研發投入與企業高質量發展非線性關系研究

鄭明貴 范秋蓉 于明

【摘 要】 文章選用2015—2021年滬深A股上市公司數據，通過固定效應模型分析研發投入與企業高質量發展的關系以及組織資本對二者關系的影響。研究發現：研發投入對企業高質量發展存在滯后影響且二者為倒U形關系，當研發投入強度小于13.57%時，提高研發投入強度會促進企業高質量發展；當研發投入強度大于13.57%時，則會抑制企業的高質量發展。組織資本在研發投入與企業高質量發展的倒U形曲線關系中產生顯著的調節效應，一方面高組織資本會使倒U形曲線拐點左移，使曲線形態更加平緩，說明高組織資本能提高企業研發投入的成果轉化率和產出率，減緩研發投入對企業高質量發展帶來的波動性；另一方面高組織資本會使倒U形曲線整體水平上升，優化研發投入對企業高質量發展作用。

【關鍵詞】 研發投入； 高質量發展； 組織資本； 倒U形曲線； 調節效應

【中圖分類號】 F272.3；F234.3? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）13-0032-10

一、引言

黨的二十大報告提出高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。我國經濟已轉向高質量發展階段，經濟社會發展必須以推動高質量發展為主題，切實把推動高質量發展的要求貫徹到經濟社會發展的全過程各領域。“十四五”規劃將實現高質量發展作為頂層設計要求，提出要堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發展的戰略支撐。2022年我國研發投入強度再創新高，投入總量邁上3萬億元新臺階，占GDP比重達到2.55%，穩步向“集約型”經濟發展模式邁進。近年來國際形勢趨于緊張，中美貿易摩擦加劇，面臨被西方國家“卡脖子”處境，將實現高質量發展目標落實到微觀企業層面，通過研發活動提高企業創新能力、打破科技封鎖，是適應新發展格局的必由之路。

長期以來，研發被視為企業實現良性發展的關鍵驅動力，能夠提升企業整體競爭力。關于研發投入與企業發展領域的相關文獻比較豐富，大致存在三種觀點：一是認為研發投入能顯著促進企業發展[1-2]，不僅能帶來創新效應，還能提升吸收能力及增強學習效應[3]，體現在能夠提高企業全要素生產率、托賓Q值、企業成長性，并且隨時間推移效果增加，會產生累積效應[4]。二是認為研發投入會阻礙企業發展，不利于全要素生產率提高，產生原因可能是行業進入調整期、行業競爭加劇與制度環境等約束條件所致[5-6]。三是部分學者認為研發投入與企業發展之間并不是單純的線性關系，由于樣本選擇和模型方法不同造成研究結果存在差異，早期以美國上市公司為研究樣本的文獻中認為研發投入對企業績效增長無顯著影響[7]。在近年的研究中，戴志敏等[8]認為研發投入與企業績效、全要素生產率存在門限效應，且二者呈“倒N形”關系，研發投入強度只有達到第一門限值時，才能對企業績效起到顯著促進作用。Yang et al.[9]的研究發現，研發投入與企業盈利能力符合三階段S曲線模型，在第一階段和第三階段中研發投入才能提升企業盈利水平，而在第二階段中則會降低盈利水平。由此可見，在研發投入與企業發展關系研究中并未得出一致結論，且大多數文獻將研發投入作為機制變量進行研究，而將研發投入作為主要驅動變量并探究與高質量發展關系的文獻較少。

目前關于高質量發展的相關研究主要聚焦于國家、行業或區域等宏觀、中觀層面，基于微觀企業層面的研究文獻尚不多，雖也有文獻圍繞企業內部因素如企業戰略[10]、企業信心[11]，或企業外部因素如金融發展[12]、減稅降費[13]等展開研究，但缺乏引入組織資本的機制研究。組織資本是企業無形資產和軟實力的重要組成部分，是衡量企業將自身知識、資金等各種靜態資本轉化為動態實力資本的一種能力資本，屬于能形成核心競爭力的競爭性資產，我國企業對組織資本的重視程度不足[14]。在研發投入對企業發展產生推動效果的過程中，組織資本高低會對研發投入的轉化效率產生重要影響，不僅能影響資金體量大小、投入領域和方向，還會影響促進企業高質量發展的實際效果。

因此，本文主要研究以下問題：探究研發投入與企業高質量發展的關系及作用機理；考察組織資本在研發投入與企業高質量發展的關系中的調節作用，分析組織資本調節效應的具體機制。本文主要貢獻體現在：首先，以往高質量發展文獻大部分聚焦于宏觀、中觀層面，本文基于微觀視角探究了研發投入對企業高質量發展的影響，豐富了高質量發展相關研究的維度，為微觀企業更好地開展研發活動提供了一定理論參考；其次，研究發現研發投入對企業高質量發展存在倒U形關系，重新審視了研發投入的經濟后果，是對研發投入與企業發展非線性關系研究的有益補充；最后，現有組織資本方面的研究多從會計審計視角展開分析，但其最高目標在于促進企業實現高質量發展，而有關組織資本與企業高質量發展的文獻較為匱乏，本文引入組織資本作為調節變量，給出了明晰的理論、實證和數學分析，且本文增加在曲線整體水平層面調節作用的探討，是以往文獻中少有分析的角度，擴展了關于研發投入對企業高質量發展的作用機制研究。

二、理論分析與研究假設

（一）研發投入與企業高質量發展

內生增長理論認為，技術進步是企業實現高質量發展的重要途徑。技術進步依賴研發活動實現，研發成果能夠有效提升企業生產技術、生產效率、產品或服務質量，提高營業收入，從而形成屬于企業特有的競爭優勢，有利于企業高質量發展。同時，當研發活動持續產生較多專利成果后，由于存在自我歸因效應，企業會對自身前景和研發投資擁有更強的信心，進而傾向于將更多資金用于支持研發活動[15]，實現良性循環，進一步促進達成企業高質量發展目標。

研發對企業的發展雖有益，但不可一味地追求過高的研發投入強度。一方面過高的研發投入會影響整體資金運轉效率，對其他環節的運營資金產生擠占效應，抑制發展潛力，難以實現較優的資本運作效率，不利于企業高質量發展。另一方面會使研發的不確定性風險攀升，增加企業運營風險。研發活動具有過程性和長周期特征，從確定研發方向、投入研發資金、開展研發活動、獲得研發成果到產生效益需要漫長的周期，這決定了研發投入對企業高質量發展存在滯后影響。長周期的存在是研發活動不確定性風險的重要來源，越處于周期前段，離市場越遠，信息越不完全、風險越高、回報也越不確定[16]。這種不確定性主要體現為研發成果、研發效益的不確定性，在研發周期中市場風向隨時可能轉變，如果投入的研發資金過多，一旦研發受挫或研發效益不佳，將產生高昂的調整成本，加重不確定性風險帶給企業的沖擊，對企業運營、資本運轉和戰略發展形成負面影響，不利于企業高質量發展。

綜上所述，研發投入的優化效應和損害效應如影隨形，兩者對企業高質量發展產生相反效果，且貫穿研發活動的始終。研發投入優化效應的增長率隨著研發投入強度的增加而逐漸減小，而損害效應的增長率隨著研發投入強度的增加而迅速提高。企業研發投入強度適中時，優化效果占優勢；當研發投入強度過高時，損害效應占主導地位。基于以上分析，本文提出假設1。

H1：研發投入對企業高質量發展存在滯后影響，且二者呈現倒U形關系，企業高質量發展水平隨著研發投入強度的增加先上升到達峰值后開始下降。

（二）組織資本的調節效應

組織資本是一個比較新穎的概念，學術界尚未給出統一定義。本文認為它區別于實物資本，是企業在復雜的競爭格局中持續發展的知識、人力、結構、制度、創新思維等無形資本的綜合實力體現，是從長期運營管理中積累沉淀而形成的軟實力，屬于企業無形資產的構成要素。組織資本不因人員流動而發生變化，是企業獨一無二的組織制度和能力的體現，代表著企業能將自身各種資源轉換成最終價值的能力。組織資本作為企業經營、投資、創新能力的集合，反映出企業在制度、經營規范與文化建設方面的獨特性。組織資本在研發投入對企業高質量發展的影響中起到統籌調控作用，會影響企業對研發資金投入的體量大小、分配領域、研發方向、過程調控等方面的統籌規劃，同時影響研發活動開展的質量以及研發成果的產出效率。

在企業運營中，研發的優化效應和損害效應并存，組織資本對兩者起到動態調節效果，高組織資本能夠提升企業研發投入的優化效應，并顯著降低損害效應的增長速度。主要體現在：第一，高組織資本擁有更完善的組織制度安排與戰略前瞻性[17]，具備敏銳的市場嗅覺和優秀的戰略眼光，往往能引導企業將研發資金投入到最有潛力的領域或方向，有利于企業實現差異化戰略，進而提升整體發展水平，實現高質量發展。第二，高組織資本企業有更高的全要素生產率和更高的托賓Q值[18]，擁有更出色的運營效率，即對人員組織、制度規范、資源配置、工作效率等方面擁有更優秀更完善的管控機制，對研發活動的統籌更具效率，能夠高效開展研發活動，通過相對更低的研發強度達到最優的研發效果，使研發投入與企業高質量發展的拐點左移。第三，高組織資本企業擁有相對成熟、完善的內部制度安排和扎實的資源調控能力[19]，能更平穩有序地推進研發活動進程。在研發資金投入使用后，組織之間能形成良好的動態協調機制，對于研發活動中出現的風險問題能夠更好地調控，及時發現問題并適時調整，減緩研發活動給企業高質量發展所帶來的波動。另外，高組織資本企業更具戰略眼光和長線思維，不囿于追求短期效益，傾向于將研發資金投入到短期回報率低但具有長遠效益的方向，以求企業在維持更高發展水平的同時，實現長期穩步提升，使研發投入與企業高質量發展的倒U形曲線形態更加平緩。基于以上分析，本文認為高組織資本有助于企業實現更高、更快、更穩的高質量發展，故提出假設2。

H2：組織資本對研發投入與企業高質量發展的倒U形關系產生顯著的調節效應。

H2a：組織資本能夠提升研發投入對企業高質量發展倒U形曲線的整體水平，高組織資本企業能夠達到更優的高質量發展水平。

H2b：組織資本能夠使研發投入對企業高質量發展倒U形曲線的拐點向左移動，高組織資本企業可通過相對更低的研發投入強度實現更優的高質量發展水平。

H2c：組織資本能夠調節研發投入與企業高質量發展倒U形曲線的整體形態，高組織資本企業能夠降低研發投入給企業高質量發展水平造成的波動。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文從CSMAR系列研究數據庫中選取滬深A股上市公司作為原始樣本，并根據上市公司研發創新和財務報表中數據計算得到相關變量，研究期為2015—2021年。為了保證數據有效性和研究可靠性，按照以下標準對樣本進行篩選：（1）剔除研究期沒有研發投入數據的上市企業；（2）剔除相關指標數據嚴重缺失的樣本企業；（3）為剔除極端值對整體樣本的影響，對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理；（4）剔除ST、？觹ST企業。另外，本文模型回歸時均采用固定效應和聚類穩健標準誤，使數據更可靠，結果可信度更高。企業高質量發展水平通過軟件DEAP2.1測算，變量描述性統計分析、相關分析和模型回歸分析在Stata15中完成。

（二）變量度量

1.被解釋變量

企業高質量發展（HD）。全要素生產率是評價發展質量的流行指標，因其包含信息豐富和綜合性強等優點而被廣泛應用[20]，如企業發展質量、技術進步及產品、技術在產業價值鏈上所處位置的變化，均會在全要素生產率的變化中體現出來。基于此，本文選取全要素生產率作為衡量我國企業高質量發展的指標。全要素生產率的測算方法主要分為參數法、半參數法與非參數法等，本文采用非參數法中認可度較高的DEA-Malmquist方法測算，投入變量中的資本投入與勞動投入分別選用固定資產、當期員工總數度量，產出變量選用營業收入度量[13]。

2.解釋變量

研發投入（RDi，t-2）。為剔除公司規模對研發投入的影響，采用研發投入強度，即研發投入占營業收入的比例作為代理變量。前已述及，研發具有明顯時滯性，這種時滯性主要由兩階段組成：一是從研發資金投入到產生實質性專利成果、創新技術等；二是對專利申請審批或創新技術的不斷測試調整，以便能夠將創新成果應用到生產活動中。因此，本文選用研發投入兩年滯后期進行實證研究。

3.調節變量

組織資本（OC）。借鑒Andrea et al.[21]提出的永續盤存法度量組織資本并取對數表示，計算過程如下：

第一步：計算初始值：

其中，OC0為初始年的組織資本，SG&A1為初始年之后一年的管理費用與銷售費用之和，？啄0為組織資本折現率，參考取值15%，g為企業SG&A1的實際平均增長率。

第二步，在初始年值的基礎上計算后續年份值，計算公式為：

其中，i為個體企業，t為年份，CPIt為第t年的居民消費價格指數。

4.控制變量

參考已有研究[3]，選取企業年齡（Age）、企業規模（Size）、現金流（CF）、運營能力（Tat）、資本密集度（Kiratio）、企業價值（FV）、企業成長性（Growth）、所有制（SOE）、行業虛擬變量（Industry）、年份虛擬變量（Year）作為主要控制變量。

具體變量定義見表1。

（三）模型設定

1.研發投入與企業高質量發展倒U形關系檢驗模型（H1）

以研發投入及其二次項為自變量并滯后兩期，構建回歸模型1。其中，control代表控制變量，各變量含義及計算方法見表1。i為企業，t為年份，β0為常數項，βi為待估計系數，ε為誤差項。

2.調節效應檢驗模型（H2）

參考溫忠麟等[22]調節效應檢驗方法，并結合朱丹等[23]倒U形曲線檢驗思路，構建模型2、模型3。其中，λi、αi為待估計系數，RDi，t-2×OC為研發投入與組織資本的交互項，并對RDi，t-2與OC進行了中心化處理。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

如表2所示，所有變量基本符合正態分布，數據離散情況較為理想，樣本具備較強的代表性。高質量發展水平（HD）的最小值為0.287，最大值為2.199，與張治棟等[24]測量的0.263—2.630接近。研發投入（RD）的最小值為0.001，最大值為0.254，表明企業間的研發投入強度差距較大，均值為0.047，說明樣本期內上市企業研發投入水平有所提升，但部分企業研發投入強度低于平均水平。組織資本（OC）的最小值為17.590，最大值為22.883，均值為20.800，表明組織資本整體水平較低，高組織資本企業較少。

（二）相關性分析

如表3所示，RD與HD的相關系數不顯著，而RD2與HD的相關系數顯著為負，說明研發投入與企業高質量發展并不是簡單的線性關系，初步印證了H1。各變量間的相關性較低；同時本文進行了VIF檢驗，各變量的VIF值均小于1.5，表明變量間不存在嚴重的多重共線性。

（三）實證分析

1.研發投入與企業高質量發展的倒U形關系檢驗

利用模型1檢驗H1，回歸結果如表4列（1）所示。借鑒Lind et al.[25]的三步法對研發投入與企業高質量發展的倒U形關系進行檢驗：第一步，模型中一次項與二次項的系數皆顯著且符號相反。回歸結果RD與RD2的系數β1、β2皆在1%水平顯著且符號相反，滿足條件一。第二步，曲線在自變量兩極值處斜率符號相反且斜率明顯陡峭。由于控制變量并不影響研發投入與企業高質量發展的曲線形態[23]，故在研究倒U形曲線形態時，可將模型1中的公式簡化為如公式4的一元二次函數。對式4求一階導數HD'，得到式5。當RDmin=0.001、RDmax=0.254時，HD'RDmin=3.859，HD'RDmax=-3.298，滿足條件二。第三步，倒U形曲線的拐點需落在自變量取值范圍內。倒U形曲線的拐點即二次函數的極值點，HD'=0時RD的取值即為極值點，得到式6。帶入β1=3.887，β2=-14.144，得RD0=0.136，該值落在RD取值范圍內，滿足條件三。由此，H1得證。

2.組織資本調節效應檢驗

已有文獻關于U形曲線關系的調節效應檢驗大多基于：一是研究曲線的整體形態變化，曲線是否更平緩或陡峭；二是曲線拐點是否左右移動。本文借鑒朱丹等[23]關于U形曲線調節效應檢驗方法并增加調節變量是否對曲線整體水平有提升或降低作用。

（1）組織資本的調節效應。調節效應回歸結果如表4列（2）、列（3）所示。RDi，t-2×OC的系數α3顯著為-0.898，RD■■×OC的系數α4顯著為1.960，故H2得證，說明組織資本對研發投入與企業高質量發展的倒U形曲線關系產生顯著的調節效應。

（2）組織資本調節倒U形曲線整體水平。曲線整體水平變化可通過任意解釋變量所對應的被解釋變量都發生相同方向的變化體現，若加入調節變量后，解釋變量相同時，因變量的差值恒正（或恒負），則可說明調節變量對被解釋變量的整體水平產生正向（或負向）影響。由此，本文將組織資本較高與組織資本較低的企業間的高質量發展水平作差，得到式7，其中HDOCH表示高組織資本企業的高質量發展水平，HDOCL為低組織資本企業的高質量發展水平。若HDOCH-HDOCL恒大于0，則組織資本對研發投入與企業高質量發展倒U形曲線的整體水平有提升作用，反之則會降低其整體水平。在式7中（OCH-OCL）明顯大于0，所以（α3RD+α4RD2+α5）只能恒大于0等式才能恒定符號。二次函數恒大于0需同時符合兩個要求：一是函數開口向上，即α4>0，二是函數無實根，即α■■-4α4α5<0。首先，模型3中α4顯著為1.960，符合要求一。其次，α■■-4α4α5=-1.103<0，且α3和α4皆處于5%的顯著水平，符合要求二。因此，無論RD取何值，HDOCH-HDOCL皆大于0，以上結論說明組織資本能夠提升研發投入與企業高質量發展倒U形曲線的整體水平，H2a得到驗證。

（3）組織資本調節倒U形曲線的拐點位置。將模型3簡化為式8，求一階導數并令其等于0，可得拐點RD？觹的表達式，見式9。為使調節變量（OC）的變化對拐點RD？觹的影響更加一目了然，對式9求偏導，得到式10。如果式10中OC偏導值大于0，則OC對RD？觹產生正向影響，當RD？觹取值越大時，拐點隨之右移，反之拐點則隨之左移。因為從式10中易知偏導數符號主要由分子決定，所以組織資本OC對曲線拐點的影響主要由α1α4-α2α3決定。將表4列（3）中的各系數值帶入求得α1α4-α2α3的值為-36.55，說明當組織資本OC越高時，研發投入與企業高質量發展的倒U形曲線的拐點會向左移動。H2b得到驗證。

（4）組織資本調節倒U形曲線整體形態。曲線形態可以通過曲率K進行衡量，K越大數值越遠離0，則曲線形態越陡峭；K越小數值越接近0，則曲線形態越平緩。當函數處于拐點時其一階導數為0，故曲率K等于函數二階導數，即HD''，對于倒U形曲線而言，曲線向上凸，二階導小于0，即HD''<0，可得到式11。

進一步，確定組織資本（OC）對曲線形態的具體影響因子，利用式11對OC求偏導得到式12，可以看出OC對曲線形態影響主要取決于α4的正負，即RD■■×OC交互項系數的正負。若α4符號顯著為正，則OC越大K越小，曲線形態越平緩，若α4符號顯著為負，則OC越大K越大，曲線形態越陡峭。由表4列（3），α4顯著為1.960，說明組織資本越高時，研發投入與企業高質量發展的倒U形曲線越平緩，H2c得到驗證。

為驗證以上分析的可靠程度，選取OC處于25%分位數值18.954，代表組織資本較低的企業，選取OC處于75%分位數值21.508，代表組織資本較高的企業。將OC取25%分位數值時帶入式11，計算得到K為-17.312，同樣將OC取75%分位數值時帶入求得K為-7.299。驗證了H2c，即當組織資本較高時，研發投入與企業高質量發展倒U形曲線頂點的曲率更小，組織資本將倒U形曲線形態調節到更為平緩的狀態。

（四）穩健性檢驗

1.更換被解釋變量（HD）的度量方法

全要素生產率的度量方法還參照Levinsohn et al.[26]的研究（簡稱LP法）或Olley et al.[27]所使用的測算方法（簡稱OP法），但OP法在數據缺失較多情況下所得到結果是有偏差的，而LP法則更好地克服了普通最小二乘法估計索羅余值中可能存在的內生性問題，因此，本文選用LP法重新度量全要素生產率進行穩健性檢驗。

LP法中的產出采用營業收入，資本投入采用固定資產凈額，勞動投入采用當年員工總數，中間投入參考肖曙光等[28]做法，通過“財務費用+營業成本+管理費用+銷售費用-支付給職工的工資-當期計提折舊與攤銷”度量。回歸結果見表5列（4）—列（6），回歸結論保持不變。

2.內生性檢驗

考慮到研發投入（RD）和企業高質量發展（HD）二者間可能存在雙向因果關系，為進一步確定內生解釋變量的存在，本文進行了hausman檢驗，由于傳統的hausman檢驗在異方差的情況下不成立，另通過異方差穩健的DWH進行檢驗，兩種檢驗P值均小于0.05，表明在5%的水平上拒絕“所有假設均為外生”的原假設，認為研發投入（RD）為內生解釋變量。為提高實證結果的穩健性，消除研發投入（RD）和企業高質量發展（HD）間的部分內生性，本文參考劉小玲[29]的做法，將研發投入滯后一期作為工具變量，并且更換變量（RD）的度量方式，選用研發投入金額的對數重新度量研發投入，再用兩階段最小二乘法2SLS對前文三個模型進行檢驗，回歸結果見表6列（7）—列（9），在消除部分內生性后，本文的結果與前文結論基本保持一致，再次驗證了本文結論的穩健性。

五、結論與建議

（一）結論

本文基于處于經濟轉型階段的企業普遍面臨的高質量發展問題，在探討研發投入與企業高質量發展的關系的同時，將組織資本作為調節變量納入分析框架，構建曲線調節效應檢驗模型，考察了組織資本在研發投入與企業高質量發展關系中的調節效應及其作用機理。研究發現：（1）研發投入對企業高質量發展存在滯后效應，二者之間為明顯的倒U形曲線關系，研發投入的拐點值為13.57%，研發投入并非越高越好，達到倒U形曲線拐點后，追求更高的研發投入可能會削弱企業高質量發展水平。（2）組織資本對研發投入與企業高質量發展的倒U形曲線關系有顯著調節效應，組織資本在企業高質量發展中產生重要優化作用。（3）組織資本的調節效應具體表現在三個方面：高組織資本能夠優化研發投入對企業高質量發展的推動效果，實現更高水平的高質量發展；能夠使研發投入與企業高質量發展倒U型曲線關系拐點發生左移，提升企業研發活動質量和效率；能夠使研發投入與企業高質量發展倒U型曲線關系更加平緩，降低研發投入對企業發展帶來的波動性。

（二）建議

通過實證分析可知研發投入是把“雙刃劍”，企業需根據自身運營情況適度研發。研發投入強度低于13.57%的企業，可穩步增加研發投入，布局企業研發戰略，追求研發投入？圮高質量產出？圮持續研發投入的良性循環，促進企業高質量發展。研發投入強度高于13.57%的企業，則不可一味追求過高的研發投入。企業在深入實施創新驅動發展戰略時，需強化居安思危意識，充分收集市場信息，避免短期投資傾向，完善企業風險評估體系，提高企業的風險應對能力，降低研發投入的不確定性風險。同時，企業需提高資金的利用效率和周轉速度，增加企業資金使用的靈活性，降低研發投入的“擠占效應”的影響，避免讓風險效應占主導。

組織資本對研發投入與企業高質量發展的曲線關系有良好的優化效應，可以助力企業在研發活動中，實現更快、更高、更穩的高質量發展，在創新驅動型競爭格局中，將構建高組織資本融入到企業的運營管理中是企業有待調整的優先方向。構建高組織資本一方面需合理選用研發人才，加強對科研團隊的培養力度的方式，打造企業專屬的戰略科技研發團隊，推動企業持續構建前沿性的人才網絡和研發體系，增強企業對研發活動的掌控力，減少研發風險給企業運營管理帶來的波動。另一方面企業構建高組織資本可以優化內部結構，整合內部信息共享的平臺，提升組織信息透明度和協作協同性，形成科學的組織體系，從而使研發決策信息更容易獲取，提高企業運營效率和研發決策效率。企業應不斷提升研發活動的科學性、有效性和核心競爭力，進一步實現高質量發展。

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