遼寧省制造業與生產性服務業協同創新的影響因素

張曉芬　閆鵬　陳思雨

摘 要：在全球經濟向服務經濟轉型階段，遼寧省作為老工業基地其制造業始終處于技術含量不高、產品附加值不高等問題。需要創新才能打破價值鏈低端的困境，這就需要依賴于相關產業的創新與發展。而生產性服務業通過研發、知識傳播，它的發展也提高了制造業的創新能力，兩者之間就要形成協同創新體系。因此，文章在文獻萃取和遼寧省制造業與生產性服務業創新現狀分析的基礎上，找出影響協同創新的關鍵因素，并選用協同學理論下的哈肯模型，建立兩兩要素比較分析的運動方程，經過求解得出協同創新序參量的序列，即與制造業協同創新的遼寧省生產性服務業發展影響因素，按照其對創新系統支配能力的大小劃分依次技術因素，資金因素，政策因素、人力資源資因素，據此提出遼寧制造業與生產性服務業協調創新的建議。

關鍵詞：遼寧 制造業與生產服務業 協同創新 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

隨著全球經濟向服務經濟時代轉型，生產性服務業也快速發展，現已滲透于商務、信息、科技、金融、物流等重要領域，其創新有利于提高制造企業的核心競爭力，有利于完善和發展區域創新系統，有利于促進創新要素的流動。隨著生產性服務業與制造業互動融合關系的日益緊密，兩者之間的創新發展也逐步表現為協同趨勢。

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的技術創新能力體系，并強調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）提出了生產性服務業中知識密集型服務業的創新需要創新戰略、創新人才、創新部門在內的內部驅動以及包括技術、服務、制度、管理、供應商、競爭者、客戶在內的外部驅動。而且孫立行（2014）又提出了專業人才是服務貿易競爭優勢的最大動力。丁明磊、陳志（2014）提出關鍵材料和核心工藝加強，產品附加值提高和創新人才投入可以促進我國制造業的創新發展。

金明慧、關偉（2014）在其基礎上添加了人才因素，經濟開放程度、城市發展水平的影響，同時強調市場需求和網絡技術革新是推動生產性服務行業創新的主要力量。

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性服務業的創新發展，另外擴大信息技術的網絡效用和知識溢出效應的影響。申靜、孟越、楊保珠（2014）根據服務創新驅動力模型，將影響我國高技術服務業創新的關鍵因素總結為創新投入、創新產出和創新環境。

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建融合水平綜合測度模型，提出裝備制造業與生產性服務業融合影響因素分別為：技術能力、產品能力、市場能力、管理能力和環境因素。通過對相關文獻的研讀和梳理，對生產性服務業的創新研究大多是以定性的角度提出了其創新發展的合理化建議和實施對策，缺乏權威數據的支持和計量模型的實際驗證。因此，在本文當中將彌補這一不足之處，充分利用真實有效的實際數據作為有力的支撐，并且建立數學模型進行定量分析找出影響協同創新績效的關鍵因素。

二、遼寧省制造業和生產性服務業創新發展現狀

遼寧省作為重要的東北老工業基地，制造業是其區域經濟發展的支柱性產業，其創新將成為整體國民經濟的振興的中流砥柱。制造業的創新發展主要體現在現代制造業的發展水平上，2011—2013年，現代制造業的主營業務收入分別為1898億元、2214億元和2362.4億元，表示現代制造業的正逐年不斷攀升。

數據顯示，遼寧省生產性服務業得到了持續而良好地發展。不僅增加了對遼寧省生產性服務業的創新投入，同時從科技項目數量、高新技術產業數量等數據指標中可以看出，遼寧省生產性服務業的創新產出也處于逐年穩步上升的趨勢。因此，應繼續營造適宜的創新環境，不斷扶持和加強遼寧省生產性服務業的創新發展，為工業產業的轉型升級、價值鏈的延伸、區域經濟的繁榮起到積極的促進作用。

三、協同創新影響因素實證分析

1.協同創新影響因素選取。經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，通過出現頻率的計算，本文選取出現頻率較高的因子將制造業與生產性服務業協同創新發展的影響因素歸納為環境創新要素、資本創新要素、技術創新要素和人力資本創新要素4個方面。相對應設定的指標如表3所示。

2.實證分析。

（1）哈肯模型的構建。區域產業協同創新發展強調各系統間以及系統內部各子系統間相互協作創新并有機地整合成有序演變狀態，其本質是創新要素與產業的協同，其中“創新要素”，不僅反映了創新子系統各自的資源稟賦，又是創新子系統參與區域創新協同合作的依據，也蘊含了系統創新主體間要素共享的協同內涵。產業協同創新系統中包含多個不同的創新子系統，為簡化模型分析并且考慮到本文主要的研究對象，假設創新產業系統當中的生產性服務業創新子系統和制造業創新子系統分別為創新子系統A和創新子系統B，狀態變量分別為q1和q2。根據哈肯模型的原理，兩個子系統狀態之間的基本關系為：

q1=-λ1q1-aq1q2（3.1）

q2=-λ2q2+bq12（3.2）

（3.1）和（3.2）共同反映了兩個創新子系統之間的相互作用關系，等式中的λ1和λ2為阻尼系數；a和b為控制參數用來反映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，子系統中狀態變量的基礎狀態。

本文將延續劉瑩（2014）擴展哈肯模型的指標數量的處理方法，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；第二步，構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“絕熱近似假設”求解運動方程參數；第四步，判斷模型假設是否成立，最終能夠得出系統的序參量和相應的排列順序。

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

第一，指標貢獻值的計算。功效函數是用來計算各指標對系統功效貢獻大小，本文運用功效函數計算衡量生產性服務業與制造業協同影響因素指標對子系統的貢獻率。

第二，權重的計算。協同創新系統指標xi對系統的有序度的總貢獻可以通過集成的方法來實現。采用熵值法來計算協同創新因素的權重。將樣本的個數表示為n，協同創新影響因素的個數表示為p，Xij（i=1，2，…，n；j=1，2，…，p）可以表示在第i個數據樣本中第j個序參量指標對子系統貢獻的量值，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、高新技術設備引入量、R&D經費、科技人員數量、企業科技項目引入量、科技經費、R&D人員數量、高校在校人員數量。因此，由于創新資金項下的R&D經費貢獻率>企業科技經費貢獻率；創新科技項下的高新技術設備引入量貢獻率>企業科技項目引入量貢獻率；創新人力資本項下的科技人員數量貢獻率> R&D人員數量>高校在校人員數量貢獻率，又考慮到數據的導向性、連貫性、穩定性和代表性，最終選擇財政科技撥款、R&D經費、科技從業人員數量、高新技術設備引入量分別作為創新環境因素（IP）、創新資本因素（IK）、創新人資因素（IL）和創新技術因素（IT）的代表變量。

（3）實證分析過程及結果。首先提出模型假設，對于IT和IP兩個狀態變量，假設IT為序參量，即IT為q1；其次，根據方程（3.3）、（3.4）構建運動方程，利用Eviews8.0軟件對數據進行廣義矩估計方法（GMM）下的回歸分析來估計模型方程，該方法與傳統的普通最小二乘法（OLS）估計方法、加權最小二乘法（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。最終估計的分析結果如下：

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，最終分析結果如表7所示。

四、結論和建議

通過分析比較可得，與制造業協同創新的遼寧省生產性服務業發展影響因素按照其對創新系統支配能力的大小劃分，依次為IT：創新技術因素；IK：創新資金因素；IP：創新政策因素；IL：創新人資因素。

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

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

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

因此，遼寧生產性服務業和制造業協同創新首先要從技術更新、技術合作、共創技術三個方面來共同支撐技術的創新，涉及到的企業主要為科技服務業；其次要增加創新資金的投入，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新的開展，主要涉及到了生產性服務業中的金融服務業；再次，通過環境創新、服務創新、組織創新和管理創新來進行創新政策的引導，加強內外創新軟硬環境的建設；最后，不僅要依靠組織內外的選拔增加創新人才要素的投入，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性服務業中幾乎所有的細分行業，助力創新聯盟的產生和發展，創新人才將成為行業及企業間合作融合、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）；遼寧省社會科學規劃基金項目（編號：L15CJL001）。]

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（作者單位：1.張曉芬，遼寧工業大學經濟學院；2.閆鵬，遼寧工業大學國際交流學院；3.陳思雨，遼寧工業大學研究生學院 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，遼寧工業大學，經濟學院教授]

（責編：若佳）