產業鏈鏈主何以賦能本地企業全要素生產率?

陳凱旋,張樹山

(東北師范大學 經濟與管理學院,吉林 長春 130024)

一、 引言與文獻綜述

黨的二十大報告明確指出,要堅持以高質量發展為主題,著力提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平。當前,國外貿易保護主義抬頭和國內產業基礎能力薄弱等不利因素對中國產業鏈自主可控造成巨大沖擊[1],如何保障產業鏈穩定和提升產業鏈現代化水平是確保中國產業安全的重要任務[2]。在這一過程中,發揮產業鏈鏈主的生態主導力是提升產業鏈現代化水平和保障產業鏈穩定的重要舉措。鏈主企業是產業鏈上的“皇冠明珠”。一方面,鏈主企業擁有強大的創新能力和資源整合能力,在產業鏈中起到支配作用,它的發展方式決定產業鏈的未來[3];另一方面,鏈主企業在產業鏈中具有集聚引領性強、帶動作用性大等特征,能夠以鏈式效應帶動上下游企業協同發展,實現高質量產業集群。各地方政府也在積極培育一批根植性強和帶動作用明顯的鏈主企業,以期鏈主企業能持續帶動本地企業不斷創新發展,進而實現鏈主企業與本地企業雙向共贏的局面。譬如,江蘇省發布《江蘇省“產業強鏈”三年行動計劃(2021—2023年)》規劃,要求實施引航企業培育計劃,鼓勵中小微企業圍繞大企業生產需求,提升協作配套水平,促進大中小企業融通發展?？梢园l現,培育鏈主企業除了在保障產業鏈供應鏈安全穩定中具有重要作用,發揮鏈主企業“以大帶小”的促進作用、帶動本地企業壯大發展也是其重要價值體現。

一般而言,產業鏈鏈主是由可以連接行業上下游和帶動產業鏈發展的核心龍頭企業組成,不僅具有規模大、連接廣和品牌強的特點,還有較強的地方化外部性特征[4-5]。賈生華和楊菊萍[6]分析了產業集群中龍頭企業的帶動作用,認為產業集群中龍頭企業扮演著創新帶動者、變革先行者和成功示范者的角色,其可以通過知識轉移、品牌擴展等方式,帶動集群企業壯大發展。然而,也有學者認為,龍頭企業或者大企業可能會利用支配地位,迫使其他小企業受制于它。蓋慶恩等[7]認為,大企業可能會降低其他小企業的資源配置效率。大企業還可能通過不對等地位來排擠或壓制本地企業[8]。因此,鏈主企業可能以其更大的話語權損害本地其他企業的利益,以便換取自身利益的最大化。結合現實背景來看,國內制造業企業既受到歐美各國再工業化戰略的影響,又面臨著東南亞等發展中國家低成本競爭優勢的打擊。面對雙重擠壓,一方面,國內各級政府紛紛培育鏈主企業,希望鏈主企業能作為參天大樹,促使本土企業能“背靠大樹好乘涼”,實現鏈主企業“以大帶小”的促進作用;另一方面,在地方化競爭環境中,產業鏈鏈主作為參天大樹也可能排擠本地其他企業,可能會出現“大樹底下不長草”的現象?？梢?產業鏈鏈主存在“雙刃劍”作用,到底是產業鏈鏈主有助于本地企業壯大發展、提升本地企業全要素生產率,出現“大樹底下好乘涼”的現象?還是產業鏈鏈主擠占了本地企業的發展空間,抑制了本地企業全要素生產率,出現“大樹底下不長草”的現象?回答以上問題,無疑對提升產業競爭力和構建現代化產業體系具有重要的理論啟示意義。

與本文密切相關的文獻主要有三類。第一類文獻是全要素生產率的影響因素研究。已有研究從企業行為[9]、外部環境變化[10]和產業政策[11]等角度探討其影響作用,因研究對象不同,得出結論也不盡相同。第二類文獻是龍頭企業對本地企業的影響。賈生華和楊菊萍[6]認為,集群中龍頭企業可以起到帶動作用,能夠促使集群中其他企業發展。相反,蓋慶恩等[7]認為,龍頭企業對本地企業發展存在負向作用。第三類文獻是從集聚視角揭示龍頭企業的外部性特征,并且探討了外部性影響下本地企業如何發展。該類文獻以Autoretal.[4]和范劍勇等[5]的研究為代表。他們發現在集聚效應的影響下,龍頭企業可能通過知識轉移、共享內部資源等方式影響本地企業。綜合來看,現有研究仍然存在不足之處:從研究內容來看,尚未有文獻深入分析產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率影響;從研究方法來看,有關產業鏈鏈主的定性研究偏多,缺少實證研究補充分析。

本文的邊際貢獻如下:第一,提升產業鏈整體競爭力和產業鏈供應鏈韌性是學界高度追蹤的研究前沿,而能否提升產業鏈整體競爭力以及能否保障產業鏈安全穩定的重要前提之一就是產業鏈鏈主能否帶動其他中小企業共同壯大。為此,本文聚焦產業鏈鏈主,驗證了產業鏈鏈主存在“以大帶小”的促進作用,揭示了產業鏈鏈主的實踐后果,為提升產業鏈整體競爭提供了有力的微觀經驗證據。第二,以往文獻[12-13]在探討產業鏈鏈主話題時,多以定性研究、個案分析和理論推導為主,而理論研究難以彌補現實數據與理論推測之間的鴻溝,亟須相對嚴謹的大樣本實證檢驗。為此,本文以實證檢驗為切入點,以各省市公布的鏈主企業申報要求為準則,凝練出鏈主企業的重要特征,定量測度了產業鏈鏈主指標,以較為嚴謹的實證研究厘清產業鏈鏈主與其他企業全要素生產率之間的作用關系,在一定程度上彌補了現有文獻的空白。第三,更深入揭示了產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的作用機制,深化了對產業鏈鏈主增量作用的理解。同時本文考慮了區域、行業和企業可能存在的差異性效果,探究了產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的異質性影響,相應的研究結果有助于形成更加具體的政策靶向。

二、 理論分析

(一) 集聚渠道

集聚是影響企業全要素生產率的重要因素[14]。已有研究發現,集聚效應可以通過推動生產要素從低效率部門向高效率部門轉移,提高企業資源配置效率,進而提升企業生產率[15]。產業鏈鏈主通常與產業鏈上下游企業毗鄰而居[16],容易發揮集聚外部性,從而促進企業提升全要素生產率。鏈主企業在產業鏈中具有生態主導力,其核心就是帶有積極的外部性特征[17],它有動機為其他企業創造積極的外部性影響,吸引其他企業進入,進而產生集聚效應[6]。具體而言,鏈主企業通過外部性投資以及與其他企業之間形成品牌依附效應促進了集群內企業整體演進升級。從外部性投資形式上看,鏈主企業對勞動培訓、知識交換、基礎設施和管理形式等投資,可以改善自身的勞動力質量、知識寬度和經營效率,更為重要的是,這些投資還具有外部溢出效應[6],能夠吸引其他企業向鏈主企業靠近,其他企業希望通過地理臨近性或上下游供應關系獲得鏈主企業外部資源溢出,進而提升自身企業生產效率。譬如,De Langen[18]在對海港集群的研究中指出,海港龍頭企業對教育、道路以及其他公共基礎設施的投資,給海港內其他企業帶來了積極的外部性影響,促使這些海港內企業產生更強的集聚效應。從品牌依附來看,產業鏈鏈主作為地區企業形象代表,容易建立品牌優勢。鏈主企業的品牌影響力不但能擴大鏈主企業規模,而且使受益于品牌效應帶來超額利潤的其他企業紛紛依附于鏈主企業的品牌影響力,形成以鏈主企業為中心的產業集聚。

(二) 成本渠道

大量研究表明,降低企業交易成本可以提高企業的運營效率,進而有益于提升企業全要素生產率[19]。過高的交易成本會增大企業的經營負擔,降低契約執行效率,制約企業資源配置效率,使得企業生產效率低下。因此,降低企業交易成本是提高企業生產率的重要手段之一。本文認為,產業鏈鏈主可以通過產業關聯和勞動力共享資源池等方式降低本地企業交易成本。一方面,產業鏈鏈主可以通過產業關聯的方式降低本地企業交易成本。產業鏈鏈主是根植于本地的產業鏈供應鏈[17],與本地企業關聯緊密,有利于與之配套的本地上下游企業降低運輸成本。同時,鏈主企業與本地企業深入關聯容易形成規模經濟,可以提升對中間需求品的議價能力,從而有利于本地企業降低中間產品或服務的采購成本。另一方面,產業鏈鏈主可以通過共享勞動力資源池的方式降低本地企業勞動力成本。產業鏈鏈主可以有效促進本地勞動力市場形成日益完善的共享市場,使其充分發揮勞動力資源池作用,產生勞動力資源池溢出效應。受益于勞動力資源池的影響,本地企業可以快速匹配到符合需求的勞動力[20],使得企業能夠充分利用勞動要素,進而降低本地企業勞動力成本。

(三) 創新渠道

創新對促進企業全要素生產率具有重要作用[11]。伴隨著創新要素的投入,傳統資本、勞動要素等會擁有更多的配置路徑,有助于緩解不同要素間供需矛盾,進而改善資源配置效率[21]。鏈主企業在產業鏈網絡中扮演著“創新帶動者”的角色,通過與產業鏈上下游企業的鏈式關系進行轉包或者外包,刺激它們增加創新活動。一方面,鏈主企業通過構建創新生態圈等方式,帶動其他本地企業參與創新活動,進而有助于提升全要素生產率。創新研發具有周期長、高投入和風險高等特征。產業鏈上其他企業為了規避創新研發風險,勢必會尋求鏈主企業的支持和合作。鏈主企業在與其他本地企業進行合作聯盟研發過程中,會無形中構建創新生態圈,并且在地理臨近、信任和外包安排的驅動下[6],使得產業鏈鏈主的創新活動在創新生態圈中快速擴散,其他企業受此影響,會積極模仿或改進鏈主企業創新活動,在一定程度上增強了其他企業的創新投入,進而有助于提升企業的全要素生產率。另一方面,產業鏈鏈主通過制定新的技術或標準,倒逼其他本地企業同樣提升創新要求,進而有助于提升全要素生產率。鏈主企業對產業鏈內大部分企業資源配置存在直接或間接影響力,鏈主企業的市場調整勢必會影響其他企業市場戰略規劃。鏈主企業作為龍頭角色,不僅對自身企業內部的要求嚴格,對產業鏈上下游企業同樣也有嚴格的要求[6]。一旦鏈主企業使用了新的技術要求或者制定新的產品標準,會迫使產業鏈上下游企業不得不滿足新的技術標準,增加創新研發以維持與產業鏈龍頭企業的供應鏈關系。

三、 研究設計

(一) 計量模型構建

TFPit=α0+α1lzckt+α2X+γi+δt+μck+ε

(1)

其中,TFPit是被解釋變量,含義為企業i在t年的全要素生產率。lzckt是核心解釋變量,含義是企業所在t年c省份k產業鏈上鏈主指標。X是一系列控制變量合集,包含企業控制變量、省份控制變量和行業控制變量。γi、δt、μck和ε分別是企業固定效應、年份固定效應、省份×行業固定效應和隨機擾動項。

(二) 變量說明

1. 被解釋變量

企業全要素生產率(TFP)。本文借鑒宋敏等[22]的思路,使用LP法測算企業全要素生產率。

表1 產業鏈劃分標準

2. 核心解釋變量

產業鏈鏈主(lz)。本文借鑒現有研究思路[17,23],測算產業鏈鏈主指標,分兩步進行:第一步,識別產業鏈上頭部企業,具體產業鏈劃分標準見表1;第二步,將投入產出關聯系數作為權重測度產業鏈鏈主指標。

首先,如何識別產業鏈上頭部企業,學術界并沒有統一標準。有研究[17]從企業規模角度出發,將規模較大的企業視為頭部企業。但是企業規模僅是鏈主企業的一個較為重要的特征,并不是企業規模大就能成為鏈主企業。為此,本文基于各個省份發布的鏈主企業申報要求,凝練出鏈主企業3個最重要特征:企業規模、市場占有率和創新能力。依據這3個特征,本文分別將制造業中不同類別產業鏈資產總額排名前10%的企業、制造業中不同類別產業鏈市場占有率排名前10%的企業和制造業中不同類別產業鏈創新能力排名前10%的企業整理出來,將同時滿足以上三個特征的企業定義為頭部企業,反之則是非頭部企業。其中,企業規模用企業總資產衡量,市場占有率參照張新民等[24]的研究計算得出,創新能力以企業專利授權量表征。隨后,將產業鏈上頭部企業按照省份和產業鏈類別進行整理,可以得出各省份17個產業鏈條目上企業數量矩陣N17×31=(n)。其中,N是17行31列的矩陣,17行代表17個產業鏈條目,31列代表31個省市,矩陣中元素n代表某省市某產業鏈中頭部企業數量。

最后,匯總得到省份-行業層面產業鏈鏈主指標。綜合來看,本文測算的產業鏈鏈主指標,一方面,考慮了產業鏈上頭部企業數量;另一方面,納入了投入產出關系因素,能較為全面地反映產業鏈鏈主內在特征。

3. 其他控制變量

本文借鑒現有研究[17],分別從企業層面、省份層面和行業層面選取控制變量。在企業層面,本文使用年末總負債/年末總資產來衡量資產負債率(Lev),采用凈利潤/股東權益平均余額來衡量凈資產收益率(ROE),采用本年營業收入/上一年營業收入-1來衡量營業收入增長率(Growth),采用董事會人數的自然對數來衡量董事人數(Board),使用其他應收款/總資產來表征大股東資金占用(Occupy),采用賬面價值/總市值來衡量賬面市值比(BM),以營業收入/平均資產總額來衡量總資產周轉率(ATO)。在省份層面,本文以實際GDP對數衡量地區經濟發展水平(Lngdp),以工業增加值占GDP比重來衡量工業發展水平(Ind),使用每十萬人高等學校平均在校生數人表征地區人力資本(RL)。在行業層面,本文使用行業勒納指數(LN)來反映行業壟斷程度。

表2 主要變量的描述性統計結果

表3 基準回歸結果

(三) 數據來源與描述性統計

本文的A股制造業上市企業數據主要來源于CSMAR數據庫,并且按照一般處理準則,剔除ST、PT類型的樣本,剔除了關鍵數據缺失樣本。借助Zhengetal.[25]的研究成果,以2007年、2012年、2017年的投入產出表為基礎,采用矩陣轉換技術得到2007—2020年時序投入產出表。該表不但能克服統計局發布的投入產出表難以充分反映行業間投入產出聯系動態變化的問題,而且可以彌補投入產出表發布不連續的缺陷。表2是主要變量的描述性統計結果。

四、 實證結果

(一) 基準回歸

表3是產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的基準回歸結果。表3中第(1)列是沒有企業控制變量、省份控制變量和行業控制變量的結果;表3中第(2)列是包括企業控制變量,但是不包括省份控制變量和行業控制變量的結果;表3中第(3)列是包含了企業控制變量和省份控制變量,但是沒有包含行業控制變量的結果;表3中第(4)列是包含所有控制變量的結果。結果表明:在考慮上述情況下,產業鏈鏈主系數均是在1%的水平下顯著為正,即在統計推斷上,證實了產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率存在促進作用。在經濟含義上,以表3中第(4)列為例,產業鏈鏈主每提高一個標準差,全要素生產率會提升0.0134個標準差,相當于全要素生產率均值的0.155%?？傮w來說,基準回歸結果驗證了產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率具有提升作用。

表4 內生性檢驗

(二) 內生性問題

1. 工具變量法

本文采用工具變量法來緩解模型中的內生性問題。參照葉振宇和莊宗武[17]的研究思路,本文選擇各省份的中華老字號企業數量作為產業鏈鏈主的工具變量。一方面,中華老字號企業滿足相關性的要求。中華老字號企業是中華優秀文化傳承的載體[26],中華老字號企業數量越多,意味當地傳承的商業文化越豐富,創業活動也會更加密集,通常越有可能誕生更多的產業鏈鏈主。另一方面,從排他性來看,近幾年相關研究選用以歷史既定事實變量或者自然地理條件變量作為工具變量的方法已經得到學術界的廣泛認可,而中華老字號企業是既定的歷史事實變量,可能不會對當代企業的全要素生產率產生影響。故本文認為中華老字號企業滿足排他性要求?；谝陨戏治?本文使用中華老字號企業數量作為工具變量進行兩階段最小二乘估計。表4中第(1)列是以產業鏈鏈主作為被解釋變量、中華老字號企業數量作為解釋變量的第一階段回歸結果。表4中第(2)列是基于工具變量回歸得到產業鏈鏈主的擬合值作為解釋變量、全要素生產率作為被解釋變量的第二階段回歸結果?？梢园l現,無論是第一階段還是第二階段,回歸得到估計系數均都是至少在10%的水平下顯著,并且第一階段F值是66.79,大于臨界值10,排除了弱識別檢驗問題。綜合來看,在進一步緩解內生性問題的基礎上,本文核心結論保持不變,產業鏈鏈主能顯著提升本地企業全要素生產率。

2. 外生沖擊檢驗

制造業單項冠軍政策外生沖擊檢驗。制造業單項冠軍企業是指長期專注于制造業某些特定細分產品市場、生產技術或工藝國際領先、單項產品市場占有率位居全球前列的企業。制造業單項冠軍在生產技術和市場占有率上具有產業鏈鏈主潛在特征,且培育制造業單項冠軍企業初衷是突破制造業關鍵重點領域,發揮其引領帶動作用,推動制造業邁向中高端,進而占據全球產業鏈主導地位?？梢?制造業單項冠軍企業的特征和使命在一定程度上與產業鏈鏈主相契。實證上,本文依據2017年到2019年工業和信息化部公布的第一批到第四批的制造業單項冠軍企業名單,通過天眼查等企業信息網站,手工篩選制造業單項冠軍企業中上市企業及上市企業子公司樣本,并將其與本文的企業樣本相匹配,使用多時點雙重差分方法來探討制造業單項冠軍對全要素生產率的影響。表4中第(3)列匯報了基于制造業單項冠軍外生沖擊的雙重差分檢驗。不難發現,雙重差分變量(lz_ch)系數為0.0635,且至少在5%的水平下顯著,這表明制造業單項冠軍培育顯著提升了全要素生產率,這較為清晰地肯定了制造業單項冠軍企業與全要素生產率的因果關系,也能在一定程度上揭示了產業鏈鏈主對全要素生產率存在邊際提升效應。

(三) 穩健性檢驗(1)因篇幅所限,穩健性檢驗結果未在文中匯報,留存備索。

1. 考慮產業鏈頭部企業界定問題

當前學界對產業鏈頭部企業的界定標準并不統一。為了保證結論的可靠性,本文嘗試將排名前50%的企業界定為產業鏈頭部企業,重新計算產業鏈鏈主指標,進行回歸檢驗。

2. 排除替代性解釋

第一,本文剔除了頭部企業自身樣本。相較于非頭部企業,頭部企業在市場勢力、資源獲取、要素配置和服務保障等方面處于優勢地位,在優勢因素加持下,頭部企業自身的全要素生產率水平可能較高,這是由其自身特征導致的。第二,本文還剔除了直轄市的樣本。不同于普通城市,直轄市不僅行政級別高,而且還有政策傾斜和強大的資源集聚能力。處在直轄市的企業,一方面,受益于直轄市資源集聚優勢和政策傾斜優勢,容易培育出頭部企業;另一方面,如果將處在直轄市企業樣本與處在普通城市的企業樣本統一分析,可能因城市級別、城市功能等因素導致估計結論失真。故本文剔除直轄市后進行回歸檢驗。

3. 考慮產業鏈鏈主規模問題

上文在構建產業鏈鏈主指標時,考慮了各個省份的產業鏈頭部企業數量,但是沒有考慮各個省份制造業規模異質性問題。為此,本文接下來嘗試將各個省份制造業規模引入產業鏈鏈主測算公式中,進而考慮鏈主規模問題。具體而言,通過計算各個省份制造業從業人數占總的制造業從業人數的比重W,將其加權到產業鏈鏈主指標中,得到考慮規模因素的產業鏈鏈主指標(lzw=lz×W),將其重新帶入基準回歸。

4. 考慮全要素生產率不同測度方法

上文中使用了LP法測算了制造業企業的全要素生產率。在此,本文分別采用OP法、OLS法和FE法測算制造業企業全要素生產率,進行穩健性檢驗。

(四) 異質性分析

1. 區域異質性

沿海地區與內陸地區存在明顯的資源稟賦差異,造就了兩個地區的企業發展模式和發展潛力存在差別。本文將研究樣本分為沿海地區和內陸地區進行分樣本回歸,結果見表5中的列(1)和列(2)?？梢园l現,產業鏈鏈主系數在內陸地區不顯著,而鏈主系數在沿海地區則顯著為正。這表明,產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的提升作用在沿海地區較為明顯,而在內陸地區不明顯。這可能的原因是,中國一直存在沿海地區優先發展的特征模式,并且沿海地區企業更多參與了國際化分工,這致使不少制造業企業逐漸將出口便利的沿海地區作為戰略要地,以期拓展企業的輻射范圍。隨著越來越多的企業向沿海地區集聚,沿海地區鏈主企業對本地企業全要素生產率的提升作用也在集聚效應加持下更為明顯。

表5 異質性分析(一)

市場化水平是影響資源配置和要素流動的關鍵。本文探討產業鏈鏈主對全要素生產率的提升作用是否會因不同的市場化水平而存在差異?本文參照樊綱等[27]測算的市場化指數來表征各省市的市場化水平,而后按照中位數將樣本劃分為低市場化水平組和高市場化水平組,進行分組回歸。表5中的第(3)列和第(4)列匯報了市場化水平異質性檢驗結果?？梢园l現,產業鏈鏈主系數只有在高市場化水平地區上顯著為正。這表明,產業鏈鏈主“以大帶小”的提升作用在高市場化水平地區更為敏感。這可能的原因是,高市場化水平地區的經濟制度更為全面,資源配置作用較強,營商環境較親清分明,這不僅為培育鏈主企業提供一個良好的商業環境,而且還能有效地吸引其他企業集聚,使鏈主企業的帶動作用不斷放大。

2. 行業異質性

不同要素密集度行業的發展狀況、表現形式各有差異,致使產業鏈鏈主“以大帶小”的增量作用存在異質性結果。本文借鑒陽立高等[28]的做法,將制造業行業細分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型,探討在不同要素密集度行業中產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的差異性影響效果。表6中的列(1)至列(3)分別是勞動密集型、資本密集型和技術密集型的異質性檢驗結果?？梢园l現,產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的影響在勞動密集型和技術密集型中顯著為正,在資本密集型中并不顯著。這表明相比于資本密集型行業,產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的提升作用在勞動密集型和技術密集型中更為明顯。這可能的原因是,對于資本密集型行業而言,企業生產率的提升更多依靠大量的資本投入,相比之下,對產業鏈鏈主關聯帶動作用的依賴程度較弱。對于勞動密集型和技術密集型行業而言,由產業鏈鏈主帶來的勞動力成本降低和知識外溢能夠使對勞動敏感的勞動密集型行業和對技術要素敏感的技術密集型行業受益,進而提高兩類行業企業生產率。

3. 企業異質性

表6 異質性分析(二)

產業鏈鏈主對全要素生產率的提升效應勢必要受到企業產權屬性的影響。在現行經濟制度下,國有企業主要處于國民經濟的基礎性產業,掌握著國家經濟發展命脈,具有經濟壓艙石的作用,其在產業鏈中更多表現為支配地位。與之相反,非國有企業由于缺少規模優勢和資金實力,在產業鏈中更多扮演受支配的角色。為此,本文將樣本分為國有企業和非國企進行回歸。表6中的列(4)和列(5)是企業異質性檢驗結果。不難發現,相較于國有企業,非國有企業的回歸系數在1%的水平下顯著為正,這表明產業鏈鏈主對全要素生產率的提升作用在非國有企業中更為明顯。這可能的原因是,非國有企業在產業鏈中更多處于受支配地位,更容易受到產業鏈鏈主的直接影響或間接影響,其自身的經營績效和生產效率與鏈主企業市場行為密切相關。

五、 機制檢驗

前文考察了產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的影響,并且在理論分析中提出了產業鏈鏈主可以通過集聚渠道、成本渠道和創新渠道提升本地企業全要素生產率。為了檢驗三種作用機制,本文參照江艇[29]提出的機制檢驗思路,構建如公式(2)所示的機制檢驗模型。

MCit=β0+β1lzckt+β2X+γi+δt+μck+ε

(2)

其中,MCit代表三種機制變量,其他變量含義與基準回歸模型保持一致。具體而言,本文參照韓峰等[30]的研究思路,采用區位熵衡量制造業集聚效應(Agg),Agg越大,表明集聚效應越高。對于交易成本,本文參照袁淳等[31]的研究,采用營業費用占營業收入的比重(Mfee)來衡量,營業費用率越高,企業交易成本越高。對于創新水平,本文借鑒熊凱軍[32]的研究,采用企業專利授權數量加1的自然對數來衡量(Inv)。

表7中的列(1)和列(2)匯報了以集聚效應作為機制變量的檢驗結果。結果顯示,無論是否加入控制變量,產業鏈鏈主系數都是在1%的水平下顯著為正,該結果說明了產業鏈鏈主能夠促進集聚效應產生。在理論分析中,本文認為產業鏈鏈主企業通過外部性投資以及與其他企業之間形成品牌依附效應,促進了集群內企業整體演進升級。一方面,產業鏈鏈主企業在對勞動培訓、知識交換、基礎設施和管理理念等投資時,能夠吸引其他企業向鏈主企業靠近,其他企業希望通過地理臨近性或上下游供應關系以便獲得鏈主企業外部資源溢出,進而提升自身生產效率;另一方面,鏈主企業品牌影響力帶來的超額利潤促使其他企業紛紛依靠鏈主企業,形成以鏈主企業為中心的產業集聚。

表7中的列(3)和列(4)匯報了以交易成本作為機制變量的檢驗結果。結果顯示,無論是否加入控制變量,產業鏈鏈主回歸系數均為負數,且通過顯著性檢驗。這說明產業鏈鏈主降低了企業面臨的交易成本。具體來看,一方面,產業鏈鏈主可以通過產業關聯的方式,與本地企業關聯緊密,有利于與之配套的本地上下游企業降低運輸成本。同時,鏈主企業與本地企業深入關聯,容易形成規模經濟,可以提升對中間需求品的議價能力,從而有利于本地企業降低中間產品或服務的采購成本;另一方面,產業鏈鏈主可以有效促進本地勞動力市場形成日益完善的共享市場,使其充分發揮勞動力“資源池”作用,促使本地企業受到勞動力“資源池”溢出效應,降低其勞動力成本。

表7中的列(5)和列(6)匯報了以創新水平作為機制變量的檢驗結果。結果表明,產業鏈鏈主的回歸系數顯著為正。這說明產業鏈鏈主能夠促進企業提升創新水平。產業鏈鏈主本身具有先進技術和知識存量的優勢,并且在和其他本地企業進行研發合作過程中,會無形中構建創新生態圈。其他企業通過創新生態圈,會積極模仿和改進鏈主企業的創新活動,在一定程度上增強了其他企業的創新投入。此外,產業鏈鏈主作為龍頭角色,不僅對自身企業內部要求嚴格,而且對它的上下游鏈上企業等合作者也是如此。鏈主企業推行新的技術標準,會迫使上下游企業提升創新水平以維持與產業鏈龍頭企業的供應鏈關系?？梢?鏈主企業在產業鏈中扮演著“創新帶動者”的角色。

表7 機制檢驗

六、 結論與建議

本文基于2010—2020年中國時間序列投入產出表和制造業A股上市公司數據,以產業鏈頭部企業數量和投入產出關聯系數界定產業鏈鏈主指標,揭示了產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的影響效果。研究結果發現:(1)產業鏈鏈主能夠顯著提升本地企業全要素生產率。(2)產業鏈鏈主對本地企業全要素生產率的增量作用,在沿海地區、市場化水平高地區、勞動密集型行業、技術密集型行業以及非國有企業中更為明顯。(3)產業鏈鏈主可以通過集聚渠道、成本渠道和創新渠道提升本地企業全要素生產率。

本文提出如下建議:(1)積極培育地方鏈主企業,充分發揮鏈主企業“以大帶小”的促進作用。各地政府應當遵循產業鏈發展規律,積極培育本地鏈主企業,并且支持本地鏈主企業根植性發展,使其通過地理臨近性、鏈上關聯等方式連接更多本土企業,以便帶動本地企業壯大發展。(2)重視產業鏈集群打造,促使其形成供應鏈、資金鏈、人才鏈和創新鏈相互融合的有機產業生態圈。由于集聚效應的存在會放大產業鏈鏈主的優勢地位,因此各地政府應當積極搭建政產學研用對接合作平臺,采用龍頭引領和聚鏈成群的方式,推動產業鏈上下游整合,促進產業鏈、供應鏈、資金鏈和創新鏈等相互融合,進而實現打造良好產業生態圈目的。(3)加強鏈主企業的軟環境培育工作,重視鏈主企業的異質性效果。發揮鏈主企業“以大帶小”的增量作用,除了需要政府在政策布局、資源配置和供應保障等硬通貨支持外,優化市場環境工作也是尤為突出。除此之外,行業屬性差異和企業屬性差異也會導致鏈主企業的帶動作用出現異質性結果。這意味著要做到因勢利導和分類施策,政府應更加關注鏈主企業在哪些方面受到限制,導致鏈主企業的帶動作用沒得到充分發揮,進而因勢利導地探索出有差異化和精準化的監管政策。