先進制造業與現代服務業融合對區域創新效率的影響研究

[摘要]隨著產業融合的發展，探討先進制造業與現代服務業融合對區域創新效率的影響及作用機制成為重要議題。選取2012—2022年我國30個省域為研究樣本，實證分析“兩業”融合對區域創新效率的影響。研究發現：“兩業”融合能顯著促進區域創新效率的提升，并且在穩健性檢驗后仍然成立，“兩業”融合主要通過促進創新資源配置、產業結構調整間接提升區域創新效率；環境規制力度會弱化“兩業”融合對區域創新效率的促進作用，產業集聚和數字經濟發展水平則起到正向調節作用；人力資本在“兩業”融合對區域創新效率的促進作用中具有“邊際效應遞增”的非線性特征。區域異質性分析結顯示，東、中部地區“兩業”融合對區域創新效率有顯著的促進作用，西部地區的促進作用則不顯著；行業異質性方面，高技術制造業與現代服務業融合、先進制造業與知識密集型服務業的融合對區域創新效率的提升相對微弱。因此，在提升“兩業”融合水平過程中，促進創新資源配置和產業結構調整，營造產業集聚和數字經濟發展環境，充分發揮人力資本賦能作用是提升區域創新效率的重要路徑。

[關鍵詞]先進制造業；現代服務業；區域創新效率；產業融合

一、 引言

創新是促進區域經濟增長和提升競爭力的重要途徑。黨的二十大報告明確提出：“堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位”1，創新貫穿我國經濟發展的始終，對推動經濟高質量發展有著特殊的意義。先進制造業是制造業的高端領域，具有高創新性、高技術密集和高附加值等特點，是促進區域創新能力的重要產業[1]?，F代服務業是運用現代技術對傳統服務業的改造和升級，具有技術先進、智力密集、高效便捷等特點，對區域創新具有推動作用。先進制造業與現代服務業融合（以下簡稱“兩業”融合）發展是制造業轉型升級的重要方向[2]，符合經濟時代產業演進的基本規律，是產業進一步發展的必然趨勢[3]。2019年國家15部委聯合印發《關于推動先進制造業與現代服務業深度融合發展的實施意見》，提出要推動先進制造業與現代服務業融合發展2。2024年國家18部委聯合印發《貫徹實施〈國家標準化發展綱要〉行動計劃（2024—2025年）》，提出圍繞“兩業”融合，健全服務型制造標準體系3，對“兩業”融合發展給予了高度重視。因此，有必要對我國當前“兩業”融合發展水平，及其對區域創新效率的影響進行檢驗與分析，探討在提升“兩業”融合水平過程中提升區域創新效率的主要路徑。

二、 文獻綜述

區域創新效率是衡量區域創新的重要指標，主要反映一個地區在創新活動過程中投入與產出間的轉化關系，其數值可表征區域創新活動的集約化水平[4]。如何提升區域創新效率是我國在經濟轉型中一個重要的研究課題，目前研究視角已呈現多元化的態勢。陳春明等[1]、孫超等[5]基于產業集聚視角，通過實證研究發現產業協同集聚對區域創新效率存在空間溢出效應，先進制造業與科技服務業協同集聚，可以推動創新驅動的經濟增長方式，提高區域創新效率。張莉娜等[6]、石曼麗[7]基于人才視角開展研究，認為科技人才集聚通過提高創新技術進步促進區域創新效率，高等教育集聚對區域創新效率有顯著的促進作用。李東海[8]、沈映春等[9]基于創新要素視角展開研究，認為創新要素流動能夠顯著提升區域創新效率，要素市場化配置可以提高區域創新效率。李愛國等[10]、劉彥平等[11]基于互聯網信息視角發現，工業互聯網可以促進區域創新效率提升，孵化網絡創新系統協同可以提升區域創新效率。周國富等[12]、黃云英等[13]基于數字經濟視角提出，數字經濟可以顯著提升區域創新效率，區域創新可以驅動數字金融發展，而數字金融又可以顯著促進區域創新效率提升。從經濟秩序治理視角來看，學者們認為國家審計[14]、知識產權治理[15]等可以有效提升區域創新效率。

產業融合的概念最早源于Rosenberg[16]對技術融合研究的考察。隨著產業融合發展理論研究的深入，對“兩業”融合的研究成為現實需要[17]。田洪剛等[18]認為“兩業”融合既是業態演進的“土壤”，也是新業態涌現的前置條件，“兩業”融合對提升區域創新效率具有重要意義。學界關于“兩業”融合對提升創新效率的研究目前主要是從微觀層面進行探討，如戴魁早等[19]認為“兩業”融合對數字化程度與供應鏈集中度較高的企業，能更好地促進創新績效提升?？讘c愷等[20]從綠色創新意愿、綠色創新能力視角切入進行研究，認為兩業融合對制造企業綠色創新具有促進作用。朱天星等[21]認為產業融合可以激發企業的創新動力，促進科技成果轉化，以此提升創新效率。但研究“兩業”融合對區域創新效率影響的文獻較少，因此，本文以2012—2022年中國30個省市自治區（港澳臺西藏除外）為研究樣本，運用計量模型對“兩業”融合對區域創新效率作用的機理與路徑進行檢驗，為推動我國“兩業”深度融合良好發展、提升區域創新效率提供經驗證據，并提出相關的建議。本文可能的邊際貢獻在于：第一，從創新效率的角度探討“兩業”融合的作用效應，以彌補當前產業融合與區域創新效率關系研究的不足，豐富產業融合在創新管理等方面的研究維度；第二，將創新資源配置、產業結構調整、環境規制力度、產業集聚、數字經濟水平引入“兩業”融合與區域創新效率的研究，探討其在“兩業”融合與區域創新效率之間的作用機制，有利于拓展“兩業”融合影響區域創新效率的作用機制，深化區域創新理論的內涵。

三、 作用機理與研究假設

1. “兩業”融合發展對區域創新效率的直接作用機制

“兩業”融合可以拓寬知識網絡邊界，提高區域創新效率。一方面，“兩業”融合可以通過消除知識轉移壁壘，加快異質性知識的整合與集成，促使融合性新知識產生，從而產生激勵效應和溢出效應，提高創新效率。另一方面，“兩業”融合可以幫助先導企業加大搜索與應用新知識能力，從而增加創新行為，提高創新效率。

“兩業”融合可以通過提高技術溢出提高創新效率。技術進步的重要途徑分為技術溢出和技術擴散[22]，“兩業”融合則通過促進人才流動、研發活動、技術成果轉移等帶來技術溢出效應，促進創新效率的提升。

“兩業”融合可以引致規模效應，從而提高創新效率。“兩業”融合通過促進產業間的協同與耦合，改變原有產業間的供需結構和資源配置、制造業與服務業的雙向互動和滲透，集中市場要素，獲得規模經濟效應，從而提高創新效率。

綜上所述，本文提出以下假設：

假設1：“兩業”融合可以提升區域創新效率。

2. “兩業”融合發展對區域創新效率的間接作用機制

（1）創新資源配置的中介作用

現代產業的邊界日益模糊，出現了制造業服務業融合、服務業制造化等產業融合發展模式。企業利用新業態、新技術、新模式改造提升傳統產業，拓展新的市場空間，推動政府、企業、高校、科研機構等各創新資源進行交流互動，從而提高創新資源配置；在實現資源的優化配置和高效利用的同時，為區域創新注入新的動力。

（2）產業結構調整的中介作用

產業滲透、產業交叉、產業重組是產業融合的重要方式。產業滲透的主要驅動力是技術創新，不同產業通過技術創新導致技術融合，技術融合進一步推動產業結構升級。產業交叉能突破原有產業之間的界限，使產業鏈不斷擴張延伸，推動傳統產業的轉型升級和產業結構的優化，進而促進產業結構調整。產業結構調整使不同行業間的不同創新要素進行互動和整合，提高創新資源的配置效率，進而提高區域創新效率。

據此，本文提出以下假設：

假設2a：“兩業”融合通過創新資源配置，提升區域創新效率。

假設2b：“兩業”融合通過產業結構調整，提升區域創新效率。

3. “兩業”融合發展對區域創新效率的非線性影響機制

人力資本對創新效率存在顯著的正向影響。但是在“兩業”融合發展過程中，人力資本和區域創新效率的影響作用并不是一成不變的。人力資本在前期不斷積累的過程中，“兩業”融合發展主要通過降低交易成本、促進科技成果轉化、激勵創新投入等，提升對區域創新效率的促進作用。人力資本水平跨越特定閾值后，由于前期積累的良好創新環境，“兩業”融合的發展使人才創新能力更加突出、資源要素的配置更加合理，新知識和新技術加速擴散，企業、科研機構等突破技術壁壘的能力得到增強，進一步提高區域創新效率。因此，“兩業”融合發展促進區域創新效率的正向影響在人力資本的增長過程中呈現“邊際效應遞增”的非線性特征。

綜上所述，本文提出以下假設：

假設3：伴隨著人力資本的提高，“兩業”融合發展對區域創新效率的正向影響呈現“邊際效應遞增”的非線性特征。

4. “兩業”融合發展對區域創新效率的調節作用機制

（1）環境規制力度的調節作用

環境規制對區域創新效率的作用復雜且不確定。一方面，環境規制可以激勵企業進行綠色技術創新，市場激勵性環境規制對環境治理的負外部性有改善作用，可以促進區域綠色創新效率[23]。環境規制對創新效率的提升具有直接和間接作用。另一方面，環境規制會增加企業的遵循成本，影響污染密集型企業的創新能力，導致企業的創新研發成本上升，從而影響企業的核心競爭力，對區域創新存在負向作用，并且環境規制與創新之間存在區域異質性。

（2）產業集聚的調節作用

產業集聚對區域創新效率的提升存在顯著的正向關系[1]。一方面，產業集聚可以促使區域內創新主體實現信息共享和協同合作，通過共享基礎設施和區域內創新資源，降低創新的研發成本，形成耦合的協同創新關系。另一方面，產業在一定區域內集聚時，該區域內企業研發的競爭關系加劇，促使企業不斷提高研發創新。

（3）數字經濟的調節作用

大量研究表明，數字經濟與區域創新效率之間存在顯著的正向關系。數字經濟是利用數字基礎設施、數字產業化、數字金融等推動資源配置方式重構，使得創新邊界、方式和過程發生改變，對區域創新效率產生巨大影響[13]。主要通過數字基礎設施、數字產業化、數字金融等與區域創新效率產生緊密聯系。

綜上所述，本文提出以下假設：

假設4a：環境規制力度存在弱化“兩業”融合發展與區域創新效率之間關系的調節作用。

假設4b：產業集聚水平對“兩業”融合發展與區域創新效率之間的關系存在正向調節作用。

假設4c：數字經濟水平對“兩業”融合發展與區域創新效率之間的關系存在正向調節作用。

四、 研究設計

1. 變量選取

（1）被解釋變量：區域創新效率（Eff）

目前，學術界并沒有對區域創新效率的變量指標達成共識，本文從投入和產出角度對區域創新效率進行指標體系構建，并借鑒白俊紅等[24]的研究采用永續盤存法對Ramp;D資本存量進行核算。采用超效率SBM模型對區域創新效率進行測度。具體指標見表1。

（2）核心解釋變量：“兩業”融合發展水平（Con）

參考《國民經濟行業分類》（（GB/T 4754—2017））1，并借鑒相關學者[25-27]界定先進制造業細分行業的做法，本文將國民經濟行業分類兩位代碼劃分的31個制造業中的15個子行業劃分為先進制造業2。借鑒相關學者[26-27]界定現代服務業的做法，將7個行業界定為現代服務業3。

借鑒相關學者[26-28]的做法，本文從產業規模、發展效益、社會貢獻、發展潛力四個維度構建“兩業”融合發展的指標體系，見表2。

根據上述指標體系，本文首先對原始數據進行無量綱處理，并通過熵值法測度各指標權重，最后運用耦合協調度模型對“兩業”融合水平進行測度。

[C=2×U（X）×U（y）U（x）+U（y）212]" （1）

[T=αU（x）+βU（y）]" （2）

[Con=C×T]" （3）

上式中，C為耦合值，T為復合系統綜合發展指數，U（x）表示先進制造業子系統的綜合得分，U（y）表示現代服務業子系統的綜合得分，α和β為各子系統的權重。本文認為先進制造業子系統和現代服務業子系統同等重要，因此α和β相等，即α=β=0.5。Con為耦合協調度，即為先進制造業與現代服務業融合的值，一般來說，Con值越大表明先進制造業與現代服務業融合的水平越高。

（3）中介變量

創新資源配置（Inno），本文采用地方財政科學技術支出占財政支出的比重來衡量?？萍贾С龅谋戎卦酱?，越有利于區域內的知識技術發展，凝聚的創新資源更多，進而影響“兩業”融合對區域創新效率的作用效果。

產業結構調整（As），本文采用產業結構高度化來衡量產業結構調整，并采用產業結構層次系數衡量各省的產業機構調整水平，計算公式如下：

As表示產業結構調整水平，[Yi]表示第i產業產值。

[As=i=13YiY×i] （4）

（4）調節變量

環境規制力度（Frequ），本文借助Python軟件對政府工作報告進行分詞處理，分別統計省級政府工作報告中與環境規制相關的關鍵詞的詞頻數。

產業集聚水平（Ia），本文采用區位熵來測度產業集聚水平，設定如下計算公式：

[Iait=IDVii=1nIDViGDPii=1nGDPi] （5）

上式中，[Iait]表示產業集聚水平，[IDVi]為i省的工業增加值，[i=1nIDVi]為工業增加值總額；[GDPi]表示i省的生產總值，[i=1nGDPi]表示生產總值總額。

數字經濟水平（Dig），本文從數字基礎設施、數字產業化、數字普惠金融三個方面構建指標體系，見表3。采用主成分分析法對數字經濟發展水平進行測算1。

（5）門檻變量

人力資本水平（Hum），本文采用平均受教育年限來衡量，使用如下公式構造變量：

人力資本水平=（未上學人口數×0+小學人口數×6+初中人口數×9+高中人口數×12+大學專科×15+大學本科×16+研究生×19）/6歲以上總人口

（6）控制變量

研發投入強度（Rd），運用Ramp;D資本投入和GDP比重進行衡量；人口密度（Pop），采用地區常住人口與面積之比進行衡量；金融發展水平（Fin）采用金融機構借貸款總額占地區生產總值比重來衡量；高等教育人數比例（Edu），采用本?？埔陨蠈W歷人數占6歲以上人口比例來衡量。

2. 數據說明

數據來源于《中國統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國稅務年鑒》《中國科技統計年鑒》，國家統計局官網、各省區市統計年鑒、各省區市政府工作報告，北京大學數字金融研究中心、EPS數據庫、中經網數據庫及國泰安數據庫，部分缺失數據通過線性插值法補齊。

3. 模型設定

為了考察“兩業”融合對區域創新效率的影響，本文構建如下檢驗模型：

[Effit=α+β1Conit+β2Controlit+μi+νt+εit]" （6）

式（6）中，i表示省份，t表示年份，[Effit]表示i省在t時期的創新效率，[Conit]表示“兩業”融合水平，[Controlit]代表一系列控制變量，α表示模型截距項，[β1]表示核心解釋變量對被解釋變量的邊際影響，[β2]表示系列控制變量的邊際效應，[μi]表示地區固定效應，[νt]表示時間固定效應，[εit]表示隨機擾動項。

然后，本文采用依次檢驗法對創新資源配置、產業結構調整對“兩業”融合與區域創新效率間的中介作用進行檢驗，如公式（7）（8）所示。

[Medit=γ+γ1Conit+γ2Controlit+μi+νt+εit] （7）

[Effit=α+β1Conit+β2Medit+β3Controlit+μi+νt+εit] （8）

式（7）中，γ表示截距項，γ1表示核心解釋變量對中介變量的邊際效應；γ2表示系列控制變量的邊際效應；式（8）中，β1表示帶有中介變量時核心解釋變量的邊際效應，β2表示中介變量的邊際效應，β3表示帶有中介變量時系列控制變量的邊際效應。

為了檢驗人力資本在“兩業”融合影響區域創新效率的門檻效應，本文設定公式（9）進行檢驗。

[Effit=α0+α1Conit（ρit≤γ）+α2Conit（ρit＞γ）+μi+νt+εit] （9）

其中，[ρ]表示門檻變量，[γ]表示待檢測的門檻值，[α1]、[α2]分別表示在相應的門檻區間內“兩業”融合對區域創新效率的邊際影響。

此外，為了進一步考察環境規制力度、產業集聚水平和數字經濟在“兩業”融合促進區域創新效率提升中的調節效應，本文在公式（6）的基礎上，分別加入環境規制力度、產業集聚水平、數字經濟與“兩業”融合的交互項進行檢驗，因此基本模型擴展為公式（10）（11）（12）。

[Effit=α+β1Conit+γ1（Conit×Frequit）+β2Controlit+μi+νt+εit] （10）

[Effit=α+β1Conit+γ2（Conit×Iait）+β2Controlit+μi+νt+εit] （11）

[Effit=α+β1Conit+γ3（Conit×Digit）+β2Controlit+μi+νt+εit] （12）

其中，[Frequit]表示環境規制力度，[Iait]表示產業集聚水平，[Digit]表示數字經濟水平，[γ1]、[γ2]、[γ3]分別表示各自的調節效應。

五、 實證分析

1. 主要變量的描述性統計

從表4的描述性分析結果可以看出，區域創新效率的均值為0.378，標準差為0.282；“兩業”融合的均值為0.412，標準差為0.132。變量的描述性統計結果處于合理的區間范圍內。

2. 基準回歸

為避免因非平穩序列導致的偽回歸現象，本文在回歸之前，先進行相關性分析、多重共線性檢驗，vif小于10，沒有嚴格意義上的多重共線性。數據通過LLC單位根檢驗，并通過Kao，Pedroni，Westerlund協整檢驗。在模型選擇上，通過F檢驗，表示固定效應優于混合效應；通過LM統計量檢驗，表示隨機效應優于混合效應；通過hausman檢驗，表示固定效應優于隨機效應。據此，本文采用雙向固定效應模型，檢驗“兩業”融合對區域創新效率的直接影響。

為明晰“兩業”融合對區域創新效率的影響，表5的模型（1）和模型（2）展示了未加入省份、年份固定效應的回歸結果，模型（3）和模型（4）呈現加入省份、年份固定的回歸結果。通過對比分析這些結果可知，無論是加入控制變量，還是加入雙向固定效應，“兩業”融合的回歸系數都在1%水平顯著，且是正向的，說明“兩業”融合對區域創新效率具有積極的推動作用，驗證了假設1。

3. 內生性及穩健性檢驗

（1）內生性檢驗

本文參考宋林等[27]、黃群慧等[29]的研究，采用1984年每百人固定電話數作為“兩業”融合的工具變量。采用的原因如下：首先，歷史上固定電話數對區域創新效率幾乎不存在影響，滿足外生性的要求；其次，早期互聯網技術的運用與固定電話的普及有關，一般來講，互聯網技術的發展水平與該地區的電話普及率存在一定的相關性。學術界關于產業融合的研究，源于技術融合，無線通信、光纜等數字技術的出現導致產業間出現融合?；ヂ摼W技術作為新技術的代表，已經與傳統產業進行了深度的融合，在先進制造業和現代服務業中互聯網技術的應用更是打破了“兩業”間的行業壁壘，推動“兩業”更好地融合發展。本文研究的是固定效應的面板數據，所以將1984年每百人固定電話數乘以上一年互聯網寬帶接入用戶數作為“兩業”融合的工具變量，記為Tel。

（2）替換被解釋變量

考慮到專利申請授權數量可以反映區域創新實際獲得的成果，本文替換被解釋變量為國內專利申請授權數。表6模型（1）的回歸結果顯示，“兩業”融合的回歸結果顯著為正。

（3）替換核心解釋變量

本文參考杜傳忠等[28]的研究，將先進制造業子系統的貢獻系數設為0.4、現代服務業子系統的貢獻系數設為0.6，對“兩業”融合水平重新進行測算，并將重新測算結果替換為核心解釋變量。表6模型（2）的回歸結果顯示，“兩業”融合水平的系數顯著為正。

（4）數據縮尾處理

將本文的被解釋變量和核心解釋變量的原始數據進行1%和99%分位縮尾處理，表7模型（3）的回歸結果顯示，“兩業”融合水平的系數顯著為正。

（5）剔除異常值

我國直轄市的創新水平高于普通省份，在創新效率測算中青海省的創新效率出現異?，F象，所以剔除四個直轄市和青海省重新進行回歸，表6模型（4）的回歸結果顯示，“兩業”融合水平的系數顯著為正。

（6）改變樣本區間

考慮2020年全球公共衛生事件的影響，經濟發展的變化對區域創新產生一定的影響，因此，使用2012—2019年的樣本進行回歸。表6模型（5）回歸結果顯示，“兩業”融合水平的系數顯著為正，表明了基準回歸結果的有效性。

4. 中介作用機制檢驗

根據前文理論分析，本文認為“兩業”融合能通過促進創新資源配置和產業結構調整兩條路徑提升區域創新效率。因此，本文分別選擇創新資源配置（Inno）和產業結構調整（As）作為中介變量，在前文基準回歸的基礎上，進一步對創新資源配置、產業結構調整在“兩業”融合促進區域創新效率的中介效應進行估計。

表7列（1）為基準回歸結果。列（2）、列（4）分別表明“兩業”融合顯著地促進創新資源配置和產業集聚水平。列（3）、列（5）將創新資源配置、產業集聚與“兩業”融合同時納入回歸方程，回歸結果為正且顯著，表明創新資源配置、產業集聚在“兩業”融合發展影響區域創新效率中起到中介作用，驗證了假設2a與假設2b。

5. 非線性影響機制檢驗

本文對“兩業”融合發展的創新溢出效應是否具有“邊際效應遞增”的非線性特征進行實證檢驗。面板門檻回歸模型如式（9）所示。采用“Bootstrap法”模擬300次，選擇人力資本作為門檻變量，檢驗門檻效應的存在性。

檢驗結果表明，以人力資本作為門檻變量進行門檻效應存在性的檢驗，單一門檻通過5%水平上的顯著檢驗，并未通過雙門檻檢驗。這表明，“兩業”融合發展對區域創新效率的影響，存在以人力資本為門檻的單一門檻效應。當人力資本水平小于9.208時，“兩業”融合發展對區域創新效率的溢出效應為3.175，在1%的水平上顯著；人力資本水平突破第一門檻值后，“兩業”融合水平對區域創新效率的溢出效應上升為3.663。這初步證實了，人力資本的不斷上升且處于合理區間時，其對“兩業”融合發展影響區域創新的正向影響呈現“邊際效應遞增”的非線性特征，驗證了假設3。

6. 調節效應檢驗

為了檢驗環境規制力度、產業集聚水平和數字經濟水平對“兩業”融合對區域創新效率影響的調節作用，本部分采用加入交互項的方式進行檢驗，回歸結果如表10所示。其中列（1）為基準回歸結果，列（2）為加入環境規制力度與“兩業”融合交互項的回歸結果，列（3）為加入產業集聚水平與“兩業”融合的回歸結果，列（4）為加入數字經濟水平與“兩業”融合交互項的回歸結果。從列（1）可以看出，在不加入交互項的情況下，“兩業”融合系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，表明“兩業”融合有利于區域經濟創新效率。從列（2）可以看出，環境規制力度與“兩業”融合交互項的系數為負，且在5%的顯著性水平上顯著，表明環境規制力度存在調節作用，環境規制力度會弱化“兩業”融合對區域創新效率的促進作用，驗證了假設4a。從列（3）可以看出，產業集聚水平與“兩業”融合交互項的系數為正，且在5%的顯著性水平上顯著，表明產業集聚水平具有調節作用，產業集聚水平越大越有利于“兩業”融合發揮對區域創新效率的促進作用。從列（4）可以看出，數字經濟水平與“兩業”融合交互項的系數為正，且在5%的顯著性水平上顯著，表明數字經濟水平存在調節作用，數字經濟水平越高越有利于“兩業”融合發揮對區域創新效率的促進作用，檢驗結果符合理論分析的結論，且驗證了假設4b和假設4c。

7. 異質性分析

（1）區域異質性

由于各個地區“兩業”融合和區域創新效率存在差異，“兩業”融合對區域創新效率的影響也存在地區異質性。本文先將樣本分為東部、中部和西部地區進行回歸，然后借鑒周國富等[12]的作法，將樣本分為南方和北方地區進行回歸。表11回歸結果顯示，東部、中部和西部地區的“兩業”融合發展對區域創新效率的影響效應存在明顯差異，原因可能在于東部地區在先進制造業和現代服務業發展、人才儲備，以及兩業融合等方面均位于全國前列，并且東部地區是中國經濟發展最好的地區，“兩業”融合發展對區域創新效率的溢出紅利得以釋放；中部地區近年來在國家強化中部省份政策下蓬勃發展，產業集群發展、制造業創新中心、內陸開放通道建設、生產服務型物流樞紐建設等，極大促進了“兩業”融合發展對創新效率的推動作用；西部地區制造業發展建設不夠完善，服務業發展水平相對滯后、人才流失嚴重，產業集聚水平和數字經濟水平較低，缺乏先進制造業與現代服務業，導致“兩業”融合發展依舊面臨“瓶頸”制約，對區域創新效率的促進作用不夠明顯。

從表11列（4）和列（5）可以看出，南方和北方地區核心解釋變量的系數為正，且都在1%水平上顯著，說明南方和北方地區“兩業”融合發展對區域創新效率具有顯著的促進作用。南方地區主要得益于粵港澳、長三角、川渝等經濟圈對外開放早、市場化水平高、先進制造業建設全面、現代服務業發展充滿活力，而北方地區主要得益于京津冀、山東半島等地區的制造業發展完善、服務業充滿活力，人才儲備不斷上升。

（2）行業異質性

本文借鑒徐金[30]的分類方法，將先進制造業分為高技術制造業和中技術制造業，分別與現代服務業融合，將現代服務業分為資本密集型和知識密集型服務業，分別和先進制造業融合。表12顯示，中技術制造業相較于高技術制造業，對區域創新效率的影響水平更高，原因在于我國制造業發展規模大，但高端化程度較低。資本密集型服務業相較于知識密集型服務業，對區域創新效率的影響水平更高，原因在于我國知識密集型服務業發展相對較弱，恰恰是現代服務業未來發展的重要方向。

六、 結論與建議

1. 研究結論

為深入探究“兩業”融合發展對區域創新效率的影響，本文選取2012—2022年中國30個省區市為樣本進行實證檢驗，主要結論為：（1）“兩業”融合能顯著推動區域創新效率，經過內生性和穩健性檢驗后該結論依然成立；（2）中介機制分析表明，“兩業”融合發展可以通過創新資源配置和產業結構調整兩個渠道提升區域創新效率；（3）門檻效應分析表明，人力資本不斷上升且處于合理區間時，其對“兩業”融合發展影響區域創新的正向影響呈現“邊際效應遞增”的非線性特征；（4）調節效應分析表明，環境規制力度弱化了“兩業”融合對區域創新效率的促進作用，而產業集聚和數字經濟發展水平在“兩業”融合與區域創新效率間起到正向調節作用；（5）從異質性來看，一方面為區域異質性，以東中西部地區劃分來看，在東、中部地區“兩業”融合對區域創新效率有顯著的促進作用，而在西部地區的促進作用不顯著；以南北地區劃分來看，南部地區和北部地區“兩業”融合都可以顯著地促進區域創新效率的提升。另一方面為行業異質性，我國的高技術制造業與現代服務業融合、知識密集型服務業與先進制造業融合對區域創新效率的提升作用相對較弱。

2. 政策建議

基于以上研究結論，為更好促進“兩業”融合對區域創新效率的提升作用，本文提出以下政策啟示：

第一，強化“兩業”融合發展的頂層設計。首先要明確發展目標和保障措施，確?！皟蓸I”融合發展有序推進，特別是“兩業”融合發展相對落后的西部地區，“兩業”融合發展對區域創新效率的促進作用尚未完全顯現，可通過持續推進產業布局及產業間的融合發展，實現創新提升有較大的空間。其次，加強政策引導和支持，出臺產業融合的支持政策，如稅收優惠、資金補貼、土地保障等，降低企業融合成本，激發企業參與融合發展的積極性。再次，優化環境規制政策，設計適合區域的市場激勵型環境規制，市場激勵型環境規制可以提高企業的創新效率。最后，鼓勵開展試點工作交流，實施區域產業融合試點，立足區域產業優勢，疊加自由貿易試驗區等政策便利，加強引導產業融合，努力實現創新發展。

第二，積極推動數字經濟和產業集聚發展。首先，要完善數字基礎設施建設，提升數字化服務水平，推動企業、高校及科研院所之間加強交流，實現更深層次的產學研創新。其次，促進產業集聚規模，合理規劃產業布局，發揮不同產業的創新優勢，進一步鼓勵、支持產業間相互融合，帶動區域創新能力提升。最后，打造智能制造、工業互聯網、大數據等高效的創新主體產業集群，充分利用數字技術推動區域內形成新工藝、新技術、新模式，提升產品和服務的智能化，為區域創新效率的提升提供技術支撐。

第三，大力培育人力資本水平。首先，從早期教育抓起，注重基礎知識教育和綜合素質的培養，為個體未來的學習和發展奠定堅實基礎。其次，加大對在職員工的培訓，根據行業發展和企業需求，支持和鼓勵員工參與各種形式的學習活動，提升員工的專業技能和綜合素質。最后，推動科技人才集聚，通過政策支持，提供更好的平臺、發展機會和就業待遇，吸引更多的科技人才流入，形成科技人才的聚集以促進區域的科技進步和創新水平。

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基金項目：新疆維吾爾自治區社會科學基金項目“新疆新質生產力培育賦能制造業高質量發展的機制與路徑研究”（項目編號：2024BJL040）；新疆維吾爾自治區自然科學基金面上項目“新疆紡織服裝業發展中多主體合作行為與收益分配優化研究”（項目編號：2022D01A206）；新疆師范大學研究生科研創新項目“先進制造業與現代服務業融合對區域創新效率的影響研究”（項目編號：XSY202401005）。

作者簡介：馬海霞，女，博士，新疆師范大學商學院教授，碩士生導師，研究方向為區域經濟可持續發展；潘承旺，通訊作者，男，新疆師范大學商學院碩士研究生，研究方向為區域經濟可持續發展。

（收稿日期：2024-09-13" 責任編輯：魯文雯）