吉亞輝 梁雅楠 張成

摘 要：綠水青山就是金山銀山，生態(tài)環(huán)境的好壞關(guān)乎人民福祉的高低。基于西北五省區(qū)2009—2017年面板數(shù)據(jù)，利用動態(tài)空間杜賓模型（動態(tài)SDM）和E-G協(xié)同集聚指數(shù)檢驗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)是否存在空間影響，并通過構(gòu)建單門檻效應(yīng)模型，進(jìn)一步分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚影響生態(tài)效應(yīng)的強(qiáng)度。研究表明：第一，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚通過提高科技水平改善了生態(tài)環(huán)境，具有顯著的長期效應(yīng)。第二，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對本區(qū)域生態(tài)改善具有積極促進(jìn)作用，對其他周邊地區(qū)生態(tài)效應(yīng)也同樣具有溢出效應(yīng)，這體現(xiàn)出區(qū)域協(xié)調(diào)性。第三，當(dāng)異質(zhì)型人力資本的數(shù)量跨過門檻值16 422后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)環(huán)境的改善才會發(fā)揮顯著的積極影響?；谝陨辖Y(jié)論并立足西北五省區(qū)發(fā)展現(xiàn)狀，應(yīng)當(dāng)建立系統(tǒng)完善、剛性約束的制度體系，充分發(fā)揮知識、技術(shù)溢出效應(yīng)，重視人力資本推動區(qū)域發(fā)展的邊際貢獻(xiàn)，同時應(yīng)當(dāng)以區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化為依托，完善區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局，打破區(qū)域邊界，讓生態(tài)效應(yīng)改善的成果充分“外溢”。

關(guān)鍵詞：協(xié)同集聚;生態(tài)效應(yīng);動態(tài)空間杜賓模型;面板門檻模型

基金項目：國家自然科學(xué)基金項目“自然資源稟賦、地方政府行為與區(qū)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移”（71663046）;甘肅省優(yōu)秀研究生“創(chuàng)新之星”項目“知識溢出視角下西北五省區(qū)制造業(yè)升級的空間效應(yīng)研究”（2021CXZX-250）。

[中圖分類號] F061.5;F062.9 [文章編號] 1673-0186（2021）009-0091-020

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A? ? ? [DOI編碼] 10.19631/j.cnki.css.2021.009.007

綠水青山就是金山銀山。黨的十八大把生態(tài)文明建設(shè)納入中國特色社會主義事業(yè)總體布局，正式拓展為經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)、社會建設(shè)、生態(tài)文明建設(shè)“五位一體”，提出建設(shè)美麗中國，這一拓展表明我們黨對中國特色社會主義建設(shè)規(guī)律的認(rèn)識上升到新的水平。社會發(fā)展不再是簡單追求GDP增速，我們更想要的是綠色GDP，但現(xiàn)實中環(huán)境與經(jīng)濟(jì)往往會陷入顧此失彼的困境甚至?xí)幱凇傲愫筒┺摹钡膶擂尉置妗?/p>

2019年《政府工作報告》明確指出“圍繞推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，強(qiáng)化工業(yè)基礎(chǔ)和技術(shù)創(chuàng)新能力，促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)融合發(fā)展，加快建設(shè)制造強(qiáng)國”①，“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要進(jìn)一步指出“加快推進(jìn)制造強(qiáng)國、質(zhì)量強(qiáng)國建設(shè)，促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)深度融合”②，現(xiàn)階段生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)融合發(fā)展的重要性可見一斑。對于西北地區(qū)而言，存在兩個不容忽視的事實：一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)老化，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展動力不足;二是生態(tài)環(huán)境脆弱。立足西北五省區(qū)現(xiàn)狀，制造業(yè)如何帶動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展？生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展壯大又會如何反作用于制造業(yè)？二者的內(nèi)部反饋機(jī)制如何建立？更值得進(jìn)一步探討的問題是：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的創(chuàng)新效應(yīng)如何顯現(xiàn)？生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同發(fā)展的強(qiáng)度達(dá)到哪一個具體的門檻值可以發(fā)揮其促進(jìn)作用？針對這些問題的研究對于西北五省區(qū)制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級、服務(wù)業(yè)的提質(zhì)增效具有重要的戰(zhàn)略指導(dǎo)意義。

國內(nèi)外學(xué)者對于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的積極作用多持肯定態(tài)度，認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚會激活區(qū)域創(chuàng)新、增加知識溢出并增強(qiáng)企業(yè)間的關(guān)聯(lián)度[1-5]。但赫爾斯利·羅伯特（Helsley Robert）使用“城市構(gòu)成模型”研究“集聚、集群與城市規(guī)模及構(gòu)成”時對傳統(tǒng)的集聚理論提出了質(zhì)疑[6]，認(rèn)為并非所有的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚都會提高產(chǎn)業(yè)間的合作效率。關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的研究，國內(nèi)外學(xué)者主要基于兩個視角展開：

第一，基于產(chǎn)業(yè)互動視角。國外對于服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的關(guān)系研究較早。作為一種重要的要素，服務(wù)是提升制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量的重要基礎(chǔ)[7-9]，當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)具有明顯的集聚傾向時，更有利于提高就業(yè)質(zhì)量[10]。隨著科技水平的提升，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸“軟化”，工業(yè)經(jīng)濟(jì)正在向服務(wù)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變[11]，黨的十九大明確釋放出加快現(xiàn)代化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，依托生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的信號，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的關(guān)系受到越來越多的關(guān)注[12-14]。郭然和原毅軍基于新常態(tài)、新舊動能轉(zhuǎn)換的視角研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對我國制造業(yè)發(fā)展的影響[15]，結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過提高技術(shù)創(chuàng)新能力和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從而提升制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量。孫暢指出政府在指定產(chǎn)業(yè)政策時應(yīng)充分考慮高端服務(wù)業(yè)和先進(jìn)制造業(yè)的互動關(guān)系[16]，從雙向互動視角平衡兩產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

第二，基于空間互動視角。馬歇爾·阿爾弗雷德（Marshall Alfred）闡述了存在外部經(jīng)濟(jì)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)的條件下[17]，產(chǎn)業(yè)空間集聚經(jīng)濟(jì)理論的三個形成動因：勞動池、中間產(chǎn)品以及知識信息。埃里森·格倫（Ellisionet Glem）通過NBER專利引用數(shù)據(jù)證實了馬歇爾認(rèn)為的集聚經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的外部性動因[18]。陳曉峰和陳昭鋒指出：產(chǎn)業(yè)集聚不僅僅是單一產(chǎn)業(yè)在地理上的集中與自我強(qiáng)化[19]，更是相關(guān)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的演進(jìn)過程。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚能夠顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[20-21]、提升城市創(chuàng)新水平[22]、提高區(qū)域綠色創(chuàng)新能力[23]、促進(jìn)城市群的發(fā)展[24]。姚星等基于國際視角[25]，強(qiáng)調(diào)了產(chǎn)業(yè)融合對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性。陸鳳芝和楊浩昌基于2003—2016年我國30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)[26]，實證檢驗了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的影響，結(jié)果表明：產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的溢出效應(yīng)在中西部地區(qū)比較顯著，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與環(huán)境污染呈穩(wěn)定的倒U型關(guān)系，雖然產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚在短期不利于環(huán)境污染治理，但在長期會推動環(huán)境污染的有效治理。

綜上所述，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚越來越受到廣大學(xué)者的關(guān)注，但是以生態(tài)效應(yīng)為切入點來研究兩者關(guān)系的文獻(xiàn)較為匱乏。因此，本文嘗試對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚影響生態(tài)效應(yīng)的機(jī)制進(jìn)行檢驗。本文創(chuàng)新性在于：第一，通過構(gòu)建生態(tài)效應(yīng)的復(fù)合指標(biāo)來衡量影響效應(yīng)，結(jié)果更為準(zhǔn)確;第二，利用動態(tài)SDM分析西北五省區(qū)生態(tài)改善的空間效應(yīng)，使用面板門檻模型探討生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚達(dá)到哪一門檻值才會對生態(tài)改善產(chǎn)生積極作用，準(zhǔn)確分析了內(nèi)在的作用機(jī)制。

一、理論機(jī)制與研究假設(shè)

已有研究表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚集中表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)間在知識、技術(shù)、基礎(chǔ)設(shè)施、節(jié)能減排等方面的競爭與合作共享[27]。具體在本文中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的影響表現(xiàn)為兩條路徑（見圖1）。

（一）直接影響

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚有利于加速創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化，改善生態(tài)環(huán)境。通過對Marshall集聚外部性和Jacobs集聚外部性的溯源發(fā)現(xiàn)，Marshall集聚外部性更強(qiáng)調(diào)專業(yè)化分工導(dǎo)致的創(chuàng)新活動，Jacobs集聚外部性則強(qiáng)調(diào)多樣化分工導(dǎo)致的創(chuàng)新。對于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚而言，專業(yè)化分工能夠顯著強(qiáng)化企業(yè)上下游之間的關(guān)聯(lián)，簡化交易程序，降低雙方信息不對稱程度。由新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的核心——邊緣模型（Core-Periphery Model）中關(guān)于需求側(cè)關(guān)聯(lián)和成本側(cè)關(guān)聯(lián)分析可知，專業(yè)化分工給企業(yè)帶來的益處是降低交易成本，加速整個成果轉(zhuǎn)化的過程。其一，在當(dāng)今時代，企業(yè)之間的界限不再那么明確，企業(yè)界限的演進(jìn)越來越趨向于“后錢德勒迷惑”①，制造業(yè)依附于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的拉動，上下游之間的信息成本顯著下降，生產(chǎn)、轉(zhuǎn)換各個環(huán)節(jié)更加透明，節(jié)省了溝通成本，企業(yè)之間的界限逐漸模糊，企業(yè)之間傾向于合作生產(chǎn)，因此相對來說，企業(yè)有更多的資金投入技術(shù)創(chuàng)新與成果轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)，成功的技術(shù)創(chuàng)新能夠有效發(fā)揮其清潔能力，從而起到改善生態(tài)環(huán)境的作用。其二，企業(yè)往往不是被視為單獨的個體，而是視為處于產(chǎn)業(yè)鏈上的一個環(huán)節(jié)。在生產(chǎn)過程中，大部分企業(yè)生產(chǎn)能力有限，效率低下，難以完成整個生產(chǎn)流程，因而往往是與配套的企業(yè)進(jìn)行協(xié)作，形成長期穩(wěn)定互助的上下游供應(yīng)關(guān)系，其中間的任何一個企業(yè)進(jìn)行技術(shù)上的創(chuàng)新、產(chǎn)生技術(shù)進(jìn)步行為，都會通過產(chǎn)業(yè)鏈的共享，直接影響其上下游企業(yè)的生產(chǎn)效率。不難看出，產(chǎn)業(yè)鏈充當(dāng)一種重要的聯(lián)結(jié)企業(yè)間關(guān)系的橋梁角色，企業(yè)個體嵌入產(chǎn)業(yè)鏈的一個突出特征是交易成本會降低、投入產(chǎn)出性價比相對會提高。因而，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚通過企業(yè)這個中介匣子，會顯著影響企業(yè)的創(chuàng)新成本?；谝陨戏治觯岢霰疚牡牡谝粋€假設(shè)：

假設(shè)1：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚通過發(fā)揮創(chuàng)新效應(yīng)改善生態(tài)環(huán)境。

（二）間接影響

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚有利于發(fā)揮知識溢出效應(yīng)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有知識密集型行業(yè)的一般特性：規(guī)模報酬遞增。因而，從概念上說，其集聚程度越高，規(guī)模效應(yīng)越顯著[28]。行業(yè)間知識溢出通過推動各行業(yè)的知識生產(chǎn)，能夠有效促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)原理中知識創(chuàng)新與擴(kuò)散模型（Two person Model）對知識溢出做了較為翔實的研究，知識溢出對人力資本的積累起著重要作用，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚為人力資本的學(xué)習(xí)、交流提供了一個便捷的“公共信息池”，“公共信息池”中知識異質(zhì)性的大小決定了知識溢出效應(yīng)發(fā)揮有效性程度的高低。經(jīng)驗事實表明，高素質(zhì)人力資本不僅僅通過接受普通高等教育這一條途徑來提升自己，更重要的是依靠非正式會談、論壇交流的學(xué)習(xí)甚至是人與人之間的溝通等知識溢出途徑來提升自身的技能。隨著人力資本的積累，人們的思想觀念、生活方式等會趨向于綠色化發(fā)展。熊彼特“創(chuàng)新理論”內(nèi)涵中的創(chuàng)新擴(kuò)散思想便很好地佐證了知識溢出效應(yīng)。在熊彼特看來，創(chuàng)新之所以能夠發(fā)生，是因為企業(yè)家的創(chuàng)新精神，企業(yè)家聚集在一起，會形成一種寬容和諧的社會氛圍，有助于企業(yè)內(nèi)部人才進(jìn)行思想觀念的碰撞交流，從而對知識溢出的發(fā)生形成正向促進(jìn)作用。之后隨著眾多學(xué)者對創(chuàng)新思想的發(fā)展，衍生出“干中學(xué)”模型、技術(shù)溢出理論等諸多理論?！案芍袑W(xué)”模型以及技術(shù)溢出理論的本質(zhì)是通過先進(jìn)技術(shù)的擁有者充當(dāng)領(lǐng)頭羊的角色，通過技術(shù)傳播、經(jīng)驗積累來提高生產(chǎn)率。在“知識溢出”模型、“干中學(xué)”模型以及技術(shù)溢出理論的支撐下，人力資本的積累對技術(shù)創(chuàng)新起著“加速器”的作用，即人力資本的有效積累會縮短技術(shù)創(chuàng)新周期，有利于發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)，從而降低生態(tài)改善的難度?；诖耍岢霰疚牡牡诙€假設(shè)：

假設(shè)2：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚通過提升人力資本積累水平促進(jìn)生態(tài)改善。

基于新古典增長框架，本文構(gòu)建理論模型用環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線（EKC）分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的門檻效應(yīng)。根據(jù)該曲線，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期階段，隨著收入增加環(huán)境質(zhì)量將不斷惡化，當(dāng)收入越過某一特定的“轉(zhuǎn)折點”后，環(huán)境質(zhì)量將得到改善，即“污染—收入”之間存在一種“倒U型”的發(fā)展軌跡。借鑒此思想，本文認(rèn)為在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的初期，其技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)未充分顯現(xiàn)①，對生態(tài)改善的積極作用影響很小;隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的強(qiáng)化，技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)充分顯現(xiàn)，即異質(zhì)型人力資本的積累達(dá)到一定程度，對生態(tài)環(huán)境的改善作用會跨過令其受限的門檻值，充分發(fā)揮其清潔能力?；谏鲜龇治?，構(gòu)建一個企業(yè)生產(chǎn)決策模型進(jìn)行分析。

假設(shè)市場是一個兩部門模型，即只有消費部門和生產(chǎn)部門。生產(chǎn)部門由多個生產(chǎn)規(guī)模相同的企業(yè)構(gòu)成，但產(chǎn)品生產(chǎn)過程中單位面積排污密度卻是不同的。令企業(yè)排污密度為ki[ki∈（0，+∞）]，產(chǎn)品價格Pi由市場供求關(guān)系來決定，企業(yè)生產(chǎn)成本與產(chǎn)量成正比：

企業(yè)在生產(chǎn)過程中，面臨兩種決策：一是從理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)出發(fā)，追求自身利益最大化，無視環(huán)境破壞的代價，造成負(fù)外部性;二是將環(huán)境效益考慮在內(nèi)，重視可持續(xù)發(fā)展，在生產(chǎn)過程中放棄一部分經(jīng)濟(jì)效益而兼顧環(huán)境效益。

由于現(xiàn)實環(huán)境中資源約束的存在，企業(yè)在生產(chǎn)時面臨環(huán)境成本，即：

在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度為e時，若企業(yè)采取第一種決策，此時外部環(huán)境總成本為

若企業(yè)采取第二種決策，為方便說明情況，假設(shè)企業(yè)此時放棄的經(jīng)濟(jì)效益是一個固定比例，用ρ來表示。則放棄的經(jīng)濟(jì)效益可表示如下：

基于上述分析，當(dāng)企業(yè)追求自身利益最大化時，此時可獲得產(chǎn)出效益為

當(dāng)企業(yè)為了可持續(xù)發(fā)展將環(huán)境效益考慮在內(nèi)時，此時企業(yè)獲得的產(chǎn)出效益為

根據(jù)上文分析，依據(jù)理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，企業(yè)選擇自身利益最大化時，若考慮環(huán)境效益需滿足條件：

解上述不等式，可得：

聯(lián)立（2）（8）可解出限制條件：

為更直觀地進(jìn)行分析，繪制單位面積環(huán)境污染強(qiáng)度概率分布圖，如圖2所示。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度e→0時：

當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度e→∞時：

由圖2可知，在臨界值內(nèi)的環(huán)境強(qiáng)度增加能夠促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，而超過這一臨界值后環(huán)境強(qiáng)度增加對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是不利的，由此可以推斷出產(chǎn)業(yè)集聚的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)對污染排放量的影響可能是一個先上升后下降的變化趨勢。據(jù)此，提出本文的第三個假設(shè)：

假設(shè)3：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚只有達(dá)到一定程度后，對生態(tài)效應(yīng)的改善才會產(chǎn)生積極影響。

二、研究設(shè)計

綜上，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的改善有空間影響，同時需要借助面板門檻模型來分析產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的門檻值，因此本文擬通過空間模型分析產(chǎn)業(yè)集聚對生態(tài)效應(yīng)改善的空間效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上利用面板門檻效應(yīng)研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚達(dá)到哪一門檻值才會對生態(tài)改善產(chǎn)生積極作用。

（一）動態(tài)SDM設(shè)定

顯然，地區(qū)之間具有學(xué)習(xí)借鑒效應(yīng)，即一個地區(qū)有效的生態(tài)治理成果會對其他地區(qū)形成示范作用，產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。本文研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的影響，運(yùn)用動態(tài)SDM解釋集聚的直接影響和間接影響：即測算其在西北五省區(qū)中的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。綜合考慮時間、時空的滯后項之后，模型設(shè)定如下：

其中：Yt-1表示被解釋變量的一階滯后項，τ為系數(shù)，τYt-1表示被解釋變量的時間滯后項;μWYt-1表示被解釋變量的時空滯后項，μ為系數(shù);當(dāng)τ=μ=0時，退化為靜態(tài)空間杜賓模型。

上述計量模型的設(shè)定中，由于空間滯后項的存在，會導(dǎo)致回歸結(jié)果產(chǎn)生空間依賴性，即回歸系數(shù)并不直接反映解釋變量對被解釋變量的影響程度。參照勒薩熱·詹姆斯（LeSage James）的做法[29]，采用偏微分法將總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。其中，直接效應(yīng)反映生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對本區(qū)域生態(tài)改善的影響;間接效應(yīng)反映生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對其他區(qū)域生態(tài)改善的影響，即空間溢出效應(yīng);因而，總效應(yīng)反映了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)改善的全部影響，即直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的總和。依據(jù)動態(tài)SDM方程，設(shè)置如下：

寫成矩陣的形式為：

（二）面板門檻模型設(shè)定

為了防止主觀設(shè)定生態(tài)強(qiáng)度的門檻值，借鑒漢森（Hansen）設(shè)定面板門檻模型的做法[30]，其確定門檻值的依據(jù)是殘差平方和最小。單一門檻值模型設(shè)定如下：

其中：i=1，2…5，表示西北五省區(qū);k代表控制變量;t表示時間;y表示被解釋變量;x表示解釋變量;qit表示門檻變量，當(dāng)qit≤y時，qit≤y=1，否則，qit≤y=0;β代表回歸系數(shù)，β=β2，θ=β1-β2;λi表示該模型為固定效應(yīng)模型。在本文中其代表的含義如下，yit：生態(tài)效應(yīng)，以廢水排放量、氮氧化物排放量和固體廢物排放量作為衡量指標(biāo);xit：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚，以區(qū)位熵和E-G協(xié)同集聚指數(shù)衡量;qit：門檻變量，以異質(zhì)型人力資本來衡量;Xkit：控制變量，包括科技水平、重工業(yè)企業(yè)數(shù)量和同質(zhì)型人力資本。

（三）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)設(shè)定

1.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的區(qū)位熵

測算產(chǎn)業(yè)集聚度常用的指標(biāo)是區(qū)位熵[31]，形式上是比值的比值。以區(qū)位熵衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)①和制造業(yè)的協(xié)同集聚度，計算公式如下：

其中：i=1，2…5，LQM表示西北五省區(qū)制造業(yè)的區(qū)位熵，LQM值越大，表示協(xié)同集聚水平越高;LQP表示西北五省區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的區(qū)位熵，CC表示西北五省區(qū)制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚指數(shù)。具體的，emi表示i省區(qū)的制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)，epi表示i省區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)，em表示全國制造業(yè)從業(yè)人員數(shù);同理，ep表示全國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)，Ei表示i省區(qū)所有的從業(yè)人員數(shù)，E表示全國第一、二、三產(chǎn)業(yè)所有的從業(yè)人員數(shù)。表1列出了西北五省區(qū)2009—2017年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的區(qū)位熵及協(xié)同集聚指數(shù)。

由表1可知，陜西省近些年的制造業(yè)區(qū)位熵呈現(xiàn)平穩(wěn)態(tài)勢，其余四省區(qū)制造業(yè)的區(qū)位熵整體上呈現(xiàn)下降的趨勢，其中甘肅省制造業(yè)區(qū)位熵自2009年以來下降了39.71個百分點，說明甘肅省制造業(yè)隨著時間的推移，越來越分散。同時可以看到，陜西省在西北五省區(qū)中制造業(yè)區(qū)位熵值處于領(lǐng)先地位，因為陜西省近年來的產(chǎn)業(yè)發(fā)展正向技術(shù)和知識密集型轉(zhuǎn)變，這可從其生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的區(qū)位熵值得到證實。還有一個值得關(guān)注的現(xiàn)象是甘肅省的制造業(yè)集聚程度最低，2017年制造業(yè)的區(qū)位熵值僅為0.339 5。

西北五省區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的區(qū)位熵值明顯高于制造業(yè)。寧夏回族自治區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的區(qū)位熵值在五省區(qū)中最大但呈明顯的下降趨勢，說明寧夏回族自治區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平有分散的趨勢。甘肅省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚程度依然最弱，甘肅省作為我國傳統(tǒng)的老工業(yè)基地，其制造業(yè)的服務(wù)化沒有很好與當(dāng)?shù)氐恼w發(fā)展接軌，因而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展沒有呈現(xiàn)很好的效果。

從協(xié)同集聚指數(shù)來看，陜西省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)有明顯的上升，發(fā)展越來越趨向于均衡，在西北五省區(qū)中產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚趨勢最為明顯，其余四省區(qū)協(xié)同集聚指數(shù)均呈下降趨勢。整體來看，西北五省區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)隨著時間的推移，越來越趨向于均衡。

2.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的E-G協(xié)同集聚指數(shù)

埃里森最先用E-G指數(shù)研究產(chǎn)業(yè)集聚問題[32]，為使生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚指數(shù)更精準(zhǔn)，用修正后的簡化E-G指數(shù)對其重新衡量。具體參考江曼琦和席強(qiáng)敏的做法[33]，E-G指數(shù)設(shè)定如下：

一般來說，E-G協(xié)同集聚指數(shù)小于0.02為低度集聚，大于0.05為高度集聚。從表2可以看到，西北五省區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的E-G協(xié)同集聚指數(shù)均小于0.02，為低度集聚狀態(tài)。特別地，注意到寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū)E-G協(xié)同集聚指數(shù)為負(fù)值，這并不能說明這兩個省區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚程度非常差。已有研究表明，E-G指數(shù)為負(fù)值的情況有兩種[34]：一是在某一行業(yè)，從業(yè)人數(shù)占所有地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重很小時，且該行業(yè)空間集聚水平小于生產(chǎn)集中程度;二是從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上解釋：如果某些行業(yè)的企業(yè)分布非常分散，但排名靠前的企業(yè)規(guī)模又非常大，此時也可能出現(xiàn)E-G指數(shù)為負(fù)值的情況。結(jié)合兩省區(qū)的實際情況，出現(xiàn)第一種情況的概率更大。從表2可以看到，甘肅省近年來生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的集聚程度較好，這與甘肅省政府從2015年開始陸續(xù)出臺有關(guān)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)融合發(fā)展的相關(guān)措施，并取得了一定的成效有著密切的關(guān)聯(lián)。易見，E-G協(xié)同集聚指數(shù)的結(jié)果印證了表1區(qū)位熵的協(xié)同集聚結(jié)果。

（四）變量設(shè)定

1.被解釋變量

生態(tài)效應(yīng)（em）：參考郭然和原毅軍指標(biāo)選取的方法[15]，同時結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，借鑒李鍇和齊紹洲給指標(biāo)賦權(quán)重的方法[35]，將廢水排放量、氮氧化物排放量以及固體廢物排放量各賦值1/3，構(gòu)建生態(tài)效應(yīng)指標(biāo)，生態(tài)效應(yīng)綜合評價指標(biāo)見表3。

2.解釋變量

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)（cc）：在上文的分析中，參考趙文琦和胡健及劉志彪等構(gòu)建區(qū)位熵指標(biāo)的方法構(gòu)建了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)[31，36];此處參考江曼琦和席強(qiáng)敏的方法構(gòu)建修正后的E-G協(xié)同集聚指數(shù)來衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚水平[33]。

3.控制變量

為了使估計結(jié)果更加準(zhǔn)確，防止出現(xiàn)因遺漏重要變量導(dǎo)致的估計系數(shù)偏誤問題，結(jié)合影響生態(tài)效應(yīng)的其他因素，選取重工業(yè)企業(yè)數(shù)量、科技水平和同質(zhì)型人力資本這三個控制變量。重工業(yè)企業(yè)數(shù)量（heavy）。某一地區(qū)重工業(yè)企業(yè)數(shù)量越多，排放的空氣污染物相應(yīng)也會增多，自然會對空氣質(zhì)量指數(shù)產(chǎn)生負(fù)向影響。因而將各省區(qū)的重工業(yè)企業(yè)數(shù)量數(shù)作為一個控制變量納入模型中。科技水平（R&D）。某一地區(qū)科技水平越高，處理污染物的效率會越高，因而對空氣質(zhì)量造成的損害會下降，降低生態(tài)治理的難度，從而達(dá)到改善生態(tài)效應(yīng)的目標(biāo)。參考陳堂和陳光對科技水平的衡量[37]，選取各省區(qū)R&D經(jīng)費支出作為衡量科技水平的指標(biāo)。同質(zhì)型人力資本（hl）。參考羅勇和高爽對人力資本的劃分[38]，以受教育年限為界限將其劃分為同質(zhì)型人力資本（hl）和異質(zhì)型人力資本（dl）①。

4.門檻變量

異質(zhì)型人力資本（dl）。通常認(rèn)為人力資本素質(zhì)越高，越容易接受新思想，生活方式會更加健康，因而其自身的行為會對生態(tài)改善產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用。

（五）數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計

考慮到各省區(qū)以及全國制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)據(jù)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)據(jù)的可獲得性，本文最終收集了2009—2017年西北五省區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行后續(xù)的實證分析。廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量以及固體廢物排放量相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、各省區(qū)統(tǒng)計年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫;各省區(qū)及全國制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省區(qū)統(tǒng)計年鑒;生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中的各省區(qū)及全國的房地產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》;其余相關(guān)數(shù)據(jù)來源于各省區(qū)統(tǒng)計年鑒。各變量的描述性統(tǒng)計見表4。

三、實證結(jié)果與分析

在對實證研究的方法特點、本文使用的數(shù)據(jù)進(jìn)行具體描述后，再對生態(tài)效應(yīng)進(jìn)行空間相關(guān)性分析，通過對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的空間效應(yīng)進(jìn)行詳細(xì)的實證分析后，基于面板門檻模型，探究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚強(qiáng)度達(dá)到什么程度才能發(fā)揮其促進(jìn)作用。

（一）生態(tài)效應(yīng)的空間相關(guān)性分析

1.空間權(quán)重矩陣

空間相關(guān)性分析的第一步是構(gòu)建恰當(dāng)?shù)目臻g權(quán)重矩陣，空間權(quán)重矩陣反映了空間上的關(guān)聯(lián)程度。本文綜合考慮以往學(xué)者構(gòu)建空間權(quán)重矩陣的方法[39]，權(quán)衡了空間鄰接矩陣W1、地理距離權(quán)重矩陣W2、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣W3、地理經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣W4以及嵌套權(quán)重矩陣W5，考慮數(shù)據(jù)的局限性與回歸結(jié)果的理想性，最終選取嵌套權(quán)重矩陣進(jìn)行空間相關(guān)性分析。嵌套權(quán)重矩陣同時考慮了經(jīng)濟(jì)距離和地理距離的影響，即嵌套權(quán)重矩陣W5=φW2+（1-φ）W3，參考李鍇和齊紹洲的設(shè)計[35]，φ取0.5。

2.空間自相關(guān)檢驗

在用空間杜賓模型進(jìn)行實證分析之前，通常要判別空間是否存在自相關(guān)關(guān)系?？臻g自相關(guān)檢驗有兩種：全局空間自相關(guān)檢驗和局部空間自相關(guān)檢驗。目前普遍采用莫蘭指數(shù)（Moran's I）來判斷變量之間的全局空間相關(guān)性。Moran's I>0，表明變量之間存在空間正相關(guān)關(guān)系;Moran's I<0，表明變量之間存在空間負(fù)相關(guān)關(guān)系;Moran's I=0，表明不存在空間相關(guān)關(guān)系。莫蘭指數(shù)公式為：

局部空間自相關(guān)通常依靠莫蘭指數(shù)散點圖來實現(xiàn)，莫蘭指數(shù)散點圖可以更加直觀清晰地顯示各省區(qū)與鄰近省區(qū)同類指標(biāo)之間的關(guān)系，揭示其局域相關(guān)關(guān)系[40]。如圖3所示，五個省區(qū)擬合圖分布在Ⅰ、Ⅲ象限，說明西北五省區(qū)都以“高—高”“低—低”的集聚為主，同時也印證了西北五省區(qū)生態(tài)效應(yīng)存在明顯的空間相關(guān)性。

（二）動態(tài)SDM選擇

在莫蘭指數(shù)檢驗的基礎(chǔ)上，要進(jìn)一步選擇空間計量模型。選擇的思路如下：

從表6可以看出，首先，LM檢驗的統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著，說明可以利用空間計量方法進(jìn)行分析;LR檢驗的統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著，說明如使用SEM或SAR分析空間溢出效應(yīng)存在偏誤;最后，Wald檢驗的統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，說明SDM無法退化為SEM和SAR。綜上，應(yīng)選擇SDM模型進(jìn)行分析。

接下來考慮動態(tài)效應(yīng)的影響，引入生態(tài)效應(yīng)的時間滯后項τemi，t-1、時空滯后項μWemi，t-1，構(gòu)建動態(tài)SDM。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，根據(jù)引入的滯后項形式的不同，本文對三種形式的動態(tài)SDM進(jìn)行估計，表達(dá)式如下：

其中，Xit為解釋變量和控制變量的組合，Xit=（ccit，dlit，hlit，R&Dit，heavyit）;δi為時間效應(yīng)，μi為個體效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項，W為空間權(quán)重矩陣。為保證回歸結(jié)果的平穩(wěn)性，對被解釋變量取對數(shù)。表7列出了只含時間滯后、只含時空滯后以及同時包含時間時空雙滯后的動態(tài)SDM回歸結(jié)果。

由表7可知，對于僅包含時間滯后的動態(tài)SDM回歸結(jié)果而言，核心解釋變量協(xié)同集聚指數(shù)雖然通過了1%的顯著性檢驗，但關(guān)鍵控制變量R&D未通過顯著性檢驗;僅含時空滯后項的回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量在1%的水平上顯著，但大部分控制變量均不顯著，會削弱模型的解釋力度;同時包含時間時空雙滯后的回歸模型結(jié)果顯示：除了同質(zhì)型人力資本這一控制變量不顯著外，其余的核心解釋變量、控制變量以及門檻變量均至少通過了10%的顯著性檢驗，其結(jié)果顯著優(yōu)于模型（1）和模型（2）。具體看控制變量R&D，是一個負(fù)向指標(biāo)，對生態(tài)效應(yīng)的影響非常顯著;即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚通過提高科技水平降低了生態(tài)改善難度，進(jìn)一步，科技水平帶動創(chuàng)新效應(yīng)的涌現(xiàn)提高了生態(tài)治理水平，這自然地印證了假設(shè)1。綜合來看，本文可以選取同時包含時間時空雙滯后的動態(tài)SDM。

（三）動態(tài)SDM的空間效應(yīng)分解

根據(jù)上文的分析，對同時包含時間滯后和時空滯后的動態(tài)SDM的總效應(yīng)進(jìn)行分解，其中：空間直接效應(yīng)表示協(xié)同集聚指數(shù)對本地區(qū)生態(tài)效應(yīng)的影響，空間溢出效應(yīng)表示協(xié)同集聚指數(shù)對臨近省區(qū)生態(tài)效應(yīng)的影響;回歸結(jié)果見表8。

1.空間直接效應(yīng)

由表8可知，短期而言，協(xié)同集聚對生態(tài)改善的空間效應(yīng)均不顯著，可能的原因是西北五省區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)還處于低端集聚狀態(tài)，協(xié)同集聚的創(chuàng)新效應(yīng)還沒有顯現(xiàn)，且相關(guān)政策從決策到頒布執(zhí)行，中間有很長的沉沒時間，存在一定時滯，其效果無法在短期內(nèi)呈現(xiàn)。長期來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的影響通過了10%的顯著性檢驗，從回歸結(jié)果來看，能夠有效促進(jìn)生態(tài)效應(yīng)的改善。正如上述分析，政策的實施必然在長期內(nèi)有所反饋，在上文分析中，二者的協(xié)同集聚通過提高科技水平，激發(fā)了創(chuàng)新活力，因而在長期內(nèi)，對生態(tài)改善有正向促進(jìn)作用。

空間直接效應(yīng)的結(jié)果表明，西北五省區(qū)在改善生態(tài)效應(yīng)方面，今后有兩種可行方法：一是短期內(nèi)通過加強(qiáng)生態(tài)治理的強(qiáng)度，倒逼決策層的改革;二是長期內(nèi)實行多元化的生態(tài)治理措施，增強(qiáng)公眾對生態(tài)治理緊迫性的意識，提高生態(tài)治理能力。

2.空間溢出效應(yīng)

表8動態(tài)SDM的分解結(jié)果顯示，短期內(nèi)協(xié)同集聚指數(shù)對生態(tài)改善呈現(xiàn)正向不顯著的空間溢出效應(yīng);長期來看，協(xié)同集聚指數(shù)對生態(tài)改善有顯著的空間溢出效應(yīng)，且通過了1%的顯著性檢驗。自然地，生態(tài)治理效果較好的地區(qū)很好地踐行了“兩山論”，因而會對其他地區(qū)產(chǎn)生引領(lǐng)作用，有模范帶動效應(yīng)。短期內(nèi)空間直接效應(yīng)不顯著，因而對其他地區(qū)的示范作用不能很好地發(fā)揮;長期內(nèi)空間直接效應(yīng)顯著，會有效的發(fā)揮其模范作用，對臨近地區(qū)有很好的示范效應(yīng)，因而空間溢出效應(yīng)非常顯著。

總體來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚對生態(tài)改善有顯著的長期效應(yīng)。地區(qū)是一個開放包容的經(jīng)濟(jì)體，地區(qū)之間的文化交流、知識溢出會有效地推動技術(shù)進(jìn)步。技術(shù)是引領(lǐng)發(fā)展的動力，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚通過技術(shù)進(jìn)步提高生態(tài)改善水平，從而促進(jìn)地區(qū)之間形成生態(tài)治理成果的“產(chǎn)業(yè)鏈”，進(jìn)一步強(qiáng)化地區(qū)間聯(lián)系，有效地提升地區(qū)整體的生態(tài)治理水平。

上文研究表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚會有效地促進(jìn)生態(tài)效應(yīng)改善。但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同集聚強(qiáng)度達(dá)到什么程度才能發(fā)揮其促進(jìn)作用？鑒于此，本文將構(gòu)建面板門檻模型對這些具體問題進(jìn)行相關(guān)研究。

（四）面板門檻模型的相關(guān)分析

1.面板單位根檢驗

對于面板門檻模型，首先一般要求各變量是平穩(wěn)變量。面板單位根檢驗是檢驗變量平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法，參考劉伯龍等對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗的方法[41]，對變量進(jìn)行Levin-Lin-Chu檢驗和Im-Pesaran-Shin檢驗。檢驗結(jié)果顯示：P值均在5%的水平上顯著，強(qiáng)烈拒絕面板包含單位根的原假設(shè)，即面板數(shù)據(jù)通過了平穩(wěn)性檢驗，變量為平穩(wěn)變量，后續(xù)可以用面板門檻模型進(jìn)行分析。檢驗結(jié)果見表9。

2.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚影響生態(tài)改善的門檻效應(yīng)

進(jìn)行門檻效應(yīng)的分析，還應(yīng)確定門檻數(shù)量。本文通過進(jìn)行“自抽樣法”300次，得到門檻檢驗結(jié)果，進(jìn)而觀察F統(tǒng)計量和P值，確定門檻個數(shù)。由表10可知，單門檻通過了10%的顯著性檢驗，雙門檻以及三重門檻均未通過顯著性檢驗，綜合門檻效應(yīng)檢驗來看，本文選取單門檻模型進(jìn)行后續(xù)的實證分析。

（五）門檻模型回歸分析

以異質(zhì)型人力資本作為門檻變量，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)影響的單門檻模型的回歸結(jié)果見表11?；陂T檻值的測算結(jié)果，將異質(zhì)型人力資本劃分為兩個區(qū)間，也就是說隨著異質(zhì)型人力資本的流動，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的改善具有不同影響。當(dāng)異質(zhì)型人力資本聚集程度低時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的改善作用為負(fù);當(dāng)異質(zhì)型人力資本的流動跨過門檻值16 422之后，處在第二個區(qū)間時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的改善發(fā)揮積極促進(jìn)作用，由此假設(shè)3得到印證。同時，這一結(jié)果也從側(cè)面說明提高異質(zhì)型人力資本的轉(zhuǎn)換比例將有助于促進(jìn)生態(tài)改善，進(jìn)一步驗證了假設(shè)2。

高素質(zhì)人力資本集聚為什么會改善生態(tài)效應(yīng)？可能存在的原因如下：一是高素質(zhì)人力資本在接受高等教育之后，在思想觀念、生活習(xí)慣以及社會同理心方面都會有很大的不同，他們更多的是追求精神層面的享受，因而會更加注重社會制度的約束，從而使得“綠水青山就是金山銀山”被有效踐行;二是高素質(zhì)人力資本集聚通過提高技術(shù)創(chuàng)新水平，會進(jìn)一步提高勞動生產(chǎn)率，大大降低生態(tài)治理的難度，從而使得生態(tài)效應(yīng)的現(xiàn)狀得到明顯改善。

四、結(jié)論和啟示

本文運(yùn)用2009—2017年西北五省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用區(qū)位熵和E-G協(xié)同集聚指數(shù)測算生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚程度，在此基礎(chǔ)上，利用動態(tài)空間杜賓模型（動態(tài)SDM）檢驗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的改善是否存在空間效應(yīng)，并通過構(gòu)建單門檻效應(yīng)模型，進(jìn)一步分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚影響生態(tài)效應(yīng)的強(qiáng)度。主要研究結(jié)論如下：

第一，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚通過提高科技水平從而改善了生態(tài)環(huán)境，具有顯著的長期效應(yīng)。全局莫蘭指數(shù)顯著為正，表明西北五省區(qū)的生態(tài)效應(yīng)存在明顯的空間正相關(guān)性。從協(xié)同集聚指數(shù)來看，陜西省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)有明顯的上升，發(fā)展越來越趨向于均衡，在西北五省區(qū)中產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚趨勢最為明顯。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對本區(qū)域生態(tài)改善具有積極促進(jìn)作用，對周邊地區(qū)生態(tài)效應(yīng)也同樣具有溢出效應(yīng)，體現(xiàn)出區(qū)域協(xié)調(diào)性。

第二，基于新古典增長框架，通過理論模型的構(gòu)建，用環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線（EKC）證實了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚影響生態(tài)改善門檻效應(yīng)的存在。利用單門檻效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果表明當(dāng)異質(zhì)型人力資本的數(shù)量跨過門檻值16 422后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚對生態(tài)效應(yīng)的改善才會發(fā)揮顯著的積極影響。

基于上述結(jié)論，為加強(qiáng)西北五省區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚程度，同時充分發(fā)揮其依托技術(shù)進(jìn)步改善生態(tài)效應(yīng)的能力，提出以下建議：

首先，建立系統(tǒng)完善、剛性約束的制度體系。生態(tài)環(huán)境問題，根源在于經(jīng)濟(jì)建設(shè)和環(huán)境保護(hù)的失衡，政府應(yīng)依托其堅固的中心地位，加大監(jiān)管力度，督促企業(yè)強(qiáng)化環(huán)境責(zé)任意識，重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，進(jìn)一步提高企業(yè)生產(chǎn)治污處理技術(shù)，從而促進(jìn)資源合理優(yōu)化配置。對于西北五省區(qū)來說，區(qū)域發(fā)展失衡已然成為一個不爭的事實，資源的有限性與社會對資源的需求形成了鮮明的對比，加之資源空間配置效率低下，因而加大生態(tài)治理的力度迫在眉睫。從長期來看，不加限制的建廠開工，依靠傳統(tǒng)的生產(chǎn)方式，不利于可持續(xù)發(fā)展。站在長遠(yuǎn)發(fā)展的角度考慮，應(yīng)充分認(rèn)識到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同發(fā)展水平仍有很大的提升空間，依托現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)鏈的建構(gòu)，轉(zhuǎn)變粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式，合理利用資源，以“綠水青山就是金山銀山”理念為指引，提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)高質(zhì)量的協(xié)同發(fā)展水平，從而改善生態(tài)效應(yīng)。

其次，充分發(fā)揮知識、技術(shù)溢出效應(yīng)，重視人力資本推動區(qū)域發(fā)展的邊際貢獻(xiàn)。建立自由寬容的要素流動機(jī)制，加強(qiáng)西北五省區(qū)同其他地區(qū)的聯(lián)系，促進(jìn)區(qū)域融合，尤其是應(yīng)當(dāng)促進(jìn)高素質(zhì)人力資本向西北五省區(qū)的流動。功以才成，業(yè)由才廣。人才是發(fā)展之源，創(chuàng)新驅(qū)動的本質(zhì)是高素質(zhì)人力資本的驅(qū)動，嚴(yán)格把關(guān)人才引進(jìn)的標(biāo)準(zhǔn)及待遇，制定配套的激勵措施，暢通人才引進(jìn)綠色通道，完善西北五省區(qū)人力資本體系。抓住“一帶一路”機(jī)遇，積極同發(fā)達(dá)地區(qū)建立人才“傳輸紐帶”，不斷提高西北五省區(qū)異質(zhì)型人力資本的比例，激發(fā)技術(shù)創(chuàng)新活力，讓西北五省區(qū)享受到技術(shù)外溢的邊際效應(yīng)，降低人才流動門檻，加強(qiáng)區(qū)域協(xié)同，實現(xiàn)生態(tài)治理的長效性。

最后，以區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化為依托，完善區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局，跨越集聚拐點。各省區(qū)之間要重視模范帶動效應(yīng)，倡導(dǎo)政府、企業(yè)、群眾之間互相配合，積極履行社會責(zé)任，在推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚的同時，需打破地方行政壟斷，消除地方保護(hù)主義，讓生態(tài)效應(yīng)改善的成果充分“外溢”，實現(xiàn)生態(tài)治理的“共治”。西北五省區(qū)要準(zhǔn)確認(rèn)識到自身發(fā)展的短板，在利用自身資源稟賦的基礎(chǔ)上，協(xié)調(diào)整合各區(qū)域資源，努力向東部等技術(shù)發(fā)達(dá)地區(qū)看齊，在技術(shù)上追趕，在發(fā)展中開放，實現(xiàn)以強(qiáng)帶弱、美美與共的良好局面，從而為生態(tài)效應(yīng)的改善提供堅實的基礎(chǔ)。

參考文獻(xiàn)

[1]? PARK S， CHAN K. A Cross-country Input-output Analysis of Intersectoral Relationships Between Manufacturing and Services and Their Employment Implications[J]. World Development， 1989， 17（2）： 199-212.

[2]? AMITI M. Location of Vertically Linked Industries： Agglomeration Versus Comparative Advantage[J]. European Economic Review， 2002， 49（4）： 809-832.

[3]? 張明倩，趙彥云. 產(chǎn)業(yè)集聚對創(chuàng)新活動空間差異的影響——基于中國制造業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 統(tǒng)計與信息論壇，2008（3）：43-47.

[4]? 江三良，尹志勤.交通基礎(chǔ)設(shè)施溢出效應(yīng)的研究——基于三重產(chǎn)業(yè)集聚視角[J].重慶社會科學(xué)，2021（6）：33-42.

[5]? 湯長安，張麗家. 產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)研究——以制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為例[J]. 湖南師范大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報，2020（3）：140-148.

[6]? HELSLEY R W， STRANGE W C. Coagglomeration， Clusters， and the Scale and Composition of Cities[J]. Journal of Political Economy， 2014， 122（5）： 1064-1093.

[7]? HARRINGTON J W. Producer Services Research in U.S. Regional Studies[J]. Professional Geographer， 1995， 47（1）： 87-96.

[8]? ESWARAN M， KOTWAL A. The Role of the Service Sector in the Process of Industrialization[J]. Journal of Development Economics， 2002， 68（2）： 401-420.

[9]? KELLE M. Crossing Industry Borders： German Manufacturers as Services Exporters[J]. The World Economy，2013，36（12）：1494-1515.

[10]? KLAUS D， MARCEL F. Changes in the Spatial Concentration of Employment Across US Counties： A Sectoral Analysis 1972-2000[J]. Journal of Economic Geography， 2005（5）： 261-284.

[11]? 高康，原毅軍.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間集聚如何推動制造業(yè)升級？[J].經(jīng)濟(jì)評論，2020（4）：20-36.

[12]? 張維今，王鈺，王淑梅.我國裝備制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)融合效率及其差異收斂性研究[J].中國軟科學(xué)，2020（8）：47-54.

[13]? 王曉曉，楊麗. 生產(chǎn)性創(chuàng)意服務(wù)與制造業(yè)融合的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)分析——對整體和分行業(yè)的中介效應(yīng)檢驗[J].產(chǎn)經(jīng)評論，2019（3）：34-44.

[14]? 韓峰，陽立高.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚如何影響制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級？——一個集聚經(jīng)濟(jì)與熊彼特內(nèi)生增長理論的綜合框架[J].管理世界，2020（2）：72-94+219.

[15]? 郭然，原毅軍.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠提高制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量嗎？——兼論環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2020（2）：120-132.

[16]? 孫暢.中國高端服務(wù)業(yè)與先進(jìn)制造業(yè)互動效應(yīng)的非平衡性——基于要素分解視角的實證研究[J]. 山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020（5）：61-75.

[17]? MARSHALL A. Principles of Economics ： An Introductory Volume[M]. London： Macmillan，1920.

[18]? ELLISION G， GLAESER E L， KERR W R. What Causes Industry Agglomeration？Evidence from Coagglomeration Patterns[J]. American Economic Review，2010，100（3）：1195-1213.

[19]? 陳曉峰，陳昭鋒.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的水平及效應(yīng)——來自中國東部沿海地區(qū)的經(jīng)驗證據(jù)[J].財貿(mào)研究，2014（2）：49-57.

[20]? 王燕，孫超.產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響——基于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2019（10）：146-154.

[21]? MICHAELS G， RAUCH F， REDDING S. Urbanisation and Structural Transformation[J]. Quarterly Journal of Economics，2008（2）：535-586.

[22]? 紀(jì)祥裕，顧乃華.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚具有創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)嗎[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020（7）：57-70.

[23]? 劉軍，曹雅茹，吳昊天.產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對區(qū)域綠色創(chuàng)新的影響[J].中國科技論壇，2020（4）：42-50.

[24]? 郝俊卿，吳玉梅，張迪.產(chǎn)業(yè)集聚識別維度、方法與實證研究——以關(guān)中平原城市群制造業(yè)為例[J].統(tǒng)計與信息論壇，2020（3）：31-38.

[25]? 姚星，蒲岳，吳鋼，等.中國在“一帶一路”沿線的產(chǎn)業(yè)融合程度及地位：行業(yè)比較、地區(qū)差異及關(guān)聯(lián)因素[J].經(jīng)濟(jì)研究，2019（9）：172-186.

[26]? 陸鳳芝，楊浩昌.產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與環(huán)境污染治理：助力還是阻力[J].廣東財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020（1）：16-29.

[27]? 雷欣，陳繼勇.行業(yè)間知識溢出與中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展——基于貝葉斯層級模型的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)評論，2012（2）：54-61.

[28]? 杜兩省，胡海洋，姚晨.制度環(huán)境、技術(shù)創(chuàng)新資本流動與區(qū)域發(fā)展——基于空間集聚視角的研究[J].西南民族大學(xué)學(xué)報（人文社科版），2020（2）：142-151.

[29]? LESAGE J P， PACE R K. Spatial Econometric Modeling of Origin-Destination Flows[J]. Journal of Regional Science， 2008， 48（5）： 941-967.

[30]? HANSEN B E. Threshold Effects in Non-dynamic Panels：Estimation， Testing， and Inference[J]. Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.

[31]? 趙文琦，胡健.能源產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究——基于“一帶一路”沿線西部9省區(qū)的實證分析[J].西安財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020（5）：71-81.

[32]? ELLISION G， GLAESER E L. Geographic Concentration in U.S. Manufacturing Industries： A Dartboard Approach[J]. Journal of Political Economy，1997，105（5）：889-927.

[33]? 江曼琦，席強(qiáng)敏.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與協(xié)同集聚[J].南開學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2014（1）：153-160.

[34]? 陳長石，吳晶晶，劉和駿.轉(zhuǎn)型期中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚分布特征及動態(tài)演進(jìn)——兼論EG指數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)集聚的有效性[J].財經(jīng)問題研究，2016（1）：25-33.

[35]? 李鍇，齊紹洲. 國際環(huán)境技術(shù)知識的空間溢出效應(yīng)研究——基于局域溢出效應(yīng)和跨區(qū)域溢出效應(yīng)的測度[J]. 研究與發(fā)展管理，2018（5）：1-14.

[36]? 劉志彪，鄭江淮，等.服務(wù)業(yè)驅(qū)動長三角[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2008.

[37]? 陳堂，陳光. 科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間外溢效應(yīng)研究——基于省域空間面板模型的分析[J].云南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020（1）：21-31.

[38]? 羅勇，高爽. 異質(zhì)性人力資本、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2019（12）：41-50.

[39]? 董直慶，王輝. 環(huán)境規(guī)制的“本地—鄰地”綠色技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（1）：100-118.

[40]? 劉麗萍. 基于空間模型的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[J].審計與經(jīng)濟(jì)研究，2013（6）：91-99.

[41]? 劉伯龍，袁曉玲，張占軍. 城鎮(zhèn)化推進(jìn)對霧霾污染的影響——基于中國省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J]. 城市發(fā)展研究，2015（9）：23-27+80.

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