產學研協同創新與企業技術進步的關系

卞元超，白俊紅，2，范天宇

(1.南京師范大學商學院，江蘇 南京 210023；2.中國制造業發展研究院，江蘇 南京 210044)

產學研協同創新與企業技術進步的關系

卞元超1，白俊紅1，2，范天宇1

(1.南京師范大學商學院，江蘇 南京 210023；2.中國制造業發展研究院，江蘇 南京 210044)

通過測算中國產學研協同創新系統協同度和企業技術進步，檢驗了產學研協同創新是否促進了企業技術進步。研究發現，當前產學研協同創新系統協同度總體上呈增長趨勢，但水平較低；全國范圍的企業技術進步效應明顯。產學研協同創新對企業技術進步的影響是不顯著的，企業子系統的內部協同和高校子系統的內部協同亦無法顯著促進企業技術進步。

協同創新；技術進步；序參量指標；Malmquist

1 引言

產學研協同創新是中國落實創新驅動發展戰略、促進科技成果向現實生產力轉化的重要支撐，它能夠產生整體大于部分，即 “1＋1＋1＞3”的協同效應。而傳統意義上的產學研合作創新主要是指以企業為技術需求方、高校和科研機構為技術供給方所形成的一種簡單線性合作關系[1]。

在以往的研究中，學者們主要基于產學研合作創新的角度研究了其與企業技術進步之間的關系[2－9]。這些研究尚缺乏一些基于定量角度的實證檢驗。事實上，缺乏嚴格實證檢驗的一個重要原因可能是目前對產學研協同創新程度的衡量指標選取尚未形成完全一致。王進富等的研究中認為產學研協同度是指企業、學研等系統主體在合作過程中的一致性程度[10]。邱棟等認為個體內部因素、雙方因素和外部環境因素等是影響產學研協同創新的重要因素[11]。但是這些研究中的衡量指標和衡量方法都具有較強的主觀性，這亦不利于科學客觀地衡量產學研協同創新的程度，也在一定程度上限制了關于產學研協同創新影響企業技術進步的研究進展。

本文基于2004—2012年中國大陸30個省區的面板數據 (西藏部分年份數據缺失，暫不予研究)，利用協同學的理論知識，構建產學研協同創新序參量指標體系，以此測算產學研協同創新度。通過建立計量經濟模型，實證檢驗中國產學研協同創新對企業技術進步的影響效應，并提出相關對策建議。

2 變量構造與測算

2.1 產學研協同創新系統協同度

本文通過建立產學研協同創新系統協同度模型，并基于影響產學研協同創新系統演化的主導因素，構建序參量指標體系，以此對產學研協同創新系統協同度進行測算。考慮產學研協同創新系統S是由企業子系統S1、高校子系統S2和科研機構子系統S3所組成的，各子系統亦由若干基本要素組成。假設子系統Sj(j＝1，2，3)在演化過程中的序參量為 oj＝(oj1，oj2，…，ojn)，子系統在穩定臨界點上各序參量的上限和下限分別為α和β，并滿足βji≤oji≤αji，i∈ 1，n[ ]。因此，定義子系統Sj各序參量分量oji的有序度為:

式 (1)即為子系統Sj序參量分量oji的系統有序度，且該有序度滿足μj(oji)∈ 0，1[ ]。序參量分量在促進子系統實現有序結構的過程中主要是通過μj(oji)的集成作用而實現的，本文參考王宏起和徐玉蓮的研究，采用線性加權和法來表示這種集成作用[12]:

此時，如果將各子系統在初始時刻t0的系統有序度設為(oj)，在 t1時刻子系統有序度為

由于技術創新的本質是一種知識生產活動，并考慮數據的可獲得性，本文從知識投入、知識創造和知識運用三個角度構建如表1所示的產學研協同創新系統序參量指標體系。

本文在研究產學研協同創新中企業子系統時以高技術產業為主要的研究對象，這是因為高技術企業具有知識和技術密集型的特點，其技術創新活動能夠有效表現經濟社會總體的技術創新特征，這對于研究產學研協同創新對企業技術進步的影響具有較強的現實意義。上述各指標以及后文中所涉及指標的原始數據均來自于 《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國高技術產業統計年鑒》等。

需要指出的是:第一，為了消除不同量綱的影響，采用了均值—標準差法對以上各指標數據進行標準化處理。第二，關于式 (1)中α和β的確定，不失一般性，本文將其分別取2003—2012年標準化數據最大值和最小值的110%。第三，使用的是CRITIC法確定各序參量分量指標的權重。

表1 產學研協同創新系統序參量體系

以2003年為考察基期，核算了2004—2012年中國各地區的產學研協同創新系統的協同度，圖1和圖2分別報告了考察期內中國各地區的產學研協同創新系統協同度均值和產學研各子系統協同度的均值。

圖1 2004—2012年各地區產學研協同創新系統協同度均值

圖2 2004—2012年各子系統協同度均值

由圖1可知，考察期內，中國產學研協同創新系統協同度均值在總體上呈現出穩步上升的趨勢，但協同水平仍較低，最高值僅為0.275，距最佳協同狀態值1尚有較大的差距，這說明目前中國產學研協同創新狀況整體較差。通過分地區的比較研究發現，東中西部三個地區在產學研協同創新系統協同度方面亦存在較大差距，東部和中部的協同度水平較高，且高于全國均值水平，而西部的產學研協同狀態較差，協同度水平低于全國均值，且在2004年和2005年為負值，這可能是因為西部地區產業層次較低，經濟發展的主要驅動力來自傳統生產要素，技術創新尚未得到普及。

考察期內中國企業、高校和科研機構各子系統內部的協同度在總體上呈上升的趨勢，且水平較高，這說明了中國產學研協同創新系統協同度整體較低的原因可能來自于企業、高校、科研機構三個子系統之間的銜接階段，即由于缺乏完善的協同創新平臺，導致三者各自為政，無法形成有效協同。

2.2 企業的技術進步

采用數據包絡分析方法來測算企業技術創新的Malmquist指數，將技術進步效應從全要素生產率中剝離出來，以此衡量企業的技術進步 (限于篇幅，文章省去了具體的測算方法)。測算過程中，產出變量為考察期內各省區高技術產業的主營業務收入，并根據GDP平減指數折算成2003年不變價。投入變量主要包括勞動力和資本存量，其中，勞動力投入為考察期內各省區高技術產業的從業人員數，而關于資本存量的核算，使用高技術產業固定資產投資額作為替代性指標，參考張軍等的做法，采用永續盤存法將其核算成存量指標[13]，并根據固定資產投資價格指數將其折算成2003年不變價。圖3所示為2004—2012年中國各省區企業技術進步效應的均值。

由圖3可知，考察期內，除浙江省出現技術退步外，其余各省區的技術進步效應均值的增長率(該指標值減去1)均為正，而全國范圍的企業技術進步效應均值增長率亦達到了2.5%，表現出明顯的技術進步。相對于中部和西部，東部省區的企業技術進步效應更為明顯。

圖3 2004—2012年分省區企業技術進步均值

3 計量模型與結果分析

3.1 計量模型構建與指標說明

初步構建的計量經濟模型如下:

式中，i表示時期，t表示地區，tech為技術進步效應，α為常數項，syn為產學研協同度，β為其系數，μ表示隨機誤差項。θ為一系列控制變量x的系數，控制變量包括:地區經濟發展水平、地區人力資本水平、地區對外開放水平和地區基礎設施建設水平。其中，地區經濟發展水平通過地區國內生產總值 (gdp)進行表征，并核算為2004年的不變價；本文采用Hi＝∑TnPin測算平均受教育年限 (hum)，以此來衡量地區人力資本水平(Tn表示第n種學歷人口的受教育年數，Pin表示第i省區擁有第n種學歷的人口數)；地區對外開放水平的核算指標為地區外商投資總額 (for)，利用當年人民幣對美元實際匯率換算成人民幣單位，并平減成2004年不變價；地區基礎設施建設水平的衡量指標是地區長途光纜線路長度 (inf)。

3.2 實證結果與分析

利用Stata12對式 (4)所示的計量經濟模型進行估計，并對全國、東部、中部和西部地區的模型估計結果進行比較分析，并分別用模型1、模型2、模型3和模型4表示 (見表2)。經Hausman檢驗，各模型均為固定效應模型。

由表2中可知，考察期內，中國產學研協同創新對企業技術進步的影響是不顯著的，即企業、高校和科研機構之間的協同互動并沒有有效促進企業知識生產，這可能是因為目前中國的產學研協同水平仍然較低，企業、高校和科研機構三者之間在技術創新過程中，無法就共同目標、利益分配等形成有效契約，這導致其無法促進企業的技術進步。從現實的角度來說，產學研協同創新在中國仍然處于起步階段，尚缺乏健全的體制機制和完善的平臺來支撐企業、高校和科研機構之間的技術創新活動，這都不利于產學研協同創新對企業技術進步促進作用的發揮。分地區的模型估計結果亦是如此。

表2 模型估計結果

控制變量中，全國范圍內的地區經濟發展水平對企業技術進步具有顯著正向影響，分地區研究中，東部地區的估計結果支持了這一結論，但中部和西部地區的地區經濟發展水平對企業的技術進步尚未產出顯著影響。人力資本水平對企業技術進步效應的影響不顯著，這可能是因為技術創新活動對于高端層次人才的需求更大，而本文所采用的平均受教育年限是衡量地區人力資本的平均水平，這導致其估計結論中人力資本水平無法對企業的技術進步產生顯著的促進作用。分地區研究中，中部和西部地區的研究結論與全國范圍內的研究結論一致，而東部地區的人力資本水平對企業的技術進步具有顯著的負向影響。全國范圍內的地區對外開放水平對企業技術進步影響不顯著，本土企業與外資在知識生產方面的交流與合作還不夠深入。東部地區與全國范圍的研究結論具有一致性，而中部和西部地區的研究發現地區對外開放水平與企業的技術進步具有顯著的反向關系，這可能與這些地區的企業傾向于從外資企業中直接購買或引進現有技術有關，從而阻礙了企業自身技術進步。無論就全國范圍，還是分東、中、西三大部的研究來說，地區的基礎設施建設水平對企業的技術進步均具有顯著的正向影響，完善的基礎設施是企業技術創新活動的硬件支撐，能夠促進企業的技術進步。

通過建立以企業技術進步為被解釋變量，企業子系統、高校子系統和科研機構子系統各自協同度為核心解釋變量的計量經濟模型，以驗證各子系統對企業技術進步的影響效應。分別以ind、uni和res表示企業、高校和科研機構子系統的協同度，經Hausman檢驗，模型5、模型6、模型7 (分別表示全國、東部和中部)為固定效應模型，模型8(表示西部)為隨機效應模型(P＝0.264)，估計結果如表3所示。

表3 產學研各子系統協同度對企業技術進步影響效應模型

由表3可知，在模型5中，企業子系統的協同度對企業技術進步的影響效應是不顯著的，即企業內部知識投入、知識生產和知識運用的協同過程對企業知識生產和技術創新活動沒有影響。分地區的研究支持了這一結論。全國范圍、分東中西部的研究均認為高校子系統的協同創新對企業技術進步尚未產生顯著影響，高等院校在內部的知識投入、知識生產和知識運用的整個過程中與企業的聯系較少，這可能會導致高校的技術創新與企業的知識生產活動產生脫節，從而使得高校內部的協同創新無法促進企業的技術進步。最后，科研機構子系統的協同對企業的技術進步產生了顯著的正向影響，科研機構的研發活動具有較強的外溢性特征，其研發成果直接促進了企業的技術進步。分地區的研究結論與之類似。綜上所述，中國產學研協同創新無法顯著促進企業技術進步的原因可能是由于企業、高校兩個子系統各自的內部協同無法促進企業的技術進步。

4 總結與啟示

基于2004—2012年中國大陸30個省區的面板數據，分別利用協同學序參量指標體系和Malmquist指數測算了中國產學研協同創新系統協同度與企業技術進步，并通過建立計量經濟學模型實證檢驗了產學研協同創新對企業技術進步的影響效應。研究結果表明:考察期內，中國產學研協同創新系統協同度呈現逐年上升的趨勢，但水平依然較低，西部地區的協同狀態低于全國平均水平。企業、高校和科研機構各子系統內部的協同狀態良好，產學研協同創新系統整體協同度較低的原因可能來自于三者之間的銜接階段。全國范圍內，產學研協同創新對企業技術進步的促進作用是不顯著的，地區經濟發展水平和地區基礎設施建設水平能夠顯著促進企業技術進步，而地區人力資本水平和地區對外開放水平對企業技術進步的影響不顯著。進一步地，企業子系統、高校子系統內部的協同創新亦無法顯著促進企業的技術進步。

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(責任編輯 譚果林)

Does Industry University Research Synergy Innovation Generate Technical Progress of Enterprises

Bian Yuanchao1，Bai Junhong1，2，Fan Tianyu1
(1.School of Business，Nanjing Normal University，Nanjing 210023，China；2.Institute of Manufacturing Development，Nanjing 210044，China)

By estimating the degree of industry university research(IUR)synergy innovation system and enterprises'technical progress of China，the paper examined whether IUR synergy innovation generate technical progress of enterprises empirically.The results show that the degree of IUR synergy innovation appears an upward trend in a whole，but the level is low，and the effect of technical progress nationally isobvious now.However，the impactof IUR synergy innovation on technical progressof enterprises is not significant，and the internal of industry subsystem's synergy and the internal of university subsystem's synergy also don't have significant impact on technical progress of enterprises.

Synergy innovation；Technical progress；Order-parameter index；Malmquist

F062.3

A

國家自然科學基金項目 “考慮目標差異的政府R＆D資助對企業技術創新的影響研究，基于吸收能力的視角”(71203097)，江蘇省社會科學基金項目 “江蘇科教資源優勢轉化為創新資源優勢研究”(12DDB009)，中國制造業發展研究院開放課題 “政府R＆D資助對制造業企業技術創新能力的影響研究”(SK20130090－10)。

2014－11－02

卞元超 (1991－)，男，安徽六安人，南京師范大學商學院碩士研究生；研究方向:技術創新與管理。