大學對區域創新的貢獻力研究

呂艷+++趙彥云

摘要：文章基于創新系統理論、知識生產函數理論以及三重螺旋理論構建了大學對區域創新貢獻的理論模型，并以1998年～2010年我國30個省市自治區的面板數據、運用面板固定效應模型進行了實證分析。結果顯示，大學對區域創新的貢獻是多維的，既包含大學作為創新主體參與區域創新活動而帶動的區域創新水平的提升，也包含大學與企業合作、大學與政府合作產生知識溢出而帶動的區域創新水平的提升，同時還包含大學通過為區域提供人才提升整個區域的人力資本進而帶動區域創新水平的提升。

關鍵詞：大學；區域創新；貢獻力；Rome-Jones知識生產函數

一、 大學對區域創新的貢獻力

1. 大學對區域創新貢獻力的理論框架。Cooke（1992）首次提出了區域創新體系（Regional Innovation System， RIS）的概念，并將其定義為“由地理上相互分工和關聯的企業、研究機構和高校等組織機構所構成的系統性組織體系”，強調了大學在區域創新體系中的主體地位，是區域創新活動的主要參與者。我國于1998年提出了國家創新體系建設的目標，同樣亦強調了大學的主體地位， 2011年，從研發投入來看，大學R&D經費支出占全國R&D經費內部支出的比例達到7.9%，R&D全時人員占全國的比例為10.4%；從產出來看，大學專利授權量占全國的比例為10.3%，發明專利授權量占全國的比例為29.8%。因此關于大學對區域創新的貢獻力的研究首先要包含大學作為創新體系中的主體作為參與者對區域創新的推動。

創新系統理論普遍認為大學、科研機構、企業和政府是創新體系的四大主體，而關于主體之間的關系，埃茨科維茲和雷德斯多夫1994年提出的三重螺旋理論給出了相對經典的描述，認為大學和研究機構構成的學界、產業部門、政府三者交互作用，沒有明確的界限，圍繞知識生產與轉化這個主題，相互聯結在一起報成一團形成螺旋上升的三重螺旋關系，共同推動知識的生產以及創新能力的提升。大學作為知識生產的基地，通過與企業、研究機構的合作產生知識溢出，推動其他創新主體對于區域創新的貢獻力，進而推動了整個區域創新能力的提升。故大學對區域創新貢獻力應包括大學與其它創新主體互動產生知識溢出對區域創新的推動。

研究表明，高學歷高素質的人才在新知識新技術的創造和生產方面更具優勢，“人才培養”作為大學最為古老而基本的職能，對于提升區域人力資本水平具有重要意義。接受過大學教育的高素質人才源源不斷地從大學流向各行各業，包括大學自身、研究機構、企業、政府等，提高了各行各業的人力資本水平，進而促使各行各業創新水平的提升。故大學作為的人才培養的基地、區域人才供應者對區域創新產生的貢獻也將包含在大學對區域創新貢獻力中。如果說上面三個因素是從大學的職能或者參與的活動來推動區域創新水平的提升，那么大學對區域創新提升還依賴一些別的因素，一個是區域的知識存量，一個是環境因素。

Rome-Jones（1990，1995）內生增長理論將創新描述成新知識生產的過程，認為一個區域的新知識技術的生產主要有兩個決定因素：一個是知識存量，另一個是進行新技術知識生產投入的研發人員數量。知識存量是大學對區域創新提升的一個前提條件。

很多研究和經驗表明大學對區域創新的貢獻依賴于一定的環境，21世紀末期硅谷、128公路的發展是大學對區域創新推動的環境依賴的典型案例，因此大學對區域創新的貢獻力應包含環境因素。

綜上所述，我們構建了大學對區域創新貢獻力的理論框架，如圖1所示。

2. 大學對區域創新貢獻力的模型構建。與大多數學者一樣，本文將創新看成是新知識新技術生產的過程，在此以Rome-Jones知識生產函數為基礎，以大學對區域創新貢獻力理論框架為依據，對Rome-Jones知識生產函數進行擴展，構建大學對區域創新貢獻力模型。

（1）Rome-Jones知識生產函數。Rome-Jones（1990， 1995）知識生產函數是Rome1990年首次提出、Jones1995年改進的描述知識生產的經典函數，被廣泛應用于創新領域研究，它認為新知識新技術的生產主要取決于兩個因素，一個是知識存量，另一個是進行新技術知識生產投入的研發人員數量，并將知識生產函數表示成如下形式：

A=？啄A？準L？姿

其中：A代表新生產的知識，？啄為生產率，A為知識存量，L為研發人員投入，？準、？姿為常數，？準<0表示知識存在擠出效應，知識的生產隨著知識量的增加而呈遞減趨勢，即現有知識存量會阻礙新知識的生產；？準=0則表示新知識的生產不依賴于知識存量，現有的知識存量對新知識的生產不產生任何作用；？準>0表示具有正的外部回報；0<？準<1表示隨著知識存量的增加，新知識的生產量是遞增的，說明知識具有溢出效應，現有的知識存量會對新知識的生產具有正的效應。

（2）大學對區域創新貢獻力模型。在Rome-Jones知識生產函數基礎上根據大學對區域創新貢獻力的理論框架逐步融入創新主體研發投入、主體聯結關系、大學人才供應度、環境因素等變量對Rome-Jones知識生產函數進行擴展，構建大學對區域創新貢獻力模型，如下：

A=

？啄A？準Ls？姿sLr？姿rLc？姿ce？姿sgrsge？姿scrsce？姿rgrrge？姿rcrrce？姿srrsr e？姿cgrcge？姿hHe？姿eecoe？姿ffor（1）

其中：A、？啄、A解釋如上，Ls、Lr、Lc分別表示三大知識創造主體大學、研究機構、企業參與區域創新投入的研發人員數量；rsg、rsc、rrg、rrc、rsr、rcg分別表示大學與政府、大學與企業、研究機構與政府、研究機構與企業、大學與研究機構、企業與政府的聯結關系；H為大學對區域的人才供應；eco為一個區域的經濟發展水平，for為一個區域的對外開放程度。？準、？姿s、？姿r、？姿c、？姿sg、？姿sc、？姿rg、？姿rc、？姿sr、？姿cg、？姿h、？姿e、？姿f為常數。

對（1）式兩邊取對數，得到如下對數模型：

lnA=ln？啄+？準lnA+？姿slnLs+？姿rlnLr+？姿clnLc+？姿sgrsg+？姿scrsc+？姿rgrrg+？姿rcrrc+？姿srrsr+？姿cgrcg+？姿hH+？姿eeco+？姿ffor（2）

考慮到創新投入對發明專利產出大概有兩年的滯后期影響，同時鑒于大學與研究機構、企業與政府的聯結關系難以測量，得到大學對區域創新貢獻力的實證全模型：

ln（Yit+2）=ln？啄+？準ln（Ait）+？姿s（lnLsit）+？姿rln（Lrit）+？姿cln（Lcit）+？姿sgrsgit+？姿scrscit+？姿rgrrgit+？姿rcrrcit+？姿hHit+？姿eecoit+？姿fforit+？著it（3）

其中：i表示觀測單元；t表示時間，？著it為隨機誤差項， ln？啄為常數項，？準、？姿s、？姿c、？姿r、？姿sg、？姿sc、？姿rg、？姿rc、？姿h、？姿e、？姿f為待沽系數。

二、 數據與變量

1. 數據說明。本文采用了不包括港澳臺和西藏在內的中國大陸30個省市自治區從1998年到2010年13年的面板數據。之所以選擇從1998年作為研究起點，是因為我國從1998年才開始對省級R&D有比較詳細的統計，同時又因為數據的可獲得性，數據截點選取了2010年，同時考慮到投入對產出的滯后效應，反映創新產出的發明專利授權量為2000年～2010年的數據，其余指標數據為1998年～2008年。數據來自于《中國科技統計年鑒》、《專利統計年報》、《中國統計年鑒》。反涉及資金的數據以1998年不變價的居民消費價格指數進行調整。

2. 變量構建。

（1）創新產出。關于創新產出，國內外學者通常采用專利來測度（Furman et al，2002；Krammer，2009；Li，2009；Fu & Yang，2009；白俊紅等，2009），鑒于我國的發明、實用新型和外觀設計三種專利中，發明專利的技術含量和經濟價值高于前兩種（趙彥云、劉思明，2011），故選用發明專利授權量來測度區域創新產出。

（2）知識存量。關于知識存量的衡量，通常采用專利存量（Han，2007；Krammer，2009；呂忠偉，2007），而基于專利存量衡量的知識存量計算也相對復雜，多采用永續盤存法來估算。（劉思明，2010）在《中國區域創新能力驅動因素研究》對1998年～2010年各省、自治區、直轄市的專利存量采用永續盤存法進行了估算，在此直接采用他所估算的1998年～2010年各省的知識存量作為研究時期的知識存量。

（3）大學、研究機構、企業的研發人員投入。研發人員投入通常選用R&D人員數量（嚴成樑等，2010）或R&D人員全時當量（Furman et al.，2002；Fu & Yang，2009；白俊紅等，2009）測度，鑒于R&D人員全時當量比R&D人員數量更能精確的反映研究人員的投入，故本章節選用大學R&D人員全時當量、研究機構R&D人員全時當量、企業R&D人員全時當量分別測度大學、研究機構、企業的研發人員投入。

（4）創新主體的聯結關系。受數據限制，本文從財務角度來探索創新主體的聯結關系，采用“高校科技活動籌資額中的政府資金/高校科技活動人員數”、“高校科技活動籌資額中的企業資金/高校科技活動人員數”測度大學與政府、大學與企業的聯結關系；采用“研究機構活動籌資額中的政府資金/研究機構科技活動人員數”、“研究機構活動籌資額中的企業資金/研究機構科技活動人員數”測度研究機構與政府、研究機構與企業的聯結關系。

（5）大學對區域的人才供應。用每萬人本專科在校生數來衡量大學對區域的人才供應。每萬人本專科在校生數為本專科在校生數與年末人口數的比值。

（6）環境因素。延續大多數學者的做法，采用人均GDP這個指標來衡量一個區域的經濟發展水平，進出口總額與GDP的比值來衡量一個區域的對外開放程度。

三、 實證分析

本部分主要根據大學對區域創新貢獻力模型采用面板數據的固定效應模型基于1998年～2010年30個省市自治區的面板數據進行實證分析，結果如表1所示。

結果顯示Rome-Jones模型、逐步加入創新主體、聯結關系、大學人才供應、環境因素的五個模型R2均超過了0.85，說明五個模型均具有很好的擬合效果，其自變量對創新產出具有很好的解釋力。知識存量的估計值在0.166和0.548之間，符合Jones（1995）知識生產函數0<？準<1的假定，且均通過了0.01的顯著水平檢驗，說明知識存量對新知識的生產具有正效應，新知識會隨著知識存量的增加而增加，知識具有溢出效應。

1. 大學作為創新主體對區域創新的貢獻分析。模型2到模型5 的估計結果顯示，大學R&D人員投入的系數估計值在0.45到0.57之間，且均通過了0.01的顯著水平檢驗，說明大學作為區域的創新主體，其R&D人員投入對區域創新產出具有顯著的正效應，對創新產出的彈性系數穩定在0.5左右，說明大學R&D人員增加1倍，在其他條件不變的情況下，大概可以帶動區域創新產出0.5倍的增加。從大學與其他創新主體作用的比較來看，盡管大學、科研機構、企業的R&D人員投入對于區域創新都具有顯著的正向作用，但大學投入對創新產出的彈性系數要高于研究機構和企業對創新產出的彈性系數，即同樣的R&D人員投入，大學所帶來的創新產出要高于研究機構和企業，這一點與2010年R&D全時人員投入與發明專利授權的比較相吻合，2010年大學、研究機構、企業R&D全時人員投入占全國的比例分別為11%、12%、77%，而大學、研究機構、企業發明專利授權量占全國的比例分別為29%、10%、61%，大學用全國11%的R&D人員投入創造了29%的創新產出足以體現大學創新產出效應之高。

2. 大學與企業、政府互動對區域創新的貢獻分析。模型3顯示，度量大學與政府互動程度的？酌sg變量的回歸系數為0.082，且通過了0.05的顯著水平檢驗，說明大學與政府的合作對區域創新產出具有顯著的正效應；而度量大學與企業互動程度？酌sc變量的回歸系數為0.081、且通過了0.01水平的顯著性檢驗，說明大學與企業的合作對區域創新產出亦具有顯著的正效應，隨著大學與企業、政府互動程度提高，新知識的產出會增加，進而提升了區域的創新水平。隨著變量的不斷加入，模型4和模型5的？酌sg、？酌sc的系數雖然都有所降低，但基本都保持了顯著的正效應。說明大學與政府、企業的互動對區域創新具有穩定的正效應。模型3到模型5顯示研究機構與企業和政府的合作對區域創新也具有顯著的正效應，但是從系數的估計值來看，大學與企業的合作對區域創新的效應要高于研究機構與企業合作產生的效應；大學與政府的合作對區域創新的效應高于研究機構與政府合作產生的效應。

3. 大學的人才供應對區域創新的貢獻分析。模型4的估計結果顯示，反映大學人才供應的H變量的回歸系數為0.005，且通過了0.01的顯著水平檢驗，說明大學對區域的人才供應對區域創新產出具有顯著的正效應，隨著每萬人大學在校生數量的增加，區域創先產出具有增加的趨勢。模型5的H的系數估計為0.004 5，與模型4的估計結果比較接近，說明大學的人才供應對區域創新具有穩定的正效應。

四、 結論

本文以創新系統理論、知識生產函數理論以及三重螺旋理論為基礎構建了大學對區域創新貢獻的理論模型，并以1998年～2010年我國30個省市自治區的面板數據、運用面板固定效應模型進行了實證分析。分析結果顯示，大學對區域創新的貢獻是多維的，大學作為區域創新的主體，其R&D人員投入對促進區域創新產出具有顯著的正效應，而且大學R&D人員的創新產出彈性（下轉第50頁）高于企業和研究機構R&D人員的創新產出彈性；大學與企業的合作以及大學與政府的合作對區域創新產出具有顯著的正效應，且大學與企業合作、大學與政府合作對創新產出的效應要高于研究機構與政府和企業合作產生的效應；大學對區域人才供應對區域創新也具有顯著的正效應，隨著每萬人大學在校生的提升，區域創新水平有提高的趨勢。

參考文獻：

1. Furman， J.L.， Porter， M.E.，Stern， S.， The determinants of national innovative capacity， Research Policy，2002，（31）：899-933.

2. 趙彥云，劉思明.中國專利對經濟增長方式影響的實證研究：1988-2008年.數量經濟技術經濟研究，2011，（4）：34-48.

3. Jones， C.， R&D-Based model of economic g- rowth.Journal of Political Economy，1995，103（4）： 759-784.

4. Cook， P.， Regional innovation systems： C- ompetitive regulation in the new Europe， Geoforum， 1992，23（3）：365-382.

5. 劉思明.中國區域創新能力驅動因素研究.中國人民大學博士學位論文，2012.

基金項目：國家社會科學基金教育學青年課題“中國高等教育統計指標之國際比較”（項目號：CIA090105）。

作者簡介：趙彥云，中國人民大學統計學院院長、教授、博士生導師，經濟學博士；呂艷，中國人民大學統計學院博士生，中國人民大學發展規劃處助理研究員。

收稿日期：2014-08-08。

2. 大學與企業、政府互動對區域創新的貢獻分析。模型3顯示，度量大學與政府互動程度的？酌sg變量的回歸系數為0.082，且通過了0.05的顯著水平檢驗，說明大學與政府的合作對區域創新產出具有顯著的正效應；而度量大學與企業互動程度？酌sc變量的回歸系數為0.081、且通過了0.01水平的顯著性檢驗，說明大學與企業的合作對區域創新產出亦具有顯著的正效應，隨著大學與企業、政府互動程度提高，新知識的產出會增加，進而提升了區域的創新水平。隨著變量的不斷加入，模型4和模型5的？酌sg、？酌sc的系數雖然都有所降低，但基本都保持了顯著的正效應。說明大學與政府、企業的互動對區域創新具有穩定的正效應。模型3到模型5顯示研究機構與企業和政府的合作對區域創新也具有顯著的正效應，但是從系數的估計值來看，大學與企業的合作對區域創新的效應要高于研究機構與企業合作產生的效應；大學與政府的合作對區域創新的效應高于研究機構與政府合作產生的效應。

3. 大學的人才供應對區域創新的貢獻分析。模型4的估計結果顯示，反映大學人才供應的H變量的回歸系數為0.005，且通過了0.01的顯著水平檢驗，說明大學對區域的人才供應對區域創新產出具有顯著的正效應，隨著每萬人大學在校生數量的增加，區域創先產出具有增加的趨勢。模型5的H的系數估計為0.004 5，與模型4的估計結果比較接近，說明大學的人才供應對區域創新具有穩定的正效應。

四、 結論

本文以創新系統理論、知識生產函數理論以及三重螺旋理論為基礎構建了大學對區域創新貢獻的理論模型，并以1998年～2010年我國30個省市自治區的面板數據、運用面板固定效應模型進行了實證分析。分析結果顯示，大學對區域創新的貢獻是多維的，大學作為區域創新的主體，其R&D人員投入對促進區域創新產出具有顯著的正效應，而且大學R&D人員的創新產出彈性（下轉第50頁）高于企業和研究機構R&D人員的創新產出彈性；大學與企業的合作以及大學與政府的合作對區域創新產出具有顯著的正效應，且大學與企業合作、大學與政府合作對創新產出的效應要高于研究機構與政府和企業合作產生的效應；大學對區域人才供應對區域創新也具有顯著的正效應，隨著每萬人大學在校生的提升，區域創新水平有提高的趨勢。

參考文獻：

1. Furman， J.L.， Porter， M.E.，Stern， S.， The determinants of national innovative capacity， Research Policy，2002，（31）：899-933.

2. 趙彥云，劉思明.中國專利對經濟增長方式影響的實證研究：1988-2008年.數量經濟技術經濟研究，2011，（4）：34-48.

3. Jones， C.， R&D-Based model of economic g- rowth.Journal of Political Economy，1995，103（4）： 759-784.

4. Cook， P.， Regional innovation systems： C- ompetitive regulation in the new Europe， Geoforum， 1992，23（3）：365-382.

5. 劉思明.中國區域創新能力驅動因素研究.中國人民大學博士學位論文，2012.

基金項目：國家社會科學基金教育學青年課題“中國高等教育統計指標之國際比較”（項目號：CIA090105）。

作者簡介：趙彥云，中國人民大學統計學院院長、教授、博士生導師，經濟學博士；呂艷，中國人民大學統計學院博士生，中國人民大學發展規劃處助理研究員。

收稿日期：2014-08-08。

2. 大學與企業、政府互動對區域創新的貢獻分析。模型3顯示，度量大學與政府互動程度的？酌sg變量的回歸系數為0.082，且通過了0.05的顯著水平檢驗，說明大學與政府的合作對區域創新產出具有顯著的正效應；而度量大學與企業互動程度？酌sc變量的回歸系數為0.081、且通過了0.01水平的顯著性檢驗，說明大學與企業的合作對區域創新產出亦具有顯著的正效應，隨著大學與企業、政府互動程度提高，新知識的產出會增加，進而提升了區域的創新水平。隨著變量的不斷加入，模型4和模型5的？酌sg、？酌sc的系數雖然都有所降低，但基本都保持了顯著的正效應。說明大學與政府、企業的互動對區域創新具有穩定的正效應。模型3到模型5顯示研究機構與企業和政府的合作對區域創新也具有顯著的正效應，但是從系數的估計值來看，大學與企業的合作對區域創新的效應要高于研究機構與企業合作產生的效應；大學與政府的合作對區域創新的效應高于研究機構與政府合作產生的效應。

3. 大學的人才供應對區域創新的貢獻分析。模型4的估計結果顯示，反映大學人才供應的H變量的回歸系數為0.005，且通過了0.01的顯著水平檢驗，說明大學對區域的人才供應對區域創新產出具有顯著的正效應，隨著每萬人大學在校生數量的增加，區域創先產出具有增加的趨勢。模型5的H的系數估計為0.004 5，與模型4的估計結果比較接近，說明大學的人才供應對區域創新具有穩定的正效應。

四、 結論

本文以創新系統理論、知識生產函數理論以及三重螺旋理論為基礎構建了大學對區域創新貢獻的理論模型，并以1998年～2010年我國30個省市自治區的面板數據、運用面板固定效應模型進行了實證分析。分析結果顯示，大學對區域創新的貢獻是多維的，大學作為區域創新的主體，其R&D人員投入對促進區域創新產出具有顯著的正效應，而且大學R&D人員的創新產出彈性（下轉第50頁）高于企業和研究機構R&D人員的創新產出彈性；大學與企業的合作以及大學與政府的合作對區域創新產出具有顯著的正效應，且大學與企業合作、大學與政府合作對創新產出的效應要高于研究機構與政府和企業合作產生的效應；大學對區域人才供應對區域創新也具有顯著的正效應，隨著每萬人大學在校生的提升，區域創新水平有提高的趨勢。

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3. Jones， C.， R&D-Based model of economic g- rowth.Journal of Political Economy，1995，103（4）： 759-784.

4. Cook， P.， Regional innovation systems： C- ompetitive regulation in the new Europe， Geoforum， 1992，23（3）：365-382.

5. 劉思明.中國區域創新能力驅動因素研究.中國人民大學博士學位論文，2012.

基金項目：國家社會科學基金教育學青年課題“中國高等教育統計指標之國際比較”（項目號：CIA090105）。

作者簡介：趙彥云，中國人民大學統計學院院長、教授、博士生導師，經濟學博士；呂艷，中國人民大學統計學院博士生，中國人民大學發展規劃處助理研究員。

收稿日期：2014-08-08。