產權結構、外資介入方式與產學研協同創新效應

徐盈之，朱忠泰

(東南大學經濟管理學院，江蘇 南京 211189)

產權結構、外資介入方式與產學研協同創新效應

徐盈之，朱忠泰

(東南大學經濟管理學院，江蘇 南京 211189)

本文首先從外資介入的角度論證和分析了合資和獨資兩種不同的外資介入方式對產學研協同創新水平的作用機制和影響效應，然后基于產權結構探討了產權結構的變化對不同外資介入方式的產學研協同創新效應產生的影響。研究發現：合資和獨資兩種外資介入方式都能促進本土產學研協同創新水平的提升。在國有資產占比不斷加大的過程中，合資和獨資介入的協同創新效應也會得到加強，但是這種作用效果在地區之間存在著差異。

產權結構；外資介入方式；產學研協同創新

1 引言

伴隨著創新驅動發展戰略的提出，中國經濟界越來越關注創新的作用，各地分別采取了不同的模式進行創新。一般來說，創新有以下兩種重要的模式：外資引入和協同創新。其中，引進外資是一種舶來品式的創新，而協同創新則強調產學研三方的合作，企業出錢、學校和科研機構出力，共同進行技術開發。協同創新更加重視本土創新能力，強調中國智造而非中國制造。關于外資流入對企業技術創新能力的影響，學者們主要傾向于認為外資流入會對企業創新能力帶來正向溢出效應[1-2]。關于協同創新對企業創新能力的影響，多數學者也認為協同創新有利于企業整體創新能力的提升，增加了地區的創新產出[3-4]。綜上所述，以往學者多分別關注外資流入和協同創新對企業技術創新能力的影響，并主要著重于創新產出層次上的考慮，鮮有關注外資流入對協同創新自身的影響。

此外，越來越多的學者開始關注并研究產權結構。中國產權結構一般可以劃分為公有權和私有權，主要由不同所有制的比例關系組成[5]。多數學者從產權結構出發探討了國有企業改革的問題，指出以國有企業為主的產權結構會降低經濟的運行效率[6-7],但鮮有學者研究產權結構和外資流入及協同創新之間的關系。在外資介入對本土產學研協同創新發生作用的過程中，產權結構是否起到了一定的促進或抑制作用？這也是又一個值得關注的問題。

2 機理分析

2.1 合資介入方式的協同創新效應的分析

合資介入方式對本土產學研協同創新的影響水平具有雙重性。如圖1所示：①合資企業帶來的外方科研技術會使得本土企業產生較強的技術依賴效應，本土企業往往會依賴合資方的先進技術，而怠于進行技術開發，從而抑制了本土協同創新水平的提升；②合資方式會使得本土企業產生逆向技術溢出的效果，受限于中國吸收能力偏低、本土知識產權保護意識薄弱以及創新激勵機制不足等因素的影響，中外合資的方式有時非但沒有使中國從中受益，反而使得國內原有的創新技術和科技人才流入海外，從而對本土產學研協同創新水平的提升產生負面的影響；③合資介入方式下，本土企業可以更好地利用自身位置發揮技術學習和模仿的天然優勢，從而提升技術水平。本土企業的學習、模仿和改造，為本土協同創新水平的提升提供了技術基礎。

圖1 產權結構、外資介入方式對產學研協同創新效應的作用路徑圖

2.2 獨資介入方式的協同創新效應的分析

獨資介入方式對本土協同創新水平的影響同樣也具有雙重性。如圖1所示：①外商獨資企業對知識產權存在著強烈的知識產權保護意識，會對技術保護設置很高的門檻，相比于中外合資企業，外商獨資企業對核心技術和知識產權的保護意識更加強烈，由此產生的“干中學效應”及上下游企業的聯系效應并不強，抑制了本土協同創新水平的提升；②獨資介入方式會對內資企業的資源產生擠壓，從而對技術創新產生負面效應，外商獨資企業在稅收等政策方面有更多的優惠，生產成本相對較低，同時通過高薪吸引優秀的本土人才，也會使得本土創新的成本上升，從而對本土的協同創新水平產生一定的抑制作用；③獨資介入方式會帶來和本土企業的良性競爭效應，獨資的進入往往會給本土企業制造更多的恐慌，本土企業往往會加緊技術改造，在這樣的反向激勵作用下，本土的協同創新水平會得到進一步的提升。

2.3 產權結構的調節效應的分析

如圖1所示，產權結構可以通過影響外資介入方式對本土協同創新水平的作用機制，從而對本土協同創新水平產生影響。外國公司在進入中國時，考慮到國有企業在政策、制度和規模等多方面的優勢之后，往往會優先謀求和國有企業合作。國有資產占比越大的地方，往往越容易成為改革的焦點區，國有企業面臨的改革壓力也越大，國有企業更有意愿接納合資介入，從而充分發揮了合資對產學研協同創新水平的溢出效應。而產權結構對獨資介入的協同創新效應的影響則不確定，國有資產占比越高的地方，獨資介入對協同創新效應的提升作用可能會受國有企業控制性地位的加強而削弱，而獨資的介入加強了國有企業面臨的地區競爭，也可能提升該地區的協同創新水平。

3 模型構建和變量說明

3.1 模型構建

本文使用2009—2013年省級面板數據，以產學研協同創新水平為被解釋變量，以外商直接投資中實際使用的合資額和獨資額為核心解釋變量，檢驗和分析不同外資介入方式對產學研協同創新水平的作用機制和影響效應。構建的基礎回歸模型如式(1)和式(2)所示：

lnBERDit=αit+α1lnJVFDIit+α2lnGDPit+α3lnSTIPit+α4lnCFTTit+εit

(1)

lnBERDit=βit+β1lnSPFDIit+β2lnGDPit+β3lnSTIPit+β4lnCFTTit+εit

(2)

式中，lnBERDit是被解釋變量，用來描述i省份t年的產學研協同創新水平；lnJVFDIit和lnSPFDIit是核心解釋變量，分別代表i省份t年外商直接投資額中實際使用的合資額和獨資額的對數值；本文選取了三個控制變量，lnGDPit代表i省份t年地區經濟發展水平、lnSTIPit代表i省份t年政府支持力度、lnCFTTit代表i省份t年人力資本水平；εit是殘差項。

同時，為了檢驗不同外資介入方式對產學研協同創新水平的作用關系是否受到產權結構的影響，本文將FDI中實際使用的合資額和獨資額分別與產權結構相乘后的交叉項設置為調節變量，來檢驗調節效應的存在。調節效應模型設定如式(3)和式(4)所示：

lnBERDit=αit+α1lnJVFDIit+α2lnGDPit+α3lnSTIPit+α4lnCFTTit+α5lnJVFDIit×SOAPit+εit

(3)

lnBERDit=βit+β1lnSPFDIit+β2lnGDPit+β3lnSTIPit+β4lnCFTTit+β5lnSPFDIit×SOAPit+εit

(4)

最后，為了檢驗不同地理區位下不同外資介入方式對產學研協同創新水平影響效應的差異性，本文引入虛擬變量D1和D2分別代表東部地區和中部地區，并將虛擬變量D1和D2作為解釋變量納入模型進行檢驗和分析，模型設定如式(5)和式(6)所示：

lnBERDit=αit+α1lnJVFDIit+α2lnGDPit+α3lnSTIPit+α4lnCFTTit+α5D1+α6D2+α7D1×lnJVFDIit+α8D2×lnJVFDIit+εit

(5)

lnBERDit=βit+β1lnSPFDIit+β2lnGDPit+β3lnSTIPit+β4lnCFTTit+β5D1+β6D2+β7D1×lnSPFDIit+β8D2×lnSPFDIit+εit

(6)

同時，為了檢驗不同外資介入方式對產學研協同創新水平的作用關系受產權結構的影響是否存在地區差異，本文參考式(5)和式(6)的設定方法，使用虛擬變量D1和D2分別代表東部地區和中部地區，并將虛擬變量D1和D2作為解釋變量納入調節效應模型進行檢驗和分析，模型設定如式(7)和式(8)所示：

lnBERDit=αit+α1lnJVFDIit+α2lnGDPit+α3lnSTIPit+α4lnCFTTit+α5D1+α6D2+α7D1×lnJVFDIit×SOAP+α8D2×lnJVFDIit×SOAP+εit

(7)

lnBERDit=βit+β1lnSPFDIit+β2lnGDPit+β3lnSTIPit+β4lnCFTTit+β5D1+β6D2+β7D1×lnSPFDIit×SOAP+β8D2×lnSPFDIit×SOAP+εit

(8)

3.2 變量說明

(1)被解釋變量：產學研協同創新變量(BERD)，產學研協同創新往往側重于企業和高校的協同創新，基于此，本文借鑒徐盈之和金乃麗的做法[8]，用各地區高等學校R&D經費內部支出中的企業資金表示產學研協同創新的水平，體現企業對高校協同創新活動的支持。

(2)核心解釋變量：合資介入程度(JVFDI)、獨資介入程度(SPFDI)。本文借鑒鄭建明(2011)的做法[9]，使用FDI金額當中實際使用的合資額和獨資額衡量合資和獨資的介入程度。

(3)控制變量：本土經濟發展水平(GDP)，經濟發展水平的提升引發了對協同創新的需求，同時也為協同創新提供了物質基礎；政府支持力度(STIP)，本文選取政府科技支出投入代表政府對協同創新的支持力度，政府科技支出比例越高，說明政府越重視引導協同創新活動，協同創新行為會更加活躍；高校人力資本水平(CFTT)，選擇普通高等學校專任教師數衡量高效人力資本水平。學研方的合作往往由高校教師承接并帶領學生進行研究，高校教師為協同創新活動提供了人力資本。

(4)調節變量和虛擬變量。調節變量設定為產權結構(SOAP)與各核心解釋變量及各調節變量的乘積交叉項，本文借鑒李停的做法[10]，采用國有資產占比代表產權結構并研究調節效應。虛擬變量設定為描述地理區位的變量D1和D2，本文將中國按省份分為東中西三個地域進行考察，D1代表東部、D2代表中部。

3.3 數據說明

由于缺少西藏、遼寧、吉林、四川、青海和寧夏的部分重要數據，本文選取2009—2013年剩余25個省份的面板數據進行研究。本文所使用的數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國國有資產統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國城市統計年鑒》以及各省市的地方統計年鑒。

4 計量結果的檢驗和分析

出于去除模型異方差的考慮，所有絕對值變量均進行對數化處理。同時，檢驗發現面板數據不存在固定效應和隨機效應，所以選擇基準面板模型進行回歸分析。

4.1 基礎回歸模型分析

表1報告了合資和獨資介入方式對產學研協同創新的回歸結果，其中模型(1)為合資介入方式對產學研協同創新的估計結果，模型(2)為獨資方式對產學研協同創新的估計結果。

由分析結果可以看出，合資介入方式和獨資介入方式的協同創新效應的系數分別為0.198和0.181，均顯著為正。合資介入方式對本土產學研協同創新產生了促進作用，這說明當前本土企業對外資的技術依賴目前并不明顯，合資介入反而會引起內資企業通過高校及科研機構進行技術模仿和改造的創新活動，從而促進了產學研協同創新水平的提升。同時，獨資介入方式確實有效促進了本土的協同創新水平的提升。獨資介入方式帶來的“鯰魚效應”給本土企業帶來了競爭壓力，推動了本土企業和地方高校的協同創新的進程。

4.2 調節效應分析

表1也報告了各調節變量對外資介入方式的產學研協同創新效應的影響。其中，模型(3)和模型(4)分別為產權結構對合資介入和獨資介入的產學研協同創新水平的調節作用的估計結果。可以發現，調節變量的系數分別為1.582和1.388，且均顯著為正。隨著國有資產占比的不斷提升，合資介入對本土產學研協同創新水平的促進作用也在不斷提升，國有企業為了在國企縱深改革的潮流中保證自身的競爭優勢，也更有意愿去進行合資，同時向本土高校和科研機構尋求技術合作，從而激發了產學研協同創新水平的提升。

同時，獨資企業對本土產學研協同創新水平的促進作用也在不斷提升，但該促進作用低于合資企業的促進作用。一方面，伴隨著獨資企業進入當地市場，在國有占比越高的地方，國有企業面臨的競爭壓力和改革壓力也越大，國有企業和民營企業都會主動加強和學研方的合作，從而提升本土協同創新水平。另一方面，國有占比越高的地方，國有企業也更有可能對獨資企業設置一定的市場進入壁壘，降低獨資企業對本土企業的威脅性，這種自我保護政策使得調節效果并不如其對合資企業的調節效果明顯。

表1 合資及獨資的協同創新效應及產權結構的調節效應的計量結果

注：***、**和*分別表示能夠通過顯著性水平為1%、5%和10%的顯著性檢驗，括號中數值為t統計量。

4.3 地區差異分析

接下來，我們進一步探討東中西部合資和獨資介入方式的產學研協同創新效應的差異及產權結構調節效應的差異。

(1)外資介入的協同創新效應在地區間的差異性研究。表2中，模型(5)和模型(6)報告了外資介入的協同創新效應在地區間的差異性回歸結果。就合資介入方式而言，在模型(5)中，lnJVFDI×D1的擬合系數顯著為正(0.912)，而lnJVFDI×D2的擬合系數顯著為負(-0.335)。就獨資介入方式而言，在模型(6)中，lnSPFDI×D1的擬合系數顯著為正(1.001)，而lnSPFDI×D2的擬合系數顯著為負(-0.394)。

這一結論說明，不論是合資介入方式，還是獨資介入方式，它們的協同創新效應在東部、中部和西部地區之間均存在顯著的差異性。具體而言，在東部和西部地區，外資介入進一步加強了其產學研的協同創新效應，且在東部地區的促進作用更大；而在中部地區，外資介入阻礙了其產學研的協同創新效應。分析其中的原因，本文認為東部地區經濟發達，資金、教育資源豐厚，西部地區自然資源優勢突出，合資介入可以更加充分地利用東部和西部的這些資源優勢，而在中部地區，以勞動密集型和資本密集型的產業結構以及以技術模仿為主的生產方式阻礙了其產學研協調創新的步伐。

(2)產權結構對外資介入的調節效應的地區差異性研究。表(2)中，模型(7)和模型(8)報告了產權結構在產學研協同創新過程中的調節效應的地區差異性回歸結果。

就合資介入方式而言，在模型(7)中，調節變量lnJVFDI×SOAP×D1的擬合系數顯著為正(1.503)，而調節變量lnJVFDI×SOAP×D2的擬合系數顯著為負(-2.126)。這一結論說明，在合資介入的過程中，產權結構對產學研協同創新的調節效應在東部、中部和西部之間存在顯著的差異性。具體而言，在東部地區和西部地區，產權結構加強了合資介入的產學研協同創新效應，且在東部地區的作用更大；而在中部地區，產權結構阻礙了合資介入的產學研協同創新效應。分析產權結構調節效應在東部地區最大的原因，本文認為相對于中部和西部地區，東部地區國有企業改革成效高，合資的進入方式更加符合它們的利益要求，國有企業也愿意通過與合資企業的合作進一步強化自身的協同創新水平。

就獨資介入方式而言，在模型(8)中，調節變量lnSPFDI×SOAP×D1未能通過顯著性檢驗，而lnSPFDI×SOAP×D2顯著為負(-2.128)。這一結論說明，在獨資介入的過程中，產權結構對東部、中部和西部地區的產學研協同創新的調節效應雖然存在地區差異性，但都表現為未能促進獨資介入的產學研協同創新效應。分析其中的原因，本文認為這是由于獨資介入的技術溢出效應較低造成的。進入到中國的獨資企業，它們想要利用的是中國的廉價勞動力，獨資企業的關鍵核心技術依然由母國提供，因此不論中國的產權結構如何調整，不會改變獨資企業依靠中國勞動力和母國核心技術進行生產的特征，自然也不會促進獨資介入對中國的產學研協同創新效應。

表2 東中西合資和獨資的協同創新效應及產權結構的調節效應計量結果

注：***、**和*分別表示能夠通過顯著性水平為1%、5%和10%的顯著性檢驗；括號中數值為t統計量。

5 研究結論與政策啟示

本文研究了合資和獨資兩種不同的外資介入方式與產學研協同創新水平之間的關系以及產權結構對這種關系的調節效應，并得到如下結論：合資和獨資介入方式都會促進本土協同創新水平的提升，且存在地區差異；伴隨著國有資產占比的不斷上升，合資和獨資介入方式對協同創新效應水平都在不斷提升，同時產權結構對外資介入的調節效應存在著地區差異，這一差異在中部地區尤其突出。據此得到如下政策啟示：

(1)積極提升中部地區的產學研協同創新水平。當前中部地區協同創新水平受外資的負面影響比較嚴重，中部地區的數據觀察也顯示，中部地區目前獨資和合資的占比較東西部而言波動明顯，這些表明中部地區正處于外資引入的不適應期。因此，中部地區需要進一步合理引導獨資和合資介入的落地，充分發揮外資對本土協同創新水平的提升作用。

(2)充分發揮國有企業對產學研協同創新水平提升的作用。近年來，國有企業面臨改革的壓力越來越大，更需要積極主動尋求創新，在外資引進的過程當中充分發揮自己在市場和資源方面的先天優勢，實現“外資”和“國有”的雙贏，進一步帶動地區協同創新水平的提升。

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(責任編輯 沈蓉)

Property Right Structure，Foreign Intervention and Industry-University-Research Institute Collaboration Innovation

Xu Yingzhi，Zhu Zhongtai

(School of Economics and Management，Southeast University，Nanjing 211189，China)

This paper firstly made a study of industry-university-research institute(IUR)collaboration innovation based on different foreign intervention modes including joint venture and sole proprietorship，and then discussed how different kinds of foreign intervention modes influenced IUR collaboration innovation based on the changes of property right structure.The results indicated that both joint venture and sole proprietorship could stimulate the level of local IUR collaboration innovation;While the proportion of the stated-owned assets was increasing，the level of industry-university-research collaboration innovation would be strengthened by joint venture and sole proprietorship，and this influence showed distinct difference.

Property right structure；Foreign intervention;Industry-university-research institute collaboration innovation

國家社科基金重點項目“新常態下中國霧霾防治模式與機制研究”(15AJY009)，江蘇省社會科學基金重大項目“‘后青奧’江蘇大氣污染防治研究”(14ZD011)，江蘇省社科基金重點項目“江蘇綠色、低碳、循環經濟研究”(14EYA003)，中央高校基本科研業務費專項資金“基于綠色產業鏈構建的產業轉型升級研究”(2242016S10008)。

2016-02-04 作者簡介：徐盈之(1970-)，女，浙江人，東南大學經濟管理學院教授；研究方向：環境經濟學，產業經濟學。

F271

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