基于區域創新環境的產學研協同創新影響因素研究

楊秋月

摘要：基于2004—2014年中國30個省級行政區域的面板數據，在測算中國產學研協同創新協同度的基礎上，采用計量經濟學模型實證考察了區域創新環境對產學研協同創新的影響。結果表明，中國產學研協同創新的協同度水平較低，離最佳協同狀態尚有較大差距。區域創新環境變量中，經濟發展環境有利于促進產學研協同創新，對外開放環境對產學研協同創新亦具有顯著推動作用，但基礎設施環境和人力資本環境的影響效應是不顯著的，以國有企業資產衡量的制度環境亦不利于產學研協同創新的開展，區域創新環境變量的影響效應存在著較大的地區差異。文章研究結論為促進產學研協同創新，優化區域創新環境，進而為我國創新型國家建設提供啟示。

關鍵詞：區域創新環境；協同創新；復合系統；雙向固定效應模型

中圖分類號：F062.3 文獻標志碼：A 文章編號：1001-862X（2016）06-0084-005

如何有效地促進產學研協同創新是我國實施創新驅動戰略過程中面臨的重要問題。作為一項知識生產活動，產學研協同創新不僅需要內部各主體之間的相互協作配合，良好的外部創新環境也是促進其順利開展的必要條件。其中，創新環境包含能夠協調創新主體行為的實踐系統、制度、規則等，它是以促進創新為目的，因而其對區域創新活動能夠產生非常重要的影響。[1]也有學者認為，創新環境的質量和優勢對區域吸引并留住各種資源的黏性具有決定性作用。[2]本文將通過構建產學研協同創新復合系統協同度模型，并采用計量經濟學模型實證考察區域創新環境對產學研協同創新的影響效應。

一、模型構建與指標設計

（一）模型構建

為了實證研究區域創新環境對產學研協同創新的影響效應，本文構建的面板計量經濟學模型為：

synit=αit+∑βjenvjit+ηi+μt+εit（1）

式（1）中，t表示截面數，i為時期數，syn為本文的被解釋變量，即產學研協同創新的協同度，α表示常數項，env為本文的核心解釋變量集，即本文所選取的區域創新環境變量，β為其系數，η表示時間固定效應，μ表示不可觀測的地區固定效應，ε為隨機誤差項。本文選取2004—2014年中國30個省區的面板數據（由于西藏部分年份數據不全，暫不予考慮），并根據洪銀興（2014）對于產學研協同創新的定義[3]，構建產學研協同創新復合系統協同度模型，同時選取相應的序參量指標，以此對產學研協同創新進行衡量。

（二）產學研協同創新復合系統協同度模型的構建

參考孟慶松等（2000）、陶長琪等（2007）、王宏起和徐玉蓮（2012）的研究[4][5][6]，根據協同學理論，產學研協同狀態的形成離不開系統外部參量的驅動作用，這些影響系統向有序結構轉變的關鍵因素被稱為序參量，在系統演化過程中占主導地位并起決定性作用?；诖?，定義θj=（θj1，θj2，……，θjn）為主導產學研協同創新系統演變的序參量，j表示以上各子系統。假定序參量θj1，θj2，……，θjl1為快弛預變量，其值與子系統的有序程度呈正向關系，而序參量[θjl +1][1]，[θjl +1][2]，……，θjn為慢弛預變量，其值與子系統的有序程度呈反向關系。為了避免在實際過程中可能存在的若干θji值過大或過小等問題，將其取值區間[nji，mji]進行不斷調整，并滿足：

（三）產學研協同創新復合系統序參量指標體系

從本質上來說，產學研協同創新是一種知識生產過程，知識生產過程又包含著知識投入、知識創造和知識運用三個階段，直接決定了知識的轉換效率和技術創新生產的能力?；诖耍疚膶⒘⒆闫髽I、高校和科研機構三個子系統（依據其在協同創新活動中的重要性，本研究分別將以上三個子系統在產學研協同創新復合系統中的權重賦為0.400、0.300和0.300），從知識投入、知識創造和知識運用三個方面構建我國產學研協同創新系統的序參量體系，并考慮實際性和數據的可獲得性，選取了相應的二級指標，使用客觀賦權法中的CRITIC法對各項指標的權重進行確定。

對于企業子系統來說，根據企業子系統參與協同創新的特征，本文選取其知識投入序參量的二級指標為企業從業人員年平均人數和企業R&D經費內部支出，知識創造序參量的二級指標為企業的專利申請授權數，而知識運用序參量的二級指標分別為企業新產品銷售收入和企業主營業務收入。根據CRITIC法，以上各二級指標的權重值分別為0.220、0.176、0.221、0.232和0.151。對于高校子系統來說，高校在產學研協同創新過程中主要承擔著人才培養和知識生產的雙重功能，本文選取高校子系統知識投入序參量的二級指標分別為高校R&D人員全時當量和高校R&D經費內部支出，選取其知識創造序參量二級指標為高校課題數，而高校知識運用序參量二級指標分別選取高校畢業生人數和高校專利申請授權數進行衡量。以上各指標的權重值分別為0.222、0.199、0.202、0.187和0.190。對于科研機構子系統來說，本文所選取的科研機構子系統知識投入序參量的二級指標分別為研發機構R&D人員全時當量和研發機構R&D經費內部支出，選取知識創造序參量的二級指標為研究與開發機構課題申請數，其知識運用序參量的二級指標則為研究與開發機構的專利申請授權數。以上各二級指標的權重值分別為0.150、0.226、0.408和0.216。

（四）區域創新環境變量的選取

區域創新環境的具體衡量指標，在參考白俊紅等（2011）學者研究的基礎上[7]，選取了經濟發展環境、基礎設施環境、對外開放環境、人力資本環境和制度環境五個變量作為衡量影響產學研協同創新的區域創新環境指標。

第一，經濟發展環境。經濟發展較快的地區往往擁有更加雄厚的資金，這有利于產學研協同創新活動的開展?；诖?，本文選取考察期內各省區的人均地區生產總值作為衡量經濟發展環境的指標（gdp）。第二，基礎設施環境?；A設施不僅可以作為創新活動的支撐和保障系統，也可以為從事創新活動的企業提供產業鏈上的支持。因此，本文選取基礎設施環境的衡量指標為各省區每平方千米內長途光纜線路長度（inv）。第三，對外開放環境。地區開放程度越高，越有利于地區創新資源的自由流動和優化配置，地區內的企業、高校和科研機構等創新主體也能夠獲得外部主體的知識溢出。同時外資的進入能夠加劇國內創新活動的競爭，激發產學研協同創新各主體的積極性，本文選取考察期內各省區單位外商投資企業實際投資總額來衡量對外開放環境（fdi）。第四，人力資本環境。由于創新生產作為一項知識密集型活動，大批高素質人才的存在能夠為產學研協同創新活動提供必要的要素支撐，這有利于創新活動的開展。本文選取考察期內各省區研究與試驗發展人員全時當量作為人力資本的考察指標（hum）。第五，制度環境。一個地區的政府與市場關系越清晰、知識產權保護越有效、產權關系越明晰，說明該地區的制度環境越好，這也越有利于激發創新主體的活力和積極性，本文選取單位國有控股工業企業的資產總額來對其進行衡量（mar）。

二、實證結果與討論

（一）產學研協同創新發展情況

在測算之前，本文將采用均值-標準差法對數據進行標準化處理。參考劉志迎和譚敏（2012）的研究[8]，將序變量的上限值和下限值分別取2003—2014年標準化數據最大值和最小值的110%（1），根據式（2），計算得出各子系統序變量的有序度。（2）在此基礎上，根據公式（3）計算企業、高校和科研機構三個子系統的有序度，并以2003年為基期，利用式（4）計算得出我國產學研協同創新系統的有序度。表1報告了2004—2014年我國各省區產學研協同創新的協同度均值。

由表1可以看出，考察期內我國產學研協同度雖然在整體上呈現上升趨勢，但程度較低。各省區的產學研協同創新的協同度差異較大，其中，廣東、遼寧、陜西、山東、江蘇、天津、北京和上海等省市的協同度水平較高，屬于產學研協同創新發展相對較好的地區。但是，河北、山西、福建、黑龍江、甘肅、寧夏、安徽、青海和湖北等省區的產學研協同度較低，呈現為負值，屬于產學研協同創新發展較差的地區，這可能是這些省區的企業子系統、高校子系統和科研機構子系統中至少有一個系統是向無序的方向演進和發展的，因而導致整個系統呈現非協同的狀態。研究還發現，東部地區的產學研協同創新水平高于中西部地區，這種水平差異與我國經濟社會發展的區域差異格局較為吻合。

（二）計量模型估計結果分析

本文采用stata12.0軟件對式（1）所示的面板計量經濟模型進行了估計，表2分別報告了其固定效應模型、隨機效應模型和雙向固定效應模型的估計結果。

由表2可知，區域創新環境變量中，經濟發展環境對產學研協同創新的影響效應顯著為正，這與白俊紅和卞元超（2015）的研究結論較為一致。[9]本文研究發現，基礎設施環境對產學研協同創新的影響效應是不顯著的，這可能是因為考察期內我國基礎設施建設水平較為滯后，特別是長途光纜等仍然無法滿足日益擴大的創新需求，導致了基礎設施環境對產學研協同創新無法產生顯著影響。對外開放環境對產學研協同創新的影響正相關，說明良好的對外開放有利于產學研協同創新活動的開展，外資進入使各主體能夠較為便利地獲得外國的先進技術和資金，而來自于國外資本的競爭也進一步激發了企業、高校和科研機構等各主體開展協同創新的積極性，這都能夠促進產學研協同創新的進行。

值得注意的是，本文研究發現人力資本環境對產學研協同創新的影響亦不顯著，這可能是因為目前我國的人力資本水平較低，高素質的應用性人才長期缺乏，這也導致了我國技術創新活動處于低層次狀態，從而使得人力資本環境無法對產學研協同創新活動產生顯著的促進作用。最后，以地區單位國有控股企業資產總額衡量的制度環境對產學研協同創新的影響顯著為負，說明地區國有企業越發達，越不利于產學研協同創新活動的開展，國有企業往往存在著預算軟約束、組織冗余、裙帶關系復雜、產權模糊、尋租空間大等諸多問題，而且國有企業長期占據了大量的創新資源，這可能會抑制企業、高校和科研機構等主體開展協同創新活動的積極性，從而不利于產學研協同度的提升。

（三）分地區回歸結果分析

為了進一步檢驗區域創新環境對產學研協同創新的地區差異，進而提高研究結果的精確性，本文分別對東、中、西部樣本進行了回歸。限于篇幅，表3僅報告了東、中、西部地區的雙向固定效應模型估計結果。

表3所示的分地區估計結果中，東、中、西部的經濟發展環境對產學研協同創新均具有顯著的正向影響，這與全國估計結果一致。但是，東部地區的基礎設施環境能夠顯著促進產學研協同創新的開展，而中部和西部地區的估計結果仍然是不顯著的。我國東部地區一直以來具有較好的基礎設施配套，針對產學研協同創新的相關服務也較為齊全，這都有利于產學研協同度的提升。就對外開放環境來說，東部地區的估計結果與全國較為一致，即良好的對外開放環境能夠對產學研協同創新產生促進作用，而中部和西部地區的估計結果為不顯著，這可能是因為中部和西部地區在吸引外資方面較為滯后，引進外資的層次和結構也較低，這都無法顯著地促進技術創新活動和產學研協同創新的開展。雖然中部和西部地區的人力資本環境對產學研協同創新的影響仍不顯著，但東部地區憑借其相對豐富的人才資源，形成了較好的人力資本環境，從而對產學研協同創新產生促進作用。最后，與全國估計結果一致，東、中、西部的制度環境對產學研協同創新的影響仍顯著為負，即無論在哪個地區，國有企業及其所產生的一系列負面影響均不利于企業、高校和科研機構的協同創新。

三、結論與建議

本文研究發現，考察期內，結果顯示經濟發展環境對產學研協同創新復合系統協同度的提升均具有正向作用，即良好的經濟發展環境有利于產學研協同創新活動的開展。東部地區憑借其相對完善的基礎設施服務，顯著地促進了產學研協同創新，但全國范圍、中部和西部的回歸結果均不顯著。全國范圍和東部地區的回歸結果發現對外開放環境亦能夠對產學研協同創新產生促進作用，但是由于中、西部地區在吸引外資方面較為滯后，其對外開放環境對產學研協同創新的影響效應是不顯著的。就人力資本環境來說，東部地區的人力資本規模較大，質量較高，有利于產學研協同創新的開展，但全國范圍、中部和西部的回歸結果不顯著。研究結果表明以地區單位國有控股企業資產衡量的制度環境對產學研協同創新的影響顯著為負，即國有資產占比越大，產學研協同創新的制度環境越差，也越不利于產學研協同創新活動的開展?；谝陨涎芯拷Y論，我們認為還需要在以下幾個方面做重點工作。

1.構建相對健全的產學研協同創新系統仍然是今后相當長一段時期工作的重點之一。特別是對落后省區來說，創新驅動戰略是其增強后發優勢、實現趕超的重要路徑，在今后的發展過程中，需要根據自身區域與產業發展的現實需求和能力來落實創新驅動戰略，通過與外部發達地區的創新主體，以及本區域內部主體之間相互協作，鼓勵各主體之間開展形式多樣的協同創新活動，以此構建多元化的產學研協同創新平臺和協同創新中心，不斷激勵各主體之間的協同和配合，增進其互動，促進產學研協同創新度的提高。

2.以科技創新園區建設為依托，促進面向產學研協同創新的基礎設施建設。就當前中國的現實環境來說，推動基礎設施建設逐漸成為各地區“促增長”的重要舉措，特別是在財政分權改革后，以經濟增長為主要指標的地方政府競爭更是進一步強化了地方政府加快基礎設施建設的努力。[10]然而，這種以生產性項目為主的基礎設施建設可能會對產學研協同創新產生“擠出”效應，政府把更多地資金用于基礎設施建設，而非支持產學研協同創新。因此，在今后的工作中，需要不斷完善以產學研協同創新為導向的基礎設施建設，圍繞科技創新園區開展綜合配套服務的優化改革，重點加強通信等基礎設施建設，為產學研協同創新提供良好的外部保障。

3.優化創新型人才培養模式，鼓勵在崗職業技能培訓。一方面，需要不斷優化目前的創新型人才培養模式，緊密結合創新型人才的特點以及協同創新過程中基礎研究、應用研究和綜合研究的不同需求，構建多層次、寬領域的創新型人才培養模式。另一方面，進一步鼓勵和支持在崗職業技能培訓，激勵在崗職工結合自身的工作實際開展不同形式的科技創新活動，培養更多具有職業技能和創新技能的科技人才隊伍。

4.產學研協同創新過程中亦需要科學定位政府與市場的關系。事實上，越來越多的學者也開始認為，政府也是產學研協同創新的重要組成部分。[11]如果政府對于產學研協同創新活動管得過寬、過死，都可能會引發協同創新的市場扭曲。因此，就產學研協同創新中的政府與市場關系來說，仍然需要進一步發揮市場機制在創新資源配置中的決定性作用，在產學研協同創新伙伴選擇、模式設計、成果轉化等不同階段中引入價格、競爭和供求等機制。在此基礎上，發揮政府的服務職能，通過完善稅收、信貸優惠等機制，構建多元化的產學研協同創新政府服務體系，從而也為產學研協同創新活動的開展營造良好的外部環境。

注釋：

（1）根據式（4），測算2004—2014年復合系統的協同度需要以前一年為基期，即2003年。

（2）限于篇幅，這里未直接報告各省區2003—2014年各子系統序變量的有序度，如有需要，請與作者索取。

參考文獻：

[1]王輯慈，等. 創新的空間：企業集群與區域發展[M]. 北京：北京大學出版社，2001.

[2]Cooke P， Morgan K. The Associational Economy Firms， Regions ， and innovation [M].Oxford： Oxford University Press， 1998.

[3]洪銀興. 產學研協同創新的經濟學分析[J]. 經濟科學，2014，（1）：56-64.

[4]孟慶松，韓文秀. 復合系統協調度模型研究[J]. 天津大學學報（自然科學與工程技術版），2000，33（4）： 444-446.

[5]陶長琪，陳文華，林龍輝. 我國產業組織演變協同度的實證分析——以企業融合背景下的我國工廠產業為例[J]. 管理世界，2007，（12）：67-72.

[6]王宏起，徐玉蓮. 科技創新與科技金融協同度模型及其應用研究[J]. 中國軟科學，2012，（6）：129-138.

[7]白俊紅，蔣伏心. 考慮環境因素的區域創新效率研究——基于三階段DEA方法[J]. 財貿經濟，2011，（10）：104-112.

[8]劉志迎，譚敏. 縱向視角下中國技術轉移系統演變的協同度研究——基于復合系統協同度模型的測度[J]. 科學學研究，2012，（4）：534-542.

[9]白俊紅，卞元超. 政府支持是否促進了產學研協同創新[J]. 統計研究，2015，32（11）：43-50.

[10]周德群，王軍偉.公司治理規制創新——基于GHM模型新進展的思考[J]. 理論探討，2013， （3）：82-85.

[11]賀正楚，黃穎琪，吳艷. 戰略性新興產業國際化發展戰略研究[J].湖南財政經濟學院學報，2016，（4）：73-80.

（責任編輯 明 篤）