謝阿紅，朱家明

(1.中南財經(jīng)政法大學工商管理學院，湖北武漢 430073；2.安徽財經(jīng)大學統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學學院，安徽蚌埠 233030)

一、引言

隨著科學技術(shù)的發(fā)展及產(chǎn)業(yè)革命的興起，傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟發(fā)展方式難以為繼，新的經(jīng)濟發(fā)展方式逐漸出現(xiàn)。我國的經(jīng)濟發(fā)展從傳統(tǒng)生產(chǎn)要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新技術(shù)驅(qū)動。當前，我國的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段已經(jīng)來臨，而創(chuàng)新作為經(jīng)濟增長的新動能，是推動經(jīng)濟高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素。知識密集型產(chǎn)業(yè)是創(chuàng)新經(jīng)濟發(fā)展的動力來源，而知識密集型服務(wù)業(yè)具有高知識水平、高創(chuàng)新水平等特點，對創(chuàng)新經(jīng)濟發(fā)展具有推動作用。產(chǎn)業(yè)數(shù)字化強調(diào)數(shù)字化等創(chuàng)新技術(shù)賦能以制造業(yè)為代表的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，傳統(tǒng)制造業(yè)向數(shù)字化制造業(yè)轉(zhuǎn)變。發(fā)展產(chǎn)業(yè)數(shù)字化需要高創(chuàng)新性行業(yè)，制造業(yè)的創(chuàng)新化發(fā)展需要遵循科技創(chuàng)新行為的區(qū)域集聚特性，推動金融業(yè)、信息傳輸與技術(shù)服務(wù)業(yè)等知識性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚。知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚能夠通過要素融合效應(yīng)、知識技術(shù)溢出效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)深度關(guān)聯(lián)與互補等推動產(chǎn)業(yè)間的科技創(chuàng)新，而科技創(chuàng)新又會促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因此，研究金融業(yè)等知識密集型服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，有助于了解我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展驅(qū)動力，對我國經(jīng)濟方式的轉(zhuǎn)變與發(fā)展也具有重要的現(xiàn)實意義?；诖?，本文以2007—2019年我國31個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，探尋我國制造業(yè)與知識密集型服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚度是否會影響一個地方的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚是否是通過科技創(chuàng)新影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的。

二、文獻綜述與研究機制分析

(一)文獻綜述

隨著產(chǎn)業(yè)融合不斷發(fā)展與進步，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對創(chuàng)新、經(jīng)濟發(fā)展等的影響愈來愈大，學界對此展開了一系列研究。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚是指異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)度較高且在空間上產(chǎn)生相互依賴的情況，此概念是國外學者Ellison和Glaeser[1](1997)提出的。引起產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的因素有很多，如馬歇爾外部性、知識溢出以及政策干預等。目前，與本文研究主題最相關(guān)的文獻主要涉及兩類：一是關(guān)于產(chǎn)業(yè)(協(xié)同)集聚與創(chuàng)新的研究；二是關(guān)于產(chǎn)業(yè)(協(xié)同)集聚、創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的研究。

1.產(chǎn)業(yè)(協(xié)同)集聚與創(chuàng)新。關(guān)于此類研究，多聚焦在產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對企業(yè)創(chuàng)新、城市創(chuàng)新能力、區(qū)域創(chuàng)新水平及創(chuàng)新效率的研究上。劉勝等[2](2019)研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有積極影響；趙青霞等[3](2019)通過設(shè)置科技人才集聚這一門檻變量，發(fā)現(xiàn)當科技人才聚集大于閾值時，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚對區(qū)域創(chuàng)新具有顯著促進作用，反之則具有抑制作用；紀祥裕和顧乃華[4](2020)指出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚有利于城市創(chuàng)新水平的提升，且通過創(chuàng)新資源配置與市場規(guī)模發(fā)揮作用；原毅軍和高康[5](2020)利用R&D人員與資本流動矩陣證實制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚能夠提升區(qū)域創(chuàng)新效率，且具有空間溢出效應(yīng)。

2.產(chǎn)業(yè)(協(xié)同)集聚、創(chuàng)新與經(jīng)濟增長。產(chǎn)業(yè)集聚或是產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與經(jīng)濟發(fā)展的研究，主要是從經(jīng)濟增長的質(zhì)和量兩個維度去展開的。以國外學者為例，Ciccone[6]研究了產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,證實了產(chǎn)業(yè)集聚是歐洲5個國家經(jīng)濟增長的重要助推器。目前，國內(nèi)將產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展相結(jié)合進行研究的學者較少，多數(shù)學者的研究聚焦在產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展上。黃慶華等[7](2020)利用長江經(jīng)濟帶107個地級市的面板數(shù)據(jù)，分析了長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚在促進長江沿線城市經(jīng)濟發(fā)展的同時，長江沿線城市環(huán)境也能得到協(xié)調(diào)發(fā)展；吳振華[8](2020)研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新興產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響，對技術(shù)進步具有正向影響，中部地區(qū)影響最大；Aghion和Festré[9]的內(nèi)生增長理論指出，技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的根本動力，學者們也逐漸將技術(shù)創(chuàng)新這一變量納入到產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟增長的研究中；李俊等[10](2018)通過研究技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間的聯(lián)結(jié)效應(yīng),發(fā)現(xiàn)我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響存在拐點,而技術(shù)創(chuàng)新能顯著改變拐點效應(yīng)的趨勢；郝永敬和程思寧[11](2019)以長江中游31個城市為例，研究產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)對經(jīng)濟發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)集聚與創(chuàng)新的有效互動有利于地區(qū)經(jīng)濟增長，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長具有抑制作用；呂平和袁易明[12](2020)指出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與高技術(shù)制造業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟增長具有正向作用，且是非線性的關(guān)系，同時技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟增長的影響過程中起中介作用；金浩和劉肖[13](2021)發(fā)現(xiàn)高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過區(qū)域創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的部分中介效應(yīng)的強度高于傳統(tǒng)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚。

綜合來看，學者們對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與經(jīng)濟增長的研究主要體現(xiàn)出以下特點：一是研究行業(yè)主要集中在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與新興產(chǎn)業(yè)或生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚上；二是在衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量或經(jīng)濟高質(zhì)量增長時，選擇代理變量作為經(jīng)濟高質(zhì)量增長測度指標的占多數(shù)；三是在研究區(qū)域經(jīng)濟增長問題時，只有少數(shù)學者進行了區(qū)域異質(zhì)性的分析。與現(xiàn)有文獻不同的是，本文主要研究知識性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚，且在測度經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平時采用的是建立指標體系的方式，在一定程度上減少了使用單一代理變量的局限性。

(二)研究機制分析

知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚需要通過產(chǎn)業(yè)延伸、產(chǎn)業(yè)互補關(guān)聯(lián)、知識與技術(shù)的溢出以及資源融合四種方式才能實現(xiàn)，進而促進產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新水平的提升，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化將進一步促進地區(qū)經(jīng)濟效益的提升。本文主要研究機理如圖1所示。

1.產(chǎn)業(yè)延伸效應(yīng)。知識密集型服務(wù)業(yè)將專業(yè)化的服務(wù)與制造業(yè)的生產(chǎn)制造相契合，尤其是信息傳輸與技術(shù)服務(wù)業(yè)能夠促進制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)數(shù)字化。知識密集型服務(wù)業(yè)促進制造產(chǎn)業(yè)鏈向?qū)I(yè)化、高級化轉(zhuǎn)變，增加了產(chǎn)業(yè)鏈的附加值。同時制造業(yè)需要進行產(chǎn)業(yè)數(shù)字化，對知識密集型服務(wù)業(yè)的多樣化服務(wù)需求會增大，也倒逼知識密集型服務(wù)業(yè)進行產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展。

2.產(chǎn)業(yè)互補與關(guān)聯(lián)效應(yīng)。制造業(yè)與知識密集型服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚能夠降低兩個行業(yè)的壁壘，進而產(chǎn)生行業(yè)關(guān)聯(lián)。制造業(yè)的發(fā)展需要知識密集型服務(wù)業(yè)提供多樣化服務(wù)，使知識密集型服務(wù)業(yè)積極進行行業(yè)服務(wù)與產(chǎn)品等的科技創(chuàng)新。知識密集型服務(wù)業(yè)的技術(shù)升級服務(wù)又會進一步推動制造業(yè)向高科技方向發(fā)展。制造業(yè)產(chǎn)業(yè)數(shù)字化程度的提高也會對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生積極影響。

3.知識技術(shù)溢出效應(yīng)。單個產(chǎn)業(yè)的集聚可以推動產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的知識與技術(shù)溢出，知識密集型服務(wù)業(yè)在進行產(chǎn)學研合作、校企聯(lián)盟等一系列交流時，會對外部產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生知識技術(shù)溢出效應(yīng)。制造業(yè)與知識密集型服務(wù)業(yè)在投入、產(chǎn)出等各方面存在關(guān)聯(lián)，進而加大了知識技術(shù)溢出度，關(guān)聯(lián)度越大則知識溢出程度越高。同時區(qū)域間會產(chǎn)生小企業(yè)模仿另一區(qū)域高技術(shù)企業(yè)的高技術(shù)生產(chǎn)鏈和工藝的現(xiàn)象。企業(yè)會通過跨區(qū)域?qū)W習，增強自身實力。因此地理位置相近的行業(yè)也會產(chǎn)生知識技術(shù)溢出，而這種溢出效應(yīng)會增強區(qū)域相近行業(yè)的科技創(chuàng)新能力，產(chǎn)生低成本的經(jīng)濟效應(yīng)，進而會推動區(qū)域的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

4.資源融合效應(yīng)。兩個產(chǎn)業(yè)的資源通過協(xié)同集聚能夠自由流動，也進一步促進了創(chuàng)新資源的流動，促使高技術(shù)資源集聚。通過資源的相互融合，增加了資源配置，實現(xiàn)了資源共享與整合，也會進一步激發(fā)兩個產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新活動。

總之，知識密集型服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚通過知識與技術(shù)的關(guān)聯(lián)與融合，提升區(qū)域內(nèi)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，進而驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1a：知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對科技創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用。

H1b：知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對科技創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。

H2a：科技創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有促進作用。

H2b：科技創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用。

H3：知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過科技創(chuàng)新推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

為驗證知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響機制，本文建立如下計量模型：

Hecojk=α0+α1COAjk+α2Zjk+vj+uk+εjk

(1)

上式中，Hecojk表示地區(qū)j在第k年的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，COAjk代表地區(qū)j在第k年的知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平，Zjk代表模型的控制變量，vj代表省份的固定效應(yīng)，uk表示年份的固定效應(yīng)，εjk表示隨機誤差項。

Baron&Kenny(1986)首次提出了中介效應(yīng)模型，用以驗證某一變量是否為中介變量。本文為進一步研究地區(qū)的科技創(chuàng)新水平是否是產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的中介變量，與王玉燕和張雨梅等學者的做法類似，本文建立如下中介效應(yīng)模型。

Tecjk=β0+β1COAjk+β2Zjk+vj+uk+εjk

(2)

Hecojk=β0+γ1COAjk+γ2Tecjk+γ3Zjk+vj+uk+εjk

(3)

由上可知，本文采用的是三步法檢驗中介效應(yīng)，具體操作步驟如下：第一步是對式(1)進行回歸，如果α1顯著，表示知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚水平(核心解釋變量)對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(被解釋變量)是存在直接影響的；第二步對式(2)進行回歸，驗證產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚(核心解釋變量)對科技創(chuàng)新水平(中介變量)的影響(β1)；第三步對式(3)進行回歸，檢驗地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平和科技創(chuàng)新水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。中介效應(yīng)需要滿足α1、β1及γ2三個系數(shù)必須能通過顯著性檢驗，即產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響顯著；科技創(chuàng)新水平對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響顯著；科技創(chuàng)新水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響顯著。在此基準下，如果γ1小于α1，且通過顯著檢驗，表明存在部分中介效應(yīng)，即科技創(chuàng)新水平作為中介變量在產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響機制中起部分作用；若γ1未通過顯著性檢驗，則表明存在完全中介效應(yīng)。存在部分中介效應(yīng)的情況下，β1γ1是產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平通過科技創(chuàng)新水平產(chǎn)生的中介效應(yīng)，γ1代表產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接驅(qū)動效應(yīng)，中介效應(yīng)與直接效應(yīng)之和為總效應(yīng)(β1γ1+γ1)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為β1γ1/(β1γ1+γ1)。

(二)變量選取

1.被解釋變量。本文選取的核心解釋變量為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(Heco)。目前學術(shù)界對這一指標的衡量主要有兩種標準：一是通過選取指標體系綜合評價得到經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)；二是使用單一指標，如全要素生產(chǎn)率、GDP等指標作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的替代性指標。師博[14](2019)以新發(fā)展理念為基礎(chǔ)，構(gòu)建了“創(chuàng)新、協(xié)同、綠色、開放、共享”五大層面的經(jīng)濟高質(zhì)量評價指標體系。通過構(gòu)建指標體系，能夠多維度地測度各省、市、自治區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，得到具有實踐意義的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。本文借鑒李光龍[15](2019)、蔣長流[16](2020)和何智勵等[17](2021)等學者的做法，利用所建立的綜合指標體系，通過熵權(quán)法測度得到經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。指標體系詳見表1。

表1 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系

2.核心解釋變量。對于產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)(COA)，本文參考李福柱[18]的做法，將知識密集型產(chǎn)業(yè)主要分為四個行業(yè)，分別是金融業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)以及科學研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)。本文采用區(qū)位熵指數(shù)構(gòu)建單個產(chǎn)業(yè)的集聚指數(shù)。

Eni和Epi分別代表i地區(qū)制造業(yè)與知識密集型服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)；En和Ep分別代表全國制造業(yè)與知識密集型服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)；Ei代表i地區(qū)的總就業(yè)人數(shù)；E代表全國總就業(yè)人數(shù)。然后再利用式(4)計算產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)，用以衡量知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平。

(4)

3.中介變量?？萍紕?chuàng)新(Tec)是指地區(qū)科技創(chuàng)新產(chǎn)出。本文與張可[19](2019)和周四清[20](2019)的做法類似，采用地區(qū)的人均專利授權(quán)量(件/萬人)作為衡量科技創(chuàng)新水平的代理指標。

4.控制變量。借鑒上官緒明與葛斌華[21]的做法,本文選取了城市規(guī)模、對外開放水平、政府干預度、交通發(fā)達度、工業(yè)化水平及人力資本水平作為控制變量，所有基準模型的指標如表2所示。

表2 面板回歸指標匯總

(三)數(shù)據(jù)來源

結(jié)合現(xiàn)有數(shù)據(jù)，考慮數(shù)據(jù)的全面性與可獲取性，本文選取的是2007—2019年我國31個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。大部分數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和各省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計年鑒，比較特殊的指標，如電力消耗總量及城市廢水排放量來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，進出口總額、外商直接投資及實際利用外資這三個指標是從各省、市、自治區(qū)每年的國民經(jīng)濟與社會發(fā)展公報中搜集所得，各地區(qū)及全國的知識密集型服務(wù)業(yè)及制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)來源于《中國人口和經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。本文以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)作為各行業(yè)的就業(yè)人數(shù)，以此計算區(qū)位熵指數(shù)及產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)。

(四)描述性分析

經(jīng)熵權(quán)法測算得到31個省、市、自治區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。在此對被解釋變量、核心解釋變量、中介變量以及控制性變量進行描述性統(tǒng)計分析，詳見表3。觀察可知，對外開放水平指標的樣本標準差較大，說明各省、市、自治區(qū)的對外開放程度還是存在一定差距的；各省、市、自治區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)存在差距，但在可觀的范圍內(nèi)，相較產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的樣本標準差較小。

表3 描述性分析結(jié)果

續(xù)表3：

四、實證研究

(一)基準回歸：產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

在進行基準回歸前，首先對樣本數(shù)據(jù)分別做了BP檢驗及Hausman檢驗。由表4的檢驗結(jié)果可知，本文的基準模型更適合用隨機效應(yīng)模型，故本文選擇隨機效應(yīng)計量模型進行面板回歸。

表4 檢驗結(jié)果匯總(n=403)

利用Stata.16對2007—2019年31個省、市、自治區(qū)的樣本數(shù)據(jù)進行面板回歸，得到如表5的結(jié)果。

表5 基準回歸模型結(jié)果

表5是由stata.16回歸得到的基準模型結(jié)果，列I表示的是沒有加入控制變量的回歸結(jié)果，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)的系數(shù)為0.030，且在5%的水平下顯著為正，說明知識密集型和制造業(yè)的協(xié)同集聚有利于地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；列II的回歸數(shù)據(jù)是加入一般公共財政支出的對數(shù)和常住人口數(shù)的對數(shù)這兩個控制變量后的結(jié)果，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的系數(shù)顯示為0.041，較未加入控制變量前影響系數(shù)有增加，且在1%的水平下對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著正向作用；列IV的數(shù)據(jù)是在加入兩個控制變量的基礎(chǔ)上，再加入對外開放水平與每萬人擁有的公路里程(交通發(fā)達度)兩個控制變量得到的結(jié)果，數(shù)據(jù)顯示產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的回歸系數(shù)為0.042，且仍在1%的水平下對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著性正向影響；列IIV基于列IV的結(jié)果再加入人力資本水平和工業(yè)化水平兩個控制變量，觀察列IIV的回歸結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)在1%的水平上顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，即為H1a假設(shè)成立。

(二)中介機制分析：產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

由表6的回歸結(jié)果可知，表6的第A1列是基準回歸，與表5的第IIV列結(jié)果一致。A2列是將科技創(chuàng)新作為被解釋變量，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)作為核心解釋變量。觀察可知，回歸系數(shù)為0.111，且在1%的水平上顯著為正，說明一地的知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚可以促進科技創(chuàng)新，即假設(shè)H2a成立。A3列是在基準回歸基礎(chǔ)上加入科技創(chuàng)新變量，此時產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的系數(shù)為0.326，較基準回歸的0.455有所下降，也通過了1%的顯著性檢驗。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚系數(shù)的降低，表明了知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚通過科技創(chuàng)新這一變量促進地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

表6 中介效應(yīng)結(jié)果

由表7知，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)0.455為總效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對科技創(chuàng)新的影響系數(shù)為β1(0.111)；科技創(chuàng)新水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)為γ2(1.162)，則β1*γ2值即為中介效應(yīng)；加入科技創(chuàng)新變量后，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)為γ1(0.326)，此為直接效應(yīng)。直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和為總效應(yīng)，中介效應(yīng)系數(shù)通過了P值檢驗，在5%的水平下顯著，表明中介效應(yīng)顯著，即科技創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中起到了中介作用，假設(shè)H3成立。

表7 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果匯總

(三)異質(zhì)性分析

產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的高低會因為地區(qū)產(chǎn)業(yè)類型及集聚度有所影響，而經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展也與地理位置具有較大的關(guān)聯(lián)性，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量的發(fā)展很大程度上也可能與地理因素有關(guān)。因此，本文將31個樣本城市劃分為東部、西部與中部三大區(qū)域進行區(qū)域異質(zhì)性分析，一是探索產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量的發(fā)展是否具有區(qū)域異質(zhì)性；二是研究科技創(chuàng)新的中介效應(yīng)在不同區(qū)域是否均存在。通過樣本進行分組回歸后，得到表8的結(jié)果。

表8 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

由表8可知，a1列和b1列結(jié)果顯示,東中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著促進作用。對比a1與a3列以及b1列和b2列的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚回歸系數(shù)可知，科技創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的傳導機制過程中起中介效應(yīng)。東中部的中介效應(yīng)均顯著，東部地區(qū)在5%的水平上顯著，中部地區(qū)在1%的水平上顯著。西部地區(qū)第一步回歸結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)不顯著，無法滿足中介效應(yīng)的標準，不能進行下一步的機制檢驗，所以科技創(chuàng)新在西部地區(qū)不存在中介效應(yīng)。而以上結(jié)果的差異性，主要與我國的經(jīng)濟以及產(chǎn)業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異性有關(guān)。東中部地區(qū)相較西部地區(qū)地理位置優(yōu)越，經(jīng)濟基礎(chǔ)好，可以為地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供較好的資源。同時兩個區(qū)域的高校數(shù)量及高校在校生遠多于西部地區(qū)，良好的經(jīng)濟條件也吸引了更多的高素質(zhì)勞動力，因此地區(qū)的人力資本條件較好，且東部地區(qū)的對外開放程度較高，所以資源條件、人力資本因素以及對外開放程度等多重因素造就了東中部地區(qū)的發(fā)展，并且產(chǎn)生正外部性，一方面促進了地區(qū)的科技創(chuàng)新，另一方面科技創(chuàng)新也推動了經(jīng)濟的高水平進步。西部地區(qū)在經(jīng)濟上落后于東中部地區(qū)，且知識密集型服務(wù)業(yè)發(fā)展水平較低，難以達到與制造業(yè)協(xié)同集聚的良好效應(yīng)，也就無法通過產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文考慮到研究結(jié)果的可信度，預估產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與地區(qū)科技創(chuàng)新存在關(guān)聯(lián)性，易會引發(fā)內(nèi)生性問題，因此在模型(3)的基礎(chǔ)上，再加入產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與科技創(chuàng)新兩個變量的交叉項，通過加入交叉項的模型(5)進行異質(zhì)性檢驗，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果詳見表9。

表9 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

Hecojk=β0+γ1COAjk+γ2Tecjk+γ3COAjk*Tecjk+γ4Zjk+vj+uk+εjk

(5)

式(5)中COAjk*Tecjk為產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與科技創(chuàng)新的交叉項，γ3為其回歸系數(shù)。

由表9結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚和科技創(chuàng)新的交叉項系數(shù)均是正的，但是西部地區(qū)的交叉項系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明科技創(chuàng)新在西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中不存在中介效應(yīng)；全國范圍和中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)與科技創(chuàng)新的交叉項系數(shù)均在5%的水平下顯著；東部地區(qū)的交叉項系數(shù)在1%的水平下顯著；說明科技創(chuàng)新在全國范圍以及東中部地區(qū)均存在中介效應(yīng)，這與本文上述的研究結(jié)果相契合。

五、結(jié)論與建議

本文對我國31個省、市、自治區(qū)2007—2019年的數(shù)據(jù)進行面板回歸分析，主要探尋知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響機制以及科技創(chuàng)新在這一機制中是否起到中介效應(yīng)。本文分別進行了基準模型、中介效應(yīng)、分組回歸以及穩(wěn)健性檢驗，得到以下結(jié)論：一是就全國范圍而言，知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的正向影響，且科技創(chuàng)新起到了中介促進效應(yīng)；二是我國東部與中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚能夠通過科技創(chuàng)新促進區(qū)域的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但西部地區(qū)的這一效應(yīng)不顯著。基于以上研究結(jié)果，筆者提出以下建議：

東部、中部、西部產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，區(qū)域經(jīng)濟均衡化發(fā)展。筆者研究時發(fā)現(xiàn)，東中部地區(qū)因優(yōu)越的資源以及經(jīng)濟優(yōu)勢，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚以及科技發(fā)展較西部地區(qū)水平高，因此國家應(yīng)積極引導西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，推動西部地區(qū)的知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚，加大對西部教育與經(jīng)濟上的扶持，增強地區(qū)的人力資本優(yōu)勢與經(jīng)濟條件[22]；加大東中部知識密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的知識溢出，使東中部的知識與技術(shù)溢出到西部地區(qū)，縮小西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平與東中部區(qū)域的差距，政府要做好中間協(xié)調(diào)作用；中部地區(qū)要積極擴大產(chǎn)業(yè)影響度，合理配置產(chǎn)業(yè)資源，提升產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的輻射度，爭取帶動西部地區(qū)的發(fā)展。

政策制定者應(yīng)考慮不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚和經(jīng)濟發(fā)展的實際狀況，制定差異化政策，針對西部落后地區(qū)有針對性地提高其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，提升區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度，有效發(fā)展經(jīng)濟，不僅追求“量”上的經(jīng)濟增長，同時也要推動經(jīng)濟水平“質(zhì)”的提升；科技創(chuàng)新方面，政策制定者應(yīng)加大西部地區(qū)的科技創(chuàng)新扶持力度，積極向東部先進地區(qū)學習，注重制造業(yè)與知識密集型服務(wù)業(yè)的協(xié)同發(fā)展，推動創(chuàng)新能力的提升，積極引進科技創(chuàng)新人才，吸引知識密集型服務(wù)業(yè)，鼓勵產(chǎn)學研結(jié)合和科技成果有效轉(zhuǎn)化，建設(shè)特色產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新平臺，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)字化，加快制造業(yè)與知識密集型服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚，使產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚能通過科技創(chuàng)新有效推動地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。