制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與高質(zhì)量發(fā)展
——基于創(chuàng)新引領視角

陳旭升，李云峰

(哈爾濱理工大學 經(jīng)濟與管理學院，黑龍江 哈爾濱 150040)

0 引言

制造業(yè)是經(jīng)濟增長的發(fā)動機，在全球經(jīng)濟中占有重要地位。制造業(yè)發(fā)展對我國經(jīng)濟具有重要推動作用，金融危機后我國制造業(yè)稅收貢獻率平均仍維持在30%以上，1990年我國制造業(yè)產(chǎn)值占全球的比重為2.7%，到2010年比重和增加值都成為世界第一，極大地保障了我國國民經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展，使我國GDP排名在同時期由第10提升為僅次于美國的第2。

發(fā)達國家在經(jīng)歷“去工業(yè)化”和“再工業(yè)化”兩個完全不同階段后，認識到制造業(yè)尤其是先進制造業(yè)對優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進經(jīng)濟發(fā)展具有直接作用。美國20世紀50年代開始進行“去工業(yè)化”[1]，虛擬經(jīng)濟繁榮帶來的“泡沫”導致了2008年金融危機，為擺脫經(jīng)濟危機困擾，奧巴馬提出重振美國制造業(yè)，回歸實體經(jīng)濟，增強對外出口能力。英國制造業(yè)在世界出口中的占比從1900年的35.5%降到1970年的9.4%，制造業(yè)衰落導致其經(jīng)濟影響力下降[2]。為應對“廣場協(xié)議”，德國政府注重調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展制造業(yè)等實體經(jīng)濟[3]，避免類似日本泡沫經(jīng)濟帶來的危害。

高質(zhì)量發(fā)展包含經(jīng)濟[4]、社會[5]和環(huán)境[6]等多個方面，通過掌握關鍵技術，達到世界技術水平前沿，減少關鍵材料和核心零件對外依存度[7]。依靠技術進步克服關稅、“實體清單”等產(chǎn)生的負面影響[8]，通過全球化資源利用，建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，形成引領性原創(chuàng)成果不斷涌現(xiàn)和突破貿(mào)易壁壘的高質(zhì)量發(fā)展，從而使創(chuàng)新引領成為高質(zhì)量發(fā)展的重要方面。

技術創(chuàng)新改變了企業(yè)效益增長方式[9]，其在產(chǎn)業(yè)內(nèi)的普及促進了產(chǎn)業(yè)整體績效提高[10]，使經(jīng)濟發(fā)展由依靠勞動力比較優(yōu)勢和投資驅(qū)動模式向創(chuàng)新驅(qū)動模式轉(zhuǎn)變。制造業(yè)自主創(chuàng)新有助于提高以凈出口率、技術水平等為表征的國際競爭力。我國制造業(yè)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移引發(fā)的知識溢出對促進區(qū)域創(chuàng)新演化具有正向影響，有利于縮小區(qū)域經(jīng)濟差異[11]。制造業(yè)技術創(chuàng)新可促進區(qū)域創(chuàng)新水平提高，提升制造業(yè)在全球價值鏈嵌入位置。

制造業(yè)技術創(chuàng)新能否推動創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展？以創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展能否引發(fā)制造業(yè)技術創(chuàng)新？目前缺乏兩者實際關系的定量檢驗，使得制造業(yè)技術創(chuàng)新與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展的關系難以進一步解釋，明確高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變中兩者的內(nèi)在關系，可進一步拓展產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力研究領域，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和科技創(chuàng)新政策制定提供依據(jù)。

本研究從制造業(yè)創(chuàng)新能力與我國創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展的相互關系出發(fā)，對已有統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，側(cè)重探究雙方的長期效應和因素之間的影響程度，揭示制造業(yè)技術創(chuàng)新與我國高質(zhì)量發(fā)展的相互作用機理。

1 文獻回顧

行業(yè)內(nèi)競爭和市場需求升級要求企業(yè)具有適應變化的能力，自Teece[12]提出動態(tài)能力以來，動態(tài)能力被越來越多國內(nèi)外學者關注，其包含內(nèi)容從企業(yè)技術動態(tài)能力逐漸擴展到知識動態(tài)能力，繼而形成產(chǎn)業(yè)動態(tài)能力。Eiesenhardt&Martin[13]認為，動態(tài)能力包括整合、重構(gòu)、獲取和釋放4個方面。我國學者早期研究認為，動態(tài)能力即企業(yè)技術創(chuàng)新能力，是企業(yè)以已有資源和組織能力為載體，通過積累實現(xiàn)創(chuàng)新的過程[14]，主要由組織管理能力、資源能力、研發(fā)能力、生產(chǎn)能力和營銷能力組成[15]。隨著知識管理在創(chuàng)新中的影響不斷增加，形成了從企業(yè)獲取知識到擁有市場變革知識的知識動態(tài)能力分析框架[16]。在該框架下，動態(tài)能力可重新配置和保護知識并發(fā)揮中介作用[17]，動態(tài)創(chuàng)新能力是企業(yè)在創(chuàng)新過程中利用資源的能力[18]。創(chuàng)新能力協(xié)同使得動態(tài)能力不再局限于企業(yè)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)部資源整合能力、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更新能力、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新擴散能力等形成了產(chǎn)業(yè)動態(tài)能力[19]。

制造業(yè)動態(tài)能力研究主要將理論與制造業(yè)行業(yè)特征結(jié)合，圍繞制造業(yè)動態(tài)能力特點、績效影響、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級等展開。高端裝備制造業(yè)從機會辨別能力到引創(chuàng)能力共有13個關鍵指標體現(xiàn)其動態(tài)核心能力特點[20]。動態(tài)能力強度較高時，制造企業(yè)績效主要受創(chuàng)新多元化正向影響，動態(tài)能力較低時，多元化作用則呈相反趨勢[21]。動態(tài)能力可劃分為機會識別和機會利用兩種能力，通過實證檢驗制造業(yè)動態(tài)能力維度間關系，明確了制造業(yè)中機會利用能力對企業(yè)績效起到中介作用[22]。傳統(tǒng)制造業(yè)升級時，可通過發(fā)展機遇認知形成對產(chǎn)業(yè)資源的整合，進一步形成基于品牌和研發(fā)的產(chǎn)業(yè)動態(tài)能力[23]。

十九大報告提出，建設制造強國和實現(xiàn)綠色發(fā)展，明確了我國制造業(yè)發(fā)展方向。對于動態(tài)演進研究開始側(cè)重于解決制造業(yè)產(chǎn)能過剩、制造業(yè)在全球價值鏈位置提升、綠色技術創(chuàng)新等，并通過制造業(yè)發(fā)展促進經(jīng)濟增長。在產(chǎn)能過剩方面，采用拓展成本函數(shù)法體現(xiàn)行業(yè)技術差異，克服已有產(chǎn)能利用率指標缺陷，測算結(jié)果表明，紡織、家用電器、摩托車等制造業(yè)行業(yè)產(chǎn)能經(jīng)濟利用率低于政府認定的過剩行業(yè)，國有企業(yè)在不同類型企業(yè)中產(chǎn)能過剩問題較為嚴重[24]；我國制造業(yè)不同行業(yè)技術水平在全球價值鏈中具有較大差異，紡織、皮革等行業(yè)形成了技術超越，電子電氣等具有高技術特點的行業(yè)仍有較大差距[25]；綠色技術創(chuàng)新效率對有效控制碳排放量并不具有一致趨勢，短期和長期產(chǎn)生的碳排放量控制過程有較大差異[26]；技術創(chuàng)新能夠提高全要素生產(chǎn)率，是增強制造業(yè)出口增加值的關鍵因素[27]。

綜上，已有動態(tài)能力理論和制造業(yè)實證為本研究提供了分析基礎，但還存在需要進一步探索的方面：①制造業(yè)技術創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展的影響主要表現(xiàn)為消除產(chǎn)業(yè)內(nèi)過剩產(chǎn)能、提升價值鏈和環(huán)境保護，那么其創(chuàng)新動態(tài)能力是否有助于形成具有跨行業(yè)引領的重大創(chuàng)新成果？②制造業(yè)技術創(chuàng)新促進了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，提高了制造業(yè)出口產(chǎn)品競爭力，那么動態(tài)能力是否有助于提高我國產(chǎn)品競爭優(yōu)勢并克服貿(mào)易壁壘？③產(chǎn)業(yè)層面的制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力是否受到創(chuàng)新引領的高質(zhì)量發(fā)展影響？針對以上問題，應用VAR模型、脈沖響應分析和方差分解等方法，對制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力和我國創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展的關系進行實證研究，力圖詮釋兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系。

2 研究假設

2.1 制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展

隨著技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級的影響日益明顯，產(chǎn)業(yè)中創(chuàng)新投資和已有技術創(chuàng)新成果在短期內(nèi)變化更能體現(xiàn)其技術創(chuàng)新動態(tài)性。本研究從創(chuàng)新投資和技術創(chuàng)新兩個方面分析制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力，力圖說明產(chǎn)業(yè)中創(chuàng)新投資和技術創(chuàng)新帶來的影響。資金投入可以促進創(chuàng)新活動開展，已擁有技術既代表制造能力增強，又為以后技術創(chuàng)新奠定了基礎。借鑒徐寧等[28]提出的基于整合的技術創(chuàng)新動態(tài)能力概念模型，以及董豪等(2016)提出的技術創(chuàng)新指標體系，將制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力分為創(chuàng)新投入能力和技術提升能力。

十九大報告提出，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力。創(chuàng)新可以形成對現(xiàn)有技術的顛覆，通過突破性成果促進新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因此，原創(chuàng)成果重大突破是創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展的重要方面。同時，貿(mào)易保護主義抬頭使得全球化進程受到挑戰(zhàn)[29]，關稅、環(huán)保等貿(mào)易壁壘阻礙了全球產(chǎn)業(yè)鏈形成，而高技術產(chǎn)品出口可以規(guī)避貿(mào)易壁壘，體現(xiàn)了創(chuàng)新引領對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。因此，將創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展分為重大科技突破和克服貿(mào)易壁壘兩個方面。

我國進入工業(yè)化后期時間較短，但制造業(yè)同樣面臨勞動力成本增加、市場需求多樣化、市場全球化等挑戰(zhàn)。形成迅速適應市場的技術創(chuàng)新動態(tài)能力是產(chǎn)業(yè)升級的基礎，工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)、人工智能、云計算等技術廣泛應用改變了制造業(yè)資源配置方式，快速、集成、智能化制造過程能極大增加產(chǎn)品附加值，制造業(yè)創(chuàng)新促使大學和研究機構(gòu)加大研發(fā)資金投入，推動了科學技術領域的突破和成果轉(zhuǎn)化，而科學技術跳躍式發(fā)展可以帶動固定資本投資增長[30]，因此建立以下假設：

H1：制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力是創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展的原因。

重大科技創(chuàng)新可促進技術集成，改變傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)盈利模式。20世紀90年代，美國在計算機和互聯(lián)網(wǎng)領域?qū)崿F(xiàn)了突破性創(chuàng)新，高端技術民用化引發(fā)了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，促使大量中小企業(yè)進入市場，計算機等產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅彌補了美國由于日本汽車、電視等產(chǎn)品進入而失去的國內(nèi)市場，并且形成了微處理器等高技術產(chǎn)品出口優(yōu)勢。目前，各國都將人工智能、新能源、新材料作為重大科技突破方向，以期形成制造業(yè)新的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，因此建立以下假設：

H2：創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展是制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力的原因。

2.2 制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展相互作用內(nèi)在機理

我國制造業(yè)作為主要就業(yè)和稅收來源，是經(jīng)濟發(fā)展的基礎，但通過增加規(guī)模和低成本競爭的傳統(tǒng)發(fā)展模式已經(jīng)難以為繼，十九大報告提出，我國經(jīng)濟由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。以重大科學技術突破為特征的高質(zhì)量發(fā)展形成了高端裝備制造業(yè)、新能源汽車等制造業(yè)新的增長點，推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術創(chuàng)新，新工藝、新產(chǎn)品反過來又促進實體經(jīng)濟發(fā)展，避免出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)空心化；制造業(yè)技術創(chuàng)新發(fā)展形成企業(yè)與研究機構(gòu)、大學相互協(xié)同的創(chuàng)新網(wǎng)絡，進一步促進基礎科學技術發(fā)展，提高創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展能力。制造業(yè)持續(xù)創(chuàng)新是技術突破性發(fā)展和高技術出口的基礎；重大科技成果產(chǎn)業(yè)化過程逐漸形成新產(chǎn)業(yè)集聚，研究機構(gòu)、高校等參與的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新會提高原有技術水平，通過重大科技成果轉(zhuǎn)化實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)技術進步[31]。但兩者發(fā)展受不同因素影響，相互作用的效應具有各自特點，因此建立以下假設：

H3：制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與高質(zhì)量發(fā)展具有長期影響關系。

H4：制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與高質(zhì)量發(fā)展相互作用中因素貢獻程度存在差異。

3 研究設計

3.1 研究方法

研究主要采用向量自回歸和向量誤差修正模型，分析技術動態(tài)創(chuàng)新能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展之間的長期相互作用關系。向量自回歸模型(VAR)由Sims[32]在1980年提出，VAR分析過程更多依據(jù)數(shù)據(jù)計算結(jié)果，避免選擇變量過程中可能形成的偏誤[33]。在考察多個變量之間較長一段時間的作用關系時，VAR模型的方差分解等可對變量長期作用進行深入分析。VAR模型表示如下：

yt=φ1yt-1+φ2yt-2…+φpyt-p+Ηxt+εt

t=1,2,…,T

(1)

式(1)中，yt是內(nèi)生變量，xt是外生變量，φ1、φ2、…、φp和Η是系數(shù)矩陣，εt是擾動向量。

(2)

3.2 變量選取

(1)制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力指標。制造業(yè)行業(yè)具有高度配套性，企業(yè)依據(jù)自身技術優(yōu)勢進行創(chuàng)新，制造業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出(RDI)可使產(chǎn)業(yè)獲得新發(fā)展機會，有助于制造業(yè)提高技術水平，已有研究將創(chuàng)新資源投入視為不斷積累的過程，采用永續(xù)盤存法計算R&D經(jīng)費內(nèi)部支出累積存量。相對于長期積累過程，當期投入產(chǎn)生的動態(tài)效應是否有推動效應還需探索，為明確短期投入增加是否能推動創(chuàng)新過程，本研究選擇每年R&D經(jīng)費內(nèi)部支出作為制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力中創(chuàng)新投入能力指標，代表當期投入相對于長期積累增加的流量，體現(xiàn)制造業(yè)在技術創(chuàng)新動態(tài)能力中對未來創(chuàng)新的影響，為了消除價格因素的影響，選擇馮志軍等(2013)的研究方法對R&D經(jīng)費內(nèi)部支出進行價格平減。

在我國專利法規(guī)定的3種專利中，發(fā)明專利相比于其它兩種專利更能體現(xiàn)技術創(chuàng)新成果[34]；有效專利可帶來收益，尤其有效發(fā)明專利更有助于在技術、產(chǎn)品創(chuàng)新中獲得競爭優(yōu)勢[35]。發(fā)明專利雖然有較長保護年限，但由于每年都有專利到期或未按期繳費情況，有效專利是除去到期專利和未繳費專利的動態(tài)變化結(jié)果，制造業(yè)有效發(fā)明專利(EPD)是包括受到法律保護并含有不同年份的授權(quán)發(fā)明專利。因此，選擇該指標作為制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力技術指標，代表制造業(yè)技術創(chuàng)新已擁有的技術基礎動態(tài)變動情況。

(2)創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展指標?；A學科跨越式發(fā)展和技術突破式創(chuàng)新會給產(chǎn)業(yè)帶來額外創(chuàng)新利潤，促使制造業(yè)趨向于選擇新技術以改變低端市場策略，通過形成產(chǎn)業(yè)技術壁壘獲取市場優(yōu)勢。重大科技成果反映了全社會在各大領域取得的重要研究成果[36]，對我國經(jīng)濟社會發(fā)展具有舉足輕重的作用[37]。因此以全國重大科技成果總量(MTA)指標代表重大科技突破的高質(zhì)量發(fā)展。

在國際貿(mào)易中，高技術產(chǎn)品可以嵌入全球高端價值鏈，增加出口產(chǎn)品附加值，降低由于關稅、反傾銷帶來的貿(mào)易風險。作為國家技術進步的標志，高技術產(chǎn)品出口影響著我國外貿(mào)出口由量的擴張到質(zhì)的提升[38]。因此以全國高技術出口貿(mào)易額占比(HTE)指標代表能克服貿(mào)易壁壘的高質(zhì)量發(fā)展。

3.3 數(shù)據(jù)來源及說明

本文選取我國1995-2016年時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析。制造業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)(EPD)、R&D經(jīng)費內(nèi)部支出(RDI)數(shù)據(jù)來源于《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》；重大科技成果(MTA)、高技術出口貿(mào)易額占比(HTE)數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。為了消除異方差對研究的影響，本文對各變量數(shù)據(jù)取對數(shù)，分別用LNRDI、LNEPD、LNHTE、LNMTA表示時間序列取對數(shù)之后的變量。

4 實證分析

4.1 VAR模型構(gòu)建

發(fā)達國家“再工業(yè)化”過程中選擇了不同發(fā)展方向。美國實行高端制造合作伙伴計劃，側(cè)重發(fā)展與國家戰(zhàn)略安全密切相關的制造產(chǎn)業(yè)，通過建立高科技制造中心，對高技術制造企業(yè)進一步減稅，以期在材料、清潔能源、通信等制造領域獲得產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢；日本多次修訂《日本振興戰(zhàn)略》，將以機器人為代表的智能制造設備作為主要發(fā)展方向，以工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)為依托，將制造業(yè)與服務業(yè)進行整合，形成智能化的Society5.0社會管理模式；我國提出“中國制造2025”，將智能、綠色、高端制造中的關鍵核心技術作為主要發(fā)展方向。綜上可以看出，不同國家制造業(yè)發(fā)展方向雖有差異，但都重視制造業(yè)技術創(chuàng)新和市場競爭優(yōu)勢，并希望以此促進經(jīng)濟發(fā)展。根據(jù)以上分析，構(gòu)建制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展關系模型，為區(qū)分制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力對不同高質(zhì)量發(fā)展影響，模型1為制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力對重大科技突破的高質(zhì)量發(fā)展影響，模型關系見式(3)，模型2為制造業(yè)動態(tài)創(chuàng)新能力對克服貿(mào)易壁壘的高質(zhì)量發(fā)展影響，模型關系見式(4)。

英格曼迅速抬起臉，看著少佐微垂著頭，眉眼畢恭畢敬。他一把奪過請柬，打開信封，不祥的預感使他患有早期帕金森癥的手大幅度顫抖。少佐讓一個士兵給神甫打手電照明。請柬是發(fā)給唱詩班的女孩的。

yt1=φ1yt1-1+φ2yt1-2…+φpyt1-p1+εt1,yt1=

(3)

yt2=φ1yt2-1+φ2yt2-2…+φpyt2-p2+εt2,yt2=

(4)

模型建立后，通過ADF確定數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，對LNRDI、LNEPD、LNHTE、LNMTA進行平穩(wěn)性檢驗，表1為ADF檢驗值，結(jié)果表明4個變量都不平穩(wěn)。變量前加Δ表示各變量一階差分生成的新變量，檢驗新變量ADF統(tǒng)計量結(jié)果均低于顯著性水平5%下臨界值，在95%置信水平下拒絕原假設，差分序列ΔLNRDI、ΔLNEPD、ΔLNHTE、ΔLNMTA均不存在單位根，即差分后序列都是服從I(1)過程的時間序列。

表1 數(shù)據(jù)ADF檢驗結(jié)果

4.2 VAR模型滯后階數(shù)選擇

VAR模型在選擇滯后階數(shù)時需要考慮多方面因素，根據(jù)LR、FPE、AIC、SC和HQ信息準則進行最優(yōu)滯后階數(shù)選擇，將不同準則選擇的最優(yōu)滯后期標注*，*個數(shù)最多為最優(yōu)滯后期。由表2、3可知，對應準則VAR1模型最優(yōu)滯后階數(shù)為3，確定選擇VAR1(3)模型，同理可確定VAR2模型最優(yōu)滯后階數(shù)為3，即為VAR2(3)模型。

表2 VAR1模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

表3 VAR2模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

注：*表示通過準則選擇的滯后階數(shù)

4.3 VAR模型估計

根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對VAR1(3)模型進行估計得到向量矩陣式(5)，對VAR2(3)模型進行估計得到向量矩陣式(6)。

(5)

其中，VAR1(3)模型的重大科技成果、R&D經(jīng)費內(nèi)部支出和有效發(fā)明專利數(shù)調(diào)整后的R2分別是0.967 8、0.999 3和0.998 0，均在0.95以上；VAR2(3)模型的有效發(fā)明專利數(shù)、高技術出口貿(mào)易額占比和R&D經(jīng)費內(nèi)部支出調(diào)整后的R2分別是0.998 0、0.973 3和0.999 0，也均在0.95以上。表明兩個模型擬合程度均較高。

4.4 VAR模型穩(wěn)定性檢驗

VAR模型穩(wěn)定性會影響后續(xù)脈沖響應函數(shù)分析效果。如果AR特征根倒數(shù)的模小于1，則VAR模型是穩(wěn)定的。圖1、2中的點分別為VAR1(3)模型和VAR2(3)模型AR特征的根倒數(shù)的模，由圖1、2可看出這些點都位于單位圓內(nèi)，可以判定所估計的兩個VAR模型都是穩(wěn)定的，能夠進行后續(xù)分析。

圖1 VAR1(3)模型AR特征多項式的根分布

圖2 VAR2(3)模型 AR特征多項式的根分布

4.5 Granger因果關系檢驗

對已建立的VAR模型，可通過Granger因果檢驗，確定技術創(chuàng)新動態(tài)能力與高質(zhì)量發(fā)展之間是否存在Granger因果關系，兩個模型的Granger因果檢驗分別見表4、5。

基于不同滯后期分析，Granger檢驗表明制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展具有統(tǒng)計意義因果關系，Granger因果關系對滯后期選擇非常敏感，根據(jù)王宇[39]、石張宇[40]的方法，通過AIC信息準則進行比較，確定最合適的滯后期，判定模型1和模型2最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后三期，在后續(xù)分析中以滯后三期時技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展之間的計算結(jié)果作為依據(jù)。

在5%的顯著性水平下，滯后三期時，有效發(fā)明專利數(shù)和R&D經(jīng)費內(nèi)部支出是重大科技成果的Granger原因。說明技術創(chuàng)新動態(tài)能力是促進創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展的Granger原因，H1得以驗證。在高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力影響方面，滯后三期時，重大科技成果是R&D經(jīng)費內(nèi)部支出的Granger原因，高技術出口貿(mào)易額占比是制造業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出的Granger原因。說明創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展是制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力的原因，H2得以驗證。

表4 LNRDI、LNEPD和LNMTA的Granger檢驗結(jié)果

表5 LNRDI、LNHTE和LNEPD的Granger檢驗結(jié)果

4.6 協(xié)整檢驗與誤差修正模型

(1)協(xié)整檢驗。由于變量都是一階單整I(1)，采用Johansen協(xié)整檢驗來檢驗變量關系。在5%的顯著性水平下，模型1和模型2中3個變量之間均存在協(xié)整關系，模型1協(xié)整方程為：

LNMTA=0.018 7LNRDI+0.020 3LNEPT

(7)

從協(xié)整方程可以看出，LNMTA與LNRDI、LNEPD具有長期正向均衡關系，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出每增加1%，重大科技成果增加約0.018 7%；有效發(fā)明專利數(shù)每增長1%時，重大科技成果會增加0.0203%。有效發(fā)明專利數(shù)對由重大科技突破引致的高質(zhì)量發(fā)展的促進效果略大一點。模型2協(xié)整方程為：

LNEPD=0.798 5LNRDI+0.616 6LNHTE

(8)

式(8)表明LNEPD與LNRDI、LNHTE具有長期正向協(xié)整關系，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出每增加1%，有效發(fā)明專利數(shù)增加0.798 5%；高技術出口貿(mào)易額占比增加1%，有效發(fā)明專利數(shù)增加0.6166%，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出作用強于高技術出口貿(mào)易額占比，檢驗結(jié)果見表6、7。

協(xié)整方程結(jié)果表明，制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與高質(zhì)量發(fā)展具有長期均衡關系。為確定這些變量在短期內(nèi)偏離長期均衡時的調(diào)整能力，可以建立變量誤差修正模型，進一步確定消除非均衡誤差的能力。

(2)誤差修正模型(VEC)?；趨f(xié)整檢驗結(jié)果，可建立LNMTA、LNEPD和LNRDI誤差修正模型VEC1，同時建立LNEPD、LNRDI和LNHTE誤差修正模型VEC2。誤差修正估計結(jié)果見表8，在VEC1方程中，誤差修正項系數(shù)為-0.031 6、-0.153 0、-0.519 3，表明當重大科技成果短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項以3.16%、15.3%、51.9%的比例對其向均衡狀態(tài)調(diào)整，短期內(nèi)重大科技突破引致的高質(zhì)量發(fā)展受到變量之間長期均衡關系約束。從短期來看，相比有效發(fā)明專利數(shù)，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對重大科技成果的影響更顯著。根據(jù)表9的估計結(jié)果，在VEC2方程中，誤差修正項系數(shù)為-0.212 1、-0.001 7、-0.154 5，表明當有效發(fā)明專利數(shù)短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項以21.21%、0.17%、15.45%的比例對其向均衡狀態(tài)調(diào)整，相比高技術出口貿(mào)易額占比，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對有效發(fā)明專利數(shù)的影響作用更顯著。

表6 LNMTA協(xié)整關系結(jié)果

表7 LNEPD協(xié)整關系結(jié)果

表8 VEC1估計結(jié)果

表9 VEC2估計結(jié)果

注：“D”表示變量的一階差分；“[ ]”內(nèi)的數(shù)值表示相應VEC模型方程系數(shù)的t統(tǒng)計量值

4.7 脈沖響應分析

圖3、4分別給出了VAR1模型中LNMTA對LNEPD和LNRDI變化的脈沖響應過程。從圖3可以看出，LNMTA受到LNEPD沖擊之后，第2期開始有反應，反映出有效發(fā)明專利對重大科技成果的滯后性，重大科技成果在第4期達到最大值后震蕩減弱，到第19期開始出現(xiàn)微弱負向效應并穩(wěn)定收斂，表明有效發(fā)明專利數(shù)對重大科技成果有一定正向影響，但帶動作用受到專利保護期影響，超過專利保護期后，其對重大科技成果影響程度下降。

從圖4可以看出，LNMTA受到LNRDI沖擊之后，第1期為零響應，從第2期開始產(chǎn)生負向響應，并在第3期達到最大負向效應。這可能是因為短期探索過程使得重大科技成果產(chǎn)出下降，從第5期開始R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對重大科技成果開始出現(xiàn)正向促進作用，經(jīng)過第6期到第9期波動重新開始出現(xiàn)正向響應，并在此之后逐漸穩(wěn)定，說明R&D經(jīng)費內(nèi)部支出在短期內(nèi)對重大科技成果影響效果不穩(wěn)定，長期來看，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出能促進重大科技成果增長。

圖3 LNEPD對LNMTA的脈沖響應

圖4 LNRDI對LNMTA的脈沖響應

圖5、6給出了VAR2模型中LNHTE對LNEPD、LNRDI的脈沖響應過程。從圖5可以看出，LNHTE給LNEPD沖擊之后，從第2期負響應開始，往復變化到第7期轉(zhuǎn)為正響應，并在第14期達到峰值，之后雖然正向沖擊逐漸減弱，但總體依然是正向促進作用。說明從長期看，高技術產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易額占比對有效發(fā)明專利數(shù)有正向促進作用，短期會產(chǎn)生創(chuàng)新者惰性，削弱創(chuàng)新產(chǎn)出。從圖6可以看出，LNHTE給LNRDI沖擊之后，從第1期開始出現(xiàn)微弱正向響應，在第5期達到峰值，持續(xù)一段時間后響應逐漸減小，總體來看，高技術產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易占比促進了R&D經(jīng)費內(nèi)部支出增長。

圖5 LNHTE對LNEPD的脈沖響應

圖6 LNHTE對LNRDI的脈沖響應

圖7給出了LNEPD與LNRDI之間的脈沖響應過程，可以看出，在LNRDI給LNEPD沖擊之后，從第2期開始出現(xiàn)正向響應，在第4期達到峰值，此后響應程度在高位維持一段時間后，經(jīng)過波動逐漸減弱，說明R&D經(jīng)費內(nèi)部支出能顯著促進有效發(fā)明專利增長。

對模型的脈沖響應分析表明，制造業(yè)有效發(fā)明專利和R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對重大科技成果有長期正向影響，高技術出口貿(mào)易額占比和制造業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對有效專利數(shù)也具有相同規(guī)律，驗證了H3成立。

圖7 LNRDI對LNEPD的脈沖響應

4.8 方差分解

采用方差分解可確定VAR內(nèi)生變化貢獻度，模型1、2中各變量方差分解結(jié)果如表10所示。由LNMTA方差分解表可知，在VAR1模型中，第1期重大科技成果受自身波動沖擊100%影響，隨后自身擾動影響逐漸降低；R&D經(jīng)費內(nèi)部支出影響一直穩(wěn)定增加，在第10期達到峰值，即有16.72%的重大科技成果變動方差可以由R&D經(jīng)費內(nèi)部支出變動解釋。有效發(fā)明專利數(shù)持續(xù)穩(wěn)定增加，在第9期達到峰值，與有效發(fā)明專利數(shù)貢獻相比，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對重大科技成果的影響程度更大，兩者之間的貢獻程度差距逐漸增大，在第10期達12.66%

LNEPD方差分解表明，高技術出口貿(mào)易額占比貢獻度由第2期的0.03%增加到第10期的33.06%。R&D經(jīng)費內(nèi)部支出貢獻度由第2期的3.75%持續(xù)增加到第9期的峰值，為22.90%，但仍弱于高技術出口貿(mào)易額占比的影響。從第8期開始，高技術出口貿(mào)易額占比和R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對有效發(fā)明專利數(shù)的貢獻程度都超過了20%，說明兩者作用都比較顯著，但在第10期貢獻程度比例相差10.28%，說明兩者對有效發(fā)明專利數(shù)變化的影響程度差異明顯，驗證了H4。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

制造業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)升級是推動高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。研究兩者關系可以明確創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在驅(qū)動因素，有效應對國際市場的貿(mào)易保護主義，促進制造業(yè)核心技術突破，規(guī)避發(fā)達國家“再工業(yè)化”政策對我國經(jīng)濟發(fā)展的不利影響。通過對制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展相互關系的假設驗證，得到以下結(jié)論：

(1)制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展兩者互為Granger因果關系。在5%的顯著性水平下選擇模型最優(yōu)滯后期進行Granger檢驗，得出R&D經(jīng)費內(nèi)部支出與有效發(fā)明專利數(shù)互為Granger因果關系，兩者也是重大科技成果的Granger原因，說明制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力的兩方面具有明顯協(xié)同效應，能顯著提高重大科技突破能力；高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力的影響主要源于出口優(yōu)勢，區(qū)域出口優(yōu)勢可直接影響動態(tài)創(chuàng)新投入能力，但不能直接作用于技術能力。由于R&D經(jīng)費內(nèi)部支出是有效發(fā)明專利數(shù)的Granger原因，因此形成“高技術出口貿(mào)易額占比-R&D經(jīng)費內(nèi)部支出-有效發(fā)明專利數(shù)”的作用過程。

(2)制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展之間存在長期均衡關系。協(xié)整檢驗表明，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出和有效發(fā)明專利數(shù)共同促進重大科技成果產(chǎn)出；高技術出口貿(mào)易額占比和R&D經(jīng)費內(nèi)部支出可促進有效發(fā)明專利數(shù)增長。誤差修正模型估計結(jié)果表明，從短期來看，重大科技成果主要受R&D經(jīng)費內(nèi)部支出變化的影響。

(3)制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展變量間具有正向響應。脈沖響應分析進一步明確了Granger檢驗因果關系中變量的正向響應趨勢，發(fā)現(xiàn)不同因素之間的作用各有規(guī)律：高技術出口貿(mào)易額占比對R&D經(jīng)費內(nèi)部支出的影響呈現(xiàn)倒U趨勢，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對重大科技成果及高技術出口額占比對有效發(fā)明專利數(shù)的影響具有滯后效應。

(4)高技術出口貿(mào)易額占比和R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對重大科技成果、有效發(fā)明專利數(shù)的貢獻有明顯差異。方差分解結(jié)果表明，從長期來看，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對重大科技成果有更大影響，高技術出口貿(mào)易額占比和R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對有效發(fā)明專利數(shù)都有影響，但高技術出口貿(mào)易額占比影響更大。

表10 模型1、2的變量方差分解

5.2 建議

基于上述結(jié)論，提出如下建議：

(1)由于制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展之間相互影響、共同促進，應把發(fā)展著力點放在實體經(jīng)濟上，尤其是掌握制造業(yè)關鍵核心技術，通過制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

(2)制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力在促進重大科技成果方面呈現(xiàn)協(xié)同效應，應通過增加R&D投入形成制造業(yè)技術儲備，以應對實體清單導致的產(chǎn)品供應鏈斷裂、關稅增加、產(chǎn)品盈利降低等意外風險，通過形成合理專利布局構(gòu)建知識體系，減少由于技術短板造成的貿(mào)易制裁風險。

(3)高技術出口優(yōu)勢能通過增加R&D投入促進有效發(fā)明專利數(shù)增加，應將制造業(yè)融入全球價值鏈，以市場開發(fā)帶動技術合作，對不同地區(qū)創(chuàng)新資源進行集成。

(4)研究發(fā)現(xiàn)，重大科技成果并未對制造業(yè)有效發(fā)明專利產(chǎn)生影響，說明重大科技成果在制造業(yè)中的應用效果還未顯現(xiàn)，應落實和完善創(chuàng)新激勵政策，鼓勵高校院所開放創(chuàng)新資源，不斷提升制造業(yè)競爭力。

5.3 不足之處

本研究揭示了制造業(yè)技術創(chuàng)新動態(tài)能力與創(chuàng)新引領高質(zhì)量發(fā)展之間的關系，可為我國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)政策制定、高質(zhì)量發(fā)展路徑設計提供理論依據(jù)。由于制造業(yè)包含行業(yè)眾多，研究中將制造業(yè)看成一個整體，沒有對不同制造行業(yè)作用效果進行區(qū)分和對比，需要在以后研究中進一步探討。