生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的綠色發(fā)展效應檢驗

方湖柳 潘嫻 樊文靜

【摘要】基于2004 ～ 2019年省級面板數(shù)據(jù)， 實證檢驗生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚與多樣化集聚的綠色發(fā)展效應， 結(jié)果顯示： 整體而言， 生產(chǎn)性服務業(yè)的兩種集聚與產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展之間存在倒“U”型關(guān)系。 進一步采用空間模型研究發(fā)現(xiàn)， 專業(yè)化集聚對周邊生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的空間溢出效應呈倒“U”型， 而多樣化集聚的影響顯著為負。 此外， 分地區(qū)檢驗發(fā)現(xiàn)： 東部地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚的影響與整體結(jié)果一致， 而多樣化集聚起直接推動作用; 中部地區(qū)兩種集聚的影響均呈倒“U”型， 但各省專業(yè)化集聚水平已接近甚至突破了拐點; 西部地區(qū)僅有專業(yè)化集聚的影響顯著并呈“U”型， 區(qū)域內(nèi)各省仍在曲線左側(cè)， 尚未發(fā)揮出推動作用。

【關(guān)鍵詞】產(chǎn)業(yè)集聚;綠色發(fā)展;生產(chǎn)性服務業(yè);專業(yè)化集聚;多樣化集聚

【中圖分類號】 F127? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）05-0128-9

一、引言

黨的十九大報告強調(diào)， 我國經(jīng)濟已進入高質(zhì)量發(fā)展階段， 重點是加快推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級， 將以要素資源投入為主的粗放增長模式轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新推動的可持續(xù)增長模式。 作為制造業(yè)和生活性服務業(yè)的生產(chǎn)樞紐與產(chǎn)業(yè)鏈中的關(guān)鍵一環(huán)， 生產(chǎn)性服務業(yè)獨具的創(chuàng)新要素活躍、帶動作用顯著等特點， 使其能夠借助產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應推動整體經(jīng)濟創(chuàng)新發(fā)展[1-3] 。 事實上， 自2014年國務院發(fā)布《關(guān)于加快發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級的指導意見》（國發(fā)[2014]26號）以來， 生產(chǎn)性服務業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位快速提升， 其占GDP的份額由2014年的28.12%上升至2018年的31.47%， 逐漸成為培育經(jīng)濟增長新動能的主戰(zhàn)場。 現(xiàn)階段如何促進生產(chǎn)性服務業(yè)進一步發(fā)展從而提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量， 已躍升為重要的戰(zhàn)略發(fā)展問題。

長期以來， 生產(chǎn)性服務業(yè)低排放的綠色形象深入人心， 然而現(xiàn)實與傳統(tǒng)認知相悖， 隨著行業(yè)飛速發(fā)展， 生產(chǎn)性服務業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中的污染問題逐漸突顯[4] ， 譬如交通運輸業(yè)大氣污染物排放量大、批發(fā)零售業(yè)包裝過度等。 與此同時， 國內(nèi)外不少學者也已意識到傳統(tǒng)理念對于環(huán)境問題的忽視[5] ， 他們將經(jīng)濟增長與減排同時納入考量范圍來衡量服務業(yè)的綠色發(fā)展水平， 并發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展仍具有明顯的粗放型特征[6] 。 堅持生態(tài)優(yōu)先是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要要求之一， 這意味著綠色同樣應該是生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的政策取向。 由此， 在粗放式增長的現(xiàn)實與綠色發(fā)展的期望不匹配的背景下， 實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟發(fā)展模式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵是從推動生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)橥苿悠渚G色發(fā)展。 因此， 有必要探究生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與該產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展之間的關(guān)系。

二、文獻綜述

關(guān)于如何實現(xiàn)生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展， 當前已有部分研究圍繞經(jīng)濟發(fā)展[7] 、出口貿(mào)易[8] 、人力資本[9] 與能源價格[10] 等方面展開討論， 卻少有學者將生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展聯(lián)系在一起。 近年來， 伴隨著信息技術(shù)的創(chuàng)新與發(fā)展， 生產(chǎn)要素在區(qū)域間的流動速度加快， 生產(chǎn)性服務業(yè)集聚態(tài)勢日益明顯[11] 。 產(chǎn)業(yè)集聚作為一個不可忽視的重要現(xiàn)象， 其對生產(chǎn)效率的顯著影響已經(jīng)得到大量文獻的證實， 而現(xiàn)階段生態(tài)優(yōu)先重要性的提升， 促使國內(nèi)外學者將環(huán)境視角納入集聚外部效應的研究中。

根據(jù)對現(xiàn)有研究的總結(jié)可以發(fā)現(xiàn)， 集聚對產(chǎn)業(yè)發(fā)展和污染排放均存在正反兩方面的影響： 一方面， 傳統(tǒng)集聚經(jīng)濟理論普遍認為集聚存在正外部性， 集聚過程中資源共享、規(guī)模經(jīng)濟和各種溢出效應能夠提高企業(yè)生產(chǎn)率與經(jīng)營績效[12] ， 有效改善空間內(nèi)產(chǎn)業(yè)效率[13] 和污染排放[14] ; 另一方面， 集聚會帶來負面影響， 依據(jù)對“威廉姆森假說”觀點的拓展， 集聚在經(jīng)濟發(fā)展初期能顯著提升效率， 但達到一定程度后， 隨著拐點的到來， 過度集聚產(chǎn)生的負外部性將超過正外部效應， 反而對產(chǎn)業(yè)發(fā)展和治污減排產(chǎn)生抑制作用[15，16] 。 綜上， 產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展之間存在著不容忽視的內(nèi)在聯(lián)系， 探究清楚現(xiàn)階段我國生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展究竟是存在推動作用還是抑制作用顯得尤為重要。 遺憾的是， 少數(shù)關(guān)于生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展作用機理的討論仍停留于傳統(tǒng)視角， 未將環(huán)境約束納入考慮范圍[17] 。

總體來看， 集聚影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境污染的研究雖已取得較為豐富的成果， 但關(guān)于生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展之間關(guān)系的研究仍十分匱乏。 鑒于此， 本文擬基于2004 ～ 2019年的省級面板數(shù)據(jù)， 通過構(gòu)建計量模型實證分析生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的具體影響， 并進一步探討此種影響的空間溢出效應與地區(qū)差異。 本文研究充分考慮環(huán)境約束， 將生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展聯(lián)系在一起， 對于拓展該領(lǐng)域的研究具有重要的理論意義， 對于地區(qū)制定適應綠色發(fā)展的產(chǎn)業(yè)集聚政策、更好地解決經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護不平衡的問題， 以及推進經(jīng)濟發(fā)展模式轉(zhuǎn)型具有重要的現(xiàn)實意義。

三、理論分析與研究假設(shè)

生產(chǎn)性服務業(yè)在區(qū)域內(nèi)集聚會形成專業(yè)化與多樣化兩種不同的形態(tài)， 專業(yè)化集聚反映了同類生產(chǎn)性服務企業(yè)的地區(qū)分布狀態(tài)， 而多樣化集聚則反映了不同類型生產(chǎn)性服務企業(yè)的地區(qū)匯集情況。 這兩種不同的集聚模式將會通過差異化的影響機制作用于本地生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展， 具體作用機制總結(jié)如圖1所示。

（一）生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚的綠色發(fā)展效應

生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展具有促進作用， 但同時也可能會產(chǎn)生抑制效應， 兩者作用大小與專業(yè)化集聚階段密切相關(guān)。

在初步形成或成長階段， 專業(yè)化集聚主要發(fā)揮正外部效應。 基于Marshall外部性理論， 專業(yè)化集聚的正外部效應源于兩個方面： 一是規(guī)模經(jīng)濟效應; 二是知識溢出效應。

就規(guī)模經(jīng)濟效應角度而言， 首先， 同行業(yè)企業(yè)的污染排放物往往屬于同一種類， 專業(yè)化集聚在推進企業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化的過程中[18] ， 不僅能對行業(yè)整體生產(chǎn)效率起到直接提升作用， 更能推動生產(chǎn)性服務企業(yè)開發(fā)針對性治污服務， 通過集中治理發(fā)揮治污規(guī)模效應[19] 。 其次， 專業(yè)化集聚驅(qū)動要素資源在區(qū)域內(nèi)匯集， 將帶來成本剩余[20] 。 集聚在一起的生產(chǎn)性服務企業(yè)能夠通過共享異質(zhì)性資源與公共治污設(shè)施， 促進“勞動力蓄水池”等資源集聚效應的形成， 進而降低整個行業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本[21] 與治污減排成本[22] 。 最后， 專業(yè)化集聚加劇了同行業(yè)企業(yè)間的相互競爭， 促使要素資源流向更高效的部門、企業(yè)、地區(qū)， 生產(chǎn)性服務業(yè)資源優(yōu)化配置帶來的利用效率提升又能夠有效減少單位能源污染排放[23] 。

就知識溢出效應角度而言， 專業(yè)化集聚有利于區(qū)域內(nèi)擁有相似生產(chǎn)性服務技術(shù)的員工開展正式或非正式交流學習[24] ， 促使企業(yè)高端技術(shù)與綠色知識外溢門檻降低。 知識技術(shù)的流動除了能夠促進集聚企業(yè)廣泛運用已有先進技術(shù)實現(xiàn)清潔生產(chǎn)， 還有助于形成良好的創(chuàng)新環(huán)境， 提升生產(chǎn)性服務行業(yè)整體技術(shù)創(chuàng)新能力， 實現(xiàn)行業(yè)內(nèi)技術(shù)突破[25] 。 此外， 根據(jù)波特假說[26] ， 技術(shù)創(chuàng)新水平的提高還會引發(fā)“創(chuàng)新補償”效應， 即企業(yè)創(chuàng)新帶來了更多收益， 能夠抵消甚至超過創(chuàng)新投入成本與污染治理成本， 從而發(fā)揮對生產(chǎn)性服務業(yè)自身綠色發(fā)展的推動作用。

然而， 隨著專業(yè)化集聚水平的進一步提高， 負外部性將逐漸突顯出來。 一方面， 盡管同行業(yè)企業(yè)在集聚過程中產(chǎn)生了規(guī)模經(jīng)濟效應， 但區(qū)域內(nèi)大規(guī)模企業(yè)會借此逐步獲取行業(yè)壟斷地位， 形成低效的壟斷型市場結(jié)構(gòu)， 再加上這種同質(zhì)化集聚方式往往導向結(jié)構(gòu)單一的生產(chǎn)模式， 源于規(guī)模經(jīng)濟效應的集聚正外部性將很快消失。 在成熟階段， 專業(yè)化集聚既無法提升中間服務生產(chǎn)效率， 也阻礙著減排效應的發(fā)揮， 不利于生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展。 另一方面， 由于知識技術(shù)的溢出始終局限于行業(yè)內(nèi)部， 專業(yè)化集聚極易導致技術(shù)鎖定， 在技術(shù)擴散達到飽和后， 知識同化與創(chuàng)新動力不足問題的出現(xiàn)將對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展起到抑制作用。 此外， 資源具有稀缺性， 企業(yè)過度集聚會造成區(qū)域生產(chǎn)要素的擁擠失衡與公共治污設(shè)施的過度使用。 在有限資源無法滿足企業(yè)需求的情況下， 生產(chǎn)經(jīng)營成本與污染治理成本將不斷上升， 造成偷排、超排現(xiàn)象增多。 擁塞效應帶來的環(huán)境擁擠負外部性由此突顯， 并最終會超過集聚正外部性[27] 。

綜上所述， 專業(yè)化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展可能存在先促進后抑制的影響。 基于此， 本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1： 生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的影響具有倒“U”型特征。

（二）生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚的綠色發(fā)展效應

與專業(yè)化集聚類似， 多樣化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展亦存在正反兩方面的影響， 但具體的影響機制有所不同。

首先， 在集聚前期， 不同類型生產(chǎn)性服務企業(yè)集聚在一起有助于實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)多樣化中間服務品供應， 中間服務品不只提供給制造業(yè)， 也作用于生產(chǎn)性服務業(yè)的生產(chǎn)過程， 多種類服務投入能夠更全面有效地滿足生產(chǎn)性服務業(yè)的效率提升需求與治污減排需求， 進而形成與專業(yè)化集聚不同的規(guī)模經(jīng)濟效應[28] 。 其次， 多樣化集聚突破了行業(yè)鎖定， 不僅能夠提升集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)的競爭力， 使其擁有更強的要素吸納能力， 而且有利于地區(qū)內(nèi)部形成競爭型市場結(jié)構(gòu)[29] 。 涉及多行業(yè)的大范圍競爭將促進資源在行業(yè)間的流動， 推動實現(xiàn)基于結(jié)構(gòu)效應的資源優(yōu)化配置， 對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展發(fā)揮積極作用。 最后， 多樣化集聚能夠通過促進區(qū)域內(nèi)多類型人才流動與互補企業(yè)集體學習， 形成多元化“知識蓄水池”， 進而實現(xiàn)差異化知識的互補、融合與創(chuàng)造， 有效提升集聚區(qū)內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平， 助推生產(chǎn)性服務企業(yè)向綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。

而多樣化集聚發(fā)展至成熟階段后， 除了與專業(yè)化集聚一樣會因為資源稀缺性引發(fā)擁塞效應， 還將導致生產(chǎn)性服務業(yè)集群結(jié)構(gòu)僵化。 在區(qū)域原有企業(yè)為保障自身利益而阻止新型生產(chǎn)性服務企業(yè)進入的同時， 新技術(shù)與新知識也被阻擋在區(qū)域外[30] ， 過時的生產(chǎn)技術(shù)與減排技術(shù)無法再推動生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展。

綜上所述， 多樣化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)也可能存在先促進后抑制的影響。 基于此， 本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2： 生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的影響具有倒“U”型特征。

（三）生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的綠色發(fā)展空間溢出效應

生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚與多樣化集聚除了會影響本地生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展， 還會對周邊地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生推動作用。 第一， 專業(yè)化集聚與多樣化集聚不僅能夠提升本地技術(shù)水平與人力資本水平， 而且會對周邊地區(qū)產(chǎn)生知識溢出效應。 一方面， 服務產(chǎn)品的獨有特性促使本地生產(chǎn)性服務業(yè)在為其他地區(qū)提供中間服務的同時， 帶動高端技術(shù)、先進知識流向被服務地區(qū); 另一方面， 高技術(shù)人才的流出也會促進知識技術(shù)向周邊地區(qū)溢出， 周邊地區(qū)技術(shù)水平的提高將對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生促進作用。 第二， 專業(yè)化集聚與多樣化集聚在提升本地生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展水平的同時， 能夠通過發(fā)揮治污減排的標桿作用對周邊地區(qū)產(chǎn)生示范效應[31] 。 一方面， 這種示范效應可能會通過提升區(qū)域環(huán)境訴求， 迫使周邊地區(qū)政府加大關(guān)于生產(chǎn)性服務業(yè)的環(huán)境規(guī)制力度; 另一方面， 地區(qū)間的競爭與模仿也將持續(xù)推動周邊地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)實現(xiàn)清潔生產(chǎn)。 因此， 本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3： 生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚與多樣化集聚均能夠推動周邊地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展。

四、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

為檢驗生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚與多樣化集聚的綠色發(fā)展效應， 首先構(gòu)建如下基準模型：

psgdit=α+β1×spit+β2×spit2+γ×Zit+λt+μi+εit （1）

psgdit=α+β1×dvit+β2×dvit2+γ×Zit+λt+μi+εit （2）

其中： psgdit表示省份i在t期的生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展水平， 為被解釋變量; spit表示省份i在t期的生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚水平， dvit表示省份i在t期的生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚水平， 兩者為核心解釋變量; Zit表示區(qū)域?qū)用媾c產(chǎn)業(yè)層面的控制變量; λt和μi分別表示時間效應與個體（地區(qū)）效應; εit為誤差項。

為進一步討論專業(yè)化集聚與多樣化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的空間溢出效應， 在式（1）與式（2）中引入被解釋變量、核心解釋變量與控制變量的空間滯后項， 將其拓展為空間面板計量模型：

psgdit=α+β1×spit+β2×spit2+γ×Zit+ρ×W×

psgdit+?1×W×spit+?2×W×spit2+φ×W×Zit+λt+μi+

εit （3）

psgdit=α+β1×dvit+β2×dvit2+γ×Zit+ρ×W×

psgdit+?1×W×dvit+?2×W×dvit2+φ×W×Zit+λt+μi+

εit （4）

其中： ρ為被解釋變量空間滯后項的彈性系數(shù); ?1、?2和φ為核心解釋變量與控制變量的空間滯后項彈性系數(shù); W為空間權(quán)重矩陣。 現(xiàn)有研究通常采用反映地理位置特征的矩陣或反映經(jīng)濟社會特征的矩陣進行空間計量分析， 考慮到空間不相鄰但相近地區(qū)之間的相互影響， 同時避免經(jīng)濟距離內(nèi)生于制造業(yè)綠色發(fā)展而導致偏誤， 本文采用地理距離權(quán)重矩陣進行空間計量分析， 矩陣中要素wij的具體定義如下：

[wij=1dij，i≠j 0， i=j]

其中， dij代表省份i與省份j的省會城市之間的直線距離， 用經(jīng)緯度坐標計算。

（二）數(shù)據(jù)來源

由于部分年份數(shù)據(jù)不可得， 本文選取我國30個省級行政區(qū)（西藏由于缺失大量數(shù)據(jù)未予涉及）2004 ～ 2019年共16年的面板數(shù)據(jù)， 涉及的所有原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒。 本文對數(shù)據(jù)進行預處理， 部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法補齊， 并以2004年為基期對所有貨幣價值數(shù)據(jù)進行調(diào)整。 按照李平等[32] 對生產(chǎn)性服務業(yè)的劃分， 本文將“金融業(yè)”“交通運輸、倉儲和郵政業(yè)”“批發(fā)零售業(yè)”“信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)”“租賃和商務服務業(yè)”“水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)”以及“科學研究和技術(shù)服務業(yè)”界定為生產(chǎn)性服務業(yè)。

（三）變量說明與描述性統(tǒng)計

1. 被解釋變量：生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展水平（psgd）。 過去部分研究單獨以產(chǎn)業(yè)增加值衡量產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效益發(fā)展水平[33] 或以污染排放量衡量環(huán)境污染情況[34] ， 而綠色發(fā)展要求實現(xiàn)經(jīng)濟效益與環(huán)境效益的雙贏。 因此， 在生產(chǎn)性服務業(yè)缺乏污染直接數(shù)據(jù)的情況下， 本文借鑒王恕立等[8] 的方法估算生產(chǎn)性服務業(yè)主要污染物二氧化硫的排放量， 采用各地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)增加值與二氧化硫排放量的比值對綠色發(fā)展水平進行衡量。

2. 核心解釋變量：生產(chǎn)性服務業(yè)集聚水平。 本文分別從專業(yè)化和多樣化兩個角度對其進行衡量。

生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚（sp）表示同產(chǎn)業(yè)企業(yè)的集聚水平， 采用Combes[35] 的方法進行衡量：

[spi=Eis-EiEs-E]

生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚（dv）表示不同產(chǎn)業(yè)企業(yè)的集聚水平， 采用改進的Combes產(chǎn)業(yè)多樣化指標進行衡量：

[dvi=sEisEi1s'，s'≠snEis'Ei-Eis21s'，s'≠snEs'E-Es2]

其中， E為全國就業(yè)人數(shù)， Ei為省份i就業(yè)人數(shù)， Es為行業(yè)s就業(yè)人數(shù)， Es'為除行業(yè)s外的生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)人數(shù)，`Es為全國生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)人數(shù)， Eis為省份i行業(yè)s的就業(yè)人數(shù)， Eis'為省份i除行業(yè)s外的生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)人數(shù)，`Eis為省份i生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)人數(shù)。

3. 控制變量。 根據(jù)已有研究所得， 本文選取以下幾個變量作為控制變量進行實證分析： ①能源結(jié)構(gòu)（es）。 以煤炭為主的能源結(jié)構(gòu)會產(chǎn)出更多的污染， 不利于產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展， 用煤炭消費量與能源消費量之比對此進行衡量[36] 。 ②環(huán)境規(guī)制強度（emc）。 加大環(huán)境規(guī)制力度有利于推動產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型[37] ， 用環(huán)境問題上訪量表示。 ③外商直接投資（fdi）。 一方面， 外資流入能夠加速國內(nèi)企業(yè)技術(shù)水平提升[38] ; 另一方面， “污染天堂”假說認為， 發(fā)達國家行業(yè)會為規(guī)避環(huán)境規(guī)制而將高污染企業(yè)向國內(nèi)轉(zhuǎn)移。 本文用實際利用外商投資額與GDP之比進行衡量。 ④人力資本水平（edu）。 用各省份勞動力平均受教育年限表示， 受教育年限越長， 人力資本水平越高。 具體計算方法參考韓峰等[39] 的做法： 平均受教育年限=（大專以上人數(shù)×16+高中人數(shù)×12+初中人數(shù)×9+小學人數(shù)×6）/勞動人口。 ⑤城鎮(zhèn)化水平（ur）。 地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提升能夠促進基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)完善， 用各省份城鎮(zhèn)化率表示。 ⑥生產(chǎn)性服務業(yè)生產(chǎn)力（pd）。 生產(chǎn)力強勁的產(chǎn)業(yè)通常擁有更完備的能力與資源， 能夠在推動自身發(fā)展的同時加強治污減排， 這里用人均增加值衡量。

表1列示了各變量的名稱、符號及描述性統(tǒng)計結(jié)果。

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸結(jié)果

由于部分省份缺失細分服務業(yè)增加值數(shù)據(jù)， 本文采用21個省級行政區(qū)數(shù)據(jù)開展基準回歸， 21個省級行政區(qū)分別為： 北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、河南、湖南、廣東、海南、甘肅、重慶、青海、寧夏、新疆。

本文使用固定效應模型對生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚與多樣化集聚的綠色發(fā)展效應進行估計比較， 回歸結(jié)果如表2所示。 列（1） ～ 列（4）分別報告了未添加控制變量與添加控制變量后的模型估計結(jié)果。 相較于未添加控制變量的結(jié)果， 添加控制變量后核心解釋變量系數(shù)的大小與顯著性均出現(xiàn)了較大差異， 說明生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展會受到其他變量的影響， 遺漏這些變量會使估計產(chǎn)生偏誤。

具體地， 列（2）顯示， 生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚的一次項系數(shù)顯著為正， 二次項系數(shù)顯著為負， 說明其對產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展的影響存在明顯的倒“U”型特征， 假設(shè)1成立。 根據(jù)估計系數(shù)計算， 專業(yè)化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展發(fā)揮抑制作用的拐點為1.299， 其中部分省份已跨過拐點， 進入了曲線的下降階段。 列（4）顯示， 生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚對產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展亦存在顯著的倒“U”型影響， 假設(shè)2成立。 多樣化集聚的拐點為7.093， 相較于拐點， 我國生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚當前仍處于較低水平， 尚未展現(xiàn)出規(guī)模擴大后的負外部性。 盡管從整體來看， 生產(chǎn)性服務業(yè)不同集聚模式的綠色發(fā)展效應均具有倒“U”型特征， 但對于部分省份而言， 生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚水平已越過或接近拐點， 市場結(jié)構(gòu)的低效壟斷、同行業(yè)的技術(shù)鎖定與要素資源的擁塞效應逐漸突顯， 將對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生阻礙作用; 而多樣化集聚水平仍遠低于拐點， 能夠通過規(guī)模經(jīng)濟效應、結(jié)構(gòu)效應、知識溢出效應推動生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展。 因此， 各省份在進一步推進生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的過程中， 應根據(jù)自身情況選擇不同的集聚模式。

（二）空間溢出效應檢驗

生產(chǎn)性服務業(yè)集聚區(qū)為技術(shù)創(chuàng)新高地， 能夠通過技術(shù)溢出效應與節(jié)能減排示范作用帶動其他地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)的綠色協(xié)同發(fā)展。 考慮到集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的影響與生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展自身在不同地區(qū)間都可能存在空間依賴性， 本文進一步采用空間面板模型檢驗生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的空間溢出效應。

在確定是否應使用空間計量模型時， 首先需要通過計算生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的面板莫蘭指數(shù)進行空間自相關(guān)檢驗， 結(jié)果顯示該指數(shù)值為正且通過了1%的顯著性檢驗（詳見表3）， 證明生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展存在正向的空間依賴， 有必要采用空間計量模型展開實證分析。 再者， 為確定空間計量模型的具體估計形式， 本文分別進行了拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗與似然比（LR）檢驗， 結(jié)果如表4所示。

第一步， 對不包含空間效應的面板模型進行OLS估計， 得到的LM與R-LM中只有多樣化集聚的R-LM-err未通過顯著性檢驗， 未拒絕不存在空間誤差的原假設(shè)， 說明當多樣化集聚為核心解釋變量時， 空間自回歸（SAR）模型相較于空間誤差（SEM）模型更為合適。 第二步， 考慮到在LM檢驗證明空間效應存在的情況下， 亦可直接使用空間杜賓（SDM）模型， 進一步對SDM模型進行LR檢驗， 判斷其是否可以弱化為SAR模型或SEM模型， 結(jié)果顯示LR統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下拒絕了SDM模型會被弱化的原假設(shè)， 說明使用SDM模型進行空間計量分析更為合適。

表5報告了空間杜賓模型的回歸結(jié)果， 估計結(jié)果顯示， 專業(yè)化集聚與多樣化集聚對當?shù)厣a(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的影響與前文所得結(jié)果基本一致。 在空間溢出部分， 生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚的一次項系數(shù)為正， 二次項系數(shù)為負， 且均通過了1%的顯著性檢驗， 對周邊地區(qū)的生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展存在倒“U”型影響， 曲線的拐點為1.516， 當前僅有極個別省份跨過了拐點; 而多樣化集聚的一次項系數(shù)顯著為負， 二次項系數(shù)不顯著， 表明一個地區(qū)的生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚抑制了周邊地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)的綠色發(fā)展。 可能的原因是， 我國生產(chǎn)性服務業(yè)的多樣化集聚水平較低， 尚未形成外部協(xié)同效應， 反而加劇了周邊地區(qū)的資源配置扭曲程度， 對周邊地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生的負面效應超過了知識溢出與示范效應帶來的正向效應。 此外， 生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的空間滯后項系數(shù)與莫蘭指數(shù)值方向一致， 且顯著為正， 表明一個地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展水平的提升也在推動著其他地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)的綠色發(fā)展。

（三）穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理

首先， 考慮到基準回歸中存在因缺失數(shù)據(jù)而刪除部分省份樣本的情況， 為保證實證結(jié)果的可靠性， 將被解釋變量的衡量指標替換為生產(chǎn)性服務業(yè)從業(yè)人員工資總額與生產(chǎn)性服務業(yè)二氧化硫排放量的比值（Y1）， 采用30個省級行政區(qū)數(shù)據(jù)開展穩(wěn)健性檢驗， 結(jié)果如表6中列（1）、列（2）所示。 其次， 為解決生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚、多樣化集聚與生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展之間的雙向因果關(guān)系而導致的內(nèi)生性問題， 將核心解釋變量的滯后一期作為工具變量進行估計， 上一期生產(chǎn)性服務業(yè)集聚水平會影響當前生產(chǎn)性服務業(yè)集聚水平， 卻不會受到當期生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的反向影響， 可有效避免雙向因果的出現(xiàn)， 估計結(jié)果如表6中列（3）、列（4）所示。 最后， 考慮到還可能存在遺漏變量使得結(jié)果有偏， 本文采用各省份地形起伏度與地形起伏度的平方作為工具變量再次進行檢驗（地形起伏度為截面數(shù)據(jù)， 無法進行面板分析， 因此在實際估計中， 本文將地形起伏度與年份的交互項作為最后的工具變量）， 結(jié)果如表6中列（5）、列（6）所示。 表6中各列的結(jié)果與基準回歸結(jié)果基本一致， 證明研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

（四）基于地區(qū)異質(zhì)性的拓展分析

由于我國東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟基礎(chǔ)、要素稟賦和產(chǎn)業(yè)模式等存在較大差異， 生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展水平在地區(qū)間也存在嚴重不均衡現(xiàn)象， 生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展的影響可能存在地區(qū)異質(zhì)性。 因此， 本文將對東、中、西部三個地區(qū)進行分樣本回歸（東部地區(qū)包括北京、天津、上海、河北、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南; 中部地區(qū)包括安徽、山西、河南、湖南; 西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、吉林、寧夏、甘肅、青海、新疆、重慶）， 進一步探究生產(chǎn)性服務業(yè)集聚綠色發(fā)展效應的區(qū)域差異， 估計結(jié)果如表7所示。

從列（1）與列（4）可以看出， 東部地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚對產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展存在顯著的倒“U”型影響， 其拐點為1.043， 與全國層面相比， 其專業(yè)化集聚水平較低， 其中上海、北京與天津的專業(yè)化集聚水平已超過拐點， 進入曲線的下降階段; 多樣化集聚的一次項系數(shù)為正且在1%的水平上顯著， 說明多樣化集聚能夠持續(xù)對東部地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展發(fā)揮積極的推動作用。 東部地區(qū)特別是北京、上海等城市的經(jīng)濟實力強勁， 生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚發(fā)展趨于成熟， 使得當?shù)仄髽I(yè)同質(zhì)化嚴重， 規(guī)模經(jīng)濟效應與知識溢出效應的發(fā)揮受到限制， 在此情況下， 持續(xù)推進多樣化集聚， 形成“大而全”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 能夠進一步增強企業(yè)實力， 加深行業(yè)間的關(guān)聯(lián)關(guān)系， 有利于生產(chǎn)性服務業(yè)在發(fā)展經(jīng)濟的同時加大減排力度， 進而促進產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展。

由列（2）與列（5）可知， 中部地區(qū)結(jié)果與全國層面基本一致， 專業(yè)化集聚與多樣化集聚的一次項系數(shù)顯著為正， 二次項系數(shù)顯著為負。 其中： 專業(yè)化集聚的拐點為0.679， 遠低于全國層面與東部地區(qū)水平， 中部各省份均已接近拐點甚至越過拐點， 專業(yè)化集聚的負外部效應愈加突顯; 多樣化集聚的拐點為7.833， 遠高于中部地區(qū)當前的生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚水平。 中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展受政策刺激影響較大， 一方面， 自“四萬億元”計劃實施以來， 生產(chǎn)性服務業(yè)一直呈粗放式發(fā)展狀態(tài)[40] ; 另一方面， 政府間惡性競爭引發(fā)“向底線賽跑”現(xiàn)象， 使得企業(yè)以犧牲環(huán)境的方式在區(qū)域集聚， 這種發(fā)展模式導致專業(yè)化集聚倒“U”型曲線的拐點過度左移， 正外部性難以彌補負外部性帶來的損失。

列（3）與列（6）的估計結(jié)果顯示， 西部地區(qū)專業(yè)化集聚一次項系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 二次項系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 拐點為1.149， 各省份尚未越過拐點， 專業(yè)化集聚對本地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生推動作用， 而多樣化集聚的一次項與二次項系數(shù)均不顯著。 西部大開發(fā)政策導向以發(fā)展先進制造業(yè)為主， 生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展仍處于初期階段且缺乏科學統(tǒng)籌規(guī)劃， 當前自發(fā)而又有限的專業(yè)化集聚無法完全發(fā)揮正外部效應。 此外， 西部地區(qū)對生產(chǎn)性服務的需求單一， 難以通過促進生產(chǎn)性服務業(yè)多樣化集聚形成行業(yè)間協(xié)同綠色發(fā)展的良性模式。

六、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文選取2004 ～ 2019年30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)， 構(gòu)建計量模型， 分析生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的影響機制， 并進一步考察該影響的空間溢出情況與地區(qū)異質(zhì)性， 得到如下結(jié)果： 第一， 在全國層面， 生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚和多樣化集聚均與產(chǎn)業(yè)自身綠色發(fā)展之間存在倒“U”型關(guān)系， 其中已有部分省份越過了專業(yè)化集聚的曲線拐點。 第二， 生產(chǎn)性服務業(yè)的專業(yè)化集聚對周邊地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展的影響具有倒“U”型特征， 而多樣化集聚的綠色發(fā)展效應存在顯著的負向溢出效應。 第三， 生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的綠色發(fā)展效應存在明顯的區(qū)域差異。 其中： 東部地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚的影響與全國層面一致， 而多樣化集聚發(fā)揮著直接的推動作用; 中部地區(qū)兩種集聚的影響均呈倒“U”型， 但區(qū)域內(nèi)省份的專業(yè)化集聚水平均已接近或越過拐點; 西部地區(qū)僅有專業(yè)化集聚對生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生了“U”型影響， 且區(qū)域內(nèi)各省份尚未越過拐點發(fā)揮推動作用。

（二）建議

根據(jù)研究結(jié)論， 為進一步推動生產(chǎn)性服務業(yè)綠色發(fā)展， 實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 本文提出以下三條建議：

第一， 應摒棄單純“以提升集聚水平或產(chǎn)業(yè)比重為一切”的發(fā)展理念， 更加注重生產(chǎn)性服務業(yè)的具體集聚模式與內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

第二， 重視區(qū)域間的協(xié)作。 一方面， 各地政府應通過科學規(guī)劃、優(yōu)化部署， 加強生產(chǎn)性服務業(yè)專業(yè)化集聚、多樣化集聚與周邊地區(qū)的外部協(xié)同效應， 避免地區(qū)盲目掠奪周邊資源， 加劇周邊地區(qū)要素錯配， 以犧牲周邊地區(qū)發(fā)展的方式推動本地生產(chǎn)性服務業(yè)集聚; 另一方面， 加強地區(qū)間企業(yè)的對接洽談， 進一步發(fā)揮好集聚地區(qū)企業(yè)的知識溢出效應與示范效應， 正向輻射周邊地區(qū)， 逆轉(zhuǎn)當前面臨的負向溢出困境， 全面推動生產(chǎn)性服務業(yè)綠色協(xié)同發(fā)展。

第三， 政府應考慮地區(qū)產(chǎn)業(yè)特點， 制定差異化政策。 東部地區(qū)特別是北京、上海等發(fā)達城市， 應將生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的中心轉(zhuǎn)移到多樣化集聚上來， 致力于發(fā)展“大而全”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 避免過度專業(yè)化集聚帶來同行業(yè)的重復建設(shè)與知識同化; 中部地區(qū)首先應降低政府間的盲目競爭， 推動“向底線賽跑”向良性集聚轉(zhuǎn)變， 充分發(fā)揮專業(yè)化集聚的正外部效應， 其次應持續(xù)推動多樣化集聚， 助推生產(chǎn)性服務企業(yè)向綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型; 西部地區(qū)應加強科學統(tǒng)籌規(guī)劃， 著力于推動與當?shù)貎?yōu)勢產(chǎn)業(yè)相匹配的生產(chǎn)性服務業(yè)集聚， 進一步提升專業(yè)化集聚水平。

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