曹永琴，周孝倫

（1.上海社會科學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)研究所，上海，200020；2. 上海社會科學(xué)院研究生院，上海，200235）

一、引言

受“新冠”疫情沖擊，全球經(jīng)濟(jì)增長遭遇短期停擺。2020年政府工作報告中指出：“無論是保住就業(yè)民生、實現(xiàn)脫貧目標(biāo)，還是防范化解風(fēng)險，都要有經(jīng)濟(jì)增長支撐，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)運(yùn)行事關(guān)全局?！碑?dāng)前，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)面臨轉(zhuǎn)型升級，實體經(jīng)濟(jì)也開始進(jìn)入新舊動能轉(zhuǎn)換的階段，研究不同階段實體經(jīng)濟(jì)對經(jīng)濟(jì)增長作用的內(nèi)在機(jī)制是當(dāng)前緩解經(jīng)濟(jì)下行壓力、提出行之有效的經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的重要前提。當(dāng)前，制造業(yè)在區(qū)域間的分布與工業(yè)化初期大大不同。在長三角一體化、上海自貿(mào)區(qū)新片區(qū)以及深圳建設(shè)中國特色社會主義先行示范區(qū)等國家重大戰(zhàn)略的支持下，東部地區(qū)未來將重點發(fā)展如生物醫(yī)藥、集成電路、新能源、智能網(wǎng)聯(lián)、5G等高新技術(shù)和戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)制造業(yè)由勞動密集型向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的率先升級；中、西部省份在承接?xùn)|部省份傳統(tǒng)制造業(yè)梯度轉(zhuǎn)移之余，大力發(fā)展各地區(qū)具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)。產(chǎn)業(yè)向空間的轉(zhuǎn)移實則改變了地區(qū)之間要素投入的結(jié)構(gòu)，是要素空間再配置與優(yōu)化的過程（孫曉華等，2018），因而進(jìn)一步研究制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)異質(zhì)性不僅具有重要的意義，還能夠為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡、不充分問題提供一定的研究思路。

本文試圖從人力資本、投資和技術(shù)投入這三類要素投入變化的層面探究中國制造業(yè)集聚程度對集聚地經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制。在人力資本投入的層面，Lucas（1988）指出經(jīng)濟(jì)增長的原動力來自人力資本積累的溢出作用。制造業(yè)集聚對地區(qū)人力資本影響來源于兩個層面，首先是經(jīng)濟(jì)集聚吸引外圍勞動力流入。Krugman（1991）提出的“中心—外圍”模型指出在規(guī)模經(jīng)濟(jì)、不完全競爭、運(yùn)輸成本和外部性等條件下，廠商與消費(fèi)者會出現(xiàn)區(qū)位選擇行為。對于勞動力來說，聚集區(qū)域可以提供更多的就業(yè)崗位，拿到更高的工資，消費(fèi)更多種類的商品。但區(qū)域經(jīng)濟(jì)過度集聚會提高運(yùn)輸成本和貿(mào)易成本增加，同時土地租金也會不斷上升，最終導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)向外圍擴(kuò)散。進(jìn)一步地，過度集聚會引起城市擁擠，導(dǎo)致通勤成本和中心區(qū)域居住成本增長，推動勞動力向城市的郊區(qū)擴(kuò)散。

從吸引投資的角度看，制造業(yè)集聚會通過正負(fù)雙重效應(yīng)影響投資。一方面，產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域往往存在區(qū)位和基礎(chǔ)設(shè)施和政策優(yōu)勢，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，投資收益率較高，吸引企業(yè)增加投資。集聚縮短了企業(yè)之間、企業(yè)與銀行之間的空間距離，增加了企業(yè)與銀行之間的信息交流，降低了由于信息不對稱和代理人等問題產(chǎn)生的投資成本，有利于企業(yè)投資。另一方面，隨著投資的增加，集聚的負(fù)外部性也在不斷凸顯，導(dǎo)致投資邊際效益不斷減少，促使資金流向投資回報更高的區(qū)域。

制造業(yè)集聚還能夠通過推動技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用。Arrow（1962）認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在動力，Romer（1986）在Arrow的基礎(chǔ)之上，認(rèn)為內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的唯一源泉。技術(shù)進(jìn)步主要依賴于研發(fā)投入和知識外溢。一方面，制造業(yè)的空間集聚縮短了上下游企業(yè)之間的距離，有利于企業(yè)之間互相交流。另一方面，勞動力的集聚加速了知識外溢效應(yīng)，企業(yè)會爭相模仿，并逐漸強(qiáng)化自身技術(shù)水平，提高企業(yè)的勞動生產(chǎn)率。然而集聚往往還會導(dǎo)致企業(yè)的惡性競爭，這會抑制企業(yè)增加研發(fā)投入。Aghion（2005）認(rèn)為企業(yè)研發(fā)與企業(yè)規(guī)模之間存在倒U型關(guān)系，即隨著集聚的不斷強(qiáng)化，大企業(yè)會對區(qū)域研發(fā)市場等資源進(jìn)行搶占，減少了中小企業(yè)的生存空間，遏制中小企業(yè)的異質(zhì)性創(chuàng)新，導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新漸漸趨同，降低了區(qū)域創(chuàng)新活力。此外，技術(shù)不斷進(jìn)步會提高研發(fā)門檻最終導(dǎo)致中小企業(yè)減少研發(fā)投入。

本文認(rèn)為，制造業(yè)的集聚對人力資本、投資和技術(shù)進(jìn)步的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)既有正向推動作用，同時也存在由于過度集聚帶來的負(fù)外部性，從而對集聚區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)倒U型的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。本文的主要貢獻(xiàn)有三方面：第一，本文以人力資本、投資和技術(shù)進(jìn)步作為中間機(jī)制，構(gòu)建了制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長非線性影響的邏輯一致的解釋框架。第二，本文從地區(qū)的角度，使用我國260個地級市面板門檻回歸模型，擬合了不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長隨制造業(yè)集聚程度的變化的拐點，討論了各地區(qū)在門檻值左右兩側(cè)經(jīng)濟(jì)增長的變化趨勢，從而揭示了制造業(yè)集聚的地區(qū)異質(zhì)性特征。第三，本文探討了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和制造業(yè)遷移背景下，制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，為提出促進(jìn)各地區(qū)差異化經(jīng)濟(jì)增長的長效機(jī)制提供政策依據(jù)。

本文余下的安排是：第二部分對已有文獻(xiàn)進(jìn)行回顧和評述；第三部分是本文實證模型的構(gòu)建和變量解讀；第四部分對制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的是否存在非線性效應(yīng)首先進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，并進(jìn)一步使用面板門檻模型測算門檻值，討論門檻值兩側(cè)制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)是否存在地區(qū)差異化特征；第五部分檢驗了制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長非線性作用的影響機(jī)制；第六部分是本文的結(jié)論和政策建議。

二、文獻(xiàn)評述

現(xiàn)有關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究主要聚焦于以下兩個方面：一是產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率或經(jīng)濟(jì)增長的作用及機(jī)制研究；二是產(chǎn)業(yè)集聚對地區(qū)差距的影響。在第一類文獻(xiàn)上，現(xiàn)有的研究對產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系究竟是線性還是非線性的并沒有達(dá)成一致的結(jié)論。Ottaviano和Pinelli（2006）用人口密度衡量經(jīng)濟(jì)集聚，發(fā)現(xiàn)集聚對于芬蘭經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)作用，但是也有部分學(xué)者研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長是負(fù)向關(guān)系（Broersma和Oosterhaven，2009）。隨著集聚經(jīng)濟(jì)研究的進(jìn)一步發(fā)展，有的學(xué)者發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間并不是簡單的線性關(guān)系。發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)活動的空間集聚和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系遵循倒U型曲線，即區(qū)域的經(jīng)濟(jì)空間聚集先上升后下降（Martínez-Galarraga等，2008；林伯強(qiáng)，2019）。楊浩昌等（2018）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚通過促進(jìn)知識或技術(shù)溢出和技術(shù)擴(kuò)散來促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。崔宇明等（2013）研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚主要是通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步提升全要素生產(chǎn)率，但對技術(shù)效率的影響并不明顯。劉軍等（2010）認(rèn)為差異產(chǎn)生的原因是產(chǎn)業(yè)集聚程度的不同導(dǎo)致的外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)、技術(shù)外部性和金錢外部性的差異，驗證了我國的產(chǎn)業(yè)集聚增長呈倒N型，并處于中間階段。王燕和徐妍（2012）使用制造業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的門限效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚存在規(guī)模邊界，資源性和中低技術(shù)行業(yè)有較低的集聚水平低和較高的集聚效應(yīng)。王麗麗和范愛軍（2009）認(rèn)為空間集聚與全要素生產(chǎn)率之間存在顯著的門限效應(yīng)。

在第二類文獻(xiàn)的研究層面上，范劍勇（2006）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚帶動地區(qū)勞動生產(chǎn)率的提高，使集聚地與非集聚地之間經(jīng)濟(jì)發(fā)生極化效應(yīng)。由于不同地區(qū)客觀條件的差異，產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的能力也存在差異，東部發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應(yīng)更大，而西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)并不明顯（劉軍等，2010）。產(chǎn)業(yè)集聚存在空間溢出效應(yīng)，較高工業(yè)生產(chǎn)率地區(qū)周邊省份也有較高的工業(yè)生產(chǎn)率（彭文慧，2013）。楊仁發(fā)（2013）指出，在制造業(yè)集聚程度和競爭水平較高的地區(qū)，由于市場競爭更加激烈，技術(shù)更容易被模仿，從而降低企業(yè)加強(qiáng)研發(fā)投入的積極性，導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步停滯，不利于集聚地制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。孫元元和張建清（2017）使用2000—2012年中國30個省份的數(shù)據(jù)證明了產(chǎn)業(yè)集聚導(dǎo)致的技術(shù)進(jìn)步，強(qiáng)化了地區(qū)差距擴(kuò)大的現(xiàn)象。產(chǎn)業(yè)集聚與勞動力集聚相輔相成。在產(chǎn)業(yè)集聚過程中，不同技術(shù)結(jié)構(gòu)的勞動力地區(qū)集聚帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也不同。趙偉和李芬（2007）認(rèn)為，高技術(shù)勞動力由于具有知識外溢的效應(yīng)，其集聚能夠擴(kuò)大地區(qū)差距，而低技術(shù)勞動力由于僅僅具備本地市場效應(yīng)，其集聚會縮小地區(qū)差距。

雖然現(xiàn)有研究尚未深入論證產(chǎn)業(yè)集聚對于地方的經(jīng)濟(jì)增長是否存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。產(chǎn)業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)的增長可能在一定階段內(nèi)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但是一旦突破合理的范圍，可能集聚的效率會急劇降低，而不同區(qū)域之間這一合理范圍可能存在差異。本文試圖從產(chǎn)業(yè)集聚對投資、人力資本與技術(shù)進(jìn)步的影響著手，從整體和分地區(qū)進(jìn)行多個維度的實證分析，估算出分地區(qū)的制造業(yè)集聚水平拐點。全面探討制造業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，重點分析不同區(qū)域集聚對經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的差異性影響。

三、計量模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型構(gòu)建

本文參考Ciccone和Hall（1996）關(guān)于經(jīng)濟(jì)密度與勞動力生產(chǎn)率關(guān)系的實證模型，首先構(gòu)建二次函數(shù)回歸模型，以檢驗集聚是否對經(jīng)濟(jì)增長具有倒U型的效應(yīng)，具體如下：

其中，rjgdp代表人均GDP，agglo是制造業(yè)聚集指數(shù)，agglo2是制造業(yè)集聚指數(shù)的平方項。研究這兩項的關(guān)系，確定制造業(yè)集聚程度與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在非線性關(guān)系。X為控制變量集合。參考以往研究，本文控制變量包括人均固定資產(chǎn)投資、人均研發(fā)支出、人均教育支出、人均外商直接投資、人均貨運(yùn)量和人均電信業(yè)務(wù)收入。

因為經(jīng)濟(jì)增長和制造業(yè)集聚之間存在雙向因果關(guān)系（即制造業(yè)集聚會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，反過來，經(jīng)濟(jì)增長又會加劇制造業(yè)集聚）。為了避免內(nèi)生性對于實證結(jié)果的影響，本文采用以下方法去除內(nèi)生性。參照毛捷（2015）對內(nèi)生性問題的處理方法，將所有解釋變量都滯后一期處理，阻止被解釋變量對于解釋變量的反向影響，由于滯后一期的變量已經(jīng)前定，不受當(dāng)期沖擊的影響，解釋變量可能與誤差項不相關(guān)，從而可以在一定程度上克服內(nèi)生性問題。模型如下：

（二）變量和數(shù)據(jù)說明

本文使用2007—2016年的260個地級市數(shù)據(jù)，在這期間有很多城市行政區(qū)劃發(fā)生了變化，屬于外生力量。為了避免行政區(qū)劃變動對研究結(jié)果產(chǎn)生偏差影響，我們剔除了期間變動較大的城市。另外還有部分城市數(shù)據(jù)缺失，我們也將剔除該類城市。本文中用到的數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》以及各省各年度統(tǒng)計年鑒，共260個城市樣本。1由于部分城市的數(shù)據(jù)缺失，本文剔除了廣東省汕頭市，海南省三沙市、儋州市，山西省呂梁市，內(nèi)蒙古烏海市，黑龍江雙鴨山市，新疆吐魯番市、哈密市、克拉瑪依市，寧夏吳忠市、固原市、中衛(wèi)市、石嘴山市，甘肅省嘉峪關(guān)市、金昌市、白銀市、天水市、武威市、張掖市、平?jīng)鍪小c陽市、定西市、隴南市，云南昭通市，廣西百色市，陜西省銅川市、延安市、安康市、商洛市，青海海東市，西藏拉薩市、林芝市、山南市、昌都市、日喀則市，貴州省畢節(jié)市、銅仁市。只保留了260個地級及以上城市。

1.本文選用各個城市的人均實際GDP來衡量經(jīng)濟(jì)增長。文章后面要對各地區(qū)的異質(zhì)性進(jìn)行分析，由于各地區(qū)之間人口，經(jīng)濟(jì)規(guī)模相差較大，不能直接進(jìn)行橫向比較。采用人均GDP可以將各地區(qū)之間進(jìn)行互相比較。

2.核心解釋變量。制造業(yè)聚集指數(shù)（agglo），區(qū)位熵是衡量產(chǎn)業(yè)集聚的一種常用手段，本文選用制造業(yè)集聚指數(shù)來衡量制造業(yè)的集聚程度。

其中mit為i地區(qū)在t時刻的制造業(yè)總產(chǎn)值，mt為t時刻全國制造業(yè)總產(chǎn)值，eit指i地區(qū)t時刻國民總產(chǎn)值，Et為t時刻全國總產(chǎn)值。

3.其他控制變量。人均實際固定資產(chǎn)投資（lnasset），根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)，固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長的一個重要原因，本文將其作為一個控制變量。人均實際教育支出（lnedu），根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長理論，人力資本是經(jīng)濟(jì)增長的重要推手，隨著我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，人力資本在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用越來越重要。本文采用人均教育經(jīng)費(fèi)支出來衡量各地區(qū)的人力資本水平。人均實際研發(fā)支出（lnrd），根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論，研發(fā)活動會通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。本文選用人均科研支出來衡量當(dāng)?shù)氐难邪l(fā)力度。人均實際利用外資（lnfdi），制度因素對于一個地區(qū)的發(fā)展具有重要的影響，不同地區(qū)的制度不同也是產(chǎn)生差異的一個原因。我國實行的擴(kuò)大開放的政策即是增加經(jīng)濟(jì)對外交流，增加經(jīng)濟(jì)活力。由于各市的進(jìn)出口數(shù)據(jù)不易獲得，本文選用人均外商直接投資額來衡量當(dāng)?shù)氐膶ν忾_放程度。人均實際電信業(yè)務(wù)收入（lninfor），在信息化時代，信息基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展有巨大的推動作用，本文選用人均電信業(yè)務(wù)收入來衡量各地區(qū)信息基礎(chǔ)設(shè)施投入水平。人均貨運(yùn)量（lntrans），在商品經(jīng)濟(jì)社會，貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有著重要的推動作用，利用物流將原材料輸入，再將生產(chǎn)好的商品運(yùn)出。本文采用各地區(qū)的人均貨運(yùn)量衡量交通發(fā)達(dá)程度。由于數(shù)據(jù)原因，本文選用主要的公路運(yùn)輸和水運(yùn)總量來代理貨運(yùn)量。

本文人均年實際（lnrjgdp）、人均實際固定資產(chǎn)投資（lnasset）、人均實際教育支出（lnedu）、人均實際研發(fā)支出（lnrd）、人均實際利用外資（lnfdi）與人均實際電信業(yè)務(wù)收入（lninfor）均以2007年為基期，進(jìn)行消脹處理。其中使用指數(shù)進(jìn)行平減、固定資產(chǎn)投資使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減，其余變量使用進(jìn)行平減。

下面介紹本文實證研究中的變量如表1：

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、模型檢驗及結(jié)果分析

（一）制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的非線性基準(zhǔn)回歸與穩(wěn)健性檢驗

我們利用方程（2）式對制造業(yè)聚集指數(shù)等因素與經(jīng)濟(jì)增長之間進(jìn)行實證檢驗。利用Hausman檢驗，確定應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。因為個體固定效應(yīng)只能排除不隨時間變動的個體不可觀測因素所可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為了盡可能地避免遺漏偏誤，本文加入了控制變量集合。除此之外，一些制度性的因素可能會同時影響這些變量（比如知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、貿(mào)易壁壘等），因而本文進(jìn)一步加入城市和時間虛擬變量的交互項以排除該類不可觀測因素的影響。因此本文選用個體—時間雙向固定效應(yīng)模型估計（見表2）。

基本回歸結(jié)果如表2中模型（1）—（3）所示。模型（1）中沒有放入任何控制變量，檢驗制造業(yè)集聚水平與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在非線性關(guān)系。結(jié)果顯示，制造業(yè)集聚的一次項估計系數(shù)為正，而二次項系數(shù)為負(fù)，并且回歸均通過了1%的顯著性檢驗，表明制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間的倒U型關(guān)系基本成立；模型（2）檢驗了制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的線性關(guān)系，為了避免回歸偏誤，回歸中加入控制變量，回歸結(jié)果顯示，制造業(yè)集聚能夠有效地擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模，制造業(yè)集聚水平提高1%，人均GDP增加0.012%，回歸結(jié)果在5%的水平上顯著；模型（3）是模型（2）的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入制造業(yè)集聚變量的二次項，以檢驗二者是否仍熱存在非線性的因果關(guān)系?；貧w結(jié)果依然顯示制造業(yè)集聚變量的一次項回歸系數(shù)為正，二次項回歸系數(shù)為負(fù)，并且回歸均通過了1%的顯著性檢驗，表明在控制了各類與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)的因素后，制造業(yè)集聚程度的不斷增加對經(jīng)濟(jì)規(guī)模有著倒U型的影響，即制造業(yè)在集聚初期會首先促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但隨著集聚規(guī)模的不斷擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)增長率會降低，達(dá)到一定的集聚規(guī)模經(jīng)濟(jì)規(guī)模不再擴(kuò)大，在此之后若制造業(yè)繼續(xù)集聚反而會降低經(jīng)濟(jì)規(guī)模。這一結(jié)果表明，制造業(yè)過度集聚會降低經(jīng)濟(jì)損害經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。模型（1）—（3）的基本回歸結(jié)果支持了本文提出的理論假設(shè)。

表2 制造業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)增長的影響及穩(wěn)健性檢驗

注：括號中為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

進(jìn)一步地，本文參照錢學(xué)鋒等（2012）的方法，使用集聚變量的滯后項作為工具變量來盡可能的去除內(nèi)生性對回歸的影響，并通過以下3種替換解釋變量和樣本范圍的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：參照范劍勇（2006）的做法，并結(jié)合本文的研究目的，使用制造業(yè)就業(yè)人口密度衡量制造業(yè)集聚水平，回歸結(jié)果參見表2模型（4）；我國四個直轄市無論經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還是制造業(yè)集聚程度都占比很高，為了排除極端樣本的影響，將四個直轄市數(shù)據(jù)剔除后再將剩余樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表2模型（5）；2008年金融危機(jī)對于制造業(yè)沖擊很大，為了排除2008年金融危機(jī)的外省沖擊導(dǎo)致樣本在2008年前后的突變，本文使用2008年之后的樣本再次進(jìn)行回歸，具體結(jié)果見表2模型（6）。

回歸結(jié)構(gòu)結(jié)果顯示，首先，Kleibergen-Paap rk LM和Kleibergen-Paap Wald rk F檢驗拒絕了工具變量識別不足和弱識別的原假設(shè)，表明本文選取的工具變量較為合理。模型（4）顯示使用非農(nóng)就業(yè)人口密度作為制造業(yè)集聚的代理變量后，回歸結(jié)果表明制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長仍然呈現(xiàn)顯著的倒U型關(guān)系，表明基準(zhǔn)回歸是穩(wěn)健可靠的；剔除四大直轄市樣本后，制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的倒U型關(guān)系仍然顯著成立[模型（5）]；剔除2008年以前的樣本，使用2009—2016年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的倒U型關(guān)系仍然顯著成立[模型（6）]。

（二）門檻回歸與地區(qū)異質(zhì)性分析

上述實證分析驗證了前文中的理論分析，即制造業(yè)集聚指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型關(guān)系，且制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在區(qū)域差異。為了更準(zhǔn)確地測度集聚對各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的拐點，本文使用面板門檻方法來進(jìn)一步回歸，以確定制造業(yè)集聚的門檻值，并且還區(qū)分東、中、西地區(qū)分別進(jìn)行檢驗，2本文參照國家統(tǒng)計局標(biāo)準(zhǔn)將我國劃分為東、中、西三大區(qū)域，其中東部地區(qū)包括河北、北京、天津、山東、遼寧、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南等十一個省市，中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西等八個省份，西部地區(qū)包括陜西、四川、重慶、貴州、云南、廣西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古等十一個省市。從而考察各地區(qū)制造業(yè)集聚的異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。Hansen（1999）的非動態(tài)門檻面板回歸模型克服了傳統(tǒng)門檻條件研究方法的不足，不僅能夠估計出具體的門檻值（即我們要估算的制造業(yè)集聚平衡點），還可以對集聚平衡點的顯著性和有效性進(jìn)行檢驗。具體回歸模型見公式（3）：

其中，γ是門檻值，本文中為制造業(yè)集聚拐點，I()為指標(biāo)函數(shù)；其他變量與（1）式里相應(yīng)變量的含義相同。我們利用格點搜索法不斷嘗試制造業(yè)集聚拐點的可能取值，并得到最佳估計值γ*，此時回歸的殘差平方和最小。本文依次檢驗單門檻、雙重門檻和三重門檻模型。進(jìn)行單門檻檢驗時，原假設(shè)認(rèn)為不存在門檻值，備擇假設(shè)是存在一個門檻值，檢驗統(tǒng)計量。雙重門檻檢驗時，原假設(shè)是只存在一個門檻，備擇假設(shè)是存在雙重門檻，以此類推。在完成門檻檢驗之后，按照門檻值對樣本進(jìn)行分組，并對不同分組內(nèi)門檻效應(yīng)的大小進(jìn)行比較分析。本文參照已有的做法（Wang,2015），分別從全國和分地區(qū)層面利用方程（3）式進(jìn)行門檻檢驗，采用自抽樣法，反復(fù)抽樣300次，得出門檻值以及F值和P值（表3）。其中，東部地區(qū)和西部地區(qū)只存在單門檻，東部地區(qū)的門檻值為0.494，西部地區(qū)的門檻值為1.214；全國層面和中部地區(qū)均存在雙重門檻值，全國層面的回歸結(jié)果顯示門檻值為0.366和0.516，中部地區(qū)的門檻值為1.001和1.643。

表3 門檻值估計結(jié)果

表4 門檻模型回歸結(jié)果

注：括號中為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

確定全國與分地區(qū)層面的門檻值后，本文接下來再進(jìn)行門檻模型檢驗（表4）。在這一部分回歸中，本文根據(jù)回歸的對象不同將樣本值分為不同的區(qū)間，其中，全國和中部地區(qū)層面分為三個區(qū)間，分別用agglo_1、agglo_2、agglo_3表示。對于全國層面的回歸，agglo_1表示制造業(yè)水平小于0.366，agglo_2表示制造業(yè)水平介于0.366和0.516之間，agglo_3表示制造業(yè)集聚水平大于0.516；對于中部地區(qū)的回歸，agglo_1表示制造業(yè)水平小于1.001，agglo_2表示制造業(yè)水平介于1.001和1.643之間，agglo_3表示制造業(yè)集聚水平大于1.643；東部地區(qū)與西部地區(qū)分為兩個區(qū)間，分別用agglo_1、agglo_2表示，對于東部地區(qū)，agglo_1表示制造業(yè)水平小于0.494，agglo_2表示制造業(yè)集聚水平大于0.494；對于西部地區(qū)，agglo_1表示制造業(yè)水平小于1.214，agglo_2表示制造業(yè)集聚水平大于1.214。

從回歸結(jié)果上看，模型（1）表明，在全國層面上，當(dāng)制造業(yè)集聚水平小于0.366時，agglo_1的回歸系數(shù)是0.449，并且回歸結(jié)果在1%水平上顯著，說明制造業(yè)集聚在這段區(qū)間中，制造業(yè)集聚會顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，擴(kuò)大地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模；當(dāng)制造業(yè)集聚水平介于0.366和0.516之間時，agglo_2的回歸系數(shù)是0.101，表明制造業(yè)集聚水平每提高1%，經(jīng)濟(jì)增長水平就提高0.101%，與agglo_1的回歸系數(shù)相比，在這一區(qū)間內(nèi)，制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用在減弱，但此時仍是正向的促進(jìn)作用；當(dāng)制造業(yè)集聚水平大于0.516時，制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長影響（agglo_3）的估計系數(shù)是-0.090，回歸結(jié)果在1%水平上顯著。這一結(jié)果表明，在全國層面，制造業(yè)集聚首先會快速促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長，當(dāng)集聚程度達(dá)到0.366這一閾值時，制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用會減緩，當(dāng)集聚程度超過0.516時，制造業(yè)出現(xiàn)過度集聚的現(xiàn)象，過度集聚反而會損害經(jīng)濟(jì)增長，不利于長期經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。從模型（1）的結(jié)果來看，全國層面制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間仍是符合倒U型非線性相關(guān)關(guān)系，與本文上述回歸結(jié)果保持一致。

按照國家統(tǒng)計局的分類標(biāo)準(zhǔn)將樣本分為東、中、西三個部分，考慮分地區(qū)異質(zhì)性，模型（2）中對于東部地區(qū)，當(dāng)制造業(yè)集聚水平低于0.494時，agglo_1的回歸系數(shù)為0.591，且回歸結(jié)果在1%的水平上顯著，說明制造業(yè)集聚在這段區(qū)間會顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)集聚水平高于0.494時，agglo_2的回歸系數(shù)是0.233，表明制造業(yè)集聚水平每提高1%，經(jīng)濟(jì)增長水平就提高0.233%，與agglo_1的回歸系數(shù)相比，在這一區(qū)間內(nèi)，制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用在減弱，但此時仍是正向的促進(jìn)作用。這說明對于東部地區(qū)，制造業(yè)集聚會快速促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但當(dāng)集聚程度超過0.494時，制造業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用會減弱。其主要原因是隨著制造業(yè)集聚的水平不斷增加，集聚所產(chǎn)生的負(fù)外部性逐漸凸顯，研發(fā)投入、人力資本以及投資逐漸減少，對于經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用逐漸減弱。

模型（3）中對于中部地區(qū)，當(dāng)制造業(yè)集聚水平小于1.001時，制造業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)增長是一個正向的促進(jìn)作用；當(dāng)集聚水平介于1.001和1.643之間以及大于1.643時，制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長是抑制的作用，agglo_2和agglo_3分別是-0.166、-0.106，在1%水平上顯著。這一結(jié)果表明，對于中部地區(qū)，制造業(yè)集聚首先會快速促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，當(dāng)集聚程度達(dá)到0.001這一閾值時，制造業(yè)出現(xiàn)過度集聚的現(xiàn)象，過度集聚反而會損害經(jīng)濟(jì)增長，不利于長期經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。從模型（4）的結(jié)果來看，西部地區(qū)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間也是符合倒U型非線性相關(guān)關(guān)系，模型（4）中對于西部地區(qū)，當(dāng)集聚水平小于1.214時，制造業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)增長是一個正向的促進(jìn)作用，系數(shù)為0.235，在10%的水平上顯著；當(dāng)集聚水平大于1.214時，制造業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)增長變?yōu)樨?fù)向影響。這一結(jié)果表明，在西部隨著制造業(yè)集聚水平不斷地增加，當(dāng)集聚程度超過1.214這一閾值時，制造業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)增長由促進(jìn)變?yōu)橐种?，雙方之間滿足倒U型非線性相關(guān)關(guān)系。

在控制變量層面上，實證結(jié)果表明固定資產(chǎn)投資（lnasset）和人力資本水平（lnedu）兩個變量的估計系數(shù)在東中西部均在1%水平上顯著，且均為正數(shù)，這說明增加固定資產(chǎn)投資以及人力資本水平的提高能夠顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，這與經(jīng)典經(jīng)濟(jì)理論一致。研發(fā)支出（lnrd）對應(yīng)的估計系數(shù)在東、中、西部均為正，但是在西部不顯著，也說明了研發(fā)對經(jīng)濟(jì)增長起到促進(jìn)作用，但由于西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)集聚較少，并且研發(fā)支出本身具有一定的時滯性，因而研發(fā)支出的增加對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長并不明顯。外商直接投資的估計系數(shù)在中、西部均為正，但是在東部為負(fù)且顯著。首先，東部地區(qū)是率先工業(yè)化的地區(qū)，在沿海省份，尤其是長三角、珠三角地區(qū)已經(jīng)逐漸進(jìn)入工業(yè)化后期，不再像工業(yè)化初期需要通過引進(jìn)外資來促進(jìn)技術(shù)擴(kuò)散，而是進(jìn)入了自主研發(fā)階段。另外，外商直接投資還存在擠出效應(yīng)，在一定程度上會替代國內(nèi)投資，抑制當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率增長。但中國的工業(yè)化階段在地區(qū)之間存在顯著的差異性，制造業(yè)近幾年來逐漸向內(nèi)陸地區(qū)遷移，部分中部省份和大多數(shù)西部省份仍然需要依靠引進(jìn)外資來推動技術(shù)進(jìn)步，因而外商投資這一指標(biāo)表現(xiàn)出對中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的促進(jìn)作用。交通和信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的兩個變量的估計系數(shù)均不顯著，說明當(dāng)前，這兩個變量與其他經(jīng)濟(jì)變量相比，對經(jīng)濟(jì)增長的作用相對較弱。

綜上所述，相較于中、西部地區(qū)，東部地區(qū)的制造業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面效應(yīng)更小，在門檻值的右側(cè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有所減弱，但仍然表現(xiàn)出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)象；而中、西部省份在門檻值兩側(cè)均由對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。從實證結(jié)果看，雖然部分發(fā)達(dá)省份已經(jīng)向高端服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型，但制造業(yè)仍是東部省份經(jīng)濟(jì)增長的中堅力量，只是制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)有所降溫。具體分析其背后的原因，主要與東部地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)移和結(jié)構(gòu)升級相關(guān)。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移一般發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段中，當(dāng)前勞動密集型行業(yè)轉(zhuǎn)出地集中在長三角、珠三角地區(qū)；資本密集型制造業(yè)的轉(zhuǎn)出地主要為長三角地區(qū)、廣東省、東北三省、北京和天津等地；技術(shù)密集型行業(yè)的轉(zhuǎn)出地則主要集中在中部省份和珠三角地區(qū)?？芍?，北京、上海和廣東三個制造業(yè)最發(fā)達(dá)的地區(qū)都正經(jīng)歷三類產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)出（孫曉華等，2018）。由于東部地區(qū)傳統(tǒng)要素的競爭優(yōu)勢逐漸喪失，傳統(tǒng)制造業(yè)在東部省份難以存活，逐漸向內(nèi)陸地區(qū)轉(zhuǎn)移，一方面帶動內(nèi)陸地區(qū)工業(yè)化快速發(fā)展，另一方面倒逼東部省份制造業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。尤其是廣東與上海，現(xiàn)階段制造業(yè)主要以集成電路、生物醫(yī)藥、新能源等高端制造為主，是一支貢獻(xiàn)經(jīng)濟(jì)的新力量。但由于高端制造業(yè)需要一定的技術(shù)研發(fā)投入，并且需要互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、創(chuàng)新鏈等新型生產(chǎn)要素的整合，研發(fā)生產(chǎn)周期較長，這與傳統(tǒng)制造粗放拉動經(jīng)濟(jì)初期快速增長的方式大相徑庭，因而對于東部省份，制造業(yè)達(dá)到門檻值時，制造業(yè)由傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高端制造業(yè)轉(zhuǎn)型導(dǎo)致對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用放緩。而中、西部地區(qū)的制造業(yè)仍然以傳統(tǒng)制造業(yè)為主。傳統(tǒng)制造業(yè)需要大量的勞動力、資本與土地等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，這對于中西部地區(qū)來說當(dāng)前具有明顯的比較優(yōu)勢，因而傳統(tǒng)制造業(yè)在短期內(nèi)能夠快速帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。然而，隨著傳統(tǒng)制造業(yè)在中、西部地區(qū)不斷集聚和中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，中西部地區(qū)也會像東部地區(qū)一樣逐漸喪失成本優(yōu)勢，若未來中西部地區(qū)制造業(yè)未能順利形成產(chǎn)業(yè)升級，則會抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

五、制造業(yè)集聚的影響機(jī)制實證檢驗

上文重點檢驗了制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的倒U型關(guān)系，并且還通過門檻模型將全國和中、東、西三個地區(qū)制造業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的拐點測算出來。本文接下來進(jìn)一步通過實證檢驗來回答“為什么制造業(yè)會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生倒U型的效應(yīng)？”這一問題。本文在此檢驗制造業(yè)集聚是否通過人力資本、投資和技術(shù)創(chuàng)新這三個渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生非線性的效應(yīng)。此處參照前文對內(nèi)生性問題的處理方法，將所有解釋變量都滯后一期處理，從而過濾掉被解釋變量對于解釋變量的反向影響。

本文先分別建立制造業(yè)集聚水平與人力資本投入（agglord）、投資（aggloedu）和研發(fā)投入（aggloasset）三個交互項，進(jìn)行城市—年份固定效應(yīng)回歸。此處本文使用人均教育經(jīng)費(fèi)度量人力資本，使用人均固定投資費(fèi)用度量投資，使用人均研發(fā)支出度量技術(shù)創(chuàng)新，回歸結(jié)果見表5模型（1）—（3）。制造業(yè)集聚水平與研發(fā)投入、人力資本投入和投資的交乘項均為負(fù)，表示制造業(yè)集聚水平的增加隨著人力資本投入、投資和研發(fā)投入的不斷增加，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的能力在逐漸降低。這說明制造業(yè)集聚與人力資本水平、投資與技術(shù)進(jìn)步三個要素具有協(xié)調(diào)效應(yīng)，最終會削弱對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)。

進(jìn)一步地，本文參照楊本建,黃海珊（2018）以人力資本水平、投資和技術(shù)進(jìn)步三類投入要素作為被解釋變量進(jìn)行回歸，從而識別這三類要素是否存在中介效應(yīng)。

根據(jù)內(nèi)生增長理論，研發(fā)支出會促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。模型（4）回歸結(jié)果顯示，制造業(yè)集聚水平與研發(fā)支出呈倒U型，在集聚水平較低的時候，隨著集聚水平增加，研發(fā)投資就會增加；而超過一定值時，集聚水平增加會導(dǎo)致研發(fā)投資減少。這說明，研發(fā)投資效應(yīng)確實在制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的互動中發(fā)揮了作用。當(dāng)制造業(yè)集聚水平較低時，集聚水平增加使得研發(fā)投資增加，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；而當(dāng)集聚水平較高時，會使研發(fā)投資減少，進(jìn)而抑制經(jīng)濟(jì)增長。根據(jù)前文的機(jī)制分析，產(chǎn)業(yè)集聚會使集聚區(qū)域的人力資本提升，當(dāng)集聚超過一點，反而會抑制人力資本提升。模型（5）回歸結(jié)果顯示，制造業(yè)集聚水平較低時，集聚水平增加會提升人力資本，當(dāng)集聚水平超過臨界值時，制造業(yè)過度集聚反而會抑制人力資本的提升，從而抑制經(jīng)濟(jì)增長。制造業(yè)在集聚的過程中由于規(guī)模經(jīng)濟(jì)和正的外部性，使得集聚區(qū)域投資收益較高，吸引資金流入。隨著集聚水平的增加，投資邊際收益逐漸下降，集聚產(chǎn)生的擁擠效應(yīng)也促使資金流向其他收益更高的區(qū)域。由模型（6）的回歸結(jié)果顯示，制造業(yè)集聚水平較低時，集聚水平增加會促進(jìn)固定資產(chǎn)投資，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)制造業(yè)集聚水平超過臨界值時，進(jìn)一步集聚同樣會抑制對實體經(jīng)濟(jì)的投資，從而抑制經(jīng)濟(jì)增長。

綜上所述，制造業(yè)集聚不僅會通過與三類生產(chǎn)要素產(chǎn)生協(xié)同作用，削弱對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，制造業(yè)集聚還會通過影響三類生產(chǎn)要素的投入，進(jìn)一步對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生倒U型的非線性關(guān)系。因而這三類生產(chǎn)要素不僅存在協(xié)同效應(yīng)，還存在中介效應(yīng)。

表5 影響機(jī)制分析

注：括號中為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

六、結(jié)論和政策建議

本文利用2007—2016年的我國260個地級市面板數(shù)據(jù)，實證驗證了制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的非線性效應(yīng)，并進(jìn)一步從人力資本水平、投資和技術(shù)進(jìn)步三類要素投入的角度解釋了發(fā)生這種非線性效應(yīng)背后的經(jīng)濟(jì)機(jī)制。本文的主要研究發(fā)現(xiàn)為：第一，隨著制造業(yè)向區(qū)域集聚的程度增加，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長并不是線性增長，而是先增長后下降，二者呈現(xiàn)倒U型的相關(guān)關(guān)系。第二，進(jìn)一步使用面板門檻回歸發(fā)現(xiàn)，全國層面存在雙重門檻，分別為0.366與0.516。當(dāng)制造業(yè)集聚水平介于0.366和0.516之間時，經(jīng)濟(jì)增長速度放緩；當(dāng)制造業(yè)集聚水平大于0.516時，集聚對于經(jīng)濟(jì)增長由的效應(yīng)呈現(xiàn)相反方向，抑制經(jīng)濟(jì)增長的作用，印證了基準(zhǔn)回歸中制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的倒U型關(guān)系。東部地區(qū)門檻值為0.494，制造業(yè)集聚水平在門檻值兩側(cè)都是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是大于門檻值時對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有所放緩。中部地區(qū)具有雙重門檻，門檻值分別為1.001與1.643，當(dāng)集聚水平大于1.001時，制造業(yè)集聚對于經(jīng)濟(jì)由正向促進(jìn)作用轉(zhuǎn)為抑制作用；當(dāng)門檻值大于1.643時，中部地區(qū)制造業(yè)集聚的對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用反而有所緩解。西部地區(qū)的門檻值為1.214，當(dāng)集聚水平大于1.214時，集聚對于經(jīng)濟(jì)增長的影響也由促進(jìn)轉(zhuǎn)為抑制，說明在中、西部地區(qū)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間存在倒U型關(guān)系。第三，一方面，技術(shù)投入、人力資本水平和投資增加時，制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用會下降，說明三類投入要素具有負(fù)向協(xié)調(diào)效應(yīng)；另一方面，制造業(yè)集聚會導(dǎo)致集聚區(qū)域內(nèi)的上述三類要素投入先增加后減少，具有中介效應(yīng)，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生非線性影響。

根據(jù)以上的結(jié)論，本文認(rèn)為：

第一，中部部分省份和西部地區(qū)制造業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和配套仍然落后，導(dǎo)致部分中、西部省份無法順暢承接?xùn)|部省份傳統(tǒng)制造業(yè)轉(zhuǎn)移，尤其是部分西部偏遠(yuǎn)省份。因而首先應(yīng)加大中、西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，營造更好的集聚環(huán)境，更好地承接?xùn)|部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。同時，對于中西部地區(qū)也要發(fā)展符合自身優(yōu)勢的特色產(chǎn)業(yè)，中、西部大部分地區(qū)的制造業(yè)集聚水平還未到門檻值，通過對中、西部基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，吸引東部的制造業(yè)轉(zhuǎn)移并發(fā)展自身具有優(yōu)勢的特色制造業(yè)，但應(yīng)將集聚水平控制在合理的范圍。無論東部制造業(yè)轉(zhuǎn)型地區(qū)還是中、西部以勞動、資本密集型為主的制造業(yè)集聚地，吸引人才和資本流入、培育地區(qū)人力資本積累、增加研發(fā)投入等要素對于自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要的意義。

第二，政府可進(jìn)一步減少因戶籍制度限制等原因造成的人口遷移或流動障礙，加大欠發(fā)達(dá)地區(qū)公共服務(wù)供給的力度，提高東部發(fā)達(dá)地區(qū)高品質(zhì)的公共服務(wù)以吸引人才流入，推動發(fā)達(dá)地區(qū)制造業(yè)向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)型，提高欠發(fā)達(dá)地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)效率。

第三，地方政府可根據(jù)自身產(chǎn)業(yè)特征的需要，對相應(yīng)產(chǎn)業(yè)類型提供政府引導(dǎo)資金加以扶持，有針對性地進(jìn)行稅收補(bǔ)貼、返還等形式的稅收優(yōu)惠政策以吸引高質(zhì)量資本流入。此外從全國層面來看，還應(yīng)進(jìn)一步完善稅收制度，優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)，逐漸提高直接稅占比，降低企業(yè)稅收“痛感”。

第四，我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)面臨轉(zhuǎn)型，國家提出“中國制造2025”鼓勵高新技術(shù)制造業(yè)的發(fā)展，生物醫(yī)藥、集成電路、新能源、智能網(wǎng)聯(lián)等都是未來要發(fā)展的戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)，所需要的最重要的投入要素就是研發(fā)投入。研發(fā)經(jīng)費(fèi)除了企業(yè)自籌之外，還要引導(dǎo)形成政府財政支持、金融機(jī)構(gòu)貸款及社會資金等多方面的融資體系；政府還要加大研發(fā)費(fèi)用加計扣除政策的力度，使企業(yè)能夠?qū)⒏嗟馁Y金投入研發(fā)；進(jìn)一步發(fā)揮高新技術(shù)區(qū)的作用，促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚，利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)更好地發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。