[摘要]基于鄰接空間、地理距離和經(jīng)濟距離三類權(quán)重矩陣，以空間杜賓模型考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響及空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可有效帶動本省制造業(yè)綠色創(chuàng)新，但會抑制鄰省制造業(yè)綠色創(chuàng)新。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新影響的空間溢出效應(yīng)在鄰接空間、地理距離、經(jīng)濟距離下存在明顯差異，其中地理鄰近地區(qū)更顯著。多維度空間效應(yīng)分解結(jié)果顯示，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的直接效應(yīng)在地理距離權(quán)重矩陣下呈“梯度遞減分布”特征。數(shù)字化產(chǎn)業(yè)發(fā)達省份的生產(chǎn)性服務(wù)集聚對鄰省制造業(yè)綠色創(chuàng)新具有較強“虹吸效應(yīng)”，不利于整體制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展。是以，未來應(yīng)優(yōu)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展環(huán)境，施行區(qū)域差異化產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略，加快推進制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級。

[關(guān)鍵詞]生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；綠色創(chuàng)新；空間溢出；空間差異性

一、 引言

黨的十八大以來，“生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展”路線日益明朗1，生態(tài)文明建設(shè)上升至國家戰(zhàn)略高度被寫入憲法，成為實現(xiàn)碳達峰、碳中和（簡稱“雙碳”）重要抓手，綠色發(fā)展也成為高質(zhì)量發(fā)展鮮明底色。習(xí)近平總書記在二十大報告中強調(diào)，要“推動綠色發(fā)展，促進人與自然和諧共生”2。在此背景下，作為國民經(jīng)濟基礎(chǔ)與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級主陣地的制造業(yè)，著力積極布局綠色發(fā)展賽道。事實上，在從“制造大國”向“制造強國”邁進過程中，中國制造業(yè)綠色發(fā)展的探索實踐一直持續(xù)推進。以綠色技術(shù)創(chuàng)新為抓手，全面構(gòu)建綠色制造體系，是解決我國制造業(yè)“三高”問題的關(guān)鍵[1]。是以，制造業(yè)亟須加速綠色創(chuàng)新，推進綠色制造創(chuàng)新發(fā)展，這對應(yīng)對環(huán)境污染問題、促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展以及實現(xiàn)“雙碳”目標具有重要現(xiàn)實意義。

作為促進技術(shù)進步、提高生產(chǎn)效率、保障生產(chǎn)活動有序開展的一類服務(wù)行業(yè)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)既可促進制造業(yè)生產(chǎn)流程優(yōu)化、技術(shù)革新與發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，而且可以通過提升專業(yè)化水平[2]、降低中介服務(wù)與交易成本[3]等方式，促進制造業(yè)發(fā)展，助力我國從“制造大國”邁向“制造強國”。作為高技術(shù)含量、低資源消耗和低環(huán)境污染行業(yè)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的區(qū)域集聚可以提升企業(yè)綠色創(chuàng)新水平與效率[4]，這與制造業(yè)的綠色創(chuàng)新發(fā)展需求相匹配。換言之，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有利于促進制造業(yè)綠色創(chuàng)新。從空間視角來看，本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可能會對周邊地區(qū)產(chǎn)生擴散效應(yīng)，促進鄰近地區(qū)制造業(yè)綠色創(chuàng)新，也可能會對周邊地區(qū)生產(chǎn)要素產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，抑制鄰近地區(qū)制造業(yè)綠色創(chuàng)新。且已有研究證實，在特定范圍內(nèi)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響[5]?？梢酝茰y，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響也具有一定空間效應(yīng)。鑒于此，有必要運用空間計量方法，分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響及空間效應(yīng)，在厘清兩者關(guān)系基礎(chǔ)上對空間效應(yīng)進行多維度分解，識別影響作用的空間差異，以此為推進制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展提供理論參考。

二、 文獻綜述

學(xué)術(shù)界關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與綠色發(fā)展相互關(guān)系的研究較多，多數(shù)認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可促進綠色發(fā)展。張純記[6]研究指出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可促進綠色全要素生產(chǎn)率提升，且這一作用存在明顯的地區(qū)與行業(yè)異質(zhì)性。陸鳳芝等[7]證實，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可以有效降低霧霾污染，分集聚類型而言，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的多樣化集聚主要通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和知識溢出降低霧霾污染，專業(yè)化集聚主要通過人口集聚與知識溢出降低霧霾污染。方湖柳等[8]研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)專業(yè)化集聚與綠色發(fā)展存在倒“U”型關(guān)系，且這一作用具有空間溢出效應(yīng)，其中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)專業(yè)化集聚對周邊地區(qū)綠色發(fā)展的空間溢出效應(yīng)呈倒“U”型，而多樣化集聚的影響顯著為負。李體欣等[9]指出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有門檻效應(yīng)，在門檻值之前的影響為正，跨越門檻值之后為負。聶永有等[10]研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與碳排放效率存在“U”型關(guān)系，該種非線性特征具有空間溢出效應(yīng)。此外，有學(xué)者指出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對綠色發(fā)展存在異質(zhì)性影響。張賀等[11]實證考察發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的專業(yè)化集聚與多樣化集聚能夠產(chǎn)生不同外部性特征，其中MAR外部性會通過阻礙技術(shù)進步抑制綠色全要素生產(chǎn)率提升，JACBOS與PROTER外部性可通過提升技術(shù)效率促進綠色全要素生產(chǎn)率提升。

關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對創(chuàng)新的影響，學(xué)術(shù)界尚未達成一致結(jié)論。李勇輝等[12]利用長江經(jīng)濟帶108個城市數(shù)據(jù)展開實證研究，指出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)專業(yè)化集聚有利于提升本地城市技術(shù)創(chuàng)新水平，且可通過空間關(guān)聯(lián)作用增強鄰近城市技術(shù)創(chuàng)新能力，但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多元化集聚對本地和鄰近城市技術(shù)創(chuàng)新均具有抑制作用。蘇曉艷等[13]研究指出，粵港澳大灣區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化聚集擴容促進高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，而專業(yè)化集聚則主要起抑制作用。徐承紅等[14]認為，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚度對創(chuàng)新并未表現(xiàn)出明顯溢出作用，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)各行業(yè)集聚度和豐裕度具有正向影響作用，其中豐裕度提升更有助于創(chuàng)新溢出。張慧一等[15]以長三角地區(qū)為例進行分析，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的PROTER外部性和JACBOS外部性可以助力地區(qū)創(chuàng)新能力提升，其中JACBOS外部性的創(chuàng)新帶動作用更強。

綜上可知，關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對綠色發(fā)展與創(chuàng)新的影響研究頗多，且均認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚具有一定空間溢出效應(yīng)?，F(xiàn)實而言，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響既可能在本地呈現(xiàn)，亦可能通過地理空間交互擴散到鄰近地區(qū)，但很少有研究從這一視角展開探索。立足于此，本文以空間計量分析框架，探索生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展關(guān)系，為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間集聚效應(yīng)研究提供新視角；同時，從多維度分解生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新影響的空間效應(yīng)，為制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展吸引優(yōu)質(zhì)要素資源、提供理論依據(jù)。

三、 理論分析

結(jié)合產(chǎn)業(yè)集聚、區(qū)域創(chuàng)新等理論發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新與集聚之間保持彼此依存、彼此促進的密切關(guān)系。對本研究而言，制造業(yè)綠色創(chuàng)新不僅會受本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響，而且可能受其他地區(qū)諸多因素的作用。因此，本文嘗試從以下兩個層面探索生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響效應(yīng)。

1. 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與資本、技術(shù)、人力等多個要素具有相輔相成的關(guān)系[16]，而資本、技術(shù)、人力等要素均存在明顯空間溢出效應(yīng)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠借助不同地區(qū)之間資本、技術(shù)、人力等要素流動形成的空間溢出效應(yīng)，增加制造業(yè)綠色創(chuàng)新活動，提升制造業(yè)綠色創(chuàng)新水平。具體來講，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚使得專業(yè)勞動力、優(yōu)質(zhì)技術(shù)資源聚攏，在降低交易、運輸、服務(wù)等成本同時，提高本地制造業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效率。在此過程中，制造業(yè)新興綠色技術(shù)不斷擴散，為區(qū)域制造業(yè)綠色創(chuàng)新活動注入強勁活力。與此同時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚還可以通過弱化單一群體創(chuàng)新風(fēng)險，提高創(chuàng)新實際成功率并助力相關(guān)綠色創(chuàng)新成果推廣，提升制造業(yè)綠色創(chuàng)新水平。另外，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可通過“虹吸效應(yīng)”從其他地區(qū)獲取優(yōu)質(zhì)資源，這在一定程度上對鄰近地區(qū)制造業(yè)綠色創(chuàng)新活動具有抑制作用。

2. 不同空間距離下生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響差異

經(jīng)濟地理學(xué)理論包含空間距離理論，主要涉及經(jīng)濟距離、地理距離等內(nèi)容。這一理論認為，區(qū)域內(nèi)發(fā)生的各項活動處于完整的經(jīng)濟地域系統(tǒng)。在整體系統(tǒng)下，內(nèi)部環(huán)境、各行業(yè)企業(yè)之間展開的多種持續(xù)性傳輸活動（包括人力與物質(zhì)資本互換、能源交易、經(jīng)濟互動等），會在地域空間層面產(chǎn)生一定影響，即不同空間距離下區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響效應(yīng)存在差異。體現(xiàn)在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)方面，隨著信息技術(shù)應(yīng)用日漸擴大，經(jīng)濟距離對區(qū)域制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響較小且并未明顯提高，而地理距離的影響則正處于持續(xù)增加狀態(tài)。這是因為，具有相似創(chuàng)新資源的地區(qū)文化知識相近，會得到相近地理地區(qū)教育支持，使地區(qū)間隱性知識溢出效應(yīng)更強，更有利于促進制造業(yè)綠色創(chuàng)新。并且，地理距離較短地區(qū)無論在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層面、技術(shù)層面均保持著更為密切的聯(lián)系，為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚以及制造業(yè)綠色創(chuàng)新提供了良好可能。是以，在地理距離相近地區(qū)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚會實現(xiàn)資源共享，更有利于推動制作業(yè)綠色創(chuàng)新的研發(fā)模式趨同，促進制造業(yè)知識溢出與技術(shù)創(chuàng)新擴散，提升制造業(yè)綠色創(chuàng)新水平。

四、 研究設(shè)計

1. 模型構(gòu)建

為驗證生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響效應(yīng)，本文以新經(jīng)濟地理學(xué)框架為理論支撐，借鑒Tian等[17]研究方法，設(shè)定如下基礎(chǔ)模型：

[Grei，t=δ0+δ1Scfi，t+δ2Hgi，t+δ3Labi，t+δ4Maki，t][+δ5Zcbi，t+δ6Disi，t+δ7Fesi，t+φi+λt+εi，t] （1）

式（1）中，下標[i]和[t]分別為省份和年份；[Grei，t]指代制造業(yè)綠色創(chuàng)新水平；[Scfi，t]表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平；控制變量[Hg]、[Lab]、[Mak]、[Zcb]、[Dis]、[Fes]分別代表環(huán)境規(guī)制強度、勞動生產(chǎn)效率、市場競爭程度、知識產(chǎn)權(quán)保護水平、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、財政節(jié)能環(huán)保支出。[δ0]為截距項，[δ1]為解釋變量待估參數(shù)，[δ2]—[δ7]為控制變量待估參數(shù)，[φi]、[λt]分別為空間異質(zhì)性與時間異質(zhì)性，[εi，t]為隨機擾動項。

本文進一步構(gòu)建空間杜賓模型（[SDM]），識別生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)綠色創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)。具體模型形式如下：

[Grei，t=?1W×Grei，t+?2W×Hgi，t+δ0+δ1Scfi，t+δ2Hgi，t+δ3Labi，t][+δ4Maki，t+δ5Zcbi，t+δ6Disi，t+δ7Fesi，t+φi+λt+εi，t] （2）

式（2）中，[?1]與[?2]均為空間變量的相關(guān)系數(shù)，系數(shù)為正表明空間相關(guān)性為正相關(guān)，反之為負相關(guān)。與此同時，為全方位擬合區(qū)域制造業(yè)綠色創(chuàng)新水平，本文以三類空間權(quán)重矩陣（[W]），即鄰接距離權(quán)重矩陣（[W1]）、鄰接空間距離矩陣（[W2]）與經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣（[W3]），體現(xiàn)差異地區(qū)空間關(guān)聯(lián)度，揭示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)綠色創(chuàng)新之間的空間關(guān)系。其中，[Dij]表示兩個省會城市[i]和[j]之間球面距離，[gdp]指代地區(qū)人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值。具體計算公式如下：

[W1=0 兩地區(qū)在地理位置上不相鄰i≠j1 兩地區(qū)在地理位置不相鄰i≠j]? （3）

[W2=1D2ij i≠j0 i≠j]? ?（4）

[W3=1gdpi-gdpj i≠j0 i≠j] （5）

值得一提的是，在鄰接空間權(quán)重矩陣、地理距離權(quán)重矩陣、經(jīng)濟空間距離權(quán)重矩陣的構(gòu)建過程中，本文未選取相關(guān)閾值。由此產(chǎn)生的現(xiàn)象是，每個省份“鄰居”均有29個，各“鄰居”權(quán)重分別以省域間距離倒數(shù)、省域間人均GDP差值絕對值的倒數(shù)、省域間研發(fā)資本流量衡量。

2. 指標選取

（1）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚（[Scf]）

為明確生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具體范圍，參照國家統(tǒng)計局印發(fā)的《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)統(tǒng)計分類（2019）》標準，依據(jù)學(xué)界劃分標準[14]，本文將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)界定為高技術(shù)型與低技術(shù)型兩大類，合計5個行業(yè)1。在具體實證分析中，已有研究將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚劃分為兩大類，即專業(yè)化集聚與多樣化集聚[18]。故結(jié)合相關(guān)研究成果[19-20]，本文以專業(yè)化集聚（[Pcf]）、多樣化集聚（[Dcf]）衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平，具體測算公式如下：

[Pcfi=sxisxi-x′sx] （6）

式（6）中，[xis]指代[i]省域[s]生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)；[xi]表征[i]省域所有就業(yè)人數(shù)；[x′s]表示除[i]省域外，全國其他省域[s]生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)；[x]指代除[i]省域外全國就業(yè)人數(shù)。

[Dcfi=sxisxi1s=1，s≠snxis（xi-xis）21s=1，s≠snxs（x-xs）2] （7）

式（7）中，[xs]代表全國范圍內(nèi)[s]生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)；[x′is]表征[i]省域內(nèi)除[s]生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外的其他生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)，其余變量含義與式（3）相同。

（2）制造業(yè)綠色創(chuàng)新（[Gre]）

本文以“綠色專利申請數(shù)量加1之和的自然對數(shù)”衡量制造業(yè)綠色創(chuàng)新這一指標。采用該計算方法旨在提高數(shù)據(jù)平穩(wěn)性及可比性，并防止部分制造業(yè)企業(yè)某些年份綠色專利申請量為0而無法取對數(shù)。

（3）控制變量

為規(guī)避遺漏解釋變量可能造成模型估計結(jié)果偏差，本文在計量模型中引入如下控制變量。①環(huán)境規(guī)制強度（[Hg]），由政府推動實施的環(huán)境規(guī)制政策，一定程度上影響制造業(yè)企業(yè)投入成本及收益，以各地工業(yè)污染治理投資完成額與工業(yè)行業(yè)增加值的比值來衡量。②勞動生產(chǎn)效率（[Lab]），勞動生產(chǎn)效率體現(xiàn)要素投入產(chǎn)出效果，不僅影響創(chuàng)新要素邊際報酬，亦在較大程度表征了生產(chǎn)力水平的提升，衡量制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展的關(guān)鍵因素，以行業(yè)總產(chǎn)值與制造業(yè)從業(yè)人員規(guī)模的比值衡量。③市場競爭程度（[Mak]），由市場主體、規(guī)則、機制組成特定的市場競爭網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)，可推動制造業(yè)綠色發(fā)展方式，全面提高社會、經(jīng)濟、生態(tài)效益，是影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的重要因素，以行業(yè)所含企業(yè)數(shù)量表示。④知識產(chǎn)權(quán)保護水平（[Zcb]），知識產(chǎn)權(quán)保護水平一定意義上是推動制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展的關(guān)鍵因素，以技術(shù)市場成交額與GDP比值衡量。⑤地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（[Dis]），區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展可為制造業(yè)綠色創(chuàng)新提供技術(shù)、人力、經(jīng)濟等方面的支持，以人均GDP來代替，單位為萬元/人。⑥財政節(jié)能環(huán)保支出（[Fes]），財政節(jié)能環(huán)保投資力度越大，越有利于推動制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展，故選取節(jié)能環(huán)保支出占地區(qū)財政總支出衡量。

3. 數(shù)據(jù)來源及變量統(tǒng)計特征

因西藏、港、澳、臺四個省區(qū)市數(shù)據(jù)不全，本文選取2008—2020年中國30個省區(qū)市為研究對象。研究數(shù)據(jù)主要來自歷年官方數(shù)據(jù)庫，如《中國統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，補充數(shù)據(jù)來自各省市統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計局官網(wǎng)、國家知識產(chǎn)權(quán)局，以及CSMAR數(shù)據(jù)庫、CEIC數(shù)據(jù)庫。在整理數(shù)據(jù)過程中，為避免極端值影響最終研究結(jié)果，對所有連續(xù)變量展開1%和99%兩類分位數(shù)的縮尾處理工作。各變量描述性統(tǒng)計特征如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

[變量 符號 樣本量 平均值 標準差 最大值 最小值 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚 [Scf] 390 121.023 36.134 573.543 0.028 制造業(yè)綠色創(chuàng)新 [Gre] 390 108.356 14.058 322.013 0.861 環(huán)境規(guī)制強度 [Hg] 390 7.055 7.033 10.688 1.035 勞動生產(chǎn)效率 [Lab] 390 5.073 5.084 9.336 0.038 市場競爭程度 [Mak] 390 6.883 4.034 13.118 0.196 知識產(chǎn)權(quán)保護水平 [Zcb] 390 8.687 7.431 15.874 3.057 地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平 [Dis] 390 11.024 9.446 19.673 5.036 財政節(jié)能環(huán)保支出 [Fes] 390 6.423 5.193 12.855 1.049 ]

五、 實證結(jié)果

1. 基準回歸分析

經(jīng)過以上公式運算獲得如表2所示研究結(jié)果。模型（1）為未引入空間溢出效應(yīng)模型時的基準回歸模型，包括混合[OLS]模型及固定效應(yīng)模型；模型（2）是基于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚空間溢出效應(yīng)的空間杜賓模型。

表2 基準回歸結(jié)果

[變量 [Gre] 基準回歸模型（1） 空間杜賓模型（2） 混合OLS 固定效應(yīng) 鄰接空間 地理距離 經(jīng)濟距離 [Scf] 0.362**

（0.15） 0.134*

（0.88） -2.026**

（2.13） -1.357**

（0.03） -1.224**

（0.06） [Hg] 25.402**

（0.35） 55.332*

（2.81） 67.186***

（3.08） 73.874*

（2.19） 69.548**

（3.31） [Lab] 5.079**

（2.33） 6.874**

（1.56） 3.886*

（0.87） 4.113*

（0.25） 5.022**

（0.36） [Mak] 2.943**

（1.03） 3.057**

（0.38） 4.799**

（1.72） 5.789**

（2.00） 3.878**

（0.34） [Zcb] 4.889***

（1.09） 11.563**

（2.33） 9.356**

（3.72） 8.641**

（2.99） 7.668**

（3.97） [Dis] 8.631***

（2.55） 12.578**

（6.44） 13.134***

（2.85） 12.681***

（3.56） 10.879***

（0.92） [Fes] 1.199***

（0.44） 2.348***

（0.63） 2.555***

（0.54） 1.025*

（0.73） 1.733***

（0.68） [W×Gre] -1.553**

（-0.66） -0.653**

（-1.23） -1.156**

（-0.19） [W×Scf] -0.133**

（-2.16） -3.984**

（-1.55） -0.239

（0.53） [N] 390 390 390 390 390 [R2] 0.509 0.349 0.392 0.361 0.352 ]

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，下同

從基準回歸結(jié)果看（模型1），在忽略鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新對本省制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響情勢下，混合OLS模型系數(shù)為0.362且通過5%顯著性檢驗，固定效應(yīng)模型系數(shù)為0.134且通過10%顯著性檢驗?？紤]到混合OLS模型系數(shù)會高估系數(shù)值，因此采用固定效應(yīng)模型展開實證分析。在具體研究中，因生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)綠色創(chuàng)新的觀測值取值具有地區(qū)相關(guān)性，以下固定效應(yīng)模型均通過聚類穩(wěn)健標準誤的cluster方法對數(shù)據(jù)進行處理。固定效應(yīng)模型結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著正向影響?？赡茉蛟谟冢a(chǎn)性服務(wù)業(yè)多元化集聚能夠通過規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)，優(yōu)化中間服務(wù)、提升運作效率，促進制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型[21]，進而提高制造業(yè)綠色創(chuàng)新能力。

模型（2）回歸結(jié)果顯示，在鄰接空間、地理距離、經(jīng)濟距離與研發(fā)資本流動矩陣下，制造業(yè)綠色創(chuàng)新空間滯后系數(shù)[?1]均在5%顯著性水平為負。這說明從省級區(qū)域?qū)用婵?，制造業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著空間依賴性，即本省制造業(yè)綠色創(chuàng)新明顯對鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生制約作用。細究其因，本地制造業(yè)低碳綠色創(chuàng)新發(fā)展使得當?shù)馗攮h(huán)境規(guī)制的污染產(chǎn)業(yè)就近遷移至鄰近地區(qū)，且可通過優(yōu)質(zhì)資源吸引大量科技創(chuàng)新人才、資金從周邊地區(qū)流入，這對鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生抑制作用。觀察鄰接矩陣、地理距離矩陣結(jié)果可知，本省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚明顯降低鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新水平。并且，空間滯后系數(shù)（[W×Scf]）數(shù)值表明，鄰接空間矩陣下生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的溢出效應(yīng)（-3.984）小于經(jīng)濟距離矩陣下的溢出效應(yīng)（-0.239）?？赡茉蛟谟?，本省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚會產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，吸引鄰近省份人才、資本、技術(shù)等要素流入本省，而鄰近地區(qū)要素資源的減少一定程度上會抑制產(chǎn)業(yè)發(fā)展，制約制造業(yè)綠色創(chuàng)新。

從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的空間效應(yīng)結(jié)果看1（表3），三種空間權(quán)重矩陣的直接效應(yīng)顯示，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本省制造業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著促進作用，但會抑制鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新。同時，地理距離矩陣下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)，均高于經(jīng)濟距離的直接與間接效應(yīng)。這說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用在鄰近地區(qū)之間表現(xiàn)更明顯?？赡茉蛟谟?，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)快速發(fā)展所形成的“虹吸效應(yīng)”，吸引了鄰近省份人力資本、知識等相關(guān)要素向本地區(qū)集聚，這導(dǎo)致鄰近省份優(yōu)質(zhì)綠色創(chuàng)新要素流失，制約了當?shù)刂圃鞓I(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展。

表3 SDM模型下生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的空間效應(yīng)

[空間杜賓模型 空間效應(yīng) 直接效應(yīng) 間接效應(yīng) 總效應(yīng) 鄰接空間 0.283** -0.392*** -0.109** 地理距離 0.214** -2.357** -2.143** 經(jīng)濟距離 0.186** -2.673 -2.487 ]

2. 穩(wěn)健性檢驗

本文采用替換變量方法考察上述結(jié)果的穩(wěn)健性。其一，改變制造業(yè)綠色創(chuàng)新水平的衡量方法，采用“發(fā)明專利授權(quán)量加1之和的自然對數(shù)（[Gre.L]）” 表征；其二，鑒于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通常難以產(chǎn)生即時性影響，對自變量取滯后一期處理（[Scf-1]），作為代理變量進行穩(wěn)健性檢驗（限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果不再列出）。研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚明顯抑制鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新。經(jīng)過替換核心解釋變量“[Scf-1]”之后發(fā)現(xiàn)，在鄰接空間、地理距離、經(jīng)濟距離三種權(quán)重矩陣下，模型實證結(jié)果仍與前文研究結(jié)果一致?！癧Scf]”的估計系數(shù)顯著為正，但其空間滯后項[W×Scf]系數(shù)顯著為負。由此證實，前文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3. 內(nèi)生性檢驗

上述檢驗證實生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新具有正向空間溢出效應(yīng)，但此結(jié)果可能受潛在內(nèi)生性問題的干擾。也就是說，制造業(yè)高頻次的綠色創(chuàng)新活動可能會吸引生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚。針對于此，采用工具變量法，即最小二乘法（2SLS）與廣義矩陣估計法（GMM）對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)綠色創(chuàng)新兩者關(guān)系進行重新檢驗。2SLS回歸結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚仍然對本省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新具有正向空間溢出效應(yīng)，對鄰近省份存在抑制作用，說明在控制內(nèi)生性問題后本文結(jié)論仍成立。隨后，采用GMM估計方法進行重新回歸，所得系數(shù)估計值與2SLS基本一致。由此證明，此次研究不存在內(nèi)生性問題。

六、 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的空間效應(yīng)分解

就生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的關(guān)系而言，不同省區(qū)市之間生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚差異明顯，所以兩者間影響關(guān)系必然存在較大差異。只有明確生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)綠色創(chuàng)新之間影響關(guān)系的差異性，方能有針對性地提出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚驅(qū)動制造業(yè)綠色創(chuàng)新的政策。是以，本文借鑒辛?xí)匀A等[22]對空間計量模型邊際效用矩陣的處理方式，對SDM模型空間效應(yīng)進行分解，得出30個省區(qū)市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地及鄰近省區(qū)市制作業(yè)綠色創(chuàng)新的差異化影響，具體影響結(jié)果詳見表4。

表4 空間效應(yīng)分解結(jié)果

[空間權(quán)重矩陣 空間效應(yīng) 樣本量 平均值 標準差 最小值 最大值 鄰接空間距離矩陣 直接效應(yīng) 30 0.402 0.025 0.138 0.679 間接效應(yīng) 30 0.254 0.048 0.226 0.868 總效應(yīng) 30 0.656 0.073 0.364 0.847 地理距離矩陣 直接效應(yīng) 30 0.359 0.688 0.099 7.896 間接效應(yīng) 30 -2.068 0.893 -11.038 -0.991 總效應(yīng) 30 -1.709 1.581 -10.939 6.905 經(jīng)濟距離矩陣 直接效應(yīng) 30 0.163 0.008 0.167 0.193 間接效應(yīng) 30 -0.213 0.059 -0.374 -0.015 總效應(yīng) 30 -0.050 0.067 -0.207 0.178 ]

基于這一原理，本文在識別每個省份空間效應(yīng)基礎(chǔ)上，分解SDM模型的空間效應(yīng)并進行具體闡述。

第一，鄰接空間距離矩陣下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的“直接效應(yīng)”影響結(jié)果證實，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對鄰近省區(qū)市制造業(yè)綠色創(chuàng)新影響最強的是省會城市，主要分布在南部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟區(qū)。這些省會城市以福州、南寧、武漢為中心點，形成較強的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚現(xiàn)象，對制造業(yè)綠色創(chuàng)新具有積極效應(yīng)。從“間接效應(yīng)”來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新影響呈自東向西依次遞減特征。

第二，地理距離矩陣下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的“直接效應(yīng)”結(jié)果顯示，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新作用最強的省會中心城市主要分布在京津冀、長三角、珠三角地區(qū)。“直接效應(yīng)”最大的省會中心城市主要包括北京、天津、上海、南京、杭州、廣州等，這些城市的本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新的直接驅(qū)動作用最強。相對來說，地理距離矩陣下生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的“間接效應(yīng)”在空間呈明顯“梯度遞減分布”特征，即空間效應(yīng)較強省會中心城市位于鄭州、濟南和以南昌為頂點的“鉆石形”區(qū)域。該區(qū)域生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚效果最強，對鄰邊優(yōu)質(zhì)資源的吸引力極強，所以對我國整體制造業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用最大。

第三，經(jīng)濟距離矩陣下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的“直接效應(yīng)”結(jié)果表明，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新作用最強的城市多分布在中部、東北部、西南部地區(qū)，包括沈陽、哈爾濱、石家莊、重慶、成都、昆明等典型城市。相對來說，經(jīng)濟距離矩陣下生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響制造業(yè)綠色創(chuàng)新的“間接效應(yīng)”呈“大集中、小分散”分布格局。也就是說，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對鄰近地區(qū)制造業(yè)綠色創(chuàng)新“抑制效應(yīng)”主要分布在我國東南地區(qū)與中部地區(qū)，典型省會中心城市包括合肥、福州、武漢、長沙等地。

七、 結(jié)論與啟示

1. 主要結(jié)論

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過知識溢出效應(yīng)與規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，可以滿足制造業(yè)綠色發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展需要。由于空間溢出效應(yīng)的存在，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新影響具有空間傳遞效應(yīng)。換言之，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚既影響本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新，也通過空間傳遞機制影響鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新。是以，本文通過構(gòu)建三大地理空間權(quán)重矩陣，選取動態(tài)空間面板模型考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。主要研究結(jié)論如下：

（1）省級區(qū)域視角下，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚顯著正向影響本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新。地理距離、經(jīng)濟距離、研發(fā)資本流動空間矩陣中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新均有促進作用，但對鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。同時，本地與鄰近省份的滯后一期制造業(yè)綠色創(chuàng)新均對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生明顯促進作用。

（2）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)在鄰接空間、地理距離、經(jīng)濟距離下存在明顯差異性。這種空間溢出效應(yīng)更傾向于地理鄰近地區(qū)傳遞。并且，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用，在鄰近省份體現(xiàn)得更加明顯。這說明，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對鄰近省份制造業(yè)綠色創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)更多通過地理空間傳遞。

（3）空間效應(yīng)的多維度空間分解發(fā)現(xiàn)，第一，鄰接空間距離權(quán)重矩陣下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新促進的“直接效應(yīng)”，主要體現(xiàn)在南部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟區(qū)，“間接效應(yīng)”呈現(xiàn)自東向西依次遞減態(tài)勢。第二，地理距離權(quán)重矩陣下，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新促進的“直接效應(yīng)”體現(xiàn)在京津冀、長三角、珠三角地區(qū)；地理距離權(quán)重矩陣下的“間接效應(yīng)”在空間表現(xiàn)為“梯度遞減分布”格局，形成以鄭州、濟南和南昌為頂點的“鉆石形”區(qū)域，且這些地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制效應(yīng)最大。第三，經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對本地制造業(yè)綠色創(chuàng)新的“直接效應(yīng)”作用最強，省會中心城市主要分布在中部、東北部、西南部地區(qū)；“間接效應(yīng)”呈現(xiàn)“大集中、小分散”的分布格局，中部、東南部的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對我國整體制造業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制效應(yīng)更強。

2. 研究啟示

（1）優(yōu)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展環(huán)境。研究證實，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚可為制造業(yè)發(fā)展提供新動力，助力制造業(yè)綠色創(chuàng)新。據(jù)此，政府可在金融、人才培養(yǎng)等各方面加強管理，優(yōu)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展環(huán)境，進一步發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響作用。在金融環(huán)境方面，金融機構(gòu)應(yīng)完善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)融資機制，降低融資成本，促進制造業(yè)綠色發(fā)展。在人才培養(yǎng)方面，教育機構(gòu)應(yīng)構(gòu)建生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)人才發(fā)展的激勵機制，提高人才創(chuàng)新能力及素養(yǎng)，從而提升制造業(yè)綠色創(chuàng)新能力。制造業(yè)企業(yè)需要構(gòu)建“利益共享機制”和“利益補償機制”，加強地區(qū)間生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)之間的互聯(lián)互通；打造協(xié)同發(fā)展方案推動產(chǎn)業(yè)集聚，加快建設(shè)各具增長特色的制造業(yè)增長區(qū)域，助力制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展。

（2）施行區(qū)域差異化產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響存在明顯空間差異與區(qū)域差異，因此各地區(qū)應(yīng)結(jié)合本地實際施行差異化產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略。東部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平和制造業(yè)綠色創(chuàng)新水平均高于中西部地區(qū)，因此東部地區(qū)可發(fā)揮知識優(yōu)勢和技術(shù)優(yōu)勢，加強與中西部地區(qū)的點對點合作，為中西部地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展和制造業(yè)綠色創(chuàng)新提供支持。

（3）加快推進制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級。制造業(yè)綠色創(chuàng)新的實現(xiàn)離不開各項資源有效供給，因此在新發(fā)展格局下，各方應(yīng)擴大制造業(yè)綠色創(chuàng)新有效供給，提高人才、技術(shù)、數(shù)據(jù)等要素資源配置效率。一方面，提高科技創(chuàng)新力度。制造業(yè)企業(yè)應(yīng)依據(jù)系統(tǒng)創(chuàng)新鏈思想，加快建立綠色新興裝備制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新體系，加快突破關(guān)鍵技術(shù)、核心技術(shù)、前沿技術(shù)。在此基礎(chǔ)上，制造業(yè)還應(yīng)積極加快工業(yè)節(jié)能裝備制造，推動低能耗、智能化污水處理、固廢處理等新型設(shè)備應(yīng)用，疏通綠色新興裝備制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈和供給鏈的堵點。另一方面，加速制造業(yè)生產(chǎn)方式數(shù)字化轉(zhuǎn)型。制造業(yè)企業(yè)應(yīng)打造綠色低碳基礎(chǔ)數(shù)據(jù)平臺，不斷擴大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)等多方面數(shù)據(jù)資源獲取渠道，同時構(gòu)建數(shù)據(jù)共享機制，促進聯(lián)盟企業(yè)之間數(shù)據(jù)共享。

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基金項目：廣西科技大學(xué)博士基金項目“廣西深入實施‘工業(yè)強桂戰(zhàn)略研究”（項目編號：?？撇?2S12）；廣西高校中青年教師科研基礎(chǔ)能力提升項目“以‘新基建推動廣西制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對策研究”（項目編號：2021KY0337）。

作者簡介：韋帥民（1987-），男，壯族，廣西科技大學(xué)助理研究員，博士，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。

（收稿日期：2022-11-16? 責(zé)任編輯：蘇子寵）