創(chuàng)新視角下企業(yè)資源耦合度對制造企業(yè)轉型升級的影響機制

摘 要：從創(chuàng)新視角研究企業(yè)資源耦合度對制造企業(yè)轉型升級的影響機理并比較其渠道差異，能夠為推動制造企業(yè)轉型升級提供建議與指導。利用制造企業(yè)上市公司樣本數據，使用中介效應模型檢驗制造企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響及作用路徑。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)資源耦合度有助于促進企業(yè)轉型升級。中介效應分析表明，企業(yè)資源耦合度通過增加創(chuàng)新數量和改進創(chuàng)新質量兩種機制推動企業(yè)轉型升級。相較于創(chuàng)新數量，創(chuàng)新質量對轉型升級的中介效應更強。異質性分析表明，位于西部地區(qū)的企業(yè)以及大規(guī)模企業(yè)，企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的促進作用更為顯著。研究結果能夠為企業(yè)提高創(chuàng)新產出提供新思路，為制造業(yè)順利實現(xiàn)轉型升級提供一定的借鑒。

關鍵詞：企業(yè)資源耦合度；制造企業(yè)；轉型升級；技術創(chuàng)新；中介效應

中圖分類號：F 273文獻標識碼：A文章編號：1672-7312（2024）03-0242-13

0 引言黨的二十大報告指出，建設現(xiàn)代化產業(yè)體系，要把發(fā)展經濟的著力點放在實體經濟上，推進新型工業(yè)化，加快建設制造強國、質量強國。制造業(yè)作為實體經濟的核心，轉型升級關系到國民經濟體系的優(yōu)化轉變，是推動我國經濟高質量發(fā)展的關鍵動力。制造業(yè)轉型升級是一個長期復雜的過程，將產業(yè)升級落實到企業(yè)層面，優(yōu)質的資源和均衡的結構是企業(yè)轉型升級的基礎，直接影響企業(yè)技術創(chuàng)新能力和轉型升級效果。因此，立足資源稟賦發(fā)揮比較優(yōu)勢將技術創(chuàng)新依附于要素稟賦基礎之上是推動產業(yè)轉型升級，實現(xiàn)由制造大國轉為制造強國的必由之路。目前，關于資源耦合的文獻形成了重要成果，已有研究表明企業(yè)不僅內部資源耦合[1]、知識耦合[2-4]以及雙循環(huán)耦合協(xié)同作用[5]可以改善企業(yè)財務績效和創(chuàng)新績效，提升企業(yè)創(chuàng)新能力和組織韌性，有助于企業(yè)生存。企業(yè)外部不同類型的組織之間的資源整合，比如國企和民營企業(yè)[6]、企業(yè)與高校、科研院所之間的耦合關系[7]同樣也可以促進企業(yè)創(chuàng)新行為，將科技成果轉化為績效。此外，通過現(xiàn)有文獻分析來看，眾多學者在識別技術創(chuàng)新影響企業(yè)轉型升級的動因和主路徑時使用了不同的研究方法，為實現(xiàn)企業(yè)高質量發(fā)展提供經驗證據。一是使用案例分析法進行研究。比如，陳志軍等[8]和杜勇等[9]采用縱向單案例研究，分別以海信集團和宗申集團為例，指出技術是該企業(yè)轉型升級的根基，技術創(chuàng)新方式的轉化、數字創(chuàng)新的應用是集團成功從傳統(tǒng)制造業(yè)向智能數字化轉型升級的關鍵路徑。二是使用模糊集定性比較分析（fsQCA）進行研究。比如，楊瑾和解若琳[10]采用fsQCA探索出以創(chuàng)新技術（產品）孵化為基礎的市場型和創(chuàng)新策略型兩條轉型升級路徑，強調了技術創(chuàng)新和產品創(chuàng)新的關鍵作用。鄭季良和陳白雪[11]發(fā)現(xiàn)企業(yè)資源組態(tài)通過提高創(chuàng)新能力，形成產業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新進而促使企業(yè)轉型升級成功，創(chuàng)新缺失和資源錯配會導致轉型升級低效。賈建鋒等[12]使用fsQCA法研究企業(yè)內部因素和外部環(huán)境對制造業(yè)國有企業(yè)轉型升級的多重聯(lián)動影響機制，突出了自主創(chuàng)新能力對推動國有企業(yè)轉型升級的作用力。三是通過構建中介效應模型進行實證檢驗。比如，趙玉林和裴承晨[13]、王鑫等[14]分別使用逐步回歸法、構建多重中介模型檢驗技術創(chuàng)新推動轉型升級的作用機制，以及技術創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新在對轉型升級的影響中發(fā)揮鏈式中介效應，結果表明不同的中介變量在傳導機制中發(fā)揮的中介效應大小不同。綜上所述，已有研究缺乏在微觀層面企業(yè)內部多種資源耦合對轉型升級的影響及機制探討，然而并未將技術創(chuàng)新結合在一起。利用2015—2020年制造企業(yè)樣本數據，首先從資源和創(chuàng)新的雙重視角實證檢驗制造企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響及中介傳導機制。然后，對不同規(guī)模、不同地區(qū)的企業(yè)進行異質性檢驗。最后，使用工具量法和傾向得分匹配法解決內生性問題，通過變量替換以檢驗結論的穩(wěn)健性。和已有研究相比，文中貢獻主要在于以下三個方面。第一，突破現(xiàn)有研究偏重于對單一資源的關注，將企業(yè)資源稟賦視為整體，基于多維視角將企業(yè)資源分為財務資源、人力資源、技術資源和數據資源，創(chuàng)造性的使用耦合協(xié)調度系統(tǒng)地研究企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響及作用機制，為促使企業(yè)轉型升級提供新思路。第二，創(chuàng)新作為引領經濟發(fā)展的重要內驅力，在轉型升級中起到較為重要的橋梁作用，將這一關鍵因素設計成中介變量，從“量”和“質”兩個維度，構建涵蓋創(chuàng)新數量與創(chuàng)新質量的技術創(chuàng)新指標作為中介變量，檢驗制造業(yè)上市公司資源耦合度對企業(yè)轉型升級的傳導路徑并刻其中介效應，不僅可以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，提高企業(yè)創(chuàng)新能力，也有助于正確指導企業(yè)進行轉型升級實踐，具有較強現(xiàn)實意義。第三，進一步研究不同規(guī)模、不同地區(qū)的企業(yè)，企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的差異化影響，對相關研究進行補充擴展，為實現(xiàn)企業(yè)高質量發(fā)展提供經驗證據。

1 理論分析與研究假設

1.1 企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響耦合一般是指2個或2個以上系統(tǒng)之間或系統(tǒng)內部各要素相互影響、相互作用的關系。水土資源耦合是耦合思維在自然資源領域的具體體現(xiàn)[15]，更多強調水土資源在農業(yè)生產領域的作用。創(chuàng)業(yè)資源耦合指新創(chuàng)企業(yè)為了發(fā)揮資源優(yōu)勢，對異質性資源進行整合、相互融合的過程[16]。結合研究內容，企業(yè)資源耦合是將耦合的思想應用到企業(yè)資源管理領域，將企業(yè)資源耦合定義為企業(yè)轉型升級過程中，現(xiàn)代數據資源與財務資源、人力資源、技術資源、傳統(tǒng)資源相互依存，相互影響，是協(xié)同演化的一種耦合關系。資源耦合的目的是促使異類資源形成互補或協(xié)同效應，實現(xiàn)資源效用最大化。資源基礎理論認為資源稟賦不僅是企業(yè)轉型升級的起點[17]，也是保障企業(yè)轉型升級成功的關鍵[18]。資源管理理論指出，有效管理資源是充分發(fā)揮資源價值、創(chuàng)造競爭優(yōu)勢的關鍵[19]。在轉型升級的過程中，企業(yè)不僅要關注資源的豐歉，還要重視資源管理，關注不同類型資源的耦合匹配度。數字經濟下，企業(yè)現(xiàn)代數據資源與財務資源、技術資源、人力資源等傳統(tǒng)生產要素的協(xié)同耦合是優(yōu)化配置效率的體現(xiàn)，將數據資源納入升級戰(zhàn)略，利用數據資源撬動傳統(tǒng)資源，通過數據資源和傳統(tǒng)資源的深度融合，賦能制造業(yè)生產運營的各個環(huán)節(jié)，實現(xiàn)傳統(tǒng)要素數字化，成為制造業(yè)實現(xiàn)高質量發(fā)展的必然選擇。具體來說，將數據要素納入整體生產過程，會對其他生產要素產生一定的影響，多樣化的資源可以加強資源選擇彈性，幫助企業(yè)打破組織慣例，重塑傳統(tǒng)要素結構，擴大效能，增強生產要素間的相互作用，耦合過程中資源被賦予新功能和新特征，刺激企業(yè)在生產流程、產品質量上進行創(chuàng)新改進。實現(xiàn)資源“1+1gt;2”的效果，從而改變產出和效率[20]。此外，資源耦合可以促進部門間交流實現(xiàn)知識共享，促使各類資源產生協(xié)同效應[21]。比如，企業(yè)數據資源與人力資源耦合緩解了勞動要素扭曲程度，促進人力資源升級。數據資源與財務資源和技術資源耦合不僅實現(xiàn)了資本的動態(tài)調整，為資本要素創(chuàng)造更多價值，而且推動了技術要素市場化配置改革，有效解決了關鍵技術的“卡脖子”難題，對傳統(tǒng)產業(yè)產生創(chuàng)新激勵，促進全要素的動態(tài)發(fā)展，為企業(yè)創(chuàng)造了價值[22-23]。在微觀層面，已有學者表明資源耦合度較高的企業(yè)，可以根據各自獨特的資源優(yōu)勢促進企業(yè)間合作，克服單一企業(yè)內部的資源瓶頸、效率瓶頸和技術瓶頸進行接力創(chuàng)新，將聯(lián)盟網絡、創(chuàng)新鏈中上下游企業(yè)以及平臺企業(yè)主導型創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)內的平臺企業(yè)異質性資源轉化為企業(yè)績效，有利于價值共創(chuàng)，實現(xiàn)共贏。在宏觀層面，王德祥[24]以及劉文革和賈衛(wèi)萍[25]表明數據要素作為新型現(xiàn)代生產要素，通過與其他傳統(tǒng)生產要素的協(xié)同融合促進制造業(yè)高質量發(fā)展，通過生產結構升級、稟賦結構變遷的傳導機制促進經濟增長。基于此，提出如下假設。H1：企業(yè)資源耦合度有助于推動企業(yè)轉型升級。

1.2企業(yè)資源耦合度影響企業(yè)轉型升級的作用機制

制造業(yè)轉型升級是一個復雜的系統(tǒng)，本質是資源配置結構、創(chuàng)新水平、組織效率等各方面優(yōu)化提升的結果[26]。均衡的要素結構和有效的配置方式是創(chuàng)新能力提升的基石[27]。具體來說，企業(yè)技術創(chuàng)新水平受要素稟賦的約束，需要人力資源、財務資源、技術資源和數據資源的支撐。單一要素的累積聚集會造成其他資源要素的結構失衡，對企業(yè)創(chuàng)新產生不利影響。企業(yè)資源結構均衡使得企業(yè)技術創(chuàng)新在配置資源方面產生優(yōu)勢，多維資源間的耦合性和互補性可以拓寬企業(yè)自身的“資源基礎”，提高資源利用率，在創(chuàng)新過程中的協(xié)同演進可以降低產品開發(fā)周期，增強創(chuàng)新效率，避免資源冗余或資源匱乏導致的創(chuàng)新能力下降，更容易激發(fā)全新的創(chuàng)新活動，增加創(chuàng)新數量，也更容易對現(xiàn)有技術局部改進，提升創(chuàng)新質量，改善創(chuàng)新績效[28]。比如，康鑫和張鑫靜[29]發(fā)現(xiàn)，知識耦合協(xié)調度可以突破組織邊界，促進知識資源稟賦不同的企業(yè)深度合作，通過接力創(chuàng)新，解決技術難題，提升創(chuàng)新價值。徐潔等[30]發(fā)現(xiàn)制造業(yè)和服務業(yè)融合后，將合并后的要素資源調整到最優(yōu)結構，不僅可以增加創(chuàng)新數量，也可以改善創(chuàng)新質量。LAURSEN等[31]指出對多樣化的知識資源進行整合是增強創(chuàng)新能力、提高創(chuàng)新績效的關鍵。因此，可以看出，資源耦合協(xié)同度越高，說明資源間均衡度越好，越能夠促進創(chuàng)新在“量”和“質”層面全面提升。此外，提高創(chuàng)新能力是新發(fā)展格局下制造業(yè)轉型升級的關鍵路徑[32]。具體來說，創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量代表了創(chuàng)新“規(guī)模”和“水平”兩個不同維度。創(chuàng)新數量是創(chuàng)新質量的前提，企業(yè)創(chuàng)新數量的增加，會加強企業(yè)在產品服務等方面的競爭優(yōu)勢，當創(chuàng)新數量增加到一定程度時，由量變發(fā)生質變，促進創(chuàng)新質量的提升[33]。創(chuàng)新質量提高后，企業(yè)可以通過技術升級改變企業(yè)傳統(tǒng)的生產方式，加快技術進步的速度，更新生產設備，提高制造業(yè)的勞動生產率和新產品產出率，助力制造業(yè)轉型升級，推動制造業(yè)高質量發(fā)展[34]。比如，鐘文等[35]在宏觀層面研究發(fā)現(xiàn)當一個區(qū)域的實物資本、人力資本及社會資本之間處于最優(yōu)普合度時，會影響整個區(qū)域的創(chuàng)新能力，進而促進經濟可持續(xù)增長。在微觀層面，一些學者表明創(chuàng)新是企業(yè)轉型升級的主要路徑，制造業(yè)通科技創(chuàng)新構建智能制造生產體系，加強信息技術的應用和推廣，提高生產率，使得生產方式向多樣化發(fā)展，促進產業(yè)間融合，帶動制造業(yè)全面轉型升級[36-39]。基于此，提出如下假設。H2a：企業(yè)資源耦合度通過增加創(chuàng)新數量推動企業(yè)轉型升級。H2b：企業(yè)資源耦合度通過提升創(chuàng)新質量推動企業(yè)轉型升級。綜上所述，本文的邏輯框架如圖1所示。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源以2015—2020年制造業(yè)上市公司為研究對象，并剔除被標記為ST和ST*的上市公司、數據存在嚴重缺失的上市公司。以上述標準對樣本進行篩選后，最終得到2 055家企業(yè)，8 226個樣本觀測值。專利數據來自CNRDS數據庫，其他數據來源于CSMAR。為了避免極端值對回歸結果造成異常影響，對模型中所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進行Winsorize縮尾處理。

2.2 變量的選擇及定義

2.2.1 被解釋變量企業(yè)轉型升級的衡量方式有很多，比如，采用企業(yè)的銷售利潤率反映產品附加值狀況，衡量制造業(yè)代工企業(yè)轉型升級的效果[40]，采用虛擬變量表示并購重組事件企業(yè)是否進行了轉型升級[41]，采用全要素生產率表示企業(yè)轉型升級水平。考慮到企業(yè)轉型升級最終會反映在企業(yè)的全要素生產率上[42]，全要素生產率作為一項綜合指標，能夠全面反映企業(yè)資源配置效率、創(chuàng)新能力、績效水平等多方面改善后的結果，參照聶興凱等[43]的研究使用LP法計算的全要素生產率來衡量企業(yè)轉型升級（Y）。

2.2.2 解釋變量2020年4月9日，中共中央、國務院印發(fā)了《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，首次明確提出，數據要素是與土地、勞動力、資本和技術等四大傳統(tǒng)要素并列的、可以參與分配的基本生產要素。因此，將企業(yè)資源分為財務資源、人力資源、技術資源和數據資源4類。其中，“財務資源”用總資產與總負債的比值表示[44]，“人力資源”用本科及以上學歷員工占比表示[45]，“技術資源”用研發(fā)經費投入與營業(yè)收入的比值表示[46]，“數據資源”用數字化資產占無形資產和固定資產總和的比值表示[47]。首先，利用銳思金融數據庫上市公司財務報表附注信息，當固定資產和無形資產明細科目的名稱包含“電子計算機”“通訊設備”“電子設備”“軟件”“網絡”“客戶端”“管理系統(tǒng)”“智能平臺”等與數字經濟技術相關的關鍵詞時，認為該項為數字化資產，將企業(yè)無形資產和固定資產中的數字化部分加總得到企業(yè)的數字化資產，數字化資產占“無形資產和固定資產總和”的比值表示企業(yè)數字化水平。然后使用耦合模型進行計算，耦合度具體見式（1）。

式中，Ｃ為耦合度；U1，U2，U3和U4分別為財務資源、人力資源、技術資源和數據資源。Ｃ值越大，表示子系統(tǒng)耦合狀態(tài)越好；反之，Ｃ越小，表示子系統(tǒng)耦合狀態(tài)越差。然而，耦合模型只針對子系統(tǒng)的耦合狀態(tài)進行評估，不能反映系統(tǒng)之間的發(fā)展水平，需要進一步構建能反映子系統(tǒng)協(xié)同化發(fā)展水平的耦合協(xié)調度模型。耦合協(xié)調度Ｈ的具體公式見式（2）、式（3）。

式中，Ｈ為耦合協(xié)調度；Ｎ為子系統(tǒng)綜合發(fā)展指數，反映子系統(tǒng)對協(xié)調度的貢獻；α，β，γ，λ為待定系數值，考慮到各個子系統(tǒng)的相互聯(lián)動關系，故取α＝β＝γ＝λ=0.25。在借鑒已有研究的基礎上，將子系統(tǒng)協(xié)調發(fā)展程度劃分為10個等級，具體劃分標準見表1。

2.2.3 中介變量張長江[48]等認為相比于創(chuàng)新投入，企業(yè)的創(chuàng)新產出更能直觀地體現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新績效，客觀準確地反映企業(yè)的創(chuàng)新能力。孫自愿等[49]以及陳強遠等[50]認為應該從創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量兩個維度研究企業(yè)創(chuàng)新。因此，從“量”和“質”2個維度衡量企業(yè)創(chuàng)新能力，使用創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量進行衡量。其中，創(chuàng)新數量（M1）代表創(chuàng)新規(guī)模，使用企業(yè)專利申請數并取對數表示[51]，創(chuàng)新質量（M2）表示創(chuàng)新水平，使用專利申請引用數表示[52]，同時使用授權專利數量和授權專利引用數進行穩(wěn)健性檢驗。

2.2.4 控制變量考慮到其他因素對實證結果的潛在影響，參照已有文獻從企業(yè)財務狀況和公司治理狀況兩方面對可能影響企業(yè)創(chuàng)新和轉型升級的因素進行控制。其中，反映企業(yè)財務狀況的指標有企業(yè)規(guī)模（Size）、資產負債率（L）、凈利潤增長率（Z）、管理費用率（G）。反映公司治理情況的變量有股權集中度（J）、托賓Q（Q）、董事會規(guī)模（R）、獨立董事比例（B）、兩職合一（D）。此外，為了控制其他不可觀測因素，將年份（N）和行業(yè)（H）作為控制變量。

綜上，變量定義見表2。

2.3 模型構建借鑒溫忠麟等[53]檢驗中介效應的思想進行路徑檢驗，同時刻度中介效應的大小。模型見式（4）～（6）。模型（4）用來檢驗企業(yè)資源耦合度與轉型升級的關系，如果1顯著則進行下一步，如果不顯著則停止檢驗。模型（5）用來檢驗創(chuàng)新數量（或者創(chuàng)新質量）與企業(yè)資源耦合度的關系。模型（6）用來檢驗企業(yè)資源耦合度、創(chuàng)新數量（或者創(chuàng)新質量）與轉型升級的關系。如果β1和γ2都顯著，則進行下一步，否則進行Sobel檢驗。并且在模型（6）

式中，i為樣本公司；t為年份；β0為回歸常數；βi為回歸系數，εit為隨機擾動項；X為自變量企業(yè)資源耦合度；M為中介變量創(chuàng)新質量和創(chuàng)新數量；Y為因變量制造企業(yè)轉型升級；Controlit為控制變量。3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計樣本關鍵變量描述性統(tǒng)計見表3。從表3可以看出企業(yè)轉型升級（Y）的中位數小于均值（13.91lt;13.99），說明超過一般的企業(yè)轉型升級小于平均水平。此外，創(chuàng)新數量（M1）和創(chuàng)新質量（M2）最大值和最小值之間存在差距，個別企業(yè)創(chuàng)新能力很強。企業(yè)資源耦合度在0～0.721，說明企業(yè)資源耦合度在極度失調與中度協(xié)調的范圍內。此外，在控制變量中也可以看出樣本公司之間的差距較大，便于考察不同公司各方面的情況對企業(yè)轉型升級的影響。

3.2 作用機制檢驗

3.2.1 逐步檢驗回歸系數法表4為企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響及作用機制。其中表4（1），（2），（3）為企業(yè)資源耦合度、創(chuàng)新數量與企業(yè)轉型升級的關系檢驗。從表4列（1）可以看出X與Y的回歸系數為0.533，在1%水平上顯著，說明企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級具有促進作用，驗證了H1。從列（2）所知X與M1的回歸系數為9.848，在1%水平下顯著，說明企業(yè)資源耦合度有助于提升企業(yè)創(chuàng)新數量。從列（3）中看出M1與Y的回歸系數為0.021，在1%的水平上顯著正相關。X與Y的回歸系數在引入M1后由0.533降為0.326，在1%水平上顯著，說明中介效應存在。即企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響，部分是通過創(chuàng)新數量起作用。表4列（1）、列（4）、列（5）為企業(yè)資源耦合度、創(chuàng)新質量與企業(yè)轉型升級的關系檢驗。由表4中列（1）和列（4）可知，X與M2、Y均在 1%水平上顯著正相關。從列（5）中可以看出在引入M2后，X與Y的回歸系數由0.533降為0.176，說明創(chuàng)新質量發(fā)揮的是部分中介效應。驗證了H2a和H2b。此外，為了進一步刻畫創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量中介效應占比，借鑒文獻[53]的研究進行計算，計算結果見表5。結果表明，創(chuàng)新數量的中介效應占比為38.79%，創(chuàng)新質量的中介效應占比為57.82%，大于創(chuàng)新數量所發(fā)揮的中介效應。由此可以看出，企業(yè)資源耦合度對轉型升級的傳導路徑中，創(chuàng)新“提質”方面比創(chuàng)新“增量”發(fā)揮更大的傳導作用。可能的解釋是企業(yè)轉型升級是動態(tài)復雜的過程，創(chuàng)新活動具有周期長、風險大，不確定性較強的特征，在資源有限的情況下，資源錯配會導致創(chuàng)新陷入“低質低效”的困境，不利于企業(yè)優(yōu)化升級。為了解決這一難題，提高核心競爭力，企業(yè)會更加注重資源優(yōu)化配置和新產品、新技術的開發(fā)，將資源優(yōu)先用于高質量創(chuàng)新，增加創(chuàng)新的深度和質量，拓展新領域內的創(chuàng)新成果，減少企業(yè)“重數量、輕質量”的創(chuàng)新導向，將創(chuàng)新策略由“數量優(yōu)先”轉向“質量優(yōu)先”，構建“創(chuàng)新質量優(yōu)先、兼顧數量”的創(chuàng)新理念。因此，當資源耦合度增加時，要素系統(tǒng)內要素間的協(xié)同聯(lián)動，能夠激發(fā)要素活力，發(fā)揮要素組合和結構的增效作用[54]，資源的優(yōu)化配置，可以打破常規(guī)，為企業(yè)帶來新的創(chuàng)新方案，帶來高質量的創(chuàng)新產出，提高創(chuàng)新質量，將資源優(yōu)勢轉化為創(chuàng)新優(yōu)勢，成為促使企業(yè)轉型升級的重要力量。

3.2.2 Bootstrap檢驗Bootstrap檢驗方法比逐步檢驗回歸系數法更具有說服力。因此，利用Bootstrap檢驗方法采取有放回的抽樣次數為1000的檢驗結果見表6。在Bootstrap中介效應檢驗中，無論是直接效應還是間接效應在置信水平為95%時中介效應的置信區(qū)間均未包括0，說明它們的Bootstrap中介效應檢驗通過，和逐步回歸結果相統(tǒng)一，即驗證了文中研究結論。

3.3 異質性分析

3.3.1 企業(yè)視角的異質性分析考慮到企業(yè)資源耦合度對不同規(guī)模企業(yè)的轉型升級的影響可能存在差異。首先將企業(yè)規(guī)模設置為虛擬變量（A），當企業(yè)規(guī)模大于樣本中位數時，取值為1，否則為0。將交乘項加入模型中進行檢驗，結果見表7列（1），交乘項的系數為0.181在10%的顯著性水平上顯著為正，表明與小規(guī)模企業(yè)相比，大型企業(yè)資源耦合度更能促進制造企業(yè)轉型升級。為了提供進一步的證據，將全部總樣本分為大型企業(yè)和小型企業(yè)兩組，分組檢驗不同規(guī)模企業(yè)資源耦合度與企業(yè)轉型升級的關系。從表7列（2）和列（3）可以看出大型企業(yè)資源耦合度（X）與轉型升級（Y）的回歸系數為0.866在1%水平上顯著為正，大于小型企業(yè)資源耦合度與轉型升級的回歸系數0.522，再一次表明企業(yè)資源耦合度推動企業(yè)轉型升級的利好現(xiàn)象在大規(guī)模企業(yè)中更顯著。可能的解釋是，小規(guī)模企業(yè)資源匱乏、整體實力不高，對資源的吸收和利用能力相對較弱，創(chuàng)新能力不足，對轉型升級的積極作用相對較小。相較于小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)的資源較為豐富，技術更加精湛，在資源的耦合協(xié)同中能夠更高效地利用資源，提高生產效率和創(chuàng)新能力，更大程度提升轉型升級效果。

3.3.2 地區(qū)視角的異質性分析由于各地區(qū)資源稟賦、經濟基礎差異等原因，我國不同地區(qū)制造企業(yè)轉型升級的進程呈現(xiàn)不平衡的現(xiàn)象。借鑒李柏洲和李新[55]的研究，按照公司注冊地將樣本公司分為東部、中部、西部三大地區(qū)，對比檢驗企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級影響的區(qū)域差異，結果見表8。由表8可以看出無論是東部還是中部和西部，X均與Y顯著正相關，各個地區(qū)的企業(yè)各個資源耦合度均有助于企業(yè)轉型升級。并且從回歸結果可以看出西部的回歸系數gt;中部地區(qū)的回歸系數gt;東部地區(qū)的回歸系數，說明相對于東部沿海地區(qū)，中西部的企業(yè)資源耦合度更有助于企業(yè)轉型升級，并且這種利好現(xiàn)象在西部地區(qū)更為顯著。原因在于，西部地區(qū)資源相對匱乏，資源配置效率相對較低，經濟發(fā)展水平和市場化水平明顯滯后于其他地區(qū)，企業(yè)積極發(fā)揮主觀能動性對資源進行有效整合，其內部資源協(xié)調耦合產生的資源優(yōu)勢能夠彌補外部環(huán)境的不足，幫助企業(yè)突破資源限制和創(chuàng)新瓶頸，提升企業(yè)競爭力，更有助于企業(yè)未來轉型發(fā)展。

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 替換核心變量 為了確保研究的可靠性，使用替換變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗。中介變量創(chuàng)新數量（M11）使用專利授權數表示，創(chuàng)新質量使用授權專利引用數（M12）表示。檢驗結果見表9～表11。由表9和表11可以看出逐步回歸法和Bootstrap中介效應檢驗均顯著，結果并未發(fā)生改變，創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量在企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響中發(fā)揮部分中介效應。由表10可以看出，創(chuàng)新質量發(fā)揮的中介效應（49.34%）大于創(chuàng)新數量發(fā)揮的中介效應（24.39%），結論具有穩(wěn)健性。

4.2 工具變量法 為解決內生性問題，使用滯后一期自變量作為工具變量構造2SLS模型進行檢驗，結果見表12。由表12可以看出，自變量與工具變量，工具變量與因變量的回歸結果均顯著，并且弱工具檢驗CraggDonald Wald（F值）遠遠大于10，不可識別檢驗Anderson（P值）小于0.05，證明所選的工具變量是合適的。

4.3 傾向得分匹配法為解決樣本選擇偏誤問題，借鑒王旭等[56]的研究思路將樣本按照企業(yè)資源耦合度是否高于行業(yè)中位數分為處理組和對照組，使用k近鄰卡尺匹配樣本進行傾向得分匹配，結果見表13。在匹配之后企業(yè)轉型升級在5%的水平下顯著（1.96lt;|T|lt;2.576），說明匹配效果好。對采用配對后的樣本再次進行回歸分析，結果見表14，可看出企業(yè)資源耦合度（X）與企業(yè)轉型升級（Y）仍在1%的水平上顯著正相關，結論與前述回歸一致，表明主要結論具有穩(wěn)健性。

5 結論與啟示

5.1 研究結論

1）從總體影響看，企業(yè)資源耦合度與企業(yè)轉型升級正相關，企業(yè)資源耦合度可以顯著促進制造企業(yè)成功轉型升級。2）從影響機制看，企業(yè)資源耦合度通過提高創(chuàng)新數量，改善創(chuàng)新質量推動企業(yè)轉型升級。相對于創(chuàng)新數量，創(chuàng)新質量在企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響中發(fā)揮更大的中介效應。3）從企業(yè)規(guī)模異質性來看，企業(yè)資源耦合度對轉型升級的促進作用存在明顯差異，這種積極的影響在大型企業(yè)中更為明顯。從地區(qū)視角異質性來看，企業(yè)資源耦合度對企業(yè)轉型升級的影響存在區(qū)域差異性。無論是在東部、中部還是西部的企業(yè)資源耦合度與企業(yè)轉型升級均正相關，并且位于西部的企業(yè)受益最大。

5.2 研究啟示

首先，通過資源間耦合關系形成獨特的競爭優(yōu)勢，提升創(chuàng)新數量，改善創(chuàng)新質量是企業(yè)轉型升級的重要路徑。企業(yè)在轉型升級的過程中需要重視資源匹配質量，充分考慮資源間的協(xié)同關系，優(yōu)化資源結構，增強組織資源的能力，從資源耦合的角度確定創(chuàng)新方向和轉型升級路徑，在達到“量”的基礎上，進行“質”的超越，追求高質量的創(chuàng)新數量，避免產生“創(chuàng)新泡沫”，為制造業(yè)轉型升級開辟新路徑。其次，因企施策助推企業(yè)轉型升級。對于資源耦合度低的企業(yè)，政府通過制定更加合理有效的產業(yè)政策，改善要素供給，對于創(chuàng)新能力弱的企業(yè)給予一定的創(chuàng)新補貼或者稅收優(yōu)惠，提供“硬件支持”，以創(chuàng)新為動力激勵企業(yè)轉型升級。此外，不同規(guī)模的企業(yè)資源類型和配置情況不同，小型企業(yè)應該更加重視資源匹配耦合的積極作用，更好地將資源轉化為創(chuàng)新，提升企業(yè)創(chuàng)新能力，帶動企業(yè)全面轉型升級，對推動我國經濟高質量發(fā)展具有重大的現(xiàn)實意義。最后，因地制宜助推企業(yè)轉型升級。各個地區(qū)要素稟賦和發(fā)展情況不同，企業(yè)轉型升級的效果存在較大差異。針對地區(qū)間發(fā)展不均衡現(xiàn)象，一方面，企業(yè)可以加強地區(qū)間交流，通過學習交流，增進企業(yè)間合作，組成共用的資源庫和技術研發(fā)平臺，實現(xiàn)資源共享，協(xié)同創(chuàng)新，破解卡脖子問題，加快制造企業(yè)轉型升級步伐。另外一方面，政府可以根據地區(qū)特征，結合實際情況制定差異化政策措施。比如，東部地區(qū)制度環(huán)境好，市場化進程高，可以進行政策指引，通過“以點帶面”產生集群效應，引領周邊企業(yè)實現(xiàn)全面轉型升級。中西部地區(qū)發(fā)展較為緩慢，政府可以加大變革力度，建立幫扶機制，引進先進的人才和技術，構建營造良好的創(chuàng)新環(huán)境，激發(fā)創(chuàng)新活力，以創(chuàng)新為動力激勵企業(yè)轉型升級。

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