張曉芬　閆鵬　陳思雨

摘 要：在全球經(jīng)濟向服務(wù)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型階段，遼寧省作為老工業(yè)基地其制造業(yè)始終處于技術(shù)含量不高、產(chǎn)品附加值不高等問題。需要創(chuàng)新才能打破價值鏈低端的困境，這就需要依賴于相關(guān)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新與發(fā)展。而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過研發(fā)、知識傳播，它的發(fā)展也提高了制造業(yè)的創(chuàng)新能力，兩者之間就要形成協(xié)同創(chuàng)新體系。因此，文章在文獻萃取和遼寧省制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)創(chuàng)新現(xiàn)狀分析的基礎(chǔ)上，找出影響協(xié)同創(chuàng)新的關(guān)鍵因素，并選用協(xié)同學(xué)理論下的哈肯模型，建立兩兩要素比較分析的運動方程，經(jīng)過求解得出協(xié)同創(chuàng)新序參量的序列，即與制造業(yè)協(xié)同創(chuàng)新的遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展影響因素，按照其對創(chuàng)新系統(tǒng)支配能力的大小劃分依次技術(shù)因素，資金因素，政策因素、人力資源資因素，據(jù)此提出遼寧制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)調(diào)創(chuàng)新的建議。

關(guān)鍵詞：遼寧 制造業(yè)與生產(chǎn)服務(wù)業(yè) 協(xié)同創(chuàng)新 影響因素

中圖分類號：F207 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2016）08-190-03

一、引言

隨著全球經(jīng)濟向服務(wù)經(jīng)濟時代轉(zhuǎn)型，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)也快速發(fā)展，現(xiàn)已滲透于商務(wù)、信息、科技、金融、物流等重要領(lǐng)域，其創(chuàng)新有利于提高制造企業(yè)的核心競爭力，有利于完善和發(fā)展區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)，有利于促進創(chuàng)新要素的流動。隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動融合關(guān)系的日益緊密，兩者之間的創(chuàng)新發(fā)展也逐步表現(xiàn)為協(xié)同趨勢。

王艷敏、郭茂來、姜霄、龐建軍（2014）主要建立了分布式知識資源下制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力體系，并強調(diào)R&D費用的投入量是其中重要的考量指標。段萬春，鄭靜凱（2013）提出了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中知識密集型服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新需要創(chuàng)新戰(zhàn)略、創(chuàng)新人才、創(chuàng)新部門在內(nèi)的內(nèi)部驅(qū)動以及包括技術(shù)、服務(wù)、制度、管理、供應(yīng)商、競爭者、客戶在內(nèi)的外部驅(qū)動。而且孫立行（2014）又提出了專業(yè)人才是服務(wù)貿(mào)易競爭優(yōu)勢的最大動力。丁明磊、陳志（2014）提出關(guān)鍵材料和核心工藝加強，產(chǎn)品附加值提高和創(chuàng)新人才投入可以促進我國制造業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。

金明慧、關(guān)偉（2014）在其基礎(chǔ)上添加了人才因素，經(jīng)濟開放程度、城市發(fā)展水平的影響，同時強調(diào)市場需求和網(wǎng)絡(luò)技術(shù)革新是推動生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)創(chuàng)新的主要力量。

荏苒、李曉西（2011）提出通過人力資本和知識資本的積累來促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，另外擴大信息技術(shù)的網(wǎng)絡(luò)效用和知識溢出效應(yīng)的影響。申靜、孟越、楊保珠（2014）根據(jù)服務(wù)創(chuàng)新驅(qū)動力模型，將影響我國高技術(shù)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵因素總結(jié)為創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新環(huán)境。

王成東、綦良群、蔡淵淵（2015）利用中間投入率和中間需求率指標構(gòu)建融合水平綜合測度模型，提出裝備制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)融合影響因素分別為：技術(shù)能力、產(chǎn)品能力、市場能力、管理能力和環(huán)境因素。通過對相關(guān)文獻的研讀和梳理，對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新研究大多是以定性的角度提出了其創(chuàng)新發(fā)展的合理化建議和實施對策，缺乏權(quán)威數(shù)據(jù)的支持和計量模型的實際驗證。因此，在本文當(dāng)中將彌補這一不足之處，充分利用真實有效的實際數(shù)據(jù)作為有力的支撐，并且建立數(shù)學(xué)模型進行定量分析找出影響協(xié)同創(chuàng)新績效的關(guān)鍵因素。

二、遼寧省制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展現(xiàn)狀

遼寧省作為重要的東北老工業(yè)基地，制造業(yè)是其區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的支柱性產(chǎn)業(yè)，其創(chuàng)新將成為整體國民經(jīng)濟的振興的中流砥柱。制造業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展主要體現(xiàn)在現(xiàn)代制造業(yè)的發(fā)展水平上，2011—2013年，現(xiàn)代制造業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入分別為1898億元、2214億元和2362.4億元，表示現(xiàn)代制造業(yè)的正逐年不斷攀升。

數(shù)據(jù)顯示，遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)得到了持續(xù)而良好地發(fā)展。不僅增加了對遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新投入，同時從科技項目數(shù)量、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)量等數(shù)據(jù)指標中可以看出，遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出也處于逐年穩(wěn)步上升的趨勢。因此，應(yīng)繼續(xù)營造適宜的創(chuàng)新環(huán)境，不斷扶持和加強遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，為工業(yè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級、價值鏈的延伸、區(qū)域經(jīng)濟的繁榮起到積極的促進作用。

三、協(xié)同創(chuàng)新影響因素實證分析

1.協(xié)同創(chuàng)新影響因素選取。經(jīng)過文獻萃取的元分析以及對以上文獻中評價指標體系的梳理，通過出現(xiàn)頻率的計算，本文選取出現(xiàn)頻率較高的因子將制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展的影響因素歸納為環(huán)境創(chuàng)新要素、資本創(chuàng)新要素、技術(shù)創(chuàng)新要素和人力資本創(chuàng)新要素4個方面。相對應(yīng)設(shè)定的指標如表3所示。

2.實證分析。

（1）哈肯模型的構(gòu)建。區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展強調(diào)各系統(tǒng)間以及系統(tǒng)內(nèi)部各子系統(tǒng)間相互協(xié)作創(chuàng)新并有機地整合成有序演變狀態(tài)，其本質(zhì)是創(chuàng)新要素與產(chǎn)業(yè)的協(xié)同，其中“創(chuàng)新要素”，不僅反映了創(chuàng)新子系統(tǒng)各自的資源稟賦，又是創(chuàng)新子系統(tǒng)參與區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同合作的依據(jù)，也蘊含了系統(tǒng)創(chuàng)新主體間要素共享的協(xié)同內(nèi)涵。產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)中包含多個不同的創(chuàng)新子系統(tǒng)，為簡化模型分析并且考慮到本文主要的研究對象，假設(shè)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)當(dāng)中的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)創(chuàng)新子系統(tǒng)和制造業(yè)創(chuàng)新子系統(tǒng)分別為創(chuàng)新子系統(tǒng)A和創(chuàng)新子系統(tǒng)B，狀態(tài)變量分別為q1和q2。根據(jù)哈肯模型的原理，兩個子系統(tǒng)狀態(tài)之間的基本關(guān)系為：

q1=-λ1q1-aq1q2（3.1）

q2=-λ2q2+bq12（3.2）

（3.1）和（3.2）共同反映了兩個創(chuàng)新子系統(tǒng)之間的相互作用關(guān)系，等式中的λ1和λ2為阻尼系數(shù)；a和b為控制參數(shù)用來反映q1和q2的相互作用強度。對等式盡心離散化處理可以得到：

q1（k+1）=（1-λ1）q1（k）-aq1（k）q2（k）（3.3）

q2（k+1）=（1-λ2）q2（k）+bq1（k）q1（k）（3.4）

等式中的k為基準時間，表示進行離散處理后，子系統(tǒng)中狀態(tài)變量的基礎(chǔ)狀態(tài)。

本文將延續(xù)劉瑩（2014）擴展哈肯模型的指標數(shù)量的處理方法，對多個變量進行兩兩組合分析，確定序參量次序，其基本步驟為：第一步，提出模型假設(shè)；第二步，構(gòu)造兩兩變量間的運動方程并判斷方程是否成立；第三步，依據(jù)“絕熱近似假設(shè)”求解運動方程參數(shù)；第四步，判斷模型假設(shè)是否成立，最終能夠得出系統(tǒng)的序參量和相應(yīng)的排列順序。

（2）指標的選取和依據(jù)。通過分析遼寧省區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的影響因素確定主要作用參量（見表4），在上述研究的創(chuàng)新要素中構(gòu)造兩兩間的運動方程，求解后可識別出遼寧省區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的序參量并根據(jù)序參量的得分值評估遼寧省區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同的發(fā)展水平。

第一，指標貢獻值的計算。功效函數(shù)是用來計算各指標對系統(tǒng)功效貢獻大小，本文運用功效函數(shù)計算衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同影響因素指標對子系統(tǒng)的貢獻率。

第二，權(quán)重的計算。協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)指標xi對系統(tǒng)的有序度的總貢獻可以通過集成的方法來實現(xiàn)。采用熵值法來計算協(xié)同創(chuàng)新因素的權(quán)重。將樣本的個數(shù)表示為n，協(xié)同創(chuàng)新影響因素的個數(shù)表示為p，Xij（i=1，2，…，n；j=1，2，…，p）可以表示在第i個數(shù)據(jù)樣本中第j個序參量指標對子系統(tǒng)貢獻的量值，具體操作略。

由表6可知，按照貢獻度依次排序為財政科技撥款、高新技術(shù)設(shè)備引入量、R&D經(jīng)費、科技人員數(shù)量、企業(yè)科技項目引入量、科技經(jīng)費、R&D人員數(shù)量、高校在校人員數(shù)量。因此，由于創(chuàng)新資金項下的R&D經(jīng)費貢獻率>企業(yè)科技經(jīng)費貢獻率；創(chuàng)新科技項下的高新技術(shù)設(shè)備引入量貢獻率>企業(yè)科技項目引入量貢獻率；創(chuàng)新人力資本項下的科技人員數(shù)量貢獻率> R&D人員數(shù)量>高校在校人員數(shù)量貢獻率，又考慮到數(shù)據(jù)的導(dǎo)向性、連貫性、穩(wěn)定性和代表性，最終選擇財政科技撥款、R&D經(jīng)費、科技從業(yè)人員數(shù)量、高新技術(shù)設(shè)備引入量分別作為創(chuàng)新環(huán)境因素（IP）、創(chuàng)新資本因素（IK）、創(chuàng)新人資因素（IL）和創(chuàng)新技術(shù)因素（IT）的代表變量。

（3）實證分析過程及結(jié)果。首先提出模型假設(shè)，對于IT和IP兩個狀態(tài)變量，假設(shè)IT為序參量，即IT為q1；其次，根據(jù)方程（3.3）、（3.4）構(gòu)建運動方程，利用Eviews8.0軟件對數(shù)據(jù)進行廣義矩估計方法（GMM）下的回歸分析來估計模型方程，該方法與傳統(tǒng)的普通最小二乘法（OLS）估計方法、加權(quán)最小二乘法（WLS）估計方法、工具變量法估計方法和極大似然估計方法等計量估計方法相比較具有一定獨特的優(yōu)越性，即它不要求知道隨機擾動項的準確分布信息，且允許隨機擾動項存在異方差和序列自相關(guān)。最終估計的分析結(jié)果如下：

IT（k+1）=（1-λ1）IT（k）-aIT（k）IP（k）

IP（k+1）=（1-λ2）IP（k）+bIT2（k）

1-λ1=1.055088，則λ1=-0.55088<0；1-λ2=0.000681，則λ2=0.172662，但由于a=0.000681的顯著性水平為0.4746，分別>0.01、0.05、0.1，說明在1%，5%和10%的水平上皆不顯著，因此，可以判定在此假設(shè)條件下的運動方程不能成立，那么，再分別對IK和IP，IP和IL，IK和IL，IK和IT，IL和IT進行序參量的假設(shè)并利用相同的分析過程以及估計方法進行判定，最終分析結(jié)果如表7所示。

四、結(jié)論和建議

通過分析比較可得，與制造業(yè)協(xié)同創(chuàng)新的遼寧省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展影響因素按照其對創(chuàng)新系統(tǒng)支配能力的大小劃分，依次為IT：創(chuàng)新技術(shù)因素；IK：創(chuàng)新資金因素；IP：創(chuàng)新政策因素；IL：創(chuàng)新人資因素。

在模型假設(shè)2中，狀態(tài)變量是IK和IP，由于a反映了IP對IK的協(xié)同影響且a>0，說明IP對IK起到了抑制作用；由于b反映了IK對IP的協(xié)同影響且b>0，IK促進了IP的增長，表示當(dāng)前應(yīng)該提出利于創(chuàng)新資金投入的創(chuàng)新政策；λ1>0且λ2>0，說明IK狀態(tài)變量建立了使得系統(tǒng)有序演化的負反饋機制、IP狀態(tài)變量建立了使得系統(tǒng)有序增強的負反饋機制。

在模型假設(shè)3中，狀態(tài)變量是IP和IL，由于a反映了IL對IP的協(xié)同影響且a<0，說明IL對IP起到了推動作用；由于b反映了IP對IL的協(xié)同影響且b>0，IP促進了IL的增長，表示創(chuàng)新人才的重要性已然得到了廣泛關(guān)注和認可，應(yīng)該繼續(xù)制定助力創(chuàng)新人才培養(yǎng)和配備的相關(guān)創(chuàng)新政策；λ1>0且λ2>0，說明IP狀態(tài)變量建立了使得系統(tǒng)有序演化的負反饋機制、IL狀態(tài)變量建立了使得系統(tǒng)有序增強的負反饋機制。

在模型假設(shè)5中，狀態(tài)變量是IT和IK，由于a反映了IK對IT的協(xié)同影響且a>0，說明IK對IT起了抑制作用；由于b反映了IT對IK的協(xié)同影響且b>0，說明IT促進IK的增長，表示通過創(chuàng)新技術(shù)的不斷革新可以拉動創(chuàng)新資金的籌集和運用，更加證實了創(chuàng)新技術(shù)的首要性和重要性；λ1<0且λ2>0，說明IT狀態(tài)變量建立了使系統(tǒng)有序演化的正反饋機制、IK狀態(tài)變量建立了使得系統(tǒng)有序增強的負反饋機制。

因此，遼寧生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同創(chuàng)新首先要從技術(shù)更新、技術(shù)合作、共創(chuàng)技術(shù)三個方面來共同支撐技術(shù)的創(chuàng)新，涉及到的企業(yè)主要為科技服務(wù)業(yè)；其次要增加創(chuàng)新資金的投入，充分利用金融衍生工具的方式擴展融資渠道來進行資金創(chuàng)新的開展，主要涉及到了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中的金融服務(wù)業(yè)；再次，通過環(huán)境創(chuàng)新、服務(wù)創(chuàng)新、組織創(chuàng)新和管理創(chuàng)新來進行創(chuàng)新政策的引導(dǎo)，加強內(nèi)外創(chuàng)新軟硬環(huán)境的建設(shè)；最后，不僅要依靠組織內(nèi)外的選拔增加創(chuàng)新人才要素的投入，又要促進要素的流動互動來促進人力資本的積累和更新，它同樣涉及到了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中幾乎所有的細分行業(yè)，助力創(chuàng)新聯(lián)盟的產(chǎn)生和發(fā)展，創(chuàng)新人才將成為行業(yè)及企業(yè)間合作融合、緊密連接的催化劑。

[基金項目：遼寧省教育廳人文社會科學(xué)研究項目（編號：W2014096）；遼寧省科技廳一般研究項目（編號：201602381）；遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金項目（編號：L15CJL001）。]

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（作者單位：1.張曉芬，遼寧工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院；2.閆鵬，遼寧工業(yè)大學(xué)國際交流學(xué)院；3.陳思雨，遼寧工業(yè)大學(xué)研究生學(xué)院 遼寧錦州 121001）

[第一作者簡介：張曉芬（1968—），女，遼寧凌海人，工商管理碩士，遼寧工業(yè)大學(xué)，經(jīng)濟學(xué)院教授]

（責(zé)編：若佳）