高端制造業研發投入對產業發展的影響研究

朱火弟，張 鵬，秦隆玉

(重慶理工大學 a.管理學院；b.經濟金融學院, 重慶 400054)

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

一、文獻綜述

(一)關于高端制造業的界定

關于高端制造業的概念，目前學術界的界定尚不夠統一，高麗娜等認為高端制造業是專指制造業中處于產業鏈高端環節的細分產業，具有知識技術密集、產業關聯度高、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，從行業的角度講，高端制造業是指制造業中新出現的具有高技術含量、高附加值、強競爭力的行業，從產業鏈的角度講，是指處于某產業鏈高端環節的細分行業，具有產業關聯性強、利潤率高等優點[3-4]。劉明等將高技術、高附加值、低能耗產業以及在國民經濟運行中占有重要地位的產業統稱為高端制造業[5]。

綜合上述分析，本文定義高端制造業為：從行業的角度講，高端制造業是指制造業中新出現的具有高技術含量、高附加值、強競爭力的行業；從所處產業鏈的環節上講，高端制造業是處于某個產業鏈的高端環節[6]。而就高端制造業具體細分行業的界定，借鑒OECD的定義(2)歐盟對高端制造業的詳細定義及涉及產品，具體參見網址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〔2015〕28號)以及中國高端制造業類上市公司根據《上市公司行業指引》(3)中國證監會《上市公司行業指引》，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，然后經過對比高麗娜等[2]已有文獻研究，選取當前無異議的7個細分行業來反映高端制造業(4)文中所界定的高端制造業細分行業即醫藥制造業(C27)，通用設備制造業(C34)，專用設備制造業(C35)，交通運輸設備制造業(2012年以后為汽車制造業，鐵路船舶航空航天和其他運輸設備制造業)(C37)，電氣機械和器材制造業(C38)，通信設備計算機及其他電子設備制造業(2012年以后為計算機通信和其他電子設備制造業)(C39)，儀器儀表及文化辦公機械制造業(2012年以后為儀器儀表制造業)(C40)。。

(二)產業集聚與產業發展關系方面的研究

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

(三)研發投入與產業發展關系方面的研究

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

(四)產業發展方面的研究

產業發展是指產業的產生、成長和進化過程，既包括單個產業的進化過程，又包括產業總體，即整個國民經濟的進化過程，這里的進化過程既包括某一產業中企業數量、產品或者服務產量等數量上的變化，也包括產業結構的調整、變化、更替和產業主導位置等質量上的變化[1]。而對于實證方面的研究，國內外學界達成了一致認識，通常選取產業增加值或者其產值表示產業發展，比如李平等選取高技術產業當年價總產值表征產業發展[21]，而王坤以主營業務收入作為產業發展的指標[20]。此外，就產業發展和經濟增長兩者關系方面的研究，Deeds實證表明高技術產業對我國的經濟發展有著較大貢獻[28]；李洪偉等選取產業增加值以反映產業發展，研究揭示了我國東、中、西部3個區域的高技術產業發展和經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，高端制造業等產業的發展發揮了重要的溢出效應，在經濟發展中扮演著重要角色，而關于衡量指標，學界通常選取產業增加值、總產值以及主營業務收入等表征產業發展。

(五)研究評述

關于研發投入方面的研究，學界主要集中于產業內微觀企業角度、宏觀經濟增長角度以及省際區域視角，而就高端制造業的中觀視角方面尚有完善的空間，因此本文擬從研發資金投入和研發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，高端制造業產業發展的理論論述比較多，但是實證研究還相對較少，研發投入、產業集聚以及產業發展三者之間的作用關系也較缺乏，此外多數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。文獻分析發現，產業集聚能夠產生創新溢出效應，創造良好的研發條件，可以深化集聚區內各企業的合作及創新，打造并提升各高端人才進行研發協作的機會，促進知識的高效輻射，以實現經濟活動中資源的優化配置、深度融合及高效創新，并發揮積極的集聚效應及規模效應，所以產業集聚有助于引導企業加大研發投入以推動產業發展。然而，當產業集聚過度時，則會引起諸如集聚區內企業“搭便車”“惡性競爭”以及造成“擁擠效應”等問題，從而可能導致企業會為規避風險而選擇降低研發投入力度的現象[30]。所以，產業過度集聚會對研發投入與產業發展的影響關系產生抑制效應，再結合胡佛的產業集聚最佳規模理論，本文設定產業集聚調節研發投入對產業發展的影響呈非線性特征，具有門檻效應。

綜上，本文以高端制造業產業層面為研究視角，利用2007—2016年高端制造業面板數據，以研發投入對產業發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投入與產業發展的關系，其次選擇Hansen門檻模型分析法，設定產業集聚為門檻變量，分析討論在各產業集聚門檻區間，研發投入對產業發展的非線性影響效應，找出最佳集聚區間，并與未加入門檻變量前的固定面板回歸效果進行對比，最后設定研發投入的滯后一期項檢驗模型的穩健性，實證研發投入對產業發展的影響，進一步驗證研發投入、產業集聚與產業發展的內在關系，為我國高端制造業產業發展提供參考。

二、研究設計

(一)研究方法

本文以研發投入作為核心解釋變量，設置產業發展作為被解釋變量，構造實證面板數據模型為：

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

(1)

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

(2)

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

產業集聚是高端制造業發展過程中的一種特征及趨勢，在不同的產業集聚水平下，研發投入對產業發展的影響呈現分化趨勢，鑒于此，本文選擇Hansen[31]所提出的面板門檻回歸模型，設定產業集聚作為門檻變量，分析在不同的產業集聚門檻區間，研發投入對產業發展的差異性影響，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，I(·)為指示函數(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)變量選取與數據說明

1.產業發展(Hti)。選擇了7個細分行業代表高端制造業，而在產業發展的指標選擇上，本文借鑒王坤等[20]的做法，以主營業務收入衡量高端制造業細分行業的產業發展，以反映高端制造業的發展情況。

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

3.產業集聚(gini)。將產業集聚作為門檻變量深入研究，借鑒王麗麗等[37]的做法，以空間基尼系數衡量產業集聚，計算公式是：gini=∑(sj-xj)2，其中：j表示除西藏外的30個省市區，sj為某i行業在j地區就業人數占該行業全國就業人數的比重，xj為該地區就業人數占全國總就業人數的比重，空間基尼系數越大，說明產業集聚程度越高。須補充一點，關于近年來人口紅利消失的問題，其對勞動密集行業影響相對較大，而高端制造業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衡量產業集聚具有合理性。

4.政府R&D資助(subs)。參考陳修德等[38]的做法，選取《中國科技統計年鑒》“政府資金”衡量政府R&D資助，然后根據永續盤存法(同上)測算subs，政府研發資助對企業研發進行了一定程度的補充，有助于提高企業技術創新能力，提升產品附加值，促進產業發展。

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

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

7.產業利潤(pro)。以“利潤總額”進行衡量，指標及數據出自《中國科技統計年鑒》，企業利潤為研發投入最主要的來源，而產業由諸多個同類型企業集合而成，對此，企業發展情況對于產業發展而言具有較大影響，但是由于企業追逐盈利的天性，其經營決策也許會偏離公共利益而引起宏觀問題，比如企業為實現其利益可能會以犧牲環境為代價等，因此于產業以及社會而言，達到的并非帕累托最優的狀態。

8.貿易開放度(opendegree)。借鑒譚晶[40]的處理方式，以“出口交貨值/銷售產值”加以衡量。對外貿易作為產業發展積極的外在驅動，一國(或地區)的對外貿易活動會對其產業結構調整及布局有所影響，一般在各國貿易互動中會擴散溢出國際前沿技術，間接地積極影響國內技術，推動產業發展。

(三)數據來源

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

表1 變量設置及其經濟含義

注：從業人員為全部從業人員年平均人數，下同

表2 各變量描述性統計

三、實證分析

表3 變量單位根檢驗結果

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“偽回歸”，在實證之前，選擇LLC和IPS兩種面板單位根檢驗方法，檢驗各變量的平穩性，檢驗結果詳見表3，結果顯示各指標都沒有單位根，表明各指標數據序列達到了平穩性的研究要求。

(一)門檻回歸模型的實證檢驗結果

結合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，依據自抽樣法反復抽樣1 000次，得出F值和p值，檢驗結果如表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 門檻值估計結果

結合表4、表5模型回歸的結果可以看出，產業集聚作為門檻變量時研發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人員投入強度的雙門檻模型。對于研發資金投入的門檻模型選擇，借鑒研發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是門檻值估計結果，同時給出了以產業集聚作為門檻變量的95%的置信區間，可以看出所要研究的門檻值都在置信區間內，兩個門檻值將產業集聚分為3個區間，因而基于3個不同的產業集聚區間內分析研發投入對產業發展的差異性影響。以下將分別對不考慮產業集聚的普通固定效應面板模型和以產業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分別是以研發資金投入強度和研發人員投入強度為核心解釋變量的檢驗結果，可以看出，高端制造業研發投入對產業發展具有顯著的正向促進作用，rdi、rdp的系數分別為7.617 113和2.546 681，驗證了研發投入是產業發展的重要影響因素，企業加大研發投入能夠提高企業的技術創新能力[42]，以至于不斷加快產業技術創新，切實推動高端制造業產業發展。影響機理分析表明：一方面，技術創新與市場需求的互動催生新興產業，推動產業進行技術革新，促進傳統產業實現轉型升級，實現高端化發展；另一方面，研發投入有助于企業提升技術創新能力，從而削減產業成本及增大利潤率，由于資本逐利天性，因此諸如高端制造業等潛力產業逐漸吸引高端人才等資源集聚，帶動產業內及產業間要素進行流動，以推動我國高端制造業的發展，以至于爭取并提升國際競爭力，影響國際貿易結構，搶占國際市場，進一步刺激我國高端制造業的發展。然而對比檢驗結果發現，相較于研發資金投入，研發人員投入對產業發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研發隊伍的整體素質還不夠高，從而導致高端人才跟不上高端制造業發展的現實需求，所以，研發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值是基于穩健標準差的結果

表6中各控制變量的檢驗結果表明，外商投資、產業利潤對產業發展具有正向促進作用，并通過了顯著性檢驗，其中政府R&D資助對產業發展的推動系數還相對較小，且是負向作用，這說明目前政府R&D資助對產業發展的貢獻依然不足，與劉海朋等[44]的觀點相符，也就是政府資助對產業發展的影響表現為負或者影響不顯著；而外商投資的影響系數分別為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影響相對較大，表明外商投資充分發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，創新管理模式及經營理念，有利于加快高端制造業發展；產業利潤的影響系數分別是0.730 744 0、0.746 245 1，關于企業、行業以及產業三者的關系，企業是基礎單位，多個同類型企業組成了行業，而產業由多種行業所構成，模型檢驗結果證實了產業內企業利潤助推高端制造業發展；專利產出水平檢驗結果表現不穩定，比如模型1中檢驗不顯著且影響微弱，究其原因，一方面，我國企業申請專利依然傾向于數量而輕質量，對專利轉化重視度也不夠，另一方面，知識產權保護機制有待完善，因此，實證表明專利產出水平對高端制造業的影響效果未達到預期[19]。

(三)以產業集聚為門檻的回歸模型

根據理論分析及假設，設置產業集聚為門檻變量，以檢驗高端制造業研發投入對產業發展的門檻效應，檢驗結果如表7所示。

表7 門檻回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著

檢驗結果顯示，即使在不同的門檻區間，研發投入對產業發展也發揮著積極的促進作用，進一步證實了研發投入是產業發展的重要影響因素。然而，如表7所示，在3個不同門檻區間，研發投入對產業發展表現出差異性影響，呈現出顯著的門檻特征。以下從兩個角度加以分析：其一，就研發資金投入方面而言，當gini<0.017 6時，研發資金投入強度的影響系數為5.087 4，在1%水平上顯著，其對產業發展促進作用較強，當產業集聚水平位于第二個門檻區間，即0.017 60.079 2時，研發資金投入強度的積極推動作用大幅度減弱，其影響系數僅3.801 6，且在10%的水平上顯著。其二，就研發人員投入方面而言，當產業集聚小于0.017 6時，研發人員投入強度系數為3.147 3，當產業集聚越過第一個門檻值，即介于0.017 6～0.054 8時，研發人員投入強度對產業發展的影響系數增大至3.418 7，且在1%水平上顯著，然而，當產業集聚大于0.054 8時，研發人員投入的影響系數顯著削弱，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論相同，研發人員投入強度影響系數明顯小于研發資金投入強度。

另外，對比分析模型中設置門檻變量前后，各控制變量的系數變化表明：政府研發資助影響依舊為負甚至檢驗不顯著，專利產出水平對產業發展的影響還是較弱，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分別變為0.078 7、0.051 7，影響程度較加入產業集聚之前有所下降，產業利潤彈性系數分別變為1.105 0、1.343 9，皆在1%的水平上顯著；而實證結果顯示貿易開放度的影響程度雖然也相對減弱，卻依然發揮積極的促進作用，表明貿易開放度也會帶來積極的技術溢出效應，然而與出口貿易對比，進口貿易過程更加有利于國際尖端技術進行輻射外溢，更能促進產業的發展。

(四)穩健性檢驗

考慮到高端制造業研發投入對產業發展的影響可能存在滯后效應，即研發投入與未來年度的產業發展存在相關關系，因此，為了檢驗研究結果和論證的穩健性，進一步分析驗證研發資金投入強度、研發人員投入強度與下一年度產業發展的關系，研究結果分別見表6的模型3和模型4以及表8的門檻回歸結果。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，直接列示檢驗結果。

表8 門檻回歸結果(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發現，貿易開放度變為負向影響且不顯著了，造成這種變化的原因可能是因為我國對外出口貿易主要是勞動密集型產品，帶來的技術溢出效果不穩定，并且相較于出口貿易，進口貿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、結論與建議

根據以上理論分析及各實證檢驗研究，得出以下結論：高端制造業研發投入是產業發展的重要因素，加大研發投入有助于提升產業技術創新能力，進而促進產業發展；相較于研發資金投入強度，研發人員投入強度對產業發展影響相對較小甚至影響不顯著；檢驗結果表明，研發投入對我國高端制造業產業發展均存在產業集聚的雙重門檻效應；當產業集聚為0.017 6～0.054 8，研發投入對高端制造業產業發展的推動作用最強，當產業集聚跨過第二個門檻時，研發投入對產業發展的影響會大幅度減弱甚至影響不顯著；政府研發資助對產業發展較微弱甚至影響為負，專利產出水平影響不穩定，而外商投資對產業發展的積極影響較強；最后進行穩健性檢驗，考慮滯后一階的rdi和rdp情況進行回歸，結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。

針對上述研究結論，為了促進我國高端制造業產業更科學更高效的發展，提出如下政策建議：第一，完善知識產權制度，鼓勵并引導企業加大研發資金投入。鼓勵并引導企業加大研發資金投入，并給予稅收資助等政策優惠，足夠的研發資金投入能夠吸引各種優質資源進行集聚，讓高端制造業企業有足夠的研發動力,并進一步完善知識產權制度，以激發企業的創新活力，完善的知識產權機制以及良好的知識產權法治氛圍可以有效激勵企業增進研發投入，以提升企業及產業的技術創新水平。第二，一方面，鼓勵且引導企業強化高端人才隊伍建設，并完善人才培養體系。高端人才是高端制造業發展的承擔者、執行者及基礎載體，高層次人才集聚并進行協作研發有助于創新產業內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，創新高層次人才培養模式，以提高企業及產業研發人員整體素質，實行研發人員的優化組合，提高其積極性，并鼓勵高校和企業聯合培養高端人才，做到學以致用，進一步促進產學研的深度融合，全面提升自主創新能力。第三，加快高端制造業集群化發展過程，合理控制產業集聚程度。政府出臺關于產業發展方面的政策，加快發展產業集聚，但是研究表明過度的產業集聚不利于企業研發投入對產業發展的影響，所以同時要合理控制產業集聚水平，保障集聚質量，研究表明維持在0.017 6～0.054 8為最佳，最有利于技術創新，實現合理分工。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技術和管理模式，提高新技術的開發應用和研發資源配置效率，更好地促進我國高端制造業產業的發展。