陳 陽 唐曉華

(遼寧大學 經(jīng)濟學院，遼寧 沈陽 110036)

一、引言及文獻綜述

經(jīng)濟“新常態(tài)”下，中國經(jīng)濟面臨著生態(tài)破壞、環(huán)境污染、能源資源日益匱乏所帶來的嚴峻挑戰(zhàn)，進行綠色清潔生產(chǎn)、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展成為中國城市化進程中需要面對的重要議題。但是，由于中國資源分配體系具有濃厚的行政等級色彩，高行政等級城市具有較高的政治方面權(quán)限，在財政收入、資源分配、基礎設施建設等方面具有政策優(yōu)勢，從而能夠在產(chǎn)業(yè)布局、能源消耗量、環(huán)境污染排放等方面擁有調(diào)控優(yōu)勢。由于行政等級不同導致城市間不平等和資源配置的行政中心偏向，在市場力量的合力作用下行政等級高的城市易于出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集中和人口增加等現(xiàn)象(魏后凱，2014)。因而，如何在行政等級差異情況下利用人口集聚和產(chǎn)業(yè)集中的優(yōu)勢進行節(jié)能減排，成為中國城市化進程中必須要面對的問題。那么，產(chǎn)業(yè)集聚是如何影響能源消耗和污染減排的呢？一般而言，產(chǎn)業(yè)集聚初期，生產(chǎn)要素在集聚區(qū)內(nèi)不斷集中，從而產(chǎn)生規(guī)模效應，而企業(yè)間通過環(huán)保知識互通、綠色技術共享、綠色設備共用等方式釋放環(huán)境正效應，從而提升了城市的綠色全要素生產(chǎn)率(李偉娜，2017)。但是，隨著生產(chǎn)要素的過度集中，此時會出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展?jié)摿Σ蛔?、空間結(jié)構(gòu)問題突出等情況，使得集中在同一位置的企業(yè)出現(xiàn)向外轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象，而這將不利于城市生產(chǎn)效率的持續(xù)提升。

國內(nèi)外學者對產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率之間的關系進行了大量研究，但是并未形成一致的結(jié)論，現(xiàn)有三個部分文獻對這一問題進行研究。第一方面研究文獻，產(chǎn)業(yè)集聚效應顯著性研究。比如， Ottaviano et al.(2006)、Otsuka et al. (2010)、張公嵬等(2013)、于斌斌(2016)等認為, 產(chǎn)業(yè)集聚主要是通過勞動力共享、技術溢出、中間產(chǎn)品聯(lián)系三種途徑提升產(chǎn)業(yè)層面、企業(yè)層面、城市層面的全要素生產(chǎn)率。一般而言，全要素生產(chǎn)率可以分解為技術進步和技術效率兩個部分，學者在產(chǎn)業(yè)集聚如何提升全要素生產(chǎn)率的具體路徑的認識方面尚存在分歧。趙偉等(2008)、王麗麗(2010)認為，制造業(yè)集聚主要通過推動技術進步來改善全要素生產(chǎn)率；但是范劍勇等(2014)、孫慧等(2016)則認為，提升全要素生產(chǎn)率的主要途徑為技術效率改進，而不是技術進步。第二方面研究文獻，產(chǎn)業(yè)集聚約束性研究。Bode(2004)、Bautista(2005)認為, 產(chǎn)業(yè)集聚對生產(chǎn)率提升的作用并不顯著。而薄文廣(2007)實證研究證實制造業(yè)集聚的專業(yè)化效應對全要素生產(chǎn)率的改善作用不大，而這是由于產(chǎn)業(yè)性質(zhì)與地理特征的差異造成的多樣化效應，而并非只是單調(diào)作用。程中華等(2015)認為，中國低效率的城市空間相關性正在逐漸增強，而制造業(yè)集聚阻礙了城市全要素生產(chǎn)率的提升。第三方面研究文獻則突破兩者單調(diào)線性關系的分析框架，探析產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率之間的非線性關系。Brulhart et al.(2009)的研究證明，產(chǎn)業(yè)空間集聚與生產(chǎn)率提升并不是簡單的、不變的單調(diào)線性關系，而是非線性的并由許多條件決定的，最終用105個國家數(shù)據(jù)驗證了“威廉姆森假說”的存在。Cainelli et al.(1999)、Usai et al.(2001)、薄文廣(2007)等認為，集聚的專業(yè)化效應會阻礙生產(chǎn)率提升，而多樣化效應會促進生產(chǎn)率提升與創(chuàng)新績效提高。與之相反的是，Henderson(2001)、Cingano(2004)認為，多樣化對生產(chǎn)效率的影響并不顯著，而專業(yè)化效應對生產(chǎn)率則具有促進作用。

在城市等級與生產(chǎn)效率關系方面，國內(nèi)外學者主要從城市規(guī)模和行政等級兩個方面對該問題進行研究。(1)從城市規(guī)模方面研究文獻來看，Sveikauskas(1975)認為，美國的城市規(guī)模擴大一倍，城市勞動生產(chǎn)率能夠提高5.98%。Segal (1976)則認為，人口超過200萬的城市要比人口數(shù)量25～200萬的城市生產(chǎn)效率高出6%。石大千等(2016)、魯志國等(2017)認為，城市規(guī)模與城市生產(chǎn)率之間存在明顯的倒U型關系，而且城市生產(chǎn)率也存在一個最優(yōu)的城市規(guī)模。但是柯善咨等(2014)、陳杰等(2016)則認為，城市規(guī)模能夠提升城市生產(chǎn)效率的前提條件是存在與之相對應的城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，否則城市規(guī)模并不能促進效率改善。(2)從行政等級來看，Davis et al.(2003)認為，高等級城市能夠在資金補貼、外商直接投資以及進出口的開放程度等方面享受到中央政府的權(quán)力和優(yōu)惠政策分配產(chǎn)生的不均等“偏愛”。Ades et al. (1995)、魏后凱(2014)、王垚等(2015)認為，城市行政等級的首要影響在于促進城市發(fā)展，擴大城市規(guī)模。李澎等(2016)認為，城市行政體制不但營造了城市發(fā)展環(huán)境的非公平性，而且導致高行政等級的城市吸納過多的生產(chǎn)要素，從而會對城市的資源配置效果產(chǎn)生極為不利的影響。

綜上，通過梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)：首先，現(xiàn)有文獻缺少對地理距離影響產(chǎn)業(yè)集聚效應大小的研究。由于知識、技術的空間溢出效應不僅局限在本地，還會波及周邊地區(qū)，只是這種波及效應會隨著距離增加而衰減。其次，現(xiàn)有文獻忽視了產(chǎn)業(yè)集聚與城市等級之間的互動關系。由于高行政等級城市具有的高權(quán)限，從而在吸引外商投資、人才匯集等方面擁有優(yōu)勢，這給產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來巨大便利；同時，制造業(yè)水平較高形成的產(chǎn)業(yè)等級聯(lián)系，使得產(chǎn)業(yè)內(nèi)的人才、資本、技術跨地區(qū)流動增加，這極大提升了全要素生產(chǎn)率。

鑒于此，本文利用2004—2015年中國285個地級城市及地級以上行政等級城市的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在考慮城市等級情況下，對制造業(yè)集聚與城市綠色全要素生產(chǎn)率的關系在以下兩個方面進行拓展：(1)在產(chǎn)業(yè)集聚測算方法上，本文充分考慮城市行政等級和產(chǎn)業(yè)等級的差異，綜合考察城市制造業(yè)內(nèi)部地位與區(qū)域等級的集聚水平；(2)在中國大部分城市正在進行“退二進三”趨勢下，考察以制造業(yè)等級聯(lián)系作為紐帶的制造業(yè)和服務業(yè)協(xié)同集聚是如何影響城市效率的。

二、制造業(yè)集聚影響綠色全要素生產(chǎn)率作用機制

在經(jīng)濟新常態(tài)下，實現(xiàn)經(jīng)濟增長由投入驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動的增長動力轉(zhuǎn)換，最終要以提升全要素生產(chǎn)率作為衡量標準*詳見：蔡昉. 全要素生產(chǎn)率是新常態(tài)經(jīng)濟增長動力[N]. 北京日報，2015-11-23(第17版).。制造業(yè)作為國民經(jīng)濟的主體，是立國之本、興國之器、強國之基，但是伴隨著制造業(yè)的迅猛發(fā)展，制造業(yè)的地理集中程度不斷增強，許多制造業(yè)行業(yè)不斷向經(jīng)濟社會條件優(yōu)越的東部沿海地區(qū)集中，這就形成了制造業(yè)在地區(qū)分布上的非均衡性特點。如何建立制造業(yè)集聚和城市生產(chǎn)效率之間有效聯(lián)系，并形成經(jīng)濟增長動力轉(zhuǎn)換的重要突破口，成為相關研究重要課題。那么，制造業(yè)集聚是如何影響城市綠色全要素生產(chǎn)率的呢？不同制造業(yè)發(fā)展水平的城市又是如何利用等級“勢差”提升城市綠色全要素生產(chǎn)率的呢？這些都是需要明確回答的問題。

制造業(yè)集聚影響城市綠色全要素生產(chǎn)率的作用機制在于：制造業(yè)在不同城市的空間集聚將導致城市制造業(yè)發(fā)展水平存在差異，進而形成制造業(yè)的城市等級“勢差”；同時，結(jié)合制造業(yè)集聚外部性的作用，從而能夠有效影響城市綠色全要素生產(chǎn)率。因而，制造業(yè)集聚將通過集聚外部性、等級“勢差”機制作用于城市綠色全要素生產(chǎn)率。

1.集聚外部性機制

改善城市綠色全要素生產(chǎn)率的途徑主要有兩種：一是技術進步；二是優(yōu)化資源配置效率。而制造業(yè)集聚的外部性機制影響城市綠色全要素生產(chǎn)率的主要效應有：(1)創(chuàng)新激勵效應。制造業(yè)企業(yè)在同一地區(qū)的集中，使得集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)競爭程度加劇，企業(yè)不得不更多采用節(jié)能低碳技術以代替高耗能資源的投入，促使制造業(yè)企業(yè)向價值鏈高端攀升，從而提升了城市綠色技術效率；同時，制造業(yè)企業(yè)的集聚將使得高素質(zhì)技術人才集中，有助于企業(yè)間存在的緘默知識得以暢通流動，加快制造業(yè)技術的知識溢出效應，提高企業(yè)技術進步水平。(2)資源優(yōu)化配置效應。勞動、資本等生產(chǎn)要素在集群內(nèi)流動遵循報酬率高低原則，知識、技術等密集型行業(yè)本身具有較高的勞動生產(chǎn)率，因而擁有相對較高的要素報酬率，使得資本、勞動等要素不斷由低端制造行業(yè)流向高端價值鏈行業(yè)，進而改善城市資源錯配現(xiàn)象，降低行業(yè)單位能源消耗和碳排放水平，從而提升了城市生產(chǎn)效率，并實現(xiàn)了城市制造業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。(3)共享效應。制造業(yè)企業(yè)集聚，不僅會共享城市基礎設施等基本經(jīng)濟發(fā)展條件，還能夠通過企業(yè)集聚形成產(chǎn)業(yè)節(jié)能減排的規(guī)模效應，集中分攤治污成本，共享減排和治污的處理設備，實現(xiàn)節(jié)能減排技術的溢出和共享；同時，政府能夠?qū)χ圃鞓I(yè)集聚企業(yè)實行集中監(jiān)管和統(tǒng)一環(huán)保宣傳，建立動態(tài)治污監(jiān)測系統(tǒng)，形成集聚企業(yè)互相監(jiān)督的局面，進而改善城市綠色全要素生產(chǎn)率。

2.等級“勢差”機制

隨著城市專業(yè)化分工的深化，城市間分工協(xié)作能力將會得到提升。但是由于城市制造業(yè)發(fā)展水平不同，造成城市制造業(yè)在區(qū)域分工中的地位有所差異，有的城市成為區(qū)域制造中心，有的成為制造業(yè)“衛(wèi)星”城市，中心城市和“衛(wèi)星”城市之間產(chǎn)生了等級“勢差”，這種等級“勢差”將通過不同途徑影響城市生產(chǎn)效率。具體表現(xiàn)在以下兩種效應:(1)產(chǎn)業(yè)擴散效應。制造業(yè)中心城市立足于價值鏈高端行業(yè)，必然將傳統(tǒng)低端制造業(yè)行業(yè)轉(zhuǎn)移到衛(wèi)星城市，保留知識、技術等高效率產(chǎn)業(yè)；而對于衛(wèi)星城市而言，承接的集群化、系統(tǒng)性的產(chǎn)業(yè)，有助于改善城市技術水平與資源配置效率，提升城市生產(chǎn)效率。(2)技術進步效應。制造業(yè)中心城市擁有高素質(zhì)技術人才、外商直接投資、跨國公司進駐等方面優(yōu)勢，必然使得其成為區(qū)域創(chuàng)新中心，這有助于提升城市自身的全要素生產(chǎn)率；制造業(yè)中心城市作為區(qū)域技術進步的源泉，伴隨著技術知識向周邊制造業(yè)“衛(wèi)星”城市的溢出，這也將會提升“衛(wèi)星”城市的生產(chǎn)效率。

綜上，產(chǎn)業(yè)集聚將通過城市內(nèi)部的集聚外部性機制(創(chuàng)新激勵效應、資源優(yōu)化配置效應、共享效應)和區(qū)域產(chǎn)業(yè)等級中的“勢差”機制(產(chǎn)業(yè)擴散效應、技術進步效應)來提升城市綠色全要素生產(chǎn)率。

三、模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設計

本文借鑒了Miller et al.(2000)的研究思路，并根據(jù)研究需要進行相應拓展。若研究城市投入產(chǎn)出形式采用C-D生產(chǎn)函數(shù)，則由于城市全要素生產(chǎn)率不僅受到人力資本水平的影響，還受制造業(yè)集聚水平的影響，因而C-D生產(chǎn)函數(shù)形式可以擴展為：

(1)

其中：Yit代表城市國民生產(chǎn)總值；AGGit表示制造業(yè)集聚水平；Hit表示人力資本水平；Kit為資本投入量；Lit為勞動投入量；α和β代表資本和勞動力的產(chǎn)出彈性系數(shù)；i代表城市；t代表時間。A(·)表示?？怂怪行缘募夹g進步效率函數(shù)，借鑒Hulten et al.(2006)的做法，假定其構(gòu)成為多元組合，即：

(2)

將式(2)代入式(1)，可以得到：

(3)

其中：Ai0為初始的技術效率水平；λ為外生的技術變遷效；φ和σ分別表示制造業(yè)集聚水平和人力資本水平的彈性系數(shù)。

(4)

對式(4)取對數(shù)，可以得到：

Ln TFPit=Ln Ai0+λit+φiLn AGGit+σiLn Hit

(5)

由于本文研究重點是制造業(yè)集聚對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制。因此，在式(5)的基礎上，為檢驗制造業(yè)集聚的非線性影響關系，特加入制造業(yè)集聚的平方項：

(6)

其中:TFP為城市綠色全要素生產(chǎn)率；AGG為制造業(yè)集聚水平；X為控制變量，包括人均資本存量、人力資本水平、基礎設施水平、信息化水平、政府干預程度、政府支持力度、對外開放程度、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)；ε是隨機擾動項；ρ是空間滯后系數(shù)，說明樣本值的空間依賴性；λ是空間誤差系數(shù)，說明誤差結(jié)構(gòu)中存在的空間相關性, 當λ=0時，模型為空間滯后模型(SAR);當ρ=0時，模型為空間誤差模型(SEM)；ρ和λ反映鄰近地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出的相互影響和作用，即經(jīng)濟的空間溢出大小；Wij為空間權(quán)重，反映不同地區(qū)間的空間聯(lián)系強度。

根據(jù)地理學第一定律，空間單元之間距離越近，則空間溢出效應越強，空間溢出效應隨著距離的增加而衰減，因而本文將采用空間反距離權(quán)重，具體形式如式(7)所示：

(7)

其中：D為距離閥值，dij為城市i和j之間的地理距離，距離閾值采用最大值，即D=3905.2km。

(二)變量說明

1.被解釋變量：城市綠色全要素生產(chǎn)率

本文參考Fare et al.(2007)構(gòu)造的包含期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集合，利用基于非徑向SBM方向性距離的Malmquist—Luenberger指數(shù)，進而測算出2004—2015年中國285個城市的綠色全要素生產(chǎn)率的動態(tài)變化狀況。綠色全要素生產(chǎn)率涵蓋了勞動、資本、能源投入狀況，同時考慮到期望產(chǎn)出的增加與非期望產(chǎn)出的減少的情況，這也是與中國在經(jīng)濟發(fā)展過程中將要解決的能源環(huán)境問題情況相符。本文所使用的Malmquist—Luenberger指數(shù)如下所示：

(8)

式(8)中，分別表示投入指標、期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出，對于城市綠色全要素生產(chǎn)率(ML)大于或小于1，可以表示從t到t+1期城市綠色全要素生產(chǎn)率(ML)增長或下降。

(1)投入指標。①勞動力投入：該指標采用各個城市的就業(yè)人數(shù)表示；②資本投入：參照張軍等(2004)的處理方法，采用城市資本存量水平表示，并以2000年為基期進行價格因素平減；③能源消耗：本文借鑒秦炳濤(2014)的做法，采用城市全年全市用電量來表示。

(2)產(chǎn)出指標。①期望產(chǎn)出：城市國民生產(chǎn)總值。本文選擇城市國民生產(chǎn)總值表示，并以2000年為基期，利用價格指數(shù)消除價格因素的影響。②非期望產(chǎn)出：廢水排放量、二氧化硫排放量與煙塵排放量，本文將利用熵值法確定非期望產(chǎn)出的權(quán)重，以此計算非期望產(chǎn)出的綜合指標。

2.解釋變量：制造業(yè)集聚水平

地理集中度、區(qū)位基尼系數(shù)、區(qū)位熵、EG指數(shù)等傳統(tǒng)研究方法并沒有考慮到某一地區(qū)產(chǎn)業(yè)在區(qū)域范圍內(nèi)的產(chǎn)業(yè)等級水平，而只是檢驗了產(chǎn)業(yè)在地區(qū)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)性地位。因而，上述方法會造成某一城市的產(chǎn)業(yè)在地理范圍內(nèi)發(fā)展水平較高或等級程度較高，但是由于城市經(jīng)濟體量龐大或者處于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型時期，產(chǎn)業(yè)在城市內(nèi)部經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的地位并不高，以致必將低估產(chǎn)業(yè)的集聚水平，這也與現(xiàn)實中這一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展地位不符，所以需要統(tǒng)籌考察產(chǎn)業(yè)在地區(qū)內(nèi)部結(jié)構(gòu)地位與外在區(qū)域等級雙重層面的集中問題。因而，本文將采用一個包含地區(qū)產(chǎn)業(yè)區(qū)域等級程度與內(nèi)部區(qū)位熵的產(chǎn)業(yè)集聚測算方法，這能夠更加客觀地反映產(chǎn)業(yè)集聚特征，具體測算方法如下。

首先，城市制造業(yè)區(qū)位熵(LQ)水平主要用來衡量制造業(yè)在城市經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的內(nèi)部地位，具體公式如下：

(9)

其次，城市制造業(yè)等級(LEVEL)表示某一城市的制造業(yè)發(fā)展水平在區(qū)域范圍內(nèi)的等級。在中國經(jīng)濟發(fā)展過程中，城市制造業(yè)發(fā)展水平越高，外商投資、政府政策、生產(chǎn)要素與科技人員等要素條件更為優(yōu)越，制造業(yè)集聚的規(guī)模經(jīng)濟越大，城市生產(chǎn)率可能就越高；反之，城市缺乏經(jīng)濟發(fā)展的基本要素，生產(chǎn)效率提升就較為困難。因而本文將用城市制造業(yè)就業(yè)人數(shù)與周邊城市加權(quán)的制造業(yè)就業(yè)人數(shù)之比來代表城市制造業(yè)等級水平，具體公式如下所示：

(10)

其中：xit為城市i制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)；W為空間權(quán)重；Xt表示時間t城市制造業(yè)就業(yè)人數(shù)的行向量。

最后，城市制造業(yè)集聚水平(AGG)為城市制造業(yè)區(qū)位熵與制造業(yè)等級水平的乘積，具體如下所示：

AGGit=LQit×LEVELit

(11)

3.控制變量

本文選取的控制變量主要包括：

(1)人均資本存量(K)。目前，估算資本存量最常用的方法為永續(xù)盤存法，本文用2003年固定資產(chǎn)投資總額作為分子除以折舊率與2004—2015年固定資產(chǎn)投資形成的平均增長率之和來估算2004年的資本存量，2004年以后的資本存量通過永續(xù)盤存法計算城市固定資產(chǎn)投資總額而得，具體公式如下：

Ki,t=Ki,t-1(1-δt)+Ii,t

(12)

其中：Ki,t表示第i個城市t年的資本存量；Ki,t-1表示第i個地區(qū)t-1年的資本存量；Ii,t表示第i個地區(qū)t年的固定資產(chǎn)投資，并利用城市固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)調(diào)整為2000年不變價格；δt為第t年的折舊率，本文設定折舊率為10.96%。本文采用人均資本存量。

(2)人力資本水平(EDU)。考慮到不同教育水平下人力資本的差異性，本文采用人均受教育年限(EDU)來估計城市的人力資本水平。設定小學程度為6年，初中程度為9年，高中程度為12年，大專及以上程度為16年，則：城市平均受教育年限=6S1+9S2+12S3+16S4。其中，S1、S2、S3、S4分別表示各受教育水平人口數(shù)在總?cè)丝谥械谋壤?/p>

(3)基礎設施(ROD)。城市基礎設施的建設，不僅可以改善經(jīng)濟運行環(huán)境，降低企業(yè)與外部的交易成本，還能夠加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的步伐，促進地區(qū)經(jīng)濟增長；如果城市基礎設施改善只存在于城市內(nèi)部層面，無法與城市外部形成緊密的聯(lián)系網(wǎng)絡，城市基礎設施的改善就不能有效提升城市效率水平。本文采用城市道路面積的人均占有面積來衡量城市基礎設施。

(4)信息化水平(TEL)。城市信息化水平的提升將會推動城市之間勞動力、資本等生產(chǎn)要素的跨區(qū)域、遠距離流動，地理空間距離對于要素的限制將會大大減弱，從而能夠大幅度提升制造業(yè)集聚水平，推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展；但是如果城市信息化只是硬件設施更新，而不是軟環(huán)境的改善，這樣的信息化水平提升將不利于城市生產(chǎn)率改善。本文采用人均郵電量來表示信息化水平。

(5)政府作用。在財政分權(quán)體制下，政府對經(jīng)濟運行環(huán)境的干預會對地區(qū)生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響：首先，當政府開支用于支付政府的行政開支時，其對經(jīng)濟效率的影響將大打折扣；其次，當政府支出重點轉(zhuǎn)移到科學、教育等領域時，將有助于城市人力資本的形成、科技人員比重的增加，從而會有效提升城市全要素生產(chǎn)率。本文用扣除用于科學、教育等方面財政支出與城市國民生產(chǎn)總值之比表示政府干預程度(GOV)，用政府財政支出中科學、教育的支出比重表示政府對于科技領域的支持力度(GS)。

(6)對外開放程度(OPN)。外商直接投資不僅可以通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)、技術知識溢出和管理經(jīng)驗等途徑影響城市的經(jīng)濟產(chǎn)出，還能夠通過增加城市的資本存量提升城市開放水平。因而，本文采用城市的年度實際外商投資額(按歷年人民幣的平均匯率折算)占城市國民生產(chǎn)總值的比重作為對外開放程度(OPN)的代理變量。

(7)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)(ES)。城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整主要是從第一產(chǎn)業(yè)逐漸轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)的過程，一個城市中生產(chǎn)效率越高的產(chǎn)業(yè)比重越大，其生產(chǎn)效率、能源利用率、環(huán)境效率可能越高。本文借鑒汪偉等(2015)的做法，利用下述公式測算經(jīng)濟結(jié)構(gòu)：經(jīng)濟結(jié)構(gòu)=第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重*1+第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重*2+第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重*3。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)主要來源于2005—2016年《中國城市統(tǒng)計年鑒》和2005—2014年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，其中外商直接投資涉及到匯率換算問題，需要利用《中國統(tǒng)計年鑒》中的歷年人民幣年平均匯率進行換算。本文的研究對象主要是中國的地級市城市，由于行政區(qū)域調(diào)整(巢湖、畢節(jié)、銅仁、三沙)和數(shù)據(jù)嚴重缺失(拉薩)，最后研究對象確定為285個城市。同時，對于個別缺失的數(shù)據(jù)，采用線性插補法確定。

四、制造業(yè)集聚特征及空間相關性檢驗

(一)城市制造業(yè)集聚特征

以2015年為例，利用式(9)和式(10)測算出中國285個城市制造業(yè)的區(qū)位熵與等級水平，并進而將制造業(yè)集聚劃分為四種集聚類型，結(jié)果如圖1所示。

圖1 2015年制造業(yè)類型劃分

(1)“高—優(yōu)”產(chǎn)業(yè)。這一類型的城市主要分布在第一象限，具有“兩個中心”的發(fā)展特點，具體表現(xiàn)在：首先，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展生命周期過程中，制造業(yè)在城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中仍然屬于中心產(chǎn)業(yè)，處于優(yōu)勢地位；其次，制造業(yè)在區(qū)域制造業(yè)體系中位于中心城市，成為帶動區(qū)域制造業(yè)發(fā)展的“增長極”。這一類型的典型城市為天津、上海、大連、東莞、深圳、長沙、青島、廈門、寧波等城市，這些城市利用前期政策傾斜優(yōu)勢，大力發(fā)展出口導向型、勞動密集型等制造業(yè)產(chǎn)業(yè)，逐漸成為制造業(yè)發(fā)展的區(qū)域核心城市；即使在中國經(jīng)濟進入“三期疊加”的經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)時期，這些城市也能充分利用前期積累下的制造業(yè)基礎優(yōu)勢，順利實現(xiàn)制造業(yè)由勞動密集型產(chǎn)業(yè)向技術、知識密集型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型，使得城市制造業(yè)依然保持獨特的優(yōu)勢。對于這一類型的城市，在制造業(yè)內(nèi)部應該加快供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的步伐，在“盤活存量”的基礎之上逐漸向戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)、高端裝備制造業(yè)等高端制造業(yè)進行增量轉(zhuǎn)型升級，積極發(fā)揮制造業(yè)集聚所具有的空間溢出效應以及高等級城市的引領作用，從而帶動區(qū)域城市生產(chǎn)效率的進一步提升。

(2)“低—落”產(chǎn)業(yè)。第三象限為這一類型城市的分布點，而這一類型城市的主要特點是具有兩個“冷點”，具體表現(xiàn)在：首先，制造業(yè)在城市產(chǎn)業(yè)體系中屬于劣勢(冷點)產(chǎn)業(yè)，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型之后服務業(yè)成為城市經(jīng)濟發(fā)展的主導產(chǎn)業(yè)；其次，在區(qū)域制造業(yè)發(fā)展中屬于“冷點”區(qū)域，即低等級制造城市，這一類城市主要充當區(qū)域制造業(yè)核心城市的衛(wèi)星城市，并為其提供配套服務。這一類型的典型城市以張家口、秦皇島、阜新、齊齊哈爾、連云港、湛江等中小城市為代表，這些城市或者存在依靠自然資源優(yōu)勢發(fā)展的資源密集型產(chǎn)業(yè)，或者依托優(yōu)越地理位置為區(qū)域中心城市提供配套服務的勞動密集型行業(yè)。這一類型城市由于存在典型的產(chǎn)業(yè)發(fā)展“路徑依賴”，產(chǎn)業(yè)升級調(diào)整滯后，導致制造業(yè)在城市內(nèi)部屬于短板產(chǎn)業(yè)，且處于區(qū)域制造業(yè)價值鏈中的低端環(huán)節(jié)。這就需要地方政府制定科學合理、因地制宜的產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，明確城市制造業(yè)發(fā)展定位，積極引導產(chǎn)業(yè)向重點園區(qū)和集聚區(qū)集中，形成集約化、特色化的產(chǎn)業(yè)發(fā)展格局。

(3)“高—落”產(chǎn)業(yè)。這一類型城市主要分布在第四象限，主要分布在以服務業(yè)為主的省會城市或大城市，表現(xiàn)出“一高一冷”的特點。“一高”為依托城市優(yōu)越的政策支持、地理位置等條件，加之城市本身具有龐大經(jīng)濟體量，使其成為區(qū)域制造業(yè)體系中的“熱點”城市；“一冷”是與服務業(yè)相比，制造業(yè)只會成為城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展的劣勢產(chǎn)業(yè)。北京、沈陽、哈爾濱、南京、杭州、濟南、重慶、西安、成都等城市是這一類型城市的典型。這些城市具有優(yōu)越的地理位置條件、得天獨地的政策支持力度、雄厚的科技教育資源等優(yōu)勢，使得這些城市成為中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的典型，服務業(yè)發(fā)展步伐較快，導致制造業(yè)在城市經(jīng)濟中的地位下降，制造業(yè)逐漸成為劣勢產(chǎn)業(yè)；但是由于城市制造業(yè)立足于高端化、智能化、綠色化的定位，使得內(nèi)部升級的制造業(yè)位于區(qū)域產(chǎn)業(yè)體系的高端環(huán)節(jié)，從而導致所在城市成為區(qū)域發(fā)展中的核心城市。對于這些城市而言，發(fā)展方向應當立足于高端化、智能化、綠色化的定位，加快產(chǎn)業(yè)兩化融合速度，大力發(fā)展服務型制造業(yè)，培育科技、物流、電子商務等生產(chǎn)性服務業(yè)，立足于區(qū)域產(chǎn)業(yè)價值鏈，成為區(qū)域制造業(yè)發(fā)展的創(chuàng)新引領中心。

(4)“低—優(yōu)”產(chǎn)業(yè)。這一類型城市出現(xiàn)在第二象限，也具有“一高一冷”的特點，但是“高”的是城市產(chǎn)業(yè)體系中的地位，“冷”的是區(qū)域制造業(yè)體系中的等級。這一類型的城市受制于區(qū)域中心城市的“虹吸效應”，城市制造業(yè)發(fā)展條件欠缺，淪為區(qū)域制造業(yè)的低等級城市；同時，城市內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整滯后，城市服務業(yè)的地位無法取代制造業(yè)，制造業(yè)仍然是城市經(jīng)濟發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)。典型代表城市為：葫蘆島、吉林、宿遷、鎮(zhèn)江、珠海、汕頭、清遠、攀枝花等。這一類型的制造業(yè)城市主要位于區(qū)域制造業(yè)中心城市周邊，是區(qū)域制造業(yè)價值鏈體系的重要一環(huán)，這些城市的定位明確為制造業(yè)城市，主要為區(qū)域中心城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級提供產(chǎn)業(yè)基礎，同時也作為區(qū)域中心的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接地。這些城市應立足于本地優(yōu)勢，注重產(chǎn)業(yè)專業(yè)化和特色化，因地制宜發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，因勢利導深度挖掘城市制造業(yè)發(fā)展的特色資源和蘊含潛力，拓展制造業(yè)發(fā)展的相應產(chǎn)業(yè)鏈條；同時努力提升制造能力，為承接區(qū)域中心城市制造業(yè)轉(zhuǎn)移夯實基礎。

(二)空間相關性檢驗

接下來運用空間計量模型進行檢驗，而運用空間計量模型的前提條件是城市綠色全要素生產(chǎn)率之間存在空間相關性。若城市間經(jīng)濟變量不存在空間關聯(lián)性，則空間計量模型的估計結(jié)果是有偏的，因而本文采用空間統(tǒng)計中的Moran′s I指數(shù)來檢驗城市綠色全要素生產(chǎn)率的空間相關性，具體根據(jù)Moran′s I指數(shù)公式得到的檢驗結(jié)果如表1所示。

由表1可知，2004—2015年中國城市綠色全要素生產(chǎn)率的Moran′s I指數(shù)至少都通過5%水平下的顯著性檢驗，且城市綠色全要素生產(chǎn)率Moran′s I指數(shù)都為正值，這說明中國不同城市之間的綠色全要素生產(chǎn)率并沒有表現(xiàn)出完全的隨機狀態(tài)，而是表現(xiàn)出較強的空間依賴性。同時，從表1可以看出，2004—2015年，中國城市綠色全要素生產(chǎn)率的空間相關程度呈現(xiàn)出先增強后減弱的演變趨勢，尤其在2010年之后減弱趨勢更加明顯。因此可以斷定，地理距離是中國城市制造業(yè)集聚影響綠色全要素生產(chǎn)率的重要環(huán)節(jié)，本文將地理距離作為空間權(quán)重具有一定的合理性，這為進一步研究城市綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應提供了理論支撐。

表1 2004—2015年中國城市全要素生產(chǎn)率Moran′s I變化狀況

注：*、**、***分別表示通過10%、5%、1%水平下的顯著性檢驗；括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

五、估計結(jié)果與分析

(一)制造業(yè)集聚實證分析

對于究竟是選擇空間滯后模型(SAR)還是空間誤差模型(SEM)的問題，主要通過空間依賴性檢驗進行判斷，若LM(Lag)較LM(error)在統(tǒng)計上更加顯著，同時Robust LM(lag)顯著，Robust LM(error)不顯著，那么選擇SAR；反之，則選擇SEM。根據(jù)判斷結(jié)果，式(1)—(6)均適合采用空間滯后(SAR)模型。在固定效應和隨機效應選擇問題上，式(1)—(6)的Hausman檢驗結(jié)果表明，本文的空間計量模型使用固定效應模型更加合理。由于空間計量模型變量間存在相關性，模型不再滿足經(jīng)典假設條件，若直接采用普通最小二乘法(OLS)進行參數(shù)估計，則得出的結(jié)果是有偏的。因此，本文將采用極大似然估計法(MLE)進行參數(shù)估計。

根據(jù)表2模型估計結(jié)果，從Sigma2、Log L統(tǒng)計量來看，空間滯后模型(SAR)的擬合效果比較理想，這表明所用模型能夠較好地反映影響中國城市綠色全要素生產(chǎn)率相關因素的實際狀況。模型(1)—(6)中空間滯后模型的系數(shù)ρ都通過1%水平的顯著性檢驗，這說明中國城市間經(jīng)濟因素的空間溢出效應成為影響城市綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素之一。

首先，從制造業(yè)內(nèi)部地位視角出發(fā)。單獨考慮線性關系的模型(1)估計結(jié)果為負，在加入制造業(yè)內(nèi)部地位的二次項之后的模型(2)估計結(jié)果表明：制造業(yè)在城市經(jīng)濟中的地位與城市綠色全要素生產(chǎn)率之間具有顯著的非線性關系，兩者存在“倒U”型關系，即隨著制造業(yè)在城市經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的地位不斷提高，其對城市能源效率提升、環(huán)境污染減少的作用逐漸增大，而當制造業(yè)水平跨過某一門檻值之后，制造業(yè)地位的進一步提高將不利于城市綠色全要素生產(chǎn)率的提升。兩者之間表現(xiàn)出非線性關系的主要原因在于：在城市經(jīng)濟發(fā)展初期，政府以工業(yè)化建設為主要目標，把獲得經(jīng)濟效益見效快的制造業(yè)作為本地重點發(fā)展產(chǎn)業(yè)，進而投入大量的資金、勞動力、科研經(jīng)費支持制造業(yè)發(fā)展，促進制造業(yè)成為城市經(jīng)濟的主導優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，而制造業(yè)在城市經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的地位大幅提升，能夠有效帶動城市經(jīng)濟效率的提升；但是，從要素邊際遞減規(guī)律來看，在城區(qū)面積擴大放緩情況下，大量勞動力、資本等生產(chǎn)要素持續(xù)向制造業(yè)行業(yè)流入，必然使得勞動力、資本等要素的邊際收益由遞增轉(zhuǎn)向遞減，此時的制造業(yè)地位提升將不利于城市生產(chǎn)效率的進一步提高。

表2 產(chǎn)業(yè)集聚空間估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過10%、5%、1%水平下的顯著性檢驗；括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

其次，從制造業(yè)外部等級視角出發(fā)。單獨考察城市等級單調(diào)性的模型(3)估計結(jié)果為負，加入制造業(yè)區(qū)域等級二次項的模型(4)估計結(jié)果表明，制造業(yè)在區(qū)域中的等級程度與城市綠色全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)“U”型關系，且通過1%的顯著性水平檢驗。這主要是由于城市之間存在著“梯度轉(zhuǎn)移”現(xiàn)象，使得制造業(yè)等級與城市綠色生產(chǎn)效率的關系呈現(xiàn)出“U”型形式。新古典貿(mào)易理論認為，產(chǎn)業(yè)空間分布主要取決于資本存量、技術水平、資源稟賦、交通網(wǎng)絡等要素的集聚與分散程度，要素集中程度高的城市具有良好的資源稟賦條件，成為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的排頭兵，即成為區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展體系中的高等級城市。中國城市制造業(yè)發(fā)展符合新古典貿(mào)易理論，由于城市資源稟賦、國家政策、地理位置等方面條件優(yōu)越，部分城市制造業(yè)得以快速發(fā)展，成為區(qū)域制造業(yè)發(fā)展中的高等級城市，并且形成了區(qū)域制造業(yè)價值鏈體系。制造業(yè)發(fā)展初期，高等級城市借助有利條件吸引周邊低等級城市資本、勞動力等生產(chǎn)要素的流入，這使得高、低等級城市在制造業(yè)發(fā)展條件上出現(xiàn)了巨大差異，高等級城市成為了區(qū)域制造業(yè)發(fā)展的核心城市，此時出現(xiàn)了典型的“集聚陰影效應”，這一效應并不利于周邊低等級城市的制造業(yè)發(fā)展和城市生產(chǎn)效率的改善。但是，隨著高等級城市技術水平提升，周邊勞動力與資本不斷流入，從而形成的虹吸效應，區(qū)域核心城市出現(xiàn)了交通擁擠、環(huán)境污染加重、要素資源競爭加劇等問題，區(qū)域核心城市不得不進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，核心城市只保留高端制造業(yè)，低等級城市承接勞動、資源密集型產(chǎn)業(yè)，此時形成了資源充分利用、產(chǎn)業(yè)體系一體化的產(chǎn)業(yè)分布格局，從而推動了城市生產(chǎn)效率的提升。

再次，從制造業(yè)內(nèi)、外部兩個層面出發(fā)的集聚水平進行分析。模型(5)的估計結(jié)果為負，加入二次方的模型(6)估計結(jié)果表明，制造業(yè)集聚水平與城市綠色全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)“倒U”型關系，即隨著城市制造業(yè)集聚水平的提高，其對城市生產(chǎn)效率的影響由正轉(zhuǎn)負，且通過1%的顯著性水平檢驗。制造業(yè)集聚水平的提高包括兩個方面：一是制造業(yè)在城市經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的重要性提高；另一個是城市制造業(yè)在區(qū)域產(chǎn)業(yè)一體化中的等級提高。具有制造業(yè)政策支持傾向的中心城市，周邊城市資本、勞動力等生產(chǎn)要素不斷向中心城市流入，制造業(yè)集聚具有的規(guī)模效應將會極大提升城市生產(chǎn)效率。但是，資本、勞動力等資源的過度集中將會導致其邊際收益下降，同時城市交通擁擠、交易成本上升、環(huán)境污染加劇、資本和勞動力出現(xiàn)逃離，使得城市制造業(yè)集聚活動中的擁擠效應凸顯，也會導致城市能源效率下降和污染程度加劇。因而，在實施制造業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略過程中，應當充分考慮區(qū)域產(chǎn)業(yè)一體化趨勢，做到制造業(yè)內(nèi)部地位與區(qū)域等級的均衡，以此達到最優(yōu)的集聚規(guī)模。模型(7)借鑒魏后凱(2014)*本文將4個直轄市城市賦值為4；15個副省級城市賦值3；16個其余省會城市賦值2；剩余250個城市賦值1。對中國城市行政等級的分類方法，以檢驗行政等級在調(diào)節(jié)制造業(yè)集聚對城市綠色生產(chǎn)效率的作用。從集聚水平的估計結(jié)果來看，模型(7)比模型(6)的結(jié)果絕對值要大，這說明城市行政等級要比制造業(yè)等級對作用彈性要敏感，這是由于行政等級高的城市具有更大的政治權(quán)限，能夠充分利用高等級權(quán)限提供更大的政策支持、優(yōu)質(zhì)的公共服務；同時，中國行政等級高的城市擁有大量的科研院所、金融機構(gòu)、能夠影響決策的成功人士等，使得高行政等級的城市在提升城市效率方面更具優(yōu)勢。通過比較模型(6)與模型(7)的拐點，模型(6)集聚水平拐點的絕對值為4.66，而模型(7)的拐點絕對值為1.03，這說明行政等級的集聚拐點要比制造業(yè)等級的集聚拐點滯后，從而出現(xiàn)集聚的擁擠效應時間滯后現(xiàn)象。這是由于行政等級高的城市擁有較高的權(quán)限和能力，能夠借鑒低等級城市“先行先試”經(jīng)驗，獲得優(yōu)質(zhì)、高效、保障完善的政策支持，從而可以有效對城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行調(diào)整，最終出現(xiàn)制造業(yè)集聚的擁擠效應滯后的現(xiàn)象。

最后，從控制變量出發(fā)。城市人均資本水平的提升對城市綠色生產(chǎn)效率的改善具有顯著的促進作用，資本投入增加能夠有效進行設備更新?lián)Q代、引進先進機器設備、增加對科技研發(fā)的投入力度，這些都能夠提升城市綠色生產(chǎn)效率。較高水平的城市人力資源能夠有效改善城市生產(chǎn)效率，這主要由于中國的人力資源結(jié)構(gòu)形成了典型的梯度分布格局，具體主要表現(xiàn)在：核心城市匯集了大量高素質(zhì)人才，中小城市以低技術水平工人為主，這正好與現(xiàn)階段制造業(yè)的分布格局相吻合。由于城市間的基礎設施水平和信息化水平存在顯著的“網(wǎng)絡外部性”，只有城市之間形成有效聯(lián)系的網(wǎng)絡才能有效發(fā)揮網(wǎng)絡的外部性，但是由于現(xiàn)階段城市在基礎設施建設、信息化水平提升等方面存在投資、建設獨立性問題，使得兩者的外部性作用并未得到有效發(fā)揮。在市場成為資源配置主要方式情況下，政府干預經(jīng)濟力度的增強明顯阻礙了勞動力、資本的跨區(qū)域流動，這不利于城市間協(xié)作分工、利益共享，也不利于城市經(jīng)濟增長；同時，政府在科技、教育領域的資金支持并未能夠有效發(fā)揮應有作用，因而需要建立完善的監(jiān)管體系，使得科技教育資金能夠真正投放到科技研發(fā)領域。城市對外開放水平的參數(shù)估計顯著為正，但并未通過顯著性檢驗。經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的估計系數(shù)為正，這表明在供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革下進行的城市轉(zhuǎn)型升級才能有效釋放城市經(jīng)濟中的“結(jié)構(gòu)紅利”，實現(xiàn)“勞動力紅利”向“結(jié)構(gòu)紅利”的轉(zhuǎn)變，從而有效改善城市的生產(chǎn)效率。

(二)制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚實證分析

經(jīng)濟新常態(tài)下，中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級主要以“五大發(fā)展理念”為支撐，把實現(xiàn)經(jīng)濟、社會和環(huán)境效益的協(xié)同創(chuàng)新作為目標。2015年中國285個城市中，第三產(chǎn)業(yè)比重超過第二產(chǎn)業(yè)的數(shù)量為166個。城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，對于振興現(xiàn)階段中國實體經(jīng)濟，促進制造業(yè)與服務業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，改進中國城市在能源利用效率和環(huán)境保護力度至關重要。因而，本文將探討中國以制造業(yè)為主的城市經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚對效率提升作用。借鑒程中華等(2017)的協(xié)同集聚公式，設定具體公式如下：

(13)

其中：MLQ為制造業(yè)區(qū)位熵；SLQ為服務業(yè)區(qū)位熵；COLQ表示服務業(yè)與制造業(yè)在城市內(nèi)部經(jīng)濟中的協(xié)同水平，服務業(yè)與制造業(yè)等級的交互項表示在制造業(yè)為主的城市結(jié)構(gòu)中服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚水平。制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚對城市綠色全要素生產(chǎn)率的估計結(jié)果見表3所示。

表3 制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚空間估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過10%、5%、1%水平下的顯著性檢驗；括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

由表3的估計結(jié)果可以看出，以制造業(yè)為主的城市中，制造業(yè)、服務業(yè)以及制造業(yè)、服務業(yè)不同組成部分*借鑒李海艦(2012)的分類方法，將租賃和商業(yè)服務業(yè)，信息傳輸、計算機服務和軟件服務業(yè)，科研、技術服務和地質(zhì)勘查服務業(yè)，金融服務業(yè)4個行業(yè)化為高端服務業(yè)，其余10個服務行業(yè)歸為低端服務業(yè)。形成的協(xié)同集聚對城市綠色全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出相同的“U型”關系，且都至少通過5%的顯著性水平檢驗，因而中國城市制造業(yè)、服務業(yè)協(xié)同集聚和綠色生產(chǎn)效率表現(xiàn)出非線性關系。這主要原因是：服務業(yè)是在制造業(yè)充分發(fā)展基礎之上發(fā)展起來的，在服務業(yè)發(fā)展初期不同效率水平的服務業(yè)部門會在城市內(nèi)部簡單“堆積”，這加劇了城市土地、勞動力、能源等有限供給的資源競爭程度，從而必然引起土地價格提高、工資水平上漲、能源消耗增加，造成制造業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)成本上升和行業(yè)競爭力下降，使得城市能源效率下降和環(huán)境污染水平提升。根據(jù)城市經(jīng)濟學的觀點，在城市土地面積供應一定情況下，高附加值的服務業(yè)必然要比制造業(yè)擁有更大的“競租”價格，這使得服務業(yè)向城市中心區(qū)位集中，以勞動、資源、資本等密集型為主的制造業(yè)行業(yè)逐步向外遷移，導致城市的“次中心”出現(xiàn)，形成城市新的產(chǎn)業(yè)分布格局；同時技術、知識等密集型制造業(yè)行業(yè)能夠與服務業(yè)具有緊密的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系，進而形成更大的效率提升動力，從而有效提升城市生產(chǎn)效率。

從估計系數(shù)的絕對值大小來看，制造業(yè)與服務業(yè)不同組成部分的結(jié)果呈現(xiàn)顯著的差異性，這使得集聚拐點*本文對拐點的計算主要采用二次函數(shù)中對對稱軸的計算公式，具體公式為：對稱軸=-b/2a。所呈現(xiàn)的協(xié)同集聚水平并不相同。通過計算可知，制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚的拐點絕對值為1.68，制造業(yè)與高端服務業(yè)的拐點為1.96，制造業(yè)與低端服務業(yè)的拐點為1.66，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務業(yè)為1.87，這說明以制造業(yè)為中心的城市制造業(yè)與高端服務業(yè)的協(xié)同集聚能夠更快的實現(xiàn)由負效應轉(zhuǎn)向正效應，這也符合產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀。與其他方式相比，制造業(yè)與高端服務業(yè)的協(xié)同集聚更容易吸引先進技術，更能有效利用高素質(zhì)人才，易于獲得金融資本支持，從而可以有效減少交易成本，實現(xiàn)制造業(yè)由粗放型向創(chuàng)新驅(qū)動型的轉(zhuǎn)變。生產(chǎn)性服務業(yè)在中國制造業(yè)發(fā)展過程中提供了高質(zhì)量、低成本的中間投入品，而制造業(yè)為生產(chǎn)性服務業(yè)提供了廣闊的市場，兩者的互動發(fā)展使得產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級加速，進而有效提升了城市生產(chǎn)效率，從而使得兩者協(xié)同集聚的拐點出現(xiàn)的較早。對于低端服務業(yè)而言，低附加值、低水平勞動力為主的低端服務業(yè)在城市的集中，必然會加劇對城市生產(chǎn)要素的競爭，使得兩者出現(xiàn)協(xié)同組織重構(gòu)、協(xié)同發(fā)展促進城市效率提升的滯后時間更長等現(xiàn)象，這使得協(xié)同集聚拐點出現(xiàn)比高端服務業(yè)要晚。最后，從制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚拐點絕對值來看，其與低端服務業(yè)拐點相近，這說明現(xiàn)階段中國制造業(yè)與服務業(yè)的互動發(fā)展還停留在低附加值、技術水平較低的低端服務業(yè)與制造業(yè)互動的階段，與高端生產(chǎn)性服務業(yè)的協(xié)同發(fā)展存在明顯不足，這將極大限制高端服務業(yè)中高端技術溢出效應的發(fā)揮、高素質(zhì)人力資本的跨產(chǎn)業(yè)流動，并不利于產(chǎn)業(yè)集聚對城市效率提升的作用最大化。因而，這就需要以制造業(yè)為主的城市在發(fā)展過程中要更加注重城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點，選擇與城市制造業(yè)相符合的服務業(yè)部門，真正發(fā)揮制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同發(fā)展的“1+1>2”效應。

對于控制變量，估計系數(shù)的正負號與單獨考察制造業(yè)集聚的結(jié)果相似，只是在絕對值大小方面存在微小差異，這說明控制變量在城市生產(chǎn)效率提升過程的作用具有穩(wěn)定性。

(三)穩(wěn)健性檢驗

在現(xiàn)實狀況中，經(jīng)濟發(fā)展水平高的城市對落后城市將會產(chǎn)生更大的影響和更強輻射作用，更加接近現(xiàn)實的是權(quán)重矩陣需要同時納入距離與經(jīng)濟因素，因而本文將利用嵌套權(quán)重模型進行穩(wěn)健性檢驗，嵌套權(quán)重的公式如下：

(14)

利用空間滯后模型(SAR)采用嵌套權(quán)重模型進行的穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果如表4所示。根據(jù)表4可知：制造業(yè)集聚、制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚等核心解釋變量在估計參數(shù)大小、符號方向上均取得了與上述結(jié)果較為一致的結(jié)論，因此制造業(yè)等級差異下城市制造業(yè)集聚影響城市綠色全要素生產(chǎn)率具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過10%、5%、1%水平下的顯著性檢驗；括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

六、結(jié)論與政策啟示

本文利用2004—2015年中國285個地級城市及地級以上城市面板數(shù)據(jù)，運用空間計量模型，從城市內(nèi)外部兩個方面考察了制造業(yè)集聚對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)論顯示，從制造業(yè)內(nèi)部地位看，制造業(yè)地位的提升對城市生產(chǎn)效率的作用結(jié)果具有先增后減的趨勢；從制造業(yè)區(qū)域等級來看，制造業(yè)在區(qū)域經(jīng)濟中的地位對城市能源、環(huán)境效率呈現(xiàn)“U型”關系；綜合考慮制造業(yè)內(nèi)外部地位的集聚水平，隨著集聚水平的提升，其對城市效率的作用由正轉(zhuǎn)為負；由于行政等級高的城市權(quán)限能力較高，制造業(yè)等級下的城市制造業(yè)集聚更容易出現(xiàn)擁擠效應，導致城市綠色全要素生產(chǎn)率下降。由于中國城市面臨產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型壓力，使得以制造業(yè)為主的城市的服務業(yè)不得不重新進行結(jié)構(gòu)調(diào)整，制造業(yè)、服務業(yè)以及制造業(yè)與服務業(yè)不同組成部分形成的協(xié)同集聚對城市綠色全要素生產(chǎn)效率表現(xiàn)出相同的“U型”關系，但是基于制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚的拐點與低端服務業(yè)拐點相差不大。

本文實證結(jié)果的主要政策啟示為：

第一，以地方特色化產(chǎn)業(yè)集聚建設為抓手，實施差異化的節(jié)能減排政策。面對不同制造業(yè)發(fā)展階段的城市，制定差異化的節(jié)能減排政策，統(tǒng)籌兼顧產(chǎn)業(yè)發(fā)展的市場績效與環(huán)境績效。對于制造業(yè)集聚處于后期的城市而言，引導制造業(yè)進行區(qū)域轉(zhuǎn)移，持續(xù)加強環(huán)境規(guī)制強度，積極推進政府與市場“兩手抓”的節(jié)能減排管理模式，避免出現(xiàn)通過制造業(yè)轉(zhuǎn)移來規(guī)避環(huán)境規(guī)制；對于制造業(yè)發(fā)展水平較低的城市，通過對周邊落后城市的資金與技術幫扶制度，加強環(huán)境規(guī)制監(jiān)督的力度，避免出現(xiàn)污染性產(chǎn)業(yè)向落后地區(qū)轉(zhuǎn)移，從而實現(xiàn)效率提升與節(jié)能減排的協(xié)調(diào)進步。

第二，城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以制造業(yè)發(fā)展特征為準，應適應制造業(yè)區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈特點。根據(jù)城市制造業(yè)區(qū)域價值鏈特點與結(jié)構(gòu)調(diào)整趨勢，積極引導服務業(yè)的不同部門在不同城市進行梯度發(fā)展，以形成更具效率的產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展格局。制造業(yè)發(fā)展規(guī)模較大的城市，優(yōu)先以高端投入為特征的金融、商業(yè)等高端服務業(yè)作為主要的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向，這樣能夠更快的發(fā)揮出制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同集聚的空間溢出效應；對于制造業(yè)發(fā)展相對落后的城市而言，要注重生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展，提升制造業(yè)發(fā)展的服務保障，形成良性互動關系；同時，要避免低端服務業(yè)與勞動密集型制造業(yè)行業(yè)的勞動力資源競爭，形成制造業(yè)與服務業(yè)在勞動力豐富地位的錯位發(fā)展。

第三，要對城市產(chǎn)業(yè)空間分布進行宏觀調(diào)控，積極發(fā)揮制造業(yè)集聚效率提升的空間溢出效應。政府應確立不同規(guī)模城市的功能等級，明確城市間制造業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略性地位，避免城市間重復建設與惡性競爭，積極走集群化、錯位化、創(chuàng)新導向的制造業(yè)發(fā)展策略。國家級中心城市或區(qū)域性核心城市應當積極為周邊中小城市提供知識和技術支撐，使之成為區(qū)域經(jīng)濟增長甚至是國家經(jīng)濟發(fā)展的“技術池”或“智力區(qū)”；對于中心城市而言，應當立足于城市資源稟賦、比較優(yōu)勢積極進行制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，同時要與鄰近城市形成功能互補的制造業(yè)分工格局。

薄文廣. 2007. 外部性與產(chǎn)業(yè)增長：來自中國省級面板數(shù)據(jù)的研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(1):37-44.

陳杰,周倩. 2016. 中國城市規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城市勞動生產(chǎn)率的協(xié)同效應研究[J]. 財經(jīng)研究(9):75-86.

程中華,李廉水,劉軍. 2017. 產(chǎn)業(yè)集聚有利于能源效率提升嗎[J]. 統(tǒng)計與信息論壇(3):70-76.

程中華,張立柱. 2015. 產(chǎn)業(yè)集聚與城市全要素生產(chǎn)率[J]. 中國科技論壇(3):112-118.

范劍勇,馮猛,李方文. 2014. 產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J]. 世界經(jīng)濟(5):51-73.

柯善咨,趙曜. 2014. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市規(guī)模與中國城市生產(chǎn)率[J]. 經(jīng)濟研究(4):76-88，115.

李海艦. 2012. 《中國高端服務業(yè)發(fā)展研究》評介[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(4):160.

李澎,劉若陽,李健. 2016. 中國城市行政等級與資源配置效率[J]. 經(jīng)濟地理(10):46-51，59.

李偉娜. 2017. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對環(huán)境效率的影響及政策建議[J]. 經(jīng)濟縱橫(3):54-58.

魯志國,汪行東. 2017. 城市規(guī)模與經(jīng)濟密度對城市經(jīng)濟效率的影響[J]. 城市問題(2):52-60.

秦炳濤. 2014. 中國區(qū)域能源效率研究：地級市的視角[J]. 世界經(jīng)濟文匯(1):95-104.

石大千,張衛(wèi)東. 2016. 城市規(guī)模是否提高了城市生產(chǎn)率[J]. 華東經(jīng)濟管理(9):49-54.

孫慧,朱俏俏. 2016. 中國資源型產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率的影響研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境(1):121-130.

王垚,王春華,洪俊杰,等. 2015.自然條件、行政等級與中國城市發(fā)展[J]. 管理世界(1):41-50.

王麗麗. 2012. 集聚、貿(mào)易開放與全要素生產(chǎn)率增長：基于中國制造業(yè)行業(yè)的門檻效應檢驗[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究(1):26-34.

汪偉,劉玉飛,彭冬冬. 2015. 人口老齡化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(11):47-61.

魏后凱. 2014. 中國城市行政等級與規(guī)模增長[J]. 城市與環(huán)境研究(1):4-17.

于斌斌. 2016. 中國城市生產(chǎn)性服務業(yè)集聚模式選擇的經(jīng)濟增長效應：基于行業(yè)、地區(qū)與城市規(guī)模異質(zhì)性的空間杜賓模型分析[J]. 經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理(1):98-112.

張公嵬,陳翔,李贊. 2013. FDI、產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率增長：基于制造業(yè)行業(yè)的實證分析[J]. 科研管理(9):114-122.

張軍,吳桂英,張吉鵬. 2004. 中國省際物質(zhì)資本存量估算:1952—2000[J]. 經(jīng)濟研究(10):35-44.

趙偉,張萃. 2008. 中國制造業(yè)區(qū)域集聚與全要素生產(chǎn)率增長[J]. 上海交通大學學報(哲學社會科學版)(5):52-56，64.

ADES A F, GLAESER E L. 1995. Trade and circuses: explaining urban giants [J]. Quarterly Journal of Economics, 110(1):195-227.

BODE E. 2004. Productivity effects of agglomeration externalities [R]. Third Spatial Econometrics Workshop.

BRULHART M， SBERGAMI F． 2009. Agglomeration and growth: cross-country evidence [J]． Journal of Urban Economics， 65(1):48-63．

CAINELLI G, LEONCINI R. 1999. Externalities and long-term local industrial development：some empirical evidence from Italy [J]. Revue Deconomie Industrielle, 90(1):25-39.

CINGANO F, SCHIVARDI F. 2004. Identifying the sources of local productivity growth [J]. Journal of the European Economic Association, 2(4):720-742.

DAVIS J C, HENDERSON J V. 2003. Evidence on the political economy of the urbanization process [J]. Journal of Urban Economics, 53(1):98-125.

FARE R， GROSSKOPF S， PASURKA C A． 2007. Environmental production functions and environmental directional distance functions [J].Energy, 32(7):1055-1066．

HENDERSON J V. 2001. Marshall′s scale economies [J]. Journal of Urban Economics, 53(1):1-28.

HULTEN C R, BENNATHAN E, SRINIVASAN S. 2006. Infrastructure,externalities,and economic development: a study of the Indian manufacturing industry [J]. World Bank Economic Review, 20(2):291-308.

MILLER S M， UPADHYAY M P． 2000. The effects of openness,trade orientation and human capital on total factor productivity [J]． Journal of Development Economics， 63(2):399-423．

OTSUKA A, GOTO M, SUEYOSHI T. 2010. Industrial agglomeration effects in Japan: productive efficiency,market access,and public fiscal Transfer [J]. Papers in Regional Science, 89(4):819-840.

OTTAVIANO G I P, PINELLI D. 2006. Market potential and productivity: evidence from finnish regions [J]. Regional Science & Urban Economics, 36(5):636-657.

SEGAL D. 1976. Are there returns to scale in city size [J]. Review of Economics and Statistics， 58(3)：339-350.

SVEIKAUSKAS L. 1975. The productivity of cities [J]. Quarterly Journal of Economics, 89(3):393-413.

USAI S, PACI R. 2001. Externalities and local economic growth in manufacturing industries [R]. University of Cagliari and Sassari Working Paper CRENOS, No.200113.