孟 濤 王春娟 解蕭語

1 引 言

目前我國正處于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要時期，內(nèi)部面臨新舊經(jīng)濟動能交替與市場供需不平衡問題，外部面臨“經(jīng)濟不確定性”與“制造業(yè)回流”的雙重擠出效應(yīng)問題。新一輪科技革命催生“工業(yè)經(jīng)濟”向“服務(wù)經(jīng)濟”加速轉(zhuǎn)變，制造業(yè)服務(wù)化已成為全球產(chǎn)業(yè)發(fā)展重要趨勢之一，制造企業(yè)價值鏈由以制造為中心向以服務(wù)為中心轉(zhuǎn)變。我國提出“推動服務(wù)型制造創(chuàng)新發(fā)展”①工信部，《關(guān)于進一步促進服務(wù)型制造發(fā)展的指導(dǎo)意見》，2022年3月20日。。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為現(xiàn)代經(jīng)濟體系重要組成部分，已成為推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展重要引擎。隨著制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展，貫穿制造業(yè)的生產(chǎn)、質(zhì)量控制、物流運輸、宣傳售后等價值鏈環(huán)節(jié)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)逐漸呈現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)集聚態(tài)勢，亟需有效地發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展的作用，以國內(nèi)市場為基礎(chǔ)促進制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。為此國家提出積極開展“服務(wù)型制造新模式”，持續(xù)推動“現(xiàn)代服務(wù)業(yè)與先進制造業(yè)”①國務(wù)院，《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標(biāo)綱要》，2022年3月12日。融合發(fā)展等一系列推動措施。因此，本文研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的影響，有助于我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與制造業(yè)服務(wù)化升級，對我國推動先進制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)融合發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量提供理論與實踐經(jīng)驗。

2 文獻回顧

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是所有向生產(chǎn)者提供服務(wù)的服務(wù)行業(yè)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在空間上的集中活動總稱。制造業(yè)服務(wù)化是制造業(yè)企業(yè)為實現(xiàn)利潤最大化而提供“產(chǎn)品+服務(wù)”的包或直接提供服務(wù)的行為總稱。從本質(zhì)上看，制造業(yè)服務(wù)化是制造業(yè)升級的一種具體表現(xiàn)形式?，F(xiàn)沒有直接對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化影響的研究，但側(cè)面論證頗豐，主要涉及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)的影響、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)的影響兩個方面。

2.1 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)的影響

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)升級關(guān)系密切（劉奕等，2016[1]），主要可以概括為“需求遵從論”“供給主導(dǎo)論”“互動相輔論”三種觀點（Liu等，2019[2]；He等，2020[3]）。大部分學(xué)者認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過產(chǎn)業(yè)政策（仝文濤等，2021[4]）、物流業(yè)與制造業(yè)融合（王曉蕾和王玲，2022[5]）、金融業(yè)開放（諸竹君等，2018[6]）、產(chǎn)業(yè)信息化（張澤華，2019[7]）促進制造業(yè)升級或轉(zhuǎn)型發(fā)展，對制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生正向影響；也有小部分學(xué)者認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)尚未成熟，其對制造業(yè)的正向經(jīng)濟效應(yīng)尚未完全發(fā)揮出來（陳春明和高雅豐，2021[8]）。

2.2 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)的影響

關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)的研究大致分為三個方面。一是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)的影響因素。學(xué)者們認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠通過規(guī)模經(jīng)濟、跨產(chǎn)業(yè)知識溢出、技術(shù)創(chuàng)新等影響制造業(yè)生產(chǎn)率水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與價值鏈地位（喬彬等，2014[9]；詹浩勇等，2017[10]；Zhao 等，2018[11]；Li，2020[12]），對制造業(yè)產(chǎn)生正向或負向影響（韓峰和陽立高，2020[13]）。二是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)影響效應(yīng)大致分為集聚效應(yīng)和互動效應(yīng)兩類：集聚效應(yīng)主要包括直接的集聚效應(yīng)與間接的集聚空間效應(yīng)（李濤等，2022[14]）；互動效應(yīng)方面，主要認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過促進服務(wù)業(yè)與制造業(yè)融合影響制造業(yè)升級（曲紹衛(wèi)等，2019[15]；吳敬偉和江靜，2021[16]）。三是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)的路徑，大致分為三類：微觀層面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過推動研發(fā)要素流通、企業(yè)價值鏈攀升、企業(yè)節(jié)能減排等影響制造業(yè)發(fā)展（高康和原毅軍，2020[17]）；中觀層面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚主要通過產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚的MAR外部性、多樣化集聚的JACOBS外部性與競爭性集聚的PORTER外部性三條路徑影響制造業(yè)發(fā)展（蘇丹妮和盛斌，2021[18]；張賀和許寧，2022[19]）；三是宏觀層面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新（沈能和趙增耀，2014[20]；霍春輝和楊銳，2016[21]；孫暢等，2018[22]）、信息化與經(jīng)濟增長（黃繁華和郭衛(wèi)軍，2020[23]）等影響制造業(yè)發(fā)展。

綜上所述，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)服務(wù)化的相關(guān)研究已具有一定基礎(chǔ)，但是仍沒有直接圍繞生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化影響的研究，對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚是否影響制造業(yè)服務(wù)化，及其影響方向仍存在爭議。鑒于此，本文聚焦生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)服務(wù)化，試圖回答以下三個關(guān)鍵問題：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚推動制造業(yè)服務(wù)化的效應(yīng)是什么？生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚推動制造業(yè)服務(wù)化的具體路徑如何？怎樣發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚效應(yīng)推動制造業(yè)服務(wù)化？回答這些問題，有助于我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與制造業(yè)服務(wù)化升級，對我國推動先進制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)融合發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量提供理論與實踐經(jīng)驗。

3 理論分析

3.1 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化影響的直接效應(yīng)分析

制造業(yè)服務(wù)化本質(zhì)上是制造業(yè)服務(wù)化升級，因此，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的影響即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響，主要包括兩個方面。一是集聚效應(yīng)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚產(chǎn)生的集聚效應(yīng)能夠通過勞動力與人才資源共享、技術(shù)溢出、規(guī)模經(jīng)濟等，優(yōu)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率（Brulhart和Mathys，2008[24]；Otsuka和Goto，2010[25]；朱彥，2022[26]），提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)與輔佐作用，進而促進制造服務(wù)化。二是聯(lián)動效應(yīng)，一方面生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠通過對推動自身發(fā)展，促進服務(wù)業(yè)與制造業(yè)融合，進而促進制造業(yè)服務(wù)化；另一方面生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的正向外部性經(jīng)濟效應(yīng)能夠增強生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的關(guān)聯(lián)性，有助于制造業(yè)實現(xiàn)專業(yè)化分工，向更高附加值的服務(wù)經(jīng)濟發(fā)展，加快制造業(yè)服務(wù)化進程（韓民春和袁瀚坤，2020[27]）。與此同時，兩業(yè)關(guān)聯(lián)性的增強，為制造業(yè)服務(wù)化帶來更多服務(wù)化發(fā)展機遇，降低制造業(yè)陷入“服務(wù)化陷阱”的風(fēng)險，提高制造業(yè)發(fā)展服務(wù)化的動機，進而推動制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展。

故提出假設(shè)1：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展。

3.2 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化影響的路徑分析

制造業(yè)服務(wù)化本質(zhì)上是產(chǎn)業(yè)升級，產(chǎn)業(yè)升級研究視角大致分為產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的升級和產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)中工藝流程、產(chǎn)品、功能和價值鏈躍進的升級（Humphrey和Schmitz，2002[28]；Kohtamaki，2015[29]）。第一種產(chǎn)業(yè)升級的研究視角能夠從宏觀角度研究產(chǎn)業(yè)發(fā)展問題，但是缺乏對微觀企業(yè)的觀察。第二種研究視角能更切實體現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)升級過程，體現(xiàn)制造業(yè)服務(wù)化升級的具體路徑。因此，本文認為制造業(yè)服務(wù)化即制造業(yè)產(chǎn)品服務(wù)化、業(yè)務(wù)服務(wù)化的動態(tài)發(fā)展過程。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為服務(wù)制造業(yè)生產(chǎn)的中間產(chǎn)業(yè)，對制造業(yè)服務(wù)化的影響滲透到制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展的各個環(huán)節(jié)中，所以其對制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展的影響也分為兩個環(huán)節(jié)。一是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)揮專業(yè)化集聚的MAR外部性經(jīng)濟和競爭性集聚的PORTER外部性促進制造業(yè)產(chǎn)品服務(wù)化；二是發(fā)揮產(chǎn)業(yè)多樣化集聚的JACOBS外部性經(jīng)濟效應(yīng)促進制造業(yè)業(yè)務(wù)服務(wù)化，進而提高制造業(yè)的整體服務(wù)化水平。具體路徑如下（詳見圖1）：

圖1 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)服務(wù)化的路徑

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過集聚的MAR外部性促進制造業(yè)產(chǎn)品服務(wù)化。MAR外部性即產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚產(chǎn)生的外部性效應(yīng)，通常認為MAR外部性是規(guī)模經(jīng)濟的重要動力，能夠降低企業(yè)生產(chǎn)成本，推動產(chǎn)業(yè)升級。一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過專業(yè)化集聚的MAR外部性經(jīng)濟促進制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠通過提高集群內(nèi)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平（Daniels，1985[30]），實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，提升生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率（Boschma和Minondo，2012[31]），并彌補因為社會分工深化與泛化而增加的交易費用，降低制造業(yè)服務(wù)外包的中介服務(wù)交易成本（Eswaran和Kotwal，1989[32]）。另一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠促進集聚群內(nèi)勞動力資源共享，使制造業(yè)企業(yè)能夠穩(wěn)定地雇傭到勞動力，降低人才培養(yǎng)與搜尋成本，最終促使制造業(yè)將更多的資源用于產(chǎn)業(yè)升級，實現(xiàn)以提供服務(wù)為核心的產(chǎn)品生產(chǎn)模式。與此同時，制造業(yè)專業(yè)化分工，有利于制造業(yè)向高價值鏈環(huán)節(jié)延伸，提升制造業(yè)服務(wù)化。

故提出假設(shè)2：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過集聚的MAR外部性促進制造業(yè)產(chǎn)品服務(wù)化。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過集聚的PORTER外部性促進制造業(yè)產(chǎn)品服務(wù)化。集聚的PORTER外部性即產(chǎn)業(yè)競爭性集聚產(chǎn)生的外部性，其認為核心競爭力是企業(yè)創(chuàng)新的重要動能，技術(shù)創(chuàng)新能夠推動企業(yè)發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)升級。一方面，企業(yè)在空間地理上的集中，增強了企業(yè)的競爭意識，推動企業(yè)創(chuàng)新，促進企業(yè)創(chuàng)新，并促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)將更多的知識、技術(shù)與創(chuàng)新等要素融入到制造業(yè)產(chǎn)品中（劉斌等，2016[33]），增強制造業(yè)產(chǎn)品的復(fù)雜性與差異性，加快制造業(yè)產(chǎn)品服務(wù)化。另一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的PORTER外部性不僅能夠穩(wěn)定集群內(nèi)制造業(yè)企業(yè)對服務(wù)的購買，增強制造業(yè)企業(yè)對市場的敏感度，降低制造業(yè)企業(yè)的搜尋與交易成本，還能夠促進制造業(yè)服務(wù)外包，推動制造業(yè)專注發(fā)揮比較優(yōu)勢，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，最終提高制造業(yè)服務(wù)化水平。此外，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的PORTER外部經(jīng)濟效應(yīng)，能夠促進集群內(nèi)企業(yè)市場化改革，完善集群內(nèi)制造業(yè)服務(wù)化的商業(yè)政策環(huán)境（Ciccone和Hall，1996[34]），進而增強制造業(yè)產(chǎn)品的服務(wù)化保障，促進制造業(yè)服務(wù)化。

故提出假設(shè)2：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過集聚的PORTER外部性促進制造業(yè)產(chǎn)品服務(wù)化。

（3）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過集聚的JACOBS外部性促進制造業(yè)業(yè)務(wù)服務(wù)化。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的JACOBS外部性即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚產(chǎn)生的外部性經(jīng)濟效應(yīng)，其不僅能夠促進集群內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新與生產(chǎn)率水平的提升，還能夠加速信息、技術(shù)與知識的溢出，降低制造業(yè)的交易成本，減少制造業(yè)服務(wù)化風(fēng)險。一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚多樣化集聚會提高企業(yè)創(chuàng)新與技術(shù)外溢，進而延伸制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈與價值鏈，促進制造業(yè)業(yè)務(wù)服務(wù)化。根據(jù)“技術(shù)池觀點”與“市場區(qū)觀點”理論，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚可以增強廠商之間的技術(shù)交流與合作，并通過吸納專業(yè)化的技術(shù)人才向該地區(qū)集聚，進而推動制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和科技進步，促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。另一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚提高了集群內(nèi)的技術(shù)擴散效率，并引導(dǎo)所服務(wù)的制造業(yè)企業(yè)采用新技術(shù)、新方法和新工藝，推動制造業(yè)向高價值鏈的服務(wù)環(huán)節(jié)融入，促進制造業(yè)業(yè)務(wù)服務(wù)化。與此同時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚會增強制造業(yè)企業(yè)對外部市場的適應(yīng)力，增強制造業(yè)企業(yè)與消費市場的交互，推動制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)業(yè)務(wù)服務(wù)化。

故提出假設(shè)3：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過集聚的JACOBS外部性促進制造業(yè)業(yè)務(wù)服務(wù)化。

4 數(shù)據(jù)來源與研究方法

4.1 模型設(shè)定

（1）直接效應(yīng)模型

本文設(shè)定面板數(shù)據(jù)模型如下:

式（1）、（2）中，i表示省份，t表示年份，MISit表示t年i省的制造業(yè)服務(wù)化指數(shù)；EGit表示t年i省的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚指標(biāo)；δi為省份固定效應(yīng)；λt為時間固定效應(yīng)；Xit為能夠體現(xiàn)省份特征的控制變量。

（2）中介效應(yīng)模型

中介效應(yīng)模型能夠檢驗變量之間的互動機制與影響過程，被廣泛應(yīng)用于管理學(xué)與心理學(xué)的研究。中介效應(yīng)模型中的中介變量是自變量對因變量發(fā)生影響的中介，它體現(xiàn)的是一種內(nèi)部機制，通過這種內(nèi)部機制自變量對因變量起作用（Baron，1986[35]；溫忠麟和葉寶娟，2014[36]）

假設(shè)中介變量去中心化，自變量X對因變量Y的影響如圖2所示，a、b、c分別為變量之間的相關(guān)系數(shù)的估計值，c′表表示中介效應(yīng)影響系數(shù)，μ1、μ2、μ3分別為誤差項。當(dāng)中介變量唯一的時候，效應(yīng)關(guān)系如式（2）所示，中介效應(yīng)為直接效應(yīng)與中介效應(yīng)之和。

圖2 中介變量示意圖

中介效應(yīng)的檢驗方法主要為逐步回歸法（Judd和Kenny，1981[37]）。首先，構(gòu)建中介效應(yīng)三步模型。然后對step1：自變量X對中介變量M的影響、step2：中介變量M對因變量Y的影響與step3：自變量X影響下中介變量M對因變量Y的影響進行逐步檢驗。最后，參照圖3所示對依次檢驗的結(jié)果判斷進行是否進行下一步或做出結(jié)論。

圖3 中介效應(yīng)檢驗流程圖

本文主要考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的MAR、JACOBS、PORTER外部性作為中介變量，是否是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)服務(wù)化的一種內(nèi)部機制。因此，本文的三步中介效應(yīng)模型構(gòu)建與邏輯詳情如圖4所示：

圖4 MAR、JACOBS、PORTER外部性效應(yīng)中介效應(yīng)邏輯圖

Step 1驗證生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對中介變量（MAR、JACOBS、PORTER外部性）的影響。

Step 2驗證中介變量（MAR、JACOBS、PORTER外部性）對制造業(yè)服務(wù)化的影響。

Step 3驗證在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚情況下中介變量（MAR、JACOBS、PORTER外部性）對制造業(yè)服務(wù)化的影響。

其中，β1是SIAit對MOSit的總效應(yīng)，η1、λ1是經(jīng)過中介變量Bit的中介效應(yīng)，α1是中介效應(yīng)下的直接效應(yīng)，μit是誤差項。Ait代表控制變量。

4.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

（1）指標(biāo)選取

①解釋變量

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚（SIA），本文參考Ellison和Glaeser（1997）[38]，選取能夠同時測量產(chǎn)業(yè)空間與行業(yè)集聚的E-G指數(shù)衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平，具體測算方法如下：

其中，SIAi為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的行業(yè)集中度；Gi為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在地區(qū)的基尼系數(shù)；xj為地區(qū)所有行業(yè)產(chǎn)值占全國產(chǎn)值的比重，sij表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在地區(qū)j的產(chǎn)值占全國總產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重；Hi為行業(yè)i的赫芬達爾指數(shù)，Cn表示企業(yè)產(chǎn)值的行業(yè)占比。

②被解釋變量

制造業(yè)服務(wù)化（MOS），本文參考Neely（2008）[39]與Crozet和Milet（2017）[40]的微觀企業(yè)人工甄別法計算。根據(jù)企業(yè)年報判斷企業(yè)業(yè)務(wù)范圍中是否有服務(wù)化業(yè)務(wù)，將有服務(wù)業(yè)務(wù)的企業(yè)數(shù)占總調(diào)查企業(yè)的比值作為服務(wù)化水平衡量指標(biāo)。

③中介變量

一是集聚MAR外部性（MAR），主要參考于斌斌和金剛（2014）[41]的測算方法，選取產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚指數(shù)表征生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的MAR外部性。具體測算公式如下：

其中，sab表示a地區(qū)目標(biāo)行業(yè)b的就業(yè)人數(shù)占a地區(qū)總就業(yè)人數(shù)的比重；sa表示全國目標(biāo)行業(yè)b的就業(yè)人數(shù)占全國總就業(yè)人數(shù)的比重。

二是集聚的PORTER外部性（PORTER）即衡量生產(chǎn)性集聚的良性競爭經(jīng)濟效用。本文基于趙凡和羅良文（2022）[42]的外部性經(jīng)濟效應(yīng)計算方法，構(gòu)建了PORTER外部性經(jīng)濟效應(yīng)指標(biāo)。其中，由于原有的市場競爭程度指標(biāo)需要用到的規(guī)模以上企業(yè)個數(shù)的數(shù)據(jù)自2011年統(tǒng)計口徑發(fā)生變更，數(shù)據(jù)難以保持連貫性不具有表征意義。本節(jié)進一步參考了于斌斌（2019）[43]對指標(biāo)計算中規(guī)模以上企業(yè)數(shù)量統(tǒng)計口徑變更問題的修正，構(gòu)建了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚。具體計算公式如下：

其中Hggab，表示a地區(qū)b年的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度，Mcomab表示a地區(qū)b年的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)市場競爭程度，PEab表示a地區(qū)b年目標(biāo)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，TEab表示a地區(qū)b年總就業(yè)人數(shù)，PEb表示全國b年目標(biāo)產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人數(shù)，TEb表示全國b年總就業(yè)人數(shù)，aslab表示a地區(qū)b年目標(biāo)產(chǎn)業(yè)單位職工平均工資水平取對數(shù)。

三是集聚JACOBS外部性（JACOBS）即衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚外部性經(jīng)濟效應(yīng)。參考于斌斌（2019）[42]對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)JACOBS外部性經(jīng)濟效應(yīng)的考察，本節(jié)選取產(chǎn)業(yè)多樣化集聚表征生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的JACOBS外部性經(jīng)濟效應(yīng)。

具體計算公式如下：

其中，sab與sa含義與上文相同，因此不再贅述。

④控制變量

創(chuàng)新水平（rd）選取各省市區(qū)地方R&D投入總額表示；人力資源（hr）選取各省市區(qū)本科學(xué)歷以上人口占6歲以上應(yīng)受教育人口的比重表示；相對生產(chǎn)率（rp）選取各省市區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總營業(yè)額除以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總從業(yè)人員與制造業(yè)總營業(yè)額除以制造業(yè)總從業(yè)人員比值表示；制造業(yè)盈利能力（mp）選取個省市區(qū)制造業(yè)營業(yè)額表示；服務(wù)可獲得性（sag）選取服務(wù)業(yè)從業(yè)人員占總從業(yè)人員的比值來衡量；信息化水平（pit）選取各省市區(qū)互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)民總數(shù)表示；資本分配（zf）選取固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比值表示。

（2）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2007-2020年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》與Wind數(shù)據(jù)庫。其中解釋變量與被解釋變量中需要的集中度與行業(yè)服務(wù)業(yè)務(wù)判別部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于截至2020年已上市的960家生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)公司利潤表，與2320家制造業(yè)上市公司年報。主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示：

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

5 實證結(jié)果分析

5.1 基準(zhǔn)回歸分析

為避免模型估計的偽回歸，首先對主要變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示，各變量同階平穩(wěn)，可以直接進行模型估計。

表2 各變量單位根檢驗結(jié)果

為降低中介變量與解釋變量的內(nèi)生性影響，提高模型估計準(zhǔn)確性，本文進一步測算了各個自變量的VIF（方差膨脹系數(shù)），結(jié)果如表3所示，VIF值均小于10，表明中介變量MAR、JACOBS、PORTER與解釋變量SIA不存在多重共線性問題，實證結(jié)果具有真實性與準(zhǔn)確性。

表3 各自變量方差膨脹系數(shù)

為保證模型估計的無偏與有效性，采用懷特（White）檢驗進行異方差檢驗，看模型中是否存在對解釋變量有較大影響的無法觀測因素。檢驗結(jié)果如表6所示，P值為0，強烈拒絕原假設(shè)，模型不存在異方差。隨后，進一步對模型進行自相關(guān)檢驗，檢驗結(jié)果顯示，組同期相關(guān)檢驗P值為0.9106，大于0.01模型不存在組同期自相關(guān)。而模型組內(nèi)同期自相關(guān)F值為69.219，P值為0，表明模型存在組內(nèi)自相關(guān)。

為檢驗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化影響的直接效應(yīng)，本文進行了OLS回歸分析，考慮到時間效應(yīng)和個體隨機效應(yīng)，選取了固定效應(yīng)、雙向固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)模型進行分析。同時，根據(jù)上文對模型自相關(guān)性的檢驗結(jié)論表明模型存在組內(nèi)自相關(guān)。為消除模型的組內(nèi)自相關(guān)問題，選取了FLGS模型估計生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的直接影響作為對照組。

實證結(jié)果如表4的（1）列所示，當(dāng)不考慮控制變量時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)服務(wù)化影響系數(shù)為0.0675，且在1%的置信水平下顯著。加入控制變量后，如表4的（2）列所示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)服務(wù)化影響系數(shù)為0.0637，且在5%的水平下顯著?？紤]解決模型數(shù)據(jù)自相關(guān)問題后，如表4的（3）列所示，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的影響系數(shù)均分別為0.0174，且在5%的置信水平下顯著。進一步考慮個體效應(yīng)，固定了時間與地域效應(yīng)后，如表4的（4）列所示，影響系數(shù)為0.0350，且在5%的置信水平下顯著?？紤]了個體效應(yīng)與隨機效應(yīng)后，實證結(jié)果如表4的（5）列所示，影響系數(shù)為0.0394，且在1%的置信水平下顯著，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的發(fā)展具有明顯促進作用。整體來看，不論哪種模型估計，影響系數(shù)都是正的，且數(shù)值較低，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚雖然對制造業(yè)服務(wù)化具有促進作用，但這種促進作用比較小，這與本文的理論推測相一致。

表4 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的直接影響估計結(jié)果

續(xù)表

5.2 中介效應(yīng)結(jié)果

（1）MAR外部性模型估計結(jié)果

如表5（1-3）列所示，自變量對中介變量的影響為0.1230，且在1%水平下顯著，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚會促進集聚的MAR外部性效應(yīng)提高；中介變量MAR對因變量MOS的影響為0.1803，且在1%水平下顯著，表明中介MAR變量對制造業(yè)服務(wù)化具有促進作用。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的MAR外部性增強，提升了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的專業(yè)化程度。一方面，專業(yè)化程度更高的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能夠給制造業(yè)服務(wù)外部提供更專業(yè)、高效的產(chǎn)品與服務(wù)，降低制造業(yè)的生產(chǎn)成本，為制造業(yè)服務(wù)化奠定基礎(chǔ)；另一方面，專業(yè)化的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能夠?qū)⒏嗟闹R和技術(shù)創(chuàng)新注入制造業(yè)的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，促進制造業(yè)的服務(wù)化升級；由于模型中的η1、λ1、α1、ρ1的系數(shù)均顯著，表明中介變量MAR具有完全中介效應(yīng)，中介效用c=c'為0.0494，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)越集聚MAR外部性越高。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚形成的資源共享與規(guī)模效應(yīng)會促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)某一行業(yè)的迅速集聚，行業(yè)集聚會降低行業(yè)運營成本，促進創(chuàng)新，進而提升制造業(yè)專業(yè)化水平，促進制造業(yè)服務(wù)化。

表5 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚MAR外部性經(jīng)濟中介效應(yīng)結(jié)果

（2）PORTER外部性模型估計結(jié)果

如表5（7-9）列所示，自變量SIA對中介變量的影響為0.2860，但不顯著，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可能促進集聚的PORTER外部性效應(yīng)提高。這與我國現(xiàn)狀一致。理論上，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚形成的規(guī)模效用與區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚，增強了市場內(nèi)產(chǎn)業(yè)內(nèi)競爭強度，淘汰落后產(chǎn)能，促進產(chǎn)業(yè)公平，形成了正向的PORTER外部性。然而，當(dāng)前我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平仍處于較低水平，集聚的虹吸效應(yīng)與尚未完善的法律法規(guī)等不利于集群內(nèi)產(chǎn)業(yè)良性競爭，因此相關(guān)影響不明顯。中介變量PORTER對因變量MOS的影響系數(shù)為0.0289，且在1%的水平下顯著，表明集聚的PORTER外部性會促進制造業(yè)服務(wù)化升級。良性的企業(yè)競爭能夠優(yōu)化行業(yè)生產(chǎn)效率，進而促進集群內(nèi)整體產(chǎn)業(yè)升級。由于模型中的α2不顯著，表明中介變量PORTER具有部分中介效應(yīng)，中介效用c=c'+ab為0.0661，表明PORTER外部性對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化具有促進作用。

（3）JACOBS外部性模型估計結(jié)果

如表5（4-6）列所示，自變量對中介變量的影響為0.0003，但不顯著，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可能會促進集聚的JACOBS外部性效應(yīng)提高，但還不明顯。這主要是由我國的制造業(yè)發(fā)展階段與具體國情決定的。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)涉及制造業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈，所以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚會促進集聚區(qū)域上、中、下游產(chǎn)業(yè)的全方位集聚，推動產(chǎn)業(yè)集聚的JACOBS外部性形成。但是，目前我國仍處于工業(yè)化的后期階段，前期重工業(yè)化發(fā)展的生產(chǎn)模式路徑依賴使得我國制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚的需求水平較低。受到制造業(yè)需求水平的影響，我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)專業(yè)化集聚較多，產(chǎn)業(yè)縱向與橫向集聚并存的集聚較少，所以現(xiàn)存的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)JACOBS外部性為正，但程度較低；中介變量JACOBS對因變量MOS的影響為111.9850，且在1%水平下顯著，表明中介變量JACOBS促進制造業(yè)服務(wù)化升級。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的JACOBS外部性能夠通過全產(chǎn)業(yè)鏈的集聚為制造業(yè)服務(wù)化注入更多的人力資本、知識、技術(shù)等要素，并通過產(chǎn)業(yè)鏈的不同區(qū)域的產(chǎn)業(yè)互動來降低制造業(yè)交易成本，提升制造業(yè)價值鏈，促進制造業(yè)的服務(wù)化。由于模型中的α2不顯著，表明中介變量MAR具有部分中介效應(yīng)，中介效用c=c'+ab為119.3273，表明集聚的MAR與外部性對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化升級具有正向的促進中介效應(yīng)。綜上，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過集聚的MAR外部性對制造業(yè)服務(wù)化形成正向促進作用。因此，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚提升制造業(yè)服務(wù)化的過程中，應(yīng)當(dāng)考慮集聚的MAR外部性的作用，并對相關(guān)路徑進行更多的開拓與引導(dǎo)。

綜上，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過集聚的MAR、PORTER、JACOBS外部性經(jīng)濟效應(yīng)對制造業(yè)服務(wù)化形成正向促進作用，與理論假設(shè)一致。

5.3 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結(jié)論的穩(wěn)健度，本文選取替換解釋變量指標(biāo)的方法進行穩(wěn)健性檢驗。本文選取一般區(qū)位商重新估算了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平（LE）替代的核心解釋變量，具體測算方法如下：

其中，mij(t)表示時期區(qū)域的該行業(yè)細分行業(yè)的就業(yè)人數(shù)，∑jeij(t)表示t時期i區(qū)域該行業(yè)的就業(yè)人數(shù)，∑i∑jeij(t)表示t時期所有區(qū)域的總就業(yè)人數(shù)。數(shù)據(jù)來源于2006-2020年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

模型估計結(jié)果如表6（1-8）所示，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展，集聚的MAR、JACOBS、JACOBS均對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化升級具有正向促進的中介效應(yīng)，論文核心結(jié)論保持不變。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果估計

6 結(jié)論與建議

6.1 基本結(jié)論

本文在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化影響的理論分析基礎(chǔ)上，基于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，運用固定效應(yīng)與中介效應(yīng)模型分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的直接效應(yīng)，及其通過產(chǎn)業(yè)集聚的MAR、JACOBS、PORTER外部性效應(yīng)影響制造業(yè)服務(wù)化的具體路徑。結(jié)果表明：一是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展。二是集聚的MAR、JACOBS、PORTER外部性對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化具有中介效用，且都為正向促進作用。三條生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化路徑中，集聚的JACOBS外部性中介效用最高，其次是MAR外部性，最后是PORTER外部性。綜上所述，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠促進制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展，具體通過集聚的MAR、JACOBS、PORTER外部性促進制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展。

6.2 研究結(jié)論與未來展望

基于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)服務(wù)化的理論與實證分析，本文提出提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平，重視生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的外部性路徑，推動制造業(yè)服務(wù)化，促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

一是提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平，推動制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展。首先，政府要注重生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，持續(xù)重視生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)建設(shè)，通過財政、稅收與就業(yè)等政策完善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。其次，可以借鑒美國等發(fā)達國家成功經(jīng)驗，制定符合我國國情的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)金融支持體系的相關(guān)法律法規(guī)等政策，為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展提供保障。最后，積極幫助已有生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚優(yōu)化生產(chǎn)環(huán)境，引進并承接國外先進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，增強產(chǎn)業(yè)集聚群吸引力，促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)充分實現(xiàn)對制造業(yè)服務(wù)化的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，且在大力推進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的同時，注重生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚結(jié)構(gòu)布局，對可能產(chǎn)生的負外部性經(jīng)濟效應(yīng)進行適當(dāng)?shù)念A(yù)期調(diào)整。

二是重視生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的外部性路徑，促進制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展。首先，應(yīng)當(dāng)進一步提升生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)專業(yè)化集聚水平，增強生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)整體專業(yè)化水平，從而進一步降低制造業(yè)運營成本，提升制造業(yè)工人與管理匹配度與行業(yè)整體運營水平，為制造業(yè)服務(wù)化夯實基礎(chǔ)。加強生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的產(chǎn)業(yè)多樣化引導(dǎo)與布局，增強生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚水平，積極促進集聚JACOBS外部性經(jīng)濟效應(yīng)，降低制造業(yè)交易成本，提升制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，推動制造業(yè)價值鏈攀升的促進功能發(fā)揮。其次，要進一步完善對集群市場的監(jiān)管機制，政府要引導(dǎo)集群下企業(yè)適度競爭，保障集群內(nèi)各企業(yè)或行業(yè)整體創(chuàng)新能力與生產(chǎn)效率提升，形成良好的市場環(huán)境，提升制造業(yè)企業(yè)競爭力。再次，要繼續(xù)加強生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的關(guān)聯(lián)、耦合度與協(xié)同度，拓寬生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的匹配路徑，擴大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)服務(wù)化的效率。除此之外，還可以這種路徑為基礎(chǔ)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚推動制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展拓展更多的傳導(dǎo)路徑，擴大推進效應(yīng)的發(fā)揮，進而推動我國制造服務(wù)化，促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

6.3 創(chuàng)新之處與存在的不足

本文的創(chuàng)新主要有以下三點：一是從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的角度直接研究了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的影響，豐富了相關(guān)研究的研究視角與理論，二是基于外部性視角分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)服務(wù)化的具體路徑。三是選取企業(yè)數(shù)據(jù)從微觀的產(chǎn)出角度實證了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)服務(wù)化的影響及其路徑。

本文主要有以下兩點不足：一是受到制企業(yè)數(shù)據(jù)缺失問題的影響，本文的制造業(yè)服務(wù)化測算主要依靠人工篩選，沒有采用具有連續(xù)性的客觀數(shù)據(jù)，可能不能從產(chǎn)出角度完全的衡量制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展?fàn)顩r及其相關(guān)關(guān)系，有待數(shù)據(jù)體系成熟后進一步研究檢驗。二是本文受到篇幅的限制，沒有進一步討論生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對不同制造業(yè)細分行業(yè)服務(wù)化的中介效應(yīng)異質(zhì)性，有待日后補充完善。