產業協同集聚提升綠色發展水平了嗎？
——基于285個城市的空間計量分析

■ 馮曦明，張仁杰，楊膨宇

一、引言與文獻綜述

中共十九大報告將生態文明建設提升至中華民族永續發展的千年大計，其本質就是要求促進生態文明與綠色經濟的協同發展。推動經濟的綠色發展，著力點在于發展方式的轉變，實現資源配置更加合理、能源利用效率大幅提升、經濟可持續發展能力持續增強，而環境治理體系與能力的現代化也構成了“十四五”直至更長時期內生態文明建設的新主題與新使命。以創新驅動為主的經濟增長方式為實現綠色發展提供了動力，隨著工業經濟逐步向知識經濟與服務經濟轉型，以信息傳輸、研發設計、金融服務為代表的生產性服務業開始從制造業分離，各地區積極倡導發展生產性服務業，實現產業結構由傳統的制造業轉向制造業與生產性服務業的“雙輪驅動”。因此，兩產業協同集聚是否能夠提高綠色發展水平？其對于綠色發展的影響機制是什么？空間溢出效果及其衰減邊界如何？

學者們關于產業協同集聚的研究取得了大量的成果，總體上可分為以下幾類：一是產業協同集聚的影響因素，例如江曼琦和席強敏（2014）通過對上海市生產性服務業與制造業產業互動對其空間協同集聚的影響研究表明，投入產出關系是影響產業協同集聚的重要因素，除此之外知識溢出效應也是促進集聚的重要動因。二是產業協同集聚對區域創新能力的影響，多數學者認為產業協同集聚對技術創新有著顯著的促進作用（陳羽潔等，2020），也有學者認為產業協同集聚對技術創新的影響存在門檻效應，當科技人才集聚超過閾值時，產業協同集聚會對技術創新產生促進作用（趙青霞等，2019）。三是產業協同集聚對經濟增長質量的影響，多數研究認為產業協同集聚通過技術進步顯著地提高了經濟發展的質量（方敏等，2019），但也有學者持相反觀點，認為產業協同集聚對經濟增長存在顯著的負向影響，且在東部地區更具顯著性（吳振華，2020）。馬昱等（2020）則認為產業協同集聚對經濟增長質量的影響存在門檻效應，達到門檻值之后其作用效果會由抑制向促進轉變。

通過對現有文獻的梳理發現，關于產業協同集聚與綠色發展二者間關系研究的文獻較少。因此本文可能的邊際貢獻在于：第一，不局限于單一層面產業的集聚分析，基于產業協同集聚的空間效應視角，將其納入空間計量框架分析研究。第二，沿著現象—機制—效應的邏輯脈絡，在測算我國綠色發展現狀的基礎上，厘清產業協同集聚影響綠色發展的理論機制，并采用面板空間杜賓模型與中介效應模型分析其作用效果與溢出效應。第三，基于遞增距離的空間權重矩陣刻畫了產業協同集聚空間溢出的衰減邊界。

二、理論模型

基于Copeland-Taylor 模型，參考楊仁發（2015）的思路，構建產業協同集聚影響綠色發展的模型。首先假設生產函數為柯布-道格拉斯形式，即F（K，L）=KαL1-α，企業僅投入勞動與資本兩種要素，同時為簡便分析，假設生產函數為規模報酬不變。社會生產資本密集型污染品A和清潔產品B，生產污染品同時會排放污染物W。在產權清晰界定時，企業排污需要支付相應成本δ，現實中通常為排污費。對于以利潤最大化為目標的企業而言，通常不會選擇隨意排放，而是會將部分要素投入污染治理。假設該部分用于治理污染的要素投入占比為x，x∈[0，1]，當x=0 時，企業不從事污染治理活動，此時產量與其潛在產量相等為F；當0＜x＜1時，企業會投入x 比例的要素用于污染治理，此時的產量為（1-x）F，并且生產W=φ（x）×F 量的污染物。其中φ（x）為關于x 的減函數，具體可表示為φ（x）=T-1（1-x）1/α，T 表示生產技術，參數α∈（0，1）。從而可推出：

結合上述假設，以利潤最大化為目標的企業兩個獨立的生產決策：首先是在資本成本c以及勞動力成本l一定的情況下企業如何實現潛在產出達成最優資本-勞動比，從而使得生產成本CF最小；其次是在排污成本δ以及單位潛在產出成本CF既定的情況下如何實現污染排放量W與潛在產出F的最優組合，使得單位產品A的成本CA最小，即：

求解式（2）和（3）的最優解可得：

下面分析企業的排污決策。假設在完全競爭市場中，PA為外生給定的污染產品A 的價格，則總收益為TR=A×PA，相應的總成本為TC=FCF+δTF，因此利潤為∏=TR-TC，此時有APA=FCF+δTF，代入（5）可得：

結合上述繼續討論兩產業協同集聚的影響。從新經濟地理學的角度看，產業協同集聚在早期通常表現為單一產業在同一區域內的高度集中，從而產生擁擠效應與擠出效應。由于資源具有稀缺性的特征，單一產業的集聚過度引發的擁擠效應導致生產要素的掠奪性與無序性開發，鄰近城市的發展出現惡意競爭的相互模仿態勢，過度競爭導致資源的無端消耗與利用效率低下，環境污染問題突出阻礙了地區綠色發展（陸鳳芝和楊浩昌，2020）。但隨著生產性服務業與制造業協同集聚水平進一步發展至以生產性服務業為主導的更高階段，有利于資源的集中消耗與污染的集中排放治理，構建產業關聯并打造循環經濟體系，促進經濟結構發展的綠色化與清潔化（申偉寧等，2020）。因此產業協同集聚應當存在正負兩種外部性，此時代表性企業有：

其中，Co 代表協同集聚效應，集聚函數△（Co）=eξCo會通過正負兩種外部性對企業產出產生影響，同時兩種外部性的大小也決定著參數ξ符號，將（7）帶入（6）可得：

其中，ω=α（1-χ）PA。最后再對上式除勞動投入L并做對數轉換可得人均排污：

由于污染排放與綠色發展間存在對偶關系，因此，產業協同集聚對綠色發展的影響并非簡單的線性關系，會由于兩種外部性的不同而有所差異，同時其作用效果還會受到技術水平的影響。此外，馬歇爾的外部性理論說明了產業協同集聚主要通過外部經濟作用對資源利用效率產生正向影響，通過異質性關聯作用效果，采礦制造業與生產性服務業的協同不僅能增加資本要素投入，還能通過技術外溢與設施共享效應提高資源利用效率。而資源利用效率提升意味著原材料循環利用率增加，激勵企業更新技術裝備、減少能源損耗，加強污染管控與廢物處理，最終提高綠色發展水平。同時在市場經濟背景下，市場化的深入發展意味著私人經濟在市場競爭中的參與度提高。不僅有助于改善工業企業生產過程中的能源消費結構，提高能源利用效率進而降低生產過程中的污染排放，還會對當地環境規制水平提出更高要求，為綠色發展提供監管保障。而激烈的市場競爭也會激勵企業不斷提高技術創新投入，轉變工業生產模式并提高污染治理能力，因此資源利用效率與市場化也會影響技術水平并最終對綠色發展產生影響，以λ分別表征資源利用效率與市場化，將式（9）進一步拓展為：

三、研究設計

（一）模型構建

為檢驗產業協同集聚對城市綠色發展的影響效果，構建如下基準回歸模型：

其中，Gre 表示綠色發展水平，Co 代表產業協同集聚，X 為各種控制變量，α0與α1為待估參數，γi與ηt分別表示個體效應與時間效應，εit為隨機干擾項。

為進一步明確產業協同集聚對綠色發展的作用機制，參考中介效應模型的研究思路，在模型（11）的基礎上構建如下回歸模型：

其中，M 表示一系列的中介變量，β0與β1為待估參數，其余符號含義同上。模型（12）反映產業協同集聚對中介變量的影響效果，模型（13）反映中介變量對綠色發展的影響效果。根據中介效應模型的估計思路，如果β1與ω的估計值在統計上都顯著，那么變量M 在產業協同集聚與綠色發展之間存在著中介效應，而系數乘積β1×ω則量化了中介變量的影響效果。

理論機制分析已說明產業協同集聚可能存在較強的空間效果，因此有必要通過構建空間計量模型來檢驗產業協同集聚對城市綠色發展是否存在空間溢出效應，在模型（11）—（13）的基礎上構建如下空間計量模型：

其中，ρ表示空間自回歸系數，φ、ζ與ψ表示空間滯后項系數，λ表示空間誤差項系數，μit為隨機干擾項。W 為空間權重矩陣，本文選取地理距離的空間權重權陣，以兩城市之間空間地理距離的倒數來表示。

（二）指標體系建立與變量選擇

1.被解釋變量：綠色發展水平（Gre）

參照徐曉光等（2021）關于綠色發展的研究成果，從經濟效率、社會發展、創新驅動以及生態建設四個方面建立模型指標體系并采用熵權法進行測算，具體如表1所列。

表1 綠色發展測算綜合指標體系

資本方面選取資本存量，通過永續盤存法對各城市的資本存量進行測算，具體計算公式為：Kit=Kit-1（1-δit）+Iit/Pit。i、t分別表示地區與時間，Kit與 Kit-1為 t 年及 t-1 年不變價的資本存量，δit為折舊率，Iit與 Pit則分別為第 t 年的名義投資額及投資品價格指數。參考張軍等（2004）的做法，取折舊率為9.6%，并將各城市2006年固定資產投資額除以10%作為初始資本存量。在當年投資額方面，借鑒黃勇峰等（2002）研究選取固定資產投資的數據并以2006年為基期采用固定資產投資的價格指數折算為不變價格。第三產業占比提升有助于減輕工業生產過程中的污染物排放，而城鄉居民收入與消費差距縮小能通過提升有效需求等方面推動綠色經濟的發展，因此從產業結構、居民收入與消費三方面來考量社會發展。技術創新是實現經濟發展模式轉向綠色發展的關鍵性驅動因素，而影響綠色發展水平的創新因素應當包括研發經費投入、發明專利產出以及技術市場交易額，因此從研發投入、專利產出以及技術市場來衡量創新驅動。實現綠色發展離不開生態環境建設，生態建設不僅有助于發展循環經濟，提高資源利用效率，還能提升人民生活的舒適度，因此從綠色設施、森林覆蓋以及污染排放三方面度量生態建設。

2.核心解釋變量：產業協同集聚（Co）

借鑒陳建軍等（2016）修正的E-G 指數法，以采礦與制造業就業人數加總及生產性服務業就業人數的數據，對全國285個地級以上城市的產業協同集聚水平進行測度。首先以區位熵來衡量單一產業集聚的指數：

其中，LQij代表j城市i產業的集聚程度，qij代表j 城市i 產業的就業人數，qj代表j 城市采礦制造與生產性服務業的總就業人數，qi代表全國i產業的就業人數，q代表全國采礦制造與生產性服務業總就業人數。

再通過對單一產業集聚差異的對比來衡量產業協同集聚水平：

其中，Coms為產業協同集聚水平指數，m與s分別表示采礦制造業以及生產性服務業，LQm為采礦制造業集聚程度，LQs為生產性服務業集聚程度。參考劉葉和劉伯凡（2016）的做法，將生產性服務業作為科學研究、技術服務和地質勘查，租賃與商務服務，金融，信息傳輸、計算機服務和軟件，交通運輸、倉儲和郵政五個產業的加總。

3.中介變量

由于技術水平的發展狀況以及資源投入與能源利用效率等是影響城市綠色發展的重要因素，產業協同集聚可能通過技術進步、資源利用及市場化等進一步作用于城市綠色發展。因此，考慮如下中介變量：①技術進步（tec）。對于技術進步的度量常用專利授權或申請數，但由于專利授權數存在時滯以及機構偏好的問題，選擇專利申請數來表征技術進步。②資源利用效率（res）。參考楊桐彬和朱英明（2021），采用各市GDP 與用電量的比值度量資源利用效率。③市場化（mar）。借鑒孫曉華和李明珊（2014）的方法，構建市場化綜合指標體系，采用熵值法賦權來對市場化進行測度，具體指標為：行政干預，以財政支出GDP 比衡量；經濟主體自由，以城鎮私營與個體就業人數占單位人員總就業人數比衡量；要素市場完善，以各城鎮失業人數與平均城鎮失業人數比衡量；產品市場成熟，以限額以上批發零售法人數和銷售總額之比衡量，其中經濟主體自由與產品市場成熟為正向指標。

4.控制變量

參考現有文獻，選擇以下控制變量：①經濟增長（lngdp），采用對數形式人均GDP表示；②人力資本（hum），以各城市普通高等學校在校生人數占城市總人口的比重表示；③產業結構高級化（ind），以第三產業與第二產業產值之比表示；④環境規制（env），以工業固體廢物綜合利用率表征；⑤基礎設施（roa），采用城市道路面積與各城市平均道路面積之比衡量。

（三）數據來源及處理

鑒于數據的可得性以及城市行政區劃變動等因素，選擇2006—2019 年285 個地級以上城市作為研究對象。運用熵權法測算城市綠色發展水平，各項指標多取自各省份統計年鑒以及《中國城市統計年鑒》，對于其中未予披露的固定資產投資等數據則從各市的統計公報中獲取，各市專利申請數來自CNRDS 中國研究數據服務平臺，個別缺漏值以插值法補齊。文中凡涉及價格的絕對數指標均通過相應的價格指數予以平減為2006年不變價。為了消除可能的異方差影響，對于人均GDP、專利授權數進行對數化處理。

表2 變量描述性統計

續表2

四、實證分析

（一）影響效果分析

為了分析產業協同集聚對綠色發展影響可能存在的曲線關系，在模型（11）中加入產業協同集聚的二次項并進行基準回歸，結果如表3第列（1）—列（4）所示。在不加入二次項時，產業協同集聚對綠色發展存在顯著的正向影響，表明通過發展生產性服務業，促進其與采礦制造業形成網絡協同效應，能夠提高城市綠色發展水平。但在加入二次項之后，產業協同集聚前系數一次項在1%的水平下顯著為負，二次項在1%的水平下顯著為正。表明產業協同集聚對綠色發展的影響存在一個先抑制后促進的“U”型曲線關系，這與陸鳳芝和楊浩昌（2020）的研究結論一致。可能的原因在于產業協同集聚初期具有“擁擠效應”，同一區域內采礦制造與生產性服務業的集聚會吸引要素大量聚集，不僅會對減排技術的變革與擴散形成阻礙作用，還會擠占其他地區資源，降低綠色發展水平；但中后期的產業協同集聚具有“回彈效應”，從資源消耗的角度看，技術溢出效果會促使交通運輸、倉儲郵政的技術與資本密集型產業對資源的消耗表現出先上升后下降態勢，改善綠色發展效率。

考慮到可能的反向因果等導致的內生性問題使得估計存在偏誤，有必要通過確定合適的工具變量，利用兩階段最小二乘法（2SLS）對模型（11）進行重新估計。參考宣燁和余泳澤（2017）的思路，選擇城市海拔作為工具變量，其內在邏輯是：一方面，海拔屬于地理因素，不會受到社會經濟因素的影響，較好的符合外生性的要求；另一方面，海拔對于發展采礦制造以及生產性服務業的限制很大，首先是海拔越高開采的難度與運輸的成本越大，其次高海拔地區經濟發展和技術力量通常更為薄弱，面臨著人才與技術的雙重制約，因此也較好的符合相關性要求。此外，本文研究采用面板數據，而海拔又是一個短期內很難隨時間變化的變量，若只選擇海拔作為工具變量會導致時間效應無法度量，因此仍需尋找一個隨時間變化的工具變量。交通的便捷程度對于產業要素流動起著至關重要的作用，進而影響著產業間的協同集聚，同時為了避免當期交通對經濟社會的直接影響，采用滯后一期年末實有公共汽車運營數予以衡量。為了保持海拔與交通作用方向的一致性，對城市海拔取倒數并與交通便捷的交互項確定為最終的工具變量（Co_iv）。

表3 列（5）和列（6）分別為2SLS 的第一、第二階段的回歸結果。第一階段回歸說明工具變量與產業協同集聚在1%的水平下高度正相關，第二階段回歸表明產業協同集聚能夠顯著促進城市綠色發展水平的提高，其他控制變量系數的大小和方向與上文估計也都基本一致。LM統計量在1%的水平上拒絕了識別不足的原假設，Wald F 統計量大于Stock-Yogo 提供的10%水平上臨界值，拒絕了弱工具變量的原假設，說明本文采用的工具變量是有效的。

表3 產業協同集聚對城市綠色發展的影響效果

（二）影響機制分析

表4列（1）—（3）為模型（12）的回歸結果，列（4）—（6）為模型（13）的回歸結果。從結果來看，產業協同集聚對技術進步、資源利用效率以及市場化在1%的水平上存在著顯著的促進作用。而技術進步、資源利用效率和市場化也都會對城市綠色發展產生積極的促進效果，表明技術進步、資源利用效率以及市場化是產業協同集聚對綠色發展影響的重要內在機制。

表4 產業協同集聚對城市綠色發展的影響機制

從技術進步視角看，生產性服務業能通過知識關聯傳導要素創新至采礦制造業，促進知識技術等雙向流動，增加要素交流頻次，溢出效應會以更低成本在區域內流動并形成技術擴散網絡，通過清潔工藝的技術進步以及清潔能源的使用，減少污染物排放。從資源利用效率視角看，采礦制造與生產性服務業的協同集聚能發揮多樣化與專業化的集聚優勢，保持產量不變情況下最小化要素與能源消耗，減少資源浪費促進綠色發展。從市場化角度看，市場化水平的提高表明私營經濟的市場參與度與競爭度的增加，對于保障生產性服務業的發展起著基礎性作用，而且市場化的發展會激勵企業資源配置與生產效率的提高，減少單位產出的污染排放并提高污染治理能力，改善綠色發展效率。進一步地可以通過β1×w來度量中介變量的具體作用效果。技術進步、資源利用效率以及市場化的中介作用效果分別為0.008、0.014、0.006，可以看出資源利用效率是產業協同集聚對綠色發展影響的主要著力點。相應地市場化與技術進步的效果較小，反映出現階段技術擴散效應與市場化進程對于綠色發展的促進效果仍有待進一步增強。

（三）空間溢出效果分析

表5顯示，莫蘭指數在1%水平上顯著為正，表明各城市綠色發展水平存在明顯的空間相關性，也說明將其納入空間計量分析框架的必要性。

表5 2006—2019年城市綠色發展空間相關性檢驗

通過對空間計量模型進行相關檢驗，得出SAR 模型、SEM 模型均適合本文，但個體時間雙向固定的面板空間杜賓模型（SDM）為適用本文的最優模型。分別采用SAR、SEM 與SDM 對模型（14）進行估計，從表6 估計結果看，核心解釋變量產業協同集聚在三類模型下估計系數大小、方向等都十分相似。在考慮空間效應的情況下，產業協同集聚對于城市綠色發展的影響依然在1%的水平上顯著為正，SDM 模型的估計結果中，綠色發展的空間自回歸系數ρ在5%的水平上顯著為正，進一步驗證了納入空間計量分析的必要性。此外，產業協同集聚的空間滯后項W×Co同樣顯著為正且通過了5%水平的顯著性檢驗。這表明產業協同集聚不僅能促進本地區綠色發展水平，還具有一定的空間溢出效應和示范作用，對于鄰近城市的綠色發展也存在著改善作用。

表6 產業協同集聚對城市綠色發展的空間效應估計結果

由于空間滯后項被引入空間杜賓模型中，對變量參數的估計不再表示其對于綠色發展的邊際影響，通過模型的點估計結果判斷產業協同集聚對于綠色發展的影響效果及空間溢出可能有偏。此時仍需要從偏微分分解的視角判斷其直接與間接效應，其中直接效應代表著產業協同集聚對本區域的平均影響，而間接效應代表著其對其他區域的影響。表7第（1）列給出了模型（14）的偏微分分解結果，產業協同集聚的直接效應在1%的水平上顯著為正，表明其對本地區綠色發展具有顯著的促進作用。溢出效應在5%的水平上顯著為正，再次印證了產業協同集聚的空間效應。另外，產業協同集聚的空間溢出效應是如何作用，內在機理如何？鄰地產業協同集聚是否會通過技術進步、資源利用效率以及市場化中介效應作用于本地綠色發展？仍需對中介變量作用效果進行偏微分分解并做進一步分析。列（2）（4）（6）為對模型（15）產業協同集聚的偏微分分解結果，列（3）（5）（7）為模型（16）中三個中介變量的偏微分分解結果。

表7 產業協同集聚及中介變量的空間效應分解

列（2）中產業協同集聚的溢出效應在5%的水平上顯著為正，同時技術進步的溢出效應也顯著為正，表明本地區產業協同集聚能夠通過技術進步產生正向的溢出效應，促進鄰近地區綠色發展水平。產業協同集聚具有“合作”與“競爭”雙重效應，生產性服務業的集聚會使知識技能等在創新主體之間相互交流加速技術的擴散，在交流與擴散的基礎上形成穩定的合作溝通平臺，通過外部規模經濟共享創新成果；競爭效應則會提高進入門檻，為企業提供創新激勵，兩方面綜合作用下對綠色發展產生促進作用。

列（4）和列（5）顯示，產業協同集聚與資源利用效率的直接效應與溢出效應都至少通過了5%水平的顯著性檢驗，表明本地區產業協同集聚能通過資源利用效率的提高產生正向溢出效應，促進鄰近城市綠色發展水平。相鄰城市之間通過對前沿技術與設備的學習和引進，大力發展清潔能源，降低資源浪費，提高資源利用效率并促進綠色發展。

列（6）和列（7）顯示，產業協同集聚的溢出效應在5%的水平上顯著為正，市場化的直接效應在1%的水平上顯著為正，但其溢出效應在5%的水平上顯著為負。意味著本地市場化進程的提高會對鄰近城市綠色發展發展產生阻礙作用，可能的原因在于：一方面市場化發展具有“虹吸效應”；另一方面城市保護壁壘依然尚未突破，市場的決定性作用難以發揮，最終表現為對本地區綠色發展起促進作用而對鄰近地區產生抑制作用。

（四）動態效應分析

考慮到生產性服務業的發展及其空間溢出效果是一個雙向的互相學習過程，知識密集型產業的技術創新也是在這個過程中實現并向其他社會角色擴散，流向與其相關的科研機構、高校等技術端與競爭對手、消費者等市場端進而逐步提高資源利用效率、減少生產活動中的污染排放并提升綠色發展水平。因此產業協同集聚可能并非一蹴而就，其對綠色發展的影響應該存在一個隨時間變化的遞進過程。仍需進一步考慮其直接、溢出效應在時間上的動態變化過程，在模型（16）的基礎上構建如下模型：

其中，year 為年份虛擬變量，其余變量定義與上文一致。圖1 刻畫了基于反距離空間權重矩陣得出的2006—2019年產業協同集聚動態空間溢出效應分解的過程。

圖1 產業協同集聚動態空間效應分解

從圖1中可以看出，產業協同集聚的直接效應在觀察期內變動較為平緩，整體呈現出波動中下降的趨勢，溢出效應與總效應的波動則更為明顯，總體表現出波動中上升的特征。其中，溢出效應在2006 年開始快速上升并由負轉正，于2009 年達到峰值后開始迅速衰減至波谷，2013 年后穩定為正并且在之后年份中呈現出“W”型的波動路徑。這表明在生產性服務產業發展的初始階段，鄰近城市的發展存在過度競爭，導致資源的無端消耗與利用效率低下，環境污染問題突出致使其溢出效應對綠色發展產生了阻礙效果。隨著生產性服務業的進一步發展及其與采礦制造業的協同集聚，一方面，知識溢出會促進技術的轉播與擴散，提高主體的轉化與接收能力，為綠色發展提供技術支持。另一方面，產業協同集聚有利于資源的集中消耗與污染的集中排放治理，構建產業關聯并打造循環經濟體系，促進經濟結構發展的綠色化與清潔化。特別是中共十八大以來，各地積極落實《關于加快推進生態文明建設的意見》，將發展先進制造業與生產性服務業作為推進生態文明建設的重要抓手，各地探索有效模式并開展廣泛合作，促進了產業協同集聚對于綠色發展的正向溢出作用。

（五）空間溢出衰減邊界分析

地理學第一定律假說認為，隨著空間距離的增加，城市的空間依賴性會逐步下降。相鄰距離的上升意味著資源稟賦差距的增加以及知識技能傳播的速度下降、學習模仿成本提高，使得產業協同集聚的空間溢出效應隨距離的增加而逐步衰減。針對不同閾值設定空間權重矩陣來檢驗產業協同集聚空間溢出效應的衰減邊界，空間權重矩陣如下：

其中，dij為兩城市之間地理距離，d 為閾值距離。以60 公里作為初始閾值并每隔40 千米進行一次回歸，考慮到當閾值超過820千米時采礦制造與生產性服務業協同集聚會更多受到省際邊界影響，并且空間溢出效應也會受到更多噪聲的影響而產生異常值，因此僅考慮820千米之內的結果。

產業協同集聚對于綠色發展的空間溢出效果如圖2 所示呈現“倒V”型特征。整體而言其溢出效果可分為三個階段：第一階段為空間距離在200千米以內，此時產業協同集聚的空間溢出效應顯著為負，這表明在此空間范圍內產業協同集聚對于鄰近城市的綠色發展存在抑制作用。可能的原因在于產業協同集聚具有一定“虹吸效應”，引導鄰近城市資源與要素集中，而越大的就業密度使得資本投入也越多，規模報酬遞增的正外部性也更為明顯，在促進本區域發展的同時抑制了鄰近城市相關產業的發展。第二階段為空間距離在200—400 千米，產業協同集聚的空間溢出由負轉正并呈快速增長趨勢，表現出一定的“涓滴效應”。位于各省份邊界的城市經濟發展及產業結構通常與中心城市十分相似，導致其對中心城市的依賴度增加，另外信息技術的發展與交通運輸的便捷使得知識技術的傳播更具效率，為其外溢提供了必要的條件。第三階段是400—820 千米，隨著地理距離的增加使得搜尋和學習成本也逐漸上升，以及市場化發展有待進一步深化等因素，此時產業協同集聚的空間溢出效應開始迅速衰退。而當地理距離超過820千米時，空間權重矩陣內的元素大幅減少且不再顯著，這表明產業協同集聚的溢出效應更多的受到省際行政壁壘的阻礙。總體來說產業協同集聚的空間溢出效應表現為一個先負后正并隨地理距離不斷衰減的過程。

圖2 產業協同集聚空間溢出效應衰減邊界

（六）穩健性檢驗①限于篇幅，檢驗結果留存備索。

參考袁華錫等（2019），采用嵌套空間權重矩陣，綜合考量經濟聯系與地理距離的復合作用作為穩健性檢驗。基于嵌套空間權重矩陣對SAR、SEM 以及SDM 模型進行估計，結果與上文使用反距離權重矩陣估計在系數大小、方向以及顯著性等方面都十分相似，與前文結論保持一致，說明回歸結果具有穩健性。

五、結論與對策建議

基于2006—2019 年中國285 個地級市及以上城市的面板數據，采用空間計量模型與中介效應模型，從理論分析與實證檢驗兩個方面考察了產業協同集聚對城市綠色發展的影響效果、作用機制及空間溢出效應與衰減邊界，主要研究結論如下：第一，產業協同集聚對城市綠色發展有著顯著的促進作用，在考慮二次項后其影響表現為一個先抑制后促進的“U”型曲線關系，并且技術進步、資源利用效率以及市場化是產業協同集聚對綠色發展作用的重要機制，其中資源利用效率是主要著力點，而技術進步與市場化效果有待進一步提升。第二，產業協同集聚不僅能促進本地區綠色發展水平的提高，還具有一定的空間溢出效應和示范作用，對于鄰近城市的綠色發展也存在著改善作用，且其空間溢出效應大于本地直接效應。偏微分分解結果表明，技術進步與資源利用效率的溢出效應顯著為正，市場化溢出效應顯著為負且作用效果更為明顯。第三，空間溢出效應的動態分析結果表明，直接效應在觀察期內變動較為平緩且整體呈現出波動中下降的趨勢；溢出效應與總效應的波動則更為明顯，總體表現出波動中上升的特征。產業協同集聚的空間溢出效應表現為一個先負后正并隨地理距離不斷衰減的過程，“虹吸效應”與“涓滴效應”依次出現。具體而言在200 千米內表現為負向的溢出效果，200—400 千米由負轉正并快速增加，400—820千米空間溢出衰減特征明顯。

基于上述研究結論，提出如下對策建議：第一，結合區位優勢精細化地制定產業協同集聚政策措施。東部地區資本技術密集型生產性服務業集聚態勢更為明顯，因此更應注重生產性服務業產業內部不同行業的交流與協作，同時提高其與高端制造業的融合發展；中西部勞動密集型產業占比更高，因此應發揮產業協同集聚的空間溢出效應，并注重產業鏈橫向擴張，引進與培育高端裝備制造業共享集聚福利，早日越過“U”型曲線波谷，發揮產業協同集聚對綠色發展的促進效果。第二，支持技術中介市場的完善發展。利用各類媒介的傳播與擴散作用促進知識技術等雙向流動，增加要素交流頻次并形成技術擴散網絡促進高技術裝備制造業與生產性服務業的交流與融合，借助知識與技術溢出效果，強化兩產業協同集聚對于技術創新的支撐作用。加強對于綠色技術創新的研發投入，承擔綠色技術發展的資本積累重任，以技術創新與工藝改進促進工業生產的綠色轉型。第三，完善市場對資源的調配作用。充分發揮產業協同集聚的空間溢出效應需要城市間加強交流與協作，破除行政壁壘，提高資源配置效率進而引導要素在市場間的合理流動。以競爭有序的產品和要素市場吸引生產要素向采礦制造業與生產性服務業合理集聚，擴大空間外溢范圍。