陳志芳，吳紅梅

(北京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院)

一、文獻(xiàn)綜述

2004年中國家具出口額首次超過了第一出口大國意大利，成為世界最大的家具出口國。根據(jù)2019年中國家具協(xié)會數(shù)據(jù)，我國家具行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)共有 6 410 家，產(chǎn)量 89 698.45 萬件，同比下降 1.36%；實(shí)現(xiàn)營業(yè)收入7 117.16億元，同比增長1.48%；出口560.93億美元，同比增長0.96%。在全球經(jīng)濟(jì)萎靡不振、國際競爭和貿(mào)易摩擦日益激烈的形勢下，我國以出口為主的外向型經(jīng)濟(jì)面臨著巨大的挑戰(zhàn)，中國經(jīng)濟(jì)努力重振，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級迫在眉睫。作為傳統(tǒng)制造業(yè)之一，中國家具企業(yè)面臨內(nèi)外雙重壓力，內(nèi)部勞動力成本上升，家具企業(yè)成本增加，外部中美貿(mào)易戰(zhàn)的影響使得出口下降，必須從粗放型增長方式向集約型增長方式有效轉(zhuǎn)變，因此提高全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，以下簡稱 TFP），增強(qiáng)自身的國際競爭力是家具企業(yè)的首要任務(wù)。

學(xué)者們通過不同方法度量了微觀企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。魯曉東等[1]運(yùn)用最小二乘法（簡稱OLS法）、固定效應(yīng)法（簡稱FE法）、Olley-Pakes法（簡稱OP法）和Levinsohn&Petrin法（簡稱LP法）4種方法測算了中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并對比分析了這4種測算方法存在的問題。張志強(qiáng)[2]認(rèn)為LP、OP、ACF測度方法傾向于高估微觀企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，而De Loecker、GNR和聯(lián)合矩估計(jì)法得到的微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率更為準(zhǔn)確。趙奇?zhèn)サ萚3]采用LP法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并研究了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的動態(tài)演化。王健等[4]等梳理了OP、LP、ACF、De Loecker和Beverven模型測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時存在的問題，提出在測算時，不同的問題要選擇不同的度量方法。

空間集聚和外商直接投資（Foreign Direct Investment，以下簡稱FDI）作為影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要影響因素，學(xué)者們也進(jìn)行了大量的分析。①空間集聚對全要素生產(chǎn)率的影響。曹正旭等[5]利用2006—2018年的省級面板數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了威廉姆森假說在工業(yè)領(lǐng)域存在，即過度集聚對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用會降低。袁駿毅等[6]基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，利用1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，認(rèn)為空間集聚程度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在典型的“倒U”形關(guān)系。鹿坪[7]運(yùn)用2004—2015年的中國城市面板數(shù)據(jù)分析產(chǎn)業(yè)集聚對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響，認(rèn)為制造業(yè)集聚對地區(qū)全要素生產(chǎn)率有顯著負(fù)影響，不存在擁擠效應(yīng)；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對地區(qū)全要素生產(chǎn)率有顯著正影響，且存在擁擠效應(yīng)。②FDI對全要素生產(chǎn)率的影響。劉乃郗等[8]利用農(nóng)業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，并通過工具變量法解決模型存在的內(nèi)生性，得出FDI通過直接效應(yīng)促進(jìn)了接受外商投資的農(nóng)業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)步，通過間接效應(yīng)促進(jìn)了未接受外商投資的農(nóng)業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)步。崔興華等[9]利用2010—2013年中國工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，并使用基于傾向得分匹配的雙重差分法（PSM-DID）探討了FDI對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，認(rèn)為總體上FDI對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響，并且存在滯后效應(yīng)。李淑云等[10]利用2000—2007年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，考察了市場導(dǎo)向型FDI對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，認(rèn)為市場導(dǎo)向型FDI的增加有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但是依賴于外資企業(yè)的進(jìn)口活動。③空間集聚和FDI的互動關(guān)系?？臻g集聚程度對FDI區(qū)位選擇具有重要的影響，周偉[11]、張公嵬等[12]、曾鵬等[13]均認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)集聚與FDI之間存在互動關(guān)系，二者之間相互影響。

上述分析大多將空間集聚、FDI和TFP的增長割裂開來進(jìn)行研究，且由于選擇指標(biāo)、研究對象的不同，結(jié)論也大相徑庭。現(xiàn)實(shí)中，我國外商投資企業(yè)分布與企業(yè)集聚在空間上呈現(xiàn)一致性，將集聚和FDI納入同一框架，研究二者的交互項(xiàng)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響方向和程度，對我國企業(yè)的引資和選址建設(shè)等能夠提供有益參考。基于此，本文將從以下研究視角進(jìn)行分析：①基于ACF-OP法測算中國家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并使用OP法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。②將空間集聚和FDI同時納入影響家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的模型中，實(shí)證分析二者對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。③為了控制模型存在的內(nèi)生性，本文采用迭代GMM法以達(dá)到更為準(zhǔn)確的結(jié)果。

二、影響機(jī)理分析

（一）空間集聚對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理分析

空間集聚對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響主要分為以下幾個方面：第一，外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)。集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有外部性，家具企業(yè)集聚通過要素、信息和技術(shù)共享等形成外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)，依靠比較優(yōu)勢吸引外資，獲取先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)，進(jìn)而提高家具企業(yè)生產(chǎn)率。二是擁擠效應(yīng)。家具企業(yè)的過度集聚超出了集聚地區(qū)空間的合理界限，使得企業(yè)逃離集聚區(qū)，可能會對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響。三是競爭效應(yīng)。集聚效應(yīng)帶來的家具企業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大，家具企業(yè)的生產(chǎn)成本和交易成本隨之上升，促使家具企業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變導(dǎo)致技術(shù)水平還未提升的家具企業(yè)效率較低，影響家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）外商直接投資對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理分析

FDI為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了豐富的資本、先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)優(yōu)化了資源配置效率，顯著推動了國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展。首先，外資加快了國內(nèi)雇傭勞動人員的流動，有利于內(nèi)資家具企業(yè)通過學(xué)習(xí)外資家具企業(yè)的管理經(jīng)驗(yàn)，模仿改造外資家具企業(yè)的產(chǎn)品技術(shù)，以提高技術(shù)水平與管理能力。其次，外資的注入加劇了國內(nèi)家具行業(yè)的市場競爭，內(nèi)資家具企業(yè)只能不斷地縮減成本、提升產(chǎn)出以創(chuàng)造更大的利潤來維持生存。外資家具企業(yè)也可以與本土家具企業(yè)建立產(chǎn)業(yè)鏈前后向關(guān)系，促進(jìn)發(fā)達(dá)地區(qū)向欠發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)溢出。

（三）空間集聚、外商直接投資對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理分析

第一，在外資公司示范下，集聚內(nèi)的本土家具公司將推進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，規(guī)范化企業(yè)行為，加大對新技術(shù)的投資。第二，跨國公司在東道國家具行業(yè)投資建廠，按照項(xiàng)目引進(jìn)技術(shù)人才，并對本土雇傭工人進(jìn)行技能培訓(xùn)，這將有利于提升家具行業(yè)勞動力質(zhì)量。當(dāng)這些外國家具行業(yè)技術(shù)人才或本土雇傭家具行業(yè)勞動力進(jìn)入新企業(yè)或自行創(chuàng)業(yè)時，就會出現(xiàn)勞動力共享外部性。第三，由于FDI技術(shù)溢出隨距離增加而縮小，促使家具企業(yè)以FDI溢出主體為中心在空間上集聚，同時家具行業(yè)與關(guān)聯(lián)企業(yè)集聚，形成產(chǎn)業(yè)集聚。本土家具企業(yè)在集聚區(qū)域內(nèi)吸收先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)，從而提高自身全要素生產(chǎn)率。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

測算微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率的方法主要有基于C-D函數(shù)的OLS法、DEA法、OP法、LP法、ACF法和適用非完全競爭市場單一產(chǎn)品的De Loecker模型和多產(chǎn)品的Beverven模型等。OP、LP方法假定勞動力是自由變量，可以進(jìn)行調(diào)整，而ACF否定了這一假定。Daniel等[14]發(fā)現(xiàn)現(xiàn)實(shí)中企業(yè)勞動調(diào)整成本很高，并認(rèn)為勞動作為自由變量的假設(shè)過于嚴(yán)格。ACF法是在OP法和LP法的基礎(chǔ)上做了相關(guān)改進(jìn)，將投入要素都設(shè)為狀態(tài)變量，并認(rèn)為企業(yè)所做的投資決策受到其自身生產(chǎn)率和生產(chǎn)過程中投入要素的影響。本文采用ACF-OP法測算中國家具企業(yè)TFP，采用OP法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

基于上述理論分析，本文建立的基準(zhǔn)回歸模型如下：

在式（1）中，下標(biāo)i= 1 ,2,3··· 代表中國各個家具企業(yè)，本文經(jīng)過篩選，得到56個樣本企業(yè)，t=2005,2006,···,2013，代表各樣本期， T FPit表示i家具企業(yè)t年的全要素生產(chǎn)率， E Git表示i家具企業(yè)t年所屬地級市的空間集聚情況， F DIit表示i家具企業(yè)t年的外商直接投資情況，Xit表示其他控制變量， μit表示家具企業(yè)的個體固定效應(yīng)， εit是誤差項(xiàng)。在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，引入空間集聚指數(shù)和外商直接投資的交互項(xiàng)EDIit，分析空間集聚和外商直接投資的互動效應(yīng)是否有利于家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，如式（2）所示：

（二）變量選取

基于ACF-OP和OP兩種方法，對中國家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算。采用全要素生產(chǎn)率的對數(shù)形式表征。根據(jù)前文理論分析和模型設(shè)定，參考已有研究的計(jì)算方法，使用市級層面的EG指數(shù)衡量空間集聚水平。由于本文的數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，存在著統(tǒng)計(jì)指標(biāo)變化的問題，同時考慮到數(shù)據(jù)的獲得性，本文選取的外商直接投資采用虛擬變量來表示，企業(yè)i的資本構(gòu)成中如果有外商資本，即FDI取值為1，否則，取值為0。

根據(jù)已有文獻(xiàn)，結(jié)合本文的研究主題，本文的控制變量選擇如下：企業(yè)的出口行為（EX）對生產(chǎn)率的影響，一種觀點(diǎn)認(rèn)為“學(xué)習(xí)效應(yīng)” 使得出口行為提高企業(yè)TFP，另一種觀點(diǎn)不支持“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，即“生產(chǎn)率悖論”。本文采用出口比重來衡量企業(yè)的出口行為，即出口交貨值占工業(yè)銷售產(chǎn)值的比重，驗(yàn)證家具企業(yè)出口對生產(chǎn)率的影響。企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新（RD），已有研究認(rèn)為研發(fā)創(chuàng)新是企業(yè)生產(chǎn)率提高的重要因素，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新越多，則效率越高，本文用企業(yè)研究開發(fā)費(fèi)用來表示。企業(yè)規(guī)模（Size）越大越容易產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)，可以提高勞動分工程度，提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，本文選取企業(yè)員工數(shù)來表示。企業(yè)年齡（Age），企業(yè)成立的時間越久，在資金來源、技術(shù)支持等各方面資源積累越豐富，全要素生產(chǎn)率越高，本文用企業(yè)被統(tǒng)計(jì)年度減去企業(yè)開業(yè)年度來衡量。各個變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 模型中各變量的含義及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)的可得性和有效性，本文選取中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2005—2013年家具行業(yè)的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析（目前中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)只更新到2014年）。首先剔除重復(fù)統(tǒng)計(jì)的樣本以及缺少流動資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)總計(jì)、從業(yè)人員數(shù)、主營業(yè)務(wù)收入等指標(biāo)的觀測值。為統(tǒng)一行業(yè)分類以使數(shù)據(jù)具有可比性和連續(xù)性，將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2005—2013年的行業(yè)代碼轉(zhuǎn)換成《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》（GB/T4754—2002）的行業(yè)代碼。其中，家具業(yè)的4位數(shù)細(xì)分行業(yè)包括木制家具（2110），竹、藤家具（2120），金屬家具（2130）和其他家具（2190）。對于樣本匹配，本文采用的是“法人代碼+企業(yè)名稱”的方法進(jìn)行匹配。

在測算家具企業(yè)的全要素生產(chǎn)率時，選取企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出（Y）的代理變量，企業(yè)的從業(yè)人員數(shù)作為勞動（L）的代理變量。此外，為了使本文的分析更加準(zhǔn)確，參考魯曉東等[1]的方法，對工業(yè)總產(chǎn)值以及資本存量進(jìn)行平減，其中工業(yè)總產(chǎn)值采用工業(yè)品價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，實(shí)際資本存量采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，以2005年為基期。采用永續(xù)盤存法估算固定資產(chǎn)投資，按式（3）計(jì)算，折舊率的數(shù)值參考張杰等[15]的方法選為15%。

式（3）中，It為固定資產(chǎn)投資，K0為基期資本存量，δ為折舊率，Kt-1為滯后一期的資本存量。

（四）全要素生產(chǎn)率的測算結(jié)果

圖1為分別用ACF法和OP法計(jì)算的中國家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的核密度圖。兩種方法測算的TFP核密度圖變動趨勢都接近正態(tài)分布，且OP法比ACF法整體后移，說明OP法測算的全要素生產(chǎn)率整體高于用ACF法測算的結(jié)果，這與前人的研究比較吻合。從圖1中，我們還可以看出ACF法測算的家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率集中在7.8左右，OP法測算的結(jié)果集中在8.8左右。

圖1 中國家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的核密度圖

四、實(shí)證分析

（一）實(shí)證結(jié)果

對式（1）分別采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，并通過豪斯曼檢驗(yàn)選擇最合理的估計(jì)結(jié)果。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，采用固定效應(yīng)模型估計(jì)更為合適[16-17]。

表2的計(jì)量結(jié)果是固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果，同時為了使模型的估計(jì)更加準(zhǔn)確，模型都采用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)。由式（1）的OLS估計(jì)結(jié)果可知，空間集聚（EG）和企業(yè)規(guī)模（Size）在模型中并不顯著，而其他變量顯著。檢驗(yàn)空間集聚（EG）和外商直接投資（FDI）的 OLS估計(jì)模型（2）顯示，交互項(xiàng)（EDI）和空間集聚（EG）也同樣不顯著。

表2 固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

考慮到模型存在的內(nèi)生性，本文考慮引入被解釋變量的滯后項(xiàng)，進(jìn)行動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸。對動態(tài)方程結(jié)構(gòu)存在的內(nèi)生性問題使用OLS、2SLS回歸不再有效，需要使用GMM估計(jì)法。為了最大化規(guī)模樣本，將被解釋變量的一階滯后項(xiàng)放入內(nèi)生變量，以及解釋變量的一階滯后項(xiàng)作為工具變量。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果來看，式（3）迭代GMM是在統(tǒng)計(jì)意義上比較理想的模型選擇。

從式（3）的檢驗(yàn)結(jié)果來看，空間集聚（EG）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)，在5%的顯著性水平上顯著。通過查閱相關(guān)文獻(xiàn)，由“資源詛咒”假說，本文認(rèn)為家具產(chǎn)業(yè)的空間集聚可能會“擠出”技術(shù)進(jìn)步，空間集聚區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈不匹配，難以發(fā)揮空間集聚的正外部性，更多的是爭奪資源，促使生產(chǎn)成本上升。

外商直接投資（FDI）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)，在1%的顯著性水平上顯著，說明外商直接投資能顯著促進(jìn)家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由前文外商直接投資對全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理分析可知，家具企業(yè)通過學(xué)習(xí)外資帶來的先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)和模仿先進(jìn)的技術(shù)，以及前后關(guān)聯(lián)效應(yīng)帶來的正向影響大于外資對中國企業(yè)帶來的負(fù)向影響，促進(jìn)了家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升?？臻g集聚（EG）和外商直接投資（FDI）的交互項(xiàng)（EDI）對全要素生產(chǎn)率有正向影響，在10%的顯著性水平上顯著，說明了空間集聚和外商直接投資的互動效應(yīng)促進(jìn)了家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。由前文可知，集聚區(qū)域內(nèi)的外部性吸引外商直接投資，外資的引入通過技術(shù)溢出效應(yīng)提升了集聚內(nèi)家具企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，而以外商直接投資為中心的地區(qū)也容易形成空間集聚，從而發(fā)揮集聚的正外部性，共同促進(jìn)了家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。出口（EX）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)，通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明出口抑制了家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，驗(yàn)證了中國家具企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”。根據(jù)新新貿(mào)易理論，由于家具企業(yè)的出口選擇效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)，使得中國家具出口企業(yè)的生產(chǎn)率大于非出口企業(yè)。研發(fā)創(chuàng)新（RD）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)，并且在5%的顯著性水平上顯著，說明研發(fā)創(chuàng)新是一個企業(yè)提升生產(chǎn)率的重要途徑。企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，越有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。中國家具企業(yè)應(yīng)該重視自身研發(fā)創(chuàng)新能力，進(jìn)而提高自身的國際競爭力。企業(yè)規(guī)模（Size）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)，未通過顯著性水平檢驗(yàn)，說明企業(yè)規(guī)模與家具企業(yè)的全要素生產(chǎn)率沒有明確的相關(guān)關(guān)系。企業(yè)年齡（Age）對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有正向影響，且在1%的水平上顯著，說明企業(yè)經(jīng)營年限的積累有助于企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證結(jié)果的準(zhǔn)確性和可信度，本文采用OP法計(jì)算家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率，同時進(jìn)行對數(shù)化處理，豪斯曼檢驗(yàn)表明仍然采用固定效應(yīng)模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)空間集聚、FDI對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響結(jié)果的穩(wěn)健性，結(jié)果如表3所示。表3各變量的大小和顯著性基本和表2一致。對于式（3），本文的核心變量空間集聚（EG）、外商直接投資（FDI）以及二者的交互項(xiàng)（EDI）仍然顯著，空間集聚對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著負(fù)向影響，F(xiàn)DI對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率也具有正向影響，二者的互動效應(yīng)同樣顯著促進(jìn)了家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。在控制變量中，出口（EX）與家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“生產(chǎn)率悖論”仍然存在，企業(yè)規(guī)模（Size）對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著負(fù)向影響，而研發(fā)創(chuàng)新（RD）和企業(yè)年齡（Age）未通過顯著性檢驗(yàn)。以上研究結(jié)果說明了空間集聚、FDI對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表3 空間集聚、FDI對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、建 議

本文從理論上分析了空間集聚和FDI對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)理，并以2005—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中家具企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，采用了ACF-OP法測算家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率，以O(shè)P法作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，選取了迭代GMM法實(shí)證分析了空間集聚和FDI對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響?；谏衔姆治?，本文提出如下建議。

1）政府可以出臺相關(guān)政策優(yōu)化家具企業(yè)布局。本文研究發(fā)現(xiàn)空間集聚對提高家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有消極作用，政府可以在規(guī)劃設(shè)計(jì)、行業(yè)布局、企業(yè)集聚上下功夫，積極引導(dǎo)和幫助家具企業(yè)實(shí)現(xiàn)正規(guī)模經(jīng)濟(jì)，減少“擁擠效應(yīng)”帶來的效率損失問題，對空間集聚區(qū)內(nèi)家具企業(yè)以用地、用能價(jià)格優(yōu)惠，引導(dǎo)技術(shù)落后集聚區(qū)企業(yè)轉(zhuǎn)移。鑒于木材供給對家具企業(yè)的發(fā)展有著重要的影響，政府可以引導(dǎo)家具企業(yè)和林業(yè)產(chǎn)業(yè)的聯(lián)合發(fā)展，促進(jìn)生產(chǎn)加工垂直產(chǎn)業(yè)格局的形成，加強(qiáng)集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)與農(nóng)戶的聯(lián)系，充分發(fā)揮集聚正外部性以提高生產(chǎn)率。

2）加大家具企業(yè)FDI支持政策力度。根據(jù)本文研究，F(xiàn)DI有利于促進(jìn)家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，政府應(yīng)積極鼓勵并吸引外商資本對中國家具企業(yè)進(jìn)行投資，對外商資本進(jìn)入中國家具產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)進(jìn)行積極性引導(dǎo)。尤其是那些需要長期的資本投入與引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)經(jīng)驗(yàn)的產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)，政府應(yīng)該給予更大的支持和優(yōu)惠力度，在全產(chǎn)業(yè)鏈不同環(huán)節(jié)廣泛地實(shí)現(xiàn)直接促進(jìn)效應(yīng)，全面提升中國家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

3）政府和企業(yè)應(yīng)重視研發(fā)創(chuàng)新能力。研發(fā)創(chuàng)新對家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正。政府可以出臺相關(guān)補(bǔ)貼優(yōu)惠政策，對家具企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新環(huán)節(jié)進(jìn)行補(bǔ)貼，減少企業(yè)成本，促使家具企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新投入，為企業(yè)發(fā)展和家具企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升奠定基礎(chǔ)。