎激發城市創新活躍度。生產性服務業與制造業的深度融合，有助于完善產業鏈生態體系，推進產業鏈協同創新，引導創新資源向產業鏈上下游集聚，加速創新資源在不同產業、企業之間的流通，實現創新資源共享，進而激發創新主體的創新潛能，驅動創新發展。亦有學者認為產業協同集聚有助于異質創新要素在特定空間內循環共享，從而促進區域創新[25]。據此，本文提出以下假設。

H1：生產性服務業與制造業協同集聚能夠提升城市創新質量。

首先，生產性服務業與制造業的深度融合是國家戰略的必然要求和實現國家高質量發展的必由之路，生產性服務業本就貫穿于制造業的上、中、下游，二者的協同集聚能夠使產業生態體系更為完善，促進資源優化配置，加快產業結構轉型升級，使得知識與技術溢出等作用更好發揮，知識和技術加速融合，進而促進城市創新質量的提升。既有研究表明，生產性服務業與制造業協同集聚能夠促進產業結構升級[26]，繼而可能會對區域的創新水平和創新能力產生影響[27]。隨著產業結構高級化，制造業會更加追求生產高附加值產品，傾向于使用更高的生產技術進行生產，生產性服務業則會以上述需求為導向支持創新活動，以使得新技術更符合市場技術要求，最終促使城市創新質量提升。其次，生產性服務業與制造業協同集聚亦能加速現代服務業與先進制造業的深度融合，由此形成一定的產業聯動效應，帶動區域內其他產業的發展，各產業同質性企業競爭也會愈加激烈，倒逼企業為贏得市場訂單和生存空間而進行更多的創新活動，也激發了企業加大科技投入的動力，區域內科學技術投入增加為企業研發提供創新環境保障，進而促進區域創新質量的提升。最后，隨著生產性服務業與制造業協同集聚程度的加深，二者相得益彰，在協同集聚區內形成了一個較為完整的創新生態系統，完善的創新環境為研發人員提供了更多支持和機會，能夠吸引研發人員流入。研發人員是創新的核心要素之一，不同地區的研發人員流入，能夠在本地創新活動中融入不同的創新思維和方法，豐富創新資源，激發創新火花，推動創新實踐，助力創新發展。據此，本文提出以下假設。

H2a：生產性服務業與制造業協同集聚通過產業結構高級化效應促進城市創新質量提升。

H2b：生產性服務業與制造業協同集聚通過提高區域科學技術投入水平促進城市創新質量提升。

H2c：生產性服務業與制造業協同集聚通過吸引研發人員流入促進城市創新質量提升。

創業活力是城市創新更多元創新的表現，技術創新與創業關乎城市創新全方位發展。創業者通常傾向于選擇創業機會和資源相對豐富且創業風險相對較低的地區。生產性服務業和制造業的協同集聚，能夠優化資源配置，使得區域內的創業環境更加完善。此外，協同集聚使得高附加值的產品需求增加，產品需求上升會使得現有供給出現一定的缺口，由此創造了更多創業機會，隨著產品品質要求的上升，高技術需求增加，更多的高技術人才會匯聚于此，進而為新創企業提供更多的人才資源和技術支持。產業協同集聚能夠促進要素資源流動，一定程度上形成知識與資源的共享網絡，能夠降低創業的風險和門檻，由此便形成一個較為完善的協同創業生態體系。創業者可以獲得更多的合作機會、資源支持和市場需求，從而提升創業成功率，進而吸引更多創業者開展創業活動，激發城市創業活力。據此，本文提出以下假設。

H3：生產性服務業與制造業協同集聚能夠激發城市創業活力。

三、研究設計與指標說明

(一)空間相關性測定方法

空間經濟學相關理論表明，空間相近的區域經濟要素的聯系更為緊密。由于創新要素流動性較強，城市創新質量可能存在一定的空間相關性。本文先對核心變量的空間相關性進行檢驗，空間相關性的測定主要使用莫蘭指數法，具體測算公式如下：

(1)

(二)模型的構建

綜合前文分析，考慮到創新要素具有較強流動性，城市創新質量可能存在一定的空間相關性，所以若采用傳統的普通最小二乘回歸模型進行實證分析可能造成較大的估計偏誤。鑒于此，本文構造空間計量模型就生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的影響進行深入分析。根據空間計量模型中空間項的不同形式可將模型分為空間滯后模型(SAR)與空間誤差模型(SEM)。其中，空間滯后模型主要應用于檢驗被解釋變量在區域之間存在的空間溢出效應，而空間誤差模型中變量的空間自相關主要表現在空間誤差項上。本文采用上述兩種模型進行實證研究。經豪斯曼檢驗，檢驗結果顯示P值小于0.01，應選取固定效應模型進行分析。然后進行LR檢驗，結果顯示拒絕僅固定時間或個體效應。結合本文研究對象，分別構建雙向固定效應空間誤差模型和空間滯后模型進行后續實證，具體模型如下。

空間誤差模型(SEM)：

lncxzlit=β0lnco_aggit+β1Xit+δi+?t+φit

(2)

φit=λWφit+φit

空間滯后模型(SAR)：

lncxzlit=α+ρWlncxzlit+η0lnco_aggit+η1Xit+δi+?t+εit，εit∈N(0，σ2)

(3)

其中，lncxzlit為本文核心被解釋變量城市創新質量，lnco_aggit為核心解釋變量生產性服務業與制造業協同集聚，Xit為本文控制變量，β0、η0為解釋變量系數，β1、η1為控制變量系數，W為本文所選的空間權重矩陣，δi為地區空間效應，?t為時間效應，λ為空間誤差系數，反映某些不可觀測因素對周邊地區的影響；ρ為空間滯后項系數，反映被解釋變量空間相關性，顯著則表明有一定的集聚效應；φit、φit均為隨機擾動項。

(三)權重矩陣的選擇

空間權重矩陣的選取是空間面板回歸模型建立中的重要一步，其關乎空間計量模型的回歸結果，為保證計量結果的穩健性，并更為客觀揭示生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的影響機制，本文構建多維度空間權重矩陣進行后續計量分析。

反距離權重矩陣(W1)為：

(4)

其中，dij為根據經緯度計算的i地區與j地區之間的地理距離。

經濟地理嵌套矩陣(W2)為：

(5)

(四)變量與指標說明

本文選取中國266個地級及以上城市2006—2019年的數據作為研究樣本，其中剔除了數據缺失嚴重的城市，且將2006—2019年有行政區劃調整的城市排除(城市內部區縣調整除外)。除發明專利授權數據來自國家知識產權局外，其余數據均來自《中國城市統計年鑒》、國家統計局及各城市地方統計局，部分缺失值用線性插值法補充。

1.被解釋變量

被解釋變量為城市創新質量(lncxzl)，根據上文分析，既有文獻對于城市創新質量的衡量多使用數量指標，并不能準確衡量質量，本文參考羅德里克(Rodrik，2006)[28]的出口技術復雜度兩步法構建城市專利復雜度新指標，以此衡量城市創新質量。專利主要包括三種類型，即發明專利、實用新型專利以及外觀設計專利。相較而言，發明專利所需研發投入及對技術復雜度要求均比后兩者更高，其申請程序也更為復雜，能夠更為準確地反映城市創新質量。本文利用國家知識產權局2006—2019年的發明專利授權數據，根據第一申請人的地址與城市進行匹配。由于一個專利有多個IPC分類號，為避免重復計算，本文選取IPC主分類號作為專利統計基本指標，取主分類號的專利大類號對城市的發明專利授權數量進行分類加總，最終得到城市不同專利大類的數量進行專利復雜度的測算。首先計算各個專利大類的專利復雜度，再利用城市各個專利大類的發明專利授權數在該城市所有發明專利授權數中所占比例作為權重，對產業層面的專利復雜度進行加權，最終得出城市層面的專利復雜度，以此作為城市創新質量的衡量指標。具體測算方法如下。

對于某專利大類來說，其所有城市該專利授權數量的加權平均收入水平越高，那么該專利的復雜度越高，計算公式如下：

(6)

式(6)中，Yc是城市c的人均生產總值。Yc前的式子作為權重，分子是i專利類別在城市c所有專利類別授權數量中所占的份額，其分母是所有擁有i類專利授權的城市i專利授權數量在所有城市專利總授權量中所占的份額。xic表示c城市所擁有的i類專利授權數量。自此計算出各個專利大類的專利復雜度，將其以i類專利的專利授權數量在城市c中所有產業擁有的專利數量所占份額進行加權，得到城市層面的專利復雜度，以此作為城市創新質量的代理指標，具體公式如下：

(7)

其中，cxzlc代表城市c的專利復雜度，即創新質量，實證中取(1+專利復雜度)的自然對數，xic表示c城市所擁有的i類專利申請數量，∑kxkc表示c城市所有類別的專利總數。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為生產性服務業與制造業協同集聚水平(lnco_agg)，考慮到與中國實際情況的相符程度以及數據的可得性，本文參考陳建軍等(2016)[29]構建的修正的E-G指數法來測算生產性服務業與制造業的協同集聚度。首先運用區位熵法分別計算生產性服務業集聚度(ser_agg)以及制造業集聚度(m_agg)，然后計算二者的協同集聚度，計算公式具體如下：

(8)

(9)

其中，ser_aggj、m_aggj分別為生產性服務業和制造業集聚水平，esj、emj分別表示j城市生產性服務業和制造業的從業人員，ej表示j城市所有行業從業人員總數，N表示城市數量，co_aggj表示j城市生產性服務業與制造業的協同集聚水平，取1加協同集聚的自然對數。該指數值越大表示產業協同集聚水平越高；反之，則表示產業協同集聚水平越低。本文根據國家統計局《生產性服務業統計分類(2019)》中生產性服務業分類，將信息傳輸、軟件和信息技術服務業，金融業，科研、技術服務和地質勘查業，交通運輸、倉儲和郵政業，租賃和商務服務業五個行業界定為生產性服務業。

3.機制變量

基于前文的理論分析，本文選取產業結構高級化(iss)、城市科技投入水平(til)以及研發人員流入(rdp)作為本文的影響渠道變量。

(1)產業結構高級化。借鑒付凌暉(2010)[30]產業結構高級化指標計算方法，將一、二、三產業增加值占地區生產總值比重作為三維空間向量X0=(x1，0，x2，0，x3，0)的三個分量。計算X0與三個產業的夾角，且三個產業層次由低到高排列，分別為X1=(1，0，0)、X2=(0，1，0)、X3=(0，0，1)、X0與三個產業的夾角分別為θ1、θ2、θ3。計算公式如下：

(10)

(11)

其中，iss的值越大表明該城市產業結構高級化的水平越高。

(2)城市科技投入水平。參考李子豪和劉輝煌(2012)[31]的計算方法，采用各城市地方財政科學支出占地區生產總值的比重作為其代理變量。

(3)研發人員流入。鑒于城市層面數據的可得性，本文采用城市從事科技人員來衡量研發人員流動。對于要素流動的衡量學界最常用的是引力模型，傳統的引力模型僅考慮了要素規模和地理距離對要素流動的影響，而并未對流入地和流出地加以區分，本文借鑒李婧和產海蘭(2018)[32]所構建的修正的引力模型來測算各城市研發人員流動?？紤]到地區經濟水平和薪資水平是研發人員流動的重要影響因素，本文在模型中引入城市職工平均薪資水平和經濟發展水平作為城市對研發人員的吸引力因素，進而對城市研發人員流動規模與方向進行測度，本文構建研發人員流動引力模型如下：

(12)

其中，plfij表示城市i流入城市j的從事科技人員數量，Ri、Rj分別表示i城市和j城市的從事科技人員數量，wi、wj表示兩地的職工平均工資，pgdpi、pgdpj分別表示兩地的經濟發展水平，以城市人均生產總值表示。dij為兩地間的地理距離，φ為距離阻尼，表示區域間距離的影響參數，通常取1或2，本文取2。

那么從其他城市被吸引入城市j的從事科技人員數量可以通過加總得到，具體公式如下：

(13)

其中，rdpj表示其他城市被城市j所吸引的從事科技人員數量，反映了城市j對其他城市科技人員的吸引力強弱，該值愈大，則表明城市j對其他城市科技人員的吸引力愈強。

4.控制變量

為避免因遺漏變量而造成的估計偏誤問題，本文進一步控制一系列可能對城市創新質量產生影響的變量：(1)政府干預程度(gov)。本文以地方政府一般財政支出衡量，實證中取其對數。(2)對外開放水平(fdi)。對外開放水平可能從需求方面引導企業進行需求導向型創新，從而影響創新活動，以城市實際利用外資金額占地方生產總值比重衡量。(3)基礎設施建設(tra)。良好的硬件設施能夠為城市創新提供一定便利，本文采用人均城市道路面積作為其代理變量，實證中取對數。(4)員工等級(el)。員工等級象征工作積極度與工作能力，本文以各城市從業人員平均薪資水平衡量員工等級，實證中取對數。(5)金融發展水平(fin)。地方金融發展水平會影響城市創新投融資環境，本文采用各城市年末金融存貸款余額與地方生產總值比值表示。

另據介紹，2017年初，原農業部印發《關于進一步加強農業新聞輿論工作的意見》。《意見》對做好新聞發布、政策解讀、涉農突發事件輿論引導等工作做出了明確規定；加強政策解讀，建立工作機制，主動開展政策解讀工作；做好涉農突發事件的輿論引導工作。

四、實證結果分析

(一)空間自相關檢驗

為檢驗城市創新質量的空間相關性，依照前文的莫蘭指數法進行全局莫蘭指數的計算，計算結果如表1所示。結果顯示城市創新質量在2006—2019年莫蘭指數均大于0，且在1%的水平下顯著，由此確認各城市間城市創新質量存在著較強的正相關空間集聚特征，因而在研究生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新影響的問題時需要考慮空間因素的影響。

表1 城市創新質量全局莫蘭指數

為了更清晰地觀察城市創新質量空間分布特征，基于反距離權重矩陣繪制主要年份城市創新質量的局部莫蘭散點圖(1)限于篇幅，主要年份局部散點圖未展示，備索。，發現歷年城市創新質量在空間上存在正相關關系，呈現“高-高”聚集、“低-低”聚集的特征。這再次表明空間效應的存在不可忽視。

(二)回歸結果分析

生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量作用效應，結果如表2所示。表中結果顯示空間誤差項系數λ和空間滯后項系數ρ均顯著為正，表明本地的城市創新質量與周邊城市存在密切的空間關聯，由此采用空間計量模型進行回歸是合理恰當的。從表2中看出，不論是否加入控制變量，協同集聚系數均至少在1%的水平下顯著為正，該結果表明生產性服務業與制造業協同集聚能夠促進城市創新質量的提升。分析其可能原因在于，隨著生產性服務業與制造業協同集聚程度的加強，各產業間的聯系越來越緊密，能夠促進區域知識交流、技術迭代與創新協同。此外，制造業企業的實際需求也能快速被服務企業了解，能夠更加精準地開展研發和創新活動，加上生產性服務業通常擁有多維度的創新資源，可以為制造業提供創新靈感和支持，促進雙方協同創新，從而提升城市創新質量。

表2 生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量影響基準回歸(2)本文以生產性服務業集聚和制造業集聚交互項為解釋變量，檢驗其對創新質量的作用。結果顯示交互項系數為正，即生產性服務業集聚與制造業集聚同步增強將產生更大促進作用。考慮到制造業是生產性服務業的立足之本，生產性服務業是制造業做大做強的助推器，二者具有相輔相成的作用，交互項的增大一定程度上意味著二者協同集聚發揮的作用比單獨集聚大。為此，研究協同集聚對創新質量的作用更具有現實價值。限于篇幅，略去相應的檢驗結果，備索。

(三)內生性處理及穩健性檢驗

1.內生性處理

本文采用雙向固定效應的空間計量模型，并引入多個控制變量，很大程度上控制了遺漏變量等內生性問題。然而考慮到生產性服務業與制造業協同集聚同城市創新質量可能存在互為因果的內生性問題，城市創新質量的提升，意味著該區域創新生態體系較為成熟，可能吸引更多的生產性服務業與制造業企業的進入，進而形成二者更高的協同集聚水平。本文采用不考慮空間效應的工具變量兩階段最小二乘法和考慮空間效應的動態空間滯后模型進行內生性檢驗，采用三種工具變量進行回歸：一是以明朝驛站數量作為工具變量(IV1)，由于歷史數據的發生時間較為久遠，其對當前的城市創新產生的影響受限，具備外生性特征，而明朝時期交通基礎設施建設技術水平較低，因此對驛站的設立地點的選擇和驛路的修繕均有一定的前提條件，更傾向建于地勢較為平坦的區域，地勢平坦的地區是產業集聚和城市建設首選地區，驛站的設立會帶動人口和產業進一步集聚。但明朝驛站設立數量為截面數據，無法反映時間維度的變化，故參考李治國等(2022)[33]構建工具變量的方法，以明代驛站數量與各城市當年固定資產投資的交互項構造工具變量的時間序列數據。二是借鑒張晶和陳志龍(2021)[34]的研究以除該城市外其他城市的協同集聚均值作為工具變量(IV2)。三是以解釋變量減去所有樣本的當年均值，并以所得值的三次方作為工具變量(IV3)。

表3和表4報告了內生性檢驗的回歸結果。從工具變量兩階段最小二乘法的回歸結果來看，協同集聚的估計系數與基準回歸保持一致，均顯著為正。動態空間滯后模型引入被解釋變量城市創新質量的時間和空間的一階滯后項，對除了解釋變量以外的因素對城市創新質量的影響進行考察，以避免互為因果的內生性問題，特別是能夠有效解決空間計量模型引致的內生性問題[35]。由表3和表4結果可知，城市創新質量的一階滯后項均在1%的水平下顯著，且生產性服務業與制造業協同集聚的估計系數較前文基準回歸中靜態空間面板模型的系數略小，這在一定程度上說明了靜態空間面板模型高估了協同集聚對城市創新質量的作用效果。主要原因是引入被解釋變量的一階滯后項可以將除解釋變量以外的環境因素、經濟因素分離出來，進而矯正某些估計偏差。在此回歸下，生產性服務業與制造業協同集聚的估計系數仍顯著為正，這也意味著在考慮內生性的情況下，前文結論依然穩健可靠。

表3 內生性檢驗結果Ⅰ

表4 內生性檢驗結果Ⅱ

2.穩健性檢驗

本文采用替換被解釋變量、替換解釋變量、替換權重矩陣以及增加控制變量四種方法對基準回歸進行穩健性檢驗。首先，鑒于本文專利復雜度測算所用基礎數據為發明專利授權數據，因而本部分采用北京大學企業大數據研究中心編制的中國區域創新創業指數中的發明專利得分作為城市創新質量的替代變量進行穩健性檢驗；其次，本文根據已有文獻對生產性服務業的分類，加入批發與零售業從業人員重新計算生產性服務業與制造業的協同集聚水平進行穩健性檢驗；再次，運用反距離平方矩陣和經濟距離矩陣重新進行回歸；最后，考慮到城市互聯網發展水平(info)是各類信息流通的重要渠道，可能對城市創新質量產生影響，故而以城市國際互聯網用戶數作為互聯網發展水平代理變量引入回歸，進行穩健性檢驗。SEM及SAR檢驗結果均顯示生產性服務業與制造業協同集聚的估計系數顯著為正(3)限于篇幅，穩健性檢驗結果未列出，備索。，與前文基準回歸結果一致，表明結果穩健可靠。

(四)生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量影響的機制分析

前文從理論層面分析了生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的內在影響機制并提出系列研究假設，為檢驗假設是否成立，本部分借鑒陳等人(Chen et al.，2020)[36]機制檢驗方法對產業結構高級化、科學技術投入以及研發人員流入三個變量在生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的影響中的渠道作用進行進一步檢驗。本文構建機制檢驗模型如下。

SEM：

Mit=β0lnco_aggit+β1Xit+δi+?t+φit

(14)

φit=λWφit+φit

SAR：

Mit=α+ρWlnMit+η0lnco_aggit+η1Xit+δi+?t+εit，εit∈N(0，σ2)

(15)

其中，Mit表示本文機制變量，即產業結構高級化或城市科技投入水平或研發人員流入。其他字母含義同前文。

表5報告了機制變量和生產性服務業與制造業協同集聚在經濟地理距離嵌套權重矩陣之下SEM與SAR回歸結果。表5產業結構高級化的回歸結果顯示，生產性服務業與制造業協同集聚能夠推進產業結構高級化進程。已有研究表明產業結構升級優化能夠促進城市創新能力的提升，生產性服務業為制造業提供專業的技術與服務，隨著產業結構升級優化，各類產業對高附加值的技術與產品需求增加，由此將引致需求導向型創新。此外，產業結構高級化能夠促使城市形成更多高度關聯的產業集群和價值鏈，加速產業間的交叉合作，促進知識的傳播和共享，并助于激發新的思維和創意，從而提升城市創新質量。產業結構升級會使低端產業向高端產業轉型升級，倒逼企業創新。例如，深圳市為深入推進創新驅動發展戰略，促進產業結構調整優化，出臺了《深圳市產業結構調整優化和產業導向目錄(2016)》，鼓勵支持新一代信息技術、高端裝備制造等高端產業發展，加快建成現代化國際化創新型城市，倒逼大量企業推進技術創新，從而實現轉型升級。由此，H2a得證。

表5 影響機制檢驗結果

表5城市科技投入回歸結果顯示，生產性服務業與制造業協同集聚有助于區域科學技術投入水平的提升?？茖W技術投入水平的提升為城市創新提供了重要的支持和條件，也意味著更多的資源被投入科學研究和技術創新中，是城市創新質量提升的保障。例如，漯河市設立重大科技項目專項資金，并由市財政給予項目合同額30%的資金支持，此外，通過研發補助促進企業創新轉型，有效激發企業創新活力，推動漯河市創新發展。2021年，全市財政科技支出、全社會研發投入分別增長37.6%、53%，創新活躍度躍居河南省第4。由此，H2b得證。

表5研發人員流入回歸結果顯示，生產性服務業與制造業協同集聚有利于研發人員流入。研發人員的流入不僅能夠促進城市內外的技術跨界合作，加強跨領域的知識交流與共享，推動新觀念和新技術的創新與融合，而且增加了城市的人才儲備，多方向助力城市創新質量提升。成都市是該機制的范例。成都市十分注重吸納人才，積極推動培育人才生態圈、完善人才服務鏈，吸引了大量高端科技人才，推動了成都創新發展?！俺啥紕撔隆薄俺啥贾窃臁钡却砹顺啥伎萍既瞬乓胪苿觿撔碌娘@著成效。由此，H2c得證。

(五)生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量影響的異質性分析

1.地理區位異質性

中國幅員遼闊，不同地理區域的產業階段和經濟發展水平差距較大，即中國經濟高質量發展存在一定的區域不平衡問題。受經濟規模效應和東部地區絕對優勢影響，各地區經濟差距依然存在。產業協同集聚對城市創新的作用發揮需基于一定的產業基礎和經濟基礎，因而不同地理區位內生產性服務業與制造業的協同集聚對城市創新質量的作用效應可能存在一定差異。本部分根據國家統計局三大地帶劃分標準，將樣本城市分為東部地區(East)、中部地區(Middle)以及西部地區(West)，并分別賦虛擬值，進而引入地區虛擬變量與解釋變量的交互項，基于兩種權重矩陣，運用前文構建的空間面板模型對地理區位異質性做進一步考察，結果報告于表6(4)表中僅報告SEM的結果，SAR結果與SEM結果一致。。

表6 地理區位異質性檢驗

表6結果顯示，東部及中部地區協同集聚系數均顯著為正。完善的基礎設施、較為集中的資源優勢以及相關的政策支持，使得東部和中部集聚創新效應更好更快發揮。東部沿海地區憑借地理優勢，在國家政策的支持下率先發展，優先發展先進制造業與現代服務業。中部崛起戰略不斷推進，加快中部地區產業整體邁向中高端，積極構建以先進制造業為支撐的現代產業體系，更好發揮了生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的促進作用。西部地區協同集聚系數雖為正，但并不顯著，一方面可能由于西部地區經濟轉軌起步較晚，經濟與產業基礎均相對薄弱；另一方面，西部地區的技術創新轉化為生產力的方式單一且效益不佳，故而未能有效獲益于創新紅利，造成內生動力不足，集聚的創新激勵與知識外溢作用無法發揮，致使協同集聚未對西部地區城市的創新質量產生促進效應。因此，應加快推進西部大開發戰略的實施，積極調整產業結構，加快西部生產性服務業與制造業協同集聚步伐，以促進兩類產業協同集聚對城市創新質量盡快發揮積極效應。

2.行業集聚異質性

生產性服務業細分行業技術密集度、研發強度等均存在一定差異，而這些因素與創新活動有著密不可分的關系。本文參考于斌斌(2017)[37]的研究將生產性服務業細分行業分為高端生產性服務業(lnco_agg_G)和低端生產性服務業(lnco_agg_D)兩類。其中，高端生產性服務業包括科研、技術服務和地質勘查業，信息傳輸、計算機服務和軟件業以及金融業三個行業類別，低端生產性服務業則包括剩余兩個行業類別。首先分別計算高端和低端生產性服務業與制造業的協同集聚水平，再基于兩種權重進行分組回歸，回歸結果報告于表7。

表7 集聚異質性檢驗

表7結果顯示，不論是高端還是低端生產性服務業與制造業協同集聚，協同集聚系數均顯著為正，表明不論是高端生產性服務業還是低端生產性服務業與制造業協同集聚，均能夠促進城市創新質量提升。該結果也印證了順應產業融合趨勢，促進生產性服務業與制造業高效融合能夠迸發創新新動能。這也意味著加快先進制造業與現代服務業深度融合政策的正確性，該政策的實施能夠推動高端生產性服務業與制造業之間的協同發展，提高經濟效益，促進城市創新能力的提升，進而增強城市的競爭力和可持續發展能力。

五、進一步分析：協同集聚對城市創業活力的影響

創業活動不僅能夠激發區域經濟增長的活力，還能通過資源有效整合推動要素配置效率改進，因而創業活力也是推動區域實現經濟高質量發展和加快實現中國式現代化的關鍵工具。鑒于此，僅了解生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的影響可能不足以全面評估協同集聚對城市創新發展的綜合效應。因此，本文進一步從新企業注冊數視角探究生產性服務業與制造業協同集聚對城市創業活力的影響，以期為協同集聚與創新領域的理論發展與決策提供更為全面科學的經驗證據。

本文選取各城市當年新注冊企業數量作為城市創新活力的代理變量，分別運用雙向固定效應空間誤差模型和空間滯后模型進行實證檢驗(5)SAR與SEM估計結果一致。限于篇幅，僅給出SEM的估計結果。，回歸結果如表8所示。生產性服務業與制造業協同集聚估計系數均顯著為正，由此可見，生產性服務業與制造業協同集聚有助于提升城市的創業活力。為確保結果穩健可靠，本文進行了一系列穩健性檢驗：一是選取各城市每萬人中當年新企業注冊數(ei2)作為城市創新活力的替代變量再次進行回歸；二是替換解釋變量，采用前文加入批發與零售業從業人員重新計算的生產性服務業與制造業的協同集聚水平作為替代變量，重新回歸；三是替換權重矩陣，采用經濟距離矩陣(Wjingji)以及反距離平方矩陣(Wsq)再次回歸，結果報告于表8。

表8 生產性服務業與制造業協同集聚對城市創業活力的影響回歸

表8中結果顯示，核心解釋變量估計系數仍然顯著為正，與前文保持一致，可見結果是穩健的。創業活力越強的城市，在吸引資金和高端人才方面的能力往往越強，而人才和資金是城市全方位發展的核心推動力。為此，生產性服務業與制造業的協同集聚對城市的發展已經超越其所發揮的創新質量提升和創業活力促進功能，更是可以成為城市全面發展與提升的重要助推器。

六、研究結論與政策建議

推動創新創業和營造良好發展環境是實現國家高質量發展的基本要求，激發創新創業活力是提升國家創新體系整體效能的必然選擇。為此，深化實施創新驅動發展戰略，優化創新創業環境，釋放創新創業動能成為中國推動創新驅動發展戰略的重要舉措?；谶@一現實發展背景，本文運用266個城市2006—2019年面板數據，從理論與實證兩個方面考察了生產性服務業與制造業協同集聚對城市創新質量的影響機理，并進一步探究了生產性服務業與制造業協同集聚對城市創業活力的影響，得出以下結論：

第一，生產性服務業與制造業協同集聚能夠促進城市創新質量的提升。

第二，生產性服務業與制造業協同集聚能夠通過促進產業結構高級化，提升城市科技投入水平以及吸引研發人員流入三個渠道促進城市創新質量的提升。

第三，東部和中部地區城市生產性服務業與制造業協同集聚均促進城市創新質量的提升，且東部地區作用效果更強，而西部地區協同集聚未發揮促進作用；高端生產性服務業和低端生產性服務業與制造業協同集聚均能促進城市創新質量的提升。

第四，生產性服務業與制造業協同集聚能夠激發城市創業活力。

基于以上研究結論，本文得出如下政策啟示：

第一，加快推進生產性服務業與制造業協同集聚步伐。應加大對產業協同集聚的支持力度，通過提供優惠政策、資金支持和設立產業集聚區等方式，加快生產性服務業與制造業空間集聚，促進城市創新創業全方位發展。此外還需加大西部地區的基礎設施建設與投資，提升交通、能源和信息等領域的基礎設施水平，為西部地區生產性服務業與制造業協同集聚打造更好的硬件條件。

第二，增加科研經費投入，加強人才引進力度，鼓勵傳統產業向高技術、高附加值方向轉型升級。政府應重點支持基礎研究和高技術應用研究項目，并以此引導企業增加研發投入，推動技術創新和產品開發。與此同時，積極發展新興產業，扶持創新創業，以創造更多適應高端科技人才需求的就業崗位，并加快建立健全的社會保障體系，包括養老、醫療、失業和住房等方面，為高端人才提供更加安全和可靠的保障。積極構建以先進制造業與現代服務業深度融合的現代產業體系，重點支持和培育高科技產業集群，促進產業升級和高附加值產出。由此能夠更好更快地發揮產業結構高級化、科技投入水平以及研發人員流入的渠道作用，以推動城市在創新創業領域的整體競爭力和質量提升。

第三，建立良好的創新創業環境，激發創新創業活力。良好的創新創業環境能夠為創新者和創業者提供更多的機會、資源和支持，進而激發創新創業活力。如可通過為創新主體提供風險投資、創業貸款和融資保障等措施，為創新創業提供資金保障。加強科技成果轉化機構的建設，支持科研機構和企業之間的技術轉讓和合作，推動科技成果的商業化應用，加強科技成果的可獲益性，以此帶動科技從業人員創新的積極性。