韓慶瀟，查華超，楊 晨

(1.南京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，江蘇 南京 210093;2.南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，天津 300071)

一、引言及文獻回顧

近年來，隨著我國勞動力成本的增加，“中國制造”的低成本優(yōu)勢不斷減弱，而發(fā)達國家依靠對新技術(shù)的壟斷，從我國賺取了高額利潤。因此，提高國家創(chuàng)新水平，努力實現(xiàn)從“中國制造”到“中國創(chuàng)造”的轉(zhuǎn)變具有重要的戰(zhàn)略意義。同時，在全球生產(chǎn)分工的背景下，我國制造業(yè)出現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)集群熱，很多地方政府以產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的方式吸引企業(yè)入駐，建立了大量的工業(yè)園區(qū)和高科技園區(qū)。由于享受政策優(yōu)惠，這些集聚區(qū)匯集了一定數(shù)量的內(nèi)地企業(yè)，并吸引了很多跨國企業(yè)投資建廠。在我國加入WTO后，依靠產(chǎn)業(yè)集聚的方式來促進本地區(qū)制造業(yè)發(fā)展是一條便捷而又可行的路徑，這既有利于帶動本地制造業(yè)發(fā)展，又能促進招商引資。因此，各種類型的集聚區(qū)迅速建成。而這種集聚的生產(chǎn)方式，一方面通過規(guī)模經(jīng)濟降低企業(yè)生產(chǎn)成本，另一方面促進知識溢出，對創(chuàng)新水平的提高產(chǎn)生深遠影響。因此，結(jié)合我國制造業(yè)的實際情況，研究產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新水平的提高具有重要意義。

國外學(xué)者對產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新關(guān)系的研究主要遵循兩條路徑:一是以研究產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系為基礎(chǔ)，檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新的影響。Anthnoy(2001)以生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)化的形成為視角，研究產(chǎn)業(yè)集聚中的生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)化如何促進創(chuàng)新水平的提高，進而促進本地區(qū)經(jīng)濟增長［1］。Carlos(2000)以企業(yè)合作創(chuàng)新為視角，研究產(chǎn)業(yè)集聚如何促進企業(yè)合作創(chuàng)新及不同合作形式對創(chuàng)新影響的差異［2］。二是直接研究產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新之間的關(guān)系。Audretscht等(1996)以小企業(yè)管理創(chuàng)新數(shù)據(jù)庫的資料為基礎(chǔ)，實證分析發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚中產(chǎn)業(yè)內(nèi)知識溢出對創(chuàng)新的影響為負，而產(chǎn)業(yè)間知識溢出的影響為正［3］。Andersson等(2005)以瑞典的專利數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，驗證產(chǎn)業(yè)集聚能有效促進創(chuàng)新水平的提高［4］。

國內(nèi)學(xué)者在此基礎(chǔ)上展開了更為廣泛的研究。李凱等(2007)研究政府在產(chǎn)業(yè)集聚促進創(chuàng)新水平提高中的作用，研究結(jié)果肯定了政府的重要作用，為政府干預(yù)產(chǎn)業(yè)集聚的形成和發(fā)展提供了依據(jù)［5］。黃中偉(2007)研究存在于產(chǎn)業(yè)集聚中的網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)是如何促進創(chuàng)新的，指出網(wǎng)絡(luò)組織中存在大量的創(chuàng)新機制，從而能促進創(chuàng)新水平的提高［6］。陳勁等(2013)以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例，研究開放式創(chuàng)新背景下產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚程度較低時，專業(yè)化集聚更有利于創(chuàng)新;產(chǎn)業(yè)集聚程度較高時，多樣化集聚更有利于創(chuàng)新［7］。曹玉平(2012)基于20個細分制造行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，證實產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新的促進作用［8］。

總之，雖然國內(nèi)外學(xué)者從不同的角度進行了研究，但大多肯定了產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新的正向影響。然而，文獻集中在全行業(yè)或某一特殊類型行業(yè)的研究上，并沒有考慮不同要素密集度行業(yè)中創(chuàng)新的異質(zhì)性。同時，相關(guān)實證研究也缺少對創(chuàng)新效率的分析，而提高創(chuàng)新效率才能實現(xiàn)企業(yè)在創(chuàng)新方面的低投入、高產(chǎn)出，最終提高創(chuàng)新質(zhì)量水平。因此，本文在現(xiàn)有文獻基礎(chǔ)上，基于2003－2012年間的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗整個制造業(yè)及按不同要素密集度劃分的制造業(yè)中產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新效率的影響，最后根據(jù)分析得出結(jié)論與政策啟示。

二、我國制造業(yè)創(chuàng)新效率測度

(一)數(shù)據(jù)來源

為保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性與可獲得性，本文剔除了工藝品及其他制造業(yè)與廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)兩個子行業(yè)，因此共有28個制造業(yè)子行業(yè)。本文的數(shù)據(jù)來源于2003－2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

(二)我國制造業(yè)創(chuàng)新效率測度

由于曼奎斯特方法不僅可以比較不同制造業(yè)子行業(yè)在同一時點上的創(chuàng)新效率，還能分析不同時點上制造業(yè)創(chuàng)新效率的演化，因而為分析制造業(yè)創(chuàng)新效率水平提供了測度工具。

曼奎斯特指數(shù)通過距離函數(shù)來測度全要素生產(chǎn)率，通常包括四個距離函數(shù):在t時期技術(shù)給定的條件下，技術(shù)在t和(t+1)時期的生產(chǎn)函數(shù)為d0t(Yt，Xt)和d0t(Yt+1，Xt+1);在(t+1)時期技術(shù)給定的條件下，技術(shù)在t和(t+1)時期的生產(chǎn)函數(shù)為d0t+1(Yt，Xt)和d0t+1(Yt+1，Xt+1)。因此，在t和(t+1)時期的曼奎斯特全要素生產(chǎn)率指數(shù)為:

為避免隨意的基準或技術(shù)參照系，F(xiàn)are等提出用上述兩個指數(shù)的幾何平均計算全要素生產(chǎn)率，即:

可分解為

為計算創(chuàng)新效率，必須選擇相應(yīng)指標作為創(chuàng)新投入與產(chǎn)出。在投入方面，選擇科技活動人員作為勞動力投入的衡量指標，選擇科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出總額作為創(chuàng)新過程中資本投入的衡量指標。在產(chǎn)出方面，選擇專利申請數(shù)和新產(chǎn)品產(chǎn)值作為創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標。

由于創(chuàng)新活動具有一定的累積性，已有的知識和技術(shù)基礎(chǔ)會對后續(xù)的創(chuàng)新活動產(chǎn)生重要影響［9］。因此，創(chuàng)新資本投入應(yīng)轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的資本存量。本文應(yīng)用永續(xù)盤存法計算創(chuàng)新資本存量，其公式為:

其中，RDit和RDit－1為第i個行業(yè)在t和(t－1)年的創(chuàng)新資本存量，Iit為第i個行業(yè)在t年的創(chuàng)新資本投入，δ為創(chuàng)新資本折舊率。

基期創(chuàng)新資本存量RDi0的計算公式為:

其中，gi為樣本期間內(nèi)第i個行業(yè)科技活動經(jīng)費的年均增長率，采用δ=15%的折舊率［10］。本文在計算創(chuàng)新資本存量之前，以2002年為基期的研發(fā)價格指數(shù)對科技活動經(jīng)費進行平減①參照朱有為(2006)的方法，經(jīng)計算后研發(fā)價格指數(shù)(RPI)=0.54PPI+0.46CPI。其中，PPI為工業(yè)品出廠價格指數(shù)，CPI為居民消費價格指數(shù)。。同時，以2002年的工業(yè)品出廠價格指數(shù)對新產(chǎn)品產(chǎn)值進行平減。創(chuàng)新效率的計算結(jié)果如表1所示。

表1 2003－2012年制造業(yè)子行業(yè)創(chuàng)新效率及分解

以上為曼奎斯特指數(shù)計算的我國制造業(yè)子行業(yè)創(chuàng)新效率及其分解。從表1我們可以看出，我國制造業(yè)創(chuàng)新效率年均增長1.1%，其中技術(shù)效率是其增長的主要原因，年均增長率達到了9.8%，說明我國制造業(yè)創(chuàng)新從總體來看主要依靠技術(shù)效率的提高。不同要素密集度行業(yè)創(chuàng)新效率變化差異明顯。C23印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制業(yè)及其之前的行業(yè)(除C20外)創(chuàng)新效率都有不同程度的下降，而其之后的行業(yè)(除C41外)創(chuàng)新效率都有不同程度的提高。實際上，創(chuàng)新效率提高的產(chǎn)業(yè)大多集中在技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)更加重視創(chuàng)新水平的提高，從而增強了企業(yè)的競爭力。

三、研究模型構(gòu)建與實證結(jié)果分析

(一)模型構(gòu)建與變量說明

1．模型構(gòu)建。為進一步分析制造業(yè)集聚與創(chuàng)新效率的定量關(guān)系，我們借鑒現(xiàn)有的研究成果并構(gòu)建計量模型。為保證實證檢驗的有效性，本文選擇面板數(shù)據(jù)進行分析?？紤]到創(chuàng)新效率的動態(tài)性，即前期創(chuàng)新效率會影響當期創(chuàng)新效率，本文選擇動態(tài)面板模型進行實證分析:

其中，yit為t年第i個行業(yè)的創(chuàng)新效率，Xit代表對行業(yè)創(chuàng)新效率影響的解釋變量，ηi為行業(yè)之間不可觀察的異質(zhì)性影響，εit為殘差項。

通過傳統(tǒng)方法對這一模型進行回歸時會產(chǎn)生動態(tài)面板模型的個體效應(yīng)問題和計量模型中解釋變量存在的內(nèi)生性問題，從而可能導(dǎo)致估計是有偏的和非一致的。因此，Arellano and Bond(1991)和Arellano and Bover(1995)提出了廣義矩估計法(GMM)，這一方法可有效解決上述問題。首先，對上述模型進行一階差分，我們可得:

在解決行業(yè)的個體效應(yīng)后，借助工具變量消除解釋變量的內(nèi)生性問題，可以保證估計結(jié)果的有效性。因此，本文應(yīng)用廣義矩估計法對動態(tài)面板進行檢驗。同時，為保證模型估計的有效性，采用Sargan或Hansen檢驗來識別工具變量的有效性，如果不能拒絕原假設(shè)，那么工具變量的設(shè)定是合適的;通過Arellano AR(2)檢驗來判定殘差項的二階自相關(guān)，如果不能拒絕原假設(shè)，則不存在二階自相關(guān)，即模型的設(shè)定是合理的。

因此，本文的計量模型可表示為:

其中，tfp代表創(chuàng)新效率，cr代表集聚水平，cs代表行業(yè)規(guī)模，gi代表政府投入力度，fdi代表外商直接投資，fdi2代表外商直接投資的二次項，i為企業(yè)，t為時間，ηi為企業(yè)之間不可觀察的異質(zhì)性影響，εit為殘差項。

2．變量說明。為與前文保持一致性，實證部分選擇時間跨度為2003－2012年的數(shù)據(jù)，而制造業(yè)子行業(yè)為28個子行業(yè)，因此本文共有280個樣本點。

(1)被解釋變量。創(chuàng)新效率(tfp)以通過曼奎斯特指數(shù)計算的全要素生產(chǎn)率來替代。

(2)關(guān)鍵解釋變量。產(chǎn)業(yè)集聚度(cr)的測度運用空間集聚指數(shù)的方法進行計算，數(shù)據(jù)來自于各省級單位的統(tǒng)計年鑒。由于我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)不足，無法計算Glenn和Edward提出的空間集聚指數(shù)中的赫芬達爾指數(shù)Hi，也就無法直接計算產(chǎn)業(yè)集聚水平。本文按照楊宏焦等(2008)的方法，運用改進后的公式進行計算［11］。但該方法需進行如下假設(shè):在每個區(qū)域中，不同產(chǎn)業(yè)中的所有企業(yè)規(guī)模都相同，即假定在不同產(chǎn)業(yè)中這些企業(yè)總產(chǎn)值相等。因此，改進后的赫芬達爾指數(shù)Hi變?yōu)槿缦鹿剿?，計算系?shù)為γi。其中，i代表產(chǎn)業(yè)，j代表區(qū)域，χj為區(qū)域j所有產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占全國所有產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比例，sij為產(chǎn)業(yè)i在區(qū)域j的總產(chǎn)值占該產(chǎn)業(yè)全國總產(chǎn)值的比例，Gi是產(chǎn)業(yè)i在r個區(qū)域內(nèi)的空間基尼系數(shù)，Hi是產(chǎn)業(yè)i的赫芬達爾系數(shù)，nij為區(qū)域j中產(chǎn)業(yè)i包含的企業(yè)數(shù)量，outputij表示區(qū)域j中產(chǎn)業(yè)i的總產(chǎn)值，outputi表示產(chǎn)業(yè)i的全國總產(chǎn)值。因此，我們可得到計算公式sij=outputij/outputi。這種新的方法能計算出赫芬達爾指數(shù)Hi，進而得到我國制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚水平。同時，本文對總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)按2002年的物價指數(shù)進行平減。

(3)控制變量。行業(yè)規(guī)模(cs)。一般認為，產(chǎn)業(yè)規(guī)模越大，產(chǎn)業(yè)實力越雄厚，就有更多的研發(fā)資本和研發(fā)人員，從而更利于創(chuàng)新效率的提高［12］。因此，本文選擇行業(yè)規(guī)模作為控制變量，其計算方法為行業(yè)總產(chǎn)值/制造業(yè)總產(chǎn)值。政府投入力度(gi)。各級政府一直都大力支持科技創(chuàng)新，通過各種財政和金融手段激勵企業(yè)創(chuàng)新的積極性。根據(jù)已有研究發(fā)現(xiàn)，政府資助對創(chuàng)新具有更為顯著的促進作用［13］，但在一定程度上對企業(yè)創(chuàng)新投入也可能會產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，從而降低了企業(yè)創(chuàng)新效率。因此，本文選擇政府投入力度作為控制變量，以識別哪種影響發(fā)揮主要作用，其計算方法為大中型工業(yè)企業(yè)政府資金/科技活動經(jīng)費籌集總額。外商直接投資(fdi)。外商直接投資對創(chuàng)新的影響同時存在兩種效應(yīng):一是通過技術(shù)外溢可以提高本國企業(yè)的創(chuàng)新效率［14］;二是外商直接投資會擠占國內(nèi)市場，從而影響本國企業(yè)的發(fā)展，降低創(chuàng)新效率［15］。因此，根據(jù)已有研究可知，正反兩方面的作用可能會導(dǎo)致外商直接投資對創(chuàng)新的影響不是簡單的線性關(guān)系，本文選擇外商直接投資及其二次項作為控制變量，其計算方法為“三資”企業(yè)產(chǎn)值/大中型工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值。

因此，本文所有變量及其解釋可以歸納為表2所示。

表2 變量及其解釋

(二)實證結(jié)果及分析

1．制造業(yè)集聚與創(chuàng)新效率的總體分析。本文首先對制造業(yè)2003－2012年28個子行業(yè)的總體面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，可以得到表3的回歸結(jié)果。

表3 總體實證結(jié)果

本文首先選擇傳統(tǒng)的計量模型對面板數(shù)據(jù)進行檢驗。由于Huasman檢驗的p值遠小于5%，因此依據(jù)固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果進行分析。但這一模型并沒有解決計量模型中的內(nèi)生性問題，因而本文又選擇差分廣義矩估計進行檢驗。由表3可知，固定效應(yīng)的F檢驗和差分GMM的Wald檢驗表明兩種檢驗的總體效果顯著。同時，兩種模型估計的大部分變量系數(shù)都顯著，方向也一致。通過AR(2)和Sargan檢驗可知，模型不存在二階自相關(guān)，工具變量的選擇也是恰當?shù)?。這說明差分GMM模型不僅可以解決內(nèi)生性問題，而且模型設(shè)定和工具變量的選擇也是合理的，檢驗結(jié)果是有效的。因此，下文著重討論差分GMM的估計結(jié)果。

從回歸結(jié)果可以看出，產(chǎn)業(yè)集聚度對創(chuàng)新效率的影響系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，說明從制造業(yè)總體來看，產(chǎn)業(yè)集聚水平的上升的確可以有效促進創(chuàng)新效率的提高，從而實現(xiàn)創(chuàng)新的低投入、高產(chǎn)出。值得注意的是，滯后一期的創(chuàng)新效率系數(shù)顯著為負，表明我國制造業(yè)創(chuàng)新效率持續(xù)增加的動力不足，導(dǎo)致創(chuàng)新效率的提高不連續(xù)。由此可知，如何實現(xiàn)創(chuàng)新效率的持續(xù)增加是我國制造業(yè)面臨的重要課題。行業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新效率的影響系數(shù)顯著為正，這與之前的預(yù)期相符，表明規(guī)模較大的行業(yè)擁有更充足的創(chuàng)新資本和研發(fā)人員，促進創(chuàng)新效率的提高。另外，政府投入力度對創(chuàng)新效率的影響系數(shù)為負，說明從制造業(yè)總體來看，政府資助在一定程度上對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，降低了企業(yè)創(chuàng)新效率。因此，如何使政府資助能真正促進企業(yè)創(chuàng)新效率提高，將是政府部門更加關(guān)注的重點。外商直接投資的一次項系數(shù)顯著為負、二次項系數(shù)顯著為正，說明外商直接投資對創(chuàng)新效率的影響呈“U”型，即當外商直接投資較少時，外商占領(lǐng)國內(nèi)市場而產(chǎn)生的負面影響較大，技術(shù)外溢的正面影響非常微弱，從而抑制了我國企業(yè)創(chuàng)新效率的提高;當更多的外商進入本國時，技術(shù)溢出的效果開始顯現(xiàn)，并逐漸促進我國企業(yè)創(chuàng)新效率提高。

2．不同要素密集度下產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新效率的分析?？紤]到不同要素密集度行業(yè)的異質(zhì)性，產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新效率的影響可能不同。因此，本文參考王岳平(2004)的要素密集度劃分方法對制造業(yè)子行業(yè)進行分類［16］，并實證檢驗不同要素密集度行業(yè)2003－2012年的面板數(shù)據(jù)。由于廣義矩估計法可以分為差分廣義矩估計(差分GMM)和系統(tǒng)廣義矩估計(系統(tǒng)GMM)，本文根據(jù)回歸結(jié)果的Wald、AR(2)和Hansen檢驗，選擇更合理的廣義矩估計方法，可以得到表4的回歸結(jié)果。

表4 不同要素密集度的實證結(jié)果

由表4顯示，三個面板數(shù)據(jù)的回歸中Wald檢驗均是顯著的，表明檢驗的總體效果顯著。通過AR(2)和Hansen檢驗可知，三個回歸都不存在二階自相關(guān)，工具變量的選擇也是恰當?shù)?，表明以上回歸結(jié)果是有效的。

由解釋變量的回歸系數(shù)可知，勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新效率的影響系數(shù)差別較大，只有技術(shù)密集型制造業(yè)的變量系數(shù)顯著為正，即只有技術(shù)密集型的制造業(yè)才能通過產(chǎn)業(yè)集聚有效促進創(chuàng)新效率的提高。究其原因可能是由于不同行業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的目的不同所致，即勞動密集型和資本密集型制造業(yè)更加注重通過產(chǎn)業(yè)集聚促進規(guī)模經(jīng)濟的產(chǎn)生，降低生產(chǎn)成本，對創(chuàng)新水平的提高并不重視;技術(shù)密集型制造業(yè)則更加注重通過產(chǎn)業(yè)集聚實現(xiàn)知識外溢和促進合作創(chuàng)新，實現(xiàn)創(chuàng)新效率的提高。行業(yè)規(guī)模的變量系數(shù)在勞動密集型和資本密集型制造業(yè)中顯著為正，但在技術(shù)密集型制造業(yè)中并不顯著。這是由于前兩類制造業(yè)中規(guī)模越大的企業(yè)實力越雄厚，創(chuàng)新的條件更優(yōu)越，更有利于創(chuàng)新效率;在技術(shù)密集型制造業(yè)中，規(guī)模經(jīng)濟對創(chuàng)新的促進作用較小，而一部分小企業(yè)依靠其更加靈活和柔性的研發(fā)方式產(chǎn)生了較高的創(chuàng)新效率，從而使行業(yè)規(guī)模變得并不顯著。政府投入力度的變量系數(shù)在資本密集型制造業(yè)中顯著為負，而在技術(shù)密集型制造業(yè)中顯著為正。這說明在資本密集型制造業(yè)中政府資金更多地產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，而在技術(shù)密集型制造業(yè)中，由于政府與企業(yè)的目標一致，都非常重視創(chuàng)新而使政府資金得到了有效利用，顯著地促進了創(chuàng)新水平的提高。外商直接投資一次項的系數(shù)在資本密集型制造業(yè)中顯著為負，這說明在此類制造業(yè)中外資對創(chuàng)新效率的影響弊大于利，其知識溢出對創(chuàng)新的促進作用極為有限，外資通過市場勢力和技術(shù)壟斷阻礙了我國制造業(yè)創(chuàng)新效率的提高，這也可解釋我國制造業(yè)企業(yè)難以成功實現(xiàn)價值鏈攀升的原因。

四、結(jié)論與政策建議

本文通過曼奎斯特指數(shù)方法對我國制造業(yè)子行業(yè)創(chuàng)新效率進行測度，運用廣義矩估計法(GMM)對2003－2012年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，最后得到以下的幾個結(jié)論:從制造業(yè)總體來看，產(chǎn)業(yè)集聚水平的上升可以有效地促進創(chuàng)新效率提高;按照要素密集度分類的制造業(yè)實證結(jié)果表明，只有技術(shù)密集型制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚能有效促進創(chuàng)新效率的提高;創(chuàng)新效率的滯后項為負，表明我國制造業(yè)的創(chuàng)新效率提高具有不連續(xù)的特征;勞動密集型和資本密集型制造業(yè)都傾向于通過擴大企業(yè)規(guī)模提高創(chuàng)新效率，而技術(shù)密集型制造業(yè)的小企業(yè)也具有自身的創(chuàng)新優(yōu)勢;只有在技術(shù)密集型制造業(yè)中，政府對企業(yè)研發(fā)的資金補貼才能起到有效的促進作用;在資本密集型制造業(yè)中，外商直接投資抑制了創(chuàng)新效率的提高。

基于以上研究結(jié)論，本文得到如下的政策啟示:政府應(yīng)以規(guī)模經(jīng)濟為目標，促進勞動密集型和資本密集型制造業(yè)集聚水平的提高;以創(chuàng)新效率為目標，促進技術(shù)密集型制造業(yè)集聚水平的提高，針對不同類型的制造業(yè)采取不同的鼓勵政策，避免企業(yè)的簡單“堆積”;創(chuàng)造良好的創(chuàng)新環(huán)境，提高企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的積極性;提供優(yōu)惠政策，鼓勵技術(shù)密集型制造業(yè)的小企業(yè)創(chuàng)新，以發(fā)揮其自身優(yōu)勢;有選擇地引進外資，減少其對創(chuàng)新效率的負面影響。

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