朱火弟，張 鵬，秦隆玉

(重慶理工大學 a.管理學院；b.經(jīng)濟金融學院, 重慶 400054)

自2008年爆發(fā)世界性金融危機以來，以美國為首的發(fā)達經(jīng)濟體紛紛出臺“再工業(yè)化”等發(fā)展戰(zhàn)略，旨在促進實體制造業(yè)發(fā)展。當前中國已是制造業(yè)大國，但與制造業(yè)強國相比依然存在不小差距，所以我國政府于2014年提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”發(fā)展主題以及在2015年制定了“中國制造2025”等發(fā)展戰(zhàn)略；而2018年美國制裁中興事件和中美貿(mào)易摩擦不斷升級等事實，均說明了科技革新以及產(chǎn)業(yè)變革的緊迫性，高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展已然躍居為經(jīng)濟發(fā)展關鍵驅(qū)動力，并關乎各經(jīng)濟體將來的國際競爭力與分工格局。因此，在面臨國內(nèi)外激烈經(jīng)濟競爭的形勢下，發(fā)展高端制造業(yè)極其重要和必要，而強化創(chuàng)新驅(qū)動是高端制造業(yè)高效發(fā)展的重要抓手，企業(yè)加強研發(fā)投入以促進技術創(chuàng)新非常關鍵，計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)的典型企業(yè)華為和中興即是十分鮮明的對比。從研發(fā)投入角度可以看出(1)據(jù)中興、華為2017年年報：從研發(fā)投入角度來看，華為的研發(fā)費用達897億元，占據(jù)了華為2017年總收入的14.9%，近10年數(shù)據(jù)顯示投入的研發(fā)費用超過3 940億元，創(chuàng)造了世界級別的新一代芯片麒麟980，促進了我國芯片產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。對比之下，中興2017年研發(fā)投入僅129.6億元。，在一定程度上正是由于自主創(chuàng)新能力的不足才導致中興成為中美貿(mào)易摩擦中首個被攻擊對象。而且，加強研發(fā)投入能夠吸引人才等資源匯聚，助推產(chǎn)業(yè)集聚。發(fā)展經(jīng)驗表明，產(chǎn)業(yè)集聚是高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特征及趨勢，比如硅谷的IT產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)和我國的高新技術產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)等，產(chǎn)業(yè)集聚化是產(chǎn)業(yè)發(fā)展適應經(jīng)濟全球化的新趨勢[1]。因此，本文以高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)為研究視角，從高端制造業(yè)研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響為落腳點，在模型中設置產(chǎn)業(yè)集聚為門檻變量，詮釋研發(fā)投入、產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動的內(nèi)在機理，并找出研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響達到最強的最佳集聚區(qū)間，旨在促進我國高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，為我國高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供理論參考。

一、文獻綜述

(一)關于高端制造業(yè)的界定

關于高端制造業(yè)的概念，目前學術界的界定尚不夠統(tǒng)一，高麗娜等認為高端制造業(yè)是專指制造業(yè)中處于產(chǎn)業(yè)鏈高端環(huán)節(jié)的細分產(chǎn)業(yè)，具有知識技術密集、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度高、市場前景好、成長潛力大和帶動能力強等特點[2]。孫天陽等認為，從行業(yè)的角度講，高端制造業(yè)是指制造業(yè)中新出現(xiàn)的具有高技術含量、高附加值、強競爭力的行業(yè)，從產(chǎn)業(yè)鏈的角度講，是指處于某產(chǎn)業(yè)鏈高端環(huán)節(jié)的細分行業(yè)，具有產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性強、利潤率高等優(yōu)點[3-4]。劉明等將高技術、高附加值、低能耗產(chǎn)業(yè)以及在國民經(jīng)濟運行中占有重要地位的產(chǎn)業(yè)統(tǒng)稱為高端制造業(yè)[5]。

綜合上述分析，本文定義高端制造業(yè)為：從行業(yè)的角度講，高端制造業(yè)是指制造業(yè)中新出現(xiàn)的具有高技術含量、高附加值、強競爭力的行業(yè)；從所處產(chǎn)業(yè)鏈的環(huán)節(jié)上講，高端制造業(yè)是處于某個產(chǎn)業(yè)鏈的高端環(huán)節(jié)[6]。而就高端制造業(yè)具體細分行業(yè)的界定，借鑒OECD的定義(2)歐盟對高端制造業(yè)的詳細定義及涉及產(chǎn)品，具體參見網(wǎng)址http://www.oecd.org/sti/ind/48350231.pdf.和http://ec.europa.eu/eurostat/cache/metadata/Annexes/htec_esms_an5.pdf.與《中國制造2025》(國發(fā)〔2015〕28號)以及中國高端制造業(yè)類上市公司根據(jù)《上市公司行業(yè)指引》(3)中國證監(jiān)會《上市公司行業(yè)指引》，具體參見：http://www.csrc.gov.cn/pub/newsite/scb/ssgshyfljg/201304/ t20130402_223007.html.所選定的7個行業(yè)，然后經(jīng)過對比高麗娜等[2]已有文獻研究，選取當前無異議的7個細分行業(yè)來反映高端制造業(yè)(4)文中所界定的高端制造業(yè)細分行業(yè)即醫(yī)藥制造業(yè)(C27)，通用設備制造業(yè)(C34)，專用設備制造業(yè)(C35)，交通運輸設備制造業(yè)(2012年以后為汽車制造業(yè)，鐵路船舶航空航天和其他運輸設備制造業(yè))(C37)，電氣機械和器材制造業(yè)(C38)，通信設備計算機及其他電子設備制造業(yè)(2012年以后為計算機通信和其他電子設備制造業(yè))(C39)，儀器儀表及文化辦公機械制造業(yè)(2012年以后為儀器儀表制造業(yè))(C40)。。

(二)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系方面的研究

根據(jù)相關理論與發(fā)展經(jīng)驗可知，產(chǎn)業(yè)集聚是產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程的重要經(jīng)濟現(xiàn)象，一直都是學術界的研究熱點，馬歇爾的外部規(guī)模經(jīng)濟理論指出產(chǎn)業(yè)集聚具有正外部性，產(chǎn)業(yè)集聚所創(chuàng)造的知識外溢持續(xù)提升集聚區(qū)產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢，以促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展[7]；胡佛揭示了產(chǎn)業(yè)集聚最佳規(guī)模理論，并表示在集聚體內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有自我強化的作用和機制[8]；Martin等構建了產(chǎn)業(yè)集聚跟經(jīng)濟增長的強化關系模型，揭示了經(jīng)濟活動中產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長具有內(nèi)生互動關系[9]；Catherine等驗證了經(jīng)濟活動中集聚所產(chǎn)生的外部性及規(guī)模效應是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關鍵性影響成分[10]；陳迅等研究表明產(chǎn)業(yè)集聚對重慶市經(jīng)濟增長具有促進作用[11]。此外，學界對產(chǎn)業(yè)過度集聚所帶來的影響效應也有一定的研究，Schmitz研究表明不少發(fā)展中國家的高新技術產(chǎn)業(yè)集聚實現(xiàn)效果不佳[12]；Sbergami對歐盟國家進行了一定研究，揭示了產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長具有負向影響[13]；新增長理論揭示經(jīng)濟活動通過一定程度集聚產(chǎn)生了正的外部效應,進而促進經(jīng)濟的增長[14]。也有學者對兩者的非線性關系進行了探討，田超等實證表明了產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長是非線性關系[15]?？梢钥闯?，學界的研究主要是站在宏觀的視角，集中于產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長方面的研究。

(三)研發(fā)投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系方面的研究

企業(yè)研發(fā)投入主要包括研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入兩方面[16-17]，而產(chǎn)業(yè)由諸多個同類型企業(yè)集合而成，所以選取研發(fā)投入等指標具有合理性。關于研發(fā)投入的效果，Schumpeter基于內(nèi)生增長理論，通過實證分析揭示了技術創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)升級的重要影響因素[18]；黃靜等實證了研發(fā)投入力度的增強顯著促進了高技術產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展[19]；王坤等以京津冀經(jīng)濟圈為例，研究表明R&D內(nèi)部經(jīng)費支出顯著促進了我國高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展。然而，相比之下，R&D人員全時當量卻抑制了高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展且檢驗未通過[20]，李平等通過實證表明高技術產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費和產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在正的長期均衡關系，但是R&D人員投入檢驗卻表現(xiàn)不明顯[21]；杜傳忠等以2005年世界銀行關于企業(yè)投資環(huán)境數(shù)據(jù)為基礎，實證表明R&D投入能有效助力企業(yè)成長[22]。而王玉春等基于上市的制造業(yè)以及信息技術類公司相關數(shù)據(jù)，實證表明R&D財力投入正向促進了企業(yè)成長，而R&D人力投入檢驗結(jié)果呈不相關性[23]；黃玉妃以上市的裝備制造業(yè)類公司2007—2014年數(shù)據(jù)為基礎，實證表明產(chǎn)業(yè)集聚對研發(fā)投入及產(chǎn)業(yè)成長都具有正向促進作用[24]；曹林峰以制造業(yè)類上市公司為基礎進行GMM分析，研究表明加大企業(yè)研發(fā)投入有助于企業(yè)成長[25]。李培楠等實證表明當期的企業(yè)基礎研究明顯抑制產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而滯后6年的基礎研究卻能有效推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展[26]；翟瓊等以2004—2013年省際面板數(shù)據(jù)為基礎進行實證分析，結(jié)果表明R&D投入顯著促進了高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展，且三大區(qū)域具有明顯的差異性影響[27]。

(四)產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面的研究

產(chǎn)業(yè)發(fā)展是指產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)生、成長和進化過程，既包括單個產(chǎn)業(yè)的進化過程，又包括產(chǎn)業(yè)總體，即整個國民經(jīng)濟的進化過程，這里的進化過程既包括某一產(chǎn)業(yè)中企業(yè)數(shù)量、產(chǎn)品或者服務產(chǎn)量等數(shù)量上的變化，也包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整、變化、更替和產(chǎn)業(yè)主導位置等質(zhì)量上的變化[1]。而對于實證方面的研究，國內(nèi)外學界達成了一致認識，通常選取產(chǎn)業(yè)增加值或者其產(chǎn)值表示產(chǎn)業(yè)發(fā)展，比如李平等選取高技術產(chǎn)業(yè)當年價總產(chǎn)值表征產(chǎn)業(yè)發(fā)展[21]，而王坤以主營業(yè)務收入作為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標[20]。此外，就產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長兩者關系方面的研究，Deeds實證表明高技術產(chǎn)業(yè)對我國的經(jīng)濟發(fā)展有著較大貢獻[28]；李洪偉等選取產(chǎn)業(yè)增加值以反映產(chǎn)業(yè)發(fā)展，研究揭示了我國東、中、西部3個區(qū)域的高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的因果關系具有較大的差異性特征[29]。文獻研究表明，高端制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)的發(fā)展發(fā)揮了重要的溢出效應，在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著重要角色，而關于衡量指標，學界通常選取產(chǎn)業(yè)增加值、總產(chǎn)值以及主營業(yè)務收入等表征產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

(五)研究評述

關于研發(fā)投入方面的研究，學界主要集中于產(chǎn)業(yè)內(nèi)微觀企業(yè)角度、宏觀經(jīng)濟增長角度以及省際區(qū)域視角，而就高端制造業(yè)的中觀視角方面尚有完善的空間，因此本文擬從研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入兩個方面深入研究并作一定的對比分析；此外，文獻梳理顯示，高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的理論論述比較多，但是實證研究還相對較少，研發(fā)投入、產(chǎn)業(yè)集聚以及產(chǎn)業(yè)發(fā)展三者之間的作用關系也較缺乏，此外多數(shù)學者通過線性回歸實證分析以及在模型中加入平方項以反映非線性特征加以研究。文獻分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚能夠產(chǎn)生創(chuàng)新溢出效應，創(chuàng)造良好的研發(fā)條件，可以深化集聚區(qū)內(nèi)各企業(yè)的合作及創(chuàng)新，打造并提升各高端人才進行研發(fā)協(xié)作的機會，促進知識的高效輻射，以實現(xiàn)經(jīng)濟活動中資源的優(yōu)化配置、深度融合及高效創(chuàng)新，并發(fā)揮積極的集聚效應及規(guī)模效應，所以產(chǎn)業(yè)集聚有助于引導企業(yè)加大研發(fā)投入以推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展。然而，當產(chǎn)業(yè)集聚過度時，則會引起諸如集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)“搭便車”“惡性競爭”以及造成“擁擠效應”等問題，從而可能導致企業(yè)會為規(guī)避風險而選擇降低研發(fā)投入力度的現(xiàn)象[30]。所以，產(chǎn)業(yè)過度集聚會對研發(fā)投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響關系產(chǎn)生抑制效應，再結(jié)合胡佛的產(chǎn)業(yè)集聚最佳規(guī)模理論，本文設定產(chǎn)業(yè)集聚調(diào)節(jié)研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響呈非線性特征，具有門檻效應。

綜上，本文以高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)層面為研究視角，利用2007—2016年高端制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，以研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響研究為基礎，首先通過普通固定效應回歸模型檢驗研發(fā)投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系，其次選擇Hansen門檻模型分析法，設定產(chǎn)業(yè)集聚為門檻變量，分析討論在各產(chǎn)業(yè)集聚門檻區(qū)間，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的非線性影響效應，找出最佳集聚區(qū)間，并與未加入門檻變量前的固定面板回歸效果進行對比，最后設定研發(fā)投入的滯后一期項檢驗模型的穩(wěn)健性，實證研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，進一步驗證研發(fā)投入、產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在關系，為我國高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供參考。

二、研究設計

(一)研究方法

本文以研發(fā)投入作為核心解釋變量，設置產(chǎn)業(yè)發(fā)展作為被解釋變量，構造實證面板數(shù)據(jù)模型為：

Htiit=α0+α1rdiit+α2subsit+α3patit+α4fdiit+α5proit+α6opendegreeit+μit

(1)

Htiit=α0+α1rdpit+α2subsit+α3patit+α4fdiit+α5proit+α6opendegreeit+μit

(2)

其中：Hti表示產(chǎn)業(yè)發(fā)展，rdi表示研發(fā)資金投入強度，rdp表示研發(fā)人員投入強度；控制變量為：政府的研發(fā)資助subs，專利產(chǎn)出水平pat，外商投資fdi，產(chǎn)業(yè)利潤pro，下標i表示細分行業(yè)，t表示時間(年份)，uit是隨機擾動項。

產(chǎn)業(yè)集聚是高端制造業(yè)發(fā)展過程中的一種特征及趨勢，在不同的產(chǎn)業(yè)集聚水平下，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響呈現(xiàn)分化趨勢，鑒于此，本文選擇Hansen[31]所提出的面板門檻回歸模型，設定產(chǎn)業(yè)集聚作為門檻變量，分析在不同的產(chǎn)業(yè)集聚門檻區(qū)間，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異性影響，Hansen的普通單一門檻回歸模型表達式如下:

yit=β0+β1zitI(qit≤γ)+β2zitI(qit>γ)+β3xit+μit

(3)

其中：yit是被解釋變量，zit是核心解釋變量，qit是門檻變量，γ是門檻值，xit是控制變量，β1、β2、β3分別為對應變量的系數(shù)，I(·)為指示函數(shù)(Indicator Function)，若括號中符合條件時I(·)為1，否則為0。

門檻回歸模型檢驗的原理是：其一，通過OLS估計，計算其殘差平方和，估計得到門檻值γ，然后把門檻變量的n個觀測值代入殘差平方和計算，其中最小的γ即真實門檻值；其二，檢驗模型顯著性。兩個假設為：

H0:β1=β2，表示不存在門檻效應；

H1:β1≠β2，表示存在門檻效應。

結(jié)合式(1)、式(2)，設置單一門檻模型為：

Htiit=β0+β1rdiitI(giniit≤γ*)+β2rdiitI(giniit>γ*)+β3subsit+β4patit+

β5fdiit+β6proit+β7opendegreeit+μit

(4)

Htiit=β0+β1rdpitI(giniit≤γ*)+β2rdpitI(giniit>γ*)+β3subsit+β4patit+

β5fdiit++β6proit+β7opendegreeit+μit

(5)

在后面實證分析中，也許存在多個門檻值的情形，而多重門檻模型檢驗與單一門檻模型原理相仿，所以不作贅述。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.產(chǎn)業(yè)發(fā)展(Hti)。選擇了7個細分行業(yè)代表高端制造業(yè)，而在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標選擇上，本文借鑒王坤等[20]的做法，以主營業(yè)務收入衡量高端制造業(yè)細分行業(yè)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以反映高端制造業(yè)的發(fā)展情況。

2.研發(fā)投入(R&D)?？紤]到不同產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模可能相差較大，為保證研究的精確性，采用相對指標測算：以研發(fā)資金投入強度(rdi)與研發(fā)人員投入強度(rdp)反映研發(fā)投入。其一，就研發(fā)資金投入強度的選取，由于各產(chǎn)業(yè)資產(chǎn)規(guī)模在一定時期內(nèi)波動不大，于是借鑒陳志剛等[32]的做法，以“研發(fā)資本存量/總資產(chǎn)”加以衡量，其中：研發(fā)資本存量(rds)的測算，由于研發(fā)投入產(chǎn)生的技術創(chuàng)新形成一定的累積，因此參考保永文[33]的做法，通過永續(xù)盤存法(PIM)計量研發(fā)資本存量，計算公式為：rdsit=(1-δ)rdsit-1+rdeit，其中，rdsi表示i行業(yè)在t年的研發(fā)資本存量，rdeit是i行業(yè)第t年投入的研發(fā)費用(參考張中元等[34]的做法，用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出表征研發(fā)費用)，δ表示研發(fā)資本存量的折舊率，參考吳延兵[35]的做法，設定為15%，本文設定2007年為基期，則i行業(yè)關于初始研發(fā)資本存量的計算公式為rdsi2007=rdei2007/(δ+gi)，其中gi表示樣本期內(nèi)i行業(yè)研發(fā)費用投入的年均增長率。其二，就研發(fā)人員投入強度(rdp)的計算，借鑒宮妍等[36]的做法，用《中國科技統(tǒng)計年鑒》相應統(tǒng)計指標及數(shù)據(jù)，以“R&D人員全時當量/從業(yè)人員”進行衡量，人才充當研發(fā)活動的承擔者與執(zhí)行者，是高端制造業(yè)發(fā)展的基礎和載體，因此，高層次人才集聚有助于企業(yè)乃至產(chǎn)業(yè)改善管理水平與革新技術創(chuàng)新水平，以強化其技術效率，進一步推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

3.產(chǎn)業(yè)集聚(gini)。將產(chǎn)業(yè)集聚作為門檻變量深入研究，借鑒王麗麗等[37]的做法，以空間基尼系數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)集聚，計算公式是：gini=∑(sj-xj)2，其中：j表示除西藏外的30個省市區(qū)，sj為某i行業(yè)在j地區(qū)就業(yè)人數(shù)占該行業(yè)全國就業(yè)人數(shù)的比重，xj為該地區(qū)就業(yè)人數(shù)占全國總就業(yè)人數(shù)的比重，空間基尼系數(shù)越大，說明產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。須補充一點，關于近年來人口紅利消失的問題，其對勞動密集行業(yè)影響相對較大，而高端制造業(yè)以高層次人才需求為主，所以該問題對其幾乎無影響，因此以指標gini衡量產(chǎn)業(yè)集聚具有合理性。

4.政府R&D資助(subs)。參考陳修德等[38]的做法，選取《中國科技統(tǒng)計年鑒》“政府資金”衡量政府R&D資助，然后根據(jù)永續(xù)盤存法(同上)測算subs，政府研發(fā)資助對企業(yè)研發(fā)進行了一定程度的補充，有助于提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力，提升產(chǎn)品附加值，促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

5.專利產(chǎn)出水平(pat)。選取《中國科技統(tǒng)計年鑒》“有效發(fā)明專利數(shù)”進行計算，參考保永文[33]的做法，以“有效發(fā)明專利數(shù)/從業(yè)人員”衡量專利產(chǎn)出水平，專利權是一種知識產(chǎn)權，可以保護企業(yè)研發(fā)成果，因此專利在一定程度上體現(xiàn)我國對知識產(chǎn)權的保護力度，有助于刺激企業(yè)加大投入，以推動高端制造業(yè)的發(fā)展。

6.外商投資(fdi)。借鑒耿獻輝等[39]的做法，結(jié)合《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計指標及數(shù)據(jù)，以“外商投資/實收資本”衡量外商投資，反映高端制造業(yè)外商投資開放力度，外商投資有助于我國引進并學習國際尖端技術，充分發(fā)揮積極的技術溢出效應，從而促進我國高端制造業(yè)的發(fā)展，因此本文設置外商投資為控制變量。

7.產(chǎn)業(yè)利潤(pro)。以“利潤總額”進行衡量，指標及數(shù)據(jù)出自《中國科技統(tǒng)計年鑒》，企業(yè)利潤為研發(fā)投入最主要的來源，而產(chǎn)業(yè)由諸多個同類型企業(yè)集合而成，對此，企業(yè)發(fā)展情況對于產(chǎn)業(yè)發(fā)展而言具有較大影響，但是由于企業(yè)追逐盈利的天性，其經(jīng)營決策也許會偏離公共利益而引起宏觀問題，比如企業(yè)為實現(xiàn)其利益可能會以犧牲環(huán)境為代價等，因此于產(chǎn)業(yè)以及社會而言，達到的并非帕累托最優(yōu)的狀態(tài)。

8.貿(mào)易開放度(opendegree)。借鑒譚晶[40]的處理方式，以“出口交貨值/銷售產(chǎn)值”加以衡量。對外貿(mào)易作為產(chǎn)業(yè)發(fā)展積極的外在驅(qū)動，一國(或地區(qū))的對外貿(mào)易活動會對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整及布局有所影響，一般在各國貿(mào)易互動中會擴散溢出國際前沿技術，間接地積極影響國內(nèi)技術，推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

(三)數(shù)據(jù)來源

文中實證涉及數(shù)據(jù)均出自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省市的統(tǒng)計年鑒，需要說明的是，關于gini和pat的測算，由于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒2013》未收錄全部從業(yè)人員年平均人數(shù)指標，出于研究嚴謹性的考慮，從WIND獲取2012年每月的數(shù)據(jù)進行計算得到，對于各省市的就業(yè)人數(shù)源于各省市的相應統(tǒng)計年鑒。此外，為減弱異方差及數(shù)據(jù)波動對檢驗的干擾，實證中對產(chǎn)業(yè)發(fā)展等指標作對數(shù)化，具體參見表1。表2為具體描述性統(tǒng)計量情況。

表1 變量設置及其經(jīng)濟含義

注：從業(yè)人員為全部從業(yè)人員年平均人數(shù)，下同

表2 各變量描述性統(tǒng)計

三、實證分析

表3 變量單位根檢驗結(jié)果

注: H0表示存在一個單位根；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著

為了防止模型中出現(xiàn)“偽回歸”，在實證之前，選擇LLC和IPS兩種面板單位根檢驗方法，檢驗各變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果詳見表3，結(jié)果顯示各指標都沒有單位根，表明各指標數(shù)據(jù)序列達到了平穩(wěn)性的研究要求。

(一)門檻回歸模型的實證檢驗結(jié)果

結(jié)合Hansen的模型思路，進行門檻回歸時，首先檢驗是否存在門檻值、門檻值存在個數(shù)以及檢驗門檻值的大小，再估計門檻回歸模型，本文采用Stata 12.0軟件檢驗門檻效果，依據(jù)自抽樣法反復抽樣1 000次，得出F值和p值，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 門檻效果自抽樣檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著

表5 門檻值估計結(jié)果

結(jié)合表4、表5模型回歸的結(jié)果可以看出，產(chǎn)業(yè)集聚作為門檻變量時研發(fā)人員投入強度的單門檻回歸和雙門檻回歸在1%的水平上顯著，兩個門檻值為0.017 55、0.054 81，三門檻回歸在10%的水平上顯著，但是第三個門檻值卻處在雙門檻模型的兩個門檻值中間，并且雙門檻模型能減少自由度的損失[41]，所以以下分析采用研發(fā)人員投入強度的雙門檻模型。對于研發(fā)資金投入的門檻模型選擇，借鑒研發(fā)人員投入強度選擇處理，表明適合應用雙門檻模型加以研究。

表5是門檻值估計結(jié)果，同時給出了以產(chǎn)業(yè)集聚作為門檻變量的95%的置信區(qū)間，可以看出所要研究的門檻值都在置信區(qū)間內(nèi)，兩個門檻值將產(chǎn)業(yè)集聚分為3個區(qū)間，因而基于3個不同的產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)間內(nèi)分析研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異性影響。以下將分別對不考慮產(chǎn)業(yè)集聚的普通固定效應面板模型和以產(chǎn)業(yè)集聚為門檻的回歸模型進行對比分析。

(二)普通固定效應面板模型

表6模型1、模型2分別是以研發(fā)資金投入強度和研發(fā)人員投入強度為核心解釋變量的檢驗結(jié)果，可以看出，高端制造業(yè)研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向促進作用，rdi、rdp的系數(shù)分別為7.617 113和2.546 681，驗證了研發(fā)投入是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素，企業(yè)加大研發(fā)投入能夠提高企業(yè)的技術創(chuàng)新能力[42]，以至于不斷加快產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新，切實推動高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。影響機理分析表明：一方面，技術創(chuàng)新與市場需求的互動催生新興產(chǎn)業(yè)，推動產(chǎn)業(yè)進行技術革新，促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)高端化發(fā)展；另一方面，研發(fā)投入有助于企業(yè)提升技術創(chuàng)新能力，從而削減產(chǎn)業(yè)成本及增大利潤率，由于資本逐利天性，因此諸如高端制造業(yè)等潛力產(chǎn)業(yè)逐漸吸引高端人才等資源集聚，帶動產(chǎn)業(yè)內(nèi)及產(chǎn)業(yè)間要素進行流動，以推動我國高端制造業(yè)的發(fā)展，以至于爭取并提升國際競爭力，影響國際貿(mào)易結(jié)構，搶占國際市場，進一步刺激我國高端制造業(yè)的發(fā)展。然而對比檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相較于研發(fā)資金投入，研發(fā)人員投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響效果相對微小甚至影響不顯著，究其原因，或許是由于高端制造業(yè)研發(fā)隊伍的整體素質(zhì)還不夠高，從而導致高端人才跟不上高端制造業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實需求，所以，研發(fā)人員投入效果沒有達到預期，進一步驗證了韓晶[43]的觀點。

表6 普通固定效應面板模型

注:本文對模型進行了Hausman檢驗，得到結(jié)果P為0，完全顯著，所以采用了固定效應模型進行檢驗，由于篇幅限制，未詳細列出；t值是基于穩(wěn)健標準差的結(jié)果

表6中各控制變量的檢驗結(jié)果表明，外商投資、產(chǎn)業(yè)利潤對產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向促進作用，并通過了顯著性檢驗，其中政府R&D資助對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的推動系數(shù)還相對較小，且是負向作用，這說明目前政府R&D資助對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻依然不足，與劉海朋等[44]的觀點相符，也就是政府資助對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響表現(xiàn)為負或者影響不顯著；而外商投資的影響系數(shù)分別為0.169 157 8、0.110 750 8，相比其他控制變量，外商投資對高端制造業(yè)影響相對較大，表明外商投資充分發(fā)揮了積極的技術溢出效應，有助于我國引進并學習國際尖端技術，創(chuàng)新管理模式及經(jīng)營理念，有利于加快高端制造業(yè)發(fā)展；產(chǎn)業(yè)利潤的影響系數(shù)分別是0.730 744 0、0.746 245 1，關于企業(yè)、行業(yè)以及產(chǎn)業(yè)三者的關系，企業(yè)是基礎單位，多個同類型企業(yè)組成了行業(yè)，而產(chǎn)業(yè)由多種行業(yè)所構成，模型檢驗結(jié)果證實了產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)利潤助推高端制造業(yè)發(fā)展；專利產(chǎn)出水平檢驗結(jié)果表現(xiàn)不穩(wěn)定，比如模型1中檢驗不顯著且影響微弱，究其原因，一方面，我國企業(yè)申請專利依然傾向于數(shù)量而輕質(zhì)量，對專利轉(zhuǎn)化重視度也不夠，另一方面，知識產(chǎn)權保護機制有待完善，因此，實證表明專利產(chǎn)出水平對高端制造業(yè)的影響效果未達到預期[19]。

(三)以產(chǎn)業(yè)集聚為門檻的回歸模型

根據(jù)理論分析及假設，設置產(chǎn)業(yè)集聚為門檻變量，以檢驗高端制造業(yè)研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的門檻效應，檢驗結(jié)果如表7所示。

表7 門檻回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著

檢驗結(jié)果顯示，即使在不同的門檻區(qū)間，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展也發(fā)揮著積極的促進作用，進一步證實了研發(fā)投入是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素。然而，如表7所示，在3個不同門檻區(qū)間，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出差異性影響，呈現(xiàn)出顯著的門檻特征。以下從兩個角度加以分析：其一，就研發(fā)資金投入方面而言，當gini<0.017 6時，研發(fā)資金投入強度的影響系數(shù)為5.087 4，在1%水平上顯著，其對產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進作用較強，當產(chǎn)業(yè)集聚水平位于第二個門檻區(qū)間，即0.017 60.079 2時，研發(fā)資金投入強度的積極推動作用大幅度減弱，其影響系數(shù)僅3.801 6，且在10%的水平上顯著。其二，就研發(fā)人員投入方面而言，當產(chǎn)業(yè)集聚小于0.017 6時，研發(fā)人員投入強度系數(shù)為3.147 3，當產(chǎn)業(yè)集聚越過第一個門檻值，即介于0.017 6～0.054 8時，研發(fā)人員投入強度對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)增大至3.418 7，且在1%水平上顯著，然而，當產(chǎn)業(yè)集聚大于0.054 8時，研發(fā)人員投入的影響系數(shù)顯著削弱，僅為0.151 3，且檢驗未通過。再者，和固定效應面板模型檢驗結(jié)論相同，研發(fā)人員投入強度影響系數(shù)明顯小于研發(fā)資金投入強度。

另外，對比分析模型中設置門檻變量前后，各控制變量的系數(shù)變化表明：政府研發(fā)資助影響依舊為負甚至檢驗不顯著，專利產(chǎn)出水平對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響還是較弱，在模型5和模型6中分別是0.041 6、0.115 4，而外商投資的影響系數(shù)分別變?yōu)?.078 7、0.051 7，影響程度較加入產(chǎn)業(yè)集聚之前有所下降，產(chǎn)業(yè)利潤彈性系數(shù)分別變?yōu)?.105 0、1.343 9，皆在1%的水平上顯著；而實證結(jié)果顯示貿(mào)易開放度的影響程度雖然也相對減弱，卻依然發(fā)揮積極的促進作用，表明貿(mào)易開放度也會帶來積極的技術溢出效應，然而與出口貿(mào)易對比，進口貿(mào)易過程更加有利于國際尖端技術進行輻射外溢，更能促進產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

(四)穩(wěn)健性檢驗

考慮到高端制造業(yè)研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響可能存在滯后效應，即研發(fā)投入與未來年度的產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在相關關系，因此，為了檢驗研究結(jié)果和論證的穩(wěn)健性，進一步分析驗證研發(fā)資金投入強度、研發(fā)人員投入強度與下一年度產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系，研究結(jié)果分別見表6的模型3和模型4以及表8的門檻回歸結(jié)果。門檻檢驗效果表明均適合采用雙門檻模型進行驗證，由于門檻檢驗的過程和方法與上述一致，所以不再詳細介紹過程，直接列示檢驗結(jié)果。

表8 門檻回歸結(jié)果(核心解釋變量rdi和rdp滯后一期)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著

對比表6的模型1、模型2與模型3、模型4發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放度變?yōu)樨撓蛴绊懬也伙@著了，造成這種變化的原因可能是因為我國對外出口貿(mào)易主要是勞動密集型產(chǎn)品，帶來的技術溢出效果不穩(wěn)定，并且相較于出口貿(mào)易，進口貿(mào)易是更為直接的一種國際技術擴散外溢渠道，除此之外的其他相應系數(shù)的正負等均一致。而對比表7的模型5、模型6與表8的模型7、模型8可以看出，各個模型的門檻值有所降低，其他相應系數(shù)的正負以及顯著性等均一致，這表明本文的理論與實證分析具有一定的合理性和可靠性。

四、結(jié)論與建議

根據(jù)以上理論分析及各實證檢驗研究，得出以下結(jié)論：高端制造業(yè)研發(fā)投入是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素，加大研發(fā)投入有助于提升產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新能力，進而促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展；相較于研發(fā)資金投入強度，研發(fā)人員投入強度對產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響相對較小甚至影響不顯著；檢驗結(jié)果表明，研發(fā)投入對我國高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展均存在產(chǎn)業(yè)集聚的雙重門檻效應；當產(chǎn)業(yè)集聚為0.017 6～0.054 8，研發(fā)投入對高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的推動作用最強，當產(chǎn)業(yè)集聚跨過第二個門檻時，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響會大幅度減弱甚至影響不顯著；政府研發(fā)資助對產(chǎn)業(yè)發(fā)展較微弱甚至影響為負，專利產(chǎn)出水平影響不穩(wěn)定，而外商投資對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積極影響較強；最后進行穩(wěn)健性檢驗，考慮滯后一階的rdi和rdp情況進行回歸，結(jié)果驗證了文中的理論與實證分析具有一定的合理性和可靠性。

針對上述研究結(jié)論，為了促進我國高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)更科學更高效的發(fā)展，提出如下政策建議：第一，完善知識產(chǎn)權制度，鼓勵并引導企業(yè)加大研發(fā)資金投入。鼓勵并引導企業(yè)加大研發(fā)資金投入，并給予稅收資助等政策優(yōu)惠，足夠的研發(fā)資金投入能夠吸引各種優(yōu)質(zhì)資源進行集聚，讓高端制造業(yè)企業(yè)有足夠的研發(fā)動力,并進一步完善知識產(chǎn)權制度，以激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力，完善的知識產(chǎn)權機制以及良好的知識產(chǎn)權法治氛圍可以有效激勵企業(yè)增進研發(fā)投入，以提升企業(yè)及產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新水平。第二，一方面，鼓勵且引導企業(yè)強化高端人才隊伍建設，并完善人才培養(yǎng)體系。高端人才是高端制造業(yè)發(fā)展的承擔者、執(zhí)行者及基礎載體，高層次人才集聚并進行協(xié)作研發(fā)有助于創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)內(nèi)管理水平及技術水平，政府可以制定出臺引才政策，以吸引人才特別是海外高端人才，強化我國高端人才隊伍建設。另一方面，創(chuàng)新高層次人才培養(yǎng)模式，以提高企業(yè)及產(chǎn)業(yè)研發(fā)人員整體素質(zhì)，實行研發(fā)人員的優(yōu)化組合，提高其積極性，并鼓勵高校和企業(yè)聯(lián)合培養(yǎng)高端人才，做到學以致用，進一步促進產(chǎn)學研的深度融合，全面提升自主創(chuàng)新能力。第三，加快高端制造業(yè)集群化發(fā)展過程，合理控制產(chǎn)業(yè)集聚程度。政府出臺關于產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面的政策，加快發(fā)展產(chǎn)業(yè)集聚，但是研究表明過度的產(chǎn)業(yè)集聚不利于企業(yè)研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，所以同時要合理控制產(chǎn)業(yè)集聚水平，保障集聚質(zhì)量，研究表明維持在0.017 6～0.054 8為最佳，最有利于技術創(chuàng)新，實現(xiàn)合理分工。第四，吸引外資進入。政府鼓勵招商引資，促進中外合作，積極學習國際上先進的生產(chǎn)技術和管理模式，提高新技術的開發(fā)應用和研發(fā)資源配置效率，更好地促進我國高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。