戴 翔，林益安

(1.南京審計(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815;2.無(wú)錫太湖學(xué)院 商學(xué)院，江蘇 無(wú)錫 214064)

0 引言

第二次世界大戰(zhàn)后，尤其是20世紀(jì)80年代以來(lái)經(jīng)濟(jì)全球化的一個(gè)突出特征就是國(guó)際分工形態(tài)發(fā)生深刻變化，即從以最終產(chǎn)品為界限的國(guó)際分工模式逐步演變?yōu)橐援a(chǎn)品增值環(huán)節(jié)和階段為界限的新型國(guó)際分工模式。伴隨跨國(guó)公司開(kāi)始在全球范圍內(nèi)構(gòu)建生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，企業(yè)創(chuàng)新成果不再局限于企業(yè)自身受益，同時(shí)通過(guò)溢出效應(yīng)使網(wǎng)絡(luò)內(nèi)其它企業(yè)也獲益。這是因?yàn)椋环矫?，生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建本身就包括產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)的全球布局，如當(dāng)前的研發(fā)國(guó)際化就具有顯著的技術(shù)和知識(shí)溢出效應(yīng)[1]；另一方面，在復(fù)雜的全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中，任何節(jié)點(diǎn)或階段取得的創(chuàng)新成果均會(huì)通過(guò)整個(gè)生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生知識(shí)溢出效應(yīng)，使產(chǎn)業(yè)鏈中的所有企業(yè)能夠共享研發(fā)成果，從而有助于提升產(chǎn)業(yè)整體生產(chǎn)效率[2]。然而值得注意的是，在全球分工網(wǎng)絡(luò)或者產(chǎn)業(yè)鏈形成過(guò)程中，同一產(chǎn)業(yè)鏈中的不同產(chǎn)業(yè)集群或產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的地位出現(xiàn)分化，部分產(chǎn)業(yè)集群、產(chǎn)業(yè)集團(tuán)或因占據(jù)優(yōu)越地理區(qū)位，或因憑借雄厚財(cái)力支持，或因取得政府政策支持，逐漸在產(chǎn)業(yè)鏈中占據(jù)優(yōu)勢(shì)[3]，成為產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡(luò)中的核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)。通常而言，核心產(chǎn)業(yè)集群控制了該產(chǎn)業(yè)鏈條的大部分稀缺性壟斷資源，同時(shí)，掌握著產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新升級(jí)的關(guān)鍵技術(shù)[4]，進(jìn)而具備控制和領(lǐng)導(dǎo)整個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈的領(lǐng)導(dǎo)力，并依靠其對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈的領(lǐng)導(dǎo)力控制產(chǎn)品供給。

基于傳統(tǒng)國(guó)際分工模式的研究表明，創(chuàng)新能夠通過(guò)貿(mào)易產(chǎn)生溢出效應(yīng)。該類研究主要從國(guó)家宏觀層面和企業(yè)微觀層面展開(kāi)分析。在國(guó)家宏觀層面，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體對(duì)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)品出口會(huì)對(duì)其生產(chǎn)效率[5]及創(chuàng)新績(jī)效[6]等產(chǎn)生正向影響。在企業(yè)層面，根據(jù)競(jìng)爭(zhēng)力差異，企業(yè)分化為核心企業(yè)和非核心企業(yè)。其中，核心企業(yè)具有企業(yè)控制力，由于企業(yè)間存在控制力悖論，導(dǎo)致上述控制力對(duì)其附屬的非核心企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效存在正反兩方面作用[7]?？傊?，基于傳統(tǒng)國(guó)際分工模式，目前的研究側(cè)重于從國(guó)家宏觀層面或企業(yè)微觀層面探討核心主體對(duì)非核心主體創(chuàng)新績(jī)效的作用機(jī)制，并未涉及產(chǎn)業(yè)中觀層面的分析。

此外，也有部分文獻(xiàn)基于全球產(chǎn)業(yè)鏈分工背景，探討知識(shí)溢出問(wèn)題并取得了具有啟發(fā)意義和借鑒價(jià)值的研究成果。現(xiàn)有研究表明，全球化使創(chuàng)新成果能夠伴隨產(chǎn)品跨國(guó)流動(dòng)而擴(kuò)散，進(jìn)而在不同主體間生成以跨境流動(dòng)產(chǎn)品為載體的創(chuàng)新績(jī)效關(guān)聯(lián)影響機(jī)制[8]，進(jìn)而導(dǎo)致創(chuàng)新主體對(duì)非創(chuàng)新主體績(jī)效產(chǎn)生一定影響，如發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體融入全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈能獲得更多專業(yè)技術(shù)以及進(jìn)入貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)的機(jī)會(huì)[9]。同時(shí)，在基于全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈的知識(shí)溢出影響機(jī)制方面，已有文獻(xiàn)探討了產(chǎn)業(yè)集聚和區(qū)域文化[10]、地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平[11]、國(guó)際供應(yīng)鏈[12]以及人力資本投資[13]等對(duì)知識(shí)溢出的正向促進(jìn)作用。在研究視角上，針對(duì)全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈知識(shí)溢出效應(yīng)的研究也主要聚焦于國(guó)家宏觀層面或企業(yè)微觀層面。更確切地說(shuō)，大多數(shù)學(xué)者基于宏觀視角研究促進(jìn)產(chǎn)業(yè)知識(shí)溢出的宏觀影響因素，與此同時(shí)，部分學(xué)者將視角聚焦于微觀層面，以公司為案例，研究核心企業(yè)控制力對(duì)知識(shí)溢出的影響。但是，與基于傳統(tǒng)國(guó)際分工模式的研究類似，從全球產(chǎn)業(yè)鏈分工視角出發(fā)的研究未在產(chǎn)業(yè)中觀層面展開(kāi)進(jìn)一步探討和分析。

綜上可見(jiàn)，基于傳統(tǒng)國(guó)際分工模式對(duì)知識(shí)溢出效應(yīng)問(wèn)題的探討雖然涉及到核心與非核心關(guān)系，但與當(dāng)前國(guó)際分工已經(jīng)演變?yōu)槿虍a(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈的分工形態(tài)完全不同，因此需要重新分析和評(píng)估溢出機(jī)制與效應(yīng)等，同時(shí)，現(xiàn)有研究鮮有基于中觀層面的探討。而基于全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈分工的探討中，一方面同樣鮮有基于產(chǎn)業(yè)層面的專門研究，另一方面缺乏對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈上不同領(lǐng)導(dǎo)力的考察和區(qū)分，由此可能對(duì)技術(shù)溢出產(chǎn)生一定影響。本文根據(jù)已有研究，通過(guò)構(gòu)造衡量產(chǎn)業(yè)集群對(duì)產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈的控制力指標(biāo)，研究產(chǎn)業(yè)集群控制力對(duì)產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)內(nèi)知識(shí)溢出的影響。鑒于此，本文將聚焦于產(chǎn)業(yè)層面，研究核心產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)知識(shí)溢出的促進(jìn)效用。該研究一方面可以進(jìn)一步細(xì)化國(guó)家宏觀層面的知識(shí)溢出效用與影響機(jī)制，另一方面，可以將視角從企業(yè)拓展至產(chǎn)業(yè)層面，完善國(guó)家、產(chǎn)業(yè)、企業(yè)3個(gè)不同視角下的知識(shí)溢出理論。更重要的是，研究產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力對(duì)知識(shí)溢出的促進(jìn)作用，能夠?yàn)樘幱谏a(chǎn)過(guò)程中不同位勢(shì)的產(chǎn)業(yè)集群實(shí)現(xiàn)持續(xù)發(fā)展提供理論依據(jù)。本文的創(chuàng)新之處在于：第一，在研究視角上聚焦于產(chǎn)業(yè)層面的領(lǐng)導(dǎo)力對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)知識(shí)溢出的促進(jìn)作用；第二，在模型構(gòu)建上提出了產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力綜合衡量方法；第三，在研究過(guò)程中采用固定效應(yīng)模型同時(shí)分析多個(gè)產(chǎn)業(yè)，以獲得更穩(wěn)健的結(jié)論。此外，本文還進(jìn)一步驗(yàn)證了地理區(qū)位對(duì)知識(shí)溢出的影響機(jī)制。

1 理論分析與研究假設(shè)

在微觀層面，王偉光等[7]將核心企業(yè)控制力定義為產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)中的企業(yè)依托價(jià)值資本和關(guān)系資本演化形成的協(xié)調(diào)成員創(chuàng)新行為的能力?；谖⒂^產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，核心企業(yè)能夠帶動(dòng)其輻射的非核心企業(yè)開(kāi)展區(qū)域性產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新研發(fā)，提升集群在全球產(chǎn)業(yè)鏈中的核心競(jìng)爭(zhēng)力，并在中觀層面形成以核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)為中心、中小產(chǎn)業(yè)區(qū)為外圍的宏觀產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)。

在中觀層面，傳統(tǒng)分工模式下的國(guó)際貿(mào)易主要集中于獨(dú)立分工生產(chǎn)的產(chǎn)品，即分工和貿(mào)易的邊界是最終產(chǎn)品，在該前提下，產(chǎn)業(yè)內(nèi)的知識(shí)溢出方式僅局限于特定區(qū)域內(nèi)企業(yè)之間的互聯(lián)互通。由于成本或政策限制，產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的研發(fā)創(chuàng)新雖然在一定程度上可以通過(guò)對(duì)外貿(mào)易形成擴(kuò)散與傳播，但效果不佳，難以實(shí)現(xiàn)區(qū)域間的鏈條式傳導(dǎo)。在全球貿(mào)易發(fā)展至以中間產(chǎn)品為主要內(nèi)容后，或者說(shuō)國(guó)際分工演進(jìn)至全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈的當(dāng)前，基于成本降低、政策開(kāi)放引致的生產(chǎn)地域性分散有助于產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)以更廣泛視角統(tǒng)籌全球資源，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)效率提升與生產(chǎn)模式優(yōu)化[14]。隨著價(jià)值鏈的延伸，一些產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)憑借其所在地區(qū)的政策支持、資源稟賦、對(duì)外開(kāi)放程度以及核心產(chǎn)業(yè)控制力等宏微觀因素，形成全球或局部的產(chǎn)業(yè)控制力[15]，該控制力強(qiáng)度和范圍存在差異，擁有優(yōu)勢(shì)的一方能夠憑借其整體能力迅速實(shí)現(xiàn)價(jià)值鏈壟斷以及地位提升，成為價(jià)值鏈中的核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)。而有形、無(wú)形資源相對(duì)匱乏的一方，其控制力和影響范圍僅限于價(jià)值鏈局部，且依賴于與核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的聯(lián)系實(shí)現(xiàn)價(jià)值創(chuàng)造及積累。另一方面，核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)擁有資金、技術(shù)、設(shè)備、信息等關(guān)鍵資源，同時(shí)，憑借有力的政策扶持控制諸多中小產(chǎn)業(yè)區(qū)，導(dǎo)致其處于相對(duì)劣勢(shì)地位，進(jìn)而產(chǎn)生基于供給和需求層面的路徑依賴[16]。核心產(chǎn)業(yè)控制力使核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)能夠主導(dǎo)中小產(chǎn)業(yè)區(qū)的外部中間產(chǎn)品及最終產(chǎn)品供求，影響整個(gè)產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈創(chuàng)新方向與速度，以及中小產(chǎn)業(yè)區(qū)之間的跨產(chǎn)業(yè)關(guān)系締結(jié)，同時(shí)，會(huì)對(duì)中小產(chǎn)業(yè)區(qū)與核心產(chǎn)業(yè)集群、產(chǎn)業(yè)集團(tuán)等利益共同體的關(guān)系結(jié)構(gòu)演化產(chǎn)生促進(jìn)作用，塑造網(wǎng)絡(luò)組織間的分工協(xié)作體系。在該條件下，產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)之間不再局限于單純的價(jià)值交換，更多地是促進(jìn)技術(shù)研發(fā)在全球流動(dòng)。此時(shí)，價(jià)值鏈參與程度能綜合反映產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)在價(jià)值鏈中的貢獻(xiàn)程度。另一方面，Jones等[17]的研究表明，經(jīng)濟(jì)體參與全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈生產(chǎn)分工體系，能夠顯著提升生產(chǎn)效率與技術(shù)溢出效應(yīng)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?；诖?，本文對(duì)王偉光等[7]提出的企業(yè)控制力概念在產(chǎn)業(yè)中觀層面進(jìn)行拓展，將核心產(chǎn)業(yè)控制力定義為核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)基于政策、資源稟賦影響下的價(jià)值鏈參與程度，以及對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)創(chuàng)新行為的影響能力。

新型的分工模式有助于細(xì)化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而引發(fā)更多研發(fā)成果外溢[18]，而分化后的核心產(chǎn)業(yè)集群和非核心產(chǎn)業(yè)集群是否強(qiáng)化了知識(shí)外溢效果還有待進(jìn)一步實(shí)證。據(jù)此，本文提出如下理論假設(shè)：

H1:核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)控制力能夠正向促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群、產(chǎn)業(yè)集團(tuán)間的知識(shí)溢出效應(yīng)。

知識(shí)溢出源自有意或無(wú)意識(shí)的知識(shí)流動(dòng)。Ahuja等[19]認(rèn)為，流動(dòng)過(guò)程存在正外部性，使得研發(fā)者無(wú)法完全控制其產(chǎn)出的知識(shí)成果，從而產(chǎn)生知識(shí)外溢。王偉光等[20]的研究表明，知識(shí)溢出程度受地理范圍限制，地理位置毗鄰的企業(yè)間緊密合作，更有利于促進(jìn)包含專有資產(chǎn)性質(zhì)的隱性知識(shí)溢出。Keller等[21]估算出，知識(shí)產(chǎn)出者與知識(shí)接收者在162km內(nèi)，50%的知識(shí)能夠被接收者吸收，而在2 000km處只有5%的知識(shí)被吸收。Nelson等[22]認(rèn)為，企業(yè)基于自身能力、日常活動(dòng)以及發(fā)展戰(zhàn)略等方面積累的經(jīng)驗(yàn)和知識(shí)，是難以復(fù)制、相對(duì)獨(dú)立和稀缺的專有創(chuàng)新資源。在微觀層面，張雄林和剛蕾[23]認(rèn)為，知識(shí)溢出與空間聚集緊密關(guān)聯(lián)，地理距離與經(jīng)濟(jì)主體間的中間阻力具有顯著正向關(guān)系，使得鄰近區(qū)域的相關(guān)主體憑借地理上的鄰近，借助非正式渠道開(kāi)展知識(shí)交流變得更加容易，知識(shí)溢出的獲得成本也相應(yīng)更低，從而提高了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。同時(shí)，Howells等[24]認(rèn)為，企業(yè)間密切、深層次的“面對(duì)面”R&D 合作及人才流動(dòng)，有助于核心企業(yè)向中小企業(yè)的知識(shí)溢出；Tomlinson等[25]認(rèn)為，基于供應(yīng)鏈關(guān)系形成的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系更有助于增強(qiáng)中小企業(yè)創(chuàng)新能力。可見(jiàn)，從微觀層面看，地理空間是影響知識(shí)溢出的重要因素。

在中觀層面，整個(gè)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的提升依賴于核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)對(duì)非核心中小產(chǎn)業(yè)區(qū)在供求方面的價(jià)值控制能力。核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的控制力越強(qiáng)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)分工與合作關(guān)系越緊密，這樣既能保證產(chǎn)業(yè)間、地區(qū)間創(chuàng)新合作的廣度和深度，又能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)的知識(shí)流動(dòng)與再創(chuàng)新。核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的創(chuàng)新產(chǎn)出更多依賴于客觀條件，不同的客觀條件導(dǎo)致溢出效果存在差異，如關(guān)稅壁壘產(chǎn)生區(qū)域間溢出差異。核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的全球產(chǎn)業(yè)鏈、價(jià)值鏈參與度與對(duì)外貿(mào)易強(qiáng)度，是影響產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)間價(jià)值溢出的關(guān)鍵因素。對(duì)于核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)來(lái)說(shuō)，其前向與后向價(jià)值鏈參與度越大，越容易獲得宏觀政策支持，獲取全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展紅利。從產(chǎn)業(yè)中觀層面看，隨著地理距離增大，可能存在兩種效應(yīng)：一方面，正如以往基于微觀層面的研究所證實(shí)的，隨著地理距離增大，兩地區(qū)貿(mào)易成本增加，導(dǎo)致價(jià)值流動(dòng)速度遠(yuǎn)不如鄰近地區(qū)，因此出現(xiàn)了貿(mào)易過(guò)程中的滯后性，這種滯后性會(huì)影響產(chǎn)業(yè)控制力強(qiáng)度，進(jìn)而降低知識(shí)溢出強(qiáng)度；另一方面，隨著地理距離增大，各區(qū)域間的地域差異逐漸顯現(xiàn)，這種地域性差異包含文化差異、制度差異等，上述差異會(huì)對(duì)核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的領(lǐng)導(dǎo)力產(chǎn)生一定排斥作用，使得該地區(qū)的信息、資源流入減少，導(dǎo)致該產(chǎn)業(yè)科技發(fā)展滯后，進(jìn)一步影響國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新研發(fā)，對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生負(fù)向影響。因此，本文提出研究假設(shè)：

H2：隨著地理距離增大，地理距離加權(quán)的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的創(chuàng)新效率有負(fù)向效應(yīng)。

H2a：地理距離增大對(duì)核心產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力有負(fù)向影響；

H2b：地理距離增大導(dǎo)致核心產(chǎn)業(yè)集群、產(chǎn)業(yè)集團(tuán)與非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的制度距離增大，進(jìn)而降低非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的創(chuàng)新效率。

H2c：地理距離增大導(dǎo)致核心產(chǎn)業(yè)集群、產(chǎn)業(yè)集團(tuán)與非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的文化距離增大，進(jìn)而降低非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的創(chuàng)新效率。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選擇

2.1 指標(biāo)選取、測(cè)度及數(shù)據(jù)說(shuō)明

(1)被解釋變量選取與測(cè)度。本文的被解釋變量為專利申請(qǐng)數(shù)量(Patentsikt)。沿用Piermartini[12]使用的專利申請(qǐng)數(shù)作為衡量產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)。專利申請(qǐng)數(shù)綜合反映了一國(guó)在各個(gè)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的創(chuàng)新研發(fā)績(jī)效。本文依據(jù)全球五大知識(shí)產(chǎn)權(quán)局統(tǒng)計(jì)的以IPC標(biāo)準(zhǔn)分類的22個(gè)國(guó)家、29個(gè)產(chǎn)業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)作為被解釋變量。在數(shù)據(jù)來(lái)源上，由于各國(guó)政策環(huán)境、專利申請(qǐng)費(fèi)存在差異，專利數(shù)可能無(wú)法真實(shí)反映產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新成果，因此本文選取各國(guó)在全球五大專利局申請(qǐng)的產(chǎn)業(yè)專利數(shù)。其原因在于，包含中國(guó)專利局、日本專利局、韓國(guó)專利局、歐洲專利局、美國(guó)專利局在內(nèi)的全球五大專利局的世界認(rèn)可度較高，影響范圍基本覆蓋了全球所有高收入、中高收入以及中等收入國(guó)家，因此數(shù)據(jù)更完整；另一方面，五大專利局擁有相同的申請(qǐng)標(biāo)準(zhǔn)，能夠控制不同主客觀因素對(duì)專利申請(qǐng)數(shù)有效性的影響。在數(shù)據(jù)選取上，首先，為了保證數(shù)據(jù)的完整性及合理性，本文根據(jù)五大專利局統(tǒng)計(jì)的各國(guó)分產(chǎn)業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)量中統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)完整的22個(gè)國(guó)家作為數(shù)據(jù)截面，同時(shí)，根據(jù)五大專利局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)中統(tǒng)計(jì)的2012-2017年各國(guó)分產(chǎn)業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)量作為被解釋變量數(shù)據(jù)來(lái)源。此外，由于專利局?jǐn)?shù)據(jù)依照IPC4標(biāo)準(zhǔn)對(duì)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分類，為了與被解釋變量保持一致，本文對(duì)照IPC4標(biāo)準(zhǔn)分類表與ISIC/Rev.4分類表，將產(chǎn)業(yè)分類進(jìn)行對(duì)照轉(zhuǎn)化，并以此篩選出29個(gè)產(chǎn)業(yè)作為被解釋變量的最終數(shù)據(jù)。

(2)解釋變量選取與測(cè)度。本文第一個(gè)核心解釋變量為產(chǎn)業(yè)控制力l_departmentijt。產(chǎn)業(yè)分工地位可以反映產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)能力。毛海歐等[26]通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)位置可以影響產(chǎn)業(yè)地位。因此，本文參考上述研究，通過(guò)對(duì)22個(gè)國(guó)家29個(gè)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)位置數(shù)據(jù)進(jìn)行排序，篩選出各產(chǎn)業(yè)中生產(chǎn)位置最高的作為該產(chǎn)業(yè)鏈核心產(chǎn)業(yè)，同時(shí)，基于產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)控制力的定義，以該產(chǎn)業(yè)全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈參與指數(shù)加權(quán)的進(jìn)出口額之和，作為非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)對(duì)核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)產(chǎn)品供求的依賴程度，同時(shí)，除以非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)產(chǎn)業(yè)增加值衡量非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)產(chǎn)出的依賴指數(shù)，即核心產(chǎn)業(yè)控制力系數(shù)?；诖耍疚臉?gòu)造如下控制力系數(shù)計(jì)算公式：

l_departmentijt=

(1)

其中，i、j分別表示非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)所在國(guó)家、核心產(chǎn)業(yè)集群與產(chǎn)業(yè)集團(tuán)所在國(guó)家，k、t分別表示產(chǎn)業(yè)和時(shí)間，l_departmentijkt表示t時(shí)j國(guó)核心產(chǎn)業(yè)k對(duì)i國(guó)k產(chǎn)業(yè)的控制力，GVCPt_fjt、GVCPt_bjt分別表示j國(guó)價(jià)值鏈前向參與度指數(shù)及價(jià)值鏈后向參與度指數(shù)，Exportijkt代表產(chǎn)業(yè)出口，GDPikt代表產(chǎn)業(yè)增加值，以上數(shù)據(jù)來(lái)源于對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)創(chuàng)建的UIBE GVC Indicators數(shù)據(jù)庫(kù)。其中，GVCPt_fjt、GVCPt_bjt采用Wang，Wei，Yu等[27]提出的價(jià)值鏈參與度衡量方法。

本文第二個(gè)核心解釋變量為地理距離加權(quán)的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)系數(shù)dis_lij。該解釋變量研究產(chǎn)業(yè)控制力隨地理距離變化對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的影響，其中，Disij代表i、j兩國(guó)地理距離。根據(jù)理論分析，隨著地理距離擴(kuò)大，產(chǎn)業(yè)控制力會(huì)有正反兩個(gè)方面的影響，但其負(fù)向影響大于正向影響，最終效應(yīng)為負(fù)。因此，本文引入以地理距離加權(quán)的產(chǎn)業(yè)控制力系數(shù)探究上述種影響是否顯著。因此，將其計(jì)算方式定義為：

dis_lij=ln(Disij)×l_departmentijkt

(2)

其它變量選擇。i國(guó)k產(chǎn)業(yè)t時(shí)期的研發(fā)投入rdikt。某產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率直接受到該產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的影響。因此，為了避免方程可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文加入i國(guó)k產(chǎn)業(yè)t時(shí)期的研發(fā)投入衡量指標(biāo)。該指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行公布的各國(guó)R&D投入占GDP的百分比與中央財(cái)經(jīng)大學(xué)UIBE GVC Indicators數(shù)據(jù)庫(kù)搜集的各國(guó)各產(chǎn)業(yè)年產(chǎn)出之積。

同時(shí)，為了保證研究回歸的穩(wěn)健性，構(gòu)造另一組控制力系數(shù)衡量指標(biāo)，其計(jì)算方式如下：

L_departmentijkt=

(3)

其中，Poi_upjt、Poi_downjt分別表示產(chǎn)業(yè)前向生產(chǎn)長(zhǎng)度及產(chǎn)業(yè)后向生產(chǎn)長(zhǎng)度，其數(shù)據(jù)來(lái)源于UIBE GVC Indicators數(shù)據(jù)庫(kù)，計(jì)算方法依據(jù)Wang、Wei & Yu等[28]構(gòu)建的生產(chǎn)長(zhǎng)度衡量模型。

Wang、Wei & Yu等[28]的研究表明，一國(guó)產(chǎn)業(yè)基于價(jià)值鏈的生產(chǎn)長(zhǎng)度決定了該產(chǎn)業(yè)在價(jià)值鏈中的位置，長(zhǎng)度較大的企業(yè)可以吸附更多非核心產(chǎn)業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)與研發(fā)，提升生產(chǎn)效率與產(chǎn)品轉(zhuǎn)換效率。因此，用生產(chǎn)長(zhǎng)度對(duì)產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)，同樣能夠比較準(zhǔn)確地衡量該核心產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)能力。

此外，本文根據(jù)現(xiàn)有研究揭示的可能影響知識(shí)溢出的關(guān)鍵因素，在計(jì)量模型中加入如下控制變量：①i國(guó)在t時(shí)刻的產(chǎn)出GDPit，該數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)公布的全球各國(guó)年產(chǎn)出數(shù)據(jù)；②j國(guó)k產(chǎn)業(yè)在t時(shí)刻的產(chǎn)出GDPjkt，該數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)公布的全球各國(guó)年產(chǎn)出數(shù)據(jù)；③i國(guó)在t時(shí)刻的人均產(chǎn)出GDPPCit，該數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)公布的全球各國(guó)人均產(chǎn)出數(shù)據(jù)；④i國(guó)研究人員數(shù)量researcherjt，該數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)教科文組織數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)研究所公布的全球各國(guó)研究人員數(shù)量。

2.2 模型構(gòu)建

基于以上分析，為研究產(chǎn)業(yè)核心控制力與地理距離加權(quán)的產(chǎn)業(yè)控制力對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)知識(shí)溢出效用的影響，參考Roberta 等[12]研究知識(shí)溢出的方法，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

leadijkt=l_departmentijt×ln(GDPjkt)

(4)

其中，leadijkt代表以產(chǎn)業(yè)控制力系數(shù)加權(quán)的j國(guó)k產(chǎn)業(yè)在t時(shí)期對(duì)i國(guó)k產(chǎn)業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)能力，將j國(guó)k產(chǎn)業(yè)t時(shí)期產(chǎn)出用產(chǎn)業(yè)控制力系數(shù)進(jìn)行加權(quán)，以衡量j國(guó)k產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出通過(guò)價(jià)值鏈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)i國(guó)k產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的作用，其系數(shù)反映了該效用強(qiáng)度。同時(shí)，為進(jìn)一步驗(yàn)證回歸穩(wěn)健性，構(gòu)建另一核心變量進(jìn)行穩(wěn)健性回歸，其方程如下：

Leadijkt=L_departmentijt×ln(GDPjkt)

(5)

由于無(wú)法完全排除變量遺漏問(wèn)題，因此加入國(guó)家固定效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)，以保證回歸穩(wěn)健性。其中，國(guó)家固定效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)分別用γi、κi以及ηt表示。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表1報(bào)告了產(chǎn)業(yè)控制力對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)知識(shí)溢出促進(jìn)作用的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，為了避免異方差等問(wèn)題帶來(lái)的影響，在估算過(guò)程中采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)異方差進(jìn)行處理(后文亦采用同樣方法)。表1第(1)列反映了考慮R&D投入與產(chǎn)業(yè)控制力核心變量但未考慮其它非觀測(cè)變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果；第(2)列是考慮了計(jì)量模型所有可觀測(cè)變量，但沒(méi)有控制其它非觀測(cè)變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果；第(3)列是在第(1)列的基礎(chǔ)上考慮了國(guó)家固定效應(yīng)的回歸結(jié)果；第(4)-第(6)列為依次對(duì)所有可觀測(cè)變量控制國(guó)家固定效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果。第(1)列回歸結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)控制力(lead)系數(shù)估計(jì)值為0.048，且通過(guò)了顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明核心產(chǎn)業(yè)控制力對(duì)知識(shí)流動(dòng)具有積極促進(jìn)作用；第(2)列回歸結(jié)果顯示，在加入所有可觀測(cè)變量后，產(chǎn)業(yè)控制力(lead)系數(shù)仍然為正且通過(guò)了顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明在考慮其它可觀測(cè)解釋變量后，核心產(chǎn)業(yè)控制力對(duì)知識(shí)流動(dòng)具有正向促進(jìn)作用。據(jù)此，前文理論假設(shè)H1得到初步驗(yàn)證。進(jìn)一步觀察第(2)列回歸結(jié)果可以看出，以地理距離加權(quán)的產(chǎn)業(yè)控制力系數(shù)為-0.339，且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明地理距離加權(quán)的控制力對(duì)知識(shí)溢出有顯著負(fù)向影響，因此理論假設(shè)H2也得到了初步驗(yàn)證。第(3)列回歸結(jié)果顯示，加入國(guó)家固定效應(yīng)后對(duì)核心產(chǎn)業(yè)控制力(lead)的系數(shù)為0.042，與第(1)列相比，有小幅下降但仍然保持高度顯著；第(4)-(6)列回歸結(jié)果表明，在依次控制其它非觀測(cè)固定效應(yīng)的條件下，無(wú)論是影響方向，還是系數(shù)估計(jì)值的顯著性方面，產(chǎn)業(yè)控制力(lead)及距離加權(quán)的產(chǎn)業(yè)控制力(dis_l)系數(shù)估計(jì)值均沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，說(shuō)明檢驗(yàn)結(jié)果具有較好穩(wěn)健性，進(jìn)一步驗(yàn)證了前文的理論假設(shè)。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Fig.1 Benchmark regression results

對(duì)于控制變量，非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)總產(chǎn)出GDP(lngdp)系數(shù)為負(fù)且通過(guò)了顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)產(chǎn)出提高會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率下降。其可能的原因是，對(duì)于非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)來(lái)說(shuō)，其采用的技術(shù)相對(duì)落后，生產(chǎn)效率較低，該國(guó)總產(chǎn)出增加主要來(lái)自稟賦投入增加。因此，對(duì)于非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)來(lái)說(shuō)，其增加的產(chǎn)出絕大部分源于生產(chǎn)成本增加，同時(shí)，由于非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)存在對(duì)核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的路徑依賴，缺乏創(chuàng)新研發(fā)激勵(lì)。隨著產(chǎn)出增大，更多的資源被用于擴(kuò)大生產(chǎn)而非創(chuàng)新研發(fā)，進(jìn)而導(dǎo)致非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的創(chuàng)新研發(fā)進(jìn)一步滯后，產(chǎn)生負(fù)向影響。核心產(chǎn)業(yè)區(qū)各產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出(lngdp2)系數(shù)為正且通過(guò)了顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的產(chǎn)出越高，其應(yīng)用創(chuàng)新研發(fā)的比例也就越高，進(jìn)而導(dǎo)致有意或無(wú)意的知識(shí)外溢越多，促進(jìn)了知識(shí)流動(dòng)。非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的人均總產(chǎn)出(lngdpp)系數(shù)為正且通過(guò)了顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明與總產(chǎn)出不同，人均產(chǎn)出反映了單位勞動(dòng)力的稟賦收益，單位稟賦收益越高說(shuō)明該國(guó)生產(chǎn)率越高，進(jìn)而有助于將部分產(chǎn)出用于創(chuàng)新研發(fā)。因此，人均GDP越高，產(chǎn)出效率越高，進(jìn)而正向影響該國(guó)創(chuàng)新績(jī)效。非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)研發(fā)人員數(shù)量(lnreri)系數(shù)為正且通過(guò)了顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力同樣受到研究人員數(shù)量的影響，研究人員是直接參與本國(guó)創(chuàng)新研發(fā)的關(guān)鍵變量，其數(shù)量對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新具有顯著正向影響。據(jù)此，前文理論假設(shè)H1、H2得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

3.2 穩(wěn)健性回歸結(jié)果及分析

3.2.1 替換核心解釋變量的穩(wěn)健性回歸

為了驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，通過(guò)替換核心解釋變量leadijkt以及dis_lij的計(jì)算方法,重構(gòu)核心解釋變量Leadijkt以及dis_Lij，據(jù)此進(jìn)行穩(wěn)健性回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表2。

從回歸結(jié)果可以看出，兩種核心解釋變量Leadijkt和dis_Lij對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)創(chuàng)新成果的影響仍然保持顯著，且控制變量的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本相同，說(shuō)明前文基準(zhǔn)回歸是穩(wěn)健的。

表2 替換核心變量的OLS估計(jì)回歸結(jié)果Fig.2 OLS estimation regression results of replacing core variables

3.2.2 基于產(chǎn)業(yè)性質(zhì)的分樣本回歸結(jié)果

產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力受到其所屬產(chǎn)業(yè)性質(zhì)的影響，部分產(chǎn)業(yè)利潤(rùn)轉(zhuǎn)化率較高且資本周轉(zhuǎn)速度快，導(dǎo)致不同產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力存在差異，這種影響可能由于未對(duì)產(chǎn)業(yè)性質(zhì)進(jìn)行區(qū)分而被掩蓋，影響回歸估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性和精確性。因此，為了進(jìn)一步驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，按照被解釋變量所屬產(chǎn)業(yè)性質(zhì)，將其劃分為農(nóng)業(yè)、工業(yè)、服務(wù)業(yè)3組進(jìn)行回歸，所得回歸估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。其中，第(1)列、第(3)列、第(5)列未加入控制變量；第(2)列、第(4)列及第(6)列加入控制變量。從回歸結(jié)果可以看出，第(1)列和第(2)列中核心解釋變量(lead)均不再顯著，其原因是組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量較小且存在較多數(shù)據(jù)缺失，無(wú)法獲得準(zhǔn)確的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。第(3)-(6)列回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量(lead)、距離加權(quán)的核心解釋變量(dis_l)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。上述回歸結(jié)果驗(yàn)證了本文的理論假設(shè)，即知識(shí)溢出效應(yīng)確實(shí)在不同屬性產(chǎn)業(yè)間具有異質(zhì)性。相對(duì)而言，在工業(yè)和服務(wù)領(lǐng)域，知識(shí)更容易透過(guò)全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生溢出效應(yīng)；農(nóng)業(yè)由于自身屬性以及在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建中滯后于制造業(yè)和服務(wù)業(yè)，其知識(shí)溢出效應(yīng)相對(duì)不顯著。

表3 基于產(chǎn)業(yè)性質(zhì)的分樣本回歸結(jié)果Fig.3 Sub-sample regression results based on industrial nature

3.2.3 基于區(qū)域劃分的分樣本回歸結(jié)果

實(shí)際上，在全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈演進(jìn)過(guò)程中，仍然具有較強(qiáng)的區(qū)域價(jià)值鏈特征。因此，為了進(jìn)一步驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，按照被解釋變量所屬區(qū)域，將其劃分為歐洲、亞洲、美洲4組進(jìn)行回歸。由于大洋洲僅有一個(gè)樣本，因此不對(duì)其進(jìn)行回歸分析?；貧w估計(jì)結(jié)果如表4所示，其中，第(1)列、第(3)列、第(5)列未加入控制變量，第(2)列、第(4)列及第(6)列加入控制變量。從回歸結(jié)果可以看出，第(3)列和第(4)列中兩者不再顯著，原因是統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失的樣本主要集中在亞洲國(guó)家，因此估計(jì)偏差較大。除此之外，其它各列中的核心解釋變量(lead)、距離加權(quán)的核心解釋變量(dis_l)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本相同，說(shuō)明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 進(jìn)一步拓展分析

上述研究發(fā)現(xiàn)，地理距離加權(quán)的產(chǎn)業(yè)控制力對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的創(chuàng)新效率具有負(fù)向影響，根據(jù)理論分析，本文認(rèn)為地理距離對(duì)控制力具有兩方面作用。首先，地理距離擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致核心產(chǎn)業(yè)控制力下降；其次，隨著地理距離擴(kuò)大，地理距離加權(quán)的控制力增強(qiáng)，核心產(chǎn)業(yè)區(qū)與非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的文化差異、制度差異增大，進(jìn)而導(dǎo)致非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)對(duì)控制力的排斥作用，負(fù)向影響非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的創(chuàng)新績(jī)效。為了驗(yàn)證該假設(shè)，本文對(duì)兩個(gè)方向的影響作進(jìn)一步驗(yàn)證，以深入探究產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力在知識(shí)溢出中的作用。

4.1 地理距離對(duì)控制力的抑制作用檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證地理距離對(duì)控制力的抑制作用，構(gòu)建如下計(jì)量檢驗(yàn)方程：

leadijkt=β0+β1ln(Disij)+β2(rdikt)+β3GDPit+β4ln(GDPjkt)+β5ln(GDP_Pit)+β6ln(researcherikt)+γi+κi+ηt+εijkt

(6)

同時(shí)，為了驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，將被解釋變量(leadijkt)替換為L(zhǎng)eadijkt并進(jìn)一步作穩(wěn)健性回歸，回歸結(jié)果如表5所示。

表5報(bào)告了地理距離對(duì)控制力的抑制作用檢驗(yàn)結(jié)果，為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，每次回歸都控制了國(guó)家固定效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)固定效應(yīng)以及年份固定效應(yīng)。其中，第(1)列和第(3)列分別展示了未加入控制變量時(shí)地理距離對(duì)產(chǎn)業(yè)控制力影響的回歸結(jié)果，第(2)列和第(4)列分別列示了加入所有可觀測(cè)變量后地理距離對(duì)產(chǎn)業(yè)控制力的影響。從第(1)列可以看出，地理距離(lnd)的系數(shù)為-0.197且具有顯著性影響；從第(2)列可以看出，在加入所有可觀測(cè)變量后，地理距離(lnd)的系數(shù)為-0.197，較模型(1)有所下降，但仍保持顯著。據(jù)此可以看出，隨著地理距離擴(kuò)大，核心產(chǎn)業(yè)控制力呈現(xiàn)出遞減趨勢(shì)，由此本文的機(jī)制假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。從表5第(3)列及第(4)列回歸結(jié)果可以看出，在替換被解釋變量后，回歸結(jié)果仍然保持為負(fù)且比較顯著，證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 基于區(qū)域劃分的分樣本回歸結(jié)果Fig.4 Sub-sample regression results based on regional division

表5 地理距離對(duì)控制力的抑制作用回歸檢驗(yàn)結(jié)果Fig.5 Regression test results of the inhibitory effect of geographical distance on control

4.2 地理距離加權(quán)的控制力中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文認(rèn)為地理距離加權(quán)的控制力對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)創(chuàng)新效率的負(fù)向作用來(lái)自地理距離加權(quán)的控制力提升，核心產(chǎn)業(yè)區(qū)及非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)之間的文化差異及制度差異增大，導(dǎo)致對(duì)控制力的排斥作用。因此，本文參考Kogut 和Singh[29]構(gòu)建的文化距離測(cè)度指數(shù)CDij測(cè)度兩國(guó)文化異質(zhì)性，其表達(dá)式如下：

(7)

Cdij表示i、j兩國(guó)的文化距離指數(shù)；Iik及Ijk分別表示兩國(guó)第k維度的得分。根據(jù)Kogut 和Singh(1988)的分析，兩國(guó)文化異質(zhì)性可通過(guò)計(jì)算個(gè)人主義、權(quán)力距離、男性氣質(zhì)、不確定性規(guī)避、長(zhǎng)期導(dǎo)向和放縱指數(shù)6個(gè)維度獲得；Vk表示所有樣本國(guó)家k維度分?jǐn)?shù)的方差。

另一方面，本文根據(jù)De Groot等[30]構(gòu)造的制度異質(zhì)性指數(shù)Idij測(cè)度制度異質(zhì)性。

(8)

Idij表示i、j兩國(guó)的制度距離指數(shù)；Jik及Jjk分別表示兩國(guó)第k維度的得分。根據(jù)De Groot 等[30]的分析，兩國(guó)制度異質(zhì)性可通過(guò)腐敗控制、政府管制效率、政治穩(wěn)定性、監(jiān)管質(zhì)量、法治環(huán)境和民主議政程度6個(gè)維度計(jì)算；Vk表示所有樣本國(guó)家k維度分?jǐn)?shù)的方差。

為了驗(yàn)證地理距離加權(quán)的控制力對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)創(chuàng)新效率的負(fù)向作用，采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)。本文構(gòu)造的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

Cdij=β0+β1leadijkt+β2Disij+γi+κi+εijkt

(9)

Idij=β0+β1leadijkt+β2Disij+γi+κi+εijkt

(10)

ln(Patentsikt)=β0+β1ln(rdikt)+β2leadijkt+β3dis_lij+β4Cdij+β5Idij+γi+κi+εijkt

(11)

據(jù)此所得回歸估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6第(2)列和第(3)列回歸結(jié)果顯示，地理距離增大對(duì)制度距離以及文化距離都具有顯著負(fù)向影響，而根據(jù)第(4)列回歸結(jié)果可以看出，制度距離對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)創(chuàng)新效率的影響顯著為負(fù)，因此基本驗(yàn)證了本文假設(shè)H2b，即隨著地理距離增大，制度距離隨之增大，制度異質(zhì)性增強(qiáng)，進(jìn)而導(dǎo)致非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)創(chuàng)新效率降低。至于文化距離對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響，表6所得回歸估計(jì)結(jié)果并不顯著，說(shuō)明并沒(méi)有證據(jù)表明文化距離抑制了知識(shí)溢出，即文化距離對(duì)知識(shí)溢出的作用不確定，從而進(jìn)一步驗(yàn)證前文理論假設(shè)H2c。

表6 地理距離加權(quán)的控制力中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果Fig.6 Regression results of control mediation effect test weighted by geographical distance

5 結(jié)論與啟示

本文從當(dāng)前全球產(chǎn)業(yè)鏈分工角度，以及基于產(chǎn)業(yè)鏈不同產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)具有非對(duì)稱領(lǐng)導(dǎo)地位的特征與事實(shí)出發(fā)，利用22個(gè)國(guó)家29個(gè)產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)核心產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力進(jìn)行定義，驗(yàn)證了核心產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力對(duì)知識(shí)溢出的影響，分析了地理距離對(duì)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力進(jìn)而間接影響知識(shí)溢出的現(xiàn)實(shí)效應(yīng)。研究表明：①產(chǎn)業(yè)鏈條中各產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)可以劃分為核心產(chǎn)業(yè)區(qū)與非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)，而核心產(chǎn)業(yè)區(qū)對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)具有一定控制力；②以價(jià)值鏈參與度表征的核心產(chǎn)業(yè)控制力對(duì)知識(shí)溢出具有顯著正向影響，這種影響來(lái)自核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)通過(guò)價(jià)值鏈參與形式，將創(chuàng)新研發(fā)成果輸出至非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)，這種輸出隱藏于價(jià)值流動(dòng)中；③地理距離加權(quán)的核心產(chǎn)業(yè)控制力對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的創(chuàng)新效率具有顯著負(fù)向影響，從機(jī)制上看，其主要原因是隨著地理距離增大，核心產(chǎn)業(yè)區(qū)和非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)之間的制度距離拉大，而制度距離對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)區(qū)的創(chuàng)新績(jī)效具有負(fù)向影響。因此，隨著制度距離增大，以地理距離加權(quán)的核心產(chǎn)業(yè)控制力對(duì)非核心產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響顯著為負(fù)。

對(duì)核心產(chǎn)業(yè)集團(tuán)來(lái)說(shuō)，不斷加大價(jià)值鏈參與度，通過(guò)構(gòu)建全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)研發(fā)成果溢出，一方面有助于提升產(chǎn)業(yè)整體生產(chǎn)效率，提高產(chǎn)業(yè)內(nèi)分工配合的默契度，使核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)能夠充分利用產(chǎn)業(yè)控制力進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)；另一方面，李騰[31]的研究表明，知識(shí)擴(kuò)散和傳播同樣存在正反饋效應(yīng)，即非核心產(chǎn)業(yè)吸收的外部知識(shí)溢出將會(huì)轉(zhuǎn)化為非核心產(chǎn)業(yè)深入研發(fā)的基礎(chǔ)，最終產(chǎn)生新知識(shí)并逆向傳遞給核心產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)核心產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升。對(duì)于非核心產(chǎn)業(yè)來(lái)說(shuō)，實(shí)施合理有效的對(duì)外開(kāi)放政策，積極參與全球生產(chǎn)，能夠更充分地吸收來(lái)自核心產(chǎn)業(yè)集團(tuán)外溢的研發(fā)成果，激發(fā)本產(chǎn)業(yè)集團(tuán)創(chuàng)造活力，實(shí)現(xiàn)價(jià)值鏈地位攀升。

在當(dāng)前全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈重構(gòu)的關(guān)鍵階段，中國(guó)以人類命運(yùn)共同體理念為引領(lǐng)，積極推動(dòng)經(jīng)濟(jì)全球化朝著更加開(kāi)放、包容、普惠、平衡、共贏方向發(fā)展?；诒疚难芯堪l(fā)現(xiàn)，為經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展作出更多貢獻(xiàn)，推動(dòng)全球產(chǎn)業(yè)鏈和供應(yīng)鏈重構(gòu)，尤其是推動(dòng)全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈朝著更加包容的方向發(fā)展，中國(guó)亟待提升自身在全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈中的分工地位，強(qiáng)化在區(qū)域價(jià)值鏈乃至全球產(chǎn)業(yè)鏈、價(jià)值鏈中的領(lǐng)導(dǎo)力和控制力。據(jù)此可見(jiàn)，中共十九大報(bào)告提出的“加快促進(jìn)產(chǎn)業(yè)邁向全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈中高端”的戰(zhàn)略目標(biāo)，以及“打造世界級(jí)的先進(jìn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群”等觀點(diǎn)，實(shí)際上不僅是新階段中國(guó)邁向高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要，也是在經(jīng)濟(jì)全球化走到“十字路口”的關(guān)鍵階段更好發(fā)揮中國(guó)在推動(dòng)乃至引領(lǐng)新一輪經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展中作用的現(xiàn)實(shí)需要?？紤]到空間地理距離以及由此產(chǎn)生的制度差異等影響，加大推進(jìn)“一帶一路”倡議，率先從區(qū)域價(jià)值鏈構(gòu)建上實(shí)現(xiàn)突破，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈分工地位提升，可能是一種切實(shí)有效的選擇。此外，考慮到我國(guó)在全球產(chǎn)業(yè)鏈分工格局中的現(xiàn)實(shí)情況，對(duì)于一些在全球產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈分工中仍然處于中低端的產(chǎn)業(yè)而言，需要不斷在競(jìng)爭(zhēng)與合作中取得優(yōu)勢(shì)，進(jìn)一步深度融入全球產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)值鏈分工體系，不斷加深與核心產(chǎn)業(yè)集群和產(chǎn)業(yè)集團(tuán)的分工及合作。