組織模式協同是否影響研究機構創新產出

項 誠，毛世平

(中國農業科學院農業經濟與發展研究所,北京 100081)

0 引言

近年來，我國科技政策突出了通過組織模式創新，加強了產學研深度融合，以促進科技資源整合集聚，實現重大科技創新。2011年胡錦濤首次從國家戰略高度提出協同創新， “鼓勵高校同科研機構、企業開展深度合作，建立協同創新的戰略聯盟，促進資源共享，聯合開展重大科研項目攻關，在關鍵領域取得實質性成果，努力為建設創新型國家做出積極貢獻”。隨后，教育部和財政部正式啟動 “2011計劃”，支持建立一批協同創新中心，重點突破科學前沿、文化、行業產業、區域發展中的關鍵性問題。2014年底，農業部和中國農業科學院牽頭成立了國家農業科技創新聯盟，意在通過創新研究部門組織模式，凝聚全國優勢農業科技力量，集合核心農業科技資源，推動政產學研用緊密結合，解決農業科技大攻關。

在探討地區整體創新能力和企業創新績效的影響因素方面，以往研究對創新組織模式的作用進行了深入分析。例如，余永澤和張先軫基于我國29個省 (自治區、直轄市)的宏觀統計數據，分析了以自主研發為主的內源式創新模式和以技術引進為基礎的創新模式適宜性條件及對區域全要素生產率提升的影響[1]。白俊紅和呂曉紅利用中國分地區工業企業面板數據，實證檢驗了自主研發、協同創新與外資引進三種研發投入模式對技術導向和市場導向技術創新的影響[2]。徐維祥等以浙江省16個創新集群內448家企業作為研究對象，驗證了協同創新網絡對企業創新績效存在正向關聯作用[3]。

在針對研究機構的創新能力方面，現有研究考察了參與協同創新活動的研究機構創新產出的影響因素。例如，史烽等選用2006—2014年我國31個省級地區的大學-企業協同創新活動的數據，研究發現橫向、縱向的技術距離對大學-企業協同創新活動均有顯著的促進作用[4]；陳光華等以廣東省省部產學研合作專項為例，發現團隊規模與專利、論文和新產品之間呈倒U型關系，經費規模與專利之間存在規模經濟效應[5]。但這兩項研究均以參與協同創新活動的研究機構為研究對象，未囊括未參與協同創新的研究機構，尚無法得知參與協同創新對研究機構創新產出的具體影響。

現有研究給我們帶來很大啟示，但多以協同創新主要參與主體為研究對象，鮮有實證分析探討研究機構參與協同創新對其科技產出的具體影響。那么，我國農業科研院所創新組織模式現狀如何？在當前農業科技協同創新的政策驅動下，農業科研院所是否加強了與其他機構在研究部門組織模式上的合作？參與協同創新對我國農業科研院所創新產出有何具體影響？這些問題的回答對優化我國農業科研院所創新組織模式與提高機構科研資源投入的產出效率有著重要的政策和現實意義。本文試圖利用我國農業科研院所微觀數據，摸清我國農業科研院所創新組織模式現狀，分析參與協同創新對農業科研院所創新產出的具體影響，為未來優化我國科研機構創新組織模式的政策制定提供實證依據。

1 研究方法

1.1 創新產出影響因素實證模型構建

本文將農業科研院所組織模式分為獨立創新與協同創新。從定義上看二者區別在于是否存在與其他機構合辦研究部門的情況。基于數據所限，現有關于研究機構協同創新的實證研究多依據創新產出成果的標注單位數或經費收入中外來資金情況來表征協同。例如，Acedo 等[6]、Jeong等[7]和Raan[8]利用發表的學術論文作者信息來判斷研究人員間的合作模式；史烽等選用大學與企業聯合發表的專利授權量作為大學-企業協同創新活動產出的指標[4]；袁杰和陳華志以各地區高等學校科研經費籌集額中的企業資金來衡量產學研合作程度[9]。從這一意義上來講，本文利用農業科研院所微觀數據中涉及的研究部門組織模式來表征協同是一大創新。

本文基于新增長理論的知識生產函數構建農業科研院所創新產出影響因素的實證模型，該理論強調知識的非競爭性和累積性，認為創新主體通過研究與發展投入可以生產出新知識，知識積累形成知識存量，知識存量又推動了技術創新，從而驅動經濟增長[10-11]。Romer首次提出要將知識生產從一般生產部門中分離出來，認為知識的生產過程與一般產品不同，除了研發勞動力，以往積累的知識資本也應是知識生產的要素之一[11-12]。基于此，Jones提出了如下形式的知識生產函數[13]：

(1)

考察參與協同創新對農業科研院所創新產出的具體影響是本文的一個主要任務。由于機構參與協同創新和當年創新產出之間可能相互影響，無法直接估計當年參與協同創新對同期創新產出的實際影響。考慮到我們可獲得的數據僅包含農業科研院所在2009年、2012年和2015年的創新組織模式，我們使用機構滯后三年的創新組織模式代替當期創新模式變量，以減少后者與當年創新產出間可能存在的內生性。基于此并借鑒嚴成樑等[10]的研究，本文構建如下形式的知識生產函數：

β6×Policyit+β7×Intensityit+β8×Yeart+γ+β9×Di+εit

(2)

其中，模型的被解釋變量Knowledgeit為科研院所i在第t年 (t=2012和2015)的創新產出。模型的關鍵解釋變量Cooperi，t-3為科研院所i在第t-3年 (t=2009和2012)的創新模式;如果第t-3年該院所與國外研究機構、高校、其他獨立研究機構或企業等機構合辦研究部門，該值為1，否則為0。Lit為科研院所i在第t年研究與發展人員投入，分別用研究與發展人員數和研究與發展人員折合全時工作量來表示。Rit為科研院所扣除人員費用之后的研發經費，并按消費者價格指數進行平減。Knowledgeit為知識存量，以科研院所學術出版物和發明專利等創新產出的存量來表示。Labit反映創新基礎平臺，如果當年院所內設國家 (重點/工程)實驗室或國家工程 (研究/技術研究)中心，該值為1，否則為0。Intensityit表示各省研究與發展經費投入強度 (即研究與發展經費投入占GDP總量的百分比)來表示。向量X表示層級、法人性質等其他控制變量。Di為農業科研院所個體虛擬變量，用來控制其他不隨時間改變的個體固定效應。

借鑒以往研究，本文從學術出版物和專利兩方面來測度農業科研院所的創新產出。在我國一項發明專利從申請、受理到最后獲得授權要經過相當一段時間，因此在針對區域或企業創新能力的研究中，使用發明專利申請數量來表示新生產的知識是比較通行的做法[2，10，16]。在針對研究機構創新能力的研究中，袁杰和陳華志使用各地區SCI、EI、ISTP期刊論文篇數代表地區高校的競爭力[9]；陳光華等使用專利申請數量和論文發表數量作為合作研發項目的產出指標[5]。為此，本文根據數據特點，使用國內發表科技論文數量、國外發表科技論文數量、出版科技著作數量和發明專利申請數量四個指標測度農業科研院所的創新產出。

1.2 知識存量測算

目前基于新增長理論的知識生產函數主要采用永續盤存法估算知識存量[10-11]，本文采用這種方法測算學術出版物的存量，具體為：

Knowledgei,t+3= (1-d)×Knowledgeit+

Pit,t=2006,2009,2012

(3)

Knowledgei,2006=Pi,2006/ (d+gi)

(4)

其中，Pit為第i個農業科研院所第t年新發表的學術論文和論著，也稱為學術出版物流量。d為知識存量的折舊率，本文根據以往研究經驗將其設為10%和15%，確定學術出版物存量核算可能的區間[11]。gi本應為第i個農業科研院所在2006年、2009年、2012年和2015年學術出版物流量每三年增長率的平均值，但由于僅有科研院所四年的創新產出數據，部分院所產出數據波動較大，導致學術出版物存量出現了負值，故這里統一使用2006年、2009年、2012年和2015年第i個農業科研院所所屬省份和層級 (國家級、省級和地市級)的學術出版物流量每三年增長率的平均值來代替。

根據數據特點，我們使用機構擁有有效發明專利總數來衡量發明專利存量。盡管同樣嘗試使用了永續盤存法估算發明專利總數，但由于我們僅有4年的農業科研院所數據，且部分科研院所在有些年份發明專利申請量極少甚至為零，導致這樣計算的發明專利存量出現大量負值。因此，我們采用調查表中 “擁有有效發明專利總數”減去 “本年發明專利授權數”得到各院所歷年發明專利存量數據。Jeong等在研究中就以研究人員之前發表的SCI期刊論文總數作為其學術能力的代理變量[7]。

2 數據來源及樣本基本情況

2.1 數據來源

本文所用數據來自科技部2006年、2009年、2012年和2015年農業行業 《科學研究與技術開發機構調查表》，該調查囊括全國地市級以上 (含地市級)農業部門所屬全部科研機構。本文僅涉及其中有明確研究方向、穩定學術梯隊且在國內外具備一定學術影響力的研究機構。由于每年調查囊括的農業科研院所樣本略有變化，最終我們獲得的是4年非平衡面板數據。知識存量測算結果易受科研院所創新產出極值的影響，為了減少部分科研院所在個別年份可能存在的產出極值影響，本文僅使用追蹤3年以上的413個農業科研院所樣本。其中，332個農業科研機構包含在2006年、2009年、2012年和2015年每年的調查中，81個機構僅涉及其中3年調查。如表1所示，樣本中大部分為省級和地市級機構，國家級科研機構僅55個，且地市級科研機構樣本數量呈明顯增加趨勢。

表1 農業科研院所樣本機構

調查內容包括機構基本概況、研究與發展人員與經費支出、科技產出、重點發展學科等信息。需要說明的是，我們可獲取的數據僅包含2009年、2012年和2015年機構的重點發展學科信息。本文在討論研究機構的創新組織模式時使用重點發展學科信息中涉及的研究部門組成形式來衡量，即是否存在與其他機構合辦研究部門的情況。這里的合辦研究部門是指組織模式上與其他單位有明確合作契約安排的研究部門。

2.2 研究與發展投入與產出

學術出版物和專利是農業科研院所創新產出的主要表現形式。如表2所示，2006年、2009年、2012年和2015年期間，所有涉及的農業科研院所均有科技論文產出，86%的科研院所申請了專利，78%的院所申請了發明專利，80%的科研院所獲得專利授權且有效發明專利總數大于0，但僅有42%的科研院所獲得植物新品種權。這也表明，本文使用學術出版物數量和發明專利申請數量兩個指標測度農業科研院所的創新產出是合理的。

表2 2006—2015年農業科研院所科技產出大于0的樣本情況

2006—2015年我國農業科研院所研究與發展投入快速增長，其中研究與發展經費增長更為顯著，國家級院所在研究與發展資源占有上具有絕對優勢。如表3所示，平均每個農業科研院所研究與發展人員數從2006年的63人增至2015年的93人，增長48%；扣除人員費用的研究與發展經費內部支出則從2006年的422元增至2015年的1085元，增長1.6倍。國家級農業科研院所擁有最多的研究與發展資源，平均每個國家級院所擁有162個研究與發展人員，是省級和地市級機構的兩倍多；2006—2015年期間平均每個國家級院所的研究與發展經費內部支出2127元，是同期省級機構的近3倍，是地市級機構的近8倍。

2006—2015年全國農業科研院所國外發表科技論文數量和專利申請數量迅猛增長。如表3所示，平均每個農業科院院所國外發表科技論文數量從2006年1.9篇增至2015年的11.8篇，增長5倍；專利申請數量從2006年的2個增至2015年的14.7個，增長6倍；而同期國內發表科技論文數量和科技著作數量僅分別增長5%和13%。這可能與近年來科研評價體系越來越重視SCI期刊論文發表有關。國家級農業科研院所在所有類型的科技產出上均具有顯著的數量優勢，尤其在國外發表科技論文和專利申請方面。

表3 2006—2015年農業科研院所研究與發展投入與科技產出情況

注：*不含人員費，下同。

2.3 創新組織模式

我國農業科研院所與其他機構合辦研究部門的比例較高，且主要表現在與國內其他獨立研究機構的協同創新方面。如表4所示，近1/3的農業科研院所存在與其他機構合辦研究部門的情況，且有大約1/5的農業科研院所與國內其他獨立研究機構合作成立研究部門，與企業及境外機構協同創新的比例不足10%。從時間趨勢來看，近年來我國農業科研院所加強了與國內其他獨立研究機構的協同創新，2009年20%的院所存在與國內其他獨立研究機構合辦研究部門的情況，該比例在2015年升至23%，而與境外機構、國內高校、企業等協同創新比例未見增加。

表4 2009—2015年農業科研院所與其他機構合辦研究部門的情況 (單位：%)

總體來看，與采取獨立模式的農業科研院所相比，參與協同創新的院所在各項創新產出方面均具有顯著優勢。如表5所示，2009年、2012年和2015年期間平均每個參與協同創新的農業科研院所年產88篇學術出版物，而未參與協同的院所平均每年學術出版物總數為47篇，顯著比前者少。平均每個參與協同創新的院所每年申請發明專利10個，而采取獨立模式的院所年申請量僅5個。即使按與境外機構協同、與國內高校協同、與國內獨立研究機構協同和與企業協同等不同協同創新模式，采取獨立創新的農業科研院所在各項產出上也具有顯著劣勢。

表5 2009—2015年獨立與合辦農業科研院所科技產出情況

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著，括號內為t值絕對值，下同。

2.4 知識存量測算結果

根據前面介紹的知識存量測算方法，我們計算了2006年、2009年、2012年和2015年農業科研院所學術出版物存量和發明專利存量，其統計結果呈現在表6中。學術出版物存量和發明專利存量均呈顯著增加趨勢，2006—2015年前者增加了44%～48%，后者增加了近9倍。從不同層級來看，國家級農業科研院所的創新產出存量仍占據絕對優勢，平均每個國家級院所學術出版物存量為 332～391篇，發明專利存量為21個，為省級和地市級機構的兩倍以上。

表6 2006—2015年農業科研院所知識存量

3 農業科研院所創新產出影響因素的實證分析

盡管在上述描述性統計結果中我們發現，與采取獨立模式的農業科研院所相比，參與協同創新的院所在各項創新產出方面均具有顯著優勢，但農業科研院所科技產出還受其他因素影響，因此需要構建計量經濟模型，利用多元回歸分析方法來揭示農業科研院所創新模式對其科技產出的具體影響。由于農業科研院所的不可觀測因素可能同時對其學術出版物產出數量和專利申請數量產生影響，我們采用似不相關回歸模型估計方程 (2)。表7列出了模型 (2)中使用變量的統計描述。表8列出了兩種知識存量折舊率 (10%和15%)和兩種人員投入 (研究與發展人員數和研究與發展人員折合全時工作量)下的估計結果。模型估計結果顯示，方程 (2)表現出良好的穩定性和一致性，表8 (1)～ (4)列的估計系數大小和方向基本一致。

估計結果表明，農業科研院所參與協同創新對其國外發表科技論文和申請發明專利有顯著促進作用，但對其出版學術著作無顯著影響，對其國內發表科技論文有顯著負影響。如表8所示，當因變量為國外發表科技論文數量時，滯后3年的協同創新模式變量系數分別為2.03、2.04和2.05，且在1%的統計水平上顯著，表明3年前與其他機構合辦研究部門將使農業科研院所國外發表科技論文數顯著增加近7倍。當因變量為發明專利申請數時，滯后3年的創新模式變量系數同樣顯著為正，表明3年前與其他機構合辦研究部門將使農業科研院所發明專利申請受理數顯著增加2倍。當因變量為科技出版物數量時，滯后3年的創新模式變量估計系數為負，但統計上不顯著，表明3年前與其他機構在組織模式上的合作并未顯著影響其學術著作出版。而當因變量為國內發表科技論文數量時，滯后3年的創新模式變量估計系數顯著為負，表明3年前與其他機構在組織模式上的合作對其發表中文科技論文有阻礙作用。這可能的解釋是研究機構參與協同創新有利于提升自身科研水平，從而將研究與發展資源轉向了更高質量的科技產出。

表7 變量統計描述

知識積累顯著影響農業科研院所創新產出。如表8所示，當因變量為發明專利申請數時，學術出版物存量的估計系數分別為1.14、1.15，發明專利存量的估計系數為0.19,且均在1%的統計水平上顯著，表明在學術出版物和發明專利方面的積累均對農業科研院所申請發明專利有顯著促進作用。當因變量為國內外科技論文發表數量時，發明專利存量的估計系數顯著為正，但學術出版物存量估計系數統計上不顯著，表明農業科研院所在發明專利上的積累對其發表國內外期刊論文有顯著促進作用，但在學術出版物上的積累對其科技論文發表無顯著影響。當因變量為科技著作數量時，學術出版物存量和發明專利存量的估計系數統計上均不顯著，表明學術上的積累并未對農業科研院所出版科技著作有顯著促進作用。

當期投入對我國農業科研院所創新產出的影響作用并不明顯。如表8所示，當因變量為科技著作數量時，當期投入變量中研究與發展人員和研究與發展經費支出的估計系數均為正，但僅前者統計上顯著，表明農業科研院所當期研究與發展人員投入對當期出版科技著作有顯著促進作用，但當期經費投入對其科技著作出版無顯著影響。當因變量為發明專利申請數時，當期投入變量中僅研究與發展人員數估計系數為正且在統計上顯著，表明農業科研院所當期研究與發展人員數量對其當期專利申請有顯著促進作用，但當期研究與發展人員全時當量和當期經費投入對其當期專利申請無顯著影響。當因變量為國內外科技論文發表數量時，所有當期投入變量均不顯著，表明農業科研院所當期研究與發展投入未顯著影響其科技論文發表。

模型估計結果同時表明創新平臺對農業科研院所國外科技論文發表有顯著促進作用。如表8所示，當因變量為國外發表科技論文數量時，Lab系數為1.8，且在5%的統計水平上顯著，國家級和省級院所的估計系數也顯著為正。這表明在其他變量保持不變的情況下，如果機構內設國家實驗室或國家工程中心，其國外發表科技論文數量增加180%，同時國家級和省級機構在國外科技論文發表方面具有顯著優勢。但當因變量為國內科技論文數量、科技著作出版數量和發明專利申請數時，國家實驗室或國家工程中心、國家級和省級機構等因素并未表現出顯著的促進作用。

表8 農業科研院所科技產出的影響因素分析：基于似不相關回歸的估計

4 結論與啟示

本文利用我國農業科研院所微觀數據，探討農業科研院所創新組織模式現狀，同時基于新增長理論的知識生產函數構建農業科研院所創新產出影響因素的實證模型，考察參與協同創新對農業科研院所創新產出的具體影響。描述性統計結果顯示，農業科研院所與其他機構合辦研究部門的比例較高，參與協同創新的院所在各項創新產出方面均具有顯著優勢。多元回歸分析結果進一步驗證了農業科研院所參與協同創新對其國外發表科技論文和申請發明專利有顯著促進作用，若3年前與其他機構合辦研究部門將使其國外發表科技論文數顯著增加7倍，發明專利申請受理數顯著增加2倍，但并未顯著影響其學術著作出版，且對其國內發表科技論文有顯著負影響。另外，研究也發現，知識積累顯著影響農業科研院所創新產出，而當期投入對農業科研院所創新產出的影響作用并不明顯，創新平臺對農業科研院所國外科技論文發表有顯著促進作用。

本文研究結論具有以下兩點重要啟示：

一是研究發現科研院所參與協同創新有利于提升自身科研水平，從而將研究與發展資源轉向了更高質量的科技產出。政府應繼續支持組織模式創新，推進協同平臺建設，支持鼓勵有能力的農業科研院所參與協同創新，促進科技資源整合集聚，實現重大科技創新。二是研究發現機構參與協同創新、創新平臺均會顯著促進其發表外文科技論文而非中文科技論文，這一方面可能與我國當前科研評價體系越來越重視SCI期刊論文發表有關，另一方面也說明國內期刊質量參差不齊，缺乏國際影響力。因此，有必要健全國內期刊質量控制體系，認真把好出版導向和內容質量關，同時加強管理運營，努力建設一批有國際學術影響力和市場競爭力的優秀期刊。