制造業產業集聚與企業創新
——基于市場份額視角的Porter 外部性檢驗

鄭冠群 徐 妍 安 磊

一、引 言

產業活動在空間上集聚是經濟學中一個古老而時新的話題。隨著新經濟地理學的快速崛起、產業空間集聚測度方法的完善以及產業空間布局結構發展趨勢的變化，經濟集聚的福利效應再度成為新經濟地理學、新經濟增長理論、空間經濟學以及產業組織學等領域中的研究焦點，其中核心問題之一即是產業空間集聚與創新活動的關系。

知識溢出外部性(intellectual spillovers)是聯結經濟集聚和創新的關鍵所在。從西方發達國家的經濟實踐來看，知識溢出外部性的主導形式既可能是“MAR 外部性”，即同一產業內部具有相似生產技術的企業之間由于低知識溢出壁壘而促成知識外溢和技術創新(Marshall，1966；Henderson 等，1995)；也可能是“Jacobs 外部性”，即不同產業中多樣化企業之間由于跨產業知識互補和創新搜尋而促成知識外溢和技術創新(Jacobs，1969；Glaeser 等，1992)。按照MAR 外部性和Jacobs 外部性的經典理論，經濟活動的空間分布結構是純粹的市場化行為結果，因而在完全自主的區位選擇下形成的產業空間集聚結構應當是最有利于發揮集聚外部性作用和最大化企業利潤的空間結構。

與西方發達經濟體不同，中國的產業空間分布特征除了受自然稟賦和知識溢出外部性影響之外，很大程度上還受到政策影響。一方面，中央和地方政府的政策(或政府直接干預經濟活動)能夠促使產業在特定區域內集中。例如，金煜等(2006)認為，產業政策是導致中國工業集聚的重要因素之一；賀燦飛(2018)等發現，地方政府的產業政策、稅收與金融政策等能夠形成經濟激勵和政治激勵而推動特定產業的發展。另一方面，來自地方政府的非市場力量的“干擾”會導致產業集聚水平下降和行業專業化水平下降。例如，白重恩等(2004)、路江涌和陶志剛(2007)均發現地方保護主義對中國經濟活動的空間集聚起到了負面影響；吳意云和朱希偉(2015)、楊繼東和羅路寶(2018)指出，地方政府不當跟風中央重點產業政策導致區域分工不足和產業空間集聚水平過早下降。

由于中國產業往往會“被動”地集聚或者擴散(吳福象和蔡悅，2014)，不宜簡單地照搬西方經典理論來判斷產業空間集聚對創新活動的影響。那么，中國產業空間集聚對企業創新活動影響如何呢？為了回答這個問題，我們嘗試從Porter 外部性的視角來討論中國式的產業集聚對創新活動的影響。相比于MAR 外部性和Jacobs 外部性，利用Porter 外部性解釋中國產業集聚對創新影響的合理之處在于：后者并不過分強調由知識創造與溢出以及產業間技術關聯驅動內生集聚，而是強調集聚帶來的競爭能夠推動集聚區內的企業降低生產成本、提高生產效率，從而促進創新技術的升級、革新。因此，即使中國產業空間布局受產業政策或地方政府行為影響而呈現出“被動”集聚特征，由產業空間集聚引起的企業競爭仍然可能是驅動創新的重要原因。

與現有文獻相比，本文的邊際創新和貢獻在于以下三個方面。第一，本文首次利用中國制造業企業微觀數據檢驗了Porter 外部性驅動創新的機制①已有部分研究討論了特定行業中Porter 外部性表現和作用機制，但是尚沒有發現檢驗Porter 外部性驅動創新的機制的文獻。，即企業需要通過產品創新形成差異化競爭來抑制產業集聚帶來的對其市場份額的侵蝕；產業空間集聚程度的提升會促使創新型企業增加創新產出和提高創新水平。第二，Porter 外部性驅動的創新同樣存在競爭效應和擠出效應，即隨著產業集聚程度的加深，創新型企業的創新化程度提升會形成創新威脅和壁壘，迫使潛在創新企業放棄推出新產品，從而使得產業空間集聚對市場整體的創新活動表現出抑制作用。第三，Porter 外部性驅動創新的機制具有企業所有權性質異質性和要素密集度異質性，其異質性表現形式符合“產業集聚→市場份額→企業創新→市場創新”的邏輯。

二、理論分析與假說提出

（一）產業集聚與企業市場份額

從微觀的角度來看，經濟活動空間分布結果本身是理性經濟人追逐福利的結果。在市場機制下，區域的要素稟賦、經濟外部性等導致的集聚力量與運輸成本、擁擠效應等導致的擴散力量共同作用而形成了產業空間分布的均衡。然而，中國產業空間分布結構不僅受經濟地理因素的驅動，還受到一些“非市場化”因素的影響。例如：區域分權式體制下的地方保護、市場分割、政策指導等。因此，自二十世紀八十年代以來，盡管市場力量主導了中國產業空間結構的演化，但地方政府行為在一定程度上影響了產業空間配置(文玫，2004；金煜等，2006)。這種影響可能會產生“干預性扭曲”，在宏觀上表現為產業集聚水平的下降、行業專業化水平的下降(吳意云和朱希偉，2015)，甚至全國全要素生產率下滑(陸銘和向寬虎，2014)；在微觀上表現為局部區域的產業過度集聚甚至出現擁擠跡象(李君華，2009；汪彩君和唐根年，2011)以及區域內專業化集聚伴隨著嚴重的同質化競爭。

企業為獲得集聚帶來的正外部性以及政策性扶持，與同一產業部門的類似企業共同集中分布在一個狹小的區域后，將面臨要素稟賦條件、區位條件、市場潛能與可達性的同質化問題。隨著集聚程度的提升，集聚區內企業數量不斷增加，企業不得不面對同質化競爭加劇和市場份額流失的態勢。在這種情況下，企業通過產品創新形成差異化，是獲得競爭優勢的重要渠道。因此，我們提出假說1。

假說1：產業空間集聚程度提升會加劇制造業企業市場份額競爭，可能導致企業市場份額流失，但產品創新能夠抑制產業空間集聚對企業市場份額的侵蝕。

（二）產業集聚與企業創新

現有研究表明，產業集聚通過MAR 外部性、Jacobs 外部性以及Porter 外部性促進企業創新，其中前兩者認為專業化集聚或多樣化集聚能夠促進知識溢出，為企業創新提供了良好的外部環境；而Porter 外部性側重于闡明產業集聚對企業創新的驅動作用，即通過競爭來推動集聚區內的企業進行技術升級、革新，以提升其綜合競爭力水平。Porter(1990)認為，MAR 外部性的作用固然是存在的，專業化水平和地理集中度較高的行業會受益于知識溢出外部性；但是，區域內競爭而不是區域內壟斷是推動企業追求技術創新和采納創新技術的原因。區域內競爭加速企業模仿和改進其他企業的新技術和新產品，盡管這可能會降低原創企業的回報率，但也增加了企業繼續創新的壓力和動力，因為停止創新的企業將逐漸失去市場份額。

區域內競爭所發揮的創新驅動作用是Porter 外部性區別于MAR 外部性的最大之處，而前者的作用在那些地理上高度集中并且專業化程度較高的行業里最為突出(Glaeser 等，1992)。國外已有不少文獻針對Porter 外部性和其他兩種外部性進行檢驗，Groot 等(2007)針對31 篇重要文獻資料的薈萃分析進一步肯定了Porter 提出的競爭驅動機制。按照本文假說1 的邏輯，受地方政府行為和產業政策的影響，中國的產業集聚存在擁擠效應跡象和同質化競爭問題。對于產業集聚水平較高的行業而言，具備地理上高度集中并且專業化程度較高的特點，符合Porter 外部性驅動創新機制的特征。因此，我們提出假說2。

假說2：產業空間集聚程度的提升會促使創新型企業出于保持或提升市場份額的考慮而增加創新產出，提高創新水平。

（三）產業集聚、創新擠出與市場創新

盡管產業集聚和競爭可能促使企業通過創新尋求競爭優勢，但現實中產業集聚并不必然導致區域或行業的創新活動增加。Porter 外部性驅動的創新同樣表現出競爭和擠出效應，部分企業的創新活動將會對其他企業的創新產生威脅或抑制。

企業可以通過產品創新建立競爭優勢，但這種優勢并不能長期自然存在。只要存在超額利潤，必然會引致潛在創新企業的模仿和競爭。葉林和曾國安(2013)發展了一個策略性阻止進入模型并利用中國制造業企業數據實證研究發現：中等進入壁壘下在位企業會增加創新投入威懾進入者。按照前述分析，中國的產業集聚表現為區域內的專業化集中和高度競爭。專業化意味著存在一定的進入壁壘，但高度競爭表明其進入壁壘要小于壟斷或寡頭市場的進入壁壘，大體可以認為其進入壁壘處于居中水平。因此，集聚區內的創新型企業為了維持或鞏固其競爭優勢，有動機通過增加創新投入和產出對潛在創新企業形成威脅。我們據此提出假說3。

假說3：隨著產業集聚程度的加深，創新型企業的創新化程度提升會迫使潛在創新企業放棄產品創新，從而對市場整體的創新活動產生抑制作用。

（四）異質性邏輯與表現

在“產業集聚→市場份額→企業創新→市場創新”邏輯鏈條當中，市場份額是受產業空間集聚影響和驅動創新的關鍵中介因素。但是，對于不同屬性的企業而言，產業集聚對企業市場份額的影響力度可能不同，市場份額在企業創新決策中的重要程度也存在很大差異。

以產業集聚對企業市場份額的影響力度不同為出發點，國有控股企業和非國有控股企業存在異質性。前者由于在市場競爭中存在某些潛在優勢(例如壟斷行業進入壁壘、行政性資源獨占、外部融資成本低、政策敏感度高等優勢)，其企業市場份額對產業空間集聚程度的敏感性可能比非國有控股企業低得多。因此，前述假說可能更加適用于非國有控股企業。

以市場份額在企業創新決策中的重要程度不同為出發點，技術密集型企業和非技術密集型企業存在異質性。技術密集型企業產品附加值更高、產品差異化水平更大，因而其市場份額受產業空間集聚的影響更??；更為重要的是，無論短時內市場份額如何受產業集聚影響，技術密集型企業都不得不持續開展技術創新和產品迭代，否則將面臨永久性的市場損失。相比之下，產業集聚通過市場份額驅動技術創新的邏輯可能對非技術密集型行業更加適用。據此，我們提出假說4。

假說4：按照“產業集聚→市場份額→企業創新→市場創新”的邏輯，產業空間集聚對制造業企業創新活動的影響具有企業所有權性質異質性和要素密集度異質性。

三、中國制造業空間集聚效應的測度

（一）測度方法

測度產業集聚水平的主流方法大致有兩類：一類是不考慮企業規模差異，僅考慮行業和地區范圍大小的影響，例如地方化系數、產業空間基尼系數以及區位商等；另一類是考慮企業規模差異的影響，其中應用最廣泛的是Ellison 和Glaeser(1997)構建的γ指數(即EG 產業集聚指數)以及Duranton 和Overman(2005)提出的以企業間地理距離為基礎的DO 指數。由于難以獲得全部企業地理位置的精確信息，這里構造EG 指數來衡量中國制造業的空間集聚水平。其計算方法如公式(1)。

（二）測度結果

我們基于中國工業企業數據庫(1996—2013 年)提供的數據來計算制造業的EG指數。由于部分樣本存在明顯的匹配混亂、指標異常、信息缺失以及口徑變化等問題，需要進行數據處理。首先，按照Brandt 等(2012)所采用的“逐年序貫識別法”，利用法人代碼和企業名稱進行樣本匹配。隨后，將行業代碼統一轉換為GB/T4754—2002 標準，并通過面板數據比對填充缺失的地區行政代碼和修改異常值。最后，剔除就業人數為0 或缺失、行業分類代碼缺失以及不符合GAAP 的樣本。經過上述處理之后，本文共得到3801791 個可用觀測點。

圖1 描繪了中國制造業空間集聚指數走勢與核密度分布圖。首先，從圖1(a)可以看出，中國制造業的集聚程度總體上經歷了兩個階段的變化：制造業集聚程度在1996年至2009 年期間呈上升趨勢，而2009 年之后明顯下滑。圖1(b)描繪的核密度分布也反映出類似情況：1998 年、2004 年和2009 年的核密度分布峰值向右移動，而2013 年的核密度峰值左移，且低于2004 年和2009 年水平。其次，EG 指數的算術平均值普遍大于以就業人數份額為權重的加權平均值①受篇幅所限，具體數據沒有匯報，感興趣的讀者可向作者索要其數據。，這意味著：集聚程度較高的行業整體就業規模較小，而集聚程度較低的行業整體就業規模較大，這與文東偉和冼國明(2014)的研究一致。最后，行業分類越細致，則集聚指數越大，這意味著大類行業在各地區分布相對比較平均，而一些細分的行業在地域上的分布則相對不平衡。

圖1 中國制造業空間集聚指數走勢與核密度分布圖

四、產業集聚創新效應的實證檢驗

（一）模型、變量與數據

我們利用中國工業企業數據庫中的制造業企業為樣本②1996 年和1997 年兩年的樣本數量少且質量差，故在回歸分析中剔除掉了這部分觀測值。，對前述假說進行實證檢驗。為了檢驗假說1，我們針對全部樣本企業構建了如下計量模型：

對于假說3，我們針對全部樣本企業構建如下線性可能性(Linear Probability)模型，研究產業空間集聚對企業推出新產品積極性的影響。

同時，我們將式(8)中的被解釋變量替換為企業新產品產值占所屬行業總產值的比例 innov _ si,j,t，構成公式(9)。

按照上述式(4)至式(9)的模型，我們以不同測算口徑(2 位數、3 位數、4 位數三種行業細分標準和省、市、縣三種區域細分標準)測算上述變量，其釋義與描述性統計如附錄表1 所示①掃描本文首頁二維碼，點擊“附錄”獲取。。

（二）實證結果

1. 產業集聚與企業市場份額

表1 列示了式(4)的參數估計結果。在其第(1)列中，被解釋變量為企業銷售市值占所屬2 位數行業銷售總市值的比例( mshare _2)，核心解釋變量為企業所屬2 位數行業的產業空間聚集指數(EG_2 )。E G_2 系數估計值為-0.051，且通過了1%水平的顯著性檢驗。在其第(2)列中，以3 位數行業為細分標準，E G_3 系數估計值為-0.227，在5%水平統計顯著。在其第(3)列中，進一步細分至4 位數行業，E G_4 的系數估計值為-0.371，通過了1%水平顯著性檢驗。從上述估計結果可以看出，第一，隨著產業空間集聚程度的提升，行業內制造業企業的市場份額顯著下降；第二，行業分類標準越細，產業空間集聚對企業市場份額的影響力度越大。聚類穩健的混合截面最小二乘估計結果(Pooled OLS)與面板固定效應模型估計結果(Fixed Effect)比較接近，上述結論依然成立。

表2 列示了式(5)的參數估計結果。以面板固定效應模型估計結果為例，在引入交互項之后，企業所屬行業的產業空間聚集指數(EG_2 、E G_3 、E G_4 )對企業市場份額依然存在顯著的負面影響。集聚指數與創新啞變量的交互項系數均為正，且3 位數和4 位數行業口徑下交互項系數(EG_3×innov_dum 和EG_4×innov_dum)通過了5%水平的顯著性檢驗。這表明，制造業企業的產品創新能夠在一定程度上減小產業空間集聚對企業市場份額的負面影響。

綜合表1 和表2 的結果，假說1 得到驗證，即產業空間集聚會削減制造業企業的市場份額，但產品創新能夠抑制產業空間集聚對企業市場份額的侵蝕。

表1 產業空間集聚對制造業企業市場份額的影響

表2 產業空間集聚、產品創新對制造業企業市場份額的影響

2. 產業集聚與企業創新

表3 匯報了式(6)的參數估計結果，顯示了產業空間集聚程度對創新型企業的實際創新產出的影響。表3 中第(1)列至第(3)列為面板固定效應模型的估計結果，核心解釋變量的估計值均大于0，并通過了10%和5%水平上的顯著性檢驗。混合截面回歸得到的參數估計值更大，其顯著性水平更高(第(4)列至第(6)列)。以上結果表明，隨著產業空間集聚程度的加深，創新型企業會提高創新產出水平。

表3 產業空間集聚對創新型制造業企業的新產品實際產值的影響

表4 列示了式(7)的參數估計結果，顯示了產業空間集聚對創新型企業創新程度的影響。從核心解釋變量的符號來看，除了第(3)列中(4 位數行業劃分標準，面板固定效應模型)EG_4 的系數估計值小于0 之外，其余情形下產業集聚指數變量的估計值均大于0，表明隨著產業集聚程度的加深，創新型企業的創新程度均有不同程度的提升。參數估計值的顯著性水平方面差異較大，2 位數行業劃分口徑下參數估計值最為顯著，混合截面回歸模型的OLS 估計值的顯著性也強于面板固定效應模型的該顯著性。

表4 產業空間集聚對創新型制造業企業創新程度的影響

從表3 和表4 的參數估計結果可以得到以下結論：產業空間集聚對創新型企業新產品產值的絕對數量和新產品產值的相對份額都存在積極影響。結合得到驗證的假說1，我們認為：產業空間集聚程度的提升會促使創新型企業出于保持或提升市場份額的考慮而增加創新產出、提高創新水平，從而幫助企業抵御產業空間集聚對市場份額的侵蝕。

3. 產業集聚、創新擠出與市場創新

表5 匯報了公式(8)和公式(9)的參數估計結果。其中，第(1)列至第(3)列是線性可能性公式(8)的估計結果，顯示了產業空間集聚程度對制造業企業推出新產品概率的影響。其估計結果顯示，產業空間集聚指數對新產品啞變量的影響系數均在1%水平上顯著為負。這表明：整體來看，產業的空間集聚對制造業企業創新決策有顯著的抑制效應；隨著產業聚集水平的提高，制造業企業進行新產品開發的可能性降低，企業研發創新的積極性在下降。

表5 產業空間集聚對制造業企業整體創新概率和創新活動的影響

表5 中，第(4)列至第(6)列匯報了式(9)的參數估計結果，顯示產業空間集聚對行業整體創新活動的影響。當以2 位數為標準進行行業劃分時，E G_2 的系數估計值為-1.15，在1%水平上統計顯著，這表明產業空間集聚程度的提高對行業整體的創新活動起到了顯著的抑制效果。當以3 位數和4 位數為標準進行行業劃分時，產業空間集聚指數的系數也小于0，且后者通過了10%水平的顯著性檢驗。

通過公式(8)和公式(9)的參數估計結果，我們發現產業空間集聚程度的提高降低了制造業企業開發新產品的可能性，對行業整體的創新活動水平也有負面影響。然而，根據假說2 和前述檢驗結果可知：產業空間集聚程度的提高會促使創新型企業增加創新產出并提高創新水平。這意味著：隨著產業空間集聚程度的提高，創新型企業的創新活動在整個行業的工業生產活動中的占比下降，更多的制造業企業(或稱之為“潛在創新企業”)選擇不開展產品創新。因此，我們驗證了假說3：隨著產業集聚程度的提高，創新型企業的創新深化會迫使潛在創新企業放棄推出新產品，從而使得產業空間集聚對行業整體的創新活動表現出抑制作用。

五、內生性、穩健性與異質性討論

（一）內生性討論

可能導致內生性問題的原因主要有兩點：一是遺漏重要變量和不可觀測變量導致的內生性，二是解釋變量和被解釋變量互為因果而產生的內生性問題。對第一類問題，一方面通過在企業、行業以及地區層面控制了眾多變量來盡量減少遺漏變量；另一方面，在模型中加入了企業、行業、年份及城市層面的固定效應，以降低遺漏變量和不可觀測變量導致內生性問題的可能性。對第二類問題，本文的核心解釋變量均為產業空間集聚指數，這是一個行業維度的指標；而主要的被解釋變量均是刻畫企業個體特征的指標。直覺上，企業個體維度的創新行為、產品銷售、新產品產值等很難對行業整體的空間布局結構產生直接影響(尤其是短期影響)。因此，模型中由逆向因果關系導致內生性問題的可能性并不大。

出于謹慎性考慮，我們仍然按照文獻中的“慣例”，利用解釋變量的滯后項來消減內生性。Bellemare 等(2017)指出，使用解釋變量的滯后項來解決內生性問題的有效性依賴于兩個前提：一是不可觀測因素不存在序列相關，二是內生變量是平穩的自回歸過程。前提一涉及不可觀測變量，本質上無法得到驗證或拒絕；前提二可以利用觀測數據予以檢驗。我們用IPS 和Fisher 檢驗對主要解釋變量進行了平穩性檢驗，其結果均表明產業集聚水平顯著平穩。除此之外，Bellemare 等(2017)還提出了另一套檢驗法則：當總體數據生成過程滿足三種特定情形之一時，使用滯后項解決雙向因果關系導致的內生性也是可以接受的。他們建議，可以估計回歸方程 Yt= b1Xt+ b2Xt-1，若 b1不顯著異于0 的話，可以考慮使用滯后項。我們將企業市場份額對行業集聚指數及其一階滯后進行回歸，估計得到的參數1b 未能通過顯著性檢驗①受篇幅所限，平穩性檢驗結果和參數b1估計沒有匯報，感興趣的讀者可向作者索取。。因此，使用滯后項基本上是可以接受的。

（二）穩健性檢驗

上述基準回歸中，我們使用的是以省(直轄市、自治區)為區域劃分標準測算集聚指數。這里我們以地級市為區域劃分標準，計算2 位數、3 位數和4 位數行業的EG 指數作為產業空間集聚水平的代理變量，進行穩健性檢驗。

在替換了產業空間集聚水平代理變量后，由公式(4)至公式(9)的參數估計結果仍然可以與基準模型相當一致的參數估計結果②受篇幅所限，穩健性檢驗的結果沒有列示，歡迎感興趣的讀者向作者索要相關數據。，前文提出的三個假說及實證檢驗結果穩健可信。

（三）異質性檢驗

我們按照企業所有權性質將全部樣本企業劃分為國有控股企業(SOE)和非國有控股企業NSOE)兩類，按照企業所屬行業的要素密集度將全部樣本企業劃分為技術密集型行業(TIE)和非技術密集型行業(NTIE)③用國家統計局公布的2 位數行業口徑下“規模以上工業企業研究與試驗發展經費”除以“主營業務收入”，計算2 位數行業的“研究與試驗發展經費投入強度”，隨后通過k 均值聚類算法區分出技術密集型行業和非技術密集型行業。。

表6 匯報了2 位數行業劃分標準下利用國有控股企業與非國有控股企業子樣本分別回歸公式(4)至公式(9)的核心參數估計結果①受篇幅所限，表6 和表7 中沒有匯報3 位數和4 位數行業劃分標準下的參數估計結果，有需要者可向作者索要。。其第(1)列、第(2)列和第(7)列、第(8)列是對假說1 的檢驗，國有企業子樣本的系數估計值與基準結論不一致；非國有企業子樣本的參數估計值與基準結論一致，產業空間集聚會減少非國有企業的市場份額，而產品創新能夠抑制產業集聚對其市場份額的侵蝕。其第(3)列、第(4)列和第(9)列、第(10)列是對假說2 的檢驗，而國有企業子樣本的EG_2 系數估計值沒有通過顯著性檢驗，且影響方向不一致；非國有企業子樣本的產業集聚指數的系數估計值均大于0，且至少在5%水平上統計顯著，產業集聚程度的提高能夠顯著地促進非國有企業增加產品創新。其第(5)列、第(6)列和第(11)列、第(12)列是對假說3 的檢驗，國有企業子樣本的系數估計值符號相反，作用方向不明確；非國有企業子樣本的EG_2 系數估計值均在1%水平上顯著為負，表明在非國有控股企業當中，產業空間集聚程度的提高對行業整體創新活動產生了抑制作用。

表6 國有控股企業與非國有控股企業異質性檢驗

表7 匯報了在2 位數行業劃分標準下利用技術密集型行業與非技術密集型行業子樣本分別回歸公式(4)至公式(9)的核心參數估計結果。其第(1)列、第(2)列和第(7)列、第(8)列檢驗了假說1，產業空間集聚均會減少企業的市場份額，而產品創新均能夠抑制產業集聚對市場份額的侵蝕。其第(3)列、第(4)列和第(9)列、第(10)列是對假說2 的檢驗，產業集聚并不能促進技術密集型行業的創新型企業增加產品創新，主要參數系數估計值符合正負不一且不顯著；而非技術密集型行業子樣本的EG_2 系數估計值在1%水平上顯著大于0，產業集聚程度的提高能夠顯著地促進非技術密集型行業的創新型增加產品創新。其第(5)列、第(6)列和第(11)列、第(12)列是對假說3 的檢驗，技術密集型行業子樣本的產業集聚作用方向不明確；而在非技術密集型行業子樣本的EG_2 系數估計值均小于0，且第(11)列中系數估計值通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明對非技術密集型行業而言，產業空間集聚程度的提高對行業整體創新活動產生了抑制作用。

表7 技術密集型行業與非技術密集型行業異質性檢驗

從以上結果來看，非國有控股企業和非技術密集型行業子樣本得到的參數估計結果與基準模型更為一致。異質性的表現形式進一步明確了市場份額在產業集聚驅動企業創新過程中所發揮的重要作用，驗證了“產業集聚→市場份額→企業創新→市場創新”邏輯的合理性。

六、結論與政策建議

產業集聚對創新活動的影響是新經濟地理學、新經濟增長理論、空間經濟學以及產業組織學研究的焦點點問題之一。近年來國內學者針對產業集聚中知識溢出外部性對創新的影響進行了廣泛而深入的研究，特別是對MAR 外部性(專業化集聚)和Jacobs 外部性(多樣化集聚)進行了大量的實證檢驗。但是，與西方發達經濟體不同，中國的產業空間分布特征除了受自然稟賦和知識溢出外部性影響之外，還受到很多“非市場化”因素的影響。區域分權式威權體制下的地方保護、市場分割、政府干預以及政策指導等一定程度上影響了中國的產業空間配置，使得中國制造業產業“被動”集中于某些區域，并呈現出過度集聚的擁擠效應和同質化競爭激烈的問題。因此，僅僅從知識創造和溢出以及產業間技術關聯的角度來解讀中國產業空間分布格局的形成和對創新活動的影響似有不妥之處。

基于這樣的考慮，我們認為有必要重新認識中國產業空間集聚對企業創新活動的影響。本文嘗試從Porter 外部性的視角來討論中國式的產業集聚對創新活動的影響，得到以下結論。第一，產業空間集聚的提升會加劇制造企業市場份額競爭，可能會導致企業市場份額流失，但產品創新能夠抑制產業空間集聚對企業市場份額的侵蝕；第二，出于保持或增加市場份額的考慮，產業空間集聚程度的提升會促使創新型企業增加創新產出，提高創新水平；第三，隨著產業集聚程度的日益提高，創新型企業的創新化程度提升會迫使潛在創新企業放棄產品創新，從而使得產業空間集聚對市場整體的創新活動表現出抑制作用；第四，按照“產業集聚→市場份額→企業創新→市場創新”的邏輯，產業空間集聚對制造業企業創新活動的影響具有企業所有權性質異質性和要素密集度異質性。

基于上述研究結論，可得出以下啟示。

第一，從推動區域或行業發展的角度來看，制造業企業在空間上高度集聚并不一定能夠起到正面效果。與MAR 外部性所驅動的專業化集聚有所不同，地方政府主導的工業(產業)園區和開發區建設、產業政策支持所引發的產業被動集聚，未必能夠很好地發揮產業內部的知識溢出外部性作用；相反，可能會造成區域內的產業過度集聚，導致擁擠效應和高度同質化競爭，企業聚集在同一狹小區域，失去區位差異帶來的要素稟賦條件、市場可達性等比較優勢后，更容易喪失市場份額，生存壓力增大。近年來隨處可見的園區企業破產、外遷等現象表明，一些地區不僅沒有實現所謂的“筑巢引鳳”，反而造成了巨大的資源浪費。因此，應當杜絕隨意開發和盲目建設產業園區，減少政策干預，讓市場對資源配置發揮更大的作用。

第二，對于非國有企業占比較高的行業和非技術密集型行業而言，專業化集聚無助于提高行業整體的創新活力。對專業化集聚區內的非國有企業和非技術密集型行業企業而言，在其他市場條件不變的情況下，部分企業的創新產出增加和創新程度的提高是以擠出其他企業創新活動、搶占其他企業市場份額為代價的，行業或市場整體的創新水平并沒有得到提升。特別是對于非技術密集型行業而言，其產品往往是非差異化或橫向差異化的；按照Matraves 和Rondi(2007)的研究，這些企業并沒有動機開展持續創新活動，市場集中度提升后的持續創新能力值得懷疑。因此，政府在進行產業布局規劃時應盡量避免非國有企業占比高的行業和非技術密集型行業過度集聚。

第三，產業集聚過程中的競爭既有創造性，也有破壞性，創新活動在企業間的分布并不均衡。產業集聚的“紅利”由頭部創新型企業獲得，表現為市場份額的擴張和創新能力的深化，而潛在創新企業的創新動機受到壓制，市場份額也受到擠占。因此，在現階段依靠完全市場化的競爭機制來激發普遍創新仍然是比較困難的，要實現大眾創業、全民創造、全民創新，要促進整個社會的創新發展，還需要積極的轉移支付、保障配套政策等手段進行協調。