趙玉林 （博士生導師），馬照寧

一、引言

發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是我國實施科教興國戰(zhàn)略、提高自主創(chuàng)新能力的重要舉措，也是我國應對經(jīng)濟全球化挑戰(zhàn)和機遇、增強國際競爭力的重要突破口之一。近十年來，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整和經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的大背景下，各國及各地區(qū)積極推進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)改造。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入持續(xù)穩(wěn)步增長，出口額與專利數(shù)量顯著增多。作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展的重要載體，國家高新區(qū)如同創(chuàng)新進步的“火炬”，引領(lǐng)著國家和地方經(jīng)濟的發(fā)展。至2018年3月，全國獲得國務院批準的國家級高新區(qū)總數(shù)已達168家。湖北省也緊抓時代機遇，加速推進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，至今已擁有12個國家級高新區(qū)和15個省級高新區(qū)。2016年，湖北省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)增加值5574.54億元，較上年增長13.9%。2017年上半年，全省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)增加值2699.16億元，較上年同期提高0.9%。涵蓋武漢、襄陽和宜昌三個片區(qū)的中國（湖北）自由貿(mào)易試驗區(qū)于2017年4月1日正式掛牌成立，以建設一批戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)基地的方式擴大對外開放，增強國際競爭力。

產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟增長效應自20世紀初以來一直備受關(guān)注。Marshall[1]從相同產(chǎn)業(yè)企業(yè)間集聚的外部性角度剖析了產(chǎn)業(yè)集聚所產(chǎn)生的經(jīng)濟增長效應，主要強調(diào)了中間產(chǎn)品投入、知識技術(shù)溢出與勞動力市場共享三股重要力量。Jacobs等[2]研究了不同產(chǎn)業(yè)企業(yè)間集聚產(chǎn)生外部性，強調(diào)知識外溢來自同一區(qū)位不同產(chǎn)業(yè)企業(yè)所產(chǎn)生的外部性，行業(yè)間的差異和互補加快了新技術(shù)、新思想在企業(yè)間的傳遞。Por?ter[3]將競爭優(yōu)勢與經(jīng)濟地理結(jié)合起來，提出了產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的概念，認為相關(guān)產(chǎn)業(yè)企業(yè)在地理上的集中產(chǎn)生了生產(chǎn)要素、需求條件、相關(guān)支撐產(chǎn)業(yè)及企業(yè)戰(zhàn)略和同業(yè)競爭的協(xié)同效應，形成了產(chǎn)業(yè)競爭優(yōu)勢與區(qū)域競爭優(yōu)勢?？唆敻衤黐4]于1995年提出“中心—外圍”模型，創(chuàng)立了新經(jīng)濟地理學，在規(guī)模報酬遞增、運輸成本和不完全競爭三個假設的基礎上，提出產(chǎn)業(yè)集聚形成的市場擴大效應、價格指數(shù)效應。企業(yè)會選擇在節(jié)約費用的地方集聚發(fā)展，產(chǎn)業(yè)集聚帶來的外部性與經(jīng)濟增長產(chǎn)生循環(huán)累積的互動效應，這也支持了薩繆達爾的循環(huán)因果積累理論[5][6]。然而在這種不斷循環(huán)與積累的過程中，由于眾多的企業(yè)或者要素在既定空間逐漸形成市場競爭效應，因此區(qū)域內(nèi)會產(chǎn)生一種反向產(chǎn)業(yè)集聚的擴散力[7][8][9][10][11]。因此，從長期來看，集聚力與擴散力的大小關(guān)系是決定產(chǎn)業(yè)集聚還是擴散的重要因素。Philippe、Gianmarco[12]研究還發(fā)現(xiàn)，即使沒有技術(shù)溢出，集聚也可以通過節(jié)約交易費用、降低創(chuàng)新成本等促進增長。Egger等[13]把知識資本和跨國企業(yè)引入新經(jīng)濟地理模型，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的作用關(guān)系還表現(xiàn)在勞動要素上，熟練勞動力比非熟練勞動力相對于集聚的影響更為敏感。

有關(guān)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響的經(jīng)驗分析較多，但研究結(jié)論一直存在分歧。Segal[14]、Moomaw[15]發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間存在正向線性關(guān)系，強調(diào)規(guī)模經(jīng)濟、范圍經(jīng)濟、知識技術(shù)與勞動力溢出等的作用。江如貴、盧文漢[16]通過建立具有中間品生產(chǎn)部門的新經(jīng)濟地理學模型，考慮自由流動勞動力研發(fā)投入要素，并運用內(nèi)生增長理論，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，并認為中心區(qū)域勞動者總是偏愛產(chǎn)業(yè)集聚，且在某種情況下，產(chǎn)業(yè)集聚也會給外圍區(qū)域的不可流動勞動者帶來好處。Combes[17]、Brulhart和Sbergami[18]、陳立泰和張祖妞[19]認為產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間并沒有顯著聯(lián)系，甚至會阻礙其提高。Futagami和Ohkusa[20]、Brulhart 和 Sbergami[21]、孫慧等[22]、謝子遠[23]還發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間存在倒U型的曲線關(guān)系，“集聚效應”與“擁塞效應”之間存在著相互作用的平衡點，過度集聚會使競爭和擁擠等負面效應更加凸顯。Brulhart、Sbergami[21]認為在人均年收入突破10000美元的臨界值后，集聚將會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生明顯負向影響，抑制集聚也會帶來高昂的政策成本。

綜上所述，產(chǎn)業(yè)集聚在一定規(guī)模內(nèi)會產(chǎn)生人力資本流動、知識技術(shù)溢出、基礎建設共享、勞動力專業(yè)化趨勢發(fā)展以及生產(chǎn)研發(fā)成本降低、生產(chǎn)效率提高、資源配置優(yōu)化、環(huán)境技術(shù)效率提高等正外部性效應，促進經(jīng)濟發(fā)展；但集聚度的過度加深，會產(chǎn)生資源供給不足、交通擁擠、管理效率降低等負面效應，集聚的邊際效益下降，由規(guī)模經(jīng)濟轉(zhuǎn)變?yōu)橐?guī)模不經(jīng)濟。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有高研發(fā)投入、高創(chuàng)新率、高附加值與風險等特征，趙玉林和魏芳[24]運用灰色關(guān)聯(lián)分析方法對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了分析，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系，并建議通過加速發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟穩(wěn)定增長的目標。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶動的經(jīng)濟發(fā)展不僅是穩(wěn)定的總量上的增長，而且是可促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、經(jīng)濟發(fā)展方式高級化轉(zhuǎn)變的可持續(xù)性的發(fā)展[25][26]。此外，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和其關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)加之配套服務業(yè)等的共同發(fā)展會更大程度上推進經(jīng)濟發(fā)展的進程。因此，從理論層面而言，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展理應更有利于促進整個區(qū)域的經(jīng)濟增長。王子龍等[27]用行業(yè)集中度測定1994～2003年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚程度，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平因高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚效應的顯現(xiàn)而增長，同時區(qū)域經(jīng)濟兩極分化也因此加劇。趙玉林、葉翠紅[28]用EG指數(shù)、區(qū)位熵指標測量了我國電子及通信設備制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚水平，實證分析了該產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)該產(chǎn)業(yè)集聚水平雖已較高，但集聚對經(jīng)濟增長呈負向影響。在經(jīng)濟發(fā)展由總量高速增長向高質(zhì)量、高效益發(fā)展轉(zhuǎn)變的新階段，通過高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展帶動區(qū)域經(jīng)濟增長，對于經(jīng)濟穩(wěn)增長、促改革、調(diào)結(jié)構(gòu)、提質(zhì)量、增效益具有十分重要的現(xiàn)實意義。那么，在當前背景下，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響如何？是否應進一步促進其集聚發(fā)展？這正是本文擬解決的關(guān)鍵問題。

本文試圖以湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例，運用企業(yè)地理位置經(jīng)緯度微觀數(shù)據(jù)測算產(chǎn)業(yè)集聚程度，對湖北省各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分布情況及其對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用關(guān)系進行實證分析，其研究結(jié)果將為制定高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展戰(zhàn)略和規(guī)劃，以及發(fā)揮高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的帶動作用的相關(guān)政策，提供依據(jù)和參考。

二、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）計量模型

產(chǎn)業(yè)集聚程度與經(jīng)濟增長之間可能不是簡單的線性關(guān)系，而是復雜的非線性關(guān)系。由區(qū)位熵、EG指數(shù)等方法測算的產(chǎn)業(yè)集聚度只能反映產(chǎn)業(yè)在宏觀上的分布狀態(tài)，不能真實反映一個地區(qū)內(nèi)部企業(yè)地理位置的鄰近水平。本文運用企業(yè)地理位置經(jīng)緯度微觀數(shù)據(jù)測算產(chǎn)業(yè)集聚程度，采用區(qū)域面板數(shù)據(jù)回歸分析高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻。為避免出現(xiàn)偽回歸，在單位根檢驗基礎上，利用Wald檢驗與Hausman檢驗比較了固定效應模型、混合效應模型與隨機效應模型的適用性，最終選用固定效應（FE）模型，考慮到異方差與截面相關(guān)，使用“xtscc，fe”命令進行回歸，以在一定程度上消除異方差與截面相關(guān)的影響。

為檢驗產(chǎn)業(yè)集聚程度與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，構(gòu)建實證模型（1）與模型（2），模型（2）在模型（1）的基礎上加入衡量產(chǎn)業(yè)集聚水平的平方項，以比較產(chǎn)業(yè)集聚程度與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的線性或非線性關(guān)系的擬合程度，模型如下所示：

模型中，下標c代表城市，t代表年份，lnθc，t代表城市c在t年的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度，Yc，t為被解釋變量，X′c，t為控制變量集，δc，t代表城市個體效應，εc，t為殘差項。根據(jù)理論模型分析結(jié)論，β1應該為負，β2應該為正。

被解釋變量區(qū)域經(jīng)濟增長選擇人均GDP增長率與總產(chǎn)值增長率指標來衡量，前者用于基本模型的實證檢驗，后者用于基本回歸后的穩(wěn)健性檢驗。

（二）產(chǎn)業(yè)集聚程度的測算

1.測算方法。在產(chǎn)業(yè)集聚程度的測算方法上，本研究借鑒Duranton、Overman[29]在測量英國制造業(yè)廠商集聚范圍時的思路，并加以改進。Duranton、Overman[29]通過對廠商具體地理位置信息的測算發(fā)現(xiàn)，在集聚的程度上大多數(shù)廠商集中在50公里的小范圍內(nèi)，且呈現(xiàn)出向中等規(guī)模發(fā)展的趨勢。為探求高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否也存在這樣的“中等規(guī)?！奔蹱顟B(tài)，本文選用企業(yè)位置經(jīng)緯度的變異系數(shù)來衡量企業(yè)間的空間離散程度，并按照企業(yè)規(guī)模的差異進行不同等級的加權(quán)，共同測算區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚程度，使其更符合產(chǎn)業(yè)集聚所指的地理位置集中的本意。

本研究的指標構(gòu)建方法具體分為三個步驟。第一步，利用每個樣本企業(yè)的行政區(qū)劃編碼以及街道、地址等信息對接百度地圖API（Geocoding API）后臺數(shù)據(jù)庫，對每一家企業(yè)進行地理編碼，獲得經(jīng)緯度精確地理坐標作為原始數(shù)據(jù)。第二步，對所獲取的企業(yè)數(shù)據(jù)按主營業(yè)務收入以1000、5000、10000三個門檻分類，經(jīng)過對樣本企業(yè)主營業(yè)務收入的分類與均值計算等的分析，將不同類別的企業(yè)重復不同次數(shù)計入，這樣做的目的在于消除企業(yè)規(guī)?？赡軐е碌募坌町惖挠绊?。第三步，分別計算每個城市中企業(yè)經(jīng)度的變異系數(shù)（CVlongitude）和緯度的變異系數(shù)（CVlatitude），并利用上述兩個變異系數(shù)構(gòu)建空間集聚程度指標，即lnθ=-ln（CVlongitude·CVlatitude）。結(jié)果方面，lnθ的值越大，即經(jīng)度變異系數(shù)與緯度變異系數(shù)越小，則代表空間集聚程度的水平越高；反之，lnθ的值越小，即經(jīng)度變異系數(shù)與緯度變異系數(shù)越大，則代表空間集聚程度的水平越低。

雖然常用的測量產(chǎn)業(yè)集聚程度的指標有很多，如產(chǎn)業(yè)集中度、空間基尼系數(shù)、赫芬達爾指數(shù)、EG指數(shù)、區(qū)位熵等[7][23][30][31]，但這些指標均存在一定缺陷，相比之下，本文采用的指標有以下三點優(yōu)勢：①lnθ是基于企業(yè)經(jīng)緯度坐標信息衡量其空間離散程度的指標，更符合“產(chǎn)業(yè)集聚”所指的地理區(qū)域內(nèi)集中的概念內(nèi)涵；②相對于其他用經(jīng)濟指標測算的空間基尼系數(shù)、EG指數(shù)等而言，基于地理信息的lnθ獨立于經(jīng)濟指標，在研究集聚的經(jīng)濟效應時，相比其他指標削弱了因區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、人口規(guī)模環(huán)境、全要素生產(chǎn)率等可引發(fā)的內(nèi)生性問題，避免高估產(chǎn)業(yè)集聚的正向作用，使研究結(jié)果能更客觀地反映由空間集聚帶來的經(jīng)濟效應。③其他指標還存在忽略企業(yè)規(guī)模影響的問題，用經(jīng)濟指標衡量產(chǎn)業(yè)集聚，僅是一家足夠大的企業(yè)就會造成集聚程度較高的假象。而lnθ指標依照主營業(yè)務收入分類，并按不同權(quán)重計算，一定程度上消除了企業(yè)規(guī)模帶來的集聚效應差異的影響。綜上所述，選擇用地理位置信息計算得來的lnθ研究產(chǎn)業(yè)集聚經(jīng)濟效應，所得結(jié)果將更符合客觀事實，更具說服力。

2.測算結(jié)果。根據(jù)前文構(gòu)建的指標，對2012～2016年湖北省16個行政區(qū)域進行經(jīng)緯度變異系數(shù)lnθ的計算，具體結(jié)果如表1所示。總體來看，湖北省各地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度指標lnθ大部分呈增長趨勢，產(chǎn)業(yè)集聚程度呈上升趨勢。

（1）就產(chǎn)業(yè)集聚程度指標lnθ的大小而言，整體上集中于11～13的范圍內(nèi)。其中：鄂州、潛江、仙桃這三個城市的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度指標lnθ一直較大，集聚水平較高；而十堰、襄陽、黃岡這三個城市的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度指標lnθ一直較小，集聚水平較低。

表1 2012～2016年湖北省各地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)集聚程度指標lnθ

（2）就產(chǎn)業(yè)集聚度增長率來看，16個地區(qū)中大部分地區(qū)lnθ指標值有所增長，也有部分城市的指標值有小幅度下降，總的來說，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度有所提高。其中：集聚程度增長較快的城市有武漢、襄陽等，增長率都在11%以上；荊州、咸寧、鄂州等也有3%左右的增長；而仙桃、黃石的集聚程度則均有10%以上的明顯下降。

（三）數(shù)據(jù)來源及變量的描述性統(tǒng)計

1.數(shù)據(jù)來源及處理。本研究中企業(yè)數(shù)據(jù)信息來自WIND數(shù)據(jù)庫、高技術(shù)企業(yè)認證網(wǎng)以及水滴信用平臺。其中非上市公司按照“中國企業(yè)庫”中的“湖北省”分錄，結(jié)合現(xiàn)行《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2013）》所列的產(chǎn)業(yè)目錄，篩選出湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的樣本企業(yè)；按照高技術(shù)企業(yè)認證網(wǎng)的信息對主板、創(chuàng)業(yè)板及新三板上市的湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)上市公司信息進行下載，再根據(jù)人工檢索實現(xiàn)數(shù)據(jù)匹配?？紤]到企業(yè)的進入與退出機制，對企業(yè)進行整合與篩選，對象為跨2012～2016年共五年的湖北省16個行政區(qū)域，樣本數(shù)為80，有效樣本為80。

2.變量的描述性統(tǒng)計（詳見表2）。本文的控制變量集包含：①城市規(guī)模（以常住人口數(shù)衡量）。城市規(guī)模越大，往往市場規(guī)模越大，越可能吸引企業(yè)在空間上的集聚，控制這一因素能夠在一定程度上分離出人口集聚的外部性，從而使核心解釋變量更多體現(xiàn)的是地理意義上的空間集聚。②城市經(jīng)濟發(fā)展水平（以人均GDP衡量）?；谠鲩L趨同的現(xiàn)象，人均GDP水平越高的地區(qū)，企業(yè)越可能有向當?shù)丶鄣囊庠?，控制這一變量則能控制其作為關(guān)鍵變量可能產(chǎn)生的相關(guān)性，一定程度上避免出現(xiàn)偽回歸。③城市宏觀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（以第二產(chǎn)業(yè)占城市GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)占城市GDP比重衡量）?？梢灶A見，第二產(chǎn)業(yè)比重越大，工業(yè)制造業(yè)帶來的人均產(chǎn)值增長率就可能越高，同理第三產(chǎn)業(yè)比重的提升標志著城市生產(chǎn)性服務供給量的提升，也可能對區(qū)域經(jīng)濟增長存在正向影響。④政府干預力度（以財政收入占當?shù)谿DP的比例衡量）。一方面，企業(yè)的選址會考慮當?shù)氐亩愂照?，進而影響企業(yè)的空間集聚；另一方面，過度的政府干預也可能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生反向作用，影響回歸結(jié)果。由此，在實證分析中，使用當期的政府干預力度進入模型。⑤研發(fā)投入強度（以研發(fā)投入占當?shù)谿DP的比例衡量）。研發(fā)投入支出作為高技術(shù)企業(yè)發(fā)展的基石，很大程度上影響著高技術(shù)企業(yè)的經(jīng)濟收入，進而影響地區(qū)GDP水平，這也是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)區(qū)別于其他產(chǎn)業(yè)企業(yè)的重要指標。除此之外，還有科研人員全時當量數(shù)、發(fā)明專利與科技成果數(shù)等指標，但由于數(shù)據(jù)獲取途徑有限，本研究未予考慮。⑥外資依賴度（以外商實際投資占當?shù)谿DP的比例衡量）。外商投資會通過影響區(qū)域出口水

表2 變量的描述性統(tǒng)計

平與技術(shù)引進情況等影響經(jīng)濟發(fā)展與增長，在模型中應予考慮。以上控制變量除宏觀稅負較為特殊，按照當期數(shù)據(jù)計算外，其余均以滯后一期計算，且部分變量以對數(shù)形式進入回歸方程。

三、實證結(jié)果與分析

（一）整體回歸分析與結(jié)果討論

表3報告了固定效應方法下，模型（1）與模型（2）的基本估計結(jié)果。估計1和估計3是只考慮空間集聚程度的固定效應模型，估計2和估計4是在估計1和估計3基礎上加入控制變量集的固定效應模型。在模型（1）中，無論是否考慮控制變量集，集聚程度的一次項系數(shù)符號都為正，但不顯著，即沒有理由認為高技術(shù)企業(yè)集聚程度的加深會帶來區(qū)域經(jīng)濟的整體增長。在模型（2）中，估計3與估計4的集聚程度的二次項系數(shù)都至少在1%的顯著性水平上不為零，且為負，即呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系。根據(jù)一次項與二次項系數(shù)計算得出，高技術(shù)企業(yè)集聚程度對區(qū)域人均GDP增長率影響的拐點值分別為12.6144、12.3500，樣本的集聚程度取值范圍為9.8906～19.9605，表明樣本的點布散于倒U型曲線的兩側(cè)，且大部分處于拐點左側(cè)。可推斷出，當lnθ小于拐點值時，高新技術(shù)企業(yè)集聚程度的加深會促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展；當lnθ大于拐點值時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚過度而產(chǎn)生擁擠效應，會使區(qū)域人均GDP增長率降低。

表3 湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度 對區(qū)域人均GDP增長率的影響

綜合模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果，有理由認為2012～2016年湖北省各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平與其高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚程度有關(guān)系，產(chǎn)業(yè)集聚程度在一定范圍內(nèi)對區(qū)域經(jīng)濟增長起正向作用，超出范圍后產(chǎn)生負向影響。結(jié)合2016年湖北省各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度的計算結(jié)果可知，除鄂州、黃石、潛江、仙桃處于曲線右側(cè)（即集聚水平過高）外，其余地區(qū)均可通過提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度來促進人均GDP增長率水平的提升；而鄂州、黃石、潛江與仙桃可以通過適當分散現(xiàn)有企業(yè)或在原集聚區(qū)域周圍引入新企業(yè)來實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟增長。

從控制變量集各指標來看，估計2與估計4在估計1與估計3的基礎上加入控制變量集后模型的擬合優(yōu)度判定系數(shù)（R2）顯著提高，估計4中各控制變量也均通過顯著性檢驗。其中常住人口、人均GDP、財政收入占比與研發(fā)投入占比的系數(shù)顯著為負，說明其對區(qū)域人均GDP增長率起反向作用。人口越密集、人均GDP過快增長與大幅的稅收比例和研發(fā)投入均會在一定程度上阻礙當年經(jīng)濟漲幅的增大。常住人口的增長對經(jīng)濟增長起反作用，可能是因為勞動力結(jié)構(gòu)所致，可通過教育、培訓等提高人口素質(zhì)，改善勞動力結(jié)構(gòu)，進而拉動經(jīng)濟增長；而上年的剩余并未作為固定資產(chǎn)投入進入當年，故無法帶來下一年的持續(xù)獲利，這也可能是由滯后效應所引起；在財政收入方面，政府的過度干預不利于企業(yè)發(fā)展，對區(qū)域經(jīng)濟也有反作用，可通過適當調(diào)整稅收結(jié)構(gòu)來改變；研發(fā)投入會帶來創(chuàng)新績效，促進經(jīng)濟增長，然而就現(xiàn)階段短期發(fā)展來看這種效應并未實現(xiàn)，主要原因可能是研發(fā)投入成果的市場化轉(zhuǎn)變不夠成功，即不能將科研成果轉(zhuǎn)化成市場上有競爭力的產(chǎn)品，可在此方向上加快科研成果轉(zhuǎn)化的進程，也可能是研發(fā)投入的回報周期較長所致。另外，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)占比以及外商實際投資占比三個變量的系數(shù)均為正，說明其對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向作用。第二、三產(chǎn)業(yè)占比提高是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的體現(xiàn)，是市場需求與科技發(fā)展等因素共同作用的結(jié)果，促進了區(qū)域經(jīng)濟的增長；外商實際投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的正向作用可能源于外商投資的資本積累用途，促進了資本的深化與廣度發(fā)展，更有利于促進經(jīng)濟的增長。

（二）穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性討論

在實證回歸中，本研究用湖北省各地區(qū)人均GDP增長率進行測量。為了保證實證結(jié)果的效度，用湖北省各地區(qū)總產(chǎn)值增長率作為人均GDP增長率的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗，以驗證湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果如表4所示。

由表4可以發(fā)現(xiàn)，主要解釋變量、各控制變量的顯著性以及作用方向與上述結(jié)論基本相同，高技術(shù)企業(yè)集聚程度對各地區(qū)總產(chǎn)值增長率影響的拐點值分別為12.7741、12.4213，接近表3中估計3與估計4的拐點值，反映了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的倒U型影響。在一定范圍內(nèi)，湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度可促進區(qū)域總產(chǎn)值的增長，產(chǎn)生更多的經(jīng)濟外部效應。由此，本實證研究結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

表4 湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度對區(qū)域總產(chǎn)值增長率的影響

此外，需要考慮產(chǎn)業(yè)集聚程度這一核心變量可能存在內(nèi)生性問題，即經(jīng)濟更發(fā)達的城市，往往具有更大的發(fā)展?jié)摿?，加上政府更有能力招商引資，這些因素均可能促進相關(guān)企業(yè)于此地區(qū)集聚，尤其是政府大力支持的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，由此推斷模型可能存在“反向因果關(guān)系”。本文參照Aghion等[32]的做法，將因變量與控制變量均滯后一期作為其各自的工具變量進入模型，因變量集聚程度保持當期不變，回歸結(jié)果如表5所示。接下來對估計9與估計10分別做Hausman檢驗，p值均拒絕了原假設，即有理由認為本文所采用的樣本模型不存在反向因果的內(nèi)生性問題。

表5 湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的內(nèi)生性檢驗

（三）分步回歸分析與結(jié)果討論

檢驗了實證模型的合理性之后，下文采用固定效應模型通過依次加入控制變量對于湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度對區(qū)域經(jīng)濟增長效應模型進行“獨特性”分析，以觀察各控制變量帶來的模型曲線與拐點的動態(tài)變化情況，并分析其影響程度及傳導路徑。表6中的8個估計（其中估計3和估計4均取自表3）的實證檢驗結(jié)果顯示，每個估計的產(chǎn)業(yè)集聚程度二次項和一次項均通過了10%以上水平的顯著性檢驗，二次項前系數(shù)顯著為負，一次項前系數(shù)顯著為正，證實了產(chǎn)業(yè)集聚程度與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的倒U型曲線關(guān)系。此外，8個估計中大多數(shù)變量均通過10%水平上的顯著性檢驗，并且在依次加入其他控制變量的過程中，系數(shù)符號保持不變，表明回歸結(jié)果穩(wěn)健，選取的變量對湖北省各地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟增長具有重要影響。

估計3僅包含產(chǎn)業(yè)集聚程度的一次項與二次項兩個解釋變量，一次項和二次項的系數(shù)分別顯著為正和顯著為負，拐點值為12.6144。估計11是在估計3的基礎上引入了常住人口這一控制變量，在10%的水平上通過顯著性檢驗，且系數(shù)為負，拐點較估計3有所左移，為12.6059，說明常住人口數(shù)的增加在一定程度上阻礙了地區(qū)人均GDP的增長。結(jié)合表4的估計8中對總產(chǎn)值增長率的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)常住人口對總產(chǎn)值增長率的作用顯著為正，從而推斷出常住人口對區(qū)域人均GDP增長率產(chǎn)生負向作用的原因可能是常住人口增長過快與勞動力結(jié)構(gòu)較低級所致，具體可通過提高教育程度、加強培訓、精減員工數(shù)量等方式提高地區(qū)人口素質(zhì)，改善勞動力結(jié)構(gòu)，提升勞動力要素的生產(chǎn)率，進而促進經(jīng)濟增長。

估計12引入了上一年的人均GDP變量，其系數(shù)顯著為負，集聚程度的最佳規(guī)模值左移至12.5451，說明上一年的人均GDP較高，不利于當期人均GDP增長率與區(qū)域總產(chǎn)值增長率（表4估計8中人均GDP系數(shù)也顯著為負）這一相對數(shù)的水平提高?？赡苁且驗樯弦荒耆司鵊DP增長較快，從而縮小了下一年的提升空間，還有可能是上年的剩余并未作為固定資產(chǎn)投入當年使用并產(chǎn)生價值，資本積累具有滯后效應，故無法帶來當期的獲利。

估計13和估計14分別將衡量城市宏觀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的第二產(chǎn)業(yè)占比和第三產(chǎn)業(yè)占比引入了模型，變量系數(shù)均為正值，拐點依次右移了0.0919和0.1433個單位，說明地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化發(fā)展方向會促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。具體表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)占比逐漸提升，然而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要以實體經(jīng)濟為依托，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的根本動因是技術(shù)創(chuàng)新[33]，而先驗的學者結(jié)論已證實高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展有利于技術(shù)的變革與進步，再一次肯定了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有利于提高區(qū)域整體的經(jīng)濟發(fā)展水平這一研究結(jié)論[2][12][34]。

估計15引入了政府干預力度這一控制變量，系數(shù)顯著為負，集聚的最佳規(guī)模大幅縮小至12.3921，說明政府的干預缺乏效率且政府行為對經(jīng)濟發(fā)展的作用較為明顯。政府干預過度不僅不利于企業(yè)發(fā)展，對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展也有反作用，導致資源配置失衡、市場活力不足，故可通過適當調(diào)整稅收結(jié)構(gòu)、縮減稅收規(guī)模等手段改善現(xiàn)狀。

估計16繼續(xù)引入研發(fā)投入指標，變量系數(shù)顯著為負，拐點左移至12.3445，與先驗的研發(fā)投入會帶來創(chuàng)新績效從而促進該產(chǎn)業(yè)發(fā)展與整體經(jīng)濟增長的預期不符?？赡艿脑蚴牵壕投唐诎l(fā)展來看，研發(fā)投入成果的市場化轉(zhuǎn)化周期較長、科研成果轉(zhuǎn)化進程不夠成功，即不能將科研成果轉(zhuǎn)化成市場上有競爭力的產(chǎn)品，故應該在此方向上加強科研成果的實踐應用性，創(chuàng)造市場價值。

估計4是本研究的重點模型，加入了最后一個控制變量，即衡量外資依賴程度的外商實際投資占比，其系數(shù)顯著為正，最終模型確定了湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的最佳規(guī)模為12.3500。表明外商投資有助于資本積累，帶來技術(shù)與知識的正向擴散與溢出，促進了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，且作用較為明顯。

綜上所述，表6的8個估計再次印證了湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度與區(qū)域人均GDP增長率之間存在非常穩(wěn)健的倒U型關(guān)系，最終確定的模型拐點為12.3500，樣本的取值區(qū)間為9.8906～19.9605。當lnθ小于拐點值時，高技術(shù)企業(yè)集聚程度的加深會促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展；當lnθ大于拐點值時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚過度而產(chǎn)生擁擠效應，不利于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。以2016年為例，鄂州、黃石、潛江、仙桃四市的產(chǎn)業(yè)集聚程度已超過拐點；其余各地尚未到達拐點。從2012～2016年湖北省各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度增長率來看，武漢、襄陽、荊州、咸寧等地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度增長較快；黃石、仙桃高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度開始下降。因此，黃石、仙桃兩市應進一步降低高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度，鄂州、潛江兩市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)也應適度分散，武漢、襄陽、荊州、咸寧四市可保持高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度增長水平，其余地區(qū)應加快高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展以促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。此外，從控制變量來看，常住人口、人均GDP、財政收入占比與研發(fā)投入占比變量的系數(shù)均顯著為負，說明其在一定程度上對區(qū)域人均GDP增長率有反向作用，而第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)占比及外商實際投資占比三個變量的系數(shù)均為正，說明其對區(qū)域人均GDP增長率具有正向作用。

表6 湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域人均GDP增長率模型分步分析結(jié)果

四、結(jié)論

基于對2012～2016年湖北省各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)微觀企業(yè)樣本數(shù)據(jù)的采集與整理，用微觀樣本企業(yè)地理位置經(jīng)緯度構(gòu)建新的產(chǎn)業(yè)集聚程度指標lnθ，建立面板數(shù)據(jù)，通過固定效應的估計方法實證研究了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。得出以下結(jié)論：

第一，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長具有重要的帶動作用。2012～2016年湖北省大部分地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平都隨著高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高而明顯上升，各區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度lnθ的值介于11～13之間，各區(qū)域人均GDP增長率和總產(chǎn)值增長率的均值維持在約14%的水平。

第二，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的帶動作用呈倒U型的非線性關(guān)系。湖北省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的最佳集聚規(guī)模為lnθ值等于12.3500時的狀態(tài)。在lnθ小于拐點值12.3500時，高新技術(shù)企業(yè)集聚程度的加深會促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展；反之，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)過度集聚將產(chǎn)生擁擠效應，抑制區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。

第三，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的帶動作用因集聚水平不同而呈現(xiàn)出區(qū)域差異。2016年鄂州、黃石、潛江、仙桃四市已超過拐點，過度集聚將抑制區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；其余地區(qū)尚未到達拐點，進一步提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度，將更好地拉動區(qū)域經(jīng)濟整體高效發(fā)展。經(jīng)檢驗，本文的研究結(jié)論有較強的穩(wěn)健性。

本文的研究結(jié)果具有重要的推廣和借鑒價值。

其一，在產(chǎn)業(yè)集聚程度的測算方面，本文的方法與思路更具理論意義，可應用于產(chǎn)業(yè)集聚相關(guān)的其他方面的研究上。本文所選方法避開了常用集聚程度指標因忽略區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與企業(yè)規(guī)模等差異所帶來的缺陷，從地理信息入手，并將其量化，符合產(chǎn)業(yè)集聚的內(nèi)涵本意，能更準確地描述由空間位置集中帶來的經(jīng)濟效應。此外，根據(jù)企業(yè)主營業(yè)務收入賦予不同權(quán)重，消除了企業(yè)規(guī)模差異的影響。

其二，文章結(jié)論肯定了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟推動效應，并發(fā)現(xiàn)兩者間存在倒U型關(guān)系。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)由于其產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應會在整個社會的經(jīng)濟活動內(nèi)產(chǎn)生輻射帶動效果，促進區(qū)域經(jīng)濟的全范圍增長。然而，這種增長并不是無止境的，過度的集聚會使產(chǎn)業(yè)離心力大于向心力，產(chǎn)生擠出效應，不利于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。各地政府應依據(jù)實際情況制定不同的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，根據(jù)平衡點選擇不同的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚或轉(zhuǎn)移政策，最大限度地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚外部性的正向作用，同時培育適宜高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長的外部市場與政策環(huán)境。

本文從地理位置的集中程度入手，通過比較與實證分析研究了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚狀態(tài)及其經(jīng)濟效應，但在研究過程中僅考慮了參與集聚的各企業(yè)的經(jīng)緯度位置信息，未考慮企業(yè)之間的業(yè)務往來、技術(shù)交流與人員流動等實質(zhì)上可促進產(chǎn)業(yè)集聚外部性的重要因素，且本文只計算了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)整體的集聚程度，未考慮高技術(shù)產(chǎn)業(yè)下屬細分產(chǎn)業(yè)的各地區(qū)發(fā)展情況，也未作出相應的各區(qū)域比較優(yōu)勢分析，未排除各區(qū)域之間細分產(chǎn)業(yè)發(fā)展的良好分工情況。這些問題是本研究的不足之處，也是筆者今后研究的重點方向。

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