創新環境對校企協同創新作用的實證分析

鄭艷民，張言彩

（1.南京理工大學經濟與管理學院，南京210094；2.淮陰師范學院經濟與管理學院，江蘇淮安223001）

校企協同創新是指企業與大學或科研院所進行創新合作，這種合作意味著大學或科研院所要向企業傳遞有形或無形的技術知識。在這個知識傳遞過程中，大學和科研院所通常是知識創新的主體，而企業則是技術創新的主體。它們聯合開展創新活動使得技術成果得以轉化為產品，進而有效促進了企業乃至整個地區的創新能力的提升。

大學通常被描述為“經濟增長的引擎”，大學創造的知識和研究成果是企業產品創新的來源，在某些工業領域更是如此［1］。企業對新知識的渴求［2］、大學對財務經費的需求促使雙方相互依賴［3］——這也是兩者協同的強大驅動力。政府和研究機構正在尋求多種途徑促進校企之間的協同創新，以期實現提升企業的創新能力、增強地區和國家的整體競爭能力的目的。

有效執行協同創新的核心和關鍵在于搭建協同創新平臺。協同創新平臺的建立不僅需要中央進行財政投入，穩定支持、培育具有產業技術綜合競爭實力和較大產業化價值的研發組織，而且需要治理支持，加強與現有人才發展規劃、計劃和工程的銜接，吸引和聚集優秀的創新人才，開展廣泛的國際國內交流與合作。創新環境是區域內部各要素在長期的相互作用下形成的、以增強創新能力為目的的、相對穩定的網絡系統，它包括基礎設施水平、勞動力素質、市場需求、金融環境和創業水平等要素。一個成熟的、完善的創新環境有助于協同創新平臺的創建，進而影響協同創新能力的提升。

1 研究現狀

一般認為，大學是知識創新系統中的執行主體［4］。實際上，Adams［5］認為，大學更像是一個探索性的組織者，它擁有強大的再組織能力，將來自市場和技術領域的知識整合在一起。大學的這種特性使得它理所當然地成為參與企業R＆D活動、幫助企業生產創新性產品并保持可持續競爭優勢的合作者。

大學除了承擔傳統的教書、育人的使命外，還應該承擔“第三使命”——將自己與產業發展需要相聯系［6］。這種聯系的發生方式不盡相同，如表現為畢業生進入產業領域就業、聯合產業研究項目、聯合申請專利或聯合出版等［7－8］。在這些聯系中，人們將更多的注意力投放在校企協同創新上，即雙方訂立和約、承諾共同進行研發活動。大量研究文獻關注大學和企業的特征對校企協同的影響。學者們提出了一系列影響和支持校企協同研究的基礎要素。例如：Veugelers和Cassiman［9］以比利時的748家制造業企業為研究樣本，通過研究證明了公司規模、行業類型、政府扶持和創新活動的涉入度正向影響企業與大學建立R＆D協同關系的意愿；Bercovitz和Feldman［10］檢驗了公司的創新戰略對其與大學協同創新程度的影響，發現探索性行為和R＆D活動的集權式組織與企業與大學建立協同關系積極關聯；與之類似，Laursen和Salter［11］認為，采用開放性開發戰略和對R＆D投入較多的公司更可能與大學建立協同關系。

從大學一方來看，創業導向、技術轉移辦公室（technological transfer official，TTO）的成立和效率、大學自主開辦的新公司和一些環境要素被認為是影響它們與產業發生關聯的最重要因素①。制度規范、動機、大學聲譽、中介機構特征被認為是使大學變得更具創業意識的要素［12－13］。TTOs是大學與產業建立關聯的一種正式方式，其效率取決于組織結構和員工素質、技術轉移機制、技術的本性和發展階段以及大學體制等環境要素［15］。大學自主創辦的公司被認為是經濟發展和變革的關鍵驅動力。就此而言，大學的科技政策、現有技術水平、團隊運行效率和網絡關系都積極影響校企協同的發展趨勢［16］。另外，創新網絡、科技園區的功能、企業孵化器的有無及其地理位置等環境要素也顯著影響大學與產業協同的意愿［17］。

盡管學者們對校企協同的研究興趣日益高漲，但是仍有一些問題需要關注，特別是大學等研究機構研究目標的偏離和研究產出的使用和分配不公。有人提出過分關注大學對產業需求的滿足將導致大學自由研究的喪失，會使大學的研究活動變得日趨功利性，這導致企業過分追求為企業提供管理咨詢和解決實際問題，偏離大學既定的教書育人的目標。另外，大學與企業聯合創新必然引發知識擴散，一些企業將加強對創新成果的管理，以防止專利和知識產權泄露。

就中國的校企協同創新而言，Motohashi［18］通過分析中國的專利數據發現，目前中國企業與大學的協同關系變得更加緊密，而與研究機構的關系卻慢慢變得松散。Chen［19］研究了中國的專利產出，探索了校企合作對企業技術創新的貢獻，發現校企合作創新能力在國家整體創新能力中占據重要位置，并進一步比較分析了中國大學和美國大學在專利轉化上的差異。

目前國內的協同創新研究處于起步階段。劉煒、樊霞和吳進［20］結合國家自然科學基金委管理科學部認定的30種管理科學重要學術期刊以及北京大學圖書館提供的《中文核心期刊要目總覽》（2008年版），選取了42種學術期刊為數據檢索源，對1992—2011年在這些期刊上發表的621篇學術論文進行分析，發現目前還未出現成熟度較高的研究熱點，博弈、績效和聯盟是目前的研究熱點。

專利是反映技術創新能力的重要指標，表征著一國和地區技術市場的發達程度，反映了一國和地區的科技競爭力，它是增強企業核心競爭力的核心要素。鑒于此，一些學者在研究校企協同創新時使用專利數據庫中的相關數據。但是，他們大多關注知識流動，而研究國家和地區層面的協同創新的文獻較少。本文借助國家專利局的專利數據庫，從國家層面解讀校企協同創新與國家創新環境的關系。

2 研究設計及數據來源

章立軍［21］基于Porter的創新體系結構理論，認為創新環境的五大組成要素包括基礎設施水平、勞動力素質、市場需求、金融環境和創業水平。在創新能力體系研究中，創新能力與創新環境的關系是其重要內容。總體來說，學者們［22］對于創新環境對協同創新能力的正向促進作用已達成一致。隨著以高科技為特征的信息化的發展，高等院校成為培養高科技人才的重要基地。同時，大部分高校教師不僅是高精尖的科技人才，而且肩負著教育、培養中國高級人才的重任，是中國科研活動、創新活動的主體。由此，本文認為協同創新效果受到高校人才培養質量和本校教師創新活動的影響。市場需求是企業技術創新的重要推動力之一，企業會根據自身經營對技術的需求適時地開展創新活動，這些創新活動有利于企業形成競爭優勢。同時，企業亦由于市場競爭和獲得超額利潤的需要，因此迫切需要開展研發創新活動。這一切基于需要的內在動力，促使企業積極尋找高等院校作為合作伙伴，進行協同創新活動。創新活動總是伴隨著大量資金投入、需要金融系統的支持，因此，金融環境優越、越有利于系統創新活動的開展，協同創新能力越強。由此，本文提出如下假設：

創新環境越優越，校企協同創新能力（用聯合申報專利表征）越強。

專利數據已成為公認的衡量創新能力的主要指標之一，Margherita和Andrea［23］也將其用于測量校企創新能力。基于此，本文也采用校企聯合申請專利數（PUE）作為因變量。由于專利數據具有申請流程面向公眾全面放開、管理過程標準化、時序性較好的優點，因此本文先對國家知識產權局的數據庫進行檢索以建立二次數據庫，再利用二次數據庫中的數據進行研究。筆者下載了1991—2012年期間的校企聯合申請專利，具體操作過程如下：在國家知識產權局網站上的“專利檢索與服務系統”的表格檢索入口輸入“專利申請人”一欄輸入“大學（學院、學校）and公司”，所得的檢索條目包括公開號、申請號、公開日、申請人、分類號和發明人等；利用得到的檢索條目建立二次數據庫，二次數據庫中不包括國外校企合作在中國申請的專利、其他研究院所和企業合作申請的專利以及公司已宣告破產前與高等院校聯合申請的專利。

創新環境指標的選擇基于如下假設：創新能力取決于基礎設施水平、政府支持、產業結構、人力資本和市場制度等創新環境要素。鑒于很難直接測度創新環境指標，本文借鑒戴淑芬、張亦楠和于婧［24］的做法，采用間接指標反映創新環境：

①政府支持力度（SG）。用政府科技三項經費占財政支出的比重測量該指標。

②產業結構特征（SI）。用輕工業產值占工業總產值比重衡量該指標，該指標反映了一個地區產業結構和集群結構的特點以及工業結構對創新能力的效應。一般來說，輕工業的創新發生頻率高于重工業，輕工業的技術創新周期短于重工業。

③人力資本條件（HC）。用教育經費占當地GDP比重衡量該指標。校企協同創新活動需要大量高素質的科技人才參與，如此才能將知識轉化為創新生產力，因此，地方政府投入的教育經費越多，該地區的人力資源越豐富，參與創新活動的人員越多，當地的創新能力就越強。

④市場制度（MI）。用貿易專業化指數（msi）表征該指標，貿易專業化＝（出口額－進口額）／（出口額＋進口額）。該指標為正（或負）值，表示貿易順差（或貿易逆差）。該指數值越小，表示企業越可能通過參與國際貿易獲得發達國家的知識和先進技術。

上述創新環境變量均為比例或比率形式，其描述性統計結果如表1所示。

本文的數據來源為政府官方公布的相關資料，主要包括《中國統計年鑒》（2012）、《中國科技統計年鑒》（2001—2012）、《中國高技術產業統計年鑒》（2002—2012）。

表1 變量的描述性統計結果

3 回歸分析

基于第2章中提出的研究假設——創新環境越優越，校企協同創新能力越強，本文構建如下創新環境對校企協同創新的作用模型：

其中：yPUE為校企聯合申請專利數；xSG為政府科技三項經費占財政支出比重；xSI為輕工業產值占工業總產值比重；xMI為貿易專業化指數。

在具有多個變量的多元線性回歸方程中，各變量之間存在嚴重的多元共線性將直接影響回歸結果的精確性。鑒于此，本文首先對以上5個變量進行相關性分析，結果如表2所示。從表2可以看出，除了人力資本條件變量（HC）與其他變量顯著相關外，其余變量之間的相關性并不非常嚴重。因此，在建立回歸方差時剔除了變量HC。各變量的方差膨脹因子值（見表3）也說明，變量之間的共線性在可接受范圍內。

表多元回歸方程中變量的相關系數

創新環境對校企協同創新作用的回歸結果如表3所示。從表3可知，政府支持力度（SG）、產業結構特征（SI）和市場制度（MI）對校企聯合申請專利數（PUE）有正向的促進作用。其中，政府科技三項經費占財政支出比重每增加1%，校企聯合申請專利增加35.9件；輕工業產值占工業總產值比重每增加1%，校企聯合申請專利增加89.1件；貿易專業化指數每增加1%，校企聯合申請專利增加23.1件。

表3 創新環境與校企協同創新的回歸結果

4 結語

本文利用1991—2010年中國的創新活動數據，構建多元線性回歸模型實證分析了創新環境因素對以校企聯合申報專利數表征的校企協同創新產出的影響。檢驗結果顯示：政府支持力度（SG）、產業結構特征（SI）和市場制度（MI）對校企協同創新產出（PUE）有正面的促進作用。總體來看，校企協同創新能力（用聯合申報專利測量）受外界創新環境要素的影響，國家創新環境的完善有助于促進校企協同創新。然而，與本文的實證研究結果相悖的是，表征產業結構特征的輕工業產值占工業總產值比重卻逐年下降——由1991年的48.8%下降至2010年的28.64%。可見，中國的產業結構仍需調整，以支持企業與大學之間協同創新活動的開展。

本文的研究不足在于：受限于數據的可得性，本文僅對政府支持力度（SG）、產業結構特征（SI）和市場制度（MI）與校企協同創新的關系進行了研究。在未來研究中，應盡量多地考慮各種環境要素與校企協同創新產出的關系，并就其交互性進行深入探討。

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