李沙沙，尤文龍

(東北財經(jīng)大學 產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025)

一、問題的提出

黨的十九大報告指出，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐。作為經(jīng)濟增長的重要源泉，創(chuàng)新能夠提升經(jīng)濟實力和培育競爭優(yōu)勢，而作為研發(fā)創(chuàng)新的微觀主體，企業(yè)肩負著研發(fā)創(chuàng)新的歷史重任，因而提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力在學界廣受關注。已有研究認為知識產(chǎn)權保護、產(chǎn)業(yè)政策、信貸尋租和融資約束等均會影響企業(yè)創(chuàng)新，此外，產(chǎn)業(yè)集聚能夠為企業(yè)提供密集的勞動力市場、中間投入品共享和知識溢出[1]，從而為企業(yè)創(chuàng)新提供了重要的外部發(fā)展環(huán)境。彭向和蔣傳海[2]采用中國30個地區(qū)21個工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，集聚區(qū)內的專業(yè)化知識溢出和多樣化知識溢出均有助于地區(qū)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，其中Jacobs外部性中的產(chǎn)業(yè)互補性對地區(qū)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的推動作用最大。董曉芳和袁燕[3]基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)深入研究了專業(yè)化集聚和多樣化集聚對企業(yè)創(chuàng)新的差異化影響。

雖然已有文獻對產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新關系問題進行了深入研究，但忽略了中國制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚在形成和發(fā)展過程中具有很強的政府主導性這一事實[4]。在中國經(jīng)濟轉型期，政府對市場的干預普遍存在，地方政府為了追求政績考核或GDP增長，通過財政補貼或稅收減免等優(yōu)惠政策誘導企業(yè)入駐。因此，中國制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚有可能是在政府干預的影響下企業(yè)為了追求“政策租”而形成，對中國產(chǎn)業(yè)集聚問題的研究不應忽視地方政府的作用。胡彬和萬道俠[5]研究發(fā)現(xiàn)，由于政府干預的行為慣性為制造業(yè)企業(yè)集聚營造了依賴低成本競爭的生存環(huán)境，產(chǎn)業(yè)集聚導致企業(yè)技術創(chuàng)新模式低端化。那么政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新帶來怎樣的影響？本文在已有研究的基礎上，不僅探討產(chǎn)業(yè)集聚對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模和企業(yè)創(chuàng)新積極性的影響，還進一步檢驗市場機制和政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的差異化影響。本文的研究有助于更加深入地認識產(chǎn)業(yè)集聚對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響，有助于為政府的市場干預行為提供參考和理論指導。

二、理論機制分析

在市場機制引導下，同一行業(yè)或不同行業(yè)內的企業(yè)為了獲得產(chǎn)業(yè)集聚帶來的好處而自發(fā)形成產(chǎn)業(yè)集聚。然而在中國的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境下，產(chǎn)業(yè)集聚的形成和發(fā)展普遍受到政府干預的影響，中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成和發(fā)展具有很強的政府主導性[4-5]。由于不同背景下企業(yè)形成產(chǎn)業(yè)集聚的動機和目的不同，因而市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚和政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響也不同，其中企業(yè)創(chuàng)新既包括企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模的大小，又包括是否有更多的企業(yè)參與創(chuàng)新，即企業(yè)創(chuàng)新積極性。

(一)市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響

市場機制引導下企業(yè)自發(fā)形成的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響主要表現(xiàn)在以下方面：首先，產(chǎn)業(yè)集聚便于創(chuàng)新主體之間的接觸、溝通、互動以及面對面交流，進而有助于創(chuàng)新知識或研發(fā)技術的積累、傳播、擴散以及新知識和新技術的產(chǎn)生，因而產(chǎn)業(yè)集聚帶來的知識外溢能夠為企業(yè)創(chuàng)新帶來豐富的知識供給[2]。其次，由于集聚區(qū)內的企業(yè)面臨著激烈的市場競爭，企業(yè)為了提高自身的市場競爭力或擴大自身的市場份額會產(chǎn)生創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新動力，會謀求技術進步和產(chǎn)品升級[6]。再次，產(chǎn)業(yè)集聚有助于吸引資本要素、人才要素和研發(fā)要素的流入，進而形成生產(chǎn)要素集聚，并且集聚區(qū)內的市場主體與生產(chǎn)要素之間具有更高的匹配效率，不僅使企業(yè)的創(chuàng)新投入需求及時得到滿足，還降低了企業(yè)的生產(chǎn)要素搜尋成本和市場交易成本，而且生產(chǎn)要素在集聚區(qū)內的自由流動還可以帶動知識在不同主體間的互動和交流，加速創(chuàng)新知識和研發(fā)技術在空間的積累和傳播[7]，因而生產(chǎn)要素集聚為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新提供了充足的生產(chǎn)要素供給和研發(fā)創(chuàng)新環(huán)境。最后，在相同或相近的收入水平下，大城市比小城市有更多的高端市場需求[8]，對高端產(chǎn)品或差異化產(chǎn)品的需求會激勵集聚區(qū)內的企業(yè)增加研發(fā)投入、積極從事研發(fā)創(chuàng)新活動以滿足多元化的市場需求。綜上所述，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚通過知識溢出、市場競爭、生產(chǎn)要素集聚和市場需求等渠道有助于企業(yè)增加創(chuàng)新產(chǎn)出，并提高企業(yè)創(chuàng)新積極性。

然而，過度產(chǎn)業(yè)集聚會帶來擁擠效應，進而阻礙企業(yè)創(chuàng)新。擁擠效應會引起集聚區(qū)生活成本上升、生產(chǎn)要素價格上升、基礎設施和原材料短缺、生態(tài)環(huán)境惡化等一系列問題，并且為了爭奪原材料和公共基礎設施，企業(yè)之間還可能存在惡性競爭[4]。擁擠效應不僅會導致企業(yè)創(chuàng)新成本增加、創(chuàng)新利潤下降、創(chuàng)新意愿降低，惡性競爭還會破壞企業(yè)之間長期建立的信譽和聲譽，進而降低企業(yè)合作創(chuàng)新的可能性，總之，擁擠效應不僅會降低企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，還可能導致企業(yè)參與創(chuàng)新的積極性下降。此外，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的負向影響還表現(xiàn)在市場失靈，由于研發(fā)創(chuàng)新具有正外部性，大量企業(yè)在某一地區(qū)的集聚使企業(yè)之間的互動和交流更加頻繁，進而使企業(yè)的創(chuàng)新成果更容易被其他競爭對手學習和模仿，導致企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出不足以彌補其創(chuàng)新投入，再加上創(chuàng)新本身具有較高的風險和不確定性，企業(yè)會因技術外溢、研發(fā)前景和結果的不確定性而缺乏科研動力[9]。因此，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚可能會降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新積極性，進而不利于企業(yè)創(chuàng)新?；谏鲜龇治觯P者提出如下假設：

假設1：在合理的產(chǎn)業(yè)集聚水平上，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚有助于提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模，但過度產(chǎn)業(yè)集聚會降低企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模。

假設2：由于存在市場失靈，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚會降低企業(yè)創(chuàng)新積極性，但能夠為企業(yè)創(chuàng)新提供良好的外部環(huán)境，因而市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新積極性的影響取決于二者作用的大小。

(二)政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響

基于中國原有的計劃經(jīng)濟歷史，地方政府存在直接干預經(jīng)濟的慣性[9]，通常采用財政補貼和稅收減免等優(yōu)惠政策吸引企業(yè)入駐。這種政府干預下形成的產(chǎn)業(yè)集聚實質上是一種低效率的“企業(yè)扎堆”，不僅不具有集聚效應還可能帶來擁擠效應[4]。當優(yōu)惠政策為企業(yè)帶來的收益超過企業(yè)創(chuàng)新所獲得的報酬時，企業(yè)更加不會傾向于通過高投入、高風險的研發(fā)創(chuàng)新來獲取利潤，因而企業(yè)容易滋生創(chuàng)新惰性，導致企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出下降。胡彬和萬道俠[5]認為地方政府以“政策租”激勵產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展的做法，破壞了產(chǎn)業(yè)集聚的自增強效應，弱化了企業(yè)選擇差異化競爭戰(zhàn)略的機理作用，容易引發(fā)企業(yè)創(chuàng)新惰性。此外，政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚還可能引發(fā)企業(yè)尋租，為了享受更高額度的財政補貼和稅收減免等優(yōu)惠政策，企業(yè)會積極與當?shù)卣ぷ怅P系，尋租活動不僅會擠出企業(yè)創(chuàng)新投入，還會降低企業(yè)創(chuàng)新積極性?；诖?，筆者提出如下假設：

假設3：政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚不利于提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模，又有可能降低企業(yè)創(chuàng)新積極性。

三、模型構建、變量選取與數(shù)據(jù)說明

(一)模型構建

本文采用Heckman兩步法選擇模型估計產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響。本文計量模型設定如下：

(1)

(2)

Xijst=ρ1subijst+ρ2vatijst+ρ3scaijst+ρ4ageijst+ρ5capijst+ρ6wagijst+ρ7expijst+ρ8ownijst

(3)

(二)變量選取

1.企業(yè)創(chuàng)新

衡量企業(yè)創(chuàng)新的變量包括研發(fā)經(jīng)費支出、發(fā)明和專利數(shù)目、新產(chǎn)品種類數(shù)目以及新產(chǎn)品產(chǎn)值。其中，研發(fā)經(jīng)費支出通常用于衡量企業(yè)創(chuàng)新投入，發(fā)明和專利數(shù)目的多少與經(jīng)濟效應沒有直接的聯(lián)系，新產(chǎn)品種類數(shù)目不能準確衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，因為多種新產(chǎn)品創(chuàng)造的市場價值可能低于單獨一種產(chǎn)品創(chuàng)造的市場價值[3]。因此，本文采用新產(chǎn)品產(chǎn)值衡量企業(yè)創(chuàng)新。

2.產(chǎn)業(yè)集聚

由于EG指數(shù)充分考慮了企業(yè)規(guī)模和區(qū)域差異等因素對產(chǎn)業(yè)集聚程度的影響，本文采用EG指數(shù)[11-12]衡量企業(yè)面臨的產(chǎn)業(yè)集聚水平。EG指數(shù)測算公式如下：

(4)

其中，j表示企業(yè)；i表示三位數(shù)行業(yè)；s表示四位數(shù)地區(qū)；ωs表示行業(yè)i在地區(qū)s的就業(yè)人數(shù)占行業(yè)i全國就業(yè)人數(shù)的份額；xs表示地區(qū)s所有行業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國所有行業(yè)就業(yè)人數(shù)的份額；eij表示行業(yè)i中企業(yè)j的就業(yè)人數(shù)；EGi表示行業(yè)i的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)，該指數(shù)越大，則產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。

3.控制變量

財政補貼(sub)采用企業(yè)獲得的政府補貼實際值占工業(yè)銷售產(chǎn)值實際值的比值衡量；稅收減免(vat)采用企業(yè)應交增值稅實際值與工業(yè)增加值實際值之比的負值衡量；企業(yè)規(guī)模(sca)采用企業(yè)從業(yè)人數(shù)的自然對數(shù)值衡量；企業(yè)年齡(age)采用統(tǒng)計年份與企業(yè)開業(yè)年份之差衡量；資本密集度(cap)采用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與企業(yè)從業(yè)人數(shù)之比衡量；平均應付工資(wag)采用企業(yè)應付工資總額實際值與企業(yè)從業(yè)人數(shù)之比衡量；出口強度(exp)采用企業(yè)出口交貨值實際值占工業(yè)銷售產(chǎn)值實際值的比值衡量；企業(yè)所有制類型(own)參考楊汝岱[13]的方法，將注冊登記類型為110、141、143、151的企業(yè)定義為國有企業(yè)(own_1)，將注冊登記類型為300、310、320、330、340、200、210、220、230、240的企業(yè)定義為外資企業(yè)(own_2)，再按照國家資本金、港澳臺資本金和外商資本金將注冊登記類型為130、159、160的企業(yè)劃分為國有企業(yè)和外資企業(yè)，將既非國有企業(yè)又非外資企業(yè)的企業(yè)稱為私營企業(yè)(own_3)。此外，本文還控制了行業(yè)、地區(qū)和時間虛擬變量。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文采用的數(shù)據(jù)源于1998—2007年國家統(tǒng)計局建立和維護的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。*從2011年開始，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對“規(guī)模以上”標準進行了調整，1998—2010年統(tǒng)計所有國有工業(yè)企業(yè)和年主營業(yè)務收入在500萬元以上的非國有工業(yè)企業(yè)，而2011—2013年統(tǒng)計所有國有工業(yè)企業(yè)和年主營業(yè)務收入在2 000萬元以上的非國有工業(yè)企業(yè)。此外，由于2004年、2011—2013年缺少企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值數(shù)據(jù)，而新產(chǎn)品產(chǎn)值是本文的關鍵變量，2008年企業(yè)法人代碼缺失，2009—2010年固定資產(chǎn)凈值年平均余額、補貼收入和應付工資總額缺失，2009年國家資本金、港澳臺資本金和外商資本金缺失，因而本文的樣本期間選擇為1998—2007年。首先，本文借鑒Brandt等[14]的方法對樣本數(shù)據(jù)進行匹配。其次，進行樣本篩選，剔除工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、總資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、固定資產(chǎn)原值、中間投入等缺失、為零、為負的樣本；剔除從業(yè)人數(shù)少于8人的樣本；剔除銷售額小于500萬元的樣本；剔除總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值、固定資產(chǎn)原值小于固定資產(chǎn)凈值、總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、累計折舊小于本年折舊的樣本；剔除工業(yè)增加值或中間投入大于總產(chǎn)出的樣本；剔除開業(yè)年份早于1949年、晚于2007年或企業(yè)年齡小于零的樣本，以避免異常值的影響。最后，對樣本期間的行業(yè)代碼和地區(qū)代碼進行轉換和統(tǒng)一，將1994版《國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼》(GB/T4754—1994)轉換為2002版《國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼》(GB/T 4754—2002)，剔除非制造業(yè)樣本。按照GBT2260—1995版、GBT2260—1999版和GBT2260—2002版的行政區(qū)劃代碼表，將1998—2007年的地區(qū)代碼進行轉換和統(tǒng)一。通過上述處理得到本文使用的樣本數(shù)據(jù)。1998—2007年核心變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 核心變量的描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗

(一)基準回歸分析

本文采用Heckman兩步法實證檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響，回歸結果如表2所示。由于Heckman兩步法模型中逆米爾斯比(λ)在1%的水平上顯著，表明存在樣本選擇性偏誤，因而本文采用Heckman兩步法模型進行實證檢驗是有必要的。

表2 基準回歸結果

注：回歸過程中均控制了時間效應、地區(qū)效應和行業(yè)效應，***、**和*分別表示1%、5%和10%的水平上顯著，括號內為t值，下同。

從表2可以看出，模型(3)和模型(4)的回歸結果表明，產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間不存在顯著線性關系；并且產(chǎn)業(yè)集聚系數(shù)顯著為正，產(chǎn)業(yè)集聚二次項系數(shù)顯著為負，表明產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間呈顯著倒U型關系。因此，當產(chǎn)業(yè)集聚水平小于拐點時，市場機制和政府干預共同作用下的產(chǎn)業(yè)集聚有助于企業(yè)提升創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模。當產(chǎn)業(yè)集聚水平大于拐點時，提高產(chǎn)業(yè)集聚水平反而導致企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模下降，表明過度產(chǎn)業(yè)集聚帶來的擁擠效應和企業(yè)之間的惡性競爭不利于企業(yè)提升創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模，再加上政府不當干預也對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模產(chǎn)生負向影響。此外，通過進一步測算可知，產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間倒U型曲線在拐點處所對應的產(chǎn)業(yè)集聚水平約為0.0441，樣本期間，產(chǎn)業(yè)集聚水平低于拐點的創(chuàng)新企業(yè)占創(chuàng)新企業(yè)樣本總量約92.93%，表明中國制造業(yè)創(chuàng)新企業(yè)主要位于提高產(chǎn)業(yè)集聚水平有助于提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模的階段。

模型(1)和模型(2)的回歸結果表明，產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新積極性之間呈顯著U型關系，即隨著產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高，企業(yè)創(chuàng)新積極性先下降后上升，表明當產(chǎn)業(yè)集聚水平低于臨界值時，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚由于存在市場失靈，導致企業(yè)創(chuàng)新成果容易被其他競爭者學習和模仿，從而降低企業(yè)參與創(chuàng)新的積極性，而政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚也可能滋生企業(yè)創(chuàng)新惰性，因而產(chǎn)業(yè)集聚降低了企業(yè)創(chuàng)新積極性，但當產(chǎn)業(yè)集聚水平高于臨界值時，集聚區(qū)內企業(yè)數(shù)量增加使其面臨更加激烈的市場競爭，為了擴大市場份額或提高市場競爭力，企業(yè)會積極從事研發(fā)創(chuàng)新活動，此時產(chǎn)業(yè)集聚促使更多的企業(yè)參與創(chuàng)新。此外，產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新積極性之間的U型曲線在拐點處所對應的產(chǎn)業(yè)集聚水平約為0.0401，而樣本期間約有93.19%的樣本觀測值位于U型曲線的左端，表明中國制造業(yè)企業(yè)主要位于提高產(chǎn)業(yè)集聚水平會降低企業(yè)創(chuàng)新積極性的階段。

本文研究的是行業(yè)層面的產(chǎn)業(yè)集聚對該行業(yè)內微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響，這能夠在一定程度上消除產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在的逆向因果關系所導致的內生性問題，因為行業(yè)層面的產(chǎn)業(yè)集聚能夠影響到該行業(yè)內的微觀企業(yè)行為，但單個企業(yè)對整個行業(yè)的影響很小甚至可忽略不計，因而這種相反的作用渠道可能并不存在[15]。

(二)市場機制和政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的差異化影響

本文采用財政補貼與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(sub_agg)表示財政補貼政策下的產(chǎn)業(yè)集聚，采用稅收減免與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(vat_agg)表示稅收減免政策下的產(chǎn)業(yè)集聚。參照張國峰等[16]的做法，在控制政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚以后，衡量市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響。市場機制和政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結果如表3所示。

表3 不同背景下形成的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響

注：回歸過程中分別控制了控制變量，逆米爾斯比估計值均在1%的水平上顯著為負，限于篇幅，未在正文列出，留存?zhèn)渌?，下同?/p>

從表3可以看出，模型(6)的回歸結果顯示，財政補貼與產(chǎn)業(yè)集聚交互項系數(shù)在5%的水平上顯著為負，稅收減免與產(chǎn)業(yè)集聚交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明在財政補貼或稅收減免政策下，企業(yè)為了追求“政策租”而形成的虛假產(chǎn)業(yè)集聚會導致企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模下降，假設3前半部分得到驗證。在對政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚進行控制以后，產(chǎn)業(yè)集聚二次項系數(shù)依然顯著為負，產(chǎn)業(yè)集聚系數(shù)依然顯著為正，表明市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間呈顯著倒U型關系，假設1得到驗證，還表明市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響大于政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。模型(5)的回歸結果顯示，財政補貼與產(chǎn)業(yè)集聚交互項系數(shù)以及稅收減免與產(chǎn)業(yè)集聚交互項系數(shù)均不顯著，假設3后半部分沒有得到驗證。市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新積極性之間呈顯著U型關系，表明當產(chǎn)業(yè)集聚水平低于拐點時，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新積極性的負向影響占主導地位，當產(chǎn)業(yè)集聚水平高于拐點時，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新積極性的正向影響占主導地位，假設2得到驗證，還表明對企業(yè)創(chuàng)新積極性的影響主要來自市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚。

綜上所述，政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚不利于企業(yè)增加創(chuàng)新產(chǎn)出，但沒有顯著降低企業(yè)創(chuàng)新積極性，而市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間呈顯著倒U型關系，與企業(yè)創(chuàng)新積極性之間呈顯著U型關系，并且產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響主要來自市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚。

(三)異質性檢驗

1.國有企業(yè)、外資企業(yè)和私營企業(yè)

本文借鑒楊汝岱[13]的方法將中國制造業(yè)企業(yè)分為國有企業(yè)、外資企業(yè)和私營企業(yè)，分別檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對不同所有制類型企業(yè)創(chuàng)新的差異化影響，結果如表4所示。

從表4可以看出，財政補貼政策下的產(chǎn)業(yè)集聚在1%的水平上顯著降低了國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模，對外資企業(yè)和私營企業(yè)的影響不顯著，這可能因為國有企業(yè)和政府有著天然的聯(lián)系，更加容易獲得財政補貼，甚至獲得更多的財政補貼，這種獨特的政策扶持優(yōu)勢容易使國有企業(yè)產(chǎn)生創(chuàng)新惰性，進而忽視創(chuàng)新投入，降低創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模。在選擇方程中，財政補貼與產(chǎn)業(yè)集聚交互項系數(shù)均不顯著，因而財政補貼下的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新積極性沒有顯著影響。稅收減免政策下的產(chǎn)業(yè)集聚在1%的水平上顯著降低了國有企業(yè)和外資企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模，在1%的水平上顯著降低了私營企業(yè)創(chuàng)新積極性，在10%的水平上有助于鼓勵外資企業(yè)參與創(chuàng)新，這可能因為外資企業(yè)有海外母公司給予融資幫助和技術支持，因而稅收減免政策下的產(chǎn)業(yè)集聚不僅沒有降低外資企業(yè)創(chuàng)新積極性，反而鼓勵更多的外資企業(yè)參與創(chuàng)新。從產(chǎn)業(yè)集聚系數(shù)大小和顯著性水平來看，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與外資企業(yè)、私營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間呈顯著倒U型關系，與私營企業(yè)創(chuàng)新積極性之間呈顯著U型關系，但市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚對國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模以及國有企業(yè)、外資企業(yè)創(chuàng)新積極性的影響不顯著。

表4 異質性檢驗：不同所有制類型

2.技術密集型企業(yè)和非技術密集型企業(yè)

本文將中國制造業(yè)企業(yè)劃分為技術密集型企業(yè)和非技術密集型企業(yè)。*技術密集型企業(yè)對應的2位數(shù)行業(yè)主要包括：化學原料及化學制品制造業(yè)(26)，醫(yī)藥制造業(yè)(27)，通用設備制造業(yè)(35)，專用設備制造業(yè)(36)，交通運輸設備制造業(yè)(37)，電氣機械及器材制造業(yè)(39)，通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)(40)，儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)(41)。除了技術密集型企業(yè)以外，其他企業(yè)均為非技術密集型企業(yè)。產(chǎn)業(yè)集聚對不同技術密集型企業(yè)創(chuàng)新的影響如表5所示。

表5 異質性檢驗：不同技術密集型企業(yè)

從表5可以看出，財政補貼政策下的產(chǎn)業(yè)集聚在1%的水平上導致技術密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模下降，但在5%的水平上導致更多技術密集型企業(yè)參與創(chuàng)新，這可能因為技術密集型企業(yè)面臨更激烈的市場競爭，企業(yè)更傾向于將寶貴的時間和金錢用于實質性研發(fā)[9]，而財政補貼能夠緩解企業(yè)融資約束，使有意愿創(chuàng)新但融資困難的企業(yè)能夠從事創(chuàng)新活動，因而財政補貼政策下的產(chǎn)業(yè)集聚能夠使更多的技術密集型企業(yè)參與創(chuàng)新。財政補貼政策下的產(chǎn)業(yè)集聚對非技術密集型企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新積極性均沒有顯著影響。其次，稅收減免政策下的產(chǎn)業(yè)集聚在1%的水平上導致技術密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模下降，分別在10%和1%的水平上導致非技術密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新積極性下降，但對技術密集型企業(yè)創(chuàng)新積極性沒有顯著影響。最后，從產(chǎn)業(yè)集聚系數(shù)大小和顯著性水平來看，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與技術密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈顯著倒U型關系，但與非技術密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈顯著U型關系。本文通過進一步對樣本細分發(fā)現(xiàn)，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與勞動密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈顯著倒U型關系，與資本密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間不存在顯著非線性關系，與資源密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈顯著U型關系，并且通過觀察資源密集型企業(yè)U型曲線的拐點可以發(fā)現(xiàn)，資源密集型企業(yè)主要位于U型曲線的右端，在勞動密集型、資源密集型和資本密集型企業(yè)的共同作用下，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與非技術密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈顯著U型關系。此外，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與技術密集型企業(yè)、非技術密集型企業(yè)創(chuàng)新積極性之間均呈顯著U型關系。

3.專業(yè)化集聚和多樣化集聚

專業(yè)化集聚水平和多樣化集聚水平的測算公式分別為：

speis=(eis/es)/(ein/en)

(5)

(6)

其中，eis表示s地區(qū)i行業(yè)的總就業(yè)人數(shù)，es表示s地區(qū)的總就業(yè)人數(shù)，ein表示i行業(yè)的總就業(yè)人數(shù)，en表示全國的總就業(yè)人數(shù)，speis表示i行業(yè)s地區(qū)的專業(yè)化集聚程度，該指數(shù)越大則專業(yè)化集聚程度越高。divi為i行業(yè)的多樣化集聚指數(shù)，該指數(shù)越大表示多樣化集聚程度越高。

專業(yè)化集聚和多樣化集聚對企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結果如表6所示。

表6 異質性檢驗：不同集聚類型

從表6可以看出，模型(2)的回歸結果表明，專業(yè)化集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間呈顯著倒U型關系，隨著專業(yè)化集聚水平的提高，專業(yè)化集聚先有助于提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模后不利于提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模。這可能因為專業(yè)化集聚區(qū)內的企業(yè)具有相同的知識結構和技術需求，從而專業(yè)化的知識和技術在集聚區(qū)的傳播和擴散有助于其他企業(yè)提升創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模[1]，但當集聚水平高于臨界值以后，企業(yè)面臨技術和知識太過單一、缺乏新知識和新思想注入的困境，這種技術鎖定會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模產(chǎn)生阻礙作用。模型(4)的回歸結果表明，多樣化集聚能夠顯著促進企業(yè)提升創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模，這可能因為多樣化集聚有助于多樣性和互補性知識的相互交流，不僅使現(xiàn)有知識和技術得到傳播和擴散，還有助于新知識和新思想的產(chǎn)生，并且隨著企業(yè)數(shù)量的增加，集聚區(qū)內知識和技術的多樣性也會隨之增加[17]。模型(1)的回歸結果表明，專業(yè)化集聚與企業(yè)創(chuàng)新積極性之間呈顯著U型關系，并且有95.59%的企業(yè)位于U型曲線的左端，因而專業(yè)化集聚降低了企業(yè)創(chuàng)新積極性，這可能因為在專業(yè)化集聚區(qū)內，由于企業(yè)具有相似知識結構、技術需求和文化背景等，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出很容易被其他企業(yè)吸收和模仿，進而降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新積極性。模型(3)的回歸結果表明，多樣化集聚與企業(yè)創(chuàng)新積極性間呈顯著倒U型關系，當多樣化集聚水平小于臨界值時，多樣化集聚有助于提高企業(yè)創(chuàng)新積極性，但當多樣化集聚水平過高時，由于來自不同行業(yè)的企業(yè)彼此之間存在認知距離，從而性降低企業(yè)創(chuàng)新積極性[18]，并且樣本期間約99.99%企業(yè)位于倒U型曲線左端，因此，對于多數(shù)中國制造業(yè)企業(yè)而言，提高多樣化集聚水平有助于激勵更多企業(yè)參與創(chuàng)新。

五、研究結論與政策建議

本文基于中國制造業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，采用Heckman兩步法選擇模型實證檢驗了不同背景下形成的產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并得到以下研究結論：首先，不區(qū)分產(chǎn)業(yè)集聚形成背景的研究結果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間呈顯著倒U型關系，產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新積極性之間呈顯著U型關系，并且中國多數(shù)制造業(yè)企業(yè)位于提高產(chǎn)業(yè)集聚水平有助于提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模和降低企業(yè)創(chuàng)新積極性的階段。其次，區(qū)分產(chǎn)業(yè)集聚形成背景的研究結果顯示，政府干預下的產(chǎn)業(yè)集聚導致企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模下降，但沒有顯著降低企業(yè)創(chuàng)新積極性。市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間呈顯著倒U型關系，與企業(yè)創(chuàng)新積極性之間呈顯著U型關系。再次，區(qū)分不同所有制類型和不同技術密集型企業(yè)的研究結果顯示，財政補貼政策下的產(chǎn)業(yè)集聚導致國有企業(yè)、技術密集型企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出下降，但有助于提高技術密集型企業(yè)創(chuàng)新積極性。稅收減免政策下的產(chǎn)業(yè)集聚導致國有企業(yè)、外資企業(yè)、技術密集型企業(yè)和非技術密集型企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模下降，導致私營企業(yè)、非技術密集型企業(yè)創(chuàng)新積極性下降，但提高了外資企業(yè)創(chuàng)新積極性。除了非技術密集型企業(yè)，市場機制下的產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模之間均呈顯著倒U型關系，與企業(yè)創(chuàng)新積極性之間均呈顯著U型關系。最后，區(qū)分產(chǎn)業(yè)集聚類型的研究結果表明，多樣化集聚比專業(yè)化集聚更有利于中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新。

根據(jù)上述研究結論，筆者提出如下政策建議：首先，由于在市場機制引導下所形成的產(chǎn)業(yè)集聚在一定的產(chǎn)業(yè)集聚水平上有助于提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模，而過度產(chǎn)業(yè)集聚和市場失靈會降低企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模和企業(yè)創(chuàng)新積極性。因此，為了避免或克服過度產(chǎn)業(yè)集聚和市場失靈給企業(yè)創(chuàng)新帶來負面影響，政府應該扮演好其公共服務角色，及時增加集聚區(qū)內的公共基礎設施和服務，并提供完善的知識產(chǎn)權保護制度，為產(chǎn)業(yè)集聚提供一個良好的外部制度環(huán)境。其次，由于地方政府通過提供優(yōu)惠政策誘導企業(yè)為追求“政策租”而形成的虛假產(chǎn)業(yè)集聚不利于企業(yè)創(chuàng)新，政府應該轉變職能，減少對市場的不當干預，注重培育產(chǎn)業(yè)集聚的市場力量，鼓勵企業(yè)自發(fā)形成產(chǎn)業(yè)集聚。最后，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響在不同所有制類型、不同技術密集型企業(yè)和不同產(chǎn)業(yè)集聚類型中的表現(xiàn)不同，政府在制定產(chǎn)業(yè)政策時不能“一刀切”，應該根據(jù)行業(yè)自身特點因地制宜地制定相應的產(chǎn)業(yè)政策。

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