周 兵 戴貴寶 任政亮

一、 文獻(xiàn)綜述

產(chǎn)業(yè)集聚是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然結(jié)果，創(chuàng)新尤其是自主創(chuàng)新能力的提高是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不竭動(dòng)力。產(chǎn)業(yè)集聚與自主創(chuàng)新的關(guān)系較為復(fù)雜，但通過對(duì)國內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究進(jìn)行梳理，主要是從不同的產(chǎn)業(yè)、區(qū)域和研究視角這三個(gè)方面對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行了研究。在不同的產(chǎn)業(yè)方面， Roberto & Giulio(2012)利用意大利1998-2003年的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證研究證明了專業(yè)化集聚對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用較多樣化集聚更為顯著。沈能、趙增耀(2014)利用我國制造業(yè)企業(yè)普查數(shù)據(jù)實(shí)證研究了集聚動(dòng)態(tài)外部性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。宣燁、宣思源(2012)利用江蘇高新技術(shù)企業(yè)的數(shù)據(jù)來揭示產(chǎn)業(yè)集聚、自主創(chuàng)新對(duì)高新技術(shù)企業(yè)出口的影響，二者都具有顯著的正向促進(jìn)作用。杜威劍、李夢(mèng)潔(2015)利用1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)品創(chuàng)新進(jìn)行了系統(tǒng)論證研究，研究結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)產(chǎn)品創(chuàng)新的正向效應(yīng)明顯。Chyi等(2012)通過對(duì)新竹高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的實(shí)證研究，認(rèn)為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新具有正相關(guān)性。呂承超、商圓月(2017)通過對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚模式與創(chuàng)新產(chǎn)出作用機(jī)制的研究，發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)多樣化集聚會(huì)在短期內(nèi)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生顯著的負(fù)向效應(yīng)，區(qū)域內(nèi)外呈現(xiàn)一致性，長(zhǎng)期看區(qū)域內(nèi)外差異顯著，區(qū)域內(nèi)無明顯溢出效應(yīng)，而區(qū)域外則呈現(xiàn)顯著的正向效應(yīng)。楊浩昌、李廉水等(2016)基于我國的2005-2012年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系及區(qū)域比較進(jìn)行了探討研究，發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)生和擴(kuò)散具有顯著的正向促進(jìn)作用。

在不同的區(qū)域研究方面，Storper & Venables(2004)、Carlino & Satyajit(2007)均認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚可以通過知識(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)來顯著促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新的發(fā)展。楊浩昌、李廉水等(2016)認(rèn)為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在明顯的區(qū)域差異，即東部地區(qū)的促進(jìn)作用要優(yōu)勝于中西部。劉鵬、張運(yùn)峰(2017)基于我國264個(gè)地級(jí)及以上城市2008-2013年的面板數(shù)據(jù)，利用杜賓模型對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚作用于城市創(chuàng)新的溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，研究結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城市創(chuàng)新能夠產(chǎn)生顯著的外部性，且專業(yè)化集聚的作用更為顯著。張清華、郭淑芬等(2016)利用區(qū)位商法對(duì)工業(yè)行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)行了測(cè)度，并利用門檻模型對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)工業(yè)行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的區(qū)域差異性進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)創(chuàng)新效率的影響效果和影響程度是不同的。程中華(2015)利用2004-2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)從靜態(tài)與動(dòng)態(tài)兩個(gè)角度實(shí)證分析了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的空間正相關(guān)性。向麗(2016)利用2009-2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了區(qū)域科技創(chuàng)新能力與產(chǎn)業(yè)集聚水平的影響關(guān)系及區(qū)域差異，發(fā)現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚水平與區(qū)域科技創(chuàng)新能力并不能保持同步一致性，而是存在明顯滯后性，其空間分布也呈現(xiàn)東部?jī)?yōu)勝于中西部的特征。

在不同的研究視角方面，Birikinshaw(2000)從生命周期理論的視角對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的技術(shù)溢出進(jìn)行了研究，研究結(jié)果表明，成熟產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的技術(shù)溢出具有明顯的正向效應(yīng)，而成長(zhǎng)中的產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)需要從長(zhǎng)期和短期來看，短期內(nèi)與成熟的產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)保持一致，其技術(shù)溢出效應(yīng)具有正向促進(jìn)作用，而長(zhǎng)期內(nèi)則不是那么的顯著?；趯I(yè)化、多樣化集聚視角來看，Rosenthal et al.(2003)認(rèn)為專業(yè)化集聚對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用，F(xiàn)eldman et al.(1999)則認(rèn)為多樣化集聚對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用更為顯著。杜威劍、李夢(mèng)潔(2015)基于行業(yè)異質(zhì)性和企業(yè)異質(zhì)性的視角，發(fā)現(xiàn)高技術(shù)行業(yè)內(nèi)企業(yè)受地方化經(jīng)濟(jì)集聚的促進(jìn)作用更為明顯，而中低技術(shù)行業(yè)內(nèi)企業(yè)則受城市化經(jīng)濟(jì)集聚的影響更為顯著。李政、邱雨晨(2016)基于面板VAR模型，對(duì)金融集聚與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的耦合關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)金融集聚對(duì)二者均有積極的促進(jìn)作用。

二、 計(jì)量模型、研究樣本和指標(biāo)數(shù)據(jù)

1.模型的設(shè)定

為了考察地區(qū)間的差異性以及其他各個(gè)變量在產(chǎn)業(yè)集聚作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新過程中的具體影響，本文建立以下基本模型：

(1)

模型中，下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)省份和第t年，εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)；j表示控制變量種類,ctrl表示控制變量(R&D人員投入、外商直接投資、市場(chǎng)化指數(shù)、開放度、人力資本水平、金融市場(chǎng)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、實(shí)物資本水平等)，λi表示不隨時(shí)間改變的個(gè)體固定效應(yīng)?？紤]到變量可能存在的內(nèi)生性，因此本文使用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行實(shí)證研究，因此在模型(1)的基礎(chǔ)上建立動(dòng)態(tài)面板模型：

(2)

由于各個(gè)地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)集聚水平是存在差異的，因此產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響可能存在門檻效應(yīng)。本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻模型進(jìn)行分析，根據(jù)其模型思想，將產(chǎn)業(yè)集聚作為門檻變量構(gòu)建面板門檻模型：

模型中，γ為未知門檻值；i(·) 為指示函數(shù),當(dāng)clusit≤λ時(shí)，i=1，反之，i=0。

2.研究樣本與指標(biāo)數(shù)據(jù)

為了分析不同省市與地區(qū)間產(chǎn)業(yè)集聚與制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)與作用機(jī)制，本文樣本囊括了2005-2014年中國大陸東、中、西地區(qū)的30個(gè)省市自治區(qū)(由于西藏?cái)?shù)據(jù)缺失較多，故剔除)。其中樣本數(shù)據(jù)來源于各省市自治區(qū)的歷年統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。并且對(duì)于缺失的數(shù)值，本文主要利用平均法、回歸預(yù)測(cè)法對(duì)其進(jìn)行插補(bǔ)。

在核心指標(biāo)的選擇上，本文主要是通過參考國內(nèi)外的相關(guān)文獻(xiàn)，并對(duì)其進(jìn)行篩選后，選擇以下核心變量用以分析產(chǎn)業(yè)集聚與制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)和作用機(jī)制：

制造業(yè)自主創(chuàng)新能力(innoi)：對(duì)于自主創(chuàng)新的指標(biāo)選取，不同的學(xué)者選取的衡量指標(biāo)也存在差異，但大致上還是包括創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出兩方面，前者用研發(fā)支出來衡量，后者則用專利數(shù)量來衡量(康志勇，2011)。如王文翌、安同良(2014)則選取了R&D投入來衡量企業(yè)的創(chuàng)新行為；而譚蓉娟、阮嫻靜(2009)在對(duì)FDI與珠三角裝備制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的實(shí)證研究中選取了當(dāng)年的專利授權(quán)來對(duì)自主創(chuàng)新能力進(jìn)行衡量。本文通過對(duì)相關(guān)自主創(chuàng)新指標(biāo)的比對(duì)與篩選，將R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出/GDP作為衡量自主創(chuàng)新的代理變量。

在模型中本文也選擇了以下的控制變量：① R&D 人員投入指標(biāo)(rdm)。創(chuàng)新投入不僅包括研發(fā)資金的投入還包括研發(fā)人員的投入，產(chǎn)業(yè)集聚通過知識(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)帶來的不僅是技術(shù)的吸收還有科研人員的增加，在二者的促進(jìn)下有助于自主創(chuàng)新能力的提高，我們用各地區(qū)R&D人員全時(shí)當(dāng)量的對(duì)數(shù)來表示。② 外商直接投資指標(biāo)(fdi)。FDI投入不僅對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的形成起正向促進(jìn)作用，也帶來了技術(shù)溢出，有利于自主創(chuàng)新能力的提高，我們借鑒胡援成、肖德勇(2007)對(duì)FDI指標(biāo)的定義，用年度實(shí)際外商投資額的對(duì)數(shù)來表示。③ 市場(chǎng)化指標(biāo)(mkt)。市場(chǎng)化程度的高低在一定程度上也關(guān)系到該地區(qū)的創(chuàng)新能力，市場(chǎng)化程度提高能夠緩解要素市場(chǎng)價(jià)格的扭曲，提高自主創(chuàng)新的配置效率；市場(chǎng)化程度越高，企業(yè)間的競(jìng)爭(zhēng)力也就越強(qiáng)，企業(yè)成本上升，企業(yè)為避免被淘汰，不得不選擇提高創(chuàng)新能力。我們借鑒樊綱等(2011)對(duì)于市場(chǎng)化指數(shù)的算法，從而得到市場(chǎng)化指標(biāo)。④ 開放度指標(biāo)。根據(jù)陳勁等(2013)可知開放度會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)自主創(chuàng)新的作用產(chǎn)生影響，其主要表現(xiàn)在開放度在產(chǎn)業(yè)集聚的環(huán)境下會(huì)影響企業(yè)對(duì)于外部知識(shí)的利用效率和吸收能力，從而影響產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于創(chuàng)新績(jī)效的作用。我們用進(jìn)出口總額的對(duì)數(shù)來衡量。⑤ 人力資本指標(biāo)。人力資本對(duì)自主創(chuàng)新具有溢出效應(yīng)，勞動(dòng)者受教育年限與自主創(chuàng)新有顯著的正向效應(yīng)，我們用勞動(dòng)者平均受教育年限來衡量。⑥ 金融市場(chǎng)發(fā)展水平指標(biāo)(fin)。我們借鑒King，Robert和Ross Levine(1993)所采用的金融深度指標(biāo)，用金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP的比重來表示,與其度量方法相似，本文采用各地銀行的貸款余額來替代當(dāng)?shù)亟鹑谫Y產(chǎn)的價(jià)值，并以其占GDP的比重來反映當(dāng)?shù)亟鹑谑袌?chǎng)發(fā)展水平。⑦ 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)(agdp)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低影響產(chǎn)業(yè)集聚的進(jìn)程，也影響用于自主創(chuàng)新的研發(fā)投入。我們?cè)诒疚闹杏萌司鵊DP來表示。⑧ 實(shí)物資本投入指標(biāo)(pci)。實(shí)物資本投入反映的是一個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)能力和經(jīng)營(yíng)能力，我們用全社會(huì)固定投資總額與GDP的比重來表示。變量的含義及指標(biāo)詳細(xì)解釋見表1。

3.指標(biāo)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述

我們對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和匯總后，分別從平均值、最小值、最大值、標(biāo)準(zhǔn)差、方差、偏度、峰度等七個(gè)方面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)描述，結(jié)果如表2所示。從偏度系數(shù)來看，無論是負(fù)偏還是正偏，數(shù)據(jù)都處于合理區(qū)間；而從峰度系數(shù)來看，大多數(shù)變量數(shù)據(jù)的峰度系數(shù)都大于3，表示變量數(shù)據(jù)多數(shù)呈尖峰狀分布。

三、 GMM模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

為解決動(dòng)態(tài)面板模型(2)中所存在的內(nèi)生性問題，包括隨機(jī)項(xiàng)與被解釋變量之間的內(nèi)生性、各解釋變量之間的內(nèi)生性，以及OLS 估計(jì)嚴(yán)重偏差問題，本文決定采用GMM 分析方法對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)以消除上述問題，并在回歸中交替加入控制變量,結(jié)果如表3所示。

表1 變量設(shè)置及其經(jīng)濟(jì)含義

表2 變量的統(tǒng)計(jì)描述

從表3的估計(jì)結(jié)果來看，制造業(yè)自主創(chuàng)新的一階滯后期前的估計(jì)系數(shù)在1%的置信水平上均顯著且為正數(shù)，表明制造業(yè)自主創(chuàng)新的一階滯后期對(duì)當(dāng)期的制造業(yè)自主創(chuàng)新有著積極的正向促進(jìn)作用，存在較大的“慣性”。本文中是用R&D經(jīng)費(fèi)投入來作為制造業(yè)自主創(chuàng)新的代理變量，因此其原因可能是上一期的R&D經(jīng)費(fèi)投入的行業(yè)產(chǎn)出存在滯后性，不能立即反映出來，反而可能作用到當(dāng)期的R&D經(jīng)費(fèi)投入中。產(chǎn)業(yè)集聚clus的估計(jì)系數(shù)在八個(gè)方程中普遍為負(fù)數(shù)，且大都在1%的置信水平上顯著，個(gè)別在5%的置信水平上顯著，表明產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響在總體上呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)。本人認(rèn)為造成這種結(jié)果的原因有以下幾點(diǎn)：第一是擁擠效應(yīng)的作用結(jié)果，產(chǎn)業(yè)集聚能夠充分發(fā)揮其獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，從而吸引產(chǎn)業(yè)集聚外的企業(yè)爭(zhēng)相加入，但是產(chǎn)業(yè)集聚的規(guī)模是一定的，隨著企業(yè)的加入，逐漸超過產(chǎn)業(yè)集聚所能承載的最大規(guī)模，就會(huì)造成環(huán)境污染、成本上升、惡劣競(jìng)爭(zhēng)等現(xiàn)象，而制造業(yè)自主創(chuàng)新的提高需要良好的創(chuàng)新環(huán)境作為載體。第二是產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)帶來技術(shù)依賴性，同時(shí)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)內(nèi)的信息共享也會(huì)產(chǎn)生“搭便車”的現(xiàn)象，技術(shù)依賴和“搭便車”會(huì)使企業(yè)喪失活力，不利于技術(shù)創(chuàng)新。

其他控制變量方面，研發(fā)人員投入、外商直接投資、市場(chǎng)化水平、人力資本投入都在1%的置信水平上顯著且估計(jì)系數(shù)均為正數(shù)，表明研發(fā)人員投入、外商直接投資、市場(chǎng)化水平、人力資本對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新有著顯著的正向影響。而對(duì)外開放水平、金融發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及實(shí)物資本的估計(jì)系數(shù)總體上顯著為負(fù)，表明對(duì)外開放水平、金融發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及實(shí)物資本投入在一定程度上對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新有著抑制作用。

表3 GMM回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值，*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

四、 門檻回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

考慮到區(qū)域間產(chǎn)業(yè)集聚的異質(zhì)性，不同區(qū)域的產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新存在差異。因此，本文將全國分為東部、中部、西部三個(gè)區(qū)域，以此來探討區(qū)域間產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響。相關(guān)計(jì)量操作主要在Stata12.0軟件中進(jìn)行，首先就全國、東部、中部、西部的門檻效果進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.全國門檻回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知，就全國總體而言，其單一門檻、雙重門檻、三重門檻均在1%的顯著性水平下是顯著的。根據(jù)其顯著性水平，本文選擇三重門檻進(jìn)行分析，其門檻值分別為0.4025、1.0818、1.5209，其門檻回歸結(jié)果如表5所示。

從表5的門檻回歸結(jié)果來看，在不同的產(chǎn)業(yè)集聚程度下，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響效果也是存在差異的。其二者之間的關(guān)系并不是線性的，當(dāng)制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚水平低于0.4025時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有顯著的正向作用，其系數(shù)為0.0163 且在5%的置信水平下是顯著的；當(dāng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平大于0.4025但小于1.0818時(shí)，其系數(shù)為負(fù)但在10%的置信水平下是不顯著的；當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平處于1.0818-1.5209之間時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有顯著的負(fù)向作用，即過高的產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用；而當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚超過1.5209時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚依然負(fù)向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新，但此時(shí)是不顯著的。全國產(chǎn)業(yè)集聚水平存在門檻值的原因可能是產(chǎn)業(yè)集聚過程的初期所產(chǎn)生的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)以及知識(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)具有顯著的正外部性且占據(jù)主導(dǎo)地位，從而使產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有正向促進(jìn)作用，但隨著產(chǎn)業(yè)集聚水平的逐步提高，大量的企業(yè)注入，會(huì)產(chǎn)生擁擠效應(yīng)，造成成本上升、環(huán)境污染、交通堵塞等一系列問題，從而不利于營(yíng)造良好的創(chuàng)新環(huán)境，使得產(chǎn)業(yè)集聚負(fù)向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新。

表4 全國門檻效果檢驗(yàn)

注：P值和臨界值均采用bootstrap法反復(fù)抽樣1000次所得到的結(jié)果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。

表5 全國門檻回歸結(jié)果

在其他控制變量中，研發(fā)人員投入對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有顯著的正向作用。23個(gè)制造業(yè)行業(yè)中大多是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，勞動(dòng)者的知識(shí)水平不高，技術(shù)人才較少，隨著研發(fā)人員的大量投入，會(huì)改變其勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)，從而有利于推動(dòng)制造業(yè)自主創(chuàng)新的提高。外商直接投資對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，過多的投資會(huì)使企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)依賴，這也符合產(chǎn)業(yè)集聚的鎖定效應(yīng)。市場(chǎng)化程度對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的正向促進(jìn)作用，市場(chǎng)化水平越高意味著資源配置效率越高，其全要素生產(chǎn)率也越高，也就越有利于制造業(yè)自主創(chuàng)新的提升。對(duì)外開放水平對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有正向的促進(jìn)作用，但其未通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)。人力資本是指知識(shí)和技能的積累，自主創(chuàng)新的提高關(guān)鍵還是靠人才的積累，因此隨著人力資本的增加，制造業(yè)自主創(chuàng)新水平也會(huì)得以提高。金融發(fā)展水平正向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新且在10%的顯著性水平下是顯著的，眾所周知企業(yè)的創(chuàng)新成本是很高的，發(fā)達(dá)的金融水平可以為其提供資金支持，降低創(chuàng)新成本。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與實(shí)物資本都負(fù)向顯著作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新，其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平前的系數(shù)無限接近于0，表明其對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響是可以忽略不計(jì)的；而實(shí)物資本則對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有一定的抑制作用，實(shí)物資本的增加會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但明顯勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)已經(jīng)嚴(yán)重制約著制造業(yè)的自主創(chuàng)新，而創(chuàng)新亟需的是人才、技術(shù)和先進(jìn)的管理，這與實(shí)物資本理論是相悖的。

2.東部地區(qū)門檻回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，就東部地區(qū)而言，其單一門檻、雙重門檻、三重門檻均在1%的顯著性水平下是顯著的。根據(jù)其顯著性水平，本文選擇三重門檻進(jìn)行分析，其門檻值分別為0.6203、1.0324、1.5522，其門檻回歸結(jié)果如表7所示。

表6 東部地區(qū)門檻效果檢驗(yàn)

注：P值和臨界值均采用bootstrap法反復(fù)抽樣1000次所得到的結(jié)果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。

表7 東部地區(qū)門檻回歸結(jié)果

從表7的門檻回歸結(jié)果來看，當(dāng)東部地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平低于0.6203時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有顯著的負(fù)向作用，其系數(shù)為-0.0244且在1%的置信水平下是顯著的；當(dāng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平大于0.6203但小于1.0324時(shí)，其系數(shù)為-0.0085 且在10%的置信水平下是不顯著的；當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平處于1.0324-1.5522之間時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有顯著的負(fù)向作用，其系數(shù)為-0.0223；而當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚超過1.5522時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚依然負(fù)向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新，且在10%的置信水平下是顯著的。東部地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚均負(fù)向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新，也說明東部地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)自主創(chuàng)新具有抑制作用，其原因可能是東部地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平普遍高于全國平均水平，產(chǎn)業(yè)集聚所產(chǎn)生的“擁擠效應(yīng)”和“技術(shù)鎖定效應(yīng)”較為明顯。雖然都是呈現(xiàn)負(fù)向作用，但是其作用大小是不一樣的，呈現(xiàn)出先降后升再降的趨勢(shì)。

在控制變量方面，除對(duì)外開放水平、金融發(fā)展水平之外，其他控制變量的呈現(xiàn)結(jié)果與全國總體相一致，但外商直接投資與人力資本水平未通過顯著性水平檢驗(yàn)。就東部地區(qū)而言，對(duì)外開放水平正向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新，其系數(shù)為0.0135；金融發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的作用系數(shù)為負(fù)，但未通過10%的顯著性檢驗(yàn)。

3.中部地區(qū)門檻回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

由表8可知，就中部地區(qū)而言，其單一門檻、雙重門檻、三重門檻均在1%的顯著性水平下是顯著的。根據(jù)其顯著性水平，本文選擇三重門檻進(jìn)行分析，其門檻值分別為0.4006、0.5301、0.7106，其門檻回歸結(jié)果如表9所示。

表8 中部地區(qū)門檻效果檢驗(yàn)

注：P值和臨界值均采用bootstrap法反復(fù)抽樣1000次所得到的結(jié)果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。

表9 中部地區(qū)門檻回歸結(jié)果

從表9的門檻回歸結(jié)果來看，當(dāng)中部地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平低于0.4006時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有顯著的正向作用，其系數(shù)為0.0092且在5%的置信水平下是顯著的；當(dāng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平大于0.4006但小于0.5301時(shí)，其作用系數(shù)為-0.0034，且在10%的置信水平下是不顯著的；當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平處于0.5301-0.7106之間時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的作用系數(shù)為正，但不顯著；而當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚超過0.7106時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的正向作用進(jìn)一步降低，其不顯著性也在逐步增強(qiáng)。大致來看，中部地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚正向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新且隨著產(chǎn)業(yè)集聚水平的不斷上升，其作用系數(shù)也在降低，但其不顯著性也在逐步增強(qiáng)。究其中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平存在門檻值的原因可能是產(chǎn)業(yè)集聚的過程也伴隨著知識(shí)溢出效應(yīng)向“擁擠效應(yīng)”和“技術(shù)鎖定效應(yīng)”轉(zhuǎn)變的過程，但總體來看，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的知識(shí)溢出的正向外部性要大于“擁擠效應(yīng)”的負(fù)外部性，但隨著產(chǎn)業(yè)集聚水平的不斷提高，這種正向趨勢(shì)也在逐漸消失。

在控制變量方面，就中部地區(qū)而言，外商直接投資對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有顯著的正向作用；市場(chǎng)化程度作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新的系數(shù)為負(fù)且在1%的置信水平下是顯著的，表明市場(chǎng)化程度對(duì)中部制造業(yè)自主創(chuàng)新有抑制作用；對(duì)外開放水平前的系數(shù)為-0.0035 且在10%的置信水平下是顯著的，表明中部地區(qū)的對(duì)外開放水平負(fù)向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新，其原因可能是隨著對(duì)外開放水平的提高，會(huì)有大量的外來資金、人才等生產(chǎn)要素注入，從而會(huì)使本地企業(yè)人力資本水平整體偏低，從而削弱其自主創(chuàng)新能力；人力資本水平前的系數(shù)為0.004，但不顯著；金融發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響作用迥異于東部地區(qū)，其對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新有正向的促進(jìn)作用；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新作用系數(shù)為正，但其系數(shù)無限接近于0,因此可以忽略不計(jì)；其他變量與上述相一致。

4.西部地區(qū)門檻回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

由表10可知，就西部地區(qū)而言，其單一門檻、雙重門檻在1%的置信水平下是顯著的，而三重門檻是在10%的置信水平下顯著。根據(jù)其顯著性水平，本文選擇二重門檻進(jìn)行分析，其門檻值分別為0.2808、0.3902，其門檻回歸結(jié)果如表11所示。

表10 西部地區(qū)門檻效果檢驗(yàn)

注：P值和臨界值均采用bootstrap法反復(fù)抽樣1000次所得到的結(jié)果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。

表11 西部地區(qū)門檻回歸結(jié)果

從表11的門檻回歸結(jié)果來看，當(dāng)西部地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平低于0.2808時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新具有顯著的正向作用，其系數(shù)為0.0532；當(dāng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平大于0.2808但小于0.3902時(shí)，其作用系數(shù)為-0.0268，且在1%的置信水平下是顯著的，表明此階段的產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新有抑制作用；而當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚超過0.3902時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的抑制作用進(jìn)一步降低，且在1%的置信水平下是顯著的。西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平出現(xiàn)門檻值的原因可能是前期隨著產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高，其規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、知識(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)較為顯著，對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新有著積極的推動(dòng)作用；但西部地區(qū)因脆弱的生態(tài)條件和薄弱的基礎(chǔ)設(shè)施，其承載值遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于東部和中部地區(qū)，因此其產(chǎn)業(yè)集聚水平一跨過0.2808，產(chǎn)業(yè)集聚就開始負(fù)向作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新。隨著產(chǎn)業(yè)集聚水平的進(jìn)一步提高，其負(fù)向作用逐漸降低，其可能是國家政府對(duì)于西部地區(qū)的資金、人才以及政策支持。

在控制變量方面，就西部地區(qū)而言，外商直接投資對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新作用系數(shù)為正但不顯著；市場(chǎng)化程度作用于制造業(yè)自主創(chuàng)新的系數(shù)為正且在5%的置信水平下是顯著的，表明市場(chǎng)化程度對(duì)中部制造業(yè)自主創(chuàng)新有積極的推動(dòng)作用；對(duì)外開放水平前的系數(shù)為0.0113且在5%的置信水平下是顯著的，表明西部地區(qū)的對(duì)外開放水平與制造業(yè)自主創(chuàng)新，呈現(xiàn)出正向促進(jìn)的作用；人力資本水平前的系數(shù)為0.0012，但不顯著；金融發(fā)展水平前的系數(shù)為0.0255且在1%的置信水平下是顯著的，表明其對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新有積極的正向促進(jìn)作用；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新作用系數(shù)為負(fù)，但其系數(shù)無限接近于0,因此可以忽略不計(jì)；其他變量與上述相一致。

五、 結(jié)論及政策建議

1.相關(guān)結(jié)論

一是制造業(yè)自主創(chuàng)新的一階滯后期對(duì)當(dāng)期的制造業(yè)自主創(chuàng)新有著積極的正向促進(jìn)作用，存在較大的“慣性”。

二是產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的影響并非是線性的，其存在最優(yōu)集聚度。當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平低于最優(yōu)值時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚的規(guī)模效應(yīng)、知識(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)占主導(dǎo)地位，對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新的提高有積極的推動(dòng)作用；當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平超出最優(yōu)值時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚的“擁擠效應(yīng)”、“技術(shù)鎖定效應(yīng)”開始占據(jù)主導(dǎo)地位，使得產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)發(fā)生土地價(jià)格上漲、交通擁擠、環(huán)境污染、成本上升、惡劣競(jìng)爭(zhēng)等現(xiàn)象，從而會(huì)抑制制造業(yè)的自主創(chuàng)新。

2.政策建議

因此根據(jù)上述結(jié)論，政府要將產(chǎn)業(yè)集聚控制在合理的范圍之內(nèi)，避免擁擠效應(yīng)的出現(xiàn)；在制造業(yè)行業(yè)要大量吸引高科技人才進(jìn)入，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行人才培養(yǎng)，促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研一體化發(fā)展；產(chǎn)業(yè)集聚內(nèi)多吸引外資企業(yè)入駐，鼓勵(lì)集聚區(qū)內(nèi)本地企業(yè)多與外資企業(yè)交流，學(xué)習(xí)其管理經(jīng)驗(yàn)和先進(jìn)技術(shù)；當(dāng)然，還需要充分發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用，適當(dāng)提高市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻；政府也需要出臺(tái)相關(guān)政策措施，加大對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)，完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)市場(chǎng)。

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