協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效影響的實證研究

楊浩昌，李廉水

(1.南昌大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江西　南昌　330031；2.東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇　南京　211189；3.南京信息工程大學(xué)中國制造業(yè)發(fā)展研究院，江蘇　南京　210044)

0　引言

隨著經(jīng)濟“新常態(tài)”的到來，績效水平不高已逐漸成為當(dāng)前制約中國制造業(yè)由大變強所面臨的突出問題。另一方面，隨著全球經(jīng)濟一體化進程的逐漸加快，以及新一代信息技術(shù)與制造業(yè)的加速融合，過去那種只依靠單一創(chuàng)新主體通過引進技術(shù)進行模仿式創(chuàng)新，或依靠自身能力進行簡單式創(chuàng)新等的發(fā)展模式已難以為繼[1-2]。因此，由依靠單一創(chuàng)新主體的“封閉式創(chuàng)新”模式向多個不同創(chuàng)新主體(企業(yè)、高等院校、科研機構(gòu)、政府、金融中介等)相互配合、共同協(xié)作、協(xié)同互動的“協(xié)同創(chuàng)新”模式轉(zhuǎn)變越來越成為當(dāng)前的迫切需求。有鑒于此，我們不禁要思考：中國制造業(yè)能否通過借助協(xié)同創(chuàng)新這樣一種新型的創(chuàng)新范式來有效地提升其經(jīng)濟活動的效率，從而實現(xiàn)其經(jīng)濟績效的提高？各區(qū)域之間所存在的協(xié)同創(chuàng)新程度差異是否也可能導(dǎo)致其對制造業(yè)經(jīng)濟績效影響的差異？

縱觀國內(nèi)外現(xiàn)有文獻，目前關(guān)于協(xié)同創(chuàng)新對績效的影響研究，雖然取得了一定的進展，但是仍未形成一致的結(jié)論，依然存在較大的分歧：一部分學(xué)者認為協(xié)同創(chuàng)新對績效具有顯著的正向影響。Lin等的研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)協(xié)同有助于促進創(chuàng)新績效的提升[3]。Fndk等通過基于土耳其2006—2008年公司創(chuàng)新活動調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析，發(fā)現(xiàn)外部協(xié)同合作與創(chuàng)新績效之間存在正向關(guān)系[4]。Huang等通過基于141所臺灣高校的實證分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新有助于促進創(chuàng)新績效的提升[5]。樊霞等的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)創(chuàng)新績效具有一定的促進作用[6]。熊勵等的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新對創(chuàng)新績效具有顯著的正向影響[7]。王旭等研究發(fā)現(xiàn)，協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)短期和長期績效均具有顯著的促進作用[8]。但是，另一部分學(xué)者卻得出了與之相反的結(jié)論，他們認為協(xié)同創(chuàng)新對績效可能沒有影響甚至具有負向影響。Larsson等通過基于瑞典機械生產(chǎn)商數(shù)據(jù)的實證分析，發(fā)現(xiàn)協(xié)同創(chuàng)新并不能顯著促進創(chuàng)新績效的提高[9]。Gao等研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對創(chuàng)新績效的提升作用較弱[10]。白俊紅等的研究發(fā)現(xiàn)，各創(chuàng)新主體及其之間的協(xié)同對創(chuàng)新績效存在負向影響[11]。林潤輝等的研究發(fā)現(xiàn)，適當(dāng)規(guī)模的協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)能夠顯著促進創(chuàng)新績效的提高，但過度的協(xié)同會降低創(chuàng)新績效[12]。白俊紅等的研究發(fā)現(xiàn)，各創(chuàng)新主體對創(chuàng)新績效的影響有正有負[13]。其次，現(xiàn)有研究主要集中于探討協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)創(chuàng)新績效的影響，而對協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響研究卻鮮有關(guān)注。此外，現(xiàn)有研究還相對缺乏深入探討協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響是否可能也存在區(qū)域差異。

1　實證模型構(gòu)建與變量說明

1.1　實證模型構(gòu)建

結(jié)合已有文獻的研究，本文構(gòu)建了如下的實證計量模型：

lnPerformanceit=α0+α1lnSynit+α2lnHit+α3lnKit+α4lnInstiit+α5lnInfrait+α6lnStrucit+μi+νt+εit

(1)

其中，Performance為被解釋變量；Syn為解釋變量；H、K、Insti、Infra、Struc為控制變量(見表1)；下標(biāo)i和t分別代表地區(qū)和年份，μi表示地區(qū)虛擬變量，表示不隨時間變化的固定效應(yīng)；νt表示時間虛擬變量，用以捕捉各省市共同的時間趨勢，εit表示誤差項。其他字母則分別表示常數(shù)項、變量系數(shù)。

1.2　變量說明與數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2002—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和國研網(wǎng)。其中，出口值用當(dāng)年人民幣對美元的年平均中間價進行折算；個別年份缺失的數(shù)據(jù)，用插值法進行補充。表2給出了各主要變量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2　主要變量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果

2　實證結(jié)果及分析

2.1　總體回歸分析

基于2001—2015年中國30個省級制造業(yè)總體面板數(shù)據(jù)和上文構(gòu)建的實證模型，本文首先對各變量的系數(shù)進行了總體估計，結(jié)果見表3。

首先，根據(jù)Hausman檢驗，我們在方程1和方程2之間選擇方程1。其次，通過比較方程3的估計結(jié)果和方程1的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：各變量系數(shù)符號基本一致。而由于方程3的估計結(jié)果在一定程度上能夠消除可能存在的異方差性和序列相關(guān)性[15]，因此，我們在方程3估計結(jié)果的基礎(chǔ)上分析總體回歸分析的結(jié)果。

(1)在控制了人力資本水平、資本投入、對外開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等條件下，協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響系數(shù)為負，并且通過了5%的顯著性檢驗。這表明從全國總體來看，協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效具有一定的擠出作用。其原因可能主要在于：當(dāng)前中國總體的協(xié)同創(chuàng)新程度較低，而根據(jù)協(xié)同學(xué)的基本原理，如果協(xié)同主體之間協(xié)同程度較低時，有可能導(dǎo)致不合理優(yōu)化配置資源，從而造成資源的無效率使用，進而對績效產(chǎn)生一定的負向影響，即會產(chǎn)生負向協(xié)同效應(yīng)。趙昌平等也提出協(xié)同所帶來的效應(yīng)既可以是正的也可以是負的績效，并非是簡單的單邊正向效應(yīng)[16]。

表3　總體回歸分析結(jié)果

(2)人力資本對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響系數(shù)顯著為正(通過了1%的顯著性檢驗)，并且當(dāng)人力資本提高1%，制造業(yè)經(jīng)濟績效將提升1.8043%，在所有系數(shù)為正的變量中，其值為最大。這表明，人力資本對中國制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升發(fā)揮著關(guān)鍵性的作用。要想提升一個地區(qū)的制造業(yè)經(jīng)濟績效，大力提高該地區(qū)制造業(yè)就業(yè)人員的素質(zhì)水平是一個可供選擇的重要途徑；資本投入對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響系數(shù)也顯著為正(通過了1%的顯著性檢驗)。這表明增大一個地區(qū)的制造業(yè)投資力度，也有利于提高該地區(qū)的制造業(yè)經(jīng)濟績效；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響系數(shù)同樣為正，并且也通過了1%的顯著性檢驗。這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也會促進地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升。因此，我們應(yīng)當(dāng)積極促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

(3)值得注意的是，對外開放程度對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響為負，并且通過了1%的顯著性檢驗。這表明對外開放程度在一定程度上會對一個地區(qū)的制造業(yè)經(jīng)濟績效產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。其原因可能主要在于：當(dāng)前中國制造業(yè)大多處于技術(shù)中低端，經(jīng)濟效益不高，生產(chǎn)效率相對較低[17]，在國際競爭中處于相對不利的地位。對外開放程度越高，外資進入相對越容易，但是外資的大量涌入并不會把其先進的優(yōu)勢技術(shù)傳授給東道國企業(yè)，并且還會占據(jù)東道國企業(yè)的部分市場份額，從而不利于東道國企業(yè)經(jīng)濟績效的提升。

2.2　分區(qū)域回歸分析

借鑒楊浩昌等[18-19]的做法，本文首先將全國總體分成東部地區(qū)和中西部地區(qū)。然后，在此基礎(chǔ)上采用分區(qū)域的制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，進一步探究協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效影響的區(qū)域差異。計量方法和分析軟件與前文一致。表4報告了分區(qū)域回歸分析的結(jié)果。

表4　分區(qū)域回歸分析結(jié)果

(1)當(dāng)研究樣本為東部地區(qū)時。首先，根據(jù)Hausman檢驗，我們在方程4和方程5之間選擇方程4。其次，通過比較方程6的估計結(jié)果和方程4的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：各變量系數(shù)符號基本一致。因此，我們在方程6估計結(jié)果的基礎(chǔ)上分析東部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響。根據(jù)方程6，可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響系數(shù)為正，并且通過了5%的顯著性檢驗。這表明，東部地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新有利于促進制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升。其原因可能主要在于：東部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新程度較高，一方面，其可以有效提高企業(yè)、高等院校、科研機構(gòu)、政府、金融中介等創(chuàng)新主體的創(chuàng)新效率，充分調(diào)動各創(chuàng)新主體的創(chuàng)新積極性，促進技術(shù)進步，從而提高生產(chǎn)效率[20]；另一方面，其通過創(chuàng)新資源和要素的有效匯聚，也能夠突破創(chuàng)新主體間的壁壘，從而充分釋放彼此間的“人才、資本、信息、技術(shù)”等創(chuàng)新要素活力而實現(xiàn)深度合作[21]。因此，在上述兩種機制的綜合作用下，其能夠提高科技創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化率，并有效地促進經(jīng)濟活動中資源的合理優(yōu)化配置，從而達到“1+1>2”的正向協(xié)同效應(yīng)，進而促進東部地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升。

(2)當(dāng)研究樣本為中西部地區(qū)時。首先，根據(jù)Hausman檢驗，我們在方程7和方程8之間選擇方程7。其次，通過比較方程9的估計結(jié)果和方程7的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：各變量系數(shù)符號基本一致。因此，我們在方程9估計結(jié)果的基礎(chǔ)上分析中西部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響。根據(jù)方程9，可以發(fā)現(xiàn)，中西部協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響系數(shù)也顯著為負(通過了10%的顯著性檢驗)。這表明，中西部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效也會產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。其與全國總體協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響作用相似，其原因可能主要在于：中西部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新程度較低，不利于地區(qū)經(jīng)濟資源的合理有效配置，從而造成了經(jīng)濟活動的績效水平不高，即導(dǎo)致了負向協(xié)同效應(yīng)的產(chǎn)生。

綜上可以發(fā)現(xiàn)，協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響在東部與中西部地區(qū)之間存在顯著的差異：東部地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新能夠顯著促進地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升，而中西部地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新則會對地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。其原因可能主要在于：東部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新程度明顯高于中西部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新程度，從而有利于促進正向協(xié)同效應(yīng)的產(chǎn)生。

3　內(nèi)生性檢驗

如果一個地區(qū)通過協(xié)同創(chuàng)新的方式，可以有效促進該地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升，那么這種協(xié)同創(chuàng)新方式必將得到強化；如果一個地區(qū)通過協(xié)同創(chuàng)新的方式，該地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效反而降低了，那么這種協(xié)同創(chuàng)新方式必將得到改變或者舍棄。也就是說，前期的制造業(yè)經(jīng)濟績效會對當(dāng)期的制造業(yè)經(jīng)濟績效產(chǎn)生一定的影響，即存在內(nèi)生性問題。因此，為了進一步增強上述回歸分析結(jié)果的可靠性，本文還將使用系統(tǒng)GMM方法來克服模型中被解釋變量的內(nèi)生性問題。為此，借鑒楊浩昌等[22]的做法，引入被解釋變量(制造業(yè)經(jīng)濟績效)一階滯后將其擴展為一個動態(tài)計量模型：

lnPerformanceit=α0+δlnPerformancei，t-1+α1lnSynit+α2lnHit+α3lnKit+α4lnInstiit+α5lnInfrait+α6lnStrucit+μi+νt+εit

(2)

其中，lnPerformancei，t-1表示被解釋變量(制造業(yè)經(jīng)濟績效)一階滯后值，其余符號同式(1)。

基于前文的面板數(shù)據(jù)和上述動態(tài)計量模型，本文對各變量進行了動態(tài)計量回歸分析，其結(jié)果見表5。

表5　內(nèi)生性檢驗回歸分析結(jié)果

通過觀察表5，我們可以發(fā)現(xiàn)：方程10、方程11和方程12中的AR(1)和AR(2)檢驗均表明本文設(shè)立的動態(tài)計量模型是合理的；Sargan Test檢驗也表明本文使用的工具變量是合適的。通過比較方程10與方程3，方程11與方程6，方程12與方程9，可以進一步發(fā)現(xiàn)：各變量的系數(shù)符號基本一致。這再次表明上文中得出的回歸分析結(jié)果是穩(wěn)健的。因此，我們可以進一步得出：從全國總體來看，協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效具有一定的擠出作用；分區(qū)域來看，協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響存在顯著的區(qū)域差異：東部地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新能夠顯著促進地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升，而中西部地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新則會對地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。

4　結(jié)論與政策啟示

(1)從全國總體來看，在控制了人力資本水平、資本投入、對外開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等條件下，協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效具有一定的擠出作用。此外，人力資本水平、資本投入、基礎(chǔ)設(shè)施和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等對制造業(yè)經(jīng)濟績效存在正向的促進作用；而對外開放程度則對制造業(yè)經(jīng)濟績效表現(xiàn)為一定的負向擠出效應(yīng)。

(2)分區(qū)域來看，在控制了人力資本水平、資本投入、對外開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等條件下，協(xié)同創(chuàng)新對制造業(yè)經(jīng)濟績效的影響存在顯著的區(qū)域差異：東部地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新能夠顯著促進地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升，而中西部地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新則會對地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。

(3)采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行分析，上述結(jié)果也成立。其可能的原因主要在于：東部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新程度顯著高于中西部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新程度，從而有利于促進正向協(xié)同效應(yīng)的產(chǎn)生。

基于上述結(jié)論，本文可以得出以下政策啟示：首先，東部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新之所以能夠顯著促進地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升，其關(guān)鍵在于東部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新程度較高，沒有產(chǎn)生負向協(xié)同效應(yīng)。因此，我們應(yīng)積極促進協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展，特別是應(yīng)積極促進中西部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展，從而有效發(fā)揮協(xié)同創(chuàng)新的正向協(xié)同效應(yīng)；其次，各地區(qū)也應(yīng)采取多種手段提高人力資本水平，并加大對中西部地區(qū)教育的政策扶持力度，改善中西部地區(qū)的教育環(huán)境，增加中西部地區(qū)的教育資源，從而確實有效地提升中西部地區(qū)的人力資本水平，以及也應(yīng)積極增加中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，并解決中西部地區(qū)人才和資金短缺等問題，切實發(fā)揮基礎(chǔ)設(shè)施對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的先導(dǎo)作用；再次，各地區(qū)還應(yīng)積極增加資本投入，從而有效發(fā)揮資本對經(jīng)濟發(fā)展的拉動力作用；最后，各地區(qū)還應(yīng)大力優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，促進資源的合理優(yōu)化配置，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對制造業(yè)經(jīng)濟績效的提升作用。