企業和科研機構的合作創新效應

[摘要]利用1998-2006年間中國制造業的相關數據，采用回歸方法研究了企業和科研機構的合作創新效應。研究發現：從行業層面來看，目前中國企業和科研機構的合作研發經費投入對創新的技術產出和經濟產出的影響存在著滯后效應，并且這一影響顯著為負。導致這一現象的主要原因在于目前的合作創新中存在著諸多問題，制約了合作創新效應的釋放。完善合作創新機制是加快科技創新速度、提高自主創新能力的有效途徑。

[關鍵詞]企業；科研機構；合作創新效應

[中圖分類號] F270［文獻標識碼］ Ａ

[文章編號] 1673-0461(2008)05-0026-04

一、文獻回顧

自熊彼特在1912年首次提出“創新”，并將創新視為現代經濟增長的核心起，經濟學家們對創新問題給予了極大的關注，對創新成功的因素進行了深入的探討。熊彼特提出了四種創新，即產品創新、市場創新、生產方式創新和管理創新，后來又有人提出了組織創新，合作創新就是一種重要的組織創新，是一種企業制度的創新。所謂合作創新，是指企業、政府、大學及各種科研機構等多個創新行為主體在技術創新的全過程或某些環節共同投入、共同參與、共享成果、共擔風險的創新行為。其主要形式有研發合作(RD Cooperation)、合作研究(Cooperative Research)和技術合作（Technology Co-operation）等。

按照新制度經濟學的觀點，企業合作組織（如戰略聯盟）是一種介于市場和企業層級組織之間的一種制度安排。這種制度安排既具有垂直一體化企業內部關系的某些特征，也具有市場交易關系的某些特征，因而兼具了兩者的優勢，這些優勢保證了合作企業能夠在激烈的全球競爭中始終保持強勢。具體來說，合作創新有兩個方面的優勢：

一是有利于企業縮短創新時間，提高創新速度。例如克萊斯勒，20世紀70年代末，由于不能及時推出適應市場需要的車型，克萊斯勒曾陷入經營困境。面對這一困境，克萊斯勒及時調整戰略，與其零部件供應商建立戰略聯盟，讓一些零部件供應商參與新型車的設計過程。同時，投巨資建立了一個技術中心供它自己和其零部件供應商共同使用。這個戰略聯盟獲得了巨大的成功，它大大縮短了開發和推出新款汽車所需的時間，使克萊斯勒從瀕臨破產一躍成為當時美國汽車業三巨頭中成本最低的一個。

二是有助企業分攤創新成本，降低創新風險。資料顯示，大約88%的獨立創新活動是失敗的。而當企業采取合作創新形式時，創新的成本由合作成員共同承擔，這就大大降低了單個企業的創新成本；同時，合作創新可以借助各成員的優勢，提高創新的成功率，從而降低創新風險。尤其是企業與科研機構之間的合作創新，這一點表現的尤為明顯。，降低創新風險。企業和科研機構的合作創新實際上是研發活動在企業和科研機構之間的一種專業化分工，企業在進行技術創新的過程中，往往缺乏高水平的專業技術人員、實驗條件、知識儲備等，僅靠自身的研發力量較難在重大技術方面取得突破，而科研機構則擁有高水平的科學家、相對完善的實驗條件等，通過企業和科研機構的這種專業化分工，可以有效實現資源互補，從而大都降低了創新風險和創新成本。

根據美國產業研究協會（IRI）的調查預測顯示，美國企業向大學、科研機構的研究開發捐助投資以每年12%-23%的速度增長，且呈逐年遞增的趨勢（Industrial Research institute，1998）。英國的一項研究發現，專利中參考的公開發表的文章有73%來自公共科研部門，在所研究的六年時間里，公共科研方面的參考文獻幾乎增加了2倍（Narin等，1997）。①

國內將企業與科研機構間的合作創新視為產學研合作的重要組成部分。②中國自20世紀80年代起，企業通過采取與科研院所的技術轉讓、合作研制等方式，開始了產學研合作模式的摸索和探討。1992年，原國家經貿委、教育部、中國科學院在全國范圍內組織實施了產學研聯合開發工作，產學研合作作為創新的一種重要模式逐漸引起了人們的廣泛關注。王小蘭等對中關村1147家企業的調查發現，17.1%的企業將與高校或科研機構合作開發作為企業技術的主要來源。劉迎秋和徐志祥對包括北京、廣東、湖北等10個省市的767家企業的調查發現，大約36%的企業采取與高校、科研機構或企業進行聯合創新。安同亮等對江蘇省354家制造業企業技術創新行為調查問卷的研究發現，隨著企業規模的擴大，企業獨立RD部門研發的比例逐漸增加，而與科研機構等進行的外部合作研發比例逐漸減少。

有學者只是對不同創新模式下企業創新投入和創新經濟產出之間的關系作了一些研究（劉迎秋和徐志祥，2006），他們利用來自102家企業的調查問卷結果，將研發投入占比作為創新投入的衡量指標，以此作為自變量，將資產收益率作為創新經濟產出的衡量指標，以此作為因變量，進行最小二乘法線形回歸分析。他們發現，從回歸系數的大小來看，聯合創新樣本群下研發投入占比的回歸系數要大于獨立創新樣本群下的回歸系數。但是，在他們的研究中，兩種創新模式下研發投入占比的回歸系數都不顯著。

從已有的文獻來看，在合作創新對企業創新產出的影響上，現有的研究大多數是基于直觀的判斷，缺乏系統的實證分析。在以下的分析中，我們將利用我國制造業行業層面的面板數據，通過回歸方法，研究合作創新對企業創新產出的影響。我們關注的重點是：企業和科研機構進行的合作創新所產生的效應如何？這種效應是否如人們根據直覺得出的結論相一致？

二、變量選取、數據來源及模型設定

1．變量選取及數據來源

本文選擇的是中國制造業在1998-2006年中存在連續的企業與科研機構進行合作創新的數據，一共13個行業，共9年數據。這些行業名稱是：農副食品加工業、食品制造業、紡織業、造紙及紙制品業、化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、化學纖維制造業、非金屬礦物制品業、有色金屬冶煉及壓延加工業、通用設備制造業、專用設備制造業、交通運輸設備制造業、通信設備、計算機及其他電子設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業、電氣機械及器材制造業。

作為對合作創新效果的反映，我們選擇總資產報酬率作為合作創新經濟產出的衡量指標，選擇行業申請專利數作為合作創新技術產出的衡量指標，以這兩個變量分別作為因變量。

在自變量的選取上，首先需要一個指標來衡量某一個行業中企業和科研機構在創新上的合作水平，本文選取的是行業科研機構科研經費籌集中的企業資金來刻畫該行業企業和科研機構在創新上的合作投入，這一指標是指該行業中企業向科研機構提供的科研經費。③此外，還引入了兩個控制變量：其一是行業的投資規模。一般而言，行業擴張速度越快，遇到的技術問題也會更多，所以會在創新上投入更多。其二是2003年虛擬變量。這是因為新行業分類標準從2003年起應用于統計數據中，所以對本文所使用的數據有一定影響。④影響創新活動的因素還很多，但是考慮到找不到統一口徑的數據，只好把這些因素作為觀測不到的行業差異放入模型之中。各變量的含義參見表1。

各行業總資產貢獻率和投資規模數據來自各年的《中國統計年鑒》。其他數據（行業申請專利數、科研機構經費籌集中企業資金）來自各年《中國科技統計年鑒》。數據的描述統計參見表2。

從表2中可以看出，1998-2006年，行業總資產報酬率呈上升趨勢，2006年行業總資產報酬率約為1998年的1.8倍；行業專利申請數量也一直在高速上升，2006年專利申請數量約為1998年的12倍；行業科研機構科研經費籌集中的企業資金的數量則出現較大的波動，從1998年到2001年呈下降趨勢，從2001年起，這一指標則大體呈現上升趨勢。從總體上看，這一指標在1998-2006年間，大體呈現出U形變化；行業總投資大體呈快速上升態勢，2006年行業總投資約為1998年的18倍多。另外值得注意的是各行業之間的差別很大，表現為各個解釋變量的標準差都很大。

2．模型設定

本文對樣本中13個行業共六年的面板數據（panel data）作了分析。一般面板數據中，最常用的兩種分析方法是：固定效應（fixed effect，FE）模型和隨機效應（random effect，RE）模型。固定效應模型和隨機效應模型都考慮了不同行業之間的差異，其中固定效應模型假設行業之間的差異是固定不變的，可以用一系列常數來表示，而隨機效應模型則假定這種差異是服從某一隨機分布，可以用一個隨機變量來表示（伍德里奇，2003）。相應的回歸方程如下：

固定效應模型（FE）：

合作創新效應

=α·FUNit+β·INVit+γ·DUMt+ci+uit（1）

隨機效應模型（RE）：

合作創新效應

=α·FUNit+β·INVit+γ·DUMt+b+ei+uit（2）

其中，變量下標i代表不同的行業，下標t代表不同的年份，在模型（1）和（2）中，ci和ei分別代表非觀測效應，其中ci是一個與行業有關的常數，b是截距項，ei服從隨機分布，uit表示殘差項，b表示常數項。

在上面的方程中，衡量企業和科研機構的合作創新投入對合作創新產出的系數α是我們最為關注的，如果α為正則表示企業和科研機構的合作創新效應符合我們之前的直觀判斷。需要注意的是，由于上述兩個模型的假定不同，模型中可能影響α的因素也不同。在面板數據中，同時包含了橫截面因素和時間序列因素，所以參數估計值可能會同時受到兩種不同因素的影響。一種是組內效應（within effect），即同一組數據內部不同年份的變化，在這里就是同一行業不同年份之間的差異；另一種是組間效應（between effect），在這里就是不同行業之間的差別。在固定效應模型中，所有的組間效應都通過固定影響而消除掉，影響α的只是組內效應。在隨機效應模型中，盡管考慮了行業之間差異的影響，但只有當行業之間的差異服從正態分布時候，α才不會受到組間效應的影響，一旦這一假定不成立，α也可能受到組間效應的影響。

在具體變量的選取上，我們用Ln(ROA)和Ln(PAN)來衡量合作創新的效果，用Ln(FUN)來衡量企業和科研機構的合作創新經費投入，用Ln(INV)來衡量行業擴張速度。

3．回歸結果

對全部13個行業的回歸結果如表3所示。

注：回歸結果由 軟件得到。回歸結果中已經將常數項省略。*表示在10%的顯著性水平下顯著，**表示在5%的顯著性水平下顯著，***表示在1%的顯著性水平下顯著。

從表3可以看出，在固定效應和隨機效應模型下，α在對兩個因變量的解釋中其符號均顯著為負，也就是說，從總體上看，企業和科研機構之間的合作創新并沒有提高企業的創新產出，這是一個出乎我們意料之外的結果。在其他解釋變量的符號上，與我們的預期一致，行業總投資的增加對合作創新產出的提高存在著一定的正向影響。2003年虛擬變量為正值，這一方面可能是行業分類調整的結果，也可能是模型中沒有觀測到的當年發生了變化的其他因素的影響。

4．合作創新投入滯后效應的影響

考慮到創新研究的特點，創新投入對經濟產出和技術產出的影響可能要在一段時間之后才能顯現出來，即存在著滯后效應，我們將上一年的合作創新投入作為解釋變量，分別放到上述模型中進行回歸分析，結果如表4所示：

注：回歸結果由stata軟件得到。由于篇幅限制，略去了其它變量的回歸結果。*表示在10%的顯著性水平下顯著，**表示在5%的顯著性水平下顯著，***表示在1%的顯著性水平下顯著。

由表4可以看出，在加入滯后項之后，我們發現當期的合作創新經費投入的影響依然為負值，而滯后項的系數也同樣為負值，并且在以總資產報酬率為解釋變量的回歸中，滯后項的影響均在10%的水平上顯著。這一結果說明了兩個問題：第一，創新經費投入對創新產出的影響存在著滯后效應；第二，在考慮到滯后效應的基礎上，創新經費投入對創新產出的影響仍然為負，這與我們之前得出的結論是一致的。我們認為，對這一結果的一個可能解釋是：一方面，目前中國企業和科研機構的合作創新中存在著大量的經費浪費現象，很多科研經費并沒有真正投入到創新研究中，科研經費的使用效率過低。另一方面，即便是已取得的創新成果，還存在著難以向實際生產力轉化的問題。正如王小蘭等（2006）對中關村民營科技企業的研究所表明的，由于利益分配、外部環境等方面因素的制約，目前產學研合作存在著普遍的轉化率低的現象。這一結論也可以說明為什么在全部30個制造業行業中，在我們研究的時間段內（1998-2006）存在著連續的企業與科研機構合作創新的行業僅為13個，占全部行業數量不到1/2。

三、結論及政策含義

本文利用中國制造業行業層面的數據，通過回歸分析，考察了企業和科研機構之間的合作創新效應。我們的實證結果表明：從行業層面來看，目前中國企業和科研機構的合作研發經費投入對創新的技術產出和經濟產出的影響顯著為負。這一結論與大多數的觀點相反。我們認為，導致這一現象的原因主要在于目前的合作創新中存在著諸多問題，制約了合作創新效應的釋放，而并不意味著企業和科研機構的合作毫無益處。恰恰相反，目前中國企業亟需通過廣泛的合作創新來提升企業創新能力，增強企業競爭力。據國家統計局的數據顯示，到2003年底，中國大中型企業中71%沒有自己的研發機構，2/3沒有自己的技術開發活動。中國企業在每萬名勞動力中的RD人員不到日本、德國企業的1/10。針對中國企業創新資源普遍不足的現實，實施廣泛的合作創新，充分發揮其分攤費用、分散風險、資源共享的優勢，便成為加快科技創新速度、提高創新效率的有效途徑。

在合作創新中，關鍵在于如何提高合作創新的效率，以及如何及時將合作創新成果轉換為生產力。為此需要注意三個方面：一是要處理好合作創新與自主創新的關系。中國企業在合作創新過程中，要注重向合作伙伴學習，但不應該因為合作創新而忽視了企業的自主創新，否則，最終可能陷入對合作伙伴的技術依賴，最終在激烈的競爭中將難以立足。二是要加強產學研合作創新模式。針對中國企業RD人員奇缺的現實，借助高校和科研院所的科研力量就是一條重要途徑。這有助于科研成果迅速轉化為生產力，避免大量專利成果成為無用的“垃圾專利”。三是要培育尊重創新人才的文化。尊重創新人才的關鍵是承認創新人才對創新收益具有平等的所有權。中國過于強調勞動力低成本的優勢，這對于創新是不利的。如果在合作創新中，國外創新人才的收益大大高于國內創新人才，將會嚴重挫傷國內技術人才的積極性。

[注 釋]

①有關國內外合作創新更詳細的綜述，參見羅煒和唐元虎（2000）、陳艷瑩和程瑞雯（2005）。

②產學研合作即企業、大學、科研機構之間的合作，主要是企業與大學、企業與科研機構在創新方面的合作。

③1998年行業科研機構科研經費籌集中的企業資金指標中，只有食品制造加工業數據，沒有農副食品加工業和食品制造業的數據，為保持數據的完整性，這兩個行業1998年的數據按照1999-2003年它們占食品制造加工業的平均比重進行估算。

④如有些行業企業數量發生了明顯下降。

[參考文獻]

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[2]國家統計局.中國統計年鑒1999~2007[Z].北京：中國統計出版社，1999~2007.

[3]科技部和國家統計局.中國科技統計年鑒1999~2007[Z].北京：中國統計出版社，1999~2007.

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[6]王小蘭，趙 弘.中關村發展藍皮書：提升民營科技企業創新力[M].北京：社會科學文獻出版社，2005.

[7]伍德里奇.計量經濟學導論：現代觀點[M].北京：中國人民大學出版社，2003.

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[9]Industrial Research Institute，Inc.Industrial Research Institute’s D Trends Forecast for 1998[J].Research Technology anagement，1998.

The Effect of Cooperative Research between Enterprises and Scientific Research Organization--An Empirical Analysis Based on Manufacturing Industry Data

Gao Minghua，Cai Weixing

（Research Center for Corporate Governance and Enterprise Development， Beijing Normal University， Beijing100875， China）

Abstract:This paper， by taking advantage of the manufacturing industry data and using regression method， calculates the effect of cooperative research between firm and scientific research organization. Our findings are as follows: the influence of cooperative research input on the technology output and economic output of innovation is a lagging phenomenon， and this effect is negative. The main explanation to these results is that there are many problems which restrict the effect in cooperative research now. To perfect the cooperative research mechanism is an effective way to accelerate innovation and enhance capacity of indigenous innovation.

Key words: enterprises; scientific research organization; effect of cooperative research

（責任編輯：張丹郁）