產學合作對粵港澳大灣區高校雙元知識產出增長的影響

胡欣悅，蘇煒晴，湯勇力

(暨南大學 管理學院，廣東 廣州 510632)

0 引言

創新型國家建設要求大學同時具有探索基礎前沿和開發原始創新的雙元能力，學術研究和創新研發兩種不同的知識創造行為通過組合與共存方式，構成高校的雙元產出活動[1,2]。在創新驅動發展戰略推動下，粵港澳大灣區高校通過多元化渠道參與產學知識互動，這對高校提升雙元知識產出能力和促進粵港澳大灣區協同創新都具有重要作用。2019年《粵港澳大灣區發展規劃綱要》明確指出，產學研合作是實現粵港澳大灣區協同創新的重要舉措。由此可見，高校作為知識創新體系中的骨干力量和產學合作的重要參與者，在打造粵港澳大灣區國際科技創新中心的過程中承擔著重要的支撐作用。在此背景下，灣區高校如何通過產學合作促進雙元知識產出增長以發揮科技創新的引擎作用，成為粵港澳大灣區創新體系建設中的關鍵問題。

產學合作作為校企雙方通過資源互補和知識交流提升績效的合作方式，近年來受到學者們的廣泛關注。目前有許多學者針對產學合作與雙元產出關系開展了諸多研究，但大多從產方角度進行探討。如梁杰等[3]研究發現，企業與科研伙伴合作對雙元創新績效的影響具有差異性，其中，突破性創新為正向影響，漸進式創新為負向影響；吳楠等[4]從網絡角度探討外部知識獲取對企業雙元創新的影響，發現與學研機構、供應商和競爭者的聯盟式知識獲取對雙元創新具有顯著正向影響。上述研究聚焦于產方視角，對學方的關注不夠，僅有少數學者單獨探討了產學合作分別對學術研究產出和創新研究產出的影響[5-6]，但未同時考慮上述兩種知識創新活動，忽略了高校知識創造活動具有的雙元特征。其次，現有研究大多從靜態視角探討產學合作對雙元知識產出的影響，忽略了雙元知識產出的時間效應，缺乏對雙元知識產出增長軌跡的探討。

根據區域創新系統理論，區域創新環境會影響產學合作關系建立[7]，其中，良好的制度環境有助于提高創新主體參與產學合作的積極性，進而實現知識產出績效提升[8,9]。對于具有“一個國家、兩種制度、三個關稅區、三種法律體系”特殊制度環境的粵港澳大灣區而言[10]，制度環境差異可能會導致灣區高校在建立產學合作關系上有不同表現，進而影響雙元知識產出增長。因此，對于粵港澳大灣區創新系統而言，有必要引入制度環境因素探討產學合作對高校雙元知識產出增長的影響，但目前關注此問題的研究甚少。

為彌補現有研究不足，本文以粵港澳大灣區高校為研究對象，基于動態視角探討產學合作對雙元知識產出增長軌跡的影響。具體而言，本文首先從理論層面提出高校雙元知識產出概念，從組織雙元能力視角將雙元知識產出區分為創新研發產出和學術研究產出；其次，本文結合67所粵港澳大灣區高校2011-2020年的縱向數據，運用隨機系數模型(RCM)實證檢驗高校雙元知識活動產出效率增長趨勢、產學合作對高校雙元知識產出增長的影響以及制度環境的調節作用。通過深入分析產學合作與雙元知識產出增長關系，以期為高校提升雙元知識產出能力和績效、完善產學研協同創新政策和建設粵港澳大灣區創新體系提供政策建議與決策參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 高校雙元知識產出增長與制度環境

根據組織雙元能力理論，組織雙元能力可以劃分為探索能力和開發能力。開發能力有助于拓展組織已有知識和技能，完善已有設計，提高已有產品和服務性能；探索能力則能夠幫助實現新的組織實踐，以及新的技術、事業、流程和產品等。高校創新活動也具有相似的雙元能力特性，不僅要從事基礎研究，不斷探索新知識以跟進科技前沿，而且要關注應用研究，轉化已有理論成果以創造經濟價值，實現知識的商業化應用。因此，高校具有探索基礎前沿和開發原始創新的雙元能力特征。在社會經濟發展、政府政策支持和高校自身發展需求的推動下，高校的學術論文和科技成果轉化的雙元產出整體呈現增長態勢[2]。由于粵港澳三地存在制度差異，在一定程度上會影響高校雙元活動效率增長。現有研究表明，良好的制度環境有助于提高創新主體積極性，促進創新主體知識產出績效提升[8,9]。由此，本文認為制度環境是影響高校雙元知識產出增長軌跡的重要因素。

制度環境主要是指以科技創新政策和高等教育政策為主的政策環境，其中，科技創新政策包括專利激勵政策和產學合作政策。制度環境對高校雙元知識產出增長的影響具體表現為兩個方面：一是專利激勵政策對創新研發產出的積極影響?，F有研究表明，以專利激勵政策為代表的創新政策對高校專利產出和科技成果轉化具有積極作用[11]，但由于高校政策響應程度差異和區域發展差異，政策環境對不同高校的作用效果也存在一定差異。具體而言，中國特色背景下中央—地方—大學之間的組織權力關系決定了廣東高校對政策給予“外壓式”回應(王秀芹等，2021)。專利激勵政策通過激發廣東高校的積極性，提高創新研發產出績效，但該類政策對具有不同制度環境的港澳高校未產生干預作用。此外，根據港澳地區的專利激勵政策，職務科技成果轉化收益中對科研人員的獎勵僅占極小比例，因此港澳高校的創新研發活動開展緩慢。二是高等教育政策環境對學術研究產出的影響。不同高等教育體系下的高校發展目標和發展路徑存在差異。以廣東地區為例，“985工程”、“211工程”以及“雙一流”建設計劃，不僅追求學術卓越，而且強調高校服務經濟社會的功能，我國內地的高等教育政策決定了廣東高校兼顧雙元知識活動的發展路徑。相比之下，在港澳地區，如香港的“卓越學科領域計劃”和《香港高等教育：共展所長，與時俱進》強調香港高校的學科建設與科學研究水平，澳門特區政府則在《施政報告》中提出要推動科教發展、加強對外聯系交流、促進科研與學術合作[12]。港澳地區的高等教育政策環境體現了特區政府對高?？蒲信c學術發展的重視，促使港澳高校的學術研究活動保持高質量發展。具體而言，港澳地區不僅擁有5所QS排名前100名的院校，而且學術成果產出水平較高，特別是香港高校的多項科研成果獲得國家科技進步獎，近五年在高被引用論文數和篇均被引量方面均排名全國第一。因此，在學術研究產出方面，相較于廣東高校，港澳高校具有不可比擬的優勢?；诖?，本文提出研究假設。

H1a：廣東高校的創新研發產出增速高于港澳高校創新研發產出增速；

H1b：廣東高校的學術研究產出增速低于港澳高校學術研究產出增速。

1.2 產學合作與雙元知識產出增長

根據產學互動創新理論，產學研合作的實質是不同創新主體之間生產要素的有效配置與互動[13]。諸多研究指出，創新系統中的知識創造主體(大學)與創新主體(企業)通過多元化的并行渠道及機制開展互動和協同創新，包括合作研發、研究服務、科研成果商業化、人員流動、非正式人際交流、學術出版物，以及雇傭畢業生等多種形式[14-15]。此外，產學雙方開展技術研發是實現企業技術需求與高校科技資源對接的重要途徑，因此合作專利是產學合作的重要度量指標。

探討產學合作與雙元知識產出關系是當今學者較為關注的問題，但現有研究結論不一致。積極的觀點認為，高校通過開展產學合作可以獲取新科研思路、經費幫助、研究設備以及檢驗科研成果的應用性[16-17]，從而促進雙元知識產出績效提升。消極的觀點則認為，產學合作可能使高校的科研方向由基礎研究轉向應用研究，對高校長期的知識產出績效產生負向作用[18]。此外，還有一些學者得出產學合作與雙元產出呈倒U型關系的結論[15]。目前來看，主流觀點仍然認同產學合作對雙元知識產出績效提升具有正向影響[19]。

然而現有研究僅從靜態視角考察產學合作對知識產出績效的影響，忽略了兩種知識創造活動的時間效應。本文認為，高校開展產學合作、實現雙元知識產出增長，離不開時間的作用。首先，如前文所述，近年高校學術論文和科技成果轉化的雙元知識產出整體呈增長趨勢。其次，在時間效應的影響下，高校與產業合作不僅可以獲得科技研發資金支持，還可以提高信息、知識等資源跨組織轉移效率，從而幫助高校提高雙元知識產出效率。結合上述分析，本文將考慮雙元知識產出增長趨勢的時間效應，并提出研究假設。

H2a：隨著時間推移，產學合作對高校創新研發產出增長具有顯著正向作用；

H2b：隨著時間推移，產學合作對高校學術研究產出增長具有顯著正向作用。

1.3 制度環境的調節作用

在粵港澳大灣區建設過程中，制度環境存在整體不完善與區域制度環境差異較大的問題，在很大程度上影響灣區高校合作創新決策與戰略行為。已有研究發現，良好的制度環境能夠強化企業與政學研等外部網絡對雙元創新的積極影響(曾萍等，2017)。由此，本文認為制度環境在產學合作影響高校雙元知識產出增長的過程中具有調節作用。

制度環境是高校產學合作行為的外部影響因素，粵港澳制度環境差異對產學合作與雙元知識產出增長關系的調節作用具體表現為兩個方面：一是不同高等教育政策環境下高校參與產學合作的目的存在差異。高等教育政策環境通過影響高校發展戰略和研究導向，進而影響其產學合作行為。已有研究表明，高校創業導向能夠激發師生參與產學合作(于淼等，2019)，從而幫助高校獲取新的研究思路和經費支持，實現知識產出績效提升。港澳高校偏重于學術導向，其建立產學合作關系是為了整合組織外部的異質性知識和獲取新的科研思路以反哺學術，主要強調產學合作對學術進步的重要性；廣東高校則兼顧學術導向與商業導向，產學合作的主要目的在于實現知識商業化和技術化，推動學術進步以促進雙元活動開展。二是粵港澳科技創新政策存在差異。區域創新系統中的不同地區具有不同動機、目標和偏好，由此形成不同的制度壓力，進而影響創新主體產學合作[7]。廣東作為我國科技創新發展的前沿地，科技創新政策較為成熟，如省部院產學研結合發展規劃、《廣東省促進科技成果轉化條例》，這些都為廣東省產學研創新主體營造了良好的創新環境，有助于廣東高校開展產學合作。相比之下，港澳特區政府對科技創新的關注度不夠、產學合作政策較為缺乏。如香港特區政府雖在 2017 年的施政報告中強調推進科技創新發展，但相較于內地起步較晚，自上而下的政策從實施到產生效用也需要一定時間，加上香港長期較低的研發投入強度，導致香港特區的科創環境不佳，在產學合作政策方面也僅有“大學與產業合作計劃”，產學合作政策供給明顯不足。澳門也同樣存在科創環境不佳與產學研起步較慢的情況，如澳門特區政府在“二五規劃”中提出逐步完善創新科技體系和優化創新發展環境，在2021年的施政報告中也才首次提出加快推進產學研融合。由此可見，現有科技創新政策環境難以顯著促進港澳高校產學合作。據此，本文提出研究假設。

H3：制度環境對產學合作與雙元知識產出增長關系具有正向調節作用；

H3a：產學合作對廣東高校創新研發產出增長的促進作用大于港澳高校；

H3b：產學合作對廣東高校學術研究產出增長的促進作用小于港澳高校。

基于以上分析，本文構建基于產學合作與雙元知識產出增長關系的概念模型，如圖1所示。

圖1 基于產學合作與雙元知識產出增長的概念模型Fig.1 A conceptual model based on university-industry cooperation and the growth of ambidextrous output

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本文以2021年教育部公布的全國本科院校名單中的67所粵港澳大灣區本科層次院校為研究樣本，其中，廣東52所，香港8所，澳門7所，樣本觀察期為2011-2020年，共660個觀測值?；谒囆g類和體育類院校在發展目標、人才培養方面與綜合研究型高校存在顯著差異且不以科學研究為重點，以及高校數據可獲得性等方面考慮，本文未納入藝術類和體育類院校、樣本期內未主動公開數據以及沒有雙元知識產出數據的高校樣本。專利和論文數據分別來源于Incopat數據庫、SCI/SSCI數據庫，專任教師數據來源于《廣東省教育事業發展統計分析》、本科教育教學質量報告、香港大學教育資助委員會、《澳門高等教育局高教統計數據匯編》、城市年鑒以及其它公開來源。由于港澳地區與內地的統計口徑不同，本文采用連續兩個學年的高級教學人員和初級教學人員之和的均值、教學人員的均值分別代表香港和澳門高校當年專任教師數。

2.2 變量測量

2.2.1 被解釋變量

基于雙元能力視角，本文將雙元知識產出區分為學術研究產出和創新研發產出?，F有研究采用論文發表數量表征學術研究產出，用成果轉化指標衡量應用開發產出，如專利出售合同數和技術轉讓收入[2]。本文的雙元知識產出重點關注創新鏈上游，即學術知識生產和商業化知識生產的知識創新，而論文和專利則能夠有效反映學術知識生產與商業化知識生產水平[20]。其中，國際論文是具有高質量的學術研究成果[21]，可用于比較粵港澳大灣區與世界知名大灣區的科技創新能力。為實現粵港澳三地高校的國際化比較，本文采用國際論文發表量表征學術研究產出，如SCI和SSCI論文。三方同族專利是開展創新性評價的重要指標，能反映地區技術發明的整體水平及在國際市場上的競爭力[22]。鑒于粵港澳三地知識產權政策存在明顯差異以及專利申請的“本國優勢”效應帶來的偏差，除美、日、歐三局外，本文將國家知識產權局(SIPO)、香港知識產權署(HKIPD)、澳門經濟局知識產權廳(DSEDT)也納入在內，并采用簡單同族的方法進行專利族合并[23]。同時，以優先權年統計發明專利和實用新型專利[24]，對應于香港的標準專利和短期專利、澳門的發明專利和新型專利。此外，為控制雙元產出與高校規模的相關性以及雙元產出的可比性，采用人均國際論文發表量和人均簡單專利族數分別衡量學術研究產出與創新研發產出。

2.2.2 解釋變量

時間變量。本文考慮了雙元知識產出的時間效應，該變量能夠反映雙元知識產出增長軌跡[25]，并將初始年設為 0，其余年份依次設為 1～9。

產學合作?，F有研究采用企業資助金額占科研總經費的比例[26]、合著論文數量[14]和合作企業數量[19]表征產學合作情況。本文借鑒Zhao等[19]的做法，基于專利層面采用該高校過去5年合作的企業數量衡量產學合作水平，需要指出的是，本文以簡單專利族為單位統計合作企業數量并加1取對數。

2.2.3 調節變量

廣東高校。由不同制度環境形成的制度壓力和創新環境導致高校在雙元知識產出增長、產學合作關系建立上存在明顯差異[7,10]。本文認為廣東與港澳地區在專利激勵政策、產學合作政策和高等教育政策等制度環境上存在明顯差異，為區分廣東高校與港澳高校所處的制度環境差異，設置廣東高校的虛擬變量，其中，廣東高校賦值為1，港澳高校賦值為0。

2.2.4 控制變量

學校類型。由于高校的學科領域、發展路徑等存在差異，形成了綜合類、理工類、財經類、語言類、農林類、師范類等多種類型高校。不同類型高校采取的外部合作戰略有所差異，進而影響產學合作關系建立[14]。學校類型劃分為綜合類、理工類和其它類(醫藥、師范、財經、語言、體育、政法、農業)，共三大類，設立3個虛擬變量，并以綜合類院校為參照。

學術影響。本文借鑒3年影響因子的計算方法衡量高校學術影響力，利用高校過去3年的SCI/SSCI論文在當年得到的引用數量除以前三年的論文總數，計算當年的影響因子?？紤]到投入與產出之間存在時間滯后性，故采用過去3年的平均影響因子衡量學術影響力。

高水平大學?；浉郯娜氐母咝Ｋ酱嬖诿黠@差異并影響雙元知識產出增長。根據歷年中國大學排行榜，進榜高校被認為是高水平大學，設為1，否則為0。

知識存量。大多數研究采用論文發表存量或專利存量作為知識能力評價指標[27-28]，論文和專利總數增加表明大學知識能力增強。本文分別采用高校前5年SCI/SSCI論文發表總數和前5年簡單專利族總數衡量論文存量與專利存量，并取對數處理。變量定義和測算方法如表1所示。

2.3 隨機系數模型建立

橫截面或面板數據模型僅從總體上估計產學合作對雙元知識產出的影響效應，無法估計自變量對因變量所涉時間因素的影響。已有學者基于潛增長曲線模型分析產學合作對知識產出增長軌跡的影響[25]，但該模型不允許數據缺失，不適合考察那些建校時間晚從而存在數據缺失的高校。基于上述考慮，本文利用重復測量的縱向數據，并采用隨機系數模型(RCM)考察產學合作對雙元知識產出增長的影響。

Level1:Yti=β0i+β1iTimeti+β2iPti+β3iXti+β4iTimetiXti+εti

(1)

Level2:β0i=γ00+γ01Wi+μ0i

(2)

β1i=γ10+μ1i

(3)

β2i=γ20+μ2i

(4)

β3i=γ30+μ3i

(5)

β4i=γ40+μ4i

(6)

其中，Level1是學校內不同測量(個體內)，Level2是學校個體層測量(個體間)。下標i表示第i個觀測對象，下標t表示第t次觀測時間。Yti為創新研發產出和學術研究產出，Timeti為時間變量，Xti為產學合作。Wi和Pti為控制變量，分別包括學校類型和高水平大學等時不變因素，以及學術影響、前5年累計專利和前5年累計論文等時變因素。β0i為截距項，β1i-β3i為估計斜率，β4i用以檢驗產學合作對雙元知識產出增長的作用效果，εti代表第一層的殘差。γ00-γ40代表第二層的截距項，γ01為控制變量對因變量的影響效果，μ0i-μ4i代表隨機項。此外，為比較不同制度環境對高校的差異化作用，本文區分廣東高校和港澳高校，采用兩個分塊矩陣堆疊的方式同時估計兩個方程，并控制相關性以進行跨組比較。

建立上述模型前，依次建立含隨機截距的增長模型、含隨機截距和斜率的增長模型、含控制變量的增長模型并確定未結構化的隨機效應的方差-協方差結構，逐步進行似然比檢驗，并根據赤池信息準則(AIC)和貝葉斯信息準則(BIC)判斷模型擬合效果。結果顯示，對數似然值變大，AIC和BIC值變小，說明模型擬合效果較好，上述模型適合用于分析。

表1 變量定義Tab.1 Varible definitions

3 實證檢驗與結果討論

3.1 描述性統計與相關性分析

回歸分析前，對樣本數據進行簡單描述與相關性分析，具體如表2所示。根據描述性統計結果可知，產學合作均值為1.121，表示粵港澳大灣區高校的產學合作存在顯著差異，部分變量間的相關系數超過0.6，但回歸后各變量VIF的最大值為3.70，小于臨界值10，表明模型不存在多重共線性問題。

為直觀描述產學合作隨時間變化趨勢，基于2011-2020年67所粵港澳大灣區高校產學合作企業數量繪制折線圖，如圖2所示?？梢园l現，廣東高校的校均產學合作企業數量呈波動上升趨勢，港澳高校的校均產學合作企業數量始終處于較低水平，遠遠低于廣東高校，說明大灣區在深化產學研合作上仍有很大改善空間。

表2 描述性統計與相關系數Tab.2 Descriptive statistic and correlation coefficients

3.2 高校雙元知識產出增長結果分析

首先采用隨機系數模型檢驗高校雙元知識產出增長趨勢，回歸結果如表3所示。模型(1)和模型(3)為加入控制變量的基礎模型，以考察粵港澳大灣區高校雙元知識產出平均增長趨勢?？梢园l現，隨著時間推移，大灣區高校的創新研發產出和學術研究產出分別以每年0.007、0.014的速度顯著增長(β=0.007,p<0.01; β=0.014,p<0.01)。此外，采用跨組比較考察高校雙元知識產出增長效應是否受到制度環境的影響。模型(2)和模型(4)的結果表明，廣東高校的創新研發產出以每年0.010的速度顯著增長(β=0.010,p<0.01)，而港澳高校的增長趨勢不顯著(β=-0.000,p>0.1)，因此廣東高校創新研發產出增速高于港澳高校。同時，港澳高校學術研究產出以每年0.022的速度顯著增長(β=0.022,p<0.01)，而廣東高校以每年0.011的速度顯著增長(β=0.011,p<0.01)，因此港澳高校學術研究產出增速高于廣東高校，H1a和H1b均得到支持。這說明制度環境是影響高校雙元知識產出的重要因素，廣東和港澳地區不同的專利激勵政策與高等教育政策會影響高校兩種知識創造活動效率。

圖2 粵港澳大灣區高校產學合作企業數量情況Fig.2 Quantity of enterprises involved in university-industry cooperation in universities in Guangdong—Hong Kong—Macao Greater Bay Area

表3 高校雙元知識產出增長效應的回歸結果Tab.3 Regression results of the growth effect of university's ambidextrous output

為更直觀地觀察廣東高校和港澳高校雙元知識產出增長差異，繪制圖3。由圖可知，廣東高校的創新研發產出斜率大于港澳高校，港澳高校的學術研究產出斜率大于廣東高校，有力地驗證了上述結論，說明制度環境是影響高校雙元知識產出增長的外部因素。良好的制度通過提高創新主體的積極性促使知識產出績效提升[8,9]，與港澳地區相比，廣東地區更有利的創新政策環境通過激發廣東高校的積極性使其創新研發產出增長更快。與廣東地區相比，更強調學術發展的高等教育政策使港澳高校獲得更快的學術研究產出增長。

3.3 產學合作對高校雙元知識產出增長的影響結果分析

考慮到產學合作的內生性問題可能使初步分析結果產生偏差，無法得到準確的因果關系。因此，本文首先考察產學合作對雙元知識產出增長的實際影響，表4展示了未考慮內生性問題的初步分析結果。根據模型(5)和(6)，由產學合作與時間變量的交互項可知，產學合作對創新研發產出增長無顯著作用(β=0.001,p>0.1)，且對廣東高校和港澳高校均無顯著作用(β=0.002,p>0.1;β=-0.001,p>0.1)，也無法比較產學合作對兩者創新研發產出增長的促進程度。由模型(7)和(8)產學合作與時間變量的交互項可知，產學合作對學術研究產出增長具有顯著正向作用(β=0.014,p<0.01)。相較于港澳高校，產學合作對廣東高校學術研究產出增長的促進作用更大(β=0.015,p<0.01;β=0.007, p>0.1)。

圖3 廣東高校與港澳高校雙元知識產出增長比較Fig.3 Comparison of the growth of ambidextrous output in Guangdong，Hong Kong and Macao universities

表4 產學合作對高校雙元知識產出增長的影響Tab.4 Impact of university-industry cooperation on the growth of university ambidextrous output

為解決內生性問題，本文借鑒龔紅[21]和Fernández-Zubieta等[29]采用樣本前估計的方法，用取樣樣本(即2011年之前)前三年平均因變量構建前樣本值，即2008—2010年的人均論文發表量和人均簡單專利族數，分別將前樣本值納入控制變量進行回歸，若該校在2010年后建校，則設為0。由于有8所廣東院校的數據缺失，無法計算前樣本值，因此未納入樣本。

表5為控制內生性后產學合作對高校雙元知識產出增長影響的回歸結果。為降低共線性，對時間變量進行中心化處理。模型(9)和(11)探討了產學合作對高校雙元知識產出增長的影響，產學合作與時間的交互項系數分別為0.003、0.013，且在1%的水平上顯著，說明產學合作對雙元知識產出隨時間變化的斜率具有顯著正向影響，亦即高校合作企業數量越多，其雙元知識產出增長越快，H2a和H2b得到支持。這與以往學者得出的結論相似，即大學和產業界建立合作關系可以提高信息、知識等資源跨組織轉移效率，有助于高校雙元創新績效提升[30]。在此基礎上，本文采用跨組比較考察產學合作對高校雙元知識產出增長效應是否受到制度環境的調節作用。根據模型(10)和(12)可知，隨著時間推移，相較于港澳高校，產學合作對廣東高校創新研發產出增長的促進作用更顯著(β=-0.001,p>0.1;β=0.004, p<0.01)，H3a得到支持。這說明良好的制度環境會強化產學合作對廣東高校雙元知識產出增長的積極影響。與設想相反的是H3b不成立，即產學合作對港澳高校學術研究產出增長的促進作用小于廣東高校(β=0.007,p>0.1;β=0.014,p<0.01)。這可能是因為從跨組織獲取和整合的異質性創新資源雖然可以為港澳高校的學術研究活動創造條件，但產學合作政策的缺位和專利激勵政策不足導致產學互動較少，產學合作對港澳高校學術研究產出增長并未起到反哺作用。綜上，H3得到支持。通過比較上述兩個結果發現，當產學合作的內生性問題得到控制后，產學合作對高校創新研發產出增長的促進作用更顯著，由此可準確得到產學合作與雙元知識產出增長的因果關系。

表5 考慮內生性后的產學合作對高校雙元知識產出增長的影響Tab.5 Endogeneity effect of university-industry cooperation on the growth of university ambidextrous output

圖4為制度環境對產學合作與雙元知識產出增長關系的簡單斜率。由圖4(a)可知，產學合作使廣東高校創新研發產出增長斜率增大，但產學合作并未改變港澳高校創新研發產出增長斜率，進一步證明了相較于港澳高校，產學合作對廣東高校創新研發產出增長的促進作用更大。由圖4(b)可知，產學合作使廣東高校學術研究產出增長斜率由負變正，使港澳高校學術研究產出增長斜率略增大，表明相較于港澳高校，產學合作對廣東高校學術研究產出增長的促進作用更大，有力地論證了上述結論。即良好的制度環境通過提高創新主體積極性，強化產學合作對高校雙元知識產出增長的促進作用，如產學合作政策可以營造良好的創新環境，激發校企合作積極性，校企合作又為高校提供了研發經費來源和新的研究思路，進而有助于實現雙元知識產出提高。因此，有利的制度環境使產學合作對廣東高校雙元知識產出增長的促進作用更顯著。

4 結論與啟示

本研究基于產學互動創新理論和組織雙元能力理論，利用粵港澳大灣區67所高校2011-2020年的縱向數據建立隨機系數模型，考察高校雙元活動效率增長趨勢、產學合作對高校雙元知識產出增長的影響以及制度環境的調節作用，并得出以下研究結論：

(1)隨著時間推移，粵港澳大灣區高校創新研發和學術研究的雙元知識產出整體呈現顯著的增長趨勢，灣區不同制度環境帶來的專利激勵政策和高等教育政策差異導致廣東高校與港澳高校在創新研發、學術研究雙元活動的效率提升上有不同表現。具體而言，廣東高校創新研發效率提升幅度高于港澳高校，港澳高校學術研究效率提升幅度則高于廣東高校。

(2)產學合作對粵港澳高校整體的雙元活動效率提升具有顯著正向作用，且不同制度環境下的高校有所差異，良好的制度環境會強化產學合作對高校雙元知識產出績效提升的積極影響，主要表現為產學合作對廣東高校創新研發和學術研究雙元產出增長的促進作用均大于港澳高校。

本文的研究結論對產學研協同創新政策制定和粵港澳大灣區創新體系建設具有重要參考價值。

首先，灣區高校應根據自身角色和定位實施雙元活動發展策略，為大灣區建設提供科技創新支持。在“雙一流”高校建設和創新驅動發展戰略背景下，灣區高校應提高自身探索基礎前沿和開發原始創新的雙元能力。一方面，灣區高校要緊跟灣區戰略需求探索科學前沿，開展學術研究并產出高水平的原創性科研成果，推動粵港澳大灣區建設成為具有全球影響力的基礎科學研究高地。另一方面，高校應結合灣區經濟發展需要并充分發揮自身資源優勢開展創新研發活動，為將粵港澳大灣區建設成為國際科技創新中心提供核心力量。

其次，對于港澳高校而言，應營造有利于其發揮專利等知識產權制度作用的創新產出環境，同時，制定知識創造和成果轉化的雙重激勵政策，促進創新研發產出績效提升，以適應大灣區創新驅動發展需要。廣東省雖擁有中山大學和華南理工大學兩所“雙一流”建設高校，具有較強的科研實力，但其它高校的科研實力不均衡，導致學術研究產出增長落后于港澳高校。因此，廣東高校的建設發展，一要抓住粵港澳大灣區發展契機，引導具有較強基礎創新能力的港澳高校在粵辦學以實現科研優勢互補，二要根據灣區發展戰略需求發展優勢學科，通過加大科研經費投入等措施增強廣東高校的基礎創新能力。

最后，本文發現產學合作對港澳高校雙元知識產出增長未表現出促進作用。港澳高校雖然擁有雄厚的科研實力，但其以學術發展為目標決定了與產業結合度不高，導致科學研究一直脫離產業，科技成果轉化能力弱，致使雙元知識產出增長緩慢。從高校角度出發，港澳高校應抓住灣區建設的重要機遇，深化粵港澳產學研合作，發揮自身基礎創新能力優勢并借助廣東雄厚的產業基礎進行科技成果轉化，促進自主創新效率和雙元能力提升。從政府角度出發，特區政府應加大科技創新投入力度，出臺科技計劃和產學研合作扶持政策，為促進產學研合作提供資金支持和制度基礎，以此發揮促進雙元知識產出增長的效用。

本研究還存在一定局限性：第一，僅分別討論產學合作單獨對粵港澳大灣區高校學術研究和創新研發產出增長的影響，忽略了兩種知識產出活動之間的沖突和平衡，未來可關注產學合作如何平衡雙元知識產出。第二，本研究僅基于專利層面對產學合作進行測量，未來可結合不同層面數據捕捉不同形式的產學合作并作進一步探討，尤其是港澳高校在論文上可能有更多產學合作。第三，本研究僅討論了產學合作對高校學術研究和創新研發產出的線性影響，產學合作對雙元知識產出是否具有非線性作用需要進一步探討。