2012年 8月
第 8期 f总 293期 )
中 国 工案 橇 滑
China Industrial Economics
Aug．，2012
No．8
【产业经济】
干【l】学与巾国制造业的市l矛结构：内生性
沉没成本的颃角
陈艳莹． 鲍宗客
(大连理工大学经济学院 ，辽宁 大连 I16023)
『摘要1 本文首次将对我国干中学的研究从宏观层面拓展到微观层面 ，利用 1999—
2007年 的大样本企业数据测算 了我国465个四位码制造业的干中学学 习率 ．并在 Sutton
(1991)内生性沉没成本理论的框架下检验了干中学对我国制造业市场结构的动态影响。
研究发现，中国制造业现阶段干中学的学习率呈现整体较高、行业之间差异较大的特点：
干中学作为一种内生性沉没成本确实具有进入阻止的作用．能够提高行业的市场集中度．
减缓我国制造业在市场规模扩张过程中市场结构趋于分散的态势．而且．干中学对我国制
造业市场结构的影响大于另两种典型的内生性沉没成本——研发和广告 为优化我国制
造业的市场结构．政府应当下大力气保护企业投资内生性沉没成本的激励．对产业市场结
构的干预应当充分考虑各个产业在干中学强度上的差异．并采取有效措施降低干中学对
研发的挤 出
『关键词1 干中学； 市场结构； 内生性沉没成本； 研发
『中图分类~-1F123．91 『文献标iR~]A 『文章编号]1006—480X(2012)08—0043—13
一
、 问题提出
干中学指由生产过程中经验和知识的累积带来的生产率提高 当一个行业存在干中学效应时．
企业会为了获得未来生产率的改进而增加当期的产出。通常认为．这会导致产业集中度的上升．使
市场结构趋于垄断(Spence，1981；Fudenberg，Tirole，1983)，特别是当干中学效应影响的是企业的边
际成本 ．而不是固定成本的时候(Petrakis et a1．，1997)。
Sutton(1991)在考虑产业规模动态变化基础上提出的内生性沉没成本理论为考察干中学对产
业市场结构的影响提供了一个重要视角。按照这一理论．干中学使得企业增大当期产量．这种支出
与企业 的研发和广告支出一样 ，都是为了增加未来收益而进行的投资 ，属于内生性沉没成本 ，因此
干中学对市场集中度的影响应当和研发 、广告等其他 内生性沉没成本相似 ，会减缓产业规模增长过
f收稿 日期1 2012—06—25
【基金项目】 国家自然科学基金项目“嵌人性约束下的巾介服务业市场结构演进与规制研究”(批准号70603003)；霍
英东教育基金会资助项目“社会网络约束下的市场中介组织行为异化及其治理研究”(批准号 121081)：教育部
新世纪人才支持项 目(批准号 NCET一08—0083)：中央高校基本科研业务费资助项 目“生产性服务业衍生企业进
入的生产率效应及规制政策研究 ”(批准号 DU F12RW302)
【作者简介】 陈艳莹(1974一)，女，辽宁营口人，大连理T大学经济学院副教授 ，博士生导师；鲍宗客(1985一)，
男 ，浙江萧江人 ．大连理工大学经济学 院博士研究生
43
程中市场集巾度的下降幅度。Sutton(1991)的观点受到理论界的广泛关注．已经有很多研究从内生
性 沉没成本 的角度实证 检验 了研 发和广 告对产业 市场结构 的影 响(Davies，Ly0ns，1996：Sutt0n，
1998：Giorgetti，2003)，但是，由于无法获得具有可比性的大样本行业干中学效应的估计值．针对干
中学的实证研究还很少．仅有 Balasubramanian and Lieberman(2011)测算了美国250个四位码制造
业干中学的学习率，并检验了产业规模增长过程中干中学与市场结构的关系。他们发现．在学习率
较高的行业中，市场集中度的下限值也较高．证实了干中学确实具有内生性沉没成本的性质，对市
场结构的影响符合 Sutton的预测。不过，由于在测度干中学时采用的是 Olley—Pakes估计法．没有解
决模型的同步偏差．该研究估计出的学习率存在向上的偏误．而且以美国这一成熟市场经济国家为
样本得出的结论是否适用于发展中国家也存在不确定性
干中学被公认为是中国经济近30年高速增长的重要推动力。不过．对我国干中学效应的研究
目前主要集中在宏观层面．侧重于从开放经济条件下的国际分工、技术溢出以及动态比较优势人
手．分析干中学与我国自主创新、人力资本积累、产业升级和经济增长的关系(陈超。王海建，2002；
中国经济增长与宏观稳定课题组，2006；佟家栋，彭支伟，2007；周燕，2010；李尚骜等，2011；赖俊平
等．2011)，还没有研究对我国不同行业的干中学进行具体测度，更没有研究考察干中学在微观层面
上如何影响我国产业的市场结构 本文将首次利用中国工业企业统计数据库中的大样本制造业企
业数据集．采用Levinshohn and Petrin(2003)的半参数方法测算我国465个四位码制造业干中学的
学习率．并依照内生性沉没成本理论。检验在市场规模扩张的过程中。干中学对我国制造业市场结
构的动态影响 我们试图回答两个问题：一是我国制造业不同行业的干中学程度到底有多大，行业
之间的差异性如何：二是干中学对中国制造业市场结构的影响是否符合内生性沉没成本理论的预
测．特别是 ，干中学与研发 、广告作为企业 的三种典型内生性沉没成本 ，现阶段谁对我 国制造业市场
结构的影响更显著。对这两个问题的回答不仅能为Sutton(1991)的内生性沉没成本理论提供新的
经验证据．对我国在“十二五”期间促进制造业市场结构优化也具有重要的指导意义
二、干中学、内生性沉没成本与中国制造业的市场结构：理论假说
沉没成本直接影响企业的进入退出决策．被经典产业组织理论视为产业市场结构的核心决定
因素。沉没成本具有两个特征：一是与产量水平无关，具有固定成本的性质；二是支出之后不可回
收。即在二级市场上没有转售价值。Sutton(1991)的理论贡献在于将企业的沉没成本区分为外生性
和内生性两类 外生性沉没成本的支出规模在企业的控制之外．是其进入一个市场必须要付出的代
价．比如按照最小有效规模建造一个工厂所要支出的费用。内生性沉没成本的支出规模则是企业可
以选择的．是企业用于提高盈利能力而进行的策略性投资，比如研发和广告。当一个产业的市场规
模变大时 ．新企业进入所需耗费的外生性沉没成本不会发生变化 ．但价格的上升及销量的增长会提
高其进入的预期收益，因此，如果一个产业只存在外生性的沉没成本，市场规模的增长就会吸引更
多新企业进入．导致产业的市场集中度下降 传统研究认为市场规模增长会导致集中度下降，实质
正是假定企业进入一个市场面临的沉没成本都是外生的
内生性沉没成本的存在会显著改变市场规模与产业集中度之间的关系。与外生性沉没成本不
同．企业投资内生性沉没成本的激励与一个产业的市场规模有关。以研发为例，假定一个企业现在
要投资某个研发项目．该项目能够使其每单位产 的利润增加 1元。如果企业未来能够卖出 100个
单位的产品．其现在愿意为该研发项 目进行的投资最多只能是 100元，但如果未来的产出规模增长
到 1000元，其投资意愿就会增加到 1000元。可见．随着市场规模的增长，企业会在内生性沉没成本
上进行更多的投资，而且，这种投资是企业间的一种“军备竞赛”，只有支出更多，才能获得领先于竞
争对手的优势，如果比竞争对手支出得少，就有可能被逐出市场。因此，当市场规模扩大时，企业在
收益预期和竞争压力的双重作用下会不断增加对内生性沉没成本的投资．这会提高潜在进人者的
进人成本，从而使得市场规模的增长并不一定带来更多新企业的进入 一旦增加的内生性沉没成本
负担超出了市场规模扩张给企业增加的收益时，产业当中的企业数量反而会减少．导致市场集中度
上升。
根据上述效应 ，Sutton(1991，1998)提 出了两个理论假说 ：一是内生性沉没成本越高 的产业 ．市
场集中度随市场规模增长下降得越慢；二是在具有内生性沉没成本的产业中．即便市场规模增长到
无穷大，市场集中度也不会下降为 0，而是存在一个大于0的下限，并且 ，内生性沉没成本越高．下
限值越高①。
考察干中学对我国制造业市场结构的影响之所以可以借用 Sutt0n(1991，1998)的内生性沉没
成本理论 ，是因为我国企业的干中学符合内生性沉没成本 的特性。一方面，企业为通过干中学提高
未来的生产率而在当期扩大生产规模，由此引发的投资是企业的一种策略性行为，与做不做广告、
搞不搞研发类似，企业同样可以自主决定要不要进行干中学，以及在干中学上进行多大的投资：另
一 方面，企业用于干中学的支出尽管主要以资产和设备的形式体现，比花在广告和研发上的支出有
形程度更高，更容易转售，但多数也是不可回收的。除了资产专用性这一侵蚀企业干中学投资转售
价值的基本因素之外 ，在转轨时期的我国，诚信的集体性缺失加剧了二手设备和资产交易中的“柠
檬问题”，即便是通用型的设备和资产其二手交易的价值也会严重贬值。而且，由于资金 、土地、经营
许可等关键性生产资源主要掌握在政府手中．企业在扩大生产规模的过程中需要耗费很大力气来
打点政府关系．这种灰色费用发生之后更是无从 回收。
既然我国企业 的干中学具有内生性沉没成本的特性 ，那么 ，按照内生性沉没成本理论 ，在产业
的市场规模增长的过程中，在位企业增加干中学投资的激励会增强．当期生产规模超出正常规模的
幅度变大。对潜在进入者而言，其只有保持与在位企业相当的生产规模 ．才可能在生产成本上不处
于劣势．进入成本相应提高。此外．在位企业为获得干中学所进行的大规模生产还会使产业新增的
市场规模中，留给潜在进入者的部分减少，这也会降低后者的进入收益预期．从而阻止其进入。因
此．虽然市场规模的增长客观上会刺激新企业进入，但我国企业为提高生产率而进行的干中学很可
能会在产业层面减缓需求增长所带来的市场集中度下降幅度。借鉴Sutton(1991，1998)关于产业市
场规模增长过程中内生性沉没成本与市场结构关系的两个基本假说，我们可以得到干中学对我国
制造业市场结构影响的两个假说：
假说 1：干中学学习率越高的产业．市场集中度随市场规模增长下降得越慢。
假说2：干中学的学习率与产业市场集中度的下限值正相关。
当把干中学置于内生性沉没成本的框架中时。不难发现．干中学和同为内生性沉没成本的研发
及广告都能提高企业的盈利能力．对企业而言是可以相互替代的三种策略，在产业层面则共同作用
于市场结构的动态变化。但是。研发的风险性较大，广告的收益期偏短且要依赖消费者的反应，干中
学通过生产过程中经验的累积来提高生产率，只要产出规模达到一定水平，就能获得单位成本的降
低和盈利能力的提高．是三种内生性沉没成本中不确定性最小、企业最容易控制的。
中国是一个大国，国内市场需求能力很大，加上国外市场 ，客观上为我国的制造企业通过扩大
生产规模来进行干中学提供了一个巨大的收益预期。同时．我国要素市场的扭曲导致生产要素的价
格偏低．处于晋升博弈中的各级地方政府在招商引资过程中也偏爱大型企业，倾向于为大型企业提
供更多的政策优惠．这又降低了制造企业以扩大生产规模的方式进行干中学的成本。因此，在现阶
段我国研发环境尚不健全、虚假广告的屡屡曝光使广告的市场价值也趋于减弱的情况下。我国制造
企业在进行内生性沉没成本的投资时无疑会更偏重干中学。一些研究也都证实，中国制造企业有很
① 有 关 Sutton理 论 的 直 观证 明 ，可 以 阅读 Shiman，Daniel R．The Intuition Behind Sutton’s Theory of
Endogenous Sunk Costs[EB／OL]．http：Hssrn．com／abstract=1018804 or http：／／dx．doi．org／10．2139／ssrn．1018804，
(1／15／2008)
45
强的规模扩张冲动，热衷于扩大产出规模(陈平等，2006)。因此，除根据 Sutton(1991，1998)的基本
理论得出的上述两个假说之外，我们还预期，在干中学、研发和广告三种典型的内生性沉没成本中，
干中学对我同制造业当前市场结构的影响会更显著 ，即：
假说 3：在j种典型的内生性沉没成本中，干中学对我国制造业市场结构的影响要大于研发和
广告。
三、样本选择与研究方法
1．样本选 择
为测度中国制造业四位码产业的干中学强度继而考察其对市场结构的影响，我们使用国家统
计局 1999--2007年的中国丁业企业数据库 ．构造了一个由 465个四位码制造行业全部国有及规模
以上非国有企业构成的大规模非平衡微观面板数据集。尽管数据库包含了丰富的信息，但其中有些
样本数据是错误的和缺失的。因此，我们参照李玉红等(2008)的方法删除满足以下任何一条的观测
值：企业总产值为负：企业的各项投入为负，包括职T人数、中间投入、固定资产原值和固定资产净
值：企业固定资产原值小于固定资产净值；工业增加值或中间投入大于工业总产值。此外，由于我国
从 2003年起实行了新的国民经济统计分类标准 ，我们参照 Loren et．a1(2012)的新旧产业调整 目录
统一了前后制造业部门的四位码产业 的统计 口径。考虑到“工艺品及其他制造业”与“废弃资源和废
旧材料 回收加工业”这两个二位码行业下的 17个四位码行业在 2005年 以前企业数量较少 ，我们将
其在样本中进行了剔除 样本数量的基本情况见表 1
表 1 样本数量的基本情况 单位 ：个
l999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 合计
初始值 147166 14828O 156817 166869 181l86 259413 251499 279282 312664 1903176
筛选后值 138034 143481 150243 158781 175229 249218 24l32l 270185 300631 1827123
四位码行业个数 465
2．干中学的估计方法
我们研究的第一步是测算我国四位码制造业干中学的学习率 估计干中学学习率的传统方法
是直接估计产品的单位生产成本与累积产出的幂律函数．这种方法的缺点是需要获得企业成本和
产量 的准确数据 ，难以应用于大样本的研究 Bahk and Gort(1993)以及 Balasubramanian and
Lieberman(2011)都将干中学效应嵌入于生产函数中，通过估计累积产出的系数来得到行业干中学
的学习率。由于中国T业企业数据库没有提供企业生产成本和产量的数据，我们也采用生产函数法
来估计我国四位码制造业的干中学强度
假定企业的生产函数符合柯布一道格拉斯函数的形式，取对数后可得到如下的待估计方程：
lnYm=(r『 + rl +／3JnL~,+AJnXo．,+ m (1)
其中，下标 和t分别表示企业、产业和年份。变量 、 和 啦分别表示企业当年的净产
出、资本投入和劳动投入。系数 、 ，为产业层面的资本投入和劳动投入的产出弹性；变量 为衡
量企业经验积累的累积产出，其系数 A 就是我们希望得到的产业干中学的学习率，反映生产率增
长中来自产出累积部分的大小，0≤A l。 用来捕捉各个年份产业层面的生产率进步，如产业共
性技术的突破 、产业当中企业间的技术溢 等 ； 为企业层面的残差项。
在公式(1)中，由于与净产 有关的部分因素如管理质量等未被观测到而包含在残差项中。残
差项与资本投入和劳动投入很可能存在内生性问题，基于普通最小二乘法(0LS)估计出来的系数
是存在偏误的。另外．中国工业企业数据库只统计了那些存活下来的企业，退出市场和破产的低效
率企业没有包括在样本里，这意味着我们所用的样本观测值并不是随机选择的．计量估计还存在选
择偏差。
最近的研究基本上采用 Olley and Pakes(1996)的方法(0P法)，使用投资作为生产率的代理变
量来解决投入水平与未观测到的具体企业生产率冲击的内生性问题(刘巳洋等，2009：田巍，余淼
杰，2012)。但是，由于存在较大调整成本，投资往往不能够完全响应企业生产率的变化．内生性的问
题仍然可能存在。而企业中间投入由于调整的成本较小，更可能对生产率的变动做出完全响应 尤
其是对于具有准确中间投入的样本数据而言，使用中间投人变量作为生产率的代理变量来控制内
生性问题 ，也即Levinsohn—Petrin的半参数方法(下称“LP”法)．相比使用投资变量的 OP法具有更
高的精确度(Levinsohn，Petrin，2003)。王敏和赵彦云(2010)以及简泽(2011)都尝试使用 LP法测度中
国制造业企业层面的全要素生产率，因此本文也采用 LP法，将式(1)中的残差分解为两个部分：
lnYo,￡=trj,+a；lnKo-,+fljlnL~,+A，lr + +71 (2)
其中， 是纯粹外生的残差项， 是企业面临的具体生产率冲击。假定企业的中间投入 ln
单调递增地依赖于 累积产m lnX 和资本投入InK ，利用反函数可以将 (cJm表示成∞ =OJijt(inK ，
lnX ，lnM~,)。假定 (cJ 服从一阶马尔可夫过程 ，则方程(2)可以改写为 ：
lnY~, ln，J~it+4,iit(1 ，lI ，lnX )+7／以 (3)
其中， + I + ln +∞ (1nM ，InK ，lnX )。用 ln 批，lnK啦和 lnM 的三阶多项式替代式
(3)中的 咖 ，可以得到 ：
3 3 3
lnY ~jlnLo．,+∑∑∑ ：l l ：。+ (4)
首先，使用OLS法对公式(4)进行估计，得到劳动弹性系数的无偏估邯 ，；然后，根据 =lnY 一
声 吐 ，估计出$ ；接着，在OJ0t= (inK ，l ／it,lnM )中嵌入probit模型估算出企业的生存概率 ，对
于任何一个可能的资本产出弹性 和干中学学习率Aj ， 的估计量为 一a3nKo,,-,~3nX ；由此，可以
通过最小化的 和 的残差拟合式(5)获得干中学学习率的一致估计 。
min∑(1ny — ln上o,-a]lnK 一A ln 一E[tOqtl西 —l】 一1) (5)
变量的具体衡量方法如下：①资本存量 K。按永续盘存法估算 ，即企业当期的资本存量=上一期
资本存量+当期投资一当期折旧 企业当期投资用相邻年份固定资产原值之差来衡量，折旧额直接使
用中国工业企业数据库提供的观测值，样本基期的企业资本存量初始值用企业 1999年的固定资产
净值或首次出现在数据库年份的固定资产净值替代。全部数据均按固定资产投资价格指数折算成
1999年的实际值。②劳动投入L。以企业年平均从业人数衡量。③净产出 y。用经T业品出厂价格
指数平减后的企业各年T业增加值来衡量。由于数据库缺少 2001和 2004年的企业T业增加值数
据．我们借鉴刘小玄和李双杰(2008)的方法对这两年的数据进行了推算，方法为：T业增加值：销售
收入+期末产成品一期初产成品一中间投入+增值税额。④累积产 。计算方法为：累积产 =期初产
量累积值经验转化率+当期产量。Benkard(2001)认为制造业的经验转化率大约在 80％一90％之间，
本文取 85％。由于数据库并未报告企业的产量和累积产量，本文使用企业总产值来替代。1998年和
新办企业上一年的累积产量取 0，数据均用工业品出厂价格指数平减。⑤中问投入 。数据库直接报
告了企业各年的中间投入额 。本文使用工业品出厂价格指数将其统一折算成 1999年的不变价格 。
3．内生性沉没成本视角下干中学对市场结构的影响：下限分析法
在内生性沉没成本的框架下检验干中学对我国制造业市场结构的动态影响，要解决的一个核
心问题是测算市场集中度在产业市场规模趋于无穷大时的下限值。为此，我们借鉴Giorgetti(2003)
的研究．构建如下形式的双曲对数模型：
47
In(CR／(100一cR))， =Or +∑仁2 。(1／lnSj )+∑ (1／lnSi )+ l
+y p(1／ln5 ) ， (1／lnS~ )+ (6)
其中．下标 和 t分别表示 四位码行业和年份 。被解释变量 中的 CR为行业 当中最大的若干家
家企业市场份额的总和，市场份额用企业销售额占行业销售额的百分比来衡量。为提高回归结果的
准确性．避免指标选择的随意性导致估计结果偏误，我们分别选择行业当中最大的4家、8家和 20
家企业，计算 、C尺 和 加。在指标设计上，采用 CR／(100一CR)的形式，以消除异方差性对计量模
型的影响 该指标越高，代表行业的市场集中度越高。
D为反映各个产业干中学效应强弱的虚拟变量。我们将上面计算出的我国四位码制造业各产
业干中学的学习率由低至高进行了四等分，D 、D 和D 的值取 1分别代表一个产业干中学的学习
率处于第二个四分位区间(即25％至 50％)、第三个四分位区间(即50％至 75％)和第四个四分位区
间(即 75％至 100％)。
S为产业的市场规模，如果以常用的行业总产值或销售收入来衡量，行业中个别企业的规模经
济效应会引起模型的内生性问题，因此，我们使用各个产业的行业总产值与新开企业必要资本的比
值来衡量这一指标．新开企业必要资本的计算公式为：行业同定资产投资额×企业销售额中值／行业
销售额。
为控制在干中学之外 ．同为 内生性沉没成本 的研发和广告对产业市场结构的影响，我们引入企
业的研发支出尺和广告支出 两个控制变量 ．并且与对干中学的处理方式一样，同时考虑其对市
场结构的直接影响和与市场规模 5的交互影响。由于中国工业企业数据库只报告了2005年的企业
研发投入与广告投入的具体数值，因此，我们将这两个变量设置为虚拟变量，以四位码行业的研发
和广告支出中位值为界．若一个行业的研发和广告支出大于中位值，则相应的变量取值为 l，反之则
取值为 0。
对公式(6)求极值可以得到．干中学强度处于任意一个四分位区间的产业(下=2，3，4)在市场规
模 S趋于无穷大时市场集中度的下限值．高研发和广告支出与低研发和广告支出两种不同情况下，
下限值的计算公式分别为：
i e 1+ 岬l (研发和广告支出高的产业，即 ：1； ：1)
= {oq+oq， ⋯ (7) {
e ／1+e ～ (研发和广告支出低的产业，即R =0；A =0)
上述计算所涉及的各变量的描述性统计详见表 2。
表 2 变量统计性描述
变量名称 样本数 均值 标准差 最小值 最大值
lny 1827123 11．12 1．72 3．92 19．53
lnK 1827123 9-31 1．94 2．11 17．29
lnL 1827123 6．79 0．85 2．87 11．94
lnX l827l23 12．21 2．17 1．64 21．64
lnM 1827123 9．72 1．88 1．21 l8-3l
CR4 4185 O．19 0．13 0．O3 0．83
CR8 4185 0．28 0．06 0．04 1．00
CR20 4185 O-37 0．09 0．O6 1．00
lnS 4185 7．28 1．24 3．19 l6-37
R(千万元 ) 465 2．12 3．17 0．00 44．62
A(下万元 ) 465 3．28 3．74 0．00 45．49
四、实证结果
1．中国四位码制造业干中学的测度结果
我们首先基于半参数法．运用企业层面的数据分别估算出样本中每一个四位码制造业的干中
学学习率，限于篇幅，表 3只报告了按照二位码产业分类后的估计结果。由于干中学带来的生产率
提高直接表现为企业生产成本的降低．表 3的最后一列还给出了与干中学学习率相对应的成本降
低率，以更直观地显示干中学的经济含义①。
表 3 1999~2007年中国四位码制造业的干中学学习率
四位码行 下四分 上四分 成本降低
二位码行业名称 平均值 中位数 业的数量 位数 位数 率均值
(％)
农 副食 品加工业 17 0．31 O．21 0．3O 0．41 19．56
食品制造业 20 0．25 0．17 0．21 0．33 16．09
饮料制造业 23 0．28 O．19 0．34 0．37 17．70
烟草制 品业 3 0-32 0．2l 0．29 0．41 l9．78
纺织业 21 O．2O O．13 O．17 O．26 13．O1
纺织服装 、鞋 、帽制造业 3 0．20 O．13 O．18 O．26 12．76
皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业 1l 0．13 0．09 0．12 0．17 8．68
木材加工及木 、竹、藤 、棕 、草制品业 10 0．14 O．O9 O．13 0．18 9．31
家具制造业 5 0．14 0．O9 0．15 0．18 9．12
造纸及纸制 品业 6 0．2l 0．14 0．17 0．27 l3．61
印刷业和记录媒介的复制 5 O．15 O．1O 0．15 O．2O 10．O6
文教体育用品制造业 16 0．20 0．14 O．18 0．26 13．13
石油加工 、炼焦及核燃料加 工业 4 0．37 0．25 0．41 0．48 22．73
化学原料及化学制 品制造业 35 0．42 0．28 0．45 0．55 25．41
医药制造业 7 0．51 0．34 O．53 0．66 29．68
化学纤维制造业 7 0_32 0．22 0．36 0．42 19．95
橡胶制品业 9 O．33 0．22 O．37 0．43 20．28
塑料制 品业 l0 O．19 0．13 0．21 O．25 l2．40
非金属矿物制品业 3l 0．47 0．32 0．51 O．6l 27．9O
黑色金属冶炼及压延加工业 4 0．42 O．28 0．45 0．55 25．31
有色金属冶炼及压延加 工业 18 0．35 0．23 O-38 0．45 21-38
金属制品业 24 0．43 0．29 0．45 0．56 25．67
通用设备制造业 32 O．42 O．28 0．43 0．54 25．21
专用设备 制造业 43 0．54 O．36 O．56 O．71 31．37
交通运输设备制造业 27 O．53 0-36 0．53 0．69 30．84
电气机械及器材制造业 28 0．43 0．29 0．45 0．56 25．77
通信设备、计算机及其他电子设备制造业 21 0．40 0．26 0_38 O．51 23．95
仪器仪表及文化、办公用机械制造业 25 O．23 0．15 0．22 0．30 14．56
制造业全部样本 465 O-32 O．19 O．29 O．42 19．78
注：表中的均值、下四分位数、中位数和上四分位数的数值均以二位码制造业所包含的各个四位码制造业为对象。
① 十中学导致的成本降低率等于 1—2一，其中入为千中学的学习率。具体推导过程详见 Balasubramanian and
Lieberman(201 1)。
49
由表 3可以看出，整体而言，中国制造业现阶段存在较强的干中学效应。样本包括的465个四
位码制造业的干中学学习率均值为 0．32，比Balasubrainanian and Liebeman(2011)测算的美国制造
业干中学学习率的均值 0．28高出 4个百分点 ：干 中学引致 的成本降低率均值为 19．78％，意味着累
积产出增加 1倍会使单位生产成本较初始水平降低 19．78％。这说明，中国制造业目前的生产率提
高确实在很大程度上来自于大规模生产形成的学习效应。中国经济增长与宏观稳定课题组(2006)
曾认为中国经济的高速增长离不开 “干中学”机制，中国企业在生产中表现出的极强“学习”能力是
使我国成为全球制造业中心的关键因素，我们的研究首次为这一观点提供了数据支持。
分行业来看．我国不同制造业在干中学的学习率上存在较大的差异．全部样本的上四分位数为
0．42．下四分位数为0．19。不到前者的一半；中位数为0．29，比均值 0．32要低，分布呈现右长尾的特
征．说明我国制造业中有少数行业的干中学学习率显著高于平均水平。具体到二位码产业而言，“专
用设备制造业”、“交通运输设备制造业”和“医药制造业”三组产业的干中学学习率最高，组内均值
分别为0．54、0．53和 0．51，比样本总体均值0．32高了近70％。“皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业”、
“木材加工及木、竹 、藤、棕、草制品业”和“家具制造业”三组产业的干中学学习率最低，组内均值仅
为0．13、0．14和0．14，比样本总体均值低了近 60％。当把干中学的学习率转换为成本降低率时，会更
清楚地显现干中学的行业异质性 对上面 组干中学学习率最高的行业来说．其相应的成本降低率
均在 30％左右．意味着产出增加 1倍会使单位生产成本降低 30％：而干中学学习率最低的三组行业
成本降低率则在 9％左右，当产出增加 1倍时，单位生产成本只会降低 9％．仅为干中学最高组的1／3
通常认为，行业的生产要素密集程度会决定行业的干中学效应(周燕，2010)。由表 3不难发现，
我国制造业不同行业在干中学学习率上的差异与行业的生产要素密集程度直接相关 干中学学习
率高的行业均具有很强的资本密集或技术密集特征．干中学学习率低的行业则都属于劳动密集型
产业，这些行业现阶段在我国多从事代工、加工和简单制造，产品附加值低，企业员工的素质不高，
流动性大 ．难以通过生产中的学习累积经验 自然不足为奇
此外，行业的研发投人对行业的干中学效应也有较大的影响．因为研发投入在催生行业技术进
步的同时，也会产生技术外溢，为企业从事干中学提供空间。我们计算了样本行业 2005年的研发强
度①，发现我国制造业中干中学学习率最高的30个四位码行业的平均研发强度为2．44．干中学学习
率中等的30个行业平均研发强度为 1．39，而学习率最低的30个行业平均研发强度则仅为0．93 显
然 ．不 同行业在研发强度上的差异也是导致我 国制造业干中学行业异质性的一个原因
2．干中学对我国制造业市场结构影响的基准估计结果
接下来，为检验干中学对我国制造业市场结构的影响，我们分别以CR 、CR 和 CR加作为被解
释变量，采用最小二乘法、固定效应模型和随机效应模型对方程 (6)进行估计，根据 F检验和
Hausman检验的结果 ，最终选择 固定效应模型作为分析的基础 ．由于篇幅限制 ．只列出固定效应模
型的回归结果 ，见表 4中的回归(1)至(3)
可以看出，无论用什么指标衡量市场结构，反映产业干中学强度的三个虚拟变量D，、D 和D
的回归系数都为正，并且呈递增趋势。特别是，代表干中学学习率最高四分位区间的变量总是有明
显更高的回归系数，在针对 CR 、CR 和 CR加的三组回归中，其回归系数分别为 3．20、3．82和 3．54，
显著水平则均为 l％。利用 Wald检验来判断D：、 和D 的回归系数是否存在显著差异，结果显示，
D 的回归系数在 5％的显著水平上大于 ，意味着干中学学习率处在最高四分位区间的产业其市
场集中度会显著高于干中学学习率处在次高四分位区问的产业。这些都说明在我国制造业中．干
中学作为一种内生性沉没成本确实具有进入阻止的作用．干中学学习率越高．行业的市场集中度也
越高。
衡量市场规模的变量(1／ln5)在三组回归中的回归系数均显著为正 。由于该变量本身与市场规
① 研发强度用行业研发投入与销售收入之 比来计算。
50
表 4 干中学对中国制造业市场结构影响的估计结果
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
变量 系数 同定效应 固定效应 固定效应 广 义矩估计 广义矩估计 广义矩估计
CR CR8 CR∞ CR4 CR8 CR∞
常数项 l 一5．35 -5．99 一5．17 -6，83 -6．54 -6．47
(一3．93) } (一3．92) (一3．97)术 木 (一5．06) (一4．57)料 (-4．08)$
lnCR!(100一CR)II-1 1 1．33 2．18 1．82
(市场结构滞后一期 ) (0．68) (1．17) (0．95)
Ol2 1．09 1．43 1．23 1．42 1．60 1．55 D (干 中学 25％
一 5O％) (1
．30) (1．85) (2．26) (1．37) (1．82) (1．83)
(干 中学 50％一75％) 3 2．18 2．41 2．34 2．44 2．15 2．41
(1．24) (2．18) (2．O5) (1．65) (1．64) (1．71)％
(干中学 75％-- 100％) 4 3．20 3．82 3．54 3．64 3．48 3．99
(3．06) 料 (3．071 (3．93) (4．2) $ (4．65) (4．61)料
I／inS(市场规模 ) 25．60 26．48 30．52 26．34 34。92 36．00
(5．69) (5．96) (15．o7) $ (6．8) (7．49)料 (10．18)
D2X(1finS) -6．91 -9．93 一9．87 -9．90 —8．83 一11．47
(一1．18) (一1．23) (一1．07) (一1．33) (一1．32) (一1．45)
D3x(1／lnS) 一l1．82 一13．75 一16．87 -14．00 一13-25 -13．94
(一1．32) (一1．61) (一1．73) (一1．49) (一1．34) (一1．66)术
D4x(1／lnS) 肠 一18．56 -22．40 —27_38 -22．51 -20．70 -25I35
(一6．98 ％ (一7．33)女料 (一14．32) (一8．16) (一11．83) (一10．97)
尺(研 发投人 ) 1．84 2．46 2-35 2．03 l_36 1．97
(2．73) (2．69) (2．51) (3．71)料 (3．93) (2．82)木水
R×(1／InS) -9．50 一l1．8O 一l1．17 一11．56 -6．26 一10．36
(一1．63) (一2．08)$ (一2．88) (一2．27)料 (一2．34)} (一2．58)
A(广告投入) 6l -0．78 -0．66 一0．65 一1．46 -0．52 -0．57
(一0．68) (一0．67) (一1．38) (一0．67) (-0．62) (一0．75)
A×(1／InS) l1．73 l1．72 7．23 11．82 1．55 5_33
(1．17) (1．14) (1．46) (1．07) (0．83) (0．79)
面板设定 F检验 328．19籼 { 181-34 F$ 218．61木 木
hausman 18．7l 25．51％ } 23．99
Sargan值 28．66 29．18 28．11
(0．38) (O．62) (0．43)
Art(1) -2．58 -3．21 -3．83
(一0．02) (0．02) (0．05)
AR(2) 0．96 1．28 1l4l
(0．31) (0-23) (0．18)
R 0．283 0．258 0．251
观测值 4185 4185 4185 4185 4l85 4185
Wald检验(括号内为P值)
原假设 2= 3 0．81 0．85 0．79 0．83 0．9l 0．80
(0．28) (0．31) (0．25) (0．37) (O．41) (0．34)
原假设 2= 1．17 1．13 1-35 1．08 1．19 1．63
(0．16) (0．18) (0．13) (0．21) (0．20) (0．11)
原假设 3=d4 3．18 3．07 3．28 3．05 3．13 3．21
(0．03) (0．02) (0．O2) (0．03) (0．03) (0．02)
原假设 ， 2．81 4．72 3．90 2．58 3．71 3．65
(0．61) (O．48) (0．55) (O．69) (0．58) (0．56)
原假设 6_36 6．74 8．2l 6．13 8．08 9．99
(0．23) (0．28) (0．16) (0．24) (0．16) (0．13)
原假设卢 11．88 13．57 12．13 13．11 12．87 14．34
(0．09) (0．07) (0．09) (0．08) (0．08) (0．04)
hausman检验的零假设是 FE和liE的估计系数没有系统性差异；sargan、AR(1)和AR(2)值括号内为P值。
51
模是负相关的关系．因此，这一结果表明，市场规模的扩大会使我国制造业的市场集中度下降，行业
市场结构趋于分散 不过，干中学与市场规模的三个交互项D，(1／InS)的回归系数在三组回归中都为
负．并且绝对值随干中学强度的加大而递增。以针对 CR∞的回归为例，D 、D，和D 与市场规模(1／InS)
交互项的回归系数分别为一9．87，一16．87和一27_38。特别是，在三次回归中，代表干中学最高四分位区
间的D 与市场规模交互项的回归系数均具有 l％的显著性，Wald检验显示，其回归系数 在 10％
的显著水平上与D 交互项的回归系数 存在差异，说明当市场规模增长时，处在干中学学习率最
高四分位区间的产业市场集中度要比处在干中学学习率次高四分位区间的产业明显下降得更少。
这验证了本文的假说 1．即我国制造业市场结构趋于分散的态势在斜率上受到行业干中学效应的影
响，行业的干中学学习率越高，市场进入者的挤进难度也越大，行业的市场结构随市场规模增长而
趋于分散的速度也就越慢
为检验本文的假说 2．我们利用表4中的回归结果，按照公式(7)计算了我国制造业在市场规模
趋于无穷大时市场集中度的下限值。如表 5所示，无论研发和广告投入是高还是低，与处于干中学
学习率最低四分位区间的产业相比．处在于中学学习率更高四分位区间的产业市场集中度的下限
值都要更高．并显著大于 0。以研发和广告投入低的产业为例．干中学学习率处于最低四分位区间的
产业 CR 的下限值仅为0．55％，而干中学学习率处于最高四分位区间的产业其 CR 的下限值则为
13．42％，CR 和 CR加也都存在同样趋势。这验证了本文的假说 2，即在我国的制造业中，由于干中学
效应的存在，即便市场规模增长到无穷大。产业的市场集中度也会存在一个大于0的下限．干中学
学习率越高的产业．市场集中度的下限值也越高。当然，同为内生性沉没成本的研发和广告的存在
会强化这种差异。比如，在研发和广告投入低的产业中，干中学最高四分位区间的产业 CR 的下限
值比最低四分位区间的产业高 12．87％：而在研发和广告投入高的产业中则为 19．94％
在控制变量方面，研发投入 R及其与市场规模的交互项Rx(1／inS)的回归系数均显著，符号也
符合理论预期 ，广告投入A及其与市场规模的交互项Rx(1／inS)却没有通过显著性检验，说明我国
制造业中企业的研发支出与干中学一样具有进入阻止的效果．会减缓产业的市场集中度随市场规
模增长而下降的速度，而广告支出对我国制造业市场结构的影响则不显著。将研发投入的回归系数
与干中学进行比较可以发现，干中学的回归系数绝对值多数情况下大于研发投入。以针对 CR 的回
归为例，代表干中学最高四分位区间的变量D 及其与市场规模的交互项 D ×(1，lnJs)的回归系数分
别为 3．82和一22．40，而研发投入 的相应回归系数则分别为2．46和一11．80 这说明．在三种典型的
内生性沉没成本中，干中学对我国制造业市场结构的影响确实要大于研发和广告．验证了本文的假
说 3。
上述三种内生性沉没成本在回归系数上的差异从侧面反映出，现阶段我国的制造业中．通过要
素积累和规模扩张形成的干中学对依靠研发投人形成的技术创新具有一定的挤出效应 在位企业
用扩大生产规模的方式来降低生产成本要比提高行业的技术壁垒阻止新企业进入获得“知识租”更
有动力．这显然是不利于我国制造业的长期健康发展的
3．对内生性问题的处理及结果
按照产业组织理论中的 SCP研究范式 ．行业的市场结构可能会影响企业 的产出水平进而影响
行业的干中学效应，因此本文所研究的干中学与市场结构很可能存在双向的因果关系。此外．遗漏
某些变量也会导致计量模型的内生性问题，使基准估计结果有偏或非一致
我们采用动态面板模型的系统广义矩估计法(Blundell，Bond．1998)来解决模型的内生性问题 ，
在计量模型(6)的基础上引入被解释变量的滞后一期项 ．从而将回归方程扩展为以下形式的动态
模 型：
In(CR／(100-CR)) = l+In(CR／(100-CR))川+∑仁2_4 +／3l(1／inS)+∑m_4 D ( )
．
／, 1／lnSj
52
l + (1／inS~,) (1／lnS~,)+ (8)
表5 干中学与我国制造业市场集中度的下限值 单位：％
CR4 CR8 CR20
研发和广告投入低 的行业 ：
干中学(0—25％) 0．47 0．55 0．57
干中学f25％--50％) 1．41 1．65 1．87
干中学(50％一75％) 4．2O 4．79 7．21
干中学(75％-- 100％) l1．65 13．42 28．08
研发和广告投入高的行业：
干中学(O一25％) O．75 O．86 O．9O
千 中学(25％--50％) 2．24 2．91 3．32
干 中学(50％--75％) 6．65 7．08 8．89
干 中学(75％-- 100％) 18．45 20．80 34．65
注：本表中的产业分组是以我国四位码制造业的研发和广告支出中位值为界，若一个产业的研发和广告支出大于中位值
则计为研发和广告支出高的产业．反之则被计为研发和广告支出低的产业。
系统广义矩估计法有“一步法”和“两步法”．但“两步法”标准误会严重下偏 ．从而影响估计
(B。nd．2002)，因此我们使用“一步法”对公式(8)进行估计。系统广义矩估计法需要检验工具变量的
有效性和残差项是否序列相关．本文选择 Sargan统计量来检验工具变量选取的有效性，采用一阶差
分转换方程的一阶、二阶序列相关 AR(1)和 AR(2)来判断残差项是否存在序列相关，相应的回归结
果见表4的第(4)至(6)。可以看出，与固定效应模型的回归结果相比，代表干中学不同分位区间的
变量D 、市场规模 1／ln5和 D x(1／InS)交互项的估计系数的符号都没有发生变化，且多数至少通过
10％的显著性检验。此外．滞后变量 lnCR／(100一C )川没有通过显著性检验，说明不存在严重的内
生性问题．固定效应模型的回归结果具有稳健性。
五、结论与政策建议
中国目前已经进入工业化的中后期，制造业的市场规模稳步扩张，大量新企业的进入导致很多
行业的市场结构趋于分散．出现了恶性竞争、重复建设等一系列问题。为提高市场集中度，优化我国
制造业的市场结构．现阶段我国政府主要采取了两类政策：一是强制性退出，如 2009年以来进行的
淘汰落后产能工作：二是鼓励企业外部扩张，如“十二五”规划中明确提出要推动优势企业实施强强
联合、跨地区的兼并重组。这两类政策都依靠政府的直接干预，见效虽快，但容易扭曲市场机制，引
发寻租和腐败。事实上．提高产业的市场集中度并不总需要直接借助政府的力量。我们的研究表明，
在产业市场规模扩大的过程中，企业对干中学、研发等内生性沉没成本的投资会 自动减缓市场集中
度的下降幅度并最终使其稳定在某一适当的水平，只要保证企业投资内生性沉没成本的激励不被
抑制．市场结构就不会出现过度分散。因此，我国制造业现阶段的问题表面上是市场结构不合理，实
际上是企业投资内生性沉没成本的激励缺失，要优化我国制造业的市场结构，政府应当下大力气保
护企业投资内生性沉没成本的激励．为其进行这种投资创造便利。
具体到本文重点关注的干中学而言，我们发现，我国制造业的干中学学习率具有整体较高、行
业之间差异较大的特点．干中学的进入阻止效应在现阶段对我国制造业的市场结构起到了显著的
调节作用．而且作用强度明显大于另外两种内生性沉没成本——研发和广告。这一研究结论具有三
方面政策含义 ：
第一．政府对产业市场结构的干预应当充分考虑各个产业在干中学强度上的差异，干中学学习
53
率高的产业会 自然具有较高的市场集中度。在市场规模扩张的过程中出现过度竞争的可能性较干
中学学习率低的产业要小，借助政府力量提高市场集中度的重点应放在后者，而不是前者。
第二．要充分发挥干中学对我国劳动密集型制造业生产率的促进作用。我国劳动密集型制造业
的干中学学习率普遍偏低，具有很大的提升空间。在全球经济的“再工业化”趋势下，面临“中等收入
陷阱”和巨大就业压力的我国亟需阻止劳动密集型制造业竞争力下滑，利用干中学提高这类产业的
生产率是现阶段较为可行的一个应对方法。为此，政府应当健全面向这类中小型制造企业的信贷机
制．积极完善劳动力市场和就业保障体系，加大对蓝领工人的技术培训。
第三．要采取有效措施降低我国制造业干中学对研发的挤出。干中学属于次级创新，需要依赖
产生初级创新的研发活动，没有研发活动产生的新技术，也就没有干中学的空间。在对我国制造业
市场结构的影响方面．干中学的作用大于广告不足为奇，大于研发则说明企业不愿意投资研发．更
倾向于在既有技术的框架下利用大规模生产中经验的积累来提高生产率从而阻止进入。这不但会
制约我国制造业技术竞争力的提升．也会加速干中学潜力的消散 因此．政府应当积极完善企业的
创新环境．除了继续强化知识产权保护之外．特别要通过完善要素市场和减少对经济的不正当干预
来消除我国企业当前普遍存在的短期化倾向．只有这样，企业才能真正愿意从事研发和技术创新．
对干中学的过分依赖才会被彻底打破
受数据可获性的限制，本文在测度我国制造业干中学时存在三个问题：一是没有直接测度企业
间的溢出效应．很显然，一个企业可以学习其他企业在生产中积累的经验来降低 自身的生产成本 ．
我们只是使用年份虚拟变量来表示这一效应．可能会导致一定的偏差：二是没有区分干中学与流程
创新，由于流程创新同样影响企业的累积产出并提高生产率。在现实过程中又很难区分出来．导致
本文测度的干中学实际包含了企业的流程创新；三是没有区分主动学习与被动学习．有观点认为干
中学中主动学习的那部分应归为企业研发的效果(Sinclair et a1．，2000)。本文未做区分。而是把任何
与累积产出增加相关的生产率提高都归结为干中学。上述三点中，第一点有可能使我们的估计结果
下偏，后二点则可能使估计结果上偏，希望后续的研究能够解决这些不足
[参考文献]
[1]Spence，A．M．The Learning Curve and Competition[J]．Journal of Economics，1981，12(1)．
[2 3Fudenberg，D．，and Tirole，J．Learning-by—Doing and Market Performance【JJ．Bell Journal of Economics，1983，
14(2)．
[3~Petrakis，E．，Rasmussen，E．，and Roy，S．The Learning Curve in a Competitive Indust~ fJJ．Rand Journal of
Economics，1997，28(2)．
[4 JSuuon，J．Sunk Costs and Market Structure[M]．Cambridge：MIT Press，1 99 1．
[5]Davies，S．，and Lyons，B．Industrial Organization in the European Union：Strategy。Structure and the
Competitive Mechanism[M]．Oxford：Oxford University Press，1996．
(6~Sutton，J．Technology and Market Structure[M]．Cambridge：MIT Press．1998．
(7 JGiorgetti，M．L．Lower Bound Estimmion Quantile Regression and Simplex Method：An Application to Italian
Manufacturing Sectors~]．Journal of Industrial Economics，2003，51(1)．
[8 3Balasubramanian，N．，and Lieberman，M．Leaming by Doing and Market Structure[J】．The Journal of Industrial
Economics，201 1，59(2)．
(9 JLevinshohn，J．，and A．Petrin．Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables
Review of Economic Studies，2003，70(2)．
[10]Loren Brandt，Johannes Van Biesebroeck，and Yifan Zhang．Creative Accounting or Creative Destruction?
Firm—Level Productivity Growth in Chinese Manufacturing[J]．Journal of Development Economics，2012，97(2)．
[1 1]Bahk，B．H．，and Gort，M．Decomposing Learning—by-Doing in New Plants[J1．The Journal of Political
Economy，1993，101(4)．
54
[12)Olley，G．S．，and Pakes，A．The Dynamics of Productivity in the Telecommunication Equipment Industry[J]．
Econometrica，1996，64(6)．
[13]Benkard，C．L．I~earning and Forgetting：The Dynamics of Aircraft Production fJ1．American Economic Review，
2001，90(4)．
f 14]Blunde11 and Bond．Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models IJJ．Journal of
Econometrics，1998，87(1)．
f 1 5]Bond，S．R．Dynamic Panel Data Models： A Guide to Micro Data Methods and Practice lJ1．Po~uguese
Economic Journal，2002，(1)．
[16]Sinclair，G．，Klepper，S．，and Cohen，W．What’s Experience Got to Do With It?Sources of Cost Reduction
in a Large Specialty Chemicals Producer[J]．Management Science，2000，46(1)．
[17]陈超，王海建．环境外在性与“干中学”内生经济增长[J]．预测，2002，21(2)．
[18]中国经济增长与宏观稳定课题组．干中学 、低成本竞争和增长路径转变[J]．经济研究，2006，(4)．
[19]佟家栋，彭支伟．从“干中学”到“加工中学”——经济全球化背景下的国际分工、技术外溢与自主创新【JJ．南开学
报(哲学社会科学版)，2007，(6)．
[2o]N燕．十中学效应、国际分工格局和动态比较优势【JJ．中国经济问题，2OlO，(5)．
[21]李尚骜，陈继勇，李卓．干中学 、过度投资和 R&D对人力资本的“侵蚀效应”【J]．经济研究，2011，(6)．
[22]赖俊平 ，张涛，罗长远．动态干中学、产业升级与产业结构演进l J1．产业经济研究，2011，(3)．
[23]李玉红，王皓，郑玉歆．企业演化：中国工业生产率增长的重要途径[J]．经济研究，2008，(6)．
[24]30]巳洋，路江涌，NNNl1．外商直接投资对内资制造业企业的溢出效应：基于地理距离的研究[JJ．经济学(季刊)，
2009，(1)．
[25]田巍，余淼杰．企业生产率和企业“走出去”对外直接投资：基于企业层面数据的实证研究【J]．经济学 (季刊)，
2012，(2)．
f2613~敏．赵彦云．全要素生产率的IJevinsohn—Petrin半参方法的测算和比较研究：1999--2006中国制造业企业数据
【J】．统计教育 ，2010，(4)．
[27]简泽．从国家垄断到竞争：中国工业的生产率增长与转轨特征fJ1．中国工业经济，2011，(9)．
[28]~ld,eX，李双杰．制造业企业相对效率的度量和比较及其外生决定凶素『JJ．经济学(季刊)，2008，(3)．
Learning by Doing and the M arket Structure of Chinese Manufacturing：From
the Perspective of Endogenous Sunk Cost
CHEN Yan-ying， BAO Zong—ke
(School of Economics，Dalian University of Technology，Dalian 1 1 6023，China)
Abstract： The paper use the large sample enterprise data from 1999 to 2007 to calculate learning by doing
rate of 465 four yards manufacturing of China and inspect learning by doing lead to the dynamic effect of Chinese
manufacturing under the framework of Sutton (1991)endogenous sunk cost theory，which take Chinese learning by
doing research from the macroscopic level expanded to the micro level first time．The research finds that the
learning by doing rates in Chinese manufacturing are comparatively large but much difference between different
industries．Actually the learning by doing have the effect to prevent and improve industry market concentration，
which slowing down the situation of market structure tends to decentralize as the process of scale expansion．In
addition，the learning by doing in Chinese manufacturing sector of the market structure greater．influence than the
other two typical endogenous sunk costs， research and development， advertising． For optimization of Chinese
manufacturing industry market structure， the government should protect enterprise investment with the goal of
endogenous sunk cost incentive，and take effective measures to reduce the extrusion of the learning by doing to
research and development based in considering the learning by doing industries differences．
Key W ords： learning by doing；market structure；endogenous sunk cost；research and development
[责任编辑：王燕梅]
55
