校企合作與企業創新：實質性創新還是策略性創新？

耿獻輝 金晟男

一 引 言

在產學研合作政策的指引與推動下，近年來上市公司與各地高校、科研院所之間的合作不斷涌現。《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》提出“推進科研院所、高校、企業科研力量優化配置和資源共享”“推進產學研深度融合，支持企業牽頭組建創新聯合體”，從政策頂層設計層面進一步助力產學研深度融合。

當前學界圍繞校企合作的研究主要有：(1)以高校、科研院所為研究對象，分析校企合作現狀、國際經驗、高校或科研機構人員科研產出績效以及延伸的一系列問題，例如組織方式、社會關聯、成果轉移等。這些研究沒有直接聚焦校企合作與企業創新，但通過厘清校企合作的作用機制能為探索兩者之間的關系提供啟示。(2)關注校企合作與企業創新間的互動關系，并討論校企合作對創新的影響(Scandura，2016)[1]，發現不僅是簡單的外包項目合作(Higon，2016)[2]，諸如慈善捐贈(徐莉萍等，2020)[3]、校友聯結(Bonaccorsi et al.，2014[4]；王雯嵐和許榮，2020[5])、博士后工作站(權小鋒等，2020)[6]、科技園(Diez-Vial和Fernandez-Olmos，2015)[7]等不同合作模式，均有助于校企關系網絡的建立，加速人才、資金、知識技術等創新要素在創新主體間流動，發揮創新協同效應，進而提升企業自主創新水平。

現有文獻更多以合作創新產出考察企業績效，鮮有從合作動機的角度分析企業創新行為。實際上，政府為推動創新要素有效整合，鼓勵企業、高校、科研院所積極合作，設立了一大批產學研專項基金或重大科技項目。在此背景下，上市公司紛紛選擇與各大高校、科研機構建立合作關系，除了出于推動實質性創新以保持市場競爭優勢的內在需求，還可能存在謀取高額政府補貼的動機，是一種策略性行為(黎文靖和鄭曼妮，2016)[8]。在國家創新體系建設的新階段，研究企業參與校企合作的不同動機與創新績效，厘清校企合作創新主體的互動作用機制，對完善我國產學研支持政策和優化企業創新決策具有重要的現實意義。

鑒于此，本文以2007—2017年中國A股高技術產業上市公司為研究對象，運用PSM-DID方法，通過匹配新參與合作企業與從未參與合作企業，控制了企業的自我選擇效應，試圖從微觀視角揭示校企合作對企業不同動機創新產出的影響。結果表明，企業通過參與校企合作，實現了“質量提升”的實質性創新，表現在其專利申請總數和發明專利申請數量顯著增加，而非發明專利申請數量沒有顯著變化；當企業獲得更多政府補助額度時，弱化了校企合作對企業實質性創新的激勵作用，且對非發明專利申請數量沒有顯著影響，證偽了企業為尋扶持而參與校企合作進行策略性創新的機制；進一步分析發現，共建研發平臺更多或員工學歷水平更高的企業，受校企合作的創新激勵作用更大。以上結論在進行創新操縱檢驗和更換傾向匹配方法后依然穩健。

本文的貢獻在于：第一，在識別校企合作方面，以往學者對校企合作的確認大多局限于問卷調查數據，存在一定的主觀性偏差。本文克服數據上的局限性，以上市公司發布的公告來識別其是否進行校企合作，從微觀層面更客觀準確、更細致地評估校企合作對企業創新的差異化影響。第二，在估計方法方面，利用傾向得分匹配法，并基于匹配后樣本進行漸進DID估計，修正了現有研究利用固定效應模型或常規DID方法的潛在內生性偏誤。第三，考察校企合作推動企業創新的效果，拓展了校企合作與實體企業創新行為的微觀經驗證據，進而為校企雙方構建更高效合作模式提供理論參考。

二 文獻回顧

國內外關于企業參與校企合作動因的研究主要基于微觀問卷調查數據，采用傾向得分匹配法或二元Logit模型，從影響因素和內外部不同視角進行剖析。在影響因素方面，Veugelers和Cassiman(2005)[9]利用比利時制造業數據發現，企業規模與內部R&D投入是影響企業參與校企合作的重要因素。Torres et al.(2011)[10]基于墨西哥企業數據同樣證明了這一點，企業創新投入與開放程度對企業參與校企合作和合作渠道選擇均具有顯著影響。姚瀟穎等(2017)[11]利用中國戰略新興產業的微觀數據，細分考察產學研合作主體發現，產學合作更易受到創新產出、政府補貼與稅收減免的正向激勵，而產研合作則受企業產權屬性與研發強度的影響，體現在國有企業和高研發投入的企業更愿意與科研院所展開合作。在校企合作動力源上，周正等(2013)[12]發現，由于高校、科研院所與企業存在知識存量和能力上的勢差，通過不同屬性知識的相互流動，可以促進企業內部創新能力提高和科技成果轉化，使得利潤和創新雙驅動成為企業參與校企合作最重要的內部動力。馬永紅和陳丹(2018)[13]基于北京市263家企業的問卷數據發現，政府設立的各類產學研項目和基金顯著增加了企業參與校企合作的可能性。

與本文研究主題相近的另一類文獻是校企合作對創新的影響，主要關于不同合作模式對科研人員產出、區域創新、產業創新、企業創新的影響。這些文獻從不同視角關注校企合作績效時，得出幾近一致的結論：校企合作盡管在研究取向、產權成果保護等方面存在缺陷和不足，但總體對創新起到促進作用。究其原因，一方面，校企雙方在創新分工上存在高度的能力互補。企業創新行為受利潤最大化的導向驅動，同時受到基礎理論水平的約束，強調市場應用領域技術的創新，以期實現科技創新成果的商業價值(Lee et al.，2010)[14]；高校、科研院所創新活動傾向于基礎理論研究，更注重根本性、突破性的技術創新(Belderbos et al.，2004)[15]。進一步，當雙方在文化相容、能力互補等方面達成“兩情相悅”式的匹配時，校企合作對創新績效會產生更大的激勵作用(馬文聰等，2018)[16]。另一方面，以校企合作為代表的產學研聯盟能減少成員間交易成本，進而促進創新資源的優化配置(Hennart，1988)[17]。相對于傳統商品交易，創新要素交易面臨著更大的信息不對稱，而校企合作形成的合作組織彌補了這種不足，促進了知識與信息的流通。隨著創新要素在主體內外部自發地流動，“開放式創新”理念開始出現，認為企業應摒棄封閉式的傳統創新范式，與高校或科研院所展開積極合作，搭建產學研合作的橋梁，進而實現分散創新要素的再整合，形成資源優勢互補的協同創新網絡(陳勁和陽銀娟，2012)[18]。創新網絡能夠加強校企雙方的信任程度，通過知識、技術交流發揮創新主體間的協同效應，進而緩解創新資源分散性對社會創新與進步的負面影響(Freeman，1991)[19]。

上述研究從不同層面拓展了對校企合作成因的認識，以及校企合作對不同主體創新的促進作用，為本研究的開展提供了啟示。然而在校企合作之風盛行的新背景下(1)僅教育部高等教育司2021年第一批產學合作協同育人項目立項就有9436項，http://www.moe.gov.cn/s78/A08/tongzhi/202108/W020210827312280776517.pdf。，已有研究對校企合作與企業不同動機創新行為卻缺乏足夠的關注，特別是微觀層面的經驗證據。因此，本文試圖以微觀企業創新為視角，結合校企合作獲取的政府補貼效應，檢驗校企合作的效果和作用機制。首先，評估校企合作對企業創新的影響。參與校企合作的企業創新產出數量是否增加？不同類型創新產出有怎樣的差異性變化？其次，考察企業預期獲得更多政府補助時，其創新產出是否增加？政府補助是強化還是弱化校企合作的創新激勵效應？第三，進一步考察對不同共建研發平臺數量和企業員工學歷水平下的企業，創新激勵效應是否存在差異性?

三 研究設計

(一)研究樣本與數據來源

本文選取2007—2017年中國A股高技術產業上市公司作為研究樣本，并進行一系列篩選與剔除。根據國家統計局發布的《高技術產業(制造業)分類(2017)》，確定高技術產業樣本范圍，即電子及通信設備制造業、航空、航天器及設備制造業、計算機及辦公設備制造業、信息化學品制造業、醫療器械及儀器儀表制造業、醫藥制造業等6個細分行業；剔除ST、*ST、PT 類上市公司；剔除在樣本期內主營業務發生重大變更的企業。初始樣本包含1496個企業-年度觀測值。專利數據及財務數據均來自國泰安數據庫，部分缺失或可疑數據使用iFind和國泰安數據庫交叉驗證。為降低極端異常值導致的估計偏誤，對所有連續型變量進行上下1%的縮尾處理。

上市公司與高校、科研院所合作關系并非強制披露信息，采取Python及手工搜索補充的方式收集數據，以最大限度獲取全面的校企合作數據。具體執行方式如下：(1)通過巨潮資訊網批量下載上市公司年度報告及社會責任報告，使用“合作”“產學研”“大學”“研究院”“實驗室”或“上市公司名稱”等關鍵詞搜索報告；(2)使用上述關鍵詞進行網絡搜索，主要信息來源網站有各高校與科研院所網站、中國博士后網、各上市公司官方網站等。

(二)模型構建

為克服校企合作與企業創新水平之間可能存在的樣本自選擇問題，參考崔靜波等(2021)[20]的研究，將企業分為4類：從未合作企業，指在樣本期內從未進行校企合作的企業；持續合作企業，指樣本期內持續合作的企業；新合作企業，指初次校企合作時間晚于樣本初期(2007年)的企業；退出企業，指樣本期內退出合作的企業。進一步地，構造虛擬變量Union，建立PSM-DID模型進行檢驗。具體做法如下：使用卡尺為0.05的半徑匹配，通過匹配新合作企業與未合作企業，構建盡可能滿足DID平行趨勢條件的匹配樣本，表現為匹配后樣本除在是否進行校企合作存在差異外，其他特征變量不存在明顯差異。考慮到各企業與高校、科研院所合作時點不一致，采用漸進DID法對匹配后樣本進行回歸，檢驗校企合作對企業創新的促進效應。相比傳統的倍差估計方法，“漸進式”的倍差估計方法更不容易受到混雜因素的干擾，因為未被觀測到的因素與政策沖擊在不同年份恰好具有相同分布的概率更小。構建回歸模型如下：

InPatenti, t+1(lnInvent, lnPatentud)=α0+α1×Unioni, t+α2×Controlsi, t+μi+μt+εi, t

(1)

其中，Union為企業進行校企合作之后的虛擬變量，企業進行合作之后的年度(包括當年)賦值為1，否則為0；Controls為企業層面控制變量，μi和μt分別為行業固定效應和時間固定效應，εi, t為隨機擾動項。

(三)變量定義

1.企業創新水平。本文用企業專利申請數量(Patenti, t+1)來衡量企業的創新水平，并進一步根據創新動機的不同區分實質性創新和策略性創新。鑒于難以找到直接測度創新動機的合意指標，本文用創新產出來區分兩種創新動機。實質性創新對技術水平要求最高，創新難度最大，是企業出于內在需求的高質量創新行為；而策略性創新是企業針對政府政策做出的追求數量和速度的低質量創新行為。鑒于此，本文依據《專利法》對不同專利類型的區分和已有研究的探討(黎文靖和鄭曼妮，2016)[8]，用發明專利申請數量(Inventi, t+1)體現企業的實質性創新，用實用新型和外觀設計專利申請數量(Patentudi, t+1)體現企業的策略性創新。考慮到創新產出的滯后性及部分企業創新數量為0，本文將企業專利申請數加1后取自然對數，并使用未來一期數據進行回歸。

2.是否進行校企合作(Unioni， t)。進行校企合作當年及之后年度Union取值為1，否則為0。需要說明的是：(1)校企合作包括企業與高校或科研院所的合作，為保證合作時點的準確性，以校企雙方簽訂合作協議界定合作關系的發生；(2)本文研究的校企合作僅指上市公司本身存在校企合作的情況，不包含上市公司母公司或子公司與高校或科研院所合作的情況；(3)基礎回歸中，將一家公司發生的多次校企合作視為一次處理效應，對多次校企合作的檢驗將在異質性分析中進一步說明。

3.政府專項補助(Subsidy)。參考余明桂等(2016)[21]的研究，以企業所獲專項補貼收入占總資產的比重衡量政府專項補助，用校企合作與政府補助的交互項(US)衡量校企合作的政府補助效應。

4.控制變量：借鑒余明桂等(2016)[21]、孟慶斌等(2019)[22]的研究，將有可能影響企業創新水平的特征加以控制，具體包括：公司規模lnSize，以企業年度平均員工數的對數值衡量；研發投入RDrate，以研發投入占營業收入的比重衡量；公司年齡Age，以觀測年度減成立年度的差值加1衡量；機構持股水平IO，以機構投資者持股數占總股數比例衡量；股權集中度TOP，以最大股東持股比例表示；現金流水平Cashflow，以經營活動產生的現金流量凈額占期初總資產比例衡量；盈利能力ROE，以凈資產收益率衡量；資產負債率Lev，用總負債除以總資產衡量。進一步控制行業固定效應和時間固定效應，其中行業分類參考證監會發布的《上市公司行業分類指引(2012)》(2)《上市公司行業分類指引(2012)》詳見http://www.csrc.gov.cn/csrc/c100103/c1452025/content.shtml。。主要變量的描述性統計見表1。

表1 描述性統計

四 實證分析

(一)基準回歸

表2為基于半徑匹配后的樣本基礎回歸結果(3)作者使用了基于卡尺為0.05的PSM半徑匹配，結果省略，如有興趣可向作者索取。，其中列(1)—列(3)的被解釋變量分別是企業專利申請總量、發明專利申請數量、非發明專利申請數量。結果顯示，列(1)Union的回歸系數為0.4075，且在5%的水平上顯著；列(2)Union的回歸系數為0.5959，且在1%的水平上顯著，說明參與校企合作后，新合作企業的專利總產出和實質性創新產出分別增加了14.2%和26.9%(4)14.2%和26.9%的結果是由Union的回歸系數除以描述性統計中對應變量的均值而得。例如14.2%是表2中Union的回歸系數0.4075除以表1中專利申請數量lnPatent的平均值2.866所得。。然而列(3)中Union回歸系數并不顯著，表明參與校企合作對企業策略性創新產出影響不明顯，校企合作激勵的是以發明專利為代表的實質性創新，是企業追求技術進步和高質量創新的主動創新行為，而不是為迎合政府部門而追求創新數量的策略性行為。

為進一步驗證企業參與校企合作后，其創新產出的增加是追求技術進步的實質性創新行為，本文將政府補貼(Subsidy)及其與校企合作的交互項(US)加入模型(1)中回歸。如果企業是出于謀求政府補助和產學研專項基金等目的而與高校、科研院所開展合作，那么當企業所獲政府補貼增加時其策略性創新產出會增加更多。若該機制不成立，則能從另一角度說明校企合作激勵的是企業實質性創新。從表2列(6)可以看出，交互項系數在5%的水平上顯著，但Union的回歸系數不顯著，說明并不存在政府補貼越高，企業策略性創新產出也隨之增多的情況。列(4)和列(5)結果進一步顯示，US系數顯著為負、Union系數顯著為正，這表明政府補貼增加會弱化校企合作對企業創新產出的激勵作用。其原因可能在于，一方面政府在選擇補助企業時，被部分企業刻意營造的創新繁榮假象所蒙蔽，以致補助選擇錯誤，進而出現創新資源錯配抑制企業創新的現象；另一方面政府補貼擠出了企業原有創新預算，甚至由于高額政府補貼的存在，弱化了企業在市場中的創新意愿，導致企業創新投入減少(施建軍和栗曉云，2021)[23]。這也間接證偽了校企合作激勵企業策略性創新的邏輯，進而證實了企業出于實質性創新需求而展開校企合作的動機。

表2 校企合作與企業創新的總體檢驗

(二)穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文在基準回歸中識別了校企合作與企業創新的因果效應。需要注意的是，在運用倍差法時存在一個重要前提，即處理組與控制組間存在平行的變化趨勢，否則系數存在高估的可能。圖1分別顯示了校企合作和企業實質性創新與策略性創新的平行趨勢檢驗結果。可以看出，處理組與控制組在校企合作前具有相同的變化趨勢，并且校企合作對企業實質性創新起到了隨時間逐步增強的促進效應，而對策略性創新不存在顯著影響，再次證明了本文核心結論的穩健性。

圖1 平行趨勢檢驗

2.替代性解釋：存在創新操縱嗎？

考慮到上市公司為追求政策補貼、完成產學研項目考核以及迫于融券制度引發的“賣空威脅”，可能存在操縱性虛報專利申請以營造創新虛假繁榮的行為(郝項超等，2018)[24]，本文設置三個指標加以控制：(1)借鑒Desyllas和Hughes(2010)[25]的做法，構造企業創新效率的指標。企業創新效率(P/R)為當年專利授權量與研發投入自然對數的比值。如果存在創新操縱，那么參與校企合作僅會影響專利申請數量，而不會對企業創新效率存在顯著影響。(2)基礎回歸模型中創新水平不再用專利申請數量測度，而是選取國家專利局認證的專利授權數量(lnPatentsq)衡量。如果存在專利申請虛報，那么參與校企合作應該不會對專利授權數量存在顯著影響。(3)專利申請與授權數僅能從數量上測度創新產出，淡化了對創新質量的衡量，具有一定局限性。高質量的創新專利往往有著較高的他引次數，能更有效反映企業創新質量，本文引入企業當年專利他引次數(Cited)加以測度。如果存在創新操縱，那么參與校企合作應該不會對企業創新質量存在顯著影響。回歸結果見表3列(1)—列(3)，可以發現，不論基于創新效率、專利授權數量還是他引量的角度，校企合作對企業創新均起到促進作用，拒絕創新操縱的存在，進一步驗證了本文結論的可靠性。

3.更換PSM匹配方法

考慮到本文使用的是進行傾向得分匹配后剩余的樣本，匹配方法的選擇將會在很大程度上影響后續DID的回歸結果。為此本文使用1對5的近鄰匹配對初始樣本進行重新配對，并運用漸進DID模型重新回歸，表3列(4)—列(6)的回歸結果同樣表明，校企合作對企業實質性創新有顯著的促進作用，而對企業策略性創新的影響不顯著。

表3 穩健性檢驗

(三)異質性討論

上文分析結果證實了校企合作對企業實質性創新的促進效應，這種促進效應是由合作推動雙方知識溢出與創新要素流動所致，但會受政府補貼效應的抑制。為了檢驗校企合作促進創新的機制，本文進一步聚焦對校企共建研發平臺數量和員工學歷水平等因素的考察，以檢驗在不同內部環境下校企合作對企業創新的促進效應是否存在異質性，進而為企業針對性地調整內部環境以實現創新激勵效應最大化提供經驗證據。

1.校企共建研發平臺數量。共建實驗室、研究院等研發平臺是典型的校企合作方式，也是雙方最主要的創新要素流動渠道。本文選取企業與不同高校、科研院所共建的研發平臺總數(Platform)為代理變量，將其與校企合作的交互項加入回歸。表4列(1)、 列(2)結果顯示，交互項Union×Platform的系數均在5%的水平上顯著為正，這表明通過共建研發平臺可以有效促進企業實質性創新。相比于項目形式的臨時合作關系，研發平臺的持續性更強，關系更穩定，為上市公司創新活動提供了堅實的技術支撐。而且依靠研發平臺，企業可與高校、政府部門、金融機構等外部主體達成穩定的技術、資金聯系，獲取更多內部難以獲得的技術支持，實現研發效率與創新質量的提升。

2.員工學歷水平。校企合作的效果很大程度上取決于企業內部的吸收能力。員工是知識吸收和應用的主體，高學歷員工不僅具有更廣的知識儲備，而且在面對知識、技術溢出時也具有更好的吸收學習能力(孔曉婷，2017)[26]。借鑒權小鋒等(2020)[6]的研究，選取碩士及以上內部員工占比作為員工學歷水平(Masterrate)的代理變量，將其與校企合作的交互項加入回歸。表4列(4)、 列(5)結果顯示，交互項Union×Masterrate的系數在1%的水平上顯著為正，這說明企業員工學歷水平越高校企合作的創新促進效應越強。原因在于，高學歷員工面對高校、科研機構帶來的知識溢出有著更強的吸收能力和更快的創新資源整合能力，進而增強創新促進效應。由此可見，企業員工學歷水平是影響校企合作創新促進效應發揮的重要因素。

表4 異質性分析：研發平臺數量和員工學歷

五 結論與建議

如何提高企業創新能力一直是經濟學界關注的熱點話題。在完善新型國家創新體系的背景下，本文以2007—2017年中國A股高技術產業上市公司為研究對象，從微觀企業不同創新動機的視角考察校企合作的實施效果，探討不同企業特征對校企合作創新促進效應的異質性影響，為完善校企合作與企業創新的相關研究提供經驗證據支撐。主要研究結論是：企業通過參與校企合作，實現了“增量提質”的實質性創新，表現在其專利申請總數和發明專利申請數量顯著增加，而非發明專利申請數量沒有顯著變化，該結論在進行創新操縱檢驗和更換傾向得分匹配方法后依然穩健；當企業獲得更多政府補貼額度時，弱化了校企合作對企業實質性創新的激勵作用，且對非發明專利申請數量沒有顯著影響，一定程度上證偽了企業為尋扶持而參與校企合作進行策略性創新的機制，證實了企業出于技術進步的內在需求參與校企合作的動機；進一步分析發現，共建研發平臺更多或員工學歷水平更高的企業，受校企合作的創新激勵作用更大。本文為校企合作與企業創新提供了經驗證據，對政府部門和企業有效利用外部性創新資源提供了有益思考與啟示。

基于以上結論，為進一步發揮校企合作的創新促進效應，本文提出如下建議：第一，鑒于產學研合作在企業創新與科技成果轉化中的重要地位，政府部門應進一步推進合作載體與制度保障建設，優化高校、科研院所、企業等創新主體間資源配置，支持校企創新聯合體建設。第二，政府部門應制定適度的校企合作專項和經費補貼政策，加強選擇補助企業時的甄別工作，防止過度補助致使創新資源錯配。第三，企業應充分發揮創新主體間的知識溢出作用，打破以往形式化的合作方式，積極組建聯合實驗室、研究中心等研發平臺，引入更多優質資源，以實現合作雙方創新要素有效結合。第四，企業應注重內部人員素質的提升與高水平員工的引進，通過研發團隊與合作方技術交流或培訓等形式，提高內部人員的科研水平，培育自上而下的創新文化，以充分吸收高校、科研院所等外部創新主體的知識溢出效應，進而有效發揮校企合作的創新促進效應。