王 珺, 李澤華

一、引 言

作為全球人口第一大國，在人均資源并不充裕的條件下，中國實(shí)現(xiàn)了持續(xù)近40年的高速經(jīng)濟(jì)增長，中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展取得了舉世矚目的成就。1978年至2017年，中國的名義GDP從3,679億元增長到827,122億元，經(jīng)濟(jì)總量排名躍居全球第二。改革開放改變了中國，讓中國人民富裕起來，讓中國重拾歷史榮光和大國自信。

內(nèi)生增長理論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的動力源泉，知識溢出(Knowledge Spillover)是技術(shù)進(jìn)步的重要來源(Romer，1990)。改革開放為中國制造業(yè)帶來了吸收知識溢出、實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的歷史機(jī)遇。知識溢出是改革開放以來推動中國制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高速增長的關(guān)鍵因素。前人對改革開放以來知識溢出在中國的作用和影響已有大量研究，主要集中在三個(gè)方面：(1)知識溢出對經(jīng)濟(jì)增長和地區(qū)差距的影響(沈坤榮和耿強(qiáng)，2001；范劍勇，2006)；(2)知識溢出對效率提升和研發(fā)創(chuàng)新的影響(王紅領(lǐng)等，2006；彭向和蔣傳海，2011)；(3)影響知識溢出發(fā)揮上述作用的因素和條件(何興強(qiáng)等，2014)。

知識溢出的存在和作用是毋庸置疑的，但知識溢出的作用本質(zhì)在于知識的社會回報(bào)率高于私人回報(bào)率，因此除了探討溢出主體帶來的影響，從吸收的視角出發(fā)，探討其他主體吸收溢出的成效如何，通過何種機(jī)制進(jìn)行吸收，同樣具有重要意義。

理論上，知識溢出的吸收既可能是在位企業(yè)通過技術(shù)模仿和干中學(xué)等方式吸收知識溢出實(shí)現(xiàn)漸進(jìn)創(chuàng)新，帶來自身生產(chǎn)率的提升，也可能是被新生的進(jìn)入企業(yè)吸收，通過采用一些激進(jìn)的創(chuàng)新，比如使用更先進(jìn)的設(shè)備、技術(shù)，在進(jìn)入之初就具備更高的生產(chǎn)率(Acemoglu & Cao，2015)。在我們掌握的為數(shù)不多的討論知識溢出吸收問題的文獻(xiàn)中，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，知識溢出主要是被進(jìn)入企業(yè)所吸收，這些企業(yè)在進(jìn)入之初就獲取了知識溢出帶來的全部好處(Brandt et al.，2012；Faberman & Freedman，2016)；也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，在位企業(yè)吸收知識溢出實(shí)現(xiàn)效率提升是制造業(yè)TFP增長的主要來源(范劍勇等，2014；吳利學(xué)等2016)?？傮w而言，目前針對中國制造業(yè)知識溢出吸收的研究，主要是針對生產(chǎn)率提升的結(jié)構(gòu)展開，對企業(yè)吸收知識溢出實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的理論機(jī)制和實(shí)證檢驗(yàn)尚缺乏充分的討論。

本文在吳利學(xué)等(2016)的基礎(chǔ)上，從在位企業(yè)成長的角度，深入探討知識溢出的吸收機(jī)制，在微觀層面較前人研究提供更充分的討論。通過理論假說和實(shí)證分析證明在位企業(yè)吸收知識溢出實(shí)現(xiàn)漸進(jìn)效率進(jìn)步是中國制造業(yè)吸收知識溢出的主要機(jī)制?；?998—2007年中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)：(1)中國制造業(yè)的知識溢出吸收機(jī)制，主要是在位企業(yè)吸收知識溢出實(shí)現(xiàn)漸進(jìn)的生產(chǎn)率提升；(2)在位企業(yè)對集聚知識溢出的吸收效果存在階段性差異；(3)企業(yè)成立的前10年，對FDI知識溢出的吸收會經(jīng)歷一個(gè)先降后升的過程，但存續(xù)超過20年的企業(yè)，對FDI知識溢出的吸收效果不升反降。本文結(jié)論總體而言是穩(wěn)健的。

本文的后續(xù)結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分結(jié)合改革開放以來中國制造業(yè)發(fā)展的典型事實(shí)，提出本文要驗(yàn)證的理論假說，并介紹知識溢出吸收機(jī)制識別策略；第三部分介紹模型設(shè)定并進(jìn)行數(shù)據(jù)說明；第四部分報(bào)告實(shí)證結(jié)果并識別知識溢出吸收機(jī)制；第五部分得出結(jié)論和啟示。

二、理論假說與識別策略

本部分將結(jié)合改革開放以來中國制造業(yè)發(fā)展的典型事實(shí)提出本文要驗(yàn)證的理論假說，并介紹從動態(tài)視角檢驗(yàn)知識溢出吸收機(jī)制的識別策略。

(一)典型事實(shí)與理論假說

知識溢出被吸收轉(zhuǎn)化為技術(shù)進(jìn)步是一個(gè)動態(tài)的過程，結(jié)合改革開放以來中國制造業(yè)發(fā)展的典型事實(shí)，在位企業(yè)可能基于以下兩種邏輯之一，成為吸收知識溢出帶動制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步的主體。

1.專業(yè)鎮(zhèn)和大城市是改革開放以來推動中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步的兩臺“發(fā)動機(jī)”。空間集聚的企業(yè)可能享受到兩種外部性：專業(yè)化和多樣化外部性。這兩種外部性被認(rèn)為是專業(yè)鎮(zhèn)和大城市形成的重要機(jī)制(Glaeser，1992)。市場中的成熟企業(yè)主要得益于專業(yè)化外部性提供的投入共享、勞動力池和知識溢出，而新生企業(yè)主要得益于多樣化外部性提供的知識創(chuàng)造和更多的試錯(cuò)機(jī)會(Duranton & Puga，2001)。基于中國制造業(yè)的經(jīng)驗(yàn)研究表明，中小企業(yè)更偏向于自主研發(fā)和原始創(chuàng)新，大企業(yè)更偏向于引進(jìn)技術(shù)和吸收消化再創(chuàng)新(張宗慶和鄭江淮，2013)。因此在位企業(yè)相對于進(jìn)入企業(yè)更可能成為吸收集聚帶來的知識溢出主體。

2.改革開放之初，經(jīng)濟(jì)特區(qū)的設(shè)立，外商直接投資的進(jìn)入，為中國工業(yè)化的起步提供了資金和技術(shù)支持。FDI通常會為東道國帶來先進(jìn)的技術(shù)，比如先進(jìn)的設(shè)備、產(chǎn)品和生產(chǎn)流程以及生產(chǎn)計(jì)劃、市場營銷和企業(yè)管理等非物化技術(shù)，東道國企業(yè)通過對外資企業(yè)的模仿學(xué)習(xí)，可以提高自身生產(chǎn)率；同時(shí)，外資企業(yè)會與東道國企業(yè)競爭有限的市場資源，東道國企業(yè)在競爭壓力下將被迫進(jìn)行技術(shù)改進(jìn)，提高自身的生產(chǎn)率。2001年12月中國正式加入WTO，深度嵌入全球價(jià)值鏈，對FDI知識溢出的吸收方式不再僅限于簡單地模仿，也能根據(jù)本地的資源稟賦進(jìn)行一定的改良(Kokko，1994)。此外，當(dāng)市場中存在知識溢出時(shí)，在位企業(yè)可以同時(shí)獲益于內(nèi)源和外源創(chuàng)新，而新生企業(yè)僅能獲益于外源創(chuàng)新(Akcigit & Kerr，2018)。因此，在位企業(yè)相比進(jìn)入企業(yè)更可能吸收來自FDI的知識溢出。

基于上述理論邏輯，我們可以提出本文實(shí)證部分要驗(yàn)證的假說：中國制造業(yè)的知識溢出吸收機(jī)制，主要是在位企業(yè)吸收知識溢出實(shí)現(xiàn)漸進(jìn)的生產(chǎn)率提升。

(二)知識溢出吸收機(jī)制識別策略

本部分第一節(jié)中提出的理論假說，意味著企業(yè)從溢出中獲取的好處將隨著企業(yè)年齡的增長不斷提升。由此，我們可以提出一種識別策略，即考察空間集聚和FDI對企業(yè)TFP的溢出效應(yīng)是否隨著企業(yè)年齡增長而變強(qiáng)。同一年同一個(gè)地區(qū)的企業(yè)，其獲得的溢出效應(yīng)若隨著企業(yè)年齡增長而變強(qiáng)，則說明知識溢出帶來的好處是不斷提升的，即知識溢出被在位企業(yè)吸收實(shí)現(xiàn)漸進(jìn)的效率提升；若溢出效應(yīng)并不隨企業(yè)年齡變化，則說明進(jìn)入企業(yè)在進(jìn)入之初就已經(jīng)吸收了知識溢出帶來的全部好處。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

本部分首先介紹本文實(shí)證部分的基準(zhǔn)模型設(shè)定，然后說明數(shù)據(jù)來源，最后介紹實(shí)證部分主要變量的選取并報(bào)告描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

(一)基準(zhǔn)模型設(shè)定

基于本文第二部分提出的識別策略，參考Faberman & Freedman(2016)，本文實(shí)證部分的基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

lnTFPijt=C0+β0Aggit+λ0FDIit+φ0aD.Ageijt+γ0Zit+δ0Wjt+μi+σj+νk+εijt

(1)

式(1)中，下標(biāo)i代表城市，下標(biāo)j代表企業(yè)，下標(biāo)t代表年份，下標(biāo)k代表行業(yè)，被解釋變量lnTFPijt為自然對數(shù)形式的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，兩個(gè)解釋變量Aggit和FDIit分別為空間集聚和外商直接投資的度量指標(biāo)，D.Ageijt為控制企業(yè)年齡效應(yīng)的虛擬變量，Zit是一組城市特征的控制變量(包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本和擁擠成本)，Wjt則是企業(yè)特征控制變量組(包含銷售總額，用工規(guī)模、所有制類型以及外資技術(shù)前沿距離)，μi、σj和νk分別代表城市、企業(yè)和行業(yè)的固定效應(yīng)，εijt為殘差項(xiàng)。

(二)數(shù)據(jù)來源和變量說明

1.數(shù)據(jù)來源

為了考察知識溢出對制造業(yè)企業(yè)效率的影響隨企業(yè)年齡動態(tài)變化的情況，需要使用企業(yè)級的連續(xù)微觀數(shù)據(jù)。本文采用的企業(yè)數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，時(shí)間跨度為1998—2007年[注]2002年我國制造業(yè)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)發(fā)生調(diào)整，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的行業(yè)分類從2003年開始與之前年份存在差異。本文根據(jù)GB/T 4754—1994 和GB/T4754—2002兩份國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，通過逐一對比將2003年以前的四位數(shù)行業(yè)代碼按新的標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整，統(tǒng)一了各年份的行業(yè)分類。，其中僅考察1978年以后成立的企業(yè)。此外，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在樣本匹配混亂、變量大小異常、測度誤差明顯和變量定義模糊等問題，本文參照Brandt et al.(2012)以及聶輝華等(2012)提出的方法，對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)進(jìn)行了整理。

在考察空間集聚帶來的知識溢出影響時(shí)，空間尺度的選取非常關(guān)鍵，不同的尺度可能帶來截然不同的結(jié)果。前人的研究表明，知識溢出的影響會隨著空間距離迅速衰減(Duranton & Overman，2005)，考慮到數(shù)據(jù)可得性，城市是一個(gè)合適的空間尺度。本文城市數(shù)據(jù)來自各年度《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的地級行政單元和直轄市數(shù)據(jù)，通過國家民政局官方網(wǎng)站公布的各年度行政區(qū)劃代碼進(jìn)行匹配,最終選取的數(shù)據(jù)有效時(shí)間范圍是2000年至2007年。

2.變量說明

本文實(shí)證部分選取的變量定義及其測算方法說明詳見表1，以下做重點(diǎn)說明。

被解釋變量。本文采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)作為被解釋變量。在TFP的估計(jì)方面，本文參考Olley & Pakes(1996)以及Levinsohn & Petrin(2003)的方法分別計(jì)算出OP法和LP法兩類TFP指標(biāo)，并參考魯曉東和連玉君(2012)對部分變量進(jìn)行價(jià)格指數(shù)平減。此外，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫有許多企業(yè)所報(bào)告的當(dāng)期投資額為零，使用OP法會損失較多的樣本(范劍勇等，2014)，因此在本文實(shí)證的主體部分，將采用LP法估計(jì)的TFP對數(shù)作為被解釋變量，OP法估計(jì)的TFP則用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

解釋變量。對于空間集聚指標(biāo)Aggit，理論上應(yīng)使用城市人口密度，但由于缺少口徑統(tǒng)一的常住人口密度數(shù)據(jù)，因此本文借鑒Faberman & Freedman(2016)的策略，采用市轄區(qū)常住人口規(guī)模作為人口密度的代理變量。對于外商直接投資指標(biāo)FDIit，本文參考王紅領(lǐng)等(2006)，選擇市轄區(qū)規(guī)模以上外資和“三資”企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值之和占市轄區(qū)規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值的比例作為解釋變量。

表1 變量說明

各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)參見表2。實(shí)證部分用于計(jì)量回歸的企業(yè)樣本為1978年起成立的全部內(nèi)資企業(yè)，內(nèi)資企業(yè)的判定標(biāo)準(zhǔn)為中外合資和中外合作企業(yè)中，外方在實(shí)收資本中占比不超過25%的企業(yè)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與機(jī)制識別

本部分首先報(bào)告基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果，得出兩種溢出效應(yīng)的總體情況，然后分別刻畫兩種溢出效應(yīng)隨企業(yè)年齡增長的動態(tài)變化，由此識別兩種知識溢出的吸收機(jī)制，最后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果如表3所示，最后一列為總體回歸結(jié)果，(1)至(3)列為不控制城市和企業(yè)特征與只控制其中一類特征的情況，城市和企業(yè)的固定效應(yīng)使用面板FE回歸控制。從表3中可以發(fā)現(xiàn)：(1)兩個(gè)解釋變量的系數(shù)都在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，說明集聚溢出效應(yīng)和FDI溢出效應(yīng)都對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著為正的影響，該發(fā)現(xiàn)與范劍勇(2006)和王紅領(lǐng)等(2006)的主要結(jié)論是相吻合的；(2)引入城市特征和企業(yè)特征的控制變量后，兩個(gè)解釋變量的系數(shù)有一定變化，但仍在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，說明結(jié)果比較穩(wěn)?。?3)城市特征和企業(yè)特征控制變量的系數(shù)均在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。

表3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

注：系數(shù)下括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

綜上，基準(zhǔn)回歸的結(jié)果證明基準(zhǔn)模型確實(shí)可以有效識別空間集聚和外商直接投資的溢出效應(yīng)，適用于接下來對知識溢出吸收機(jī)制的動態(tài)識別。

(二)知識溢出吸收機(jī)制識別

1.溢出效應(yīng)動態(tài)識別模型

在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，我們加入年齡虛擬變量與集聚指標(biāo)的交乘項(xiàng)，以考察企業(yè)所獲取的集聚溢出效應(yīng)隨企業(yè)年齡變化的情況，模型變?yōu)槿缦滦问剑?/p>

lnTFPijt= C1+β1Aggit+λ1FDIit+θaAggit*D.Ageijt+φ1aD.Ageijt+

γ1Zit+δ1Wjt+μi+σj+νk+εijt

(2)

公式中的變量定義均與基準(zhǔn)模型相同，此時(shí)我們感興趣的指標(biāo)為β1+θa，作出其圖像即可觀察內(nèi)資制造業(yè)TFP的集聚溢出效應(yīng)隨企業(yè)年齡增長的變化情況。若溢出效應(yīng)隨年齡增加不斷上升，則可以證明空間知識溢出是被在位企業(yè)吸收的。

FDI溢出效應(yīng)的動態(tài)變化也可通過相同方式進(jìn)行識別，通過加入年齡虛擬變量與FDI指標(biāo)的交乘項(xiàng)，以考察企業(yè)所獲取的外商直接投資溢出效應(yīng)隨企業(yè)年齡變化的情況，模型如下：

lnTFPijt= C2+β2Aggit+λ2FDIit+ξaFDIit*D.Ageijt+φ2aD.Ageijt+

γ2Zit+δ2Wjt+μi+σj+νk+εijt

(3)

同上，此時(shí)我們感興趣的指標(biāo)為β2+ξa，作出其圖像即可觀察內(nèi)資制造業(yè)TFP的外商直接投資溢出效應(yīng)隨企業(yè)年齡增長的變化情況，從而識別外商直接投資知識溢出吸收機(jī)制。

2.溢出效應(yīng)動態(tài)識別結(jié)果

表4 集聚溢出效應(yīng)動態(tài)識別結(jié)果

注：系數(shù)下括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

表 4報(bào)告了公式(2)的回歸結(jié)果，可以看到解釋變量中的集聚指標(biāo)及其與各個(gè)年齡虛擬變量的交乘項(xiàng)系數(shù)均在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，兩者相加即可刻畫集聚效應(yīng)動態(tài)變化，具體如圖1(a)。

表5 FDI溢出效應(yīng)動態(tài)識別結(jié)果

注：系數(shù)下括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

表5報(bào)告了公式(3)的回歸結(jié)果，可以看到解釋變量中的FDI指標(biāo)系數(shù)在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，其與各個(gè)年齡虛擬變量的交乘項(xiàng)雖然僅有部分顯著，但進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)會在1%水平上拒絕原假設(shè)。因此交乘項(xiàng)系數(shù)依然是可用的，兩者相加即可刻畫FDI溢出效應(yīng)的動態(tài)變化，具體如圖1(b)。

圖1 集聚溢出效應(yīng)(a)和FDI溢出效應(yīng)(b)隨企業(yè)年齡變化趨勢

從圖1(a)中我們可以看出，集聚溢出效應(yīng)明顯表現(xiàn)出隨企業(yè)年齡增長持續(xù)上升的趨勢，集聚項(xiàng)和交乘項(xiàng)系數(shù)之和隨企業(yè)年齡增長累計(jì)上漲超過70%，由此可以證明空間集聚的知識溢出吸收是被在位企業(yè)吸收實(shí)現(xiàn)漸進(jìn)的生產(chǎn)率提升。此外，從折線圖的斜率階段性變化可以看出在位企業(yè)對集聚知識溢出的吸收效果本身也存在階段性差異。

從圖1(b)可以看出，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)同樣會隨著企業(yè)年齡的增長不斷增強(qiáng)，證明FDI帶來的知識溢出同樣是通過被在位企業(yè)吸收實(shí)現(xiàn)漸進(jìn)的生產(chǎn)率提升。但在企業(yè)成立最初的幾年，溢出效應(yīng)有一個(gè)先降后升的過程，大約從第10年開始，企業(yè)獲得的FDI溢出效應(yīng)快速增強(qiáng)，這與假說中提及的第2條邏輯途徑是相吻合的。東道國企業(yè)在進(jìn)入之初，主要是面臨FDI所帶來的競爭效應(yīng)，伴隨其在市場中不斷模仿學(xué)習(xí)，將進(jìn)入生產(chǎn)率的快速上升期。但超過20年的制造業(yè)企業(yè)，對知識溢出的吸收效果不升反降，這可能是由于這些企業(yè)普遍規(guī)模較大，對外部信息不敏感，業(yè)務(wù)上與國際接軌程度也較低。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換指標(biāo)檢驗(yàn)

在本文的實(shí)證中，可能存在由于指標(biāo)算法的選取帶來的干擾，采用替換指標(biāo)的策略重跑基準(zhǔn)回歸，可以檢驗(yàn)這方面的問題，具體包括：(1)使用OP法TFP替換LP法TFP構(gòu)造被解釋變量；(2)使用存量指標(biāo)替代產(chǎn)出指標(biāo)測算FDI，參考邱立成等(2017)的做法，使用每個(gè)城市中規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)外商資本加總占實(shí)收資本加總的比例(fdi_k)。

限于篇幅，本部分不再詳細(xì)報(bào)告城市特征和企業(yè)特征控制變量的系數(shù)。分析表6可以發(fā)現(xiàn)，替換指標(biāo)后系數(shù)符號與顯著性都沒有變化，僅系數(shù)絕對值有變動。從(2)和(4)兩列可以看出，基于OP法TFP的回歸系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果有較為明顯的差別，這主要是由于OP法計(jì)算TFP存在大量缺失值所導(dǎo)致，可以留意到使用OP法指標(biāo)時(shí)樣本量減少了20多萬。

表6 指標(biāo)替換回歸結(jié)果

注：系數(shù)下括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

2.分樣本檢驗(yàn)

實(shí)際經(jīng)營中，規(guī)模越大的企業(yè)，往往組織架構(gòu)越復(fù)雜，對于外界信息的敏感性也越差，與此同時(shí)，大規(guī)模的企業(yè)也可能更傾向于自主研發(fā)，因此對知識溢出的吸收效果可能較中小企業(yè)更弱。為了確保本文的結(jié)果并不是僅僅來自一部分企業(yè)的特殊結(jié)論，有必要區(qū)分不同規(guī)模的企業(yè)樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。企業(yè)規(guī)模劃分原則參照國家統(tǒng)計(jì)局2011年發(fā)布的《關(guān)于印發(fā)中小企業(yè)劃型標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定的通知》，將工業(yè)企業(yè)劃分為微型(20人以下)、小型(20—300人)、中型(300—1 000人)以及大型(1 000人以上)四個(gè)樣本，回歸結(jié)果見表 7。

表7 企業(yè)規(guī)模分樣本回歸結(jié)果

注：系數(shù)下括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

表7報(bào)告了分樣本回歸的結(jié)果，第(1)列是用于對照的全樣本回歸結(jié)果，(2)至(5)列依次為微型、小型、中型和大型工業(yè)企業(yè)樣本的回歸結(jié)果。從表 7可以看出，規(guī)模越大的企業(yè)，獲得的溢出效應(yīng)確實(shí)越小，但就集聚溢出效應(yīng)而言，即使是規(guī)模1 000人以上的大型企業(yè)，仍能獲得1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著的溢出效應(yīng)；就FDI集聚溢出效應(yīng)而言，微型到中型工業(yè)企業(yè)均可獲得1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著的溢出效應(yīng)，大型企業(yè)的FDI溢出效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但系數(shù)的符號和大小仍保持一致的趨勢。

綜上，我們發(fā)現(xiàn)更換關(guān)鍵指標(biāo)的測量方法以及劃分不同規(guī)模的企業(yè)樣本并不會影響本文結(jié)論?？傮w而言，本文的實(shí)證是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與啟示

本文深入探討知識溢出的吸收機(jī)制，首先結(jié)合改革開放以來制造業(yè)發(fā)展歷程提出理論假說，然后通過刻畫企業(yè)TFP的集聚溢出效應(yīng)和FDI溢出效應(yīng)隨企業(yè)年齡增長的動態(tài)變化情況，對知識溢出的吸收機(jī)制進(jìn)行了識別，實(shí)證結(jié)果為本文的理論假說提供了有力證據(jù)?；?998—2007年中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，本文發(fā)現(xiàn)：(1)中國制造業(yè)的知識溢出吸收機(jī)制，主要是在位企業(yè)吸收知識溢出實(shí)現(xiàn)漸進(jìn)的生產(chǎn)率提升；(2)在位企業(yè)對集聚知識溢出的吸收效果存在階段性差異；(3)企業(yè)成立的前10年，對FDI知識溢出的吸收會經(jīng)歷一個(gè)先降后升的過程，但超過20年的企業(yè)，對FDI知識溢出的吸收效果不升反降。

基于上述結(jié)論，可以得到以下三點(diǎn)啟示：

首先，在推動新舊動能轉(zhuǎn)換的過程中，政策制定者應(yīng)當(dāng)認(rèn)識到中國制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步是一個(gè)循序漸進(jìn)的提升過程，新舊動能轉(zhuǎn)換并不是單純依靠新興產(chǎn)業(yè)對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)、進(jìn)入企業(yè)對在位企業(yè)的替代實(shí)現(xiàn)的。在鼓勵(lì)創(chuàng)新的同時(shí)，也要為市場中的在位企業(yè)提供更有利于其吸收知識溢出實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的條件，比如組織更多的企業(yè)交流、提供技術(shù)改造貸款和先進(jìn)人才與技術(shù)的引進(jìn)補(bǔ)貼等。

其次，不同年齡階段的在位企業(yè)對集聚知識溢出的吸收效果本身存在差異，有積累期也有爆發(fā)期，因此對于制造業(yè)園區(qū)的產(chǎn)業(yè)培育和轉(zhuǎn)型升級績效切忌盲目追求速度，更要慎用補(bǔ)貼等調(diào)控手段。

最后，考慮到制造業(yè)在位企業(yè)對FDI知識溢出的吸收會出現(xiàn)階段性變化，尤其是前10年存在先降后升這一特征，地方政府若希望通過招商引資帶動本地制造業(yè)發(fā)展，則應(yīng)先對本地制造業(yè)企業(yè)能否應(yīng)對外資進(jìn)入后帶來的市場競爭壓力進(jìn)行客觀評估，并且要從多種途徑促進(jìn)外資企業(yè)與本地制造業(yè)的合作與交流，不可抱有一步到位的想法。