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1.44前文对长江经济带产业协同集聚作用于技术溢出效应的机理进行了详细阐述，从理论上分析了协同集聚对技术溢出的影响本章通过建立面板数据模型,从实证的角度对前文的作用机制进行一个验证，并以此探讨不同作用机制对技术溢出的影响程度计量模型设定
1.1本文实证检验以面板回归模型为基础，具体形式如下T FP=c+SiEGtt++出+加+=
1.1itTEQt=c+BzEGjt+丫乂让+fit+8+s
1.2t itEFCjt=c+MEGjt+yX+色++〃
1.3it上式中，，、/分别代表地区和年份，丁尸尸表示全要素生产率，用来衡量技术溢出水平；TEC和分别表示技术进步和技术效率；以夕为常数，EG代表制造业与生产性服务业的协同集聚度，X表示其他控制变量，分别为外商投资FDI.产业结构/S、政府干预度GOV和市场化程度MARK;出和分别表示城市固定效应和年份固定效应，卬为随机扰动项变量选取
1.
1.11被解释变量本文的被解释变量分别是全要素生产率TFP、技术进步TEC和技术效率£/C借鉴王磊等，2019的做法，将前文测算的“出“〃由生产率指数以2003年为基年，假定初始值为1,则2004年的值等于2003年的值乘以2004年的Malmquist指数1幽2核心解释变量本文核心解释变量为产业协同集聚指数EG3控制变量外商直接投资尸/选择外商直接投资占GDP的比重作为外资指标，用当年人民币对美元汇率折算成人民币进行计算市场化程度MARK采用城镇私营和个体从业人员占城市劳动力就业总数的比重来衡量产业结构/S采用第二三产业增加值的比重来衡量政府干预程度GOV采用一般公共预算支出占GDP的比重衡量数据来源及处理
1.
1.2本文选取的是长江经济带2004-2018年108个地级及以上城市的面板数据数据来自《中国城市统计年鉴》、EPS全球数据统计分析平台以及中经网统计数据库，个别缺失数据用插值法补齐此外，文中涉及货币单位数据，均以2003年为基期通过G尸平减指数进行了调整，以消除物价的影响，并且对所有变量均作了对数化处理表L1变量描述性统计变量名称变量符号均值最〃值最大值标准差观测值全要素生产率InTFP
0.846-
0.
0782.
9680.4611620技术进步InTEC
0.
8750.
0382.
5230.4891620技术效率InEFC-
0.023-
0.
6450.
6800.1771620协同集聚度InEG
0.859-
0.
0461.
5850.2281620外商直接投资InFDI-
4.344-
9.734-
1.
6571.2761620产业结构InIS
3.
8532.
8754.
3290.2041620政府干预程度InGOV-
1.942-
3.537-
0.
3770.4841620市场化程度LnMARK-
0.730-
2.969-
0.
1520.2821620单位根检验
1.
3.1选用〃C法对数据进行单位根检验，检验结果列于表
1.2结果显示，所有变量都不存在单位根，表现平稳表
1.2LLC单位根检验结果变量名称平稳性Statistic P-value平稳InTFP-
11.
75460.0035InTEC-
13.
03730.0000平稳InEFC-
14.
45020.0000平稳续表
1.2平稳InEG-
11.
29170.0000平稳InFDI-
11.
58860.0000InIS-
11.
50780.0000平稳InGOV-
21.
16060.0000平稳平稳InMARK-
18.
98670.0000协整检验
1.
3.2采用Pedm应方法进行协整检验，检验结果列于表
1.30表
1.3Pedroni方法协整检验结果Statistic P-valueModified Phillips-Perron
13.
06420.0000Phillips-Perron-
1.
19390.0000Augmented Dickey-Fuller-
6.
96760.0000基准回归分析
1.
4.1借助Statall.O分别对式（
1.1）一式（
1.3）进行回归分析，得到基）隹回归结果列于表
1.4在表
1.4的三个模型中，豪斯曼检验结果表明都采用固定效应，并且每个模型都控制了年份固定效应和城市固定效应模型1和模型2中核心解释变量（EG）的系数显著为负，说明产业协同集聚会产生负向技术溢出效应，并且主要通过抑制技术进步影响技术溢出水平；模型3中协同集聚系数为正但不显著，说明产业协同集聚对技术效率的影响并不明显，协同集聚水平对技术效率的正向作用不能抵消技术进步产生的负向技术溢出效应，因此产业协同集聚的技术溢出效应总体显著为负出现这一现象的原因可能是产业协同集聚的负外部性大于正外部性，集聚程度过于饱和，产生的拥挤效应较大，同时存在企业之间的过度竞争和沉没成本的存在，对技术溢出造成了消极影响这也与伍先福
（2019）研究结论保持一致0°刀第一，长江经济带各城市的整体平均水平尚处于工业化前中期，制造业大多属于劳动密集型产业，而生产性服务业只是制造业的补充,并未与制造业形成良好互动，导致协同集聚质量相对不高同时，制造业存在研发投入低，缺乏创新能力与核心技术等问题，企业产品的技术和附加值较低，制造业的阻滞效应不利于地区技术溢出（于斌斌等，2015）口网第二，长江经济带产业协同集聚仅仅是部分区域内地理位置上的集聚，诸多集聚区内的企业之间并未真正形成专业化和多样化的有效协同，关联产业之间没有实现有效衔接，导致技术的溢出效应不显著，因而不能有效促进技术溢出表
1.4产业协同集聚的技术溢出效应基准回归结果变量模型1TFP模型2TEC模型3EFC-
0.0759**-
0.1159***
0.0243InEG
0.
03680.
03060.
02770.0247***
0.
00290.0263***InFDI
0.
00550.
00460.
00410.0706***
0.
01760.0551**InIS
0.
01330.
01110.
01000.0651***-
0.0266*
0.0877***InMARK
0.
01670.
01390.0126InGOV
0.0043-
0.
01190.
00550.
01830.
01520.
01380.2618***
0.1314**
0.1334***C
0.
07810.
05540.0500年份固定是是是城市固定是是是Hausman2894***
97.]8***
13.93*检验观测值162016201620注表中括号中数值为标准差，*、**、***分别代表在10%、5%、1%显著性水平下显著从控制变量的系数来看，外商直接投资FDD和产业结构bilS在模型1和模型3中的系数显著为正，模型2中系数为正但不显著，说明随着外商直接投资的增多和产业结构升级步伐的加快，技术效率提升的越快，技术溢出效应也越明显，但技术进步受两者的影响较小市场化程度biMARK的系数在模型1和模型3中都显著为正，在模型2中显著为负，且系数较小，说明市场化程度的提高，可以提升技术效率，促进技术溢出政府干预历GOV在模型2中的系数显著为正，在模型1和模型3中为正却不显著，说明政府干预对技术进步的推动作用较为明显，但整体来看，政府干预对技术溢出的影响较小门槛回归分析
1.
4.2考虑到不同集聚水平下有可能会对技术溢出存在不同的影响，因此本文在基准面板回归分析的基础上建立面板门槛模型，检验不同协同集聚水平下的技术溢出效应参照Hansen1999的研究方法“°汽以协同集聚作为门槛变量，具体设定面板门槛模型如下T=a+InEGIlnEG^i+/lnEGI lnEG6+yX+£
1.4it2it itit其中，%为技术溢出；门槛变量InEGtJ为产业协同集聚指数；/表示指示函数为影响技•术溢出的一系列控制变量，与式
1.3相同，就不再具体阐述本文利用Statall.O软件，采用“自主取样法Bootstrap”估计LR变动趋势，反复抽样500次，将式
1.4分为3个模型，分别以技术溢出及其分解指标为被解释变量进行门槛检验,得到结果如表L5所示表
1.5列出了门槛检测结果，只有全要素生产率TFP和技术进步TEC存在单一门槛效应，并对两者进行回归分析，结果列于表16表L5门槛效果自抽样检验Z单一门槛双重门槛变量-----------------------------------------------------------------------------------------------门槛值F统计量P值门槛值F统计量P值TFP
1.
059839.
090.
02400.
54977.
030.8540TEC
1.
059846.
870.
00200.
943911.
710.5960EFC
0.
952421.
330.1620从表L6可以看出，在协同集聚水平的约束下，当协同集聚指数未越过门槛值时，产业协同集聚会抑制技术进步进而影响技术溢出；当协同集聚指数越过门槛值时，产业协同集聚虽然对技术溢出的负向影响会变小,仍对表现出抑制作用,这与前文基准回归的结果相一致，进一步验证了产业协同集聚会产生负的技术溢出效应表L6门槛回归结果变量TFP TECLnEG-
0.6939***-
0.2519**LnEG
1.
05980.
17090.1179LnEG-
0.4299***-
0.3629**LnEG
1.
05980.
10660.1089控制变量控制控制年份固定是是城由固定是是观测值16201620。
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