政府資助對產學研協同創新績效的影響
——來自江蘇省數據

劉一新，張 卓

（南京航空航天大學經濟與管理學院，江蘇南京 211106）

1 研究背景

產學研協同創新是推動創新驅動發展戰略的重要手段和途徑，是企業面對資源環境約束、市場競爭日趨激烈的動蕩環境的必然選擇，是學研機構對接市場需求的重要途徑。國務院于2006 年發布的《國家中長期科學和技術發展規劃綱要（2006—2020年）》指導思想中明確提出要以企業為主體、產學研結合的技術創新體系為突破口；黨的十八大報告中也強調要更加注重協同創新?；谝陨系恼邔?，跨組織、跨學科的產學研協同創新備受學界和產業界的青睞和關注，成為當前創新管理研究的熱門議題和重點對象。在我國，產學研協同創新是在國家意志引導和安排下，企業、大學、研究機構在開放式創新環境中充分發揮各自能力和資源，整合互補性資源，實現各方優勢的互補、促進，協作開展產業技術和科技成果轉化的活動過程，具有整體性、動態性和非線性等特點［1-2］。區域產學研協同創新績效則是產學研協同創新的成果表現［3］。

在創新驅動方式下，政府在引導和推進產學研協同創新發展方向中扮演著重要角色，其支持方式主要表現為政策支持、稅收優惠、政府資助等，為產學研協同創新營造適宜的環境。但關于政府資助的研究卻出現了不同的看法：是杠桿效應還是擠出效應？一種觀點認為政府資助對企業創新具有顯著正向影響作用，如Lee［4］、王俊［5］、王歡芳等［6］、沈鵬遠等［7］；另一種觀點是認為政府資助對企業的創新績效沒有或有負的影響作用，如張中華等［8］、Xiao 等［9］、Cannone 等［10］；還有一種觀點是認為政府資助和企業創新不是簡單的線性關系，如Huang 等［11］、毛其淋等［12］。由此可見，學界對于政府資助在創新過程中的效果還未達成一致意見，其結果是見仁見智。除此以外，本文從已有文獻中還發現，大多數關于政府資助和創新績效的研究主要是集中在企業微觀層面，即從企業的視角探討政府資助對企業創新績效的關系，如楊亭亭等［13］選取我國4 520 家上市公司的大樣本數據、吳俊等［14］采用江蘇省4 833 家戰略新興企業數據分析政府資助與企業創新績效關系。在產學研協同創新過程中，政府雖然承擔著引導者和集成者的角色，但也具有投資者的特征［15］，因此，從政府投資者的視角，基于區域宏觀層面探討政府資助和產學研協同創新績效的關系具有重要意義。

從投資者視角看，政府資助是一種投資決策，其預期效果不僅僅關注經濟收益，更要關注政策環境、區域協同發展情況等無形收益，而產學研協同創新作為實現投資收益的關鍵途徑，其創新成果從一定程度上則是該投資行為有效性的重要度量。本文從政府視角，基于區域層面探討政府資助與區域產學研協同創新績效兩者的關系，通過理論分析和實證研究，著重回答政府資助對區域產學研協同創新是否存在影響、影響的主要路徑如何等問題。

2 文獻綜述與理論分析

關于政府資助和創新績效的研究是當前協同創新研究的熱點之一。對于兩者間的關系，現有研究主要有以下3 種觀點：第一類觀點認為政府資助是企業研發投入的補充，對企業的創新績效有促進作用，如，尚洪濤等［16］選取我國148 家醫藥行業的上市公司數據建立脈沖響應函數模型，發現政府資助與企業研發投入是相互促進、相互作用的關系，且政府資助正向影響企業的創新績效，但在不同性質的企業中存在1～3 期的滯后期；王遂昆等［17］的研究結果表明，我國的政府創新補貼對中小企業的研發創新有正向積極作用，且促進作用大于對國有企業的影響；Guo 等［18］研究發現對于我國的中小技術企業而言，政府資助對企業技術化和社會化的創新成果有顯著的積極影響。

第二類觀點認為政府資助和企業創新績效間沒有或有負向作用，如，王一卉［19］采用2005—2007年間我國工業行業中高技術企業為研究對象，發現政府資助對國有企業的創新績效具有負向作用，且對缺乏經驗的企業而言，政府資助在研發投入和企業創新績效間具有負向調節作用；Brander 等［20］通過對加拿大接受和未接受過政府資助的風險投資企業的數據進行對比研究，發現受資助的企業在創新績效方面并沒有顯著的提升；Acemoglu 等［21］通過對美國企業數據的收集和實證研究發現，政府資助對企業創新成果存在一定的擠出效應。

第三類觀點認為政府資助和企業創新績效間不是簡單的線性關系，如，Huang 等［11］通過對我國工業企業研究認為小規模的政府資助對企業的創新績效具有負向影響，而大規模的政府資助卻能正向影響企業的創新績效，由此認為政府資助與創新效率間存在“U”型關系；毛其淋等［12］認為政府資助和企業新產品創新之間存在適度區間，即高額度的政府資助由于延長了企業新產品的創新持續時間而對其產生抑制作用，需通過設定合理的資助強度區間才能有效激勵企業新產品創新。

通過以上分析可以看出，政府資助與企業創新的關系是復雜的、不一致的，現有文獻主要是從企業微觀層面對兩者的關系展開討論研究；盡管如此，有學者認為關于兩者關系在區域層面的研究也不可忽視，如Huang 等［11］的研究為本文的研究提供了重要參考依據。本文將借鑒企業視角的研究成果，從政府視角展開政府資助與區域產學研協同創新的討論。

我國的政府資助包括對企業、高等院校和科研機構的資助，其中對企業的直接資助率最低，僅為4.6%左右，對科研機構的資助比例最高，且政府資助對企業和高校的研發投入均有杠桿效應，然而對科研機構卻存在擠出效應［22］。聶鳴等［23］的研究結果表明我國的政府資助對區域的研發產出有顯著的正向影響，且對科研機構的資助力度最大，說明區域依然是研究機構主導型的創新活動。羅楷晶等［24］對美國政府資金在產學研協同創新中的應用研究中發現，政府資金主要用于兩個方面，一方面是產學研協同項目的研究，另一方面是人才培養，為產學研協同創新提供高層次、可持續的人才和智力支撐。Hsu 等［25］研究認為政府研發經費的占比正向影響產學研合作績效。高松等［26］研究發現政府資助對處于不同生命周期階段的上海市企業均有正向效用，有助于企業綜合能力的提升。政府資助激勵企業聯合高校和研究機構開展長期的研發活動，實現漸進性創新，且根據胡雯等［27］關于產學研協同創新的生命周期理論，即產學研協同創新過程需要經歷孕育階段、合作階段、協同階段和衰退階段，隨著各階段信任、契約、責任和義務的建立和逐步深入，協同程度逐層遞進，這種跨組織、跨部門的資源整合有助于組織隱性知識的獲取，進而促進突破性創新績效的提升［28］，增強區域創新能力，提高區域產學研協同創新績效。鑒于政府資助與企業創新績效的促進效應，在產學研協同創新過程中，前期的資金投入更多屬于基礎投入，協同創新績效比較低；隨著后續投入的增加，前期基礎研究的滯后效應凸顯，創新績效則不斷提升?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O：

H：政府資助對區域產學研協同創新績效具有顯著的正向影響。

3 回歸分析

3.1 模型構建

本文采用的數據樣本是2006—2016 年江蘇省的有關數據。之所以選取江蘇省數據，主要考慮到江蘇省在《中國區域創新能力評價報告》中的區域創新能力連續多年均排在前列，且在我國的高等教育中屬于教育強省，在產學研協同發展中具有代表性。以2006 為起始年份，主要是考慮到《國家中長期科學和技術發展規劃綱要（2006—2020 年）》文件的發布時間。

基于政府資助對區域產學研協同創新績效的影響，本文建立拓展的柯布-道格拉斯（C-D）函數模型——知識生產函數模型，如式（1）：

對式（1）兩邊取對數，得以下回歸方程：

區域產學研協同創新是基于開放式創新的前提，區域的開放程度代表政府政策對開放的態度，因此本文引入區域開放度變量檢驗區域開放度對政府資助效果的影響，在式（2）中加入交互項，得到回歸方程如下：

3.2 變量構造

通過上文的分析，本文對相關變量做如下設定：

（2）產學研研發人員數量(L)用高校、研究機構和企業參與研發活動的人員全時當量之和來表征。鑒于創新過程中知識的流動性和交互性，以及區域企業的復雜性和數據的可得性，本文以高技術產業研發人員代表企業研發人員，而且高技術產業具有知識和技術密集性，有一定的代表性。

（3）關于產學研的研發資本(K)，結合刁麗琳等［29］的觀點，該指標用江蘇省高等學校和研發機構科技經費籌集中的企業資金之和來表征。

（4）政府資助（Gov）采用研發內部支出中的政府資金，參照吳延兵［30］的觀點，采用永續盤存法進行核算，具體計算公式如下：

為折舊率，依然采用白俊紅［31］的觀點取15%。

基期資本存量用下式進行估計：

3.3 數據獲取

本文所使用的原始數據來源于《中國科技統計年鑒》《中國統計年鑒》和國家知識產權局專利檢索網站。其中，新產品銷售收入、區域創新開放度、高校和研究機構研發人員數來源于《中國科技統計年鑒》。為保持統計指標的一致性，高技術產業亦采用《中國科技統計年鑒》數據。產學研聯合專利數來源于國家知識產權局專利檢索平臺的數據庫，鑒于研究內容和數據的可得性，本文選擇江蘇省一本院校產學研聯合專利數量，在專利檢索平臺分別以高校名稱作為申請（專利）人進行逐個檢索，在檢索結果中刪除專利權為獨立單位的數據得到聯合專利數量，再根據申請日手工整理出各年份數據。本研究所使用的變量及其定義見表1 所示，其描述性統計見表2 所示。

表1 變量及定義

表2 變量的描述性統計結果

4 實證分析

4.1 平穩性檢驗

鑒于本文采用數據的時間跨度不大，可能存在偽回歸現象，因此需先對模型中的變量數據進行平穩性檢驗。本文應用較為常用的赤池信息量準則（AIC）做ADF 檢驗。從表3 中可以看出，各變量在原水平下均是非平穩的，其中Lninno2和LnL的一階差分是平穩的，Lninno1、LnK和LnGov 的二階差分是平穩。

表3 變量的單位根檢驗結果

4.2 經驗估計結果

本文運用最小二乘法將兩個被解釋變量（Lninno1和Lninno2）分別對各解釋變量（L nL、LnK、LnGov）進行回歸，結果根據最大可決系數原則選擇Lninno1關于LnL的回歸、Lninno2關于LnGov 的回歸作為初始模型，分別見式（6）和式（7）：

從表4 中可以看出，初始模型1a中LnL對Lninno1的影響最大，參數通過了1%的顯著水平檢驗，說明產學研協同創新的人員數量對產學研聯合專利數量有較大的正向影響；模型1b加入變量LnK后的不僅沒增加反而減小，且對應的參數在10%的水平下也不顯著，因此，LnK不適合放入模型；模型1c增加LnGov 后的由原來的0.880 1 增加至0.904 9，有明顯增加，其對應參數為負，說明政府資助對產學研聯合專利的數量有負向影響，但影響不顯著；模型1d加入區域開放程度與政府資助的交互項，由原來的0.880 1 顯著增加到0.968 7，且參數在1%的顯著水平下顯著，說明該交互項應該放入模型，此外，交互項的參數大于0，說明區域開放度與政府資助存在正向交互作用。

表4 實證以專利為被解釋變量的逐步回歸結果

從表5 中可以看出，初始模型2a是以Lninno2關于LnGov 的回歸模型，參數大于0 且在1%的顯著水平下顯著，R2為0.920 2，充分說明政府資助對新產品銷售收入有較大的正向影響；模型2b和2c分別增加LnL和LnK后均有所增加，其中模型2c增加幅度稍大，但是其對應的參數均未通過10%的顯著性檢驗，因此不適宜放入模型，而模型2d增加區域開放度與政府資助的交互項后R2和均有較大幅度的增加，且LnGov 和交互項分別通過1%、5%的顯著性檢驗，交互項的參數大于0，說明區域開放度與政府資助具有顯著的正向交互作用。

表5 實證以新產品銷售收入為被解釋變量的逐步回歸結果

5 研究結論與啟示

5.1 研究結論

（1）對于不同的產學研協同創新績效測量指標，政府資助的影響效果不同。本文結合產學研聯合專利數量和新產品銷售收入兩個指標進行表征，其中政府資助對專利數量存在負向影響（λ=-0.740），但并不顯著；而對新產品銷售收入有顯著的正向影響（λ=0.881，P<0.01）。原因可能是產學研聯合專利無論是在專利的前期研發過程還是專利的申請授權過程均有一定的時間滯后期，使得投入的政府資助不能及時改善績效，但是專利一旦被授權，它將為創新績效帶來持續的效果，因此可以視為區域長期績效產出；新產品銷售收入是基于專利等科技成果通過商業化轉化而帶來的收入，能較好地展現外部性特征，具有當期效果，政府資助的增加對其效果具有明顯的正向刺激作用，可以視為區域短期績效。因此，不適合僅從某一方面來表征產學研協同創新績效，否則很容易得出片面的結果。

（2）在產學研協同創新的表征指標中，產學研人員數量對產學研聯合專利指標的影響最大，而政府資助對新產品銷售收入影響最大。原因可能是專利（尤其是發明專利）屬于重大技術創新的突破，不僅集合了多學科、多專業，還需要投入大量的研發人員等智力資本，這也正是當前創新環境下我國各地區陸續出臺人才引進政策而引發“搶人大戰”的原因。

（3）區域開放度與政府資助對產學研協同創新績效有顯著的正向交互作用，且對專利數量的影響（γ=1.232）大于對新產品銷售收入的影響（γ=0.745）。區域開放度是政府為產學研協同創新實施營造的外部環境，能夠促進區域的市場交流，對專利數量的影響程度較大，主要是體現在創新環境的營造和政策引導有助于長期持續創新。

5.2 管理啟示

結合上述分析過程和研究結論，本文對區域產學研協同創新管理提出以下對策建議：

（1）加大政府對產學研協同創新的資助力度。無論從短期績效（即新產品銷售收入）還是長期績效（即專利數量），增加政府資助都是必要的。一方面，政府資助是對高校、研究機構和企業的資金支持；另一方面，政府資助既是政府對產學研協同創新的態度傾向，也是對創新戰略實施過程的實質支持。政府資助在不同時期應關注對基礎研究和應用開發資助的有效比例。

（2）增加區域開放度。產學研協同創新是基于開放式創新的前提，區域的開放程度代表了該區域內協同創新的活躍程度。開放程度越高，區域創新的活躍度越高［29］，越有利于產學研的交互，尤其是有助于企業的參與。在一定程度上，企業主動參與協同創新有利于隱性知識的獲取與交流，從而實現突破性創新能力的提升［32］，保持企業的持續競爭優勢，進而實現區域產學研協同創新績效的持續提升。

（3）產學研各方要繼續補充產學研人員數量，為產學研協同創新提供智力資本支持，尤其是以專利為表征的產學研協同創新結果顯示，產學研人員數量是影響產學研聯合專利數量的主要因素，即是影響產學研協同創新績效的長期效果的主要因素。產學研人員數量的增加，意味著產學研智力資本的增加，而智力資本是協同創新知識本質的主要體現，是能夠提升區域創新能力的主要貢獻者［33］。

5.3 研究展望

本研究以江蘇省有關數據為研究對象，而且鑒于企業數據的可得性，選擇了江蘇省高技術產業的數據，具有一定的區域性和產業特征；此外，鑒于我國協同創新起步較晚，本文根據《國家中長期科學和技術發展規劃綱要（2006—2020 年）》，選取的數據時間以2006 年為基期年，共11 年的數據，這在計量經濟學的研究中樣本量偏小，但結果具有一定的可參考性。而從研究視角看，本文僅考慮政府資助這一因素，而區域產學研協同創新績效的影響因素是多樣的（如知識的交互、吸收能力等），在特定的環境中（如環境的競爭性和動蕩性等）進行詳細研究的結果將更可靠；從研究深度看，本文僅對產學研聯合專利（基礎研究）、新產品銷售收入（應用開發）這兩方面的協同創新績效分別進行了研究，但對兩者的有效結構尚未進行探索，這也將是下一步的研究方向。