高技術制造業(yè)的技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與產(chǎn)業(yè)韌性

鄭 濤，楊如雪

（1.燕山大學 經(jīng)濟管理學院，河北 秦皇島 066004；2.燕山大學 區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究中心，河北 秦皇島 066004）

一、引言

當前，全球疫情沖擊下，世界各國都面臨著更為嚴峻的國際循環(huán)萎縮沖擊（錢學鋒和裴婷，2021），經(jīng)濟衰退問題嚴重。在抵御外部沖擊的同時，產(chǎn)業(yè)維持穩(wěn)定發(fā)展，實現(xiàn)制造強國的目標是更加具有難度的挑戰(zhàn)。受新冠肺炎疫情沖擊，2020 年1—2 月制造業(yè)增加值同比降低了14.4%，表現(xiàn)出了兩大問題：一是重要物資嚴重短缺，且生產(chǎn)供應發(fā)生滯后；二是全球化進程受阻，中國產(chǎn)業(yè)鏈“斷鏈”風險加大。同年3 月制造業(yè)增加值同比降低了1.8%，高技術制造業(yè)增加值扭轉了產(chǎn)業(yè)整體負增長的趨勢，同比增長了8.9%，快于規(guī)模以上工業(yè)10 個百分點。高技術制造業(yè)作為中國制造業(yè)發(fā)展的先進性代表，與制造業(yè)的本質區(qū)別在于其具有高技術性。近幾年中美貿(mào)易摩擦與全球新冠疫情影響下，中國高技術制造業(yè)表現(xiàn)亮眼，依然保持較高韌性水平，扭轉了產(chǎn)業(yè)增加值整體水平呈負增長的趨勢。在全球經(jīng)濟衰退背景下，如何保持經(jīng)濟和高技術制造業(yè)產(chǎn)業(yè)強勁的韌性水平，已經(jīng)成為學者和政策制定者關注的重點。到2035 年，中國要實現(xiàn)關鍵核心技術的突破，提升企業(yè)的技術創(chuàng)新水平，成為創(chuàng)新型國家，同時位于創(chuàng)新型國家前列。創(chuàng)新是經(jīng)濟社會發(fā)展源源不斷的動力，中國正努力建設創(chuàng)新型國家，創(chuàng)新能力的高低在一定程度上能夠體現(xiàn)國家經(jīng)濟的發(fā)展質量（白俊紅和劉宇英，2021）。同時，高技術制造業(yè)通過技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級等不斷解決現(xiàn)存的“高技術不高”和“產(chǎn)業(yè)低端化”問題，從而提高產(chǎn)業(yè)韌性水平，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展。這一發(fā)展路徑與發(fā)展目標剛好契合。

本文的主要邊際貢獻在于：第一，豐富了與產(chǎn)業(yè)韌性相關的實證研究，具有一定的創(chuàng)新性；第二，由于產(chǎn)業(yè)韌性不但是經(jīng)濟韌性的中觀視角，而且是企業(yè)韌性的綜合體現(xiàn)，控制變量的選取是從國家、產(chǎn)業(yè)及企業(yè)三個層面入手，涉及經(jīng)濟學中宏觀、中觀及微觀三大視角；第三，本文總結產(chǎn)業(yè)抵御外部沖擊的經(jīng)驗，服務于政策制定者制定針對性政策，研究結論為技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級助力增強產(chǎn)業(yè)韌性提供理論支撐，也為企業(yè)技術創(chuàng)新、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級、提高產(chǎn)業(yè)韌性水平，實現(xiàn)制造強國目標提供政策啟示。

二、文獻綜述

隨著全球經(jīng)濟系統(tǒng)衰退，國際經(jīng)濟不景氣及逆全球化浪潮涌現(xiàn)，全球的產(chǎn)業(yè)鏈、供應鏈及價值鏈的安全性和穩(wěn)定性遭受到了劇烈的沖擊，經(jīng)濟發(fā)展的不確定性增多，各國均面臨著更為嚴峻的經(jīng)濟衰退形勢，而增強中國產(chǎn)業(yè)的韌性水平，是有效抵御外部沖擊、維持經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的方法之一。

“韌性”起源于物理學和工程學，是一個系統(tǒng)受壓后恢復原狀的能力（李連剛等，2019），即系統(tǒng)在遭遇沖擊后的抵抗和恢復能力。物理學中，韌性被劃分為斷裂韌性和沖擊韌性，將斷裂韌性視為材料的基本屬性，而將沖擊韌性視為材料能夠抵抗外來沖擊負荷的能力（滿軻，2016；李少強等，2021）。經(jīng)濟學領域中首先出現(xiàn)了經(jīng)濟韌性概念，英國學者Martin（2012）認為區(qū)域經(jīng)濟韌性內涵包括抵抗力、恢復力、重新調整能力及路徑創(chuàng)造能力這四個維度。經(jīng)濟韌性與工程韌性不同，除了復原的能力外，加入了演化論思想，考慮經(jīng)濟系統(tǒng)的調整更新或轉型升級能力（陳夢遠，2017）。在經(jīng)濟韌性內涵確定的基礎上，經(jīng)濟韌性研究往往與經(jīng)濟結構、產(chǎn)業(yè)結構結合，Evans 和Karecha（2014）指出德國慕尼黑在應對沖擊時，能夠以強大經(jīng)濟韌性一躍成為歐洲最成功的城市，其中重要的因素之一是多樣化的經(jīng)濟結構。有學者認為制造業(yè)發(fā)展增強了城市經(jīng)濟韌性（Di Caro，2015），同樣存在部分學者認為地區(qū)制造業(yè)占比越高，地區(qū)經(jīng)濟韌性水平越差（Davies，2011；Xu 和Warner，2015），這與研究地區(qū)的差異相關。產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟韌性間關系的主要結論是產(chǎn)業(yè)結構多樣化與經(jīng)濟韌性間存在正相關關系，產(chǎn)業(yè)結構專業(yè)化與經(jīng)濟韌性負相關（Brown 和Greenbaum，2017），而也有學者持不同觀點，認為專業(yè)化的產(chǎn)業(yè)能提高地區(qū)的經(jīng)濟韌性水平，Cuadrado-Roura 和Maroto（2016）認為后危機時代背景下，若地區(qū)擁有較高生產(chǎn)率和活力的產(chǎn)業(yè)，該地區(qū)經(jīng)濟韌性更好，專業(yè)化程度越高的產(chǎn)業(yè)越能夠為地區(qū)帶來更強勁的韌性水平。

產(chǎn)業(yè)韌性多作為經(jīng)濟韌性的影響因素在相關文獻中提及，是經(jīng)濟韌性研究的副產(chǎn)品，但同時產(chǎn)業(yè)韌性也能夠從經(jīng)濟韌性中細分出來。產(chǎn)業(yè)韌性的研究多從與制造業(yè)相關的供應鏈角度分析韌性（Soni et al，2014）。Junaid et al（2019）通過一個汽車行業(yè)的案例研究，選擇供應鏈韌性、供應鏈敏捷性和供應鏈穩(wěn)健性作為供應鏈風險管理的標準，認為供應鏈韌性是管理供應鏈風險最重要的標準。產(chǎn)業(yè)韌性是經(jīng)濟韌性由宏觀經(jīng)濟轉向中觀產(chǎn)業(yè)視角，結合經(jīng)濟韌性內涵，本文認為產(chǎn)業(yè)韌性是指產(chǎn)業(yè)在遭受沖擊后能夠維持自身穩(wěn)定狀態(tài)，并能夠迅速從沖擊中恢復、調整及轉型的能力。溯源物理學中的韌性內涵，高技術制造業(yè)韌性涵蓋了與其固有屬性相關的斷裂韌性和與外界環(huán)境相關的沖擊韌性，是指高技術制造業(yè)在遭受外界沖擊時能夠維持自身固有的穩(wěn)定狀態(tài)，并能夠從沖擊中恢復、調整及轉型的能力。本文高技術制造業(yè)韌性同樣采用物理學中的劃分方法，劃分為高技術制造業(yè)斷裂韌性和沖擊韌性，其中高技術制造業(yè)斷裂韌性包括經(jīng)過長時間發(fā)展積累的體量規(guī)模、條件稟賦、系統(tǒng)內部的穩(wěn)定性及復雜性等，與工程中的材料組織一樣，屬于高技術制造業(yè)自身的固有屬性；在沖擊韌性概念基礎上，本文進一步延伸，認為高技術制造業(yè)的沖擊韌性中不單指負向沖擊還包括正向沖擊，產(chǎn)業(yè)會受到來自外部的保障支撐、脆弱性風險及市場前景影響，綜合來說是系統(tǒng)之外的影響。

目前，國內外有關經(jīng)濟韌性的研究發(fā)展完善，主要集中在發(fā)展經(jīng)濟學、區(qū)域經(jīng)濟學及宏觀經(jīng)濟學領域（蘇杭，2015），逐漸向中觀產(chǎn)業(yè)、微觀企業(yè)韌性的相關研究發(fā)展，企業(yè)韌性和組織韌性研究以案例研究為主（趙坤等，2021），有關產(chǎn)業(yè)韌性的實證研究尚處于初步發(fā)展階段。在少數(shù)涉及產(chǎn)業(yè)韌性的文獻中，Canova et al（2012）通過構建計量分析模型衡量了歐洲工業(yè)部門的產(chǎn)出對沖擊的響應，確定歐洲各國的工業(yè)是否與歐元區(qū)的共同沖擊共同波動，其存在差異的原因在于各產(chǎn)業(yè)的行業(yè)周期差異、產(chǎn)品市場政策差異、國家金融發(fā)展差異。國內研究主要以工業(yè)韌性和產(chǎn)業(yè)鏈韌性為主，選取制造業(yè)行業(yè)為樣本，來測度產(chǎn)業(yè)供應鏈的韌性水平（劉家國等，2015），樊雪梅和盧夢媛（2020）從供應鏈的預測能力、適應能力、反應能力、恢復能力及學習能力5 個一級指標16 個二級指標構建指標體系來探究供應鏈韌性的影響因素。結合地區(qū)空間因素，有研究對長三角和京津冀城市群的工業(yè)韌性進行測度，并進行空間差異分析（殷為華，2019；張勇和周霞，2020），關皓明等（2021）在偏離-份額法的基礎上測度得到沈陽市的新老路徑產(chǎn)業(yè)的韌性水平，胡志強等（2021）分析黃河流域的產(chǎn)業(yè)集聚對工業(yè)韌性的影響，產(chǎn)業(yè)高度集中會增加受到外部沖擊的風險，多樣且關聯(lián)的產(chǎn)業(yè)結構利于提高區(qū)域工業(yè)的韌性水平。產(chǎn)業(yè)韌性研究中除工業(yè)韌性外，更多細分產(chǎn)業(yè)的韌性水平及影響因素有待學者挖掘。全球新冠肺炎疫情沖擊下，中國在最快遏制疫情進一步傳播擴散的基礎上，保證經(jīng)濟社會平穩(wěn)發(fā)展，經(jīng)濟韌性水平強勁，高技術制造業(yè)表現(xiàn)突出。高技術制造業(yè)作為高技術性產(chǎn)業(yè)，技術性是產(chǎn)業(yè)在遭受經(jīng)濟危機和突發(fā)性公共衛(wèi)生事件等沖擊時，較其他產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)出更強勁韌性的主要原因之一，技術創(chuàng)新是高技術制造業(yè)企業(yè)增強競爭力的重要手段。產(chǎn)業(yè)轉型升級是產(chǎn)業(yè)技術上實現(xiàn)突破，同時實現(xiàn)低污染和高產(chǎn)出，中國的工業(yè)化進程已經(jīng)進入向智能化、綠色、低碳方向轉變的高質量發(fā)展階段（史丹，2018）。因此，本文圍繞技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與高技術制造業(yè)韌性展開研究。

三、理論分析與研究假設

本文對比現(xiàn)有研究，嘗試對技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級影響高技術制造業(yè)韌性的內在機制進行歸納和總結。

（一）技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)韌性

產(chǎn)業(yè)集群韌性通過技術創(chuàng)新、關系治理及市場多元化表達（俞國軍等，2020），其中的技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)韌性是本文關注的重點。技術創(chuàng)新是推動經(jīng)濟增長的核心動力。在與產(chǎn)業(yè)自身固有屬性相關的斷裂韌性中，創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)提升屬性的關鍵因素之一。技術創(chuàng)新有助于企業(yè)在保持獨立自主性下發(fā)展核心競爭力，提升企業(yè)面臨危機時的自我調節(jié)性，技術創(chuàng)新是企業(yè)能夠持續(xù)創(chuàng)新的核心，是構建企業(yè)韌性，維持長期競爭優(yōu)勢的根本（焦勇和楊慧馨，2020）。技術作為產(chǎn)品支撐，需要前瞻性布局（張寶建和裴夢丹，2020），對于高技術制造業(yè)來說，技術是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的根本，沒有技術創(chuàng)新突破，必然會導致“高技術不高”的情況出現(xiàn)。高技術制造業(yè)的技術創(chuàng)新分布在整個高技術制造業(yè)發(fā)展過程中。企業(yè)通過技術創(chuàng)新，提升產(chǎn)品競爭力和盈利能力，同時通過技術創(chuàng)新優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構升級，由產(chǎn)業(yè)鏈低端化向中高端邁進（謝會強等，2021）?；谝陨险撌?，本文在技術創(chuàng)新與高技術制造業(yè)韌性關系上做出假設1：

技術創(chuàng)新對高技術制造業(yè)韌性具有正向影響（H1）。

（二）技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與產(chǎn)業(yè)韌性

1.中介效應

技術創(chuàng)新通過提高勞動生產(chǎn)率來帶動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化（Breschi et al，2000），企業(yè)能夠通過技術創(chuàng)新提高服務業(yè)生產(chǎn)率，進而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。除提高生產(chǎn)效率之外，Klepper（2002）認為技術創(chuàng)新還能夠通過提高產(chǎn)品質量、豐富產(chǎn)品種類、創(chuàng)新生產(chǎn)過程等推動產(chǎn)業(yè)結構升級。Crescenzi et al（2014）認為企業(yè)能夠通過引進先進技術，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，那么技術創(chuàng)新實現(xiàn)技術先進化，同樣會推動產(chǎn)業(yè)升級。作為產(chǎn)業(yè)升級的核心動力，技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構具有顯著的促進效應（鄧創(chuàng)和曹子雯，2020）?，F(xiàn)有的不同研究中，技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級的關系十分密切，二者均能夠作為中介變量，發(fā)揮中介效應。龐敏和夏周培（2020）認為存在金融創(chuàng)新推進技術創(chuàng)新，進而影響產(chǎn)業(yè)升級。產(chǎn)業(yè)結構升級作為中介變量影響經(jīng)濟發(fā)展（李峰等，2021）。在產(chǎn)業(yè)鏈條的各階段中，技術創(chuàng)新能夠發(fā)揮重要作用：一是在供給端，生產(chǎn)線技術創(chuàng)新，減少人力消耗，勞動生產(chǎn)效率和投入產(chǎn)出效率同步提高，從而能夠獲取超額利潤，生產(chǎn)要素向高利潤行業(yè)轉移，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級；二是技術創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)鏈前后關聯(lián)效應的紐帶，通過工藝創(chuàng)新、技能創(chuàng)新等帶動產(chǎn)品創(chuàng)新，對產(chǎn)品質量把關，實現(xiàn)產(chǎn)品質量升級，進行產(chǎn)品優(yōu)化，實現(xiàn)產(chǎn)品結構優(yōu)化，產(chǎn)品進一步更新?lián)Q代，新興產(chǎn)業(yè)引領傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展；三是在需求端，技術創(chuàng)新倒逼產(chǎn)業(yè)升級。數(shù)字經(jīng)濟時代的到來，消費潛力和消費層次提升，市場需要更加智能化、綠色化的產(chǎn)品，市場消費效應、出口的競爭效應倒逼產(chǎn)業(yè)向更合理化、更高端化發(fā)展。

本文認為產(chǎn)業(yè)韌性是產(chǎn)業(yè)應對外界沖擊，從沖擊中恢復并調整更新的能力。產(chǎn)業(yè)的調整更新是產(chǎn)業(yè)升級的一種表現(xiàn)形式，即產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)升級，產(chǎn)業(yè)的韌性水平會增強，產(chǎn)業(yè)升級與高技術制造業(yè)韌性水平具有正向關系。產(chǎn)業(yè)升級包含產(chǎn)業(yè)技術升級和產(chǎn)業(yè)結構升級，其中產(chǎn)業(yè)技術升級中要求勞動技術生產(chǎn)率的提高，企業(yè)通過技術創(chuàng)新能夠實現(xiàn)勞動技術生產(chǎn)率的提高，即推進產(chǎn)業(yè)升級，進而對產(chǎn)業(yè)韌性產(chǎn)生正向影響。

技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與產(chǎn)業(yè)韌性可能存在的作用機理如圖1 所示。

圖1 技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與產(chǎn)業(yè)韌性的中介效應關系

2.門檻效應

目前，有關技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級的關系的研究較多，大多數(shù)學者研究表明技術創(chuàng)新能夠助力產(chǎn)業(yè)結構升級，也有學者認為技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級促進作用的實現(xiàn)需要在一定的條件下完成，李偉慶和聶獻忠（2015）認為技術創(chuàng)新并沒有帶動制造業(yè)升級，王海兵和楊慧馨（2016）認為短期內技術創(chuàng)新可能會阻礙產(chǎn)業(yè)結構變遷。科技創(chuàng)新水平在對產(chǎn)業(yè)結構的正向效應中，能夠作為門檻變量發(fā)揮門檻效應（周柯和王尹君，2019），技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有顯著的門檻效應（吳振華，2021），市場化水平差異使技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生顯著的門檻效應（路暢等，2019），政府創(chuàng)新扶持及金融發(fā)展影響創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)升級，具有門檻效應（王希元，2020）。王立新和曹梅英（2018）認為技術創(chuàng)新能夠劃分為自主創(chuàng)新和技術模仿，自主創(chuàng)新與技術模仿雖然均屬于技術創(chuàng)新，但二者對產(chǎn)業(yè)升級的影響機制存在差異，僅技術模仿發(fā)揮了門檻效應?；谇叭思夹g創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)韌性關系的研究，加入產(chǎn)業(yè)韌性變量，這種門檻效應在技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的影響中是否依舊存在，值得探討。

基于以上論述，本文在技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與高技術制造業(yè)韌性關系上做出假設2 和假設3：

技術創(chuàng)新通過推進產(chǎn)業(yè)升級，進而增強產(chǎn)業(yè)韌性，產(chǎn)業(yè)升級在技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的正向影響中具有中介效應（H2）。

產(chǎn)業(yè)韌性在技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的促進作用中能夠發(fā)揮門檻效應，當產(chǎn)業(yè)韌性水平較高時，技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的正向影響更強（H3）。

四、實證研究設計

（一）變量設定

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為高技術制造業(yè)韌性水平，用RESI表示總韌性指數(shù)。經(jīng)濟學領域中韌性的測度方法主要分為基于核心變量的單一指標法和基于多變量的綜合指標體系法，單一指標法一般以國內生產(chǎn)總值或就業(yè)人數(shù)變化作為核心變量（Doran 和Fingleton，2018；Han 和Goetz，2019）。在研究產(chǎn)業(yè)韌性時采用多變量的綜合指標法更全面（Briguglio et al，2009；Rajesh，2020），本文參考曹德等（2020）的研究，將影響韌性的因素劃分為內部和外部兩個維度，同時結合物理學中對韌性的劃分，以斷裂韌性和沖擊韌性作為2 個一級指標，斷裂韌性下設魯棒性（曾冰和張艷，2018；湯敏等，2019；肖智文等，2019）、流動性及創(chuàng)新性三大二級指標，沖擊韌性下設保障性、脆弱性及轉型性三大二級指標（崔娟娟和王英，2015；曾冰，2020；賀正楚等，2020），共6 個二級指標，21 個三級指標形成高技術制造業(yè)韌性測度體系。

高技術制造業(yè)韌性指標體系構建時結合了韌性的起源、高技術制造業(yè)韌性內涵及高技術制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)特征。首先，物理學中斷裂韌性與外加力大小無關的概念內涵，能夠將其視為一種內部影響；沖擊韌性是高技術制造業(yè)抵抗外部沖擊的能力，從高技術制造業(yè)受到的外部影響來考察。斷裂韌性考慮產(chǎn)業(yè)的固有規(guī)模屬性和歷史積累的條件稟賦；沖擊韌性考慮產(chǎn)業(yè)承受的保障支撐及遭受的脆弱性風險。其次，結合韌性及高技術制造業(yè)韌性內涵，確定二級指標。在斷裂韌性方面，以魯棒性代表高技術制造業(yè)的固有積累規(guī)模，以流動性代表產(chǎn)業(yè)發(fā)展積累的要素稟賦，以創(chuàng)新性反映產(chǎn)業(yè)調整更新及長遠發(fā)展的動力；在沖擊韌性方面，以保障性代表外部給予高技術制造業(yè)的保障支撐，以脆弱性體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展遇到的外部風險與阻礙，以轉型性考慮高技術制造業(yè)進一步向智能化、綠色化發(fā)展及市場前景等因素。最后，根據(jù)高技術制造業(yè)產(chǎn)業(yè)性質及特征，同時考慮數(shù)據(jù)的可獲得性確定三級指標。

通過表1 所示的高技術制造業(yè)韌性指標體系，采用經(jīng)獨立性調整后的信息熵法進行指標賦權（楊耀武和張平，2021），計算1997—2019 年中國高技術制造業(yè)的韌性指數(shù)。

表1 高技術制造業(yè)韌性指標體系

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為技術創(chuàng)新。創(chuàng)新性是構建指標體系測度韌性水平的關鍵指標，為處理因果混淆問題，作為解釋變量的技術創(chuàng)新要與指標體系中的創(chuàng)新性區(qū)分，國家統(tǒng)計局《高技術產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類2017》文件中，高技術制造業(yè)的定義為國民經(jīng)濟行業(yè)中R&D 投入強度相對高的制造業(yè)行業(yè)，其中的R&D 投入強度是指R&D經(jīng)費支出與企業(yè)主營業(yè)務收入之比，R&D 是指為增加知識存量及設計已有知識的新應用而進行的創(chuàng)造性、系統(tǒng)性工作①國家統(tǒng)計局《高技術產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類2017》。。R&D 占高技術制造業(yè)總產(chǎn)值能夠反映出高技術制造業(yè)這一產(chǎn)業(yè)內部的技術創(chuàng)新水平，用R&D 占高技術制造業(yè)總產(chǎn)值的比重取對數(shù)來反映高技術制造業(yè)的技術創(chuàng)新水平，用innov來表示，值越大表明該年份高技術制造業(yè)技術創(chuàng)新水平越高。

3.中介變量

本文的中介變量為產(chǎn)業(yè)升級。產(chǎn)業(yè)升級用upgra來表示。通常研究中，產(chǎn)業(yè)升級是指產(chǎn)業(yè)結構的改善，一般用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重或第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比來表示。本文研究將全產(chǎn)業(yè)的研究范圍縮小至高技術制造業(yè)，產(chǎn)業(yè)升級的內涵也相應改變，以高技術制造業(yè)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重取對數(shù)表示。

4.控制變量

結合上述產(chǎn)業(yè)韌性的內涵，產(chǎn)業(yè)韌性的概念似乎與外部沖擊存在某種相互依存的關系，只有在遭受沖擊后，才能夠衡量產(chǎn)業(yè)是否具有韌性，進而判斷產(chǎn)業(yè)的韌性處于哪種水平。伴隨著經(jīng)濟危機等沖擊的出現(xiàn)，經(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)業(yè)會面臨產(chǎn)業(yè)鏈斷鏈、產(chǎn)能不足等風險，這種產(chǎn)業(yè)鏈斷裂和產(chǎn)能供不應求的出現(xiàn)，同時也正是產(chǎn)業(yè)韌性水平低的體現(xiàn)。因此從理論上能夠說明外部沖擊與產(chǎn)業(yè)韌性產(chǎn)生相互影響，需要考慮到外部沖擊這一變量的影響。引入外部沖擊事件作為虛擬控制變量，具體外部沖擊事件的選擇見表2。本文認為1997—2020 年間對中國經(jīng)濟產(chǎn)生影響的主要外部沖擊可以劃分為兩大類，一類是由經(jīng)濟貿(mào)易所引起的經(jīng)濟危機與貿(mào)易摩擦，另一類是由于病毒或疾病引發(fā)的突發(fā)性公共衛(wèi)生事件。本文選取的1997—2019 年研究區(qū)間內的6 次外部沖擊事件，發(fā)生沖擊事件的年份的crisis1記為1，未發(fā)生沖擊事件年份的crisis1記為0。同時，為識別國際金融危機對中國高技術制造業(yè)韌性的沖擊，將2008 年以后（含2008 年）定義為外部沖擊期，該期間內記crisis2為1，2008 年以前（不含2008 年）定義為非外部沖擊期，該期間內crisis2記為0。

表2 主要外部沖擊及影響

此外，產(chǎn)業(yè)韌性不但是經(jīng)濟韌性的中觀視角，而且是企業(yè)韌性的綜合體現(xiàn)，為避免遺漏變量而造成回歸估計結果偏差，結合高技術制造業(yè)韌性指標體系，分別從企業(yè)層面、國家層面選取相關控制變量。企業(yè)規(guī)模（胡海峰等，2020），用size代表企業(yè)規(guī)模，用企業(yè)利潤總額占高技術制造業(yè)總產(chǎn)值比重的自然對數(shù)表示，規(guī)模越大的企業(yè)越可能擁有高的技術創(chuàng)新水平，但也可能面臨管理體制僵化的問題；企業(yè)盈利能力，用profit表示，用企業(yè)營業(yè)收入占高技術制造業(yè)總產(chǎn)值的比重取對數(shù)來表示；用growth表示經(jīng)濟增長率，公式為年度GDP 增長率的對數(shù)。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取1997—2019 年高技術制造業(yè)相關時序數(shù)據(jù)為樣本，本文的研究數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。其中高技術產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計年鑒最早為2002 年《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，更早年份數(shù)據(jù)由《中國科技統(tǒng)計年鑒》進行補充。通過《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》能夠獲得1997—2011 年高技術制造業(yè)總產(chǎn)值，但后續(xù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計項目發(fā)生改變。因此用《中國火炬統(tǒng)計年鑒》中全國高新技術企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)代替，人工智能專利申請量數(shù)據(jù)來自《2020 人工智能專利技術分析報告》，其余三級指標的指標說明在計算中所需要的數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于指標較多同時研究所需數(shù)據(jù)時間跨度長，因此存在缺失數(shù)據(jù)，缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法、回歸擬合法等進行補充。

（三）模型設定

首先構建基本回歸模型檢驗技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)韌性的關系；其次，借鑒Baron 和Kenny（1986）提出的中介效應檢驗，采用逐步系數(shù)回歸法和Sobel 法檢驗影響機制是否存在；最后，借鑒Hansen（1996）提出的門檻回歸模型，將產(chǎn)業(yè)韌性設為門檻變量，檢驗不同韌性增長水平下，技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的影響差異。

構建式（1）模型考察技術創(chuàng)新對高技術制造業(yè)總韌性、斷裂韌性及沖擊韌性的影響：

其中：被解釋變量R在后文實證分析中分別表示為高技術制造業(yè)韌性總韌性指數(shù)RESI、斷裂韌性Rf、沖擊韌性Ri；解釋變量innov為技術創(chuàng)新；控制變量用Xt表示；εt為誤差項；α0為截距項；t為時間；α1為解釋變量系數(shù)；α為控制變量的系數(shù)。

為考察技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的影響是否存在中介效應，本文對技術創(chuàng)新可能通過產(chǎn)業(yè)升級，提高產(chǎn)業(yè)韌性水平的機制進行檢驗，構建如下模型：

其中：δ0為截距項；δ1為技術創(chuàng)新系數(shù)；δ為控制變量系數(shù)；upgra為中介變量產(chǎn)業(yè)升級；φ0為截距項，φ1為技術創(chuàng)新系數(shù)，φ為控制變量系數(shù)；η0為截距項，η1為技術創(chuàng)新系數(shù)，η2為中介變量系數(shù)，η為控制變量系數(shù)。

以存在一個產(chǎn)業(yè)韌性門檻值τ為例，使Rt≤τ和Rt＞τ時，技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級的系數(shù)分別各自存在差異。構建時間序列門檻回歸模型：

其中：κ0和ρ0為不同樣本區(qū)間的截距項，κ1和ρ1為不同樣本區(qū)間的技術創(chuàng)新系數(shù)，κ2和ρ2為不同樣本區(qū)間的產(chǎn)業(yè)升級系數(shù)，σt為隨機誤差項。

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結果見表3。高技術制造業(yè)總韌性均值為0.9773，該均值水平低于理論均值水平1，最大值為3.3091，最小值為0.2816，二者間存在較大差異，表明1997—2019 年中國高技術制造業(yè)韌性水平變化明顯；其中受內部因素影響的高技術制造業(yè)斷裂韌性的均值為0.3927，最大值為1.2376，最小值為0.0452；受外部因素影響的沖擊韌性的均值為0.5847，最大值為2.0715，最小值為0.2141，高技術制造業(yè)的沖擊韌性整體上大于斷裂韌性，沖擊韌性最大值與最小值之差要大于斷裂韌性最大值與最小值之差，沖擊韌性的變化比斷裂韌性更加明顯。技術創(chuàng)新的最大值為-4.3959，最小值為-5.1698；產(chǎn)業(yè)升級的最大值為0.0219，最小值為-1.8292；發(fā)生外部沖擊事件記為1，未發(fā)生外部沖擊事件記為0；外部沖擊在2008 年以前（不含2008年）為0，在2008 年以后為1；研究期間內，企業(yè)規(guī)模、盈利能力及經(jīng)濟增長率也呈現(xiàn)出不同程度的變化。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）基本回歸模型結果

1.參數(shù)估計結果

技術創(chuàng)新與高技術制造業(yè)韌性在最小二乘法下的參數(shù)估計結果見表4，顯示了技術創(chuàng)新與高技術制造業(yè)韌性的正向關系。

表4 最小二乘（OLS）估計結果

表4 中列（1）為不考慮外部沖擊下技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)韌性的關系，列（2）～列（5）為依次加入外部沖擊、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)盈利能力及經(jīng)濟增長率等控制變量后的估計結果，技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)韌性的參數(shù)估計均通過顯著性檢驗，以下結論具有可靠性。

技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性具有顯著的正向促進作用，發(fā)揮正向影響，技術創(chuàng)新對沖擊韌性的正向效應強于對斷裂韌性的正向效應。表4 中列（1）是在不加入控制變量時，在1%的顯著性水平下技術創(chuàng)新系數(shù)為3.0749，表明整體上技術創(chuàng)新的提高會增強高技術制造業(yè)韌性水平，技術創(chuàng)新指標每增長1%，在1%的顯著性水平下，產(chǎn)業(yè)總韌性指標提高3.0749%?？紤]外部沖擊后，依次增加控制變量，在1%的顯著性水平下技術創(chuàng)新能夠促進產(chǎn)業(yè)韌性增強。以上技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)韌性的關系初步證明了假設H1 的解釋力。

2.穩(wěn)健性檢驗

本文采用工具變量兩階段最小二乘法（IV-2SLS）對模型進行估計，處理模型中可能存在的內生性問題，總韌性的相關估計結果見表5，斷裂韌性估計結果見表6，沖擊韌性估計結果見表7。

通過工具變量的個數(shù)的增加使估計結果更加有效。因此，選取產(chǎn)業(yè)結構、政府干預及人均發(fā)展水平作為工具變量。列（1）為不考慮外部沖擊和其他控制變量的估計結果，列（2）～列（5）為考慮外部沖擊后，控制變量依次加入后的估計結果。首先，將工具變量數(shù)目與內生變量數(shù)目相比較，由于前者數(shù)目大于后者。因此要對工具變量進行過度識別檢驗判斷工具變量的選取是否具有有效性，表5～表7 中所示列（1）～列（5）均通過Sargan 檢驗，表明工具變量選取有效。其次，要考慮方程是否存在弱工具變量情況，根據(jù)列（1）～列（5）的Cragg-Donld WaldF統(tǒng)計量，可知方程不存在弱工具變量。模型均通過Wald 檢驗、F檢驗及不可識別檢驗，同時調整后的R2更好，IV-2SLS 回歸結果較好，IV-2SLS 比OLS 的估計結果穩(wěn)健，技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性具有正向促進作用的結論具有穩(wěn)健性，且技術創(chuàng)新對沖擊韌性的正向效應強于對斷裂韌性的正向效應?？紤]到產(chǎn)業(yè)韌性是一個逐漸變化的過程，技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的影響可能存在一定時滯性，同時外部沖擊事件對經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)的影響也存在滯后效應。因此，將技術創(chuàng)新innov和外部沖擊事件crisis1均滯后一期，并采用最小二乘法重新進行估計，由于外部沖擊期間crisis2劃分為2008 年前和后兩個區(qū)間段，不再考慮滯后效應。見表8，考慮了解釋變量的滯后效應后，技術創(chuàng)新的系數(shù)仍然顯著為正，則技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的正向作用的結果具有穩(wěn)健性。

表5 總韌性的工具變量兩階段最小二乘（IV-2SLS）估計結果

表6 斷裂韌性的工具變量兩階段最小二乘（IV-2SLS）估計結果

表7 沖擊韌性的工具變量兩階段最小二乘（IV-2SLS）估計結果

表8 考慮滯后效應的穩(wěn)健性檢驗結果

續(xù)表

（三）中介效應模型結果

1.中介效應檢驗

參照溫忠麟和葉寶娟（2014）的中介效應檢驗流程，采用逐步系數(shù)檢驗法的第一類錯誤較低，但檢驗力度有待考量。因此在第二步檢驗出現(xiàn)至少一個系數(shù)不顯著時，可以采用Sobel 檢驗法、Bootstrap 法檢驗系數(shù)乘積的顯著性。首先，檢驗方程（2）中系數(shù)δ1是否顯著；其次，檢驗方程（3）中系數(shù)φ1和方程（4）中系數(shù)η2是否顯著，若系數(shù)φ1和η2至少一個不顯著，則采用Sobel 法檢驗系數(shù)乘積，若均顯著則直接觀測方程（4）系數(shù)η1是否顯著，若不顯著說明直接效應不顯著，只有中介效應；最后，比較系數(shù)φ1×η2與η1的符號，符號相同則存在中介效應，符號相異則為遮掩效應。技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級及產(chǎn)業(yè)韌性間的影響機制檢驗結果見表9～表11。

表9 總韌性的中介效應檢驗結果

通過逐步系數(shù)檢驗法發(fā)現(xiàn)，方程（2）中的技術創(chuàng)新系數(shù)為3.0749，且在1%的顯著性水平下顯著。方程（3）中技術創(chuàng)新系數(shù)在10%的顯著性水平下為0.7608，技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級具有正向影響。檢驗結果表明，技術創(chuàng)新與中介變量產(chǎn)業(yè)升級的系數(shù)均顯著為正，Sobel 檢驗的Z統(tǒng)計量的值均大于5%水平的臨界值0.97，表明產(chǎn)業(yè)升級在技術創(chuàng)新對高技術制造業(yè)韌性的影響中發(fā)揮著中介效應，說明了H2 的解釋力，同時對比技術創(chuàng)新影響斷裂韌性和沖擊韌性的過程發(fā)現(xiàn)，見表10 和表11，產(chǎn)業(yè)升級在技術創(chuàng)新對斷裂韌性的影響中發(fā)揮的中介效應要強于產(chǎn)業(yè)升級在技術創(chuàng)新對沖擊韌性的影響中發(fā)揮的中介效應。技術創(chuàng)新在促進產(chǎn)業(yè)韌性的正向影響過程中，產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的間接影響更多的來自于產(chǎn)業(yè)升級對斷裂韌性的影響，而技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的直接影響更多的是來自于技術創(chuàng)新對沖擊韌性的影響。高技術制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新水平的提高，能夠通過實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級作用于高技術制造業(yè)韌性，增強產(chǎn)業(yè)韌性水平。

表10 斷裂韌性的中介效應檢驗結果

表11 沖擊韌性的中介效應檢驗結果

2.穩(wěn)健性檢驗

通過增加控制變量進行穩(wěn)健性檢驗。增加經(jīng)濟增長率作為控制變量，穩(wěn)健性檢驗結果分別見表12～表14。加入控制變量后，上述結論依舊成立，結果具有穩(wěn)健性。

表12 總韌性的中介效應穩(wěn)健性檢驗結果

表13 斷裂韌性的中介效應穩(wěn)健性檢驗結果

表14 沖擊韌性的中介效應穩(wěn)健性檢驗結果

（四）門檻效應模型結果

1.門檻效應檢驗

由于樣本數(shù)量較少，采用Bootstrap 自抽樣法抽樣5000 次，同時設置門檻數(shù)為1，進行門檻效應檢驗。產(chǎn)業(yè)韌性作為門檻變量時，LM值為11.4657，BootstrapP值為0.0044，門檻值估計值為1.3651，在1%的顯著性水平下成立，即產(chǎn)業(yè)韌性水平能夠發(fā)揮門檻作用。

2.門檻效應估計

以產(chǎn)業(yè)韌性作為門檻變量進行估計。如圖2 所示門檻效應下的置信區(qū)間，以及LR統(tǒng)計量的走勢。圖中的虛線為95%的置信水平線，置信區(qū)間為該虛線以下包含最小似然比值的區(qū)間。以產(chǎn)業(yè)韌性為門檻變量，產(chǎn)業(yè)韌性水平門檻值的估計結果為1.1803，該門檻值為LR統(tǒng)計量曲線的最低點，此時的似然比值最小。95% 的置信區(qū)間為［1.0479，1.1803］，原假設成立，門檻估計值與真實值相等，通過了置信區(qū)間檢驗。

圖2 技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級影響產(chǎn)業(yè)韌性的置信區(qū)間

以產(chǎn)業(yè)韌性作為門檻變量見表15，能夠將樣本劃分為低產(chǎn)業(yè)韌性水平和高產(chǎn)業(yè)韌性水平兩個階段，產(chǎn)業(yè)韌性值1.1803 為門檻值，小于或等于1.1803 為低產(chǎn)業(yè)韌性水平，大于1.1803 為高產(chǎn)業(yè)韌性水平。其中，低產(chǎn)業(yè)韌性水平年份有17 年，高產(chǎn)業(yè)韌性水平有6 年。當產(chǎn)業(yè)韌性值小于或等于1.1803 時，技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的估計系數(shù)為1.1211，當產(chǎn)業(yè)韌性值大于1.1803 時，技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的估計系數(shù)為3.6634，且數(shù)值均處于95%的置信區(qū)間內；當產(chǎn)業(yè)韌性值小于或等于1.1803 時，產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的估計系數(shù)為0.2119，當產(chǎn)業(yè)韌性值大于1.1803 時，產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的估計系數(shù)為7.4072，且數(shù)值均在95%的置信區(qū)間內成立。技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的正向效應在高產(chǎn)業(yè)韌性水平下更加明顯，即技術創(chuàng)新每增加1 個單位，相較于低韌性水平，高韌性水平下的產(chǎn)業(yè)韌性會多增加2.4831 個單位；產(chǎn)業(yè)升級每增加1 個單位，相較于低韌性水平，高韌性水平下的產(chǎn)業(yè)韌性會多增加7.1953 個單位。

表15 門檻效應估計結果

綜上，當高技術制造業(yè)的韌性水平越高時，技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的影響越大，正向促進作用越強。同時，當產(chǎn)業(yè)韌性水平小于或等于1.1803 時，技術創(chuàng)新的系數(shù)要大于產(chǎn)業(yè)升級的系數(shù)，當產(chǎn)業(yè)韌性水平大于1.1803 時，技術創(chuàng)新的系數(shù)小于產(chǎn)業(yè)升級的系數(shù)，說明了低韌性水平下的技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的直接正向效應更強；高韌性水平下，產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的正向影響效應增強，技術創(chuàng)新的間接效應增強。綜合上述門檻效應分析，得出以下結論：產(chǎn)業(yè)韌性水平高時，技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的正向促進作用增強。證明了假設H3 的解釋力。

3.穩(wěn)健性檢驗

增加經(jīng)濟增長率作為控制變量后見表16，門檻效應依舊顯著，穩(wěn)健性檢驗通過。以產(chǎn)業(yè)韌性作為門檻變量的穩(wěn)健性檢驗，通過LM值為11.7433 和BootstrapP值為0.0156 可知，門檻效應依舊存在，產(chǎn)業(yè)韌性的門檻值為1.0479，技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級的估計系數(shù)方向和大小關系沒有發(fā)生改變，前文結論依舊成立，通過穩(wěn)健性檢驗。

表16 門檻效應穩(wěn)健性檢驗結果

綜上，再次證明了假設H3 的解釋力，不同產(chǎn)業(yè)韌性水平下，技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的作用方向一致，通過大小關系橫縱向比較發(fā)現(xiàn)：低韌性水平下，技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的影響強于產(chǎn)業(yè)升級，高韌性水平階段異之；高韌性水平下，技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的正向影響均明顯增強。

六、結論與政策啟示

中國高技術制造業(yè)韌性水平的高低體現(xiàn)了高技術制造業(yè)維持自身穩(wěn)定、抵御外界沖擊的能力。在當前新冠肺炎疫情、全球經(jīng)濟衰退及中國要繼續(xù)堅持制造強國建設的背景下，研究關鍵影響因素與高技術制造業(yè)韌性的關系。鑒于此，本文在理論分析技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與產(chǎn)業(yè)韌性的關系的基礎上，通過最小二乘法（OLS）、工具變量兩階段最小二乘法（IV-2SLS）、中介效應檢驗及門檻效應檢驗等實證考察技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的影響。研究發(fā)現(xiàn)：技術創(chuàng)新對高技術制造業(yè)韌性具有顯著的正向影響，技術創(chuàng)新水平提升會增強產(chǎn)業(yè)韌性水平，其中技術創(chuàng)新對沖擊韌性的正向影響強于對斷裂韌性的正向影響；產(chǎn)業(yè)升級在技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性的正向影響中發(fā)揮中介效應，存在技術創(chuàng)新通過推進產(chǎn)業(yè)升級，進而增強產(chǎn)業(yè)韌性的間接效應，其中產(chǎn)業(yè)升級在技術創(chuàng)新對斷裂韌性的正向影響中發(fā)揮的中介效應占比高于對沖擊韌性的正向影響中發(fā)揮的中介效應；產(chǎn)業(yè)韌性能夠發(fā)揮門檻效應，高產(chǎn)業(yè)韌性水平下，技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的正向促進作用較強。根據(jù)以上結論具體啟示如下：

（1）產(chǎn)業(yè)韌性與外部沖擊存在相互依存關系。伴隨著經(jīng)濟危機等沖擊的出現(xiàn)，經(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)業(yè)會面臨產(chǎn)業(yè)鏈斷鏈、產(chǎn)能不足等風險，這種產(chǎn)業(yè)鏈斷裂和產(chǎn)能供不應求的出現(xiàn)，同時也正是產(chǎn)業(yè)韌性水平低的體現(xiàn)。產(chǎn)業(yè)沖擊韌性是指產(chǎn)業(yè)抵抗外來沖擊負荷的能力，抵御外部沖擊正是沖擊韌性的體現(xiàn)，增強產(chǎn)業(yè)沖擊韌性也就是提升產(chǎn)業(yè)抵御外部沖擊的能力。與斷裂韌性相比，高技術制造業(yè)的沖擊韌性對技術創(chuàng)新的反應更明顯，技術創(chuàng)新對沖擊韌性有著較強的正向影響。因此以增強沖擊韌性為首要目標，發(fā)揮技術創(chuàng)新優(yōu)勢，增強產(chǎn)業(yè)的外部保障性，政府給予高技術制造業(yè)財政支持，增加投資額，高技術制造業(yè)企業(yè)掌握國內產(chǎn)業(yè)核心技術；降低產(chǎn)業(yè)脆弱性風險，避免通貨膨脹過度等價格風險的發(fā)生，穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟環(huán)境的同時抓住市場前景，實現(xiàn)智能化、綠色化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以增強沖擊韌性。

（2）以技術創(chuàng)新為核心抓手增強產(chǎn)業(yè)韌性水平。高技術制造業(yè)是指國民經(jīng)濟行業(yè)中R&D 投入強度相對高的制造業(yè)行業(yè)，其中的R&D 是指研究與試驗發(fā)展，是創(chuàng)造性、系統(tǒng)性的工作。高技術制造業(yè)離不開技術創(chuàng)新，以技術性為特征與其他產(chǎn)業(yè)相區(qū)分。提高高技術制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新能力，增加研究與試驗發(fā)展，加大創(chuàng)新投入，提高高技術制造業(yè)韌性水平。在中國堅持制造強國建設進程中，實現(xiàn)制造業(yè)真正的由大轉強，離不開高技術制造業(yè)的支撐作用。在復雜的國際形勢下，制造業(yè)發(fā)展面臨著各類挑戰(zhàn)與威脅，部分高新技術產(chǎn)品成為中國產(chǎn)業(yè)鏈“卡脖子”的關鍵，例如芯片等產(chǎn)業(yè)受美國牽制，提高技術創(chuàng)新的加速度正是面對復雜的國際形勢，防范經(jīng)濟沖擊風險的關鍵。技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性具有顯著的正向促進作用，尤其是對沖擊韌性的正向效應更為明顯，可能是由于以高技術制造業(yè)的固有規(guī)模和條件稟賦表示的斷裂韌性隨時間積累，發(fā)展穩(wěn)定；而沖擊韌性受外界因素影響，不確定性強，受技術創(chuàng)新影響也大。通過企業(yè)技術創(chuàng)新的實現(xiàn)，高技術制造業(yè)企業(yè)間要形成高效有益的競爭與互助關系，爭做創(chuàng)新型企業(yè)，同時對相關產(chǎn)業(yè)鏈上的企業(yè)給予技術支持，形成有利的競爭互助循環(huán)，共同實現(xiàn)技術創(chuàng)新，增強產(chǎn)業(yè)韌性水平。

（3）技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與產(chǎn)業(yè)韌性三者存在良性循環(huán)關系。創(chuàng)新性與轉型性作為高技術制造業(yè)韌性指標體系的組成指標，二者對產(chǎn)業(yè)韌性具有正向影響，同時技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)韌性具有正向效應，且該效應在產(chǎn)業(yè)韌性水平高的情況下更為明顯，當高技術制造業(yè)處于高韌性水平時，技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級對其正向影響強于低產(chǎn)業(yè)韌性水平，三者相互促進。隨著中國高技術制造業(yè)的發(fā)展，其抵御風險的能力增強，產(chǎn)業(yè)韌性水平越來越強，在高技術制造業(yè)韌性水平逐漸提高的過程中，技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)韌性的正向效應隨之增強，當前比任何時候都要重視技術創(chuàng)新的發(fā)展，只有技術的突破，創(chuàng)新的實現(xiàn)，才能帶動產(chǎn)業(yè)轉型升級，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)韌性的不斷提升來應對逆全球化沖擊和全球經(jīng)濟萎靡的現(xiàn)狀。

（4）以高技術制造業(yè)為突破口，驅動制造業(yè)發(fā)展，增強整體產(chǎn)業(yè)韌性水平。以制造業(yè)帶動高技術制造業(yè)逐漸龐大，以高技術制造業(yè)驅動制造業(yè)逐漸強大。提高高技術制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級能力，驅動中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。產(chǎn)業(yè)升級是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的目標，高技術制造業(yè)在技術化程度上已經(jīng)是制造業(yè)實現(xiàn)升級后的表現(xiàn)，但高技術制造業(yè)依舊面臨技術創(chuàng)新等問題，中國的制造業(yè)依舊沒有完全實現(xiàn)“由大轉強”的變換。在國際上，要充分發(fā)揮中國是制造業(yè)大國的優(yōu)勢，以龐大的制造業(yè)體系為根基，帶動高技術制造業(yè)體系逐漸擴大規(guī)模。要發(fā)揮高技術產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，結合數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展背景，著重高技術制造業(yè)發(fā)展。在中國人口紅利消退、人口老齡化加速背景下，加快產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)自動化代替人力勞動，提高勞動效率和生產(chǎn)率，解決勞動力老齡化問題的同時實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，進而增強高技術制造業(yè)抵抗沖擊的能力，增強韌性水平。