时空关联下要素市场扭曲对制造业升级的空间溢出效应研究

贺 灵， 柏 华

(湖南科技大学 商学院， 湖南 湘潭 411201)

经过多年发展，中国的制造业已门类齐全且规模较大，但也显现出许多突出的问题。整体上制造业大而不强、多而不精，且国内外多重因素制约其发展。具体地，国内实体经济面临较大下行压力，制造企业运营成本日益增加，关键技术难以突破，环境规制趋严；而发达国家企业凭借其领先的研发和营销能力陆续吸引制造业中高端环节回流。总而言之，中国制造业受到“双重挤压”。制造业升级成为增强实体经济活力、构建现代经济体系、推动经济高质量发展的重要举措，而如何提高制造业升级水平成为学术界和实践领域关注的重点。

目前，国内外学者主要从创新经济学、环境经济学、产业布局或集聚等视角探讨影响制造业升级的因素。孙大明等研究发现企业间合作研发显著地推动了资本和技术密集型制造业的升级进程[1]。林秀梅等认为严格的环境规制对制造业升级的推动作用要强于弱规制的效果[2]。Yang等研究发现在命令型环境规制的诱导下台湾制造业企业的研发投入和新产品产值明显增加[3]。有学者认为开发区是制造企业的集聚地，区内政策促进了生产要素在制造业不同行业间的优化配置，且通过产业集聚、资本深化等渠道助力制造业升级目标实现[4-5]。然而，以上研究却忽略了一个典型事实，即全国各地要素市场的发育程度要滞后于产品市场的发展，存在较明显的以要素流动障碍和要素价格扭曲为集中体现的要素市场扭曲现象。为了推动要素市场化配置改革，中共中央于2020年3月专门出台了《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》。众所周知，要素市场是研发资金和人才等聚集、转移和配置的重要平台，要素市场扭曲对制造业企业的生产与创新投入及资源利用效率进而技术和产品升级有可能产生深远影响。

当前，也有一些文献关注了要素市场扭曲对产业全要素生产率(total factor productivity，TFP)及创新效率的作用。有学者认为要素市场扭曲会抑制传媒产业及生产性服务业的TFP，导致其发展滞后[6-7]；Brandt等研究发现要素错配通过抑制企业创新动力进而导致了20%的非农业TFP的损失[8]。汪浩瀚等检验了资本和劳动力价格扭曲对不同地区电子及通信设备制造业TFP的影响差异[9]。但已有文献大多仅以要素价格扭曲衡量要素市场扭曲，难免以偏概全，且缺乏对制造业升级影响的探讨，尤其忽略从时空关联的视角研究某地要素市场扭曲对其他地区制造业升级的空间溢出效应。若在研究中能考虑时空关联效应，这将有助于更加充分挖掘数据信息并提高实证结果的准确性[10]。

各地区要素市场扭曲到底对制造业升级会产生怎样的影响，在当前中国追求营商环境优化、创新驱动及经济高质量发展的背景下，对这一问题的解答显然具有重要的理论价值和现实意义，尤其有助于设计出旨在推动市场化改革、释放创新活力进而增强制造业转型升级能力的有效政策措施。鉴于此，试图从理论和实证两个层面揭示要素市场扭曲影响制造业升级的内在机理，并获得推动制造业升级进程的对策。

1 要素市场扭曲与制造业升级的测度

1.1 要素市场扭曲强度及其时空演变趋势

当前，对要素市场扭曲强度的测度主要有3种方法，即生产函数法、随机前沿分析法和市场化指数法[11]。前两种方法在操作中存在很大难度，如面临生产函数形式的选择问题、产品价格和要素投入数据的缺失问题等。鉴于此，采用市场化指数法。具体地，收集樊纲等的《中国(分省份)市场化指数报告》中要素市场发育程度数据并借鉴林伯强等[12]和戴魁早等[13]的方法采用各地要素市场发育程度与样本中要素市场发育程度最高者之间的相对差距作为对该地区要素市场扭曲程度的间接度量。利用相对差距指数衡量地区要素市场扭曲度时所采用的公式为

(1)

式中:FMit为要素市场发育程度指数；max(FMit)为样本中要素市场发育程度最高值；FMDit为要素市场扭曲强度指数，其取值范围为0～100。将30个省区作为空间对象(因数据获取原因，不包含西藏和港澳台)，各省区市要素市场发育程度指数来自王小鲁、樊纲等的《中国分省份市场化指数报告(2021)》，该报告给出了2008—2019年各省份要素市场发育指数。通过测度后发现，总体而言要素市场扭曲强度在逐步下降，但也存在明显的地区差异，东部地区扭曲度最低，其次是中部地区，扭曲度最高的是西部地区；且在空间分布上存在一定程度的集聚现象而并非属于随机状态。

1.2 制造业升级及其时空演变趋势

产业结构升级侧重体现结构从低级形态向高级形态的动态变迁过程，可近似理解为产业结构的高级化过程。借鉴李子伦[14]的观点从产业结构高度化角度来考察制造业升级，并参考已有文献中的指标体系设置及结合研究需要，利用2008—2019年制造业各行业的统计数据对样本地区制造业升级程度进行定量测度。具体地，采用高技术制造业产值占制造业产值比重衡量技术结构高度化，采用高技术制造业新增固定资产占制造业新增固定资产比重衡量资产结构高度化，采用制造业科学家与工程师人数占比及劳动生产率衡量劳动力结构高度化，采用制造业新产品产值占制造业总产值比重衡量产出结构高度化。另外，指标权重的确定采用相关系数矩阵法。通过查阅《中国工业经济统计年鉴》《中国高技术产业统计年鉴》《中国科技统计年鉴》获得指标所需数据，并采用效用值法将原始指标数据按照一定的运算规则统一转化为[0，100]的相应数值，进行无量纲化处理。然后，采用线性加权求和法测度出制造业升级水平综合指数值。通过初步观察发现，制造业升级水平正逐步改善，2008年高水平省区市的指数范围为69.38～76.81，而2019年相应指数范围为79.14～86.78(具体结果因篇幅有限未列出)；升级水平呈现“从高到低”的东中西梯度差异且具有较明显的地理集聚特征。

2 空间计量模型的设定与构建

2.1 空间相关性检验

为了检验全国层面制造业升级及要素市场扭曲在各地区间的空间自相关性，基于空间统计学原理通过式(2)求取全域Moran’sI指数。

(2)

式中：Yi代表第i个地区的制造业升级水平(或要素市场扭曲强度)；n为样本省区的数量，样本地区总数为30；选取rook一阶权值矩阵，Wij代表空间权重矩阵中的相应元素，用于体现地区之间的邻接关系。进一步地，需要采用式(3)对Moran’sI指数进行标准化处理，从而得到标准化的Z值。

(3)

为了最终评判制造业升级(或要素市场扭曲度)是否存在空间关联，还需要构造一个原假设H0，即制造业升级水平或要素市场扭曲度在各地区间并不具有空间关联性而是彼此相互独立。然而，将标准化的Z值与临界值进行比较，便可判定是应该接受原假设还是拒绝原假设。如果拒绝原假设，则意味着具备空间关联特征而并非彼此独立。采用ArcGIS10.2软件中的空间数据分析模块求得制造业升级及要素市场扭曲在全国层面的空间关联性检验结果，见表1。

表1 2008—2013年30个省区市制造业升级水平与要素市场扭曲空间自相关性检验结果

从表1可以看出，除考察期间的个别年份之外，制造业升级水平在省区间确实存在正向空间关联性而并不是处于随机分布状态；且Moran’sI指数值呈现出总体上升的趋势，从2008年的0.170 4增长到2019年的0.331 1。总的来看，制造业升级水平存在空间关联且具有一定程度的地理集聚特征。当然，在个别年份(如2011年)Moran’sI指数值变为负值(-0.084 1)，这意味着制造业升级水平在省区间出现了负的空间相关性。从表1还可看出，要素市场扭曲强度在各地区间也同样具有空间关联特征。这一结果与各地区政府为了追求本地经济利益的最大化而存在相互之间要素市场扭曲竞争的现实是相吻合的。

2.2 具体模型的设定与构建

上述检验结果表明需采用空间计量模型检验要素市场扭曲对制造业升级的本地直接影响和跨地区溢出效应。Elhorst于2014年提出了能体现被解释变量时空关联的动态空间杜宾模型[15]。式(4)展示了该类模型的一般数学形式。式中：Yt表示被解释变量向量；Xt表示核心解释变量向量；Zt表示控制变量向量；αt表示截距项；W表示空间权重矩阵；ρ、β、θ、γ代表待估计系数；Xtβ表示本地解释变量对本地被解释变量的影响；ρWYt反映了外地被解释变量对本地被解释变量的影响(即空间交互作用)；WXtθ体现了外地解释变量对本地被解释变量的影响。需要特别说明的是，在式(4)中还增加了本地与外地被解释变量的时间滞后项，其待估计系数分别为λ与ζ，这是与静态空间杜宾模型相比的显著差异。

Yt=λYt-1+ρWYt+ζWYt-1+αtτn+

Xtβ+WXtθ+Ztγ+ε

(4)

式(5)是结合研究对象预先构建的具体模型形式，被解释变量为域内制造业升级水平(Upg)，核心解释变量为要素市场扭曲(Fmd)。为了消除或减轻可能存在的异方差对模型估计造成的负面影响，特将模型设置为双对数模型形式，且验证表明该模型不能简化为空间滞后模型或空间误差模型，说明采用该模型是合适的。进一步地，需要在模型的固定效应和随机效应间进行确定，理论上通常采用Hausman检验法来达到这一目的。但鉴于选取的区域被视为固定抽样，因此选择固定效应模型更妥当。

ln(Upgit)=λln Upgit-1+ρWln Upgit+

ζWln Upgit-1+αtτn+β1ln Fmdit+Wln Fmditθ1+

β2ln Serit+β3ln Serit×ln Fmdit+β4ln Entit+

β5ln Govit+β6ln Ownit+β7ln Opeit+

β8ln Humit+un+ut+εit

(5)

从制造业内外部视角选择可能影响其升级的控制变量并说明如下：①企业家精神(Ent)。将企业家精神划分为企业家创业和创新精神，采用私营企业从业人员占比体现创业精神，采用制造业每万人专利申请量衡量创新精神，最终求取企业家精神综合指数。②人力资本(Hum)。采用人均受教育年限来衡量人力资本水平。③所有制结构(Own)。采用国有控股制造企业的总产值占行业内总产值的比重来衡量所有制结构。④政府科技支持(Gov)。采用区域制造企业科技活动经费中来自财政资助的比重衡量。⑤贸易开放度(Ope)。以各省市进出口贸易总额占GDP的比重来衡量。另外，将生产性服务业集聚程度(Ser)设为调节变量，旨在考察它在要素市场扭曲与制造业升级的关系中的调节作用，并采用生产性服务业从业人员数量的占比来衡量。以上变量所需数据来自国家知识产权局统计年报、《中国统计年鉴》《中国教育统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》及相关省、直辖市或自治区各年份的统计年鉴。

在有些文献中，直接采用空间杜宾模型的回归系数去度量解释变量对被解释变量的影响程度，这种做法是不太合适的。而且大多数学者都认为这样处理会存在一定的偏差，应该再借助偏微分方程来校正这种偏误。先将式(4)转化为如式(6)所示的一般形式。即

Yt=(1-ρW)-1(λI+ζW)Yt-1+(1-

ρW)-1αtτn+(1-ρW)-1(Xtβ+WXθ)+

(1-ρW)-1Ztγ+(1-ρW)-1ε

(6)

动态空间杜宾模型可以同时将长期效应和短期效应测算出来，这是仅能测算长期效应的静态空间杜宾模型所不具备的优势。具体地，通过构造如式(7)所示Y的期望值对X的偏导数矩阵可以实现求取短期效应的目的。

(7)

在式(7)中，短期直接效应和短期空间溢出效应分别通过对角线元素的平均值和非对角线元素的平均值得以体现。直接效应形成的内在机理体现在两个方面：一是本省区要素市场扭曲对本省区制造业升级产生影响；二是本省区要素市场扭曲先作用于外省区制造业升级，再通过制造业升级省区间的空间关联又反馈到本省区制造业。空间溢出效应形成的内在机理也体现在两个方面：一是其他省区的要素市场扭曲对本省区制造业升级产生影响；二是其他省区要素市场扭曲先对该省区制造业升级产生影响，再通过制造业升级省区间的空间关联又反馈于本省制造业。

此外，可以构造如式(8)所示的偏导数矩阵来达到测算长期效应的目的。长期直接效应和长期空间溢出效应分别通过对角线元素的平均值和非对角线元素的平均值得以体现。

ζ)W]-1(βI+θW)

(8)

3 检验结果及解析

空间权重矩阵的构建对模型拟合至关重要，因为它界定了空间单元之间从某一特定角度考察所具有的关联关系及相互作用。借鉴已有学者研究成果并结合研究特点构建地理邻接、地理距离、经济距离和交通水平距离空间权重矩阵，将其应用于实证检验中。对于动态空间杜宾模型来说采用偏误修正最大似然法估计模型是比较合适的。将相应空间权重矩阵导入stata12.0软件中，并借助该软件对所构建模型进行估计，得到表2所示结果。

3.1 时空关联特征分析

表2中可体现出制造业升级存在的时间动态效应和空间关联特征。本地制造业升级水平的时间滞后项ln Gin(-1)系数估计值都是正值且能通过显著性检验。这说明区域内制造业转型升级具有路径依赖及自我扬弃特征，转型能力的积累是一个循序渐进、持续调整的过程，上一期的能力水平对当期的升级进程具有动态影响。因此激励企业转型升级的相关政策必须保持一定的持续性和连贯性而不能朝令夕改。制造业升级的空间相关系数ρ估计值皆为正，且后两者估计值(0.176 2、0.178 3)要明显大于前两者估计值(0.101 3、0.116 4)。这说明若地区间在经济发展和交通条件上存在较高水平的接近，则更能促进制造业升级所需资源在地区间的双向流动及有助于新技术知识的吸收与扩散，这对制造业升级的空间关联特征产生的影响更加深远。另外，模型(1)中的空间相关系数(0.101 3)要小于模型(2)中相应系数(0.116 4)，这说明后者对经济实践的解释力更强。实际上，地区间的关联不能仅用两地毗邻与否来解释，相比之下考察两地间的空间距离是更为合理的。

3.2 本地直接影响检验结果及解析

3.2.1 全国层面分析

基于式(5)的拟合结果再结合偏微分方程可获得要素市场扭曲对本地制造业升级的直接效应估计结果(表3)。从表3可知，在全国层面上本地直接影响在各种权重矩阵下都表现为负向，如在表3模型(7)的估计中，要素市场扭曲的短期直接影响为-0.301。资本和劳动力价格的负向扭曲使得传统生产要素和研发要素的相对价格发生改变，前者变得相对廉价，故制造企业在生产运作中会增加对资本和非研发劳动力的使用而减少对研发要素的投入，其技术改造和信息化建设受阻，研发设计、生产制造、市场营销及售后服务等环节的数字化、智能化转型被抑制，进而对产业升级产生负面影响。为了与政府建立政治关联，一些地区的制造业企业需向掌控资源分配实权的政府官员寻租，便于以较低的代价获得所需的要素资源从而维持企业的市场竞争优势。这种寻租行为不仅挤占了企业用于创新及转型的资金而且还侵蚀了其创新文化土壤，这些都对产业升级具有抑制作用。另外，要素市场扭曲的长期效应一般大于短期效应。如表3模型(8)的估计中短期直接效应值为-0.306，而其长期直接效应值为-0.315。从要素市场扭曲的产生到企业响应、调整研发决策及生产方式需经历一个过程，扭曲效应方能逐步体现；且随着扭曲的日益强化所引致的创新与转型资金被挤占、创新文化遭受冲击的程度便越严重，最终对制造业转型升级的不利影响也更深远。

表2 动态空间杜宾模型估计结果(全国层面)

3.2.2 区域层面分析

要素市场扭曲对本地制造业升级抑制效应的空间差异较为明显。研究表明，相比中西部地区而言要素市场扭曲对东部地区各省区制造业升级的抑制效应明显要弱许多。如在表3模型(10)、模型(14)的估计中要素市场扭曲在东部及中西部的短期直接效应分别为-0.243和、-0.343，长期直接效应分别为-0.252、-0.356。不同区域的这种影响差异可能源于两个方面的原因：一是东部发达地区较低的要素市场扭曲对生产与创新资源配置效率、技术市场交易效率及新产品市场需求的抑制要相对弱一些，且所引致的域内企业寻租案件发生率也要低些，故最终对制造业升级的抑制作用也就没那么明显。在扭曲度相对较低的地区，其生产与创新资源能获得更充分的自由流动，价格信号能较为准确地反映要素的稀缺程度，这对于资源的合理配置和生产率的提高是有利的，进而制造企业转型升级受抑制的程度会降低；而中西部地区的情况在一定程度上恰恰相反。二是东部和中西部地区在经济发展水平、人力资本存量及其他资源禀赋等方面所存在的区域不平衡也可能会导致扭曲效应存在地区差异。当东部地区其经济社会发展跨过一定门槛处于较高水准时，凭借其优势能为域内制造企业技术改造及数字化、智能化转型提供资金、技术及创新环境的有力支持，进而能在一定程度上抵消要素市场扭曲的负面影响。

3.3 跨地空间溢出效应检验结果及解析

3.3.1 全国层面分析

某地区的要素市场扭曲不仅直接作用于本地的制造业升级，还会因地区间要素市场扭曲竞争(示范)效应的存在使得其他地区调整其扭曲度进而对该地区制造业升级产生间接影响(即空间溢出效应)。表3中的结果表明从全国层面看，本地要素市场扭曲对外地制造业升级的跨地区溢出效应基本表现为正，也就是说某地扭曲度增加反而会助推其他地区制造业升级的步伐。如在表3模型(5)的估计中短期空间溢出效应估计值为0.169且通过显著性检验。

要素市场扭曲存在空间依赖性，发达地区及欠发达地区各自内部省区间的要素市场扭曲存在策略互动，且两者具有互动策略上的差异。一些欠发达地区政府为了获得本地短期利益通过竞相扭曲要素市场来给予域内相关制造企业补贴和扶持，让其获得超额利润。在此情况下企业缺乏开展技术开发和信息化建设等活动的积极性，其在知识和技术能力积累方面短板凸显进而转型升级进度受阻。在市场竞争中欠发达地区企业的生产与创新资源易于被扭曲度相对低的发达地区企业所吸聚，这反而助推了后者升级能力的培育。特别地，如果某地的劳动力价格存在较严重的负向扭曲，那么对转型升级具有关键作用的创新人才的劳动报酬会明显低于其边际贡献，这会导致各类创新人才大量流向扭曲度相对低的地区。人才流失不仅使原地区丧失掉重要的资源，而且还为要素市场发育相对充分的地区其域内制造企业资源积累及转型升级提供了助推力。

3.3.2 区域层面分析

表3中的结果表明东部和中西部地区各自内部要素市场扭曲的跨省区溢出效应基本表现为负向。如表3模型(11)、模型(15)估计中的短期溢出效应估计值在东部和中西部地区分别为-0.103、-0.221。然而，负向溢出效应的内在形成机理在两类区域间是不同的。在中西部地区当某省区试图采用强化要素市场扭曲的手段以便使相关企业获得扭曲收益进而维持市场优势地位时，这会加剧地方政府间的竞争，导致其他地区受此影响也相应提高要素市场扭曲度从而延缓该地制造业升级步伐。而在东部地区当某省试图通过推动市场化改革进程来激发企业创新与转型的积极性从而获得持续竞争优势时，其他省份也会受其影响而致力于加快推进市场化改革从而使得该省的制造业升级水平得到改善。

表3 要素市场扭曲的直接效应与空间溢出效应

4 结论与对策建议

通过理论和实证分析获得的结论如下：①全国范围内制造业升级并非处于随机状态，而是存在明显的正的空间自相关性；要素市场扭曲在各地区间存在竞争(示范)效应，具有空间依赖性特征。②区域制造业升级具有内在的惯性及自我扬弃特征，前期升级水平对当期的升级进程具有动态影响。③从全国范围考察，要素市场扭曲对本地制造业升级存在着抑制效应，并对其他地区产生正向空间溢出效应。从区域层面考察，东部沿海各省区其要素市场扭曲程度要明显弱于中西部地区，其对各省区制造业升级的抑制效应相比中西部地区要小。进一步地，通过研究获得的对策与启示如下：

1)从制造企业角度激发企业家精神，突出企业的创新主体地位，增强企业内在创新动力。通过对企业家创业与创新精神的培育和激发，让具有“创造性毁灭”特征的企业家精神成为打破制造业价值链低端锁定的重要突破口。在突出企业创新主体地位方面，要加强产业内核心制造企业对关键技术的孵化或开发力度，并借助技术许可、专利转让、人员交流及反求工程等方式促进技术外溢与扩散，从而使得整个产业的技术水平得以提升，进而通过技术升级促进产业产品升级的实现。核心制造企业通过产品升级占领高端市场，专注核心部件的研发生产从而把控价值链中高附加值环节，将曾经较高端但现在相对低端环节转移给产业内其他企业。总之，通过“技术升级-产品升级-价值链升级”途径最终促成制造业整体升级。另外，鉴于制造业升级进程的内在惯性和自我扬弃特征，在推动产业升级进程中企业和相关参与主体既要充分发挥其创造性又不能违背产业演进的自身规律。在追加产业固定资产投资时，要充分认识到固定资产规模与质量只能经历一个逐步改良和升级的过程，不能盲目扩大投资。第一步应该优先考虑盘活资产存量，重视采用高新技术改造传统制造业，实现绿色制造和智能制造；然后在已有产业条件基础上逐步增加高技术或新兴制造业的投资力度，以便从技术结构和资产结构高度化的角度助力制造业升级。

2)从政府角度合理矫正要素市场扭曲，以降低其对制造业升级的负面影响。各地方政府需要大力推动要素市场改革，逐步改变要素市场发育程度严重滞后于产品市场发育程度的现状。具体而言应重点做好两方面工作：①要推动要素价格改革，放松要素定价权，使要素价格能成为市场优化配置资源的真实信号，进而确保行业技术进步方向的正确和产出效率的提高，最终实现制造业提质增效和转型升级。尤其要合理矫正资本价格的扭曲，引导制造业从偏向对传统有形要素的投资转变到乐于投资企业研发要素上来，以促进企业生产效率的提高。另外，要参照劳动生产率的增长态势优化劳动者薪酬激励机制，扭转劳动力价格长期被负向扭曲的局面，让劳动者充分享受到企业发展的成果。这既能调动劳动者的创新热情也能激发其对制造业产品的需求。②要加快市场一体化建设，有效降低各类人才、技术等创新生产资源在行业间、部门间及地区间转移的阻力，尤其要让生产资源能优先流向那些投资回报率相对更高、经济效益更好的项目或地区，以实现其产出效率的提升。特别地，应“自上而下”地推动要素市场化配置改革区域间协调机制的构建。在中央层面，要加强组织领导，让各地方政府部门充分认识到要素市场化配置改革的重要性和紧迫性；确保各地方政府在中央《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制意见》的决策部署基础上明确职责分工，认真落实具体工作责任。此外，要将要素市场化配置改革成效纳入地方干部的政绩考核范畴，以此激励其关注当地市场体系的建设和要素市场的发育。在地方层面，各地区要深化“放管服”改革，切实减少政府对关键性生产要素资源的直接配置和不当控制；要在中央政府的协调下建立起地区间协调与合作机制，共同推动要素市场价格改革和市场一体化建设进程。

3)从区域自身条件改善角度寻找有效规避或弱化要素市场扭曲负向效应的措施。在人力资本方面，要增强高校在推动制造业升级中人才培养与供给的能力。加快制造业升级进程需要多层次的人才，全国双一流高校应瞄准能掌握国际前沿新技术的领军型人才培养，区域重点高校应该侧重培养创新创业型中坚力量人才，广大高职院校应担负起培养具有工匠精神的技能型人才的重任，满足制造业高质量发展对人才供给的多样化、多层次的需求。在所有制结构方面，各地区要根据自身特点持续优化制造业企业产权结构，通过产权改革适当增加非国有经济的比重，提高企业经营决策的灵活性，为推动制造业转型升级提供良好的产权制度保障。在政府科技支持方面，应该增加财政支出中财政科技支出的比重，并以此带动和引导社会资本优先流向符合“中国制造2025”方向、技术含量高、创新能力强的制造企业，以提高其创新产出水平和成果转化效率。在贸易开放方面，通过适当提高地区贸易开放程度将企业推向国际市场，利用国际竞争逼迫企业积极从事产品及工艺研发，努力提升出口产品的技术含量。另外，地方政府还应该借助政策引导生产性服务业集聚式发展，通过生产性服务业对新知识和新技术的创造、承载和扩散最终传导到制造业，进而成为制造业升级的“黏合剂”和推动力，实现有效规避或弱化要素市场扭曲制约制造业升级的目的。