空間集聚、企業(yè)更替與生產(chǎn)率

嵇正龍，宋 宇

（1.西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安710127；2.宿遷學(xué)院 商學(xué)院，江蘇 宿遷223800）

一、引 言

經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間不均勻?qū)е螺^為普遍的經(jīng)濟(jì)空間集聚現(xiàn)象，進(jìn)而對(duì)諸如經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和擴(kuò)散等產(chǎn)生影響。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間分布取決于集聚力和分散力，即本地市場(chǎng)效應(yīng)和價(jià)格指數(shù)效應(yīng)產(chǎn)生的向心力與市場(chǎng)擁擠效應(yīng)產(chǎn)生的分散力等共同影響，造成了地區(qū)間生產(chǎn)率差異。大量的文獻(xiàn)探討了產(chǎn)業(yè)集聚通過(guò)貿(mào)易開放、企業(yè)規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施、要素配置調(diào)整、人力資本積累和技術(shù)進(jìn)步等因素影響生產(chǎn)率的機(jī)制［1-3］。也有學(xué)者從資產(chǎn)專用性角度深入到企業(yè)層面討論產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)生產(chǎn)率的影響［4］。

事實(shí)上，企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)決策和資源配置主體，在空間上表現(xiàn)出顯著的不平衡分布特征。邵宜航和李澤揚(yáng)（2017）嘗試使用企業(yè)經(jīng)緯度數(shù)據(jù)變異系數(shù)衡量空間集聚，使用進(jìn)入企業(yè)數(shù)量比率衡量企業(yè)動(dòng)態(tài)，探討空間集聚和企業(yè)動(dòng)態(tài)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響［5］，具有良好的啟發(fā)性。本文將他們的研究進(jìn)一步拓展優(yōu)化，聚焦于企業(yè)空間集聚影響生產(chǎn)率水平的企業(yè)更替機(jī)制分析，試圖回答三個(gè)問(wèn)題：一是企業(yè)空間集聚影響生產(chǎn)率的企業(yè)更替機(jī)制是否存在？二是如果存在，企業(yè)更替機(jī)制表現(xiàn)出怎樣的特征？三是企業(yè)更替機(jī)制在不同時(shí)期和不同區(qū)域的異質(zhì)性層面表現(xiàn)出怎樣的差異？以上三個(gè)緊密相關(guān)問(wèn)題的回答，在理論方面推動(dòng)空間集聚研究與企業(yè)動(dòng)態(tài)理論的交叉，同時(shí)對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)中優(yōu)化企業(yè)發(fā)展政策具有一定指導(dǎo)意義。

本文相較于已有研究，試圖從以下兩個(gè)方面做出邊際貢獻(xiàn)：一是企業(yè)空間集聚程度和企業(yè)更替率兩個(gè)數(shù)量指標(biāo)的設(shè)計(jì)。本文將企業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與企業(yè)的詳細(xì)地址信息相融合，構(gòu)建地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚引力指數(shù)，精準(zhǔn)測(cè)度企業(yè)空間集聚程度。同時(shí)，不同于以往簡(jiǎn)單使用企業(yè)數(shù)量的變動(dòng)衡量企業(yè)進(jìn)入和退出的做法，本文考慮了企業(yè)的異質(zhì)性因素，基于資源流動(dòng)和配置的視角構(gòu)建企業(yè)更替的測(cè)度指標(biāo)。二是考察企業(yè)更替作為空間集聚動(dòng)態(tài)影響生產(chǎn)率的機(jī)制。本文關(guān)注企業(yè)進(jìn)入和退出行為所引發(fā)的企業(yè)更替動(dòng)態(tài)所表征的資源流動(dòng)影響，豐富了已有空間集聚影響生產(chǎn)率的微觀機(jī)制研究。

二、理論分析與假說(shuō)

企業(yè)動(dòng)態(tài)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，企業(yè)的生產(chǎn)率及其市場(chǎng)表現(xiàn)與生存相關(guān)，在位企業(yè)的市場(chǎng)份額轉(zhuǎn)移或企業(yè)進(jìn)入和退出，即生產(chǎn)率更高的企業(yè)獲得了更多的市場(chǎng)份額，成為推動(dòng)產(chǎn)業(yè)總生產(chǎn)率變動(dòng)的重要機(jī)制［6-9］。空間集聚通過(guò)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)化了資源配置效率，進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率［10］。楊汝岱和朱詩(shī)娥（2018）在研究產(chǎn)業(yè)政策和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)影響企業(yè)退出行為進(jìn)而影響區(qū)域生產(chǎn)效率演變時(shí)，發(fā)現(xiàn)在集聚程度高的產(chǎn)業(yè)中，只有生產(chǎn)率更高的企業(yè)才能生存下來(lái)［11］。大城市的高生產(chǎn)率來(lái)源于集聚經(jīng)濟(jì)外部性與異質(zhì)性企業(yè)內(nèi)生選擇等［12］。高效率的企業(yè)為了獲得大的市場(chǎng)份額選擇大市場(chǎng)地區(qū)，而低效率的企業(yè)為了逃避競(jìng)爭(zhēng)選擇小市場(chǎng)地區(qū)，使得地區(qū)間的生產(chǎn)率差異具有內(nèi)生性［13］。優(yōu)勝劣汰的選擇效應(yīng)表現(xiàn)為企業(yè)更替，同時(shí)也產(chǎn)生了在位企業(yè)提高生產(chǎn)率的激勵(lì)效應(yīng)，從而提高整體的生產(chǎn)率［14］。也有學(xué)者從資源錯(cuò)配視角探討了企業(yè)進(jìn)入退出與生產(chǎn)率之間的動(dòng)態(tài)微觀機(jī)制［15］。總的來(lái)說(shuō)，空間集聚產(chǎn)生的擁擠效應(yīng)、外部經(jīng)濟(jì)性和競(jìng)爭(zhēng)性等綜合作用影響微觀企業(yè)的進(jìn)入和退出決策，即表現(xiàn)為企業(yè)更替，是影響企業(yè)生產(chǎn)率水平的關(guān)鍵機(jī)制之一。由此，本文提出假設(shè)1。

H1：空間集聚能夠顯著影響企業(yè)更替水平，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率，且空間集聚與企業(yè)更替的交互作用能夠正向調(diào)節(jié)企業(yè)生產(chǎn)率水平。

理論研究通常認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚能夠提高全要素生產(chǎn)率，并闡釋了其機(jī)制和路徑。但實(shí)證分析的結(jié)果對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚能否提高生產(chǎn)率存在較大分歧。部分學(xué)者認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，存在顯著集聚效應(yīng)［16-17］。也有不少人認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚負(fù)向抑制了生產(chǎn)率提高［2，4，18-19］。但由于本地市場(chǎng)效應(yīng)、價(jià)格指數(shù)效應(yīng)、擁擠效應(yīng)和選擇效應(yīng)等影響機(jī)制的綜合作用，更多學(xué)者認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚程度與生產(chǎn)率之間存在非線性關(guān)系，且由于關(guān)注的重點(diǎn)不同得到了不同的特征判斷，如“倒U”型關(guān)系［10］、非線性的邊際遞增特征［20］、門限效應(yīng)［21］，先上升后下降再上升的N 型特征［22］等。甚至是相同產(chǎn)業(yè)門類的考察也會(huì)出現(xiàn)截然相反的結(jié)論，如在研究高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚時(shí)，王鵬和王偉銘（2017）認(rèn)為集聚抑制了生產(chǎn)率［23］，而劉雅嬌和胡靜波（2018）則認(rèn)為集聚對(duì)生產(chǎn)率存在顯著正向效應(yīng)［24］。由此，本文提出假設(shè)2。

H2：空間集聚和企業(yè)更替與生產(chǎn)率之間為非線性關(guān)系，且都呈現(xiàn)倒U型特征。

三、模型設(shè)置與數(shù)據(jù)說(shuō)明

省級(jí)地方政府作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接負(fù)責(zé)單位，并且經(jīng)濟(jì)政策的制定和實(shí)施基本都是以省級(jí)行政區(qū)劃范圍為地理單元，因此，本文從省級(jí)層面構(gòu)建面板模型進(jìn)行分析?；谝延醒芯课墨I(xiàn)梳理和理論分析，本文關(guān)注空間集聚影響企業(yè)生產(chǎn)率的企業(yè)更替機(jī)制，并使用中國(guó)制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)尋找經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

（一）模型設(shè)置

企業(yè)更替作為空間集聚影響企業(yè)生產(chǎn)率機(jī)制的第一個(gè)條件是空間集聚能夠顯著影響企業(yè)更替。由此，本文首先設(shè)置檢驗(yàn)空間集聚與企業(yè)更替關(guān)系的模型（1）。

其中：a和t分別為地區(qū)和年份；TRFat為地區(qū)企業(yè)更替率；ISAat為產(chǎn)業(yè)空間集聚程度；Xat為地區(qū)經(jīng)濟(jì)控制變量集合，包括地區(qū)企業(yè)整體微觀特征和宏觀經(jīng)濟(jì)特征兩類；ηa、μt和εt分別為地區(qū)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)理論假說(shuō)，空間集聚的系數(shù)α1需要顯著為正。

企業(yè)更替作為空間集聚影響企業(yè)生產(chǎn)率機(jī)制的第二個(gè)條件是引入了企業(yè)更替之后，空間集聚對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響系數(shù)發(fā)生改變，且依然顯著?；诩僬f(shuō)檢驗(yàn)邏輯，本文采取分步引入變量的策略，首先估計(jì)空間集聚與企業(yè)生產(chǎn)率的系數(shù)，然后引入企業(yè)更替再次估計(jì)，根據(jù)空間集聚系數(shù)的前后變化做出判斷。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)空間集聚和企業(yè)更替對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的非線性影響以及企業(yè)更替的調(diào)節(jié)效應(yīng)，引入空間集聚和企業(yè)更替的二次項(xiàng)，及其交互項(xiàng)。為此，設(shè)定基本模型（2）。

其中：TFPat為地區(qū)生產(chǎn)率；為了考察企業(yè)空間集聚程度和企業(yè)更替的非線性影響，引入企業(yè)空間集聚指數(shù)的二次項(xiàng)ISA和企業(yè)更替率的二次項(xiàng)TRF；為了考察企業(yè)更替的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在計(jì)量模型中引入了產(chǎn)業(yè)空間集聚程度與企業(yè)更替率的交互項(xiàng)ISAat×TRFat。根據(jù)研究假說(shuō)，引入企業(yè)更替變量后，空間集聚的系數(shù)β1需顯著變小。

（二）指標(biāo)選擇

1.地區(qū)生產(chǎn)率

本文基本模型的被解釋變量為地區(qū)生產(chǎn)率，由地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)率加權(quán)獲得。本文采用Olley和Pak?es（1996）提出的OP法［25］估計(jì)企業(yè)生產(chǎn)率用于模型基準(zhǔn)回歸，使用OLS估計(jì)企業(yè)生產(chǎn)率用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。地區(qū)生產(chǎn)率采用企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值加權(quán)估計(jì)得到，具體公式如下：

其中：θit表示t年i企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值在a地區(qū)所占份額；ρit表示t年i企業(yè)的生產(chǎn)率。

OP 生產(chǎn)率估計(jì)方法中投資是必需的代理變量，而中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中未提供投資指標(biāo)數(shù)據(jù)。參考魯曉東和連玉君（2012）的做法［26］，本文采用資本永續(xù)盤存法估算企業(yè)投資數(shù)據(jù)。

其中：Iit為t年i企業(yè)的投資額，初始年份的投資采用第二年及以后年份的投資與固定資產(chǎn)比率的均值乘以初始年份的固定資產(chǎn)估計(jì)獲得；Kit為資本存量，用固定資產(chǎn)總值表示；Dit為企業(yè)折舊，即樣本中的本年折舊變量。

2.空間集聚程度

傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集聚程度的測(cè)度方法，對(duì)于空間距離因素考慮不足，更多反映的是專業(yè)化集聚特征。而DO指數(shù)等方法又對(duì)反映企業(yè)異質(zhì)性的經(jīng)濟(jì)特征指標(biāo)考慮不足，更多反映的是空間分布特征，且由于計(jì)算量的制約，很少被應(yīng)用于計(jì)量模型實(shí)證［27］。應(yīng)用經(jīng)緯度數(shù)據(jù)變異系數(shù)構(gòu)建空間集聚指標(biāo)的嘗試［5］具有很好的示范意義，但是其只關(guān)注經(jīng)緯度本身的變異性，對(duì)于集聚的經(jīng)濟(jì)意義反映不足。本文采用嵇正龍和宋宇（2020）融合企業(yè)的空間距離因素和異質(zhì)性企業(yè)經(jīng)濟(jì)特征值指標(biāo)因素測(cè)度企業(yè)空間集聚引力指數(shù)的做法［27］，分三步進(jìn)行：

第一步，設(shè)定虛擬中心企業(yè)。

設(shè)t年a地區(qū)有N家企業(yè)，第i家企業(yè)的第j個(gè)經(jīng)濟(jì)特征值指標(biāo)為xitj，則i企業(yè)的j個(gè)經(jīng)濟(jì)特征指標(biāo)構(gòu)成的指標(biāo)集合為xit=c(xit1,xit2,xit3,…,xitj)。a地區(qū)N家企業(yè)的經(jīng)濟(jì)特征值指標(biāo)集合Xit中的同類指標(biāo)分別降序排列，并取其中位數(shù)構(gòu)造出虛擬中心企業(yè)Cot的特征值指標(biāo)集合xot=c(xot1,xot2,xot3,…,xotj)。本文所考察企業(yè)的異質(zhì)性特征值包括傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)，估計(jì)常用的反映經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、資產(chǎn)總值和就業(yè)人數(shù)等指標(biāo)，還包括反映企業(yè)地理位置的經(jīng)緯度坐標(biāo)值。

第二步，估計(jì)企業(yè)點(diǎn)對(duì)引力指數(shù)值。

a地區(qū)的N個(gè)企業(yè)與虛擬中心企業(yè)Cot形成了N個(gè)引力點(diǎn)對(duì)關(guān)系。那么，t年第i企業(yè)與中心企業(yè)Cot地理距離記為doit，考察t年第i企業(yè)的第j個(gè)經(jīng)濟(jì)特征因素的中心引力指數(shù)值為Gaitj。

設(shè)中心企業(yè)Cot所在位置為圓心O點(diǎn)，圓形的半徑rot為所有企業(yè)的中心點(diǎn)對(duì)距離的中位數(shù)，rot=median(doit)。該圓形區(qū)域?yàn)榻?jīng)濟(jì)集聚核心區(qū)q，包含有n家企業(yè)，與中心企業(yè)形成n個(gè)點(diǎn)對(duì)關(guān)系。那么，t年第k企業(yè)與中心企業(yè)Cot地理距離記為dokt，滿足dokt≤rot。根據(jù)第二步中的區(qū)域企業(yè)中心引力指數(shù)值估計(jì)方法，同理可得經(jīng)濟(jì)集聚核心區(qū)的t年第k個(gè)企業(yè)的第j個(gè)經(jīng)濟(jì)特征因素的中心引力指數(shù)值Gqktj。

第三步，企業(yè)空間集聚引力指數(shù)值。

只考慮j特征值指標(biāo)的單因素產(chǎn)業(yè)空間集聚引力指數(shù)值為ISAatj。

綜合考慮l個(gè)特征值指標(biāo)的多因素產(chǎn)業(yè)集聚引力指數(shù)值ISAat，為多因素加總后求均值得到。

在實(shí)證估計(jì)過(guò)程中，產(chǎn)業(yè)空間集聚引力指數(shù)模型的幾個(gè)參數(shù)需要做出約定說(shuō)明：①參考白俊紅等（2017）關(guān)于引力模型參數(shù)設(shè)定的標(biāo)準(zhǔn)［28］，引力系數(shù)φ、引力因素參數(shù)α和β設(shè)定為1，γ設(shè)定為2；②參考嵇正龍和宋宇（2020）的估計(jì)方法［27］，根據(jù)企業(yè)的經(jīng)緯度，應(yīng)用航海上大圓距離公式計(jì)算企業(yè)點(diǎn)對(duì)距離doit；③為避免企業(yè)地址與虛擬中心企業(yè)地址非常接近，點(diǎn)對(duì)距離極小，導(dǎo)致出現(xiàn)企業(yè)中心引力極端值，干擾模型估計(jì)結(jié)果，本文設(shè)定企業(yè)點(diǎn)對(duì)距離下限-doit為1千米，即當(dāng)doit＜1時(shí)，賦值為1。

3.企業(yè)更替率

企業(yè)更替是產(chǎn)業(yè)中企業(yè)進(jìn)入、存活和退出的動(dòng)態(tài)變化，反映產(chǎn)業(yè)中資源的流動(dòng)與重新配置。大部分文獻(xiàn)在測(cè)度企業(yè)動(dòng)態(tài)時(shí)采用企業(yè)進(jìn)入或者退出的數(shù)量估計(jì)進(jìn)入率或者退出率［11，29-30］。由于企業(yè)的異質(zhì)性，單純企業(yè)數(shù)量的變更不足以準(zhǔn)確測(cè)度企業(yè)更替所蘊(yùn)含的資源流動(dòng)配置的意義。朱克朋和樊士德（2013）使用變動(dòng)的市場(chǎng)份額來(lái)測(cè)度企業(yè)更替，其中，市場(chǎng)份額采用企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)銷售額占整個(gè)行業(yè)的比重衡量［31］。采用進(jìn)入企業(yè)和退出企業(yè)的工業(yè)銷售總產(chǎn)值占整個(gè)地區(qū)比重的均值測(cè)度企業(yè)更替率TRFat。

其中：E、X、S分別表示進(jìn)入企業(yè)、退出企業(yè)、存活企業(yè)集合；PRit為t年i企業(yè)的工業(yè)銷售總產(chǎn)值。

4.控制變量

為了提高模型估計(jì)的可靠性，借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的做法［30，32-33］，本文選擇制造業(yè)微觀企業(yè)特征和地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)特征兩類控制變量。

（1）企業(yè)微觀特征指標(biāo)。模型中地區(qū)制造業(yè)微觀特征控制變量都是在企業(yè)特征變量基礎(chǔ)上，應(yīng)用企業(yè)銷售產(chǎn)值作為權(quán)重加權(quán)平均得到，類似地區(qū)生產(chǎn)率的估計(jì)方法。具體企業(yè)特征指標(biāo)如下：①企業(yè)規(guī)模（size），使用資產(chǎn)總計(jì)衡量，反映企業(yè)抵御風(fēng)險(xiǎn)和投資的能力；②企業(yè)年齡（age），計(jì)算統(tǒng)計(jì)年份減去企業(yè)成立年份得到，可以反映企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營(yíng)能力；③企業(yè)資本密集程度（fci），使用企業(yè)固定資產(chǎn)除以就業(yè)人數(shù)的比值衡量，可以反映企業(yè)的設(shè)備更新和研發(fā)投入。

（2）地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)特征指標(biāo)。宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)反映企業(yè)經(jīng)營(yíng)所處的外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境，能夠影響生產(chǎn)率水平。具體指標(biāo)如下：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP），有利于企業(yè)盈利能力提升，從而有能力開展研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)生產(chǎn)率提高，本文選擇人均GDP指標(biāo)；地區(qū)創(chuàng)新水平（ril），可以使用R&D活動(dòng)的投入量（投資額和研究人員等）或者產(chǎn)出量（專利申請(qǐng)量和新產(chǎn)品銷售收入等）等變量來(lái)衡量，本文采用當(dāng)年地區(qū)專利申請(qǐng)受理數(shù)量來(lái)衡量；對(duì)外開放水平（tie），地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)和效率與其開放程度密切相關(guān)，本文用進(jìn)出口貿(mào)易總額作為衡量對(duì)外開放程度核算指標(biāo)；交通運(yùn)輸發(fā)展水平（act），一個(gè)地區(qū)交通運(yùn)輸業(yè)發(fā)展水平直接影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率，本文采用貨物周轉(zhuǎn)量衡量。

（三）數(shù)據(jù)說(shuō)明

企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)庫(kù)，參考相關(guān)文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)清洗方法［27，30，32，34］，對(duì)樣本數(shù)據(jù)主要做如下處理：①選擇制造業(yè)企業(yè)；②刪除1949年之前成立的企業(yè)樣本；③工業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值、工業(yè)銷售總產(chǎn)值、資產(chǎn)總計(jì)、固定資產(chǎn)、應(yīng)付工資等都大于0；④就業(yè)人數(shù)不少于8人；⑤通過(guò)R語(yǔ)言的RCurl 包對(duì)接高德地圖的API 接口，利用企業(yè)詳細(xì)地址獲取對(duì)應(yīng)的經(jīng)緯度坐標(biāo)值，用于估計(jì)企業(yè)間的點(diǎn)對(duì)距離。

對(duì)于部分年份企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的缺失，本文采用前后年的法人代碼匹配處理，識(shí)別企業(yè)的存續(xù)狀況，采用均值插值法和比率插值法補(bǔ)齊。具體做法如下：在處理t年的企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失時(shí)，結(jié)合t-1年和t+1 年的企業(yè)數(shù)據(jù)，通過(guò)法人代碼匹配，識(shí)別企業(yè)在t年是否存在且能夠使用插值法處理。企業(yè)在三年中出現(xiàn)與否，形成的排列組合有8 種情況，但是只有（存在，存在，存在）、（存在，否，存在）、（存在，存在，否）和（否，存在，存在）四種情況可以匹配識(shí)別并估計(jì)出t年的企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，其中前兩種情況，采用均值插值法補(bǔ)齊，后兩種情況采用比率插值法補(bǔ)齊。

關(guān)于企業(yè)的進(jìn)入、存活和退出三種行為狀態(tài)的識(shí)別，參考常用的識(shí)別方法［29-30］，即采用企業(yè)法人代碼識(shí)別企業(yè)行為狀態(tài)。具體方法：t年存在，t-1年不存在的企業(yè)，定義為t年新進(jìn)入狀態(tài)；t年存在，t+1年不存在的企業(yè)，定義為t年退出狀態(tài)；剔除只在t年存活1年的企業(yè)，剩余的企業(yè)即為t年存活企業(yè)。之所以剔除只在t年存活1年的企業(yè)，因?yàn)檫@部分企業(yè)同時(shí)符合進(jìn)入和退出的定義，會(huì)導(dǎo)致重復(fù)界定。

區(qū)域宏觀經(jīng)濟(jì)特征值指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)研網(wǎng)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本數(shù)據(jù)以1998 年為基期，并應(yīng)用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)剔除相應(yīng)指標(biāo)的價(jià)格因素。本文實(shí)證分析所使用的主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1所列。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

（一）基本估計(jì)

本文采用核心變量回歸和引入控制變量的兩步策略，應(yīng)用模型（1）檢驗(yàn)空間集聚對(duì)企業(yè)更替的影響，結(jié)果見表2中的估計(jì)1和估計(jì)2。結(jié)果表明，空間集聚顯著正向影響企業(yè)的更替，且在引入控制變量后，雖然系數(shù)變小，依然顯著。因此，企業(yè)更替是空間集聚影響企業(yè)生產(chǎn)率機(jī)制的第一個(gè)條件成立。

為進(jìn)一步考察空間集聚和企業(yè)更替影響地區(qū)生產(chǎn)率的情況，且關(guān)注企業(yè)更替機(jī)制問(wèn)題，同樣采取逐步加入變量的策略，應(yīng)用模型（2）展開分析，得到的估計(jì)結(jié)果見表2 中的估計(jì)3、估計(jì)4 和估計(jì)5。估計(jì)3的結(jié)果表明，空間集聚及其二次項(xiàng)系數(shù)皆顯著，前者為正，后者為負(fù)，說(shuō)明空間集聚與地區(qū)生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)先促進(jìn)后抑制的倒U型關(guān)系，與袁駿毅和樂(lè)嘉錦（2018）的研究［10］相一致。究其原因，空間集聚程度逐漸上升的過(guò)程，企業(yè)受益于集聚的經(jīng)濟(jì)性，而隨著集聚程度超過(guò)最佳的臨界值，集聚的擁擠效應(yīng)超過(guò)了經(jīng)濟(jì)性，不利于企業(yè)生產(chǎn)率的提高。估計(jì)4的結(jié)果表明，企業(yè)更替及其二次項(xiàng)系數(shù)也都顯著，且前者為正，后者為負(fù)，表明企業(yè)更替與企業(yè)生產(chǎn)率之間同樣存在先促進(jìn)后抑制的倒U型關(guān)系。企業(yè)更替是資源優(yōu)化重置的過(guò)程，過(guò)高水平的更替并不利于企業(yè)生產(chǎn)率改善。由此可見，估計(jì)3和估計(jì)4的結(jié)果驗(yàn)證了H2。

同時(shí)考慮空間集聚和企業(yè)更替，并引入控制變量的模型（2）得到估計(jì)5，結(jié)果表明，空間集聚對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響系數(shù)顯著變小，結(jié)合理論分析和H1 的估計(jì)結(jié)果，本文認(rèn)為企業(yè)更替是空間集聚影響企業(yè)生產(chǎn)率的重要機(jī)制，很好地驗(yàn)證了H1。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，估計(jì)5的結(jié)果中主要變量所表現(xiàn)出的特征與估計(jì)3 和估計(jì)4 所得到的判斷相一致，再次驗(yàn)證了H2。

表2 基本模型估計(jì)結(jié)果

總體來(lái)看，基本估計(jì)的結(jié)果很好地驗(yàn)證了本文理論分析部分提出的H1 和H2。進(jìn)一步從理論層面看，空間經(jīng)濟(jì)理論強(qiáng)調(diào)集聚外部性能夠顯著影響生產(chǎn)率，而新熊彼特增長(zhǎng)理論［35-36］強(qiáng)調(diào)企業(yè)進(jìn)入和退出的“創(chuàng)造性破壞機(jī)制”有助于創(chuàng)新產(chǎn)出和企業(yè)生產(chǎn)率改進(jìn)，本文的實(shí)證分析為兩大理論提供了中國(guó)經(jīng)驗(yàn)的微觀證據(jù)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性討論

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用OLS法估計(jì)的企業(yè)生產(chǎn)率替換OP法估計(jì)的企業(yè)生產(chǎn)率，作為模型的被解釋變量，以同樣模型設(shè)置和回歸步驟進(jìn)行實(shí)證計(jì)算。估計(jì)6、估計(jì)7 和估計(jì)8的結(jié)果表明，空間集聚和企業(yè)更替及其交互項(xiàng)對(duì)生產(chǎn)率的影響系數(shù)屬性和特征狀態(tài)與基準(zhǔn)估計(jì)基本一致，表明基準(zhǔn)估計(jì)的結(jié)果較為穩(wěn)健，也再一次驗(yàn)證了H1和H2。

2.內(nèi)生性討論

考慮作為核心解釋變量的空間集聚與企業(yè)更替可能存在內(nèi)生性，即企業(yè)生產(chǎn)率更高的地區(qū)往往具有更高的技術(shù)水平、更多的資源和市場(chǎng)機(jī)會(huì)，企業(yè)更傾向于在該區(qū)域集聚，也加劇了企業(yè)的更替，即可能存在“反向因果關(guān)系”。借鑒Aghion et al.（2016）的變量時(shí)點(diǎn)法［36］以檢驗(yàn)上述估計(jì)結(jié)果是否歸因于反向因果關(guān)系。具體做法如下：保持解釋變量不變，將因變量和控制變量滯后一期，以判斷未來(lái)一期的解釋變量能否預(yù)測(cè)現(xiàn)期的因變量變化。表3 中采用變量時(shí)點(diǎn)法得到的估計(jì)9，結(jié)果表明在與基本估計(jì)保持相同的估計(jì)策略、控制變量集、地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)設(shè)置的情況下，空間集聚及其二次項(xiàng)、企業(yè)更替及其二次項(xiàng)以及空間集聚與企業(yè)更替交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著。因此，基本可以認(rèn)為企業(yè)生產(chǎn)率對(duì)空間集聚和企業(yè)更替不存在顯著反向因果關(guān)系，可以忽略本文核心解釋變量的內(nèi)生性對(duì)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果的干擾。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)和反向因果估計(jì)結(jié)果

續(xù)表3

五、異質(zhì)性分析

企業(yè)更替既是空間集聚動(dòng)態(tài)的表現(xiàn)，也是空間集聚影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和生產(chǎn)率的基本動(dòng)態(tài)機(jī)制之一。為進(jìn)一步從細(xì)分層面討論空間集聚影響企業(yè)生產(chǎn)率的企業(yè)更替機(jī)制，本文從時(shí)期和區(qū)域兩個(gè)異質(zhì)性角度，采用與基準(zhǔn)估計(jì)相一致的策略做實(shí)證分析。限于篇幅，此部分僅報(bào)告關(guān)鍵變量的估計(jì)結(jié)果和檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。

（一）時(shí)期異質(zhì)性

在樣本研究期內(nèi)，中國(guó)加入國(guó)際貿(mào)易組織和世界發(fā)生國(guó)際金融危機(jī)是兩個(gè)重要的時(shí)間節(jié)點(diǎn)，對(duì)于企業(yè)的更替具有重要影響。2001 年末，中國(guó)宣布加入WTO，進(jìn)一步放寬了外資企業(yè)準(zhǔn)入，加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，沖擊中國(guó)的企業(yè)更替水平。而2008年發(fā)生的世界性金融危機(jī)，直接導(dǎo)致外向型企業(yè)及其相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈?zhǔn)艿經(jīng)_擊，無(wú)疑也加劇了企業(yè)更替。由此，本文將觀測(cè)樣本分為1998—2001 年、2002—2007 年和2008—2013 年三個(gè)時(shí)期，考察空間集聚通過(guò)企業(yè)更替機(jī)制影響生產(chǎn)率的時(shí)期差異。

分時(shí)段的回歸結(jié)果見表4中的第1-3列。分析發(fā)現(xiàn)：①在加入國(guó)際貿(mào)易組織之前，中國(guó)的企業(yè)集聚并不能促進(jìn)生產(chǎn)率的上升，相反卻抑制了生產(chǎn)率。而企業(yè)更替與生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)倒U型特征，且與空間集聚的交互項(xiàng)顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率提高。②在加入國(guó)際貿(mào)易組織之后兩個(gè)時(shí)段的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)估計(jì)基本一致。但是金融危機(jī)之后，企業(yè)空間集聚對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響顯著提高，而企業(yè)更替的影響卻相對(duì)減弱?？傮w來(lái)說(shuō)，中國(guó)加入國(guó)際貿(mào)易組織之后，經(jīng)濟(jì)的空間集聚特征越來(lái)越顯著，作為經(jīng)濟(jì)資源配置主體的企業(yè)，其更替加劇，是影響企業(yè)生產(chǎn)率提高的重要機(jī)制之一。

（二）區(qū)位異質(zhì)性

根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)的統(tǒng)計(jì)口徑，本文將樣本數(shù)據(jù)根據(jù)企業(yè)所在省份分為四組，采用與基準(zhǔn)估計(jì)一致的估計(jì)策略，檢驗(yàn)空間集聚通過(guò)企業(yè)更替影響企業(yè)生產(chǎn)率的空間差異特征。

區(qū)位異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果見表4中的第4-7列。結(jié)果表明：①東部地區(qū)的空間集聚與企業(yè)更替以及兩者交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)表現(xiàn)出與全樣本基本模型估計(jì)相一致的特征，且系數(shù)顯著變大，說(shuō)明東部地區(qū)的空間集聚經(jīng)濟(jì)性更強(qiáng)，且企業(yè)更替機(jī)制更為重要。②中部、西部和東北地區(qū)的樣本分析結(jié)果與基本估計(jì)顯著不同。從區(qū)域間檢驗(yàn)結(jié)果的對(duì)比分析可以看出：東部地區(qū)的市場(chǎng)發(fā)展水平領(lǐng)先，且其空間集聚特征顯著，并且企業(yè)更替是影響企業(yè)生產(chǎn)率的重要機(jī)制；中西部地區(qū)和東北地區(qū)的企業(yè)空間集聚都顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率上升，且其與企業(yè)更替的交互影響顯著為正。

總的來(lái)看，企業(yè)空間集聚與企業(yè)更替及其交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響在時(shí)間上和空間上表現(xiàn)出顯著差異。中國(guó)從更加開放的市場(chǎng)中獲益，且企業(yè)的空間集聚經(jīng)濟(jì)性越來(lái)越顯著，通過(guò)企業(yè)更替機(jī)制影響生產(chǎn)率，對(duì)于完善企業(yè)及其附屬資源的退出和重置具有重要的啟示意義。

表4 時(shí)間異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

在梳理歸納相關(guān)研究基礎(chǔ)上，本文從微觀層面測(cè)度企業(yè)空間集聚和企業(yè)更替，探討空間集聚影響企業(yè)生產(chǎn)率的企業(yè)更替機(jī)制，并應(yīng)用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。本文的研究結(jié)論主要有：①空間集聚顯著正向促進(jìn)了企業(yè)更替，并進(jìn)而改善了生產(chǎn)率；②空間集聚和企業(yè)更替與企業(yè)生產(chǎn)率之間都呈現(xiàn)顯著的倒U型關(guān)系；③企業(yè)更替機(jī)制顯著調(diào)節(jié)了空間集聚對(duì)于企業(yè)生產(chǎn)率改善的影響；④時(shí)間異質(zhì)性分析表明，隨著開放程度提高，中國(guó)的企業(yè)空間集聚經(jīng)濟(jì)性愈發(fā)增強(qiáng)，企業(yè)更替始終是其改善企業(yè)生產(chǎn)率的重要機(jī)制之一；⑤區(qū)域異質(zhì)性分析表明，東部地區(qū)的空間集聚影響企業(yè)生產(chǎn)率的企業(yè)更替機(jī)制與整體相一致，而中西部地區(qū)和東北地區(qū)表現(xiàn)出較大差異?？傮w來(lái)說(shuō)，本文認(rèn)為空間集聚通過(guò)企業(yè)更替顯著改善了生產(chǎn)率，也就是說(shuō)空間集聚產(chǎn)生的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)所導(dǎo)致的企業(yè)進(jìn)入與退出，能夠促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率的改善。

（二）政策啟示

探討企業(yè)更替作為企業(yè)空間集聚影響生產(chǎn)率的機(jī)制，對(duì)于發(fā)揮市場(chǎng)作為要素配置的決定性作用，以企業(yè)作為市場(chǎng)主導(dǎo)力量促進(jìn)創(chuàng)新和生產(chǎn)率提高是各級(jí)政府著重努力的方向。由本文的理論分析和實(shí)證討論，可以得到如下幾點(diǎn)啟示：一是地方政府產(chǎn)業(yè)政策需要做精準(zhǔn)化調(diào)整，在關(guān)注產(chǎn)業(yè)規(guī)模和企業(yè)數(shù)量之外，還需要關(guān)注企業(yè)異質(zhì)性因素影響?；诎l(fā)展迅速的數(shù)據(jù)技術(shù)，更為精準(zhǔn)地測(cè)度企業(yè)集聚程度，服務(wù)產(chǎn)業(yè)政策的制定和實(shí)施。二是基于資源重新配置視角的企業(yè)更替測(cè)度，表明地區(qū)生產(chǎn)率改善背后的資源重新配置機(jī)理需要得到重視。地方政府需要綜合考慮新進(jìn)入或退出集聚的企業(yè)是否有利于地區(qū)生產(chǎn)率的提高，尤其是對(duì)于那些效率低下的僵尸企業(yè)，促進(jìn)其退出市場(chǎng)并釋放低效率狀態(tài)的資源，為進(jìn)入企業(yè)創(chuàng)造發(fā)展機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)社會(huì)資源效益的最大化。三是企業(yè)的空間集聚與企業(yè)更替之間，由于集聚的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、價(jià)格效應(yīng)和擁擠效應(yīng)等多方面的相互影響，存在內(nèi)生互動(dòng)機(jī)制。因此，地方政府在發(fā)揮市場(chǎng)對(duì)要素配置的決定性作用時(shí)，要著眼于企業(yè)的優(yōu)勝劣汰，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率的持續(xù)改善。四是進(jìn)一步深化改革開放，從空間集聚中獲得更多的收益，同時(shí)提升市場(chǎng)化水平，構(gòu)建企業(yè)更替的良好秩序，不斷完善生產(chǎn)率提高的市場(chǎng)內(nèi)生機(jī)制。