中国工业的创新模式与绩效——基于2003—2011年间行业面板数据的经验分析，本文主要内容关键词为：中国论文,绩效论文,年间论文,面板论文,模式论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题提出
发展中经济体的工业发展本质上是一个追赶处于世界前沿技术位置的目标国的过程，模仿创新则是主要的追赶模式(格申克龙，2009)。在中国最近60年的现代工业发展史上，前30年以前苏联为目标国，通过引进与学习先进的工业技术，基本上建立起了以重化工工业为基础的现代工业体系；后30年则以西方工业化国家为学习榜样，积极学习先进的工业技术和现代工业的组织模式，极大地缩小了中国与世界先进工业化国家之间的技术位置差距，最终使中国成为了世界第二大经济体。
进入21世纪后，随着中国工业规模和整体技术水平的不断提升，“中国工业创新模式的选择与可持续性”已成为一个亟须从理论和经验层面上澄清的重要议题。许多经济学家和政策制定者坚持认为，经过60余年的发展，按照钱纳里—赛尔昆的标准，中国已进入了工业化的中后期阶段，模仿的潜能已所剩无几，继续走模仿创新之路，绝无可能将中国建设成世界级的工业创新中心。在世界工业发展的历史上，美国、德国、法国等工业化国家都曾无一例外地在早期通过模仿创新模式沿着产业技术进步的阶梯拾级而上，但在进入工业化的中后期阶段后又都坚定地转向自主创新道路，为崛起为现代工业强国奠定了坚实基础(麦迪森，2004)。中国会是一个例外吗？或者说，我们急需知道，在21世纪前10年已经过去的背景下，什么样的工业创新模式才能保证中国工业绩效的持续提高，最终崛起为工业强国？“建设创新型国家”的战略得到了近10年来中国工业发展(创新)经验的支持吗？
正如格申克龙(2009)所强调的那样，处于不同发展阶段的工业发展特征是不同的，只有与特定工业化阶段的工业发展特征相契合的工业创新(模式)才是最有效率的。沿着格申克龙(2009)的思路，在已有研究的基础上，本文发展了一个三维工业发展特征(资本—劳动比率、后发利益增量、工业所有制结构)解释框架，进而利用2003—2011年间中国工业层面的面板数据估计了不同维度下不同创新模式对中国工业绩效(TFP)的效应。本文尝试从经验层面上给出一个有关21世纪前10年中国工业创新模式有效性问题的合理解释，为“建设创新型国家”战略的实施提供强有力的经验支撑。本文的另一个贡献是借鉴Acemoglu(2009)的做法，把技术位置差距(以中、美两国TFP的差距表示)与交互项变量引入计量模型，刻画了不同工业创新模式对工业TFP效应的非线性变化，一定程度上解决了“工业创新模式”不可量化的技术难题。
二、理论与假说
在格申克龙(2009)的基础上，本文进一步引入资本—劳动比率、后发利益增量和工业所有制结构三个发展特征变量，通过一个三维框架刻画了随着技术位置前移不同创新模式影响中国工业绩效的传导渠道。资本—劳动比率侧重于技术升级的要求，技术进步的实质是通过资本积累来实现的，先进的技术需要资本设备作为载体，资本设备的性能改良往往体现在创新面临的复杂性上。也就是说，一定程度上资本—劳动比率决定了创新模式的有效性。后发利益增量从创新成本角度反映了技术位置与学习成本的变化所决定的最低成本线，只有低成本的创新模式才是最有效的。工业所有制结构特征反映了不同所有制企业在采用原创新技术时的激励强弱不同，创新激励的不同主要源自于不同类型企业在获得政策与市场资源时所享有的不同待遇。创新激励(创新努力配置结构)的扭曲决定了国有企业与民营企业对创新模式的偏好有着显著的差异性，进而会从总量层面影响到工业绩效。概括起来，进入工业化的中后期阶段后，中国工业发展已在资本—劳动比率、后发利益增量、工业所有制结构三个维度上呈现出新的阶段性特征，只有符合工业发展特征的创新模式才能够有效提升工业绩效。
1.资本—劳动比率
一般情形下，创新模式内生决定于不同工业化阶段上资本和劳动的相对富裕程度(Barbier，1999)。工业化初期阶段劳动相对于资本所具有的禀赋优势使得追赶国的创新活动主要是对目标国前沿技术进行反向破解，掌握目标国的技术秘密和隐形技术，通过模仿创新以适应追赶国的要素禀赋结构(林毅夫，张鹏飞，2005)。在工业化中后期阶段，资本的日益深化和产业关联度的提高使得技术的相互依存度进一步增强，模仿创新已不能有效支撑追赶国的可持续发展，追赶国只有通过内生优势才能实现关键领域整体工业创新水平的提升(Elkan，1996)。由于资本要素资源开始变得相对丰富，追赶国的资本边际收益率通常高于目标国的资本边际收益率，为追赶国工业创新的资本投入创造了条件。在Fisher-Vanden and Jefferson(2008)看来，资本—劳动比率的提升会促使追赶国利用新的资本要素优势，进而依靠自主创新实现工业整体技术水平的提升，使要素禀赋结构更加接近于目标国。在这个意义上，随着技术位置大幅前移，自主创新能够为追赶国工业整体技术水平的升级提供必要的内生优势，有助于工业绩效的显著改善。根据以上分析，我们提出：
假说1：随着技术位置大幅前移，资本—劳动比率快速上升，工业创新面临的技术复杂度越来越高，相对于模仿创新而言，自主创新与工业绩效间的相关性更为显著。
2.后发利益增量(创新成本与学习成本之差)
自20世纪90年代以来，意识形态差异和地缘政治格局使得大国之间的关系日益复杂，新兴发展中国家的经济政治力量上升对原有地缘政治形势带来了巨大冲击。目标国从战略利益角度出发有意趋向于防御性的技术政策，通过制定产业安全保护政策、降低外商直接投资及提高规模经济壁垒，使创新活动沿着使用特定资源不易被模仿的路径进行，阻碍最新技术向追赶国转移以谋求垄断利润(Thoenig，Verdier,2003)。随着追赶国与目标国的贸易结构从垂直分工向水平分工转移，追赶国迫切需要具有战略意义的前沿技术，目标国出于保护自身战略利益的考虑，对前沿技术的扩散持消极甚至封锁态度。对处于世界技术前沿之后的追赶国而言，距离世界前沿技术位置越近，也就越难以从目标国引进成熟的先进技术，以“市场换技术”的工业创新道路日趋狭窄，市场饱和与利润摊薄使得模仿创新逐渐丧失了低成本优势(Grossman，Helpman，1994)。学习成本的上升使得后发利益增量递减的产业在进入领域、技术选择和成本结构上的优势丧失，进而形成了产业转型升级的倒逼机制(Gu，Lundvall，2006)。这种倒逼机制决定了后发利益增量较低的产业只有依靠自主创新才能突破技术封锁，获取和保持持续的竞争优势。根据以上分析，我们提出：
假说2：随着技术位置差距的缩小，后发利益增量日益减少，模仿创新模式的学习成本迅速提高，自主创新对工业绩效的贡献已超过模仿创新。
3.工业所有制结构
众所周知，政府行政干预下形成的内部人控制是国有企业的基本特征(吴敬琏，2006)。在市场化改革不充分和政府干预退出不完全的情形下，国有企业的创新激励仍然以经营者“在其位”为前提条件。企业家和政治家的双重身份使得经营者凭借“体制优先权”所获得的市场竞争优势和市场支配地位与跨国公司展开合作，通过设立合资企业等方式选择风险相对较低的先进产品和工艺，利用内部化溢出效应分散创新的不确定性和风险性，依赖跨国公司成熟技术组织大规模生产以保证国有企业获得丰厚的资本回报。在这个意义上，给定相同的技术条件，国有企业经营者并不热衷于通过创新获取竞争优势，而是希冀于利用资本运作和投资经营来谨慎提高工业绩效以获得政治回报(Megginson，2005)。与国有企业相比，民营企业的政治关联性(political connection)较低，经营者更多地关注长期竞争力的培育和利润最大化。特别是在工业化中后期阶段，随着国有企业比重的不断下降①，民营企业对工业的支撑作用明显增强，强烈的创新动机驱使民营企业通过原始技术的积累和创新能力的提升来抵消政策性资源和市场性资源不足带来的创新效率损失。民营企业更有动机依靠技术效率和商业化能力提升作为改善工业绩效及实现长期利益最大化的重要途径②，保证所有者最终能够获得所有权带来的收益(罗德明等，2012)。根据以上分析，我们提出：
假说3：随着技术位置大幅前移，以民营企业比重上升为特征的工业所有制结构变化趋势有利于整体工业创新水平的提升，特别是自主创新对工业绩效的改善作用显著增强。
三、模型与数据来源
1.计量模型
为了检验中国工业的创新模式对工业绩效的效应，我们借鉴Crepon et al.(1998)有关度量产业层面绩效的计量模型方法，将面板数据模型设定如下：
方程(1)的参数估计存在两个需要注意的问题。首先是内生性问题，尽管方程(1)可以控制一部分不随时间变化的遗漏变量而导致的内生性问题，但方程(1)仍然存在潜在的内生性，为了避免内生性问题导致模型参数估计偏误，必须选择合适的工具变量。本文采用SYS-GMM方法进行变量的内生性检验，并利用过度识别约束检验和自回归检验两种方法来验证工具变量的有效性(Arellano，Bover，1995)。其次是方程(1)存在选择固定效应估计(FE)还是随机效应估计(RE)的问题。本文采取固定效应模型来控制无法观测的差异，主要基于两方面的原因：①本文的数据不是随机抽样，随着技术位置前移，创新模式对工业绩效的有效提升正是本文研究的重点。②我们利用Hausman检验估计了个体效应
与解释变量
的相关性，结果显示，模型在5%的显著水平上拒绝零假设，表明个体效应与解释变量相关，应该选择固定效应模型(Hsiao，2005)。
2.变量的度量
(1)工业绩效。衡量工业绩效的主要指标包括利润(生产)率和全要素生产率(TFP)，由于后者可以度量除了资本—劳动变化以外的技术变化，因此成为最常用的指标(Syverson，2011)。本文采用全要素生产率(TFP)作为工业绩效的度量指标。
(2)创新模式。我们参照Huang et al.(2011)的做法，采用发展特征变量与技术位置差距(TG)的交互项作为创新模式的度量变量。创新模式的估计方程设定如下：
(4)虚拟变量。本文通过虚拟变量来控制国际关系(D_INRE)、金融危机(D_FICR)、企业进入时机(D_TIME)和年度(D_YEAR)的影响。国际关系反映了技术来源是否具备领先优势，良好的国际关系能够提供前沿技术合作渠道。我们参照Suri and Chapman(1998)的做法，利用中国进出口贸易额将国际关系分为两组。如果国际关系良好，变量取值为1，否则变量取值为0。金融危机变量的确定关键在于金融危机起止时间的界定，我们借鉴Laeven and Valencia(2008)界定金融危机时间的方法，只要上述两个危机数据库中有一个认定为危机发生时间，本文即认为金融危机发生。当金融危机发生时，变量取值为1，否则变量取值为0。进入时机反映了创新模式是否具备领先优势，较早的进入时机意味着企业创新模式拥有较强的工业绩效提升空间。本文根据企业的行业变更历史，按照行业变更登记将进入时机分为两组。如果某一企业在2003—2011年间进行了行业变更登记，则登记以后年份的变量取值为1，否则变量取值为0。本文引入年度虚拟变量来控制企业共同面临的外部宏观环境变化。
3.数据来源
(1)数据。由于2002年国家统计局对《国民经济行业分类与代码》(GB/T4754-94)国家标准进行了修订，调整了工业行业的统计口径，三位码层面的行业分类存在较大变化。考虑到前后统计口径的差异，本文采用2003—2011年间按三位码分类的中国工业的面板数据。按照《国民经济行业分类与代码》(GB/T4754-2002)的分类标准，全部工业共有191个三位码行业，个别年份的个别变量有缺失的，取未缺失年份变量的均值，本文中的所有数据均来自《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国工业企业数据库》和《RESSET金融研究数据库》，其中三位码行业层面的数据由《中国工业企业数据库》和《RESSET金融研究数据库》所提供的规模以上企业层面的数据分类汇总而来。经过处理之后，我们得到的样本包括191个三位码行业9年间共计44694个观察值。
(2)TFP的估计。本文选取的样本是中国工业层面的数据，考虑到中国工业的创新要素投入和企业异质性对工业绩效的影响较大，为了有效解决联立性和样本选择问题，我们采用OP方法对中国工业的全要素生产率进行估计(Bartelsman，Doms，2000)。我们参照聂辉华和贾瑞雪(2011)的做法，假定生产函数为：
我们利用工业增加值衡量产出，用行业从业人员年平均人数衡量劳动，用研发密集度表示中间投入，用固定资产净值衡量资本，根据永续盘存法计算投资，其中折旧率为10%③，考虑物价波动的差异，我们采用GDP平减指数对工业增加值进行价格平减，采用各行业的固定资产投资价格指数④对固定资产净值进行价格平减。表1报告了方程(6)的估计结果。
我们利用表1的估计结果，通过方程(7)估计中国工业三位码行业的TFP⑤。
四、计量分析结果
1.基本估计结果
我们应用Stata11.0软件对各变量进行了面板数据的单位根检验⑥，检验结果拒绝了含有单位根的原假设，即本文所用样本变量数据序列为平稳序列。表2(1)、(2)和(3)分别从资本—劳动比率、后发利益增量和工业所有制结构三个发展特征变量报告了方程(1)的估计结果，表2(4)报告了方程(3)的估计结果。其中，列(1-1)、(2-1)、(3-1)和(4-1)是以模仿创新为解释变量的估计结果；列(1-2)、(2-2)、(3-2)和(4-2)是以自主创新为解释变量的估计结果。
根据表2提供的信息，估计方程的F统计量和
都符合模型的基本预期，表明模型的设定是有效的。在控制了国际关系(D_INRE)、金融危机(D_FICR、企业进入时机(D_TIME)和年度(D_YEAR)虚拟变量后，我们发现：
当资本—劳动力比率与技术位置差距交互项
时，资本—劳动力比率与技术位置差距交互项每提高1%，会导致TFP提升0.003905%，未能通过显著性检验。当资本—劳动力比率与技术位置差距交互项＞1时，资本—劳动力比率与技术位置差距交互项每提高1%，会导致TFP提升0.031593%，在10%的水平上通过显著性检验。也就是说，模仿创新对TFP提升的正向效应不显著，自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。一般认为，虽然依靠模仿创新拥有了较为完善的技术体系，但是，中国工业长期以来过度依靠模仿创新培育核心竞争优势，普遍忽视长期性、整体性和前沿性技术的研发，持续依赖模仿创新导致“创新知识转化”的低效率阻碍了中国工业整体技术水平的提升。随着技术位置前移，资本—劳动比率的提升促进了工业结构升级，产业竞争由生产阶段前移到研究开发阶段，企业竞争更侧重于自身的技术积累和自主创新能力的提升，新技术的创新能力变得更加重要。假说1得到了验证。
当后发利益增量与技术位置差距交互项
时，后发利益增量与技术位置差距交互项每提高1%，会导致TFP提升0.016184%，未能通过显著性检验。当后发利益增量与技术位置差距交互项
时，后发利益增量与技术位置差距交互项每提高1%，会导致TFP提升0.008301%，在5%的水平上通过显著性检验。表明模仿创新对TFP提升的正向效应不显著，自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。一个可能的合理解释是，中国工业在后发利益增量较高的阶段侧重于模仿和技术的引进、改造，主要通过改变集成数据、开发程序和研发方法等手段，将国外已有的成熟技术与企业自身技术相集成，实现企业的低成本扩张。随着技术位置前移，模仿创新的低成本优势逐渐丧失，后发利益增量的减小和学习成本的提高决定了企业只能围绕具有较强技术关联性和产业带动性的战略产品和重大项目，通过自主创新带动工业结构升级，在战略性、基础性技术领域建立先进的工业技术支撑体系，实现中国工业关键技术和重大领域的突破。从这个意义上看，后发利益增量减小使得自主创新对TFP的效应更为显著。假说2得到有力的支持。
当工业所有制结构与技术位置差距交互项
时，国有企业与民营企业比例每降低1%，会导致TFP提升0.036114%，未能通过显著性检验。当工业所有制结构与技术位置差距交互项
＞1时，国有企业与民营企业比例每降低1%,会导致TFP提升0.002376%,在1%的水平上通过显著性检验。表明随着国有企业与民营企业比例的下降，模仿创新对TFP提升的正向效应不显著，自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应，进一步印证了以民营企业比重上升为特征的工业所有制结构变化有利于整体工业创新水平的提升，特别是自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。国有企业长期以来重“短期”轻“连续”、重“分割”轻“系统”的创新机制导致了生产效率和创新效率的双重损失(吴延兵，2012)。民营企业在产权结构和投资方式上拥有自主决策权，较少的受到政府或其他方面的干预。随着国有企业与民营企业比值的下降，内部利益和市场需求的双重驱动力使民营企业对市场信号反应更敏捷，善于捕捉创新机遇，注重技术的市场价值。在创新资源短缺的情况下，能够采取与企业实力和能力相适应、灵活多样的创新策略，促使民营企业主动地积累自身的核心技术能力，依靠自主创新实现创新效率和效益的最大化(Gilboy，2004)。假说3得到验证。
接下来考察控制变量对TFP的效应。如表2所示，无论采用何种估计方法度量TFP,解释变量和控制变量的系数及绝对值都保持相对稳定，表明控制变量的选取并没有影响到本文的结论。从表2(4)可以看出，产业物质资本禀赋与行业资本密集度的交互项
每提高1%，分别使TFP提升0.059612%(未能通过显著性检验)和0.034147%(在10%的水平上显著)，模仿创新对TFP提升的正向效应不显著，自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。一种可能性是，模仿创新导致原创技术的缺失，使得企业无法形成新的物质资本，致使物质资本与TFP之间呈现出不显著的关系。随着技术位置前移，自主创新能够促进原创技术的形成和物质资本存量的提升，提高资本边际回报率，从而实现比较优势向竞争优势的转变(Cameron et al.，2005)。产业人力资本禀赋与行业人力密集度的交互项
每提高1%，分别对TFP提升0.046301%(在10%的水平上显著)和0.065433%(在5%的水平上显著性)，模仿创新和自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应，表明中国工业的人力资本禀赋较为丰富，具有密集使用人力资本的比较优势。模仿创新能够以较快的速度引入新工艺和新产品，利用完全专业化的生产方式从事传统产品的生产，以获得更多的创新产品市场份额。自主创新使得人力资本累积率较高的行业进一步垄断差异化产品的研发和生产，进而提升了中国工业的创新效率和创新能力。
产业对外技术发展水平与行业对外技术依存度的交互项
每提高1%，分别对TFP提升0.026053%(在10%的水平上显著)和0.014872%(未能通过显著性检验)，模仿创新对TFP的提升具有显著的正向效应，自主创新对TFP提升的正向效应不显著。一个主要原因是，模仿创新是中国工业化初期以“市场换技术”引资、集成国外先进技术不可逾越的阶段，也是实施技术追赶的重要途径。在这个过程中，企业通过技术的引进和集成实现创新能力的积累，为中国工业的创新提供了强劲的动力。随着技术位置前移，中国工业只有通过自主创新减少技术依赖，才能应对发达国家技术转移战略的制约和技术适用性的限制。产业对内技术发展水平与行业技术复杂度的交互项
每提高1%，分别对TFP降低0.004328%(未能通过显著性检验)和提升0.050641%(在10%的水平上显著)，模仿创新对TFP提升的负向效应不显著，自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。造成这种现象的原因是：企业在模仿创新之后需要与供应商签订合同，由于契约的不完全性，“敲竹杠”行为所导致的模仿创新“交易成本”随之增加，依靠模仿创新带来的技术进步滞后效应抑制了TFP的显著提升。随着产业内生技术发展水平和行业技术复杂度提高，要素市场和中间产品市场的发育趋于完善，商品属性的复杂性和易变性决定了技术复杂度高的行业从事自主创新的收益和激励进一步增强，从而能够显著提升TFP(Kay，1984)。
产业利用外资水平与行业外资依存度的交互项
每提高1%，分别使TFP提升0.034115%(在5%的水平上显著)和0.061978%(在10%的水平上显著)，模仿创新和自主创新均对TFP的提升具有显著的正向效应。一个可能的解释是，较高的行业外资依存度使得中国工业可以通过技术转让和技术外溢效应两个方面的模仿创新来推动工业结构升级。由于外资进入程度提高会带来行业竞争的加剧，迫使内资企业提高其研发能力，因而外资依存度越高，中国工业研发效率越高。也就是说，较高的行业外资依存度会促进中国工业依靠自主创新提升TFP(Kierzkowski，2000)。产业对外贸易水平与行业外贸依存度的交互项
每提高1%，分别使TFP提升0.014931%(在5%的水平上显著)和0.035314%(在10%的水平上显著)，模仿创新和自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。我们认为，中国工业化初期的外贸依存度较高，利用模仿创新的相对优势能够有效提升创新强度，随着技术位置前移，模仿创新的成本不断上升，企业必然会减少对模仿创新技术的投入，依靠自主创新提高创新强度。产业金融发展水平与行业外部融资依赖度的交互项
每提高1%，分别使TFP提升0.057291%(未能通过显著性检验)和0.020137%(在1%的水平上显著性)，模仿创新对TFP提升的正向效应不显著，自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。表明在金融发展水平较高的产业中，那些外部融资依赖度较高的行业所面临的金融约束程度较低，企业更倾向于依靠自主创新有效提升TFP。
产业市场需求水平与行业要素聚合度的交互项
每提高1%，分别使TFP提升0.009204%(在10%的水平上显著)和0.007070%(在5%的水平上显著)，模仿创新和自主创新均对TFP的提升具有显著的正向效应。造成这种现象的原因是：在维持产业期望的需求水平下，模仿创新和自主创新分别实现了专业化下相同要素的集中和一体化下不同要素的聚合，要素的集中和聚合促进了新产品和新工艺的研发，从而有效提升TFP(Liang，James，2009)。企业规模与产学研合作比率的交互项
每提高1%，分别使TFP提升0.007614%(未能通过显著性检验)和0.004902%(在10%的水平上显著)，模仿创新对TFP提升的正向效应不显著，自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。随着企业规模的提升，那些产学研合作比率较高的行业可以通过科技成果转化获取外部创新资源，突破关键技术，打破目标国技术壁垒，降低对目标国的技术依存度，推动和引导企业加大R&D投入和创新设施建设，强化工业自主创新能力，有效提升工业创新水平。政府行政水平与行业要素市场扭曲度的交互项
每提高1%，分别使TFP提升0.046251%(在10%的水平上显著)和降低0.021509%(在5%的水平上显著)，模仿创新对TFP的提升具有显著的正向效应，自主创新对TFP的提升具有显著的负向效应。一个主要理由是，要素市场发育滞后使得要素实际价格低于边际产出，模仿创新的低成本优势能够显著提升TFP。由于要素不能充分自由地流动，也就无法按照比较优势来选择技术、发展产业并最终实现要素禀赋结构的提升，因而要素市场扭曲使得自主创新对TFP的提升产生了显著的负向效应。
2.稳健性估计结果
(1)遗漏变量问题。技术位置往往伴随着宏观经济周期和企业生命周期的变化而变化，显然会影响到创新模式的有效性，从而有可能使那些技术位置差距较小的行业自主创新意愿不足。那么，创新模式对TFP的效应是否在一定程度上包含了宏观经济周期和企业生命周期变化的影响呢？为了剔除这一重要的影响因素，我们在方程中进一步控制了宏观经济周期和企业生命周期变量。由于宏观经济周期和企业生命周期具有较强的周期趋势性，因此，我们分别利用HP滤波法和BN滤波法对宏观经济周期和企业生命周期序列进行趋势消除。结果显示，以HP滤波法和BN滤波法度量的宏观经济周期和企业生命周期变量时，模仿创新对TFP提升的正向效应不显著，自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应⑦。可以看出，当使用宏观经济周期和企业生命周期变量进行度量时，无论是解释变量，还是控制变量，系数的绝对值保持相对稳定，显著性没有发生较大的变化，表明遗漏变量问题没有影响本文的基本结论。
(2)技术位置的其他度量变量。①使用人均GDP差距作为技术位置差距的度量变量，具体指标为美国人均GDP与中国人均GDP的比值。从估计结果看，模仿创新对TFP提升的正向效应不显著，而自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。这表明改变技术位置差距的度量变量没有改变本文的基本结论。②分别使用研究与开发经费支出占国内生产总值比重和每百万人从事研究与开发人员数比重来度量技术位置差距。从估计结果可以看出，模仿创新对TFP提升不显著，自主创新对TFP的提升显著为正，进一步表明使用技术位置差距的其他度量变量并未改变本文的基本结论。
(3)工业绩效的其他度量变量。本文中的创新模式影响TFP的经验检验都是以技术位置差距收敛的线性变化假定下得到的，虽然线性假定能够渐进地拟合了创新模式的大致变化趋势，但是还不能完全排除产业技术效率和规模效率的线性假设带来的估计偏差，很有可能对基本结论的可靠程度构成了质疑。为此，我们尝试使用工业增加值率、新产品产值率、固定资产投资率和新企业进入率变量替换TFP度量工业绩效。
我们发现，无论采用哪种变量度量工业绩效，模仿创新对TFP提升的正向效应均不显著，而自主创新对TFP的提升具有显著的正向效应。有趣的是，当我们考察不同创新模式对新企业进入率的效应时，发现模仿创新对新企业进入率具有显著的正向效应，而自主创新对新企业进入率具有显著的负向效应。对此，我们可以从两个方面加以解释：一方面，新进入市场的企业倾向于模仿创新，有利于新进入企业缩短研究开发周期，降低高额的研发及市场培育成本，规避市场成长初期的不确定性风险。另一方面，这个结论可能与数据来源存在一定的关系。频繁进入和退出市场的企业往往成立时间较短，技术研发力量不足，企业规模较小，而本文的数据来源于统计年鉴/数据库中规模以上企业层面的数据，因而不能充分解释新进入企业的创新模式对工业绩效提升的显著性。
3.内生性估计结果
本文的内生性检验主要考虑两点：①创新模式会影响TFP，而TFP也可能随着技术位置前移直接影响创新模式；②本文对于创新模式的估计来自于面板数据的回归分析，而非直接的数据分析，回归分析的误差项可能会影响到本文的分析结论。基于上述两点，我们需要为创新模式选取恰当的工具变量并重新进行回归分析。这里使用的工具变量主要包括：改革开放以来中国工业的资本配置效率⑧、创新累积规模⑨和政府预算软约束程度⑩。选择上述工具变量的理由是：①这三个变量与创新模式具有较高的相关性。改革开放以来，市场化进程的深入推进改善了中国工业的资本配置效率，因而企业更倾向于采用能显著提升TFP的创新模式；对于中国工业而言，早期的创新活动处于累积性创新的下游，随着创新投入的不断提高，累积性创新成为企业技术进步的常态，创新投入累积性对创新模式的促进作用会更加显著；政府预算软约束程度较高，意味着中国工业创新的低成本性和低风险性，不仅容易造成创新的低效率，而且容易导致创新活动脱离市场需求、忽略市场倾向，从而会抑制TFP的提升。②资本配置效率、创新投入的累积性和政府预算软约束程度分别是历史变量、累积变量以及外生变量，对TFP的相关性较低。
工具变量检验表明，Weak IV Test统计量大于显著性为5%的临界值，表明不存在弱工具变量的问题，且创新模式是内生变量。而Sargan Test统计量的p值分别为0.2914和0.3201，表明不存在过度识别问题。从Aderson LR统计量、Hansen统计量和Sargan统计量来看，本文选择的工具变量是合理的，不存在识别不足和过度识别问题。同时，由Arellano-Bond for AR(2)的p值可知，在采用SYS-GMM对变量进行内生性检验时，均不存在二阶序列相关，说明工具变量的选取有效，用SYSGMM对本文的模型进行估计是比较合适的(11)。可以看出，创新模式和TFP之间存在着双向因果关系，加入工具变量后，变量的显著性有了不同程度的提高，不仅弱化了变量的内生性问题，而且所获得的系数普遍降低，这为本文提供了更为有效的参数估计结果。
五、结论与政策建议
本文从经验层面上研究了中国在进入了工业化的中后期阶段后，随着技术位置的大幅前移，模仿创新模式和自主创新模式对中国工业全要素生产率的影响。在控制住产业物质资本禀赋及外资进入等变量的影响后，本文发现，随着三维工业发展特征(资本—劳动比率、后发利益增量和工业所有制结构)的变化，自主创新与工业TFP之间的正相关关系明显强于模仿创新。也就是说，果断地将工业创新模式由模仿创新转向以自主创新为主是新时期中国工业发展的客观要求，也是今后一个时期中国工业创新战略的基本出发点。本文的政策含义是：
需要进一步明确中国工业自主创新战略的路线图。随着技术位置前移，中国工业结构的升级使得高资本密集度产业的比重显著增大，工业技术水平与国外先进技术水平的差距不断缩小，一些尖端技术和关键领域已经接近世界的前沿，模仿创新因学习成本快速上升已开始严重制约资本密集型产业的技术升级和企业盈利结构的转变。从产业关联角度看，资本密集型产业的自主创新有着很强的溢出效应，率先在航空航天、电子与通信设备制造、运输设备制造、石油化工、重型机械、新型材料等资本—劳动比率高的产业实施自主创新战略，不但能借助因资本结构升级引致的利润动机和竞争压力驱使企业自发地进行自主创新，提升中国工业的国际竞争力，同时还能对其他产业产生极强的辐射带动作用，尤其是消除劳动密集型产业的资本积累障碍，为劳动密集型产业进行自主创新和工业结构升级提供资本保证。
不断改善与优化企业创新努力的配置结构。一是推进工业所有制结构调整，加大民营企业比重，持续提高以市场为导向的自主创新型企业的比例。促进创新资源在不同所有制结构之间的有效转换，通过技术扶持和轮岗培训，降低不同所有制结构之间企业创新资本的专用性。搭建不同所有制结构之间公共创新资源使用平台，降低自主创新成本。建立“自主创新准备金制度”，允许不同所有制结构的企业按照一定比例提取自主创新准备金，用于补偿企业自主研发的沉没成本。二是完善企业自身的努力配置结构。一方面，国有企业长期处于“所有者缺位”状态，为了实现产权所有者和产权利益的一致，鼓励采用经理人持股的方式将国有企业经理人的个人利益与股东的长远利益紧密联系在一起。通过完善国有企业的股权结构和法人治理结构，进而改善融资结构，利用国有企业自身所固有的资源、技术和环境优势增强国有企业自主创新动机。另一方面，民营企业一般倾向于集权式治理结构，在很大程度上限制了具有自主创新意识和能力的“外部人”的进入，制约了民营企业自主创新能力与激励的改善。通过加快建立现代企业制度，逐步提高民营企业主与职业经理人之间的协作契合度，提升民营企业自主创新的管理水平，使民营企业的竞争向有利于实现自主创新战略的制度优势、技术优势和管理优势转变，进而优化民营企业创新努力的配置效率。
进一步完善支撑中国工业自主创新的公共服务体系。一是制定专利和行业标准。政府出资成立面向市场的工业研究院，参照国际标准制定和发起专利和行业标准，采用技术转移、衍生公司、孵化创新企业等技术扩散形式，鼓励研发人员携带技术直接服务企业或创业，促使研发成果迅速转移到企业，发挥工业研究院对工业自主创新的引领和支撑作用。二是完善政府创新资源的分配机制。通过市场导向建立健全创新绩效优先、自主创新增值的评价机制，提升企业的自主创新激励。推行政府创新资源分配的招投标制度，进一步扩大工业自主创新的溢出效应。建立创新资源委托管理制度，根据自主创新的属性委托公共专业服务机构、非营利机构进行管理，提高政府创新资源配置政策的透明度和有效性。
制定和完善有利于中国工业自主创新的外资政策。一是尽快设置外资进入的“创新门槛条件”。一般情形下，只有符合中国工业自主创新战略的外资才应被允许进入中国。要求在中国设立联合研发机构，向本土企业开放，吸纳本土企业参与研发创新，帮助本土企业努力提高技术吸纳能力，以外资的引进来推动本土企业自主创新能力的提高。二是善于利用“外资倒逼机制”。随着本土企业垂直创新和水平创新的发展，外资企业倾向于提高中间投入品的技术和工艺标准，逐步将本土企业锁定在低技术的加工环节，制约中国工业的自主创新。与此同时，外资企业的制约有可能倒逼本土企业去努力实施自主创新。在某些情形下，可将外资竞争压力视为提速自主创新战略的机遇，通过鼓励本土企业加大对垂直创新和水平创新的研发力度，弱化外资对本土企业创新的负面效应。
①我们利用国有企业工业总产值与民营企业工业总产值的比值测算了2003—2011年中国工业所有制结构变化趋势，结果分别为：2.5456、2.1351、1.7529、1.4710、1.2729、1.0558、0.9050、0.8712和0.8760。表明在过去的9年中，国有企业比重整体呈下降趋势，民营企业比重整体呈上升趋势(资料来源：《中国统计年鉴2004—2012》)。
②以2011年为例，当年国有企业和民营企业R&D投入总额分别为886.92亿元和944亿元。国有企业的发明专利数量为11645件，占专利总数的8.64%；民营企业为29210件，占专利总数的21.66%。国有企业的新产品开发数量为31527项，占新产品开发总数的11.84%；民营企业为67557项，占新产品开发总数的25.38%(资料来源：《中国科技统计年鉴2012》)。
③本文参照已有文献的做法，采用10%作为折旧率。聂辉华和贾瑞雪(2011)认为，使用不同的折旧率不会改变估计的基本结果。
④由于国家统计局没有提供分行业的固定资产投资价格指数，本文以2000年的固定资产原价为基期，分别对各行业的固定资产投资价格指数进行了核算。
⑤限于篇幅，本文未报告2003—2011年中国工业三位码行业的TFP估计结果，感兴趣的读者可向作者索要。
⑥限于篇幅，本文未报告单位根检验的结果。
⑦限于篇幅，本文未具体报告中国工业的创新模式与绩效的稳健性估计结果。下同。
⑧参照Wurgler(2000)的做法，利用资本配置效率模型度量中国工业的资本配置效率。
⑨参照Ketelh
hn(2006)的做法，取行业前两年累加的拥有专利数来度量行业的创新累积规模。
⑩参照假说3，我们可以用政府预算外收入与GDP之比来度量政府预算软约束程度。
(11)限于篇幅，本文未具体报告中国工业的创新模式与绩效的内生性估计结果。
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