產學研協同創新對區域創新績效影響研究

蔣伏心 華冬芳 胡 瀟

蔣伏心，南京師范大學商學院教授 210046

華冬芳，南京師范大學商學院博士生 210046無錫科技職業學院副教授

胡 瀟，東海證券股份有限公司 200125

一、問題提出

隨著中國創新驅動發展戰略的提出，以及近年來的廣泛宣傳，創新的重要意義在中國產業界、學術科研界和政界已經形成廣泛共識，并且多數省份已將不同類型的創新資源積極投入到創新實踐中，嘗試建立了各種形式的產學研協同創新模式，開始探索將產學研協同創新作為促進區域創新績效提升的手段。然而當前中國推進產學研協同創新并促進區域創新能力提升的過程并不順利，產學研協同創新的效果較差（吳玉鳴，2010），且對創新績效的提升作用較弱（Gao etal.,2011）。有鑒于此，研究產學研協同程度對區域創新績效的影響，對創新驅動發展戰略的推進有重要的理論與實踐意義。

過往的一系列研究中，針對產學研協同如何影響創新績效的角度各異：有從企業角度出發，對產學研協同創新績效測算進行的研究（Grimaldietal.,2002；Perkmann etal.,2011）。有利用聯合專利衡量產學研協同對創新績效產生的作用（Gao etal.,2010），以及產學研協同創新對整個創新體系的影響（Carayannis，2000；Perkmann etal.,2007）和產學研協同促進社會創新能力進步的動力與路徑（Santoro etal.,2001；Pablo and Perkmann，2011）。針對產學研協同情況的如何測量這一問題的研究主要分為主觀與客觀兩種：客觀方面主要使用數學模型（曹靜等2010；樊霞等，2013）與統計方法構建產學研協同指標（郭斌，2007；Seppoetal.,2012），進而測算出了產學研聯系的強度（李柏洲，朱曉霞，2008）；主觀方面則是通過問卷調查等方式設計操作性比較強的指標（鄧影翔，朱桂龍，2009）。也有研究從理論（何郁冰，2012）及實證層面分析了產學研協同創新的途徑不同對創新績效的影響（Carayanniseta1.,2000；Koschatzky，2002）。縱觀這些研究，如何設計有效的產學研協同測度指標一直沒有得到很好的解決，且創新績效的動態性導致其對實證模型的甄別使用能力要求較高，因此也就鮮有針對產學研協同如何影響區域創新績效方面的研究。

有鑒于此，本文力求在以下兩方面做出貢獻：一是通過設計產學研復合系統協同度測度模型，選取有代表性的序參量，構建產學研協同度指標，并將其作為分析區域創新績效實證模型中的自變量；二是考慮到創新績效變化的動態性，使用動態GMM兩步法實證分析產學研協同度對區域創新績效的影響。以期能夠詳細的揭示中國產學研協同創新與區域創新績效之間的關系，并探究其區域異質性問題，進而為后續研究的開展提供基礎，為推進創新驅動戰略的政策制定提供具有可操作性的建議。

二、產學研協同創新影響區域創新績效的機理

近些年來，國內外許多學者將產學研協同創新作為影響區域創新績效的一個重要因素來研究，因而使其受到多方關注。產學研協同不僅能夠實現高校科研機構技術的快速孵化與轉移，使產業部門獲得更多研發支持，而且能夠通過三方彼此的優勢互補、資源整合來共同完成一系列創新項目，最終促進區域創新績效的不斷提升。

在產學研協同創新對區域創新績效影響的問題中，產學研協同本身是一個值得關注的問題。按照產學研協同內部關系中產業與研究兩部門劃分的方法，本文認為，任何路徑下產學研協同創新均可以歸為產業部門依托科研部門，科研部門依托產業部門，以及聯合創新三類，除此之外，區域創新績效的提升與否也會對產學研協同創新有一個明顯的反饋效應，如下圖1所示。

圖1 產學研協同影響區域創新績效的路徑

產學研協同能夠給經濟社會帶來巨大益處，包括為高校提供更多額外的經費，促進高校的人才培養和理論研究以及科技研發，為企業提供各種技術支持，并使其在市場化過程中獲得更大的利益和生存能力。國外學者研究表明，現代開放式的創新體系中，三重螺旋結構中大學、產業與政府三方在發揮各自獨特作用時候能夠產生多重的互動效應，這被認為是提高一個國家或地區整體創新績效的重要條件（Chensbrough，2003；Etzkowita，2008）。可以肯定的是，通過產學研協同創新不斷增強技術創新能力，會逐漸成為當今世界各國優化科技資源配置，提高創新要素利用效率的重要路徑。

技術轉移本身是指技術從一處以某種形式轉移到另一處。而產學研協同創新影響區域創新績效的過程中，其是指高校與科研機構將自身已有的專利等科研成果借助產業部門的幫助更快實現市場化的過程，這一過程促進了區域創新能力的提升、技術的進步與科技向生產力的轉化。

研發委托是產業部門針對自身的特定需求，委托高校或者科研機構對某個問題或者某個項目進行調查、研究與管理的活動。與技術轉移相比較，這種活動中具有明顯的主導一方，且主導方主要為產業部門。產業部門從自身利益出發，利用研發委托的手段來接近并使用高校與研究機構龐大的研發資源。

聯合創新這條路徑是指，通過將有一定規模的產業部門、高校與科研機構聯合起來進行協同創新，進而給區域創新績效帶來提升。與前兩種方式不同的是，這一模式弱化了誰處于主導地位這個問題，主要指產業部門、高校與科研機構在重大項目的研發上走向有規模的長期穩定合作，比如重大創新載體建設，產學研前瞻性聯合研究項目，共建高校科技成果轉化服務中心等均為其具體的例子。

產學研協同創新會對區域創新績效水平產生影響，無論這個影響是正向的還是負向的，區域創新績效水平的變化均會反過來對產學研協同產生一個反饋效應。如果某種產學研協同創新方式使得區域創新績效水平提高，則這種產學研協同的方式會被逐漸加強，進而從眾多創新途徑中勝出并固化；若某種產學研協同創新路徑阻礙了區域創新水平的提高，則這種路徑的可行性會受到質疑，并最終失去與其它路徑競爭的資格。這也就說明，前一期的區域創新績效有很大可能性會對后一期的區域創新績效水平產生一個正向或者負向的沖擊。正是這種反饋效應，使得區域創新績效對產學研協同創新的方式有了一個逆向影響的能力。

綜上所述，產學研協同創新通過技術轉移、研發委托與聯合創新等途徑影響區域創新繼績效，創新績效的提升與下降會對產學研協同有一個正反饋或者負反饋的效應，實際上，這也是創新績效動態性的原因之一。下文以全國23個省為例，對產學研協同創新對區域創新績效的影響實證檢驗。

三、模型構建與指標選取

1.模型構建

本文構建了一個含有被解釋變量一階滯后項的動態面板回歸模型，在考慮績效動態變化的基礎上研究了產學研協同創新對區域創新績效的影響，模型如下：

表1 模型中各變量及其解釋

模型中i表示i省，t表示t時期，之后不再贅述。模型中涉及到的所有變量情況如表1所示：

在進行面板數據的回歸時，如果選取固定效應模型，則不能向模型中添加被解釋變量的滯后項，否則滯后項與隨機擾動項將出現相關性，并導致模型的估計值出現較大偏誤。考慮到創新績效的動態性，本文認為在模型中添加被解釋變量滯后項是十分必要的，鑒于此，我們使用動態GMM模型進行估計。

2.變量選取與數據來源

模型中表示創新績效的IPFit使用DEA方法進行測算。本文選取這一方法測算創新績效的原因是：第一，DEA方法是純技術性的，與量綱和價格均無關，只需區分投入與產出即可，這樣避免了先驗的設定某種函數形式，從而給創新績效測算帶來模型設定偏誤，也避免了傳統測算方法因數據時期較短而產生的問題。第二，創新績效是一個復雜的概念，很難找到單一的產出指標來衡量，而DEA適用于多輸入、多輸出的有效性評價，利用DEA方法，我們可以從多個投入產出角度更好的衡量創新績效。

DEA模型主要有兩個，Charnesand Cooper.（1978）將技術效率（TE）分解為純技術效率（PTE）和規模效率（SE），建立的C2R模型，這一模型是用來研究具有多個輸入、特別是具有多個輸出的生產部門同時為規模有效與技術有效時十分理想的方法；Bankeretal.（1984）放寬了規模不變等假設，經過拓展，提出了BC2模型。

本文在選擇DEA具體的模型之前，首先進行規模是否可變的檢驗。使用如下模型：IPFi=α+β1RDKi+β2HUMi+β3RDK2i+β4HUM2i+β5RDKiHUMi+εi，利用模型中二次項系數的顯著性情況，驗證出規模報酬情況為可變，進而選擇BC2模型下產出導向的規模可變DEA模型。測算區域創新績效的DEA模型中，所有投入與產出變量如表2所示。

表2 DEA使用變量及解釋

模型中表示產學研協同度的COit通過構建產學研復合系統協同度模型進行測算。產學研協同度是指產業部門、高校、科研院所三個子系統之間在發展演化中彼此和諧一致的程度，它決定了產學研復合系統由無序走向有序的趨勢及程度。為此，本文參考徐玉蓮等（2012）相關的研究，首先建立產學研子系統有序度函數，然后利用數據進行計算和修正。在產學研協同度測算過程中所使用到的所有指標如表3所示。

將產學研復合系統記作CO={I，U，R}={μ1(eji),μ2(eji),μ3(eji)}，其中I，U，R分別為產業部門、高校和科研機構三個子系統。記任意子系統發展過程中的序參量為 ej=(ej1，ej2，…，ejn)，其中 n≥1，eji∈[βji，αji]，i=1，2，…n，βji與αji分別為序參量指標的上下界。如果假設(ej1，ej2，…，ejm)為正向指標，則其數值越大系統有序度越強；(ejm+1，ej2，…，ejn）為負向指標，則其數值越大系統有序度越弱。由此給出序參量有序度的測算方式：

表3 產學研協同度測度指標體系

由上式可以知道μj(eji)∈[0,1]，其大小與系統有序度正相關。文中I，U，R三個子系統的有序度可以集成獲得，在這一過程中，考慮到所有數值均在0與1之間，且序參量指標屬于不同領域，因此采用等權重幾何平均法，并對復合系統協同度的測算方法做出修正，其算法為。以往研究多采用幾何平均數與符號函數結合的方式，這種方式在進行兩個子系統復合時，具有不錯的表現，但是面對三個及更多子系統復合的問題時，如果出現任意有序度變化相反的兩個子系統，我們不能簡單的認為系統整體的協同度是下降甚至為負的。除此以外，通過符號函數簡單的改變協同度的正負，會造成數據的波動較大，雖然描述了變化的方向，但不能很好的表示出變化的大小與趨勢，會削弱后續實證結果的價值。有鑒于此，本文放棄利用符號函數修正復合系統協同度的方法，在產學研復合協同度的測算中使用時間序列離差的幾何平均數計算,方法如下：CO={I，U，R}。COi=

三個控制變量分別是人力資本HUM，經濟規模GDP和研發資本存量RDK。HUM的計算中，本文參考Barro and Lee(1993)的思路。研發資本存量RDK的計算以2003年為基期，使用永續盤存法盤存，折舊率的選取，參考了肖文和林高榜（2011）中9.6%這一數值。

本文使用2003-2012年全國26個省的面板數據（剔除了部分數據缺失的省份）。所有數據均來源于中國統計年鑒、中國科技統計年鑒與WIND數據庫，在進行實證分析前，已對有量綱數據進行了對數化處理。

四、實證分析

1.創新績效的測算

因消費者對再制造產品的支付意愿不可能大于對新產品的支付意愿，且消費者對再制造產品的支付意愿不可能為負，故有0θ+β-γ1。

以R&D資本存量和R&D人員全時當量為投入變量，專利授權與新產品銷售收入為產出變量，基于產出視角選擇規模報酬可變的形式，使用DEAP2.1軟件測算創新績效如下：進行數據處理并對其進行協整檢驗。因此可以直接進行下一步的分析。

表4 各省創新績效

表5 各省產學研協同度

表6 各變量ADF檢驗結果

3.產學研協同度對區域創新績效影響的分析

進行面板數據的回歸時，可選擇混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型。本文使用Stata12進行分析，通過Likelihood Ratio檢驗和Hausman檢驗發現，在靜態面板回歸模型中，應該選擇固定效應模型。但考慮到被解釋變量的滯后項解釋能力較強，表現出動態性，以及固定效應模型無法添加被解釋變量滯后項等一系列問題，因此本文使用動態GMM兩步法對數據進行動態面板回歸分析，這一做法的目的是更加直觀的對比靜態模型與動態模型間的區別，以說明考慮區域創新績效動態性，并將其滯后項添加進模型的必要性。另外，由于西部地區的省份數據缺失比較多，導致排除在26個樣本省份之外的，多為西部省份，因此使得單獨對西部地區進行回歸時樣本數較少，這在很大程度影響了回歸的結果和系數的檢驗。有鑒于此，本文采取了東部與中西部的劃分方式。回歸結果如表6。

由回歸結果可以看出，被解釋變量的一階滯后項對于其自身有著顯著的影響，因此靜態面板估

2.產學研協同度測算

使用上文所述的復合系統協同度測算方法，計算各省2004至2012年產學研復合系統的協同度，結果如表4所示：

進行回歸分析之前，必須首先進行平穩性檢驗。本文采用Dickey-Fuller的ADF單位根檢驗方法對所使用的各變量進行平穩性檢驗，檢驗的主要結果如表5所示。檢驗結果表明，本文回歸模型中所使用的各變量數據均是平穩的，不需要繼續計方法不再適用。本文使用動態面板回歸進行估計無疑是正確的，不僅如此，我們可以看到，靜態面板的估計效果并不理想，很多重要變量的系數統計上均不顯著。

表7中動態面板回歸結果可以看到，總體上講，無論是對于全國還是東部地區，動態面板回歸的模型選擇都是沒有問題的。全國與東部地區的回歸結果中，Sargan test值分別為0.2703與0.4378，表明通過了檢驗，Bond test均表現出AR(1)拒絕而AR(2)接受的結果，與我們預期的情況相一致，符合動態GMM兩步法的使用要求；而中西部地區的Sargan test為0.9929。雖然從理論上來說，這一值是越大越好，但當其非常接近1的時候，我們應該對模型的約束問題慎重斟酌，從Bond test中我們也可以看到，對于中西部地區的回歸，其一階自相關檢驗便接受了原假設，這也就表明了GMM兩步法對于中西部地區的回歸是沒有必要的。實際上使用GMM一步法我們得到的結果與兩步法有些相似，兩者均只有區域創新績效的滯后項系數是顯著為正的，其余各變量的系數均不顯著，限于篇幅，便不再列出一步法的估計結果。

表7 產學研協同度對區域創新績效的影響

中西部地區之所以出現這種情況，本文認為是由于其經濟發展水平較低，人力資本平均素質還不高，研發投入也不足，產學研協同創新無法很好的促進區域創新績效的提升。然而新績效本身的反饋環效應仍然顯著存在，這一定程度上表明產學研協同創新對區域創新績效的影響與區域創新績效的反饋效應是兩個互相獨立的過程。分析全國與東部地區，兩者區域創新績效滯后項的系數均顯著為正，且比較接近，東部地區的為1.026，略高于全國的1.004，兩者均遠高于中西部地區的0.768，從這一系數的大小可以看出，經濟發達、人力資本豐富、產學研協同度高的地區，創新績效的反饋效應也更強一些；全國和東部地區產學研協同度的系數分別為0.131與0.288，后者約為前者的2倍，從中我們可以看出，在經濟發展水平較高、人力資本豐富與研發資本充足的地區，產學研協同創新對區域創新績效的提升有更大的推動作用。而產學研協同度的一階滯后項的系數，全國與東部地區均顯著，但全國的為-0.196，東部地區為0.327。對于這一結果，本文認為，東部地區產學研協同創新水平已經比較高，而且比較穩定，通過這一方式，區域創新的績效能夠獲得顯著的、穩定的逐步提升，而對全國范圍整體來講，產學研協同雖然能夠帶來區域創新績效的提升，但這種關系還不夠穩定，由于中西部地區這種關系的不顯著，產學研協同創新的投入甚至還會對區域創新績效的提升產生一定程度的擠出作用。

針對控制變，下文中我們仍舊給出一系列的分析，其目的是為了更好的把握產學研協同創新對區域創新績效的影響，從而為政策建議的提出提供基礎。

（1）人力資本

人力資本來源于是指勞動者獲得的知識和技能的積累，它是一種非物質資本。上文動態面板回歸結果顯示，無論是全國范圍還是東部地區，人力資本的系數均較好的通過了顯著性的檢驗，中西部地區也在0.1的顯著性水平下通過了檢驗。全國的系數為-0.426，中西部地區的為-0.359，東部地區的為0.679。本文認為，造成這一現象的原因主要有兩點：一是，全國范圍以及中西部地區，人力資本的水平總體上來講，還達不到產學研協同創新的要求，只有當人力資本的水平達到一定的程度之后，其才會顯著的促進產學研協同創新，這里面可能存在一個門檻效應；二是，中西部地區即使培養出來了素質較高的人力資源，其流失現象也會比較嚴重。而東部地區的人力資本水平顯然達到了產學研協同創新的要求，其對產學研協同創新有顯著的正向促進作用，進而很好的促進了區域創新績效的提升。

（2）經濟規模

經濟規模，是反映一個國家或地區經濟總量的指標。從動態面板回歸分析的結果中我們可以看到，無論是全國，還是東部地區，經濟規模的系數均顯著為負，而西部地區則不顯著。我們認為，對于西部地區來講，其發展水平較低，經濟總量較小，經濟增長速度也相對比較緩慢，因此其經濟規模對區域績效的提升沒有顯著的影響。而對于東部地區來講，這一指標系數為負的原因比較復雜，當前的經濟增長并非來源于創新能力的提升。也就是說，中國當前經濟增長的模式還不是創新驅動的，依舊是粗獷的、具有破壞性的增長，GDP規模的擴張中，還有著不少破壞長遠發展或者重復建設性的部分組成，這種增長模式不僅不能促進區域創新績效的提高，反而會極大程度阻礙一個地區創新的動力、能力與績效。

（3）研發資本存量

研發資本存量是一個存量指標，其一定程度上代表了一個國家或地區的研發能力。回歸結果中，我們可以看到，全國范圍內以及東部地區，其系數均很好的通過了顯著性檢驗，分別為0.193和0.189，中西部地區也在0.1的置信水平下表現為通過顯著性檢驗，為0.321，三個系數均為正。這表明，一個地區研發資本存量與其區域創新績效顯著正相關，較高的研發資本存量會帶來較高的區域創新績效水平。而中西部地區的系數0.321約為東部地區0.189的1.7倍，這表明了相同程度研發資本存量的提升，在中西部地區會比東部地區帶來更多區域創新績效的提升，這可能是由于研發資本存量對于區域創新績效的促進作用中存在邊際遞減效應，中西部地區的研發資本存量較少，因此投入一定量的研發資本便會給區域創新績效帶來非常大程度的提升。

五、結論與政策建議

隨著中國創新驅動發展戰略的提出，產學研協同創新受到關注，并逐漸成為促進區域創新績效提升的重要途徑。鑒于此，針對產學研協同創新如何影響區域創新績效進行一系列深入的研究，具有重大的理論價值與實踐意義。本文使用省際面板數據，采用DEA方法測算區域創新績效水平，使用復合系統協同度模型計算出產學研協同度指標，構造動態面板回歸模型，并通過GMM兩步法實證分析了產學研協同創新與區域創新績效的關系。

通過研究，本文發現了這樣幾個問題：第一，產學研協同創新對中國區域創新績效短期內有顯著的正向影響，但長期中這種影響表現出不穩定的特征；第二，區域創新績效水平本身存在顯著的動態效應，這反映出績效的提升是一個動態過程；第三，人力資本、經濟規模與研發資本存量都顯著影響區域創新績效的提升，但三者各自的影響方式有不同；第四，中國東部地區從產學研協同創新中獲得區域創新績效的提升要大于中西部地區，這說明產學研協同創新對區域創新績效的影響存在區域異質性。

有鑒于此，在推進創新驅動發展戰略的過程中，我們應該做到以下幾點：

（1）加大研發資本投入與人力資本素質的培養。據統計，世界主要發達國家R&D投入占GDP比重一般在2.6%左右，而中國現在遠遠達不到這一水平，即便上海市這種高研發投入的地區也才只有2.5%的R&D投入。科技資源投入的不足會嚴重制約產學研協同創新的發展潛力與區域創新績效；而人力資本則是創新驅動發展戰略中一個非常核心的因素，它決定了對各種創新資源的整合能力與利用效率，是一個省份或地區能否發揮出創新要素作用的先決條件。中西部一些地區人力資本相對缺乏，一定程度上需要政府制定傾斜性的政策來給予解決。

（2）從根本上轉變發展思路。國家的發展戰略會影響經濟發展的思路與模式，但戰略目標的達成有賴于戰略的實施。當前中國雖然提出了創新驅動發展戰略，明確要建立以企業為主體、以市場為導向、產學研結合的創新體系，并讓企業成為創新主體，從而促進全社會創新能力的提升，最終實現經濟發展方式的轉變，促進經濟的健康發展。如果發展的思路不轉變，仍堅持舊的考核方式，那么創新便很有可能只是一句空談，創新驅動發展戰略也無從實現。當下，政府應加大對于轉變經濟發展方式的宣傳力度，不僅要讓社會各界認識到推進創新驅動發展戰略的好處，還要讓其明白這種發展方式轉變的必要性與緊迫性，除此之外，更重要的是逐步改進整個經濟發展的考核體系，不再讓GDP數值增長成為唯一重要的指標，要能夠把反映創新績效等因素的指標納入到考核的范疇中來，并賦予其合適的權重，以保證通過產學研協同創新促進區域創新績效提升這條道路的可行性。

（3）關注區域異質性問題。中國地域遼闊，東中西部各省份經濟環境不同，發展差異較大，表現出較強的區域異質性。縱觀中國東、中、西部三大區域，經濟發展速度較快的東部地區，其人力資本與研發資本的存量水平也比較夠，因此東部省份多已享受到高素質的人力資本以及大量的研發資本存量給其區域創新績效帶來的提升；而經濟發展程度較低的西部地區則具有人才流失的問題，致使其人力資本水平無法支撐高水平的產學研協同創新并促進區域創新績效的提升。針對此情況，政府應該制定有差異的政策，以引導不同省份和地區根據自身的特點選擇不同的發展路徑。經濟發展水平較高的東部地區，應該充分發揮其人力資本與研發資本存量的優勢，不斷加強產學研協同創新，促進區域創新績效的提升；而中西部地區應該繼續加大研發資本投入，加強人力資本素質的培養，制定政策吸引和留住高素質的人才，從而獲得研發資本存量與人力資本水平的提升，并在此基礎上引導產學研協同創新，為區域創新績效帶來提升。

（4）促進產學研協同創新的穩定性。中國在產學研協同創新這一領域，有關的法規和政策還比較少，無法為其提供足夠的規范與保護。除此之外，雖然近年來中國對于產權問題的重視程度不斷提高，但各種侵權問題依舊存在，這在很大程度上阻礙了社會中各主體通過產學研協同創新，在獲得收益的同時促進技術的進步。鑒于此，政府首先要為產學研協同創新構建一個良好的法律法規環境，在這一環境的構建過程中要充分考慮產學研協同的特點；同時要不斷通過修訂已有的法律法規條款，并頒布新的法律法規，不斷完善產權制度，使產學研各主體的行為受到約束，同時其自身利益也能夠得到充分保護。通過這樣一系列的手段，最終在增強產學研協同創新穩定性的同時，促進區域創新績效的不斷提升，使全社會享受到創新給經濟發展帶來的好處。

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24.何郁冰：《產學研協同創新的理論模式》，〔北京〕《科學學研究》2012年第2期。

25.徐玉蓮、王玉冬、林艷：《區域科技創新與科技金融耦合協調度評價研究》，〔天津〕《科學學與科學技術管理》2012年第12期。

26.肖文、林高榜：《海外研發資本對中國技術進步的知識溢出》，〔北京〕《世界經濟》2011年第1期。