1、制造業與生產性服務業研究 提要本文從產業關聯、市場鄰近、土地成本、知識溢出、產業結構、制度環境等六個方面探討其對制造業與生產性服務業協同集聚的影響機理。運用20072017年湖南省及其13個地州市的年鑒數據和投入產出數據，測度兩大產業內不同組合間的協同集聚度和產業關聯度，然后運用統計分析和固定效應模型驗證相關假設。結果表明：市場鄰近、產業結構、城市規模與兩業協同集聚呈不同程度的倒“U”型關系，知識溢出、市場化水平、開放程度、信息化水平的提升有不同程度促進作用，產業關聯度、土地成本影響不明顯。最后，本文基于研究結果提出對策建議。 關鍵詞：制造業；生產性服務業；協同集聚；影響因素 在我國經濟向高質

2、量階段發展的當下，推進制造業與生產性服務業的協同集聚和深度融合，有助于產業結構升級，引領兩大產業向價值鏈高端邁進。目前，深入研究制造業與生產性服務業協同集聚的影響因素的文獻不多，聚焦中部省份的研究還很少。以湖南為對象，對兩大產業協同集聚影響因素進行系統的、結構化的深入研究，并據此提出對策建議，對于助力國家“中部崛起”和湖南“創新引領、開放崛起”戰略的實施，有較強的理論和現實意義。Marshall（1920）的外部性理論，Krugman（1991）和Venables（1996）為代表的新經濟地理學，Alonso（1964）的競租理論模型等，對產業協同集聚的解釋力度較強，國內外諸多學者以此為基礎，

3、對制造業與生產性服務業協同集聚的影響機制或因素問題進行了研究。陳國亮、陳建軍（2012）發現產業前后向關聯、知識密集度、區域中心城市有利于兩業協同集聚。席強敏（2014）發現中間投入品共享和知識溢出效應對其有促進作用，勞動力池共享并未發揮正向影響。陳曉峰（2015）發現規模經濟、空間臨近、價值鏈匹配、制度支持、商務成本節約、交通運輸和通訊業的發展、產出關聯、知識存量等對其有不同程度的促進作用。吉亞輝、甘麗娟（2015）發現市場規模、工資水平和對外開放度對其有正向影響，交易成本和政府干預則起阻礙作用。張虎、韓愛華、楊青龍（2017）發現知識溢出、技術創新與層級分工程度對此有正向影響。陳文翔（20

4、18）以長株潭城市群為對象，發現產業關聯不是充分條件，信息化和人力資本水平作用不顯著，城市規模與其呈倒“U”形關系，政府干預對其具有正向影響。高壽華、劉程軍、陳國亮（2018）發現城鎮化、創新能力、市場驅動、政府行為、互聯網技術與基礎設施均對其有不同程度的正向影響。張玉華、張濤（2018）發現在其受自身前期慣性影響較大，科技金融投入對其有促進作用。總之，盡管有關兩業協同集聚影響因素的研究不少，但尚有以下不足：首先，大部分文獻是從制造業和生產性服務業的整體維度進行研究，少量文獻則從其細分行業進行分析，前者失之于粗，后者又難免失之于細，沒能真正從兩大產業異質性角度進行結構性研究；其次，現有的文獻大

5、多將影響因素作為論文的一個部分，缺乏系統性、專門性的研究，部分文獻選取的代理變量值得商榷，結論也自會有失偏頗；最后，中部地區是我國重要的戰略性區域，但聚焦于中部省份的研究相對較少，針對湖南的研究則更少。鑒于此，本文以湖南為對象，對其制造業與生產性服務業協同集聚水平和影響因素進行系統地、結構性地、更貼近實際的機理分析及實證研究，并據此提出對策建議。 一、制造業與生產性服務業協同集聚的影響機制分析 （一）核心內涵界定。Ellison&Glaeser（1997）最早關注到不僅單一產業在空間上出現集聚，不同產業間也傾向于在空間上彼此鄰近的現象。本文將產業協同集聚的內涵界定為：具有關聯性的不同產業出于協

6、同互補經濟效應的發揮而在一定空間內的共同聚集。本文參考相關學術研究和國家分類標準，將GB/T4754-2011中的C13C43共31大行業界定為制造業，將F-批發和零售業，G-交通運輸、倉儲和郵政業，I-信息傳輸、軟件和信息技術服務業，J-金融業，K-房地產業，L-租賃和商務服務業，M-科學研究和技術服務業七大行業歸為生產性服務業。然后根據產業高質量發展的導向，將制造業劃分為傳統和高新兩大類，后者對應C26、C27、C34C40共9個行業，其余行業統一劃分為傳統制造業。將生產性服務業劃分為傳統和新興兩大類，前者包括F、G、J、K四大行業，后者包括I、L、M三大行業。（二）制造業與生產性服務業協

7、同集聚的影響因素1、產業關聯。Marshall（1920）外部性理論所謂的中間投入品共享，一定程度上就是投入產出關聯的表達。Venables（1996）構建的CPVL模型，認為具有前后向關聯的上下游企業帶來的投入品供給增加和需求擴大會促進產業集聚。生產性服務業是制造業的重要中間投入品，后者也在一定程度上為前者提供中間投入，兩者有較強的投入產出關聯。制造業與生產性服務業經歷從“初級混合”到“分工協同”再到“高級融合”的發展歷程，“制造業服務化”即是第三階段的表征，兩者的產業關聯度逐漸提升。從內部結構看，傳統制造業對傳統生產性服務業的中間服務需求更強，傳統制造業和新興生產性服務業的產業關聯程度則很

8、低，高新制造業需要傳統生產性服務業的中間服務，其對新興生產性服務業的依賴則更強。關聯度越高的產業間，出于靠近市場，降低生產和交易成本的經濟動機，越具有協同集聚的傾向。本文據此提出假設一：制造業與生產性服務業各產業組合間的產業關聯度越高，其協同集聚的傾向越強。2、市場鄰近。Krugman（1980）證明了存在運輸成本和規模報酬遞增時，企業會選擇在市場需求較大的國家布局。Helpman&Krugman（1985）進一步證明了消費者規模更大的國家的廠商的市場份額會超過其消費者比例。靠近規模更大的市場布局，能降低運輸成本，還能使規模經濟得以實現。生產性服務業主要面向工業制造業市場，部分生產性服務業和大

9、部分制造業則面向最終消費市場，因此，規模越大、生產性和消費性需求結構越平衡的本地市場，越能吸引兩業的協同集聚。不過異地市場尤其是區域中心市場的存在，會弱化這種吸引力。在湖南，長沙的市場規模數倍甚至數十倍于其他地州市，如同引力作用原理一樣，在規模和距離兩因素作用下，若本地市場的吸引力大于中心市場的吸附力，則本地市場的增長能促進兩業協同集聚，反之，促進作用將被弱化，甚至被逆轉。本文據此提出假設二：規模越大、結構越平衡的本地市場，越能吸引制造業和生產性服務業協同集聚，但區域中心市場的存在，會弱化甚至逆轉這種影響。3、土地成本。一般來看，生產性服務業的地租支付能力強于制造業，而高新制造業又比傳統制造業

10、的地租承受能力更強。按照Alonso（1964）競租理論推導，隨著地租水平的提升，生產性服務業、高新制造業和傳統制造業會依次由城市中心逐漸向外圍布局，當地租上升到一定程度，有些制造業甚至會向其他地區轉移。由此觀之，土地成本的總體上升對兩業協同集聚有反作用。不過，在我國一直存在工業地價與其他商業商務地價之間的“產業地價差”，這一較特殊的用地政策，可能會弱化這種反向影響。地價的整體上升，主要是由商業商務和住宅地價的快速上升貢獻的，工業地價并沒上漲太多，產業地價差在進一步擴大。這意味著制造業與生產性服務業所需支付的土地成本并沒有同比例的增加，制造業由此得以在更長的時期內與生產性服務業協同發展。本文據

11、此提出假設三：土地要素成本對制造業與生產性服務業的協同集聚最為緊要，前者對后者有反向影響，但產業地價差的存在會弱化其影響程度。4、知識溢出。Marshall（1920）認為產業集聚主要源自規模報酬遞增產生的外部經濟效應，知識溢出是三個主要原因之一。知識溢出對制造業與生產性服務業協同集聚的促進作用，是基于兩者間的技術關聯，通過鄰近布局以實現更為直接而便利的知識共享、信息交流和合作創新而產生的。從內部結構來看，傳統制造業與生產性服務業尤其是新興生產性服務業的技術關聯和知識共享水平較低，知識溢出對與高新制造業和生產性服務業協同集聚的正向影響應該最明顯。網絡通信技術的進步雖然大大擴展了知識溢出的范圍，

12、但隨著距離的延伸，溢出的豐度會逐漸遞減，處于知識溢出中心的企業受益更為直接和有效。因此，知識技術豐度更高、創新氛圍更濃的城市，更能吸引制造業和生產性服務業的協同集聚，這種產業集聚，又會反過來進一步提高該城市的知識溢出豐度，從而形成一個正向的循環累積。本文據此提出假設四：城市的知識溢出水平越高，越有利于制造業與生產性服務業的協同集聚。5、產業結構。產業結構是各產業間的聯系和比例關系，“配第克拉克”定理和“人均收入影響理論”與我國工業化進程中產業結構的演變基本吻合。在工業化初期，許多生產性服務業還尚未從制造業內部脫離出來，兩者協同集聚的邊界尚不十分確定。在工業化中期，第二產業比例快速上升，第三次產

13、業也長足發展，兩業的協同集聚水平逐漸提升。在工業化后期，第二產業依然在增長，但第三產業逐漸占支配地位，受產業關聯等產業異質性結構影響，細分產業組合間的協同集聚度會出現分化，兩業的整體協同集聚水平可能會下降。由于在工業化進程中，第二產業的先行性和帶動性更顯著，因此本文以其比例為基礎進行推導。只有存在一個最佳的第二產業比例的情況下，方能由此與其他產業構建一個最優的產業結構比例，此時，兩業協同集聚水平可能達到最佳。基于此，本文假設五：產業結構越合理（比例越協調）的城市，其制造業與生產性服務業協同集聚的水平越高。6、制度環境。Coase（1937）認為，與企業形成的原理相似，如果集聚所產生的生產成本的

14、增加小于交易費用的降低時，企業因為有利可圖會傾向于在此集聚，反之會遷移出該區域。Coase關于產業集聚的分析，根本落腳點在產權的界定以及政府和市場的邊界上。加入WTO以來，我國一直在強調發揮市場機制對資源配置的主導作用，減少政府對經濟運行的干預，在厘清政企邊界、提升市場化程度、擴大對外開放水平、提高政府廉潔效率等制度環境建設方面進步巨大，有利于兩業的快速發展和協同集聚。在各城市基礎設施條件均大幅改善以及招商優惠政策同質化的當下，制度環境因素更優良的地區，才能在越來越激烈的招商引資競爭中取得優勢，有效吸引制造業與生產性服務業的內外資企業來此投資布局，使得各種綜合性的或專業化的產業園區真正運營起來

15、，而這些產業園區正是產業集聚的直觀體現。本文據此提出假設六：城市的市場化水平和開放程度越高，越有利于制造業和生產性服務業的協同集聚。 二、湖南制造業與生產性服務業協同集聚和產業關聯水平測度分析 （一）產業協同集聚水平測度。國內外使用較多的測度產業間協同集聚水平的方法包括：EllisonGlaeser（1997）構建并經Devereuxetal.（2004）簡化的E-G指數，陳國亮和陳建軍（2012）以區位熵為基礎構建指數，陳建軍等（2016）構建能同時反映“協同質量”和“協同高度”的指數等。本文認為協同集聚的測度既要體現產業間集聚的協同水平，也應當體現單一產業本身的集聚高度，因此選用陳建軍等構

16、建的指數對制造業與生產性服務業的協同集聚水平進行測度，公式如下：if=1-Smi-Smj/Smi+Smj!”+Smi+Smj!”式中，Smi、Smj分別表示i產業、j產業在m城市的集聚度，一般選取區位熵指標來衡量。該指數值越大，表示協同集聚水平越高，反之則越低。本文運用的是20072017年各年的數據，包括行業年均或年末城鎮單位從業人員數據，數據源自湖南統計年鑒、湖南各地州市統計年鑒、中國城市統計年鑒。婁底市相關數據缺失較多，本文將其樣本予以剔除；其他數據有缺失或異常的，用平滑法予以處理。根據前文的產業分類，可測度出各地州市各年9個產業組合的協同集聚度，依次為制造業&生產性服務業、制造業&傳統

17、生產性服務業、制造業&新興生產性服務業、傳統制造業&生產性服務業、高新制造業&生產性服務業、傳統制造業&傳統生產性服務業、傳統制造業&新興生產性服務業、高新制造業&傳統生產性服務業、高新制造業&新興生產性服務業。（二）產業關聯水平測度分析。投入產出表是研究產業關聯水平的重要基礎，本文借鑒江曼琦和席強敏（2014）的方法，運用湖南省2007年、2012年的投入產出表及2010年、2015年的投入產出延長表，計算得制造業與生產性服務業九個組合內產業i和產業j相互間的直接消耗系數Aij、Aji，直接分配系數Bij、Bji，然后用兩者的算術平均值計算得各組合的產業關聯度Cij，即Cij=（Aij+Aj

18、i+Bij+Bji）/2。經測度，制造業與生產性服務業的整體產業關聯度自2007年的0.188上升到2010年的0.203，然后上升到2012年的0.298，于2015年下降至0.282的水平。（三）協同集聚與產業關聯關系分析。由于投入產出表不是連年更新且僅統計至省級層面，本文無法得到各地州市各年的產業關聯度以用來做計量分析。不過，產業關聯度在地州市層面的分化相對較小，因此可用全省的指標代指所有地州市當年的指標，以使這四個年度各地州市的“協同集聚度產業關聯度”一一對應，以從統計角度考察兩者間的關系。在此之前，本文對產業協同集聚度和產業關聯度進行無量綱化處理，以便將兩者統一到統一維度做分析，其一

19、般公式是：Zij=（XijX）/S。其中，Zij為無量綱化處理后的變量值，Xij表示原始值，X表示原始值的平均值，S表示原始值的標準差。若無量綱化處理后的協同集聚度ij大于0，則說明協同集聚水平較高，反之則較低；無量綱化處理后的產業關聯度Cij同理。“協同集聚度產業關聯度”關系如圖1所示。（圖1）第三象限的占比最高，說明兩業間“弱產業關聯+低協同集聚”的現象較為突出。其中第一、三象限占比和為52.78%，第二、四象限的占比和為47.22%，可見同向分布相對占優，這在一定程度上支持了假設一，即“產業關聯度越高，協同集聚傾向越強”，但這種傾向并不明顯。 三、湖南制造業與生產性服務業協同集聚影響因素

20、實證研究 （一）變量選取。1、被解釋變量：以前文測度的9個協同集聚度為被解釋變量，依次用l_m_s、l_m_ts、l_m_es、l_tm_s、l_em_s、l_tm_ts、l_tm_es、l_hm_ts、l_hm_es表示。2、解釋變量：用工業增加值與第三產業增加值的乘積的開方（億元）l_market作為市場鄰近的代理變量，其二次項為l_market2；用商品房平均銷售價格（元/平方米）l_houprice作為土地成本的代理變量；以高新技術產品增加值與工業增加值的比值tech_indus作為知識溢出的代理變量；用工業增加值占地區生產總值的比重indus_gdp作為產業結構的代理變量，其二次項為

21、indus_gdp2；用年末國有經濟在崗職工人數與全部在崗職工人數的比值state_employe來指代市場化水平，用實際利用外商直接投資金額與地區生產總值的比值l_fdi來指代開放程度，聯合作為制度環境的代理變量。3、控制變量：本文認為電商、移動互聯等信息化水平的提升有利于降低兩大產業的商貿成本，促進其協同集聚，因此用各地州市各年移動電話用戶與年末總人口的比值（戶/人）l_mobiphone作為信息化水平控制變量；此外，可能存在一個最優的城市規模，此時影響產業協同集聚的“向心力”和“離心力”達到均衡，兩業達到最佳集聚狀態，因此選取各地州市各年末市轄區人口（萬人）l_popula作為城市規模控

22、制變量，其二次項為l_popula2。（二）數據來源與處理。本文數據的時間跨度為20072017年，以上指標均對應到各地州市各年。數據來源于湖南統計年鑒、各地州市統計年鑒和中國城市統計年鑒。為盡量規避異方差問題，對以水平值數據反映的部分代理變量取對數，符號前加“l_”表示。由于數據缺失較多，婁底市樣本被剔除。（三）模型設定與檢驗。本文運用湖南13個地州市20072017年的平衡面板數據來驗證相關假設。由于混合回歸容易忽略個體間不可觀測的異質性，而該異質性可能與解釋變量相關從而導致估計不一致，因此本文構建如下個體效應模型：it=i+l_marketit1+l_market2it2+l_houpr

23、iceit3+tech_indusit4+indus_gdpit5+indus_gdp2it6+state_employeit7+l_fdiit8+l_mobiphoneit9+l_populait10+l_popula2it11+it（1）模型（1）中it為被解釋變量，i為包括個體效應的截距項，it為誤差項，111為待估參數，其余符號為解釋變量和控制變量。經豪斯曼檢驗，發現多個檢驗結果在不同程度上拒絕了“i與所有解釋變量均不相關”的原假設，因此本文統一運用固定效應模型進行估計，并使用聚類穩健標準誤，以提升估計準確性。（四）實證結果分析（表1）。1、市場鄰近：在l_m_s、l_m_es、l_t

24、m_s、l_tm_es四個估計中，l_market系數顯著為正，l_market2系數顯著為負，實證結果支持了假設二。說明在研究期內，湖南各地州市本地市場鄰近與兩業協同集聚間呈明顯的倒“U”型關系。實際上，20072017年，其他地州市的場規模占比無一有明顯提高，部分甚至有所下滑，但長沙市的比重從2007年的25.83%快速增長到2009年的30.25%。即一開始，本地市場規模的吸引力大于省會中心市場的吸附力，不過省會中心市場的快速增長，導致兩種力量的對比逐漸被逆轉，各地州市的市場規模雖然在增加，但已經不能對抗中心市場對兩大產業的吸附力了。2、土地成本：在l_hm_s的估計中，l_houpri

25、ce在10%的水平顯著為正，其他估計均不顯著，一定程度上驗證了假設三的判斷，即“產業地價差”會弱化土地成本的總體上升對兩業協同集聚的反向影響。為進一步印證該假設，本文從中國地價監測網得到了長沙、株洲、湘潭、衡陽、岳陽五個地市20072017年的商服用地和工業用地成交價，并據此得到兩者的比值。五個地州市的商服地價與工業地價的比值最低約3倍，最高約8.5倍，價差明顯。除岳陽在局部年份有所下降外，其余的都呈上升態勢，即隨著整體地價的上升，產業地價差在進一步擴大，地價上升對兩業協同集聚的反向影響被弱化。3、知識溢出：在l_m_s和l_m_ts的估計中，tech_indus在5%的水平上顯著為正，這在一

26、定程度上支持了假設四，但知識溢出對兩業的協同集聚的促進效應還有待向高新或新興產業方向加強。4、產業結構：在l_m_s、l_m_ts、l_m_es、l_tm_s、l_tm_es、l_hm_es六個估計中，indus_gdp、indus_gdp2顯著為正和負。第二產業占比對兩業協同集聚的影響，不僅計量上顯著，且影響程度也很大，其與產業協同集聚呈明顯的倒“U”型關系，該結果有力的支持了假設五。5、制度環境：state_employe在l_m_s、l_tm_s、l_m_ts、l_tm_ts四個估計中顯著，l_fdi在l_m_s、l_m_ts、l_tm_s、l_tm_ts、l_hm_es、l_m_es、l_tm_es七個估計中顯著，假設六得到了該結果的有力支持。6、其他因素：在l_m_ts的估計中，l_mobiphon在10%的水平上顯著為正，在較弱程度上驗證了“信息化水平的提升能促進兩業協同集聚”的預判；在l_hm_s的估計中，l_poupla、l_poupla2在10%的