校企合作、企業創新與企業價值：來自高技術產業的新證據

金晟男 武力超 薛 洲 耿獻輝

一、引言

技術創新能力是企業在日益激烈的市場競爭中獲得成功的重要因素之一。然而，企業在進行自主研發活動時，往往面臨著技術創新風險高、難度大、不確定性強等一系列問題（郭玥，2018；黎文靖等，2021）。隨著新一輪科技革命和產業變革的加速演進，技術迭代速度進一步加快，這使得企業僅依靠“單打獨斗”的創新方式獲得研發成功變得愈發困難（Hou et al.，2019）。因此，校企合作已成為企業進行技術創新活動的重要選擇。《國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標》以及《黨的二十大報告》多次強調了建設校企創新聯合體的重要性和必要性，并要求加強企業主導的產學研深度融合，積極推動建設校企創新網絡。鑒于近年來校企合作規模的快速增長，以及企業創新能力提升在中國經濟高質量發展和新舊動能轉換中的重要地位（鄭江淮等，2018），因此正確理解和評估校企合作的創新促進效應及其實現機制具有重要的現實意義。

在校企合作范式中，企業可以整合內外部創新資源，降低創新市場中的交易成本與搜尋成本（Greco et al.，2017）；通過與高校的聯合研發、技術許可授權、技術咨詢等多種方式增強內部創新能力，實現創新水平的提升和產物的增加（Meissner and Carayannis，2017）；還能拓寬信息來源渠道，實現技術研發和市場需求的快速對接，將有限的創新資源投入到最具效率的方向，從而推動企業經營收入增長與生產率提升（Veugelers and Cassiman，2005；王雯嵐、許榮，2020）。

盡管學者們長期以來普遍認為，校企合作對企業創新能力提升具有積極作用，但由于企業合作數據較難獲得，目前在中國情境下對這一論點的實證研究仍然十分有限（Cassiman and Veugelers，2002；馬文聰等，2018；耿獻輝、金晟男，2022）。鑒于中國與國外校企合作體系的巨大差別①關于中國校企合作模式與國際比較的事實可參見熊鴻儒（2021）。，經驗證據變得尤為重要。幸運的是，自《上市公司信息披露管理辦法》②中國證券監督管理委員會令第40 號：《上市公司信息披露管理辦法》，詳見http://www.gov.cn/gongbao/content/2007/content_823793.html。2007年實施以來，上市公司信息披露質量得到有效改善，重要合同協議成為相關企業必須披露的內容之一，這為檢驗校企契約合作下的創新促進和價值提升效應提供了契機。基于此，本文通過上市公司信息披露系統和企業官方網站，使用爬蟲技術和手工補充最大限度地收集了上市公司的校企合作數據，并對細節做了相應的處理和完善：首先，為了保證雙重差分方法的可行性，本文對樣本期初之前（2007年）已進行合作以及樣本期內中途退出合作的企業進行剔除，保證了檢驗結果的穩健性；其次，在政策出臺之前上市公司信息披露相對不規范，相關企業可能未對合作關系進行披露，如果我們不加入這一點的考慮，回歸結果將會面臨低估的風險。考慮到建設博士后工作站的企業更有可能參與校企合作（權小鋒等，2020），本文補充收集了企業博士后工作站數據，并對2007年之前設立博后站的企業進行了剔除；最后，本文使用2007-2020年A股高技術產業上市公司數據，利用漸進雙重差分法（Difference-in-Differences，DID）考察了校企合作對企業創新和企業價值的影響。研究結果主要如下：第一，校企合作顯著促進了企業技術創新，增加了其獨立和聯合申請的發明專利數量，實現了創新結構優化與質量提升，并且創新促進效應隨合作強度增加而增加；第二，提高企業人力資本、增加企業研發投入和提升管理效率是校企合作促進企業技術創新的重要作用機制；第三，企業與高層次高校、本地高校合作時，校企合作的創新促進效應更強，但相比于與高層次院校合作，選擇本地院校可能更為重要；最后，校企合作的開展還可以通過創新渠道對企業價值發揮出逐年增強的促進效應，從而取得促進企業創新與提升企業價值的雙重收益。

現有研究涵蓋了項目合作（樊霞等，2011；Scandura，2016）、產學研聯盟（劉斐然等，2020）、慈善捐贈（歐錦文等，2021）、校友聯結（Bonaccorsi et al.，2014；王雯嵐、許榮，2020）、博士后站（權小鋒等，2020）、創新孵化器（王康等，2019）等多種合作形式，本文是對以上關于校企合作、產學研結合與企業創新研究的有益補充。邊際貢獻體現在：首先，本文排除了企業與科研機構的合作關系，更關注校企合作的創新促進效應。我們以簽訂協議來界定合作，結果發現校企合作的估計系數明顯高于以上幾種方式，這表明契約化的校企合作創新促進效應更強，在知識轉移和共同創新資源分配使用上更具規范性和穩定性（Mowery and Ziedonis，2015），從而為理解以協議為基礎的校企合作對企業技術創新的重要性提供了經驗證據。其次，本文拓展了校企合作相關研究。已有文獻關注到了校企合作對企業創新的影響，但較少從實證角度為其影響機制給出證據。本文與耿獻輝、金晟男（2022）有一定的相關度，他們的研究表明了校企合作對企業創新具有促進作用。不同的是，我們發現了合作高校層次與合作距離對創新促進效應的異質性影響，并進一步理清了作用機制：提高企業人力資本、增加企業研發投入以及提升管理效率。最后，本文是對校企合作與企業價值相關研究的有益補充。現有文獻注意到了校企合作對企業新產品收入以及主營業務收入的影響（Belderbos et al.，2004；Scandura，2016），但對企業的其它受益之處缺乏足夠關注。我們發現自合作起五年內，校企合作還可以通過創新渠道推動企業價值逐年提升，為理解校企合作對企業的重要性與長遠影響提供了新視角。

本文結構安排如下：第二部分為事實背景與文獻回顧；第三部分是變量選擇與模型設定；第四部分是實證結果分析；第五部分是拓展性分析；最后是主要結論與啟示。

二、事實背景與文獻回顧

（一）事實背景

獲取外部知識是企業研發創新成功的必要條件，已有研究在這一點上達成了廣泛共識。企業不能僅僅依靠內部資源來進行創新（Cassiman and Veugelers，2002；王康等，2019），相反，企業需要利用它們邊界之外的知識與技術，通過合作來分擔研發成本與風險（馬文聰等，2018）。隨著技術變革加速和創新生命周期縮短，這一結論更是受用，校企合作已成為傳統內部研發的重要補充（耿獻輝、金晟男，2022）。一方面，企業可以通過與學術部門建立合作關系，整合內外部創新資源，從溢出效應和規模效應中受益（Rybnicek and K?nigsgruber，2019；Skute et al.，2019）；另一方面，合作后能減少成員間交易成本，進而促進創新資源的優化配置，促使創新要素在主體內外部自發流動。

然而，由于合作前的信息不對稱和交易成本以及合作中道德風險等因素的存在，實踐中仍會出現企業自發尋求校企合作需求不足的市場失靈問題，進而致使企業創新產出不足（Spithoven and Teirlinck，2015）。為了應對市場失靈，黨和國家設計和出臺了相應的政策，引導創新資源流向企業，積極推動校企創新網絡的形成和發展，相關政策已成為了中央或地方為促進競爭前技術研究和企業創新使用最頻繁的政策工具之一（Shen et al.，2022）。例如，國家發展改革委、教育部等6 部門印發的《國家產教融合建設試點實施方案》提出“健全企業為主導、高校為支撐、核心技術攻關為中心任務的高等教育產教融合創新機制”；黨的十九屆五中全會進一步要求“推進科研院所、高校、企業科研力量優化配置和資源共享”，“推進產學研深度融合，支持企業牽頭組建創新聯合體”。在政策的指引與推動下，近年來上市公司與各地高校間的合作不斷涌現，通過校企合作方式以提升自主創新水平成為企業的內在需求和策略選擇①例如，中芯國際（688981）與清華大學、北京大學、復旦大學、中科院微電子所合作成立“集成電路先導技術研究院”；京東方（000725）與北京航空航天大學簽署戰略合作協議，在高精尖人才培養、技術研究、產業創新方面開展全方位戰略合作。。本文對樣本中企業校企合作的合作類型與年度趨勢進行了統計。截至2019年，樣本中主要的合作類型有共建研究院與實驗室等研發中心（占比71%）、建設創新聯盟（44%）、人才培養（30%）、項目合作（26%）、院士工作站（16%）與教育基金（15%）②一次合作協議中，可能包含多種合作內容。。2007—2019年校企合作規模呈現逐年上升的趨勢，在2009年與2013年出現了兩次小范圍增長，并在2013年之后步入了參與合作企業的數量與企業校企合作次數同時快速增長的階段（見圖1）。在下一章節中，本文將對校企合作的界定方式進行詳細介紹。

圖1 校企合作的年度趨勢：2007—2019

（二）文獻回顧與述評

關于校企合作，現有研究從知識溢出和生產效率視角分析了企業與外部創新主體（包括高校、科研院所等）的研發互動，認為企業參與合作研發有助于實現知識溢出內部化，消除外部性對研發的抑制作用，發揮出內部研發與合作研發的互補作用（Cassiman and Veugelers，2002；馬文聰等，2018）；并為企業獲取和使用外部資源提供了平臺，實現了研發成本和風險在合作伙伴之間的合理分擔（權小鋒等，2020）。因此，企業參與校企合作的利益涵括減少不確定性、節約交易成本、緩解融資壓力以及實現規模經濟和范圍經濟。其次，學者們從企業創新活動的投入和產出評估了校企合作的影響，發現企業參與校企合作對其創新績效的各種測度指標均有著積極影響，如新產品或創新產品的收入（Scandura，2016）、專利數量（劉斐然等，2020；Puerta-Sierra et al.，2021；耿獻輝、金晟男，2022）和創新效率（Hou et al.，2019）等。Becker and Dietz（2004）利用德國制造業企業數據發現，聯合研發提高了德國制造企業的創新投入和產出。Petruzzelli（2011）從地理鄰近性的視角對校企合作與企業創新間的作用機制進行補充，發現它們之間存在顯著的正向關系。但隨著交通基礎設施和通訊技術的快速發展，合作距離對于校企合作的限制作用不斷減弱（Shen et al.，2022）。劉斐然等（2020）進一步發現產學研合作可以顯著促進企業創新質量提升，但受到合作深度、內部研發水平以及政府補助的影響，遺憾的是其未對合作中的高校與科研機構的異質性作用進行有效區分①耿獻輝、金晟男（2022）也單獨考察了校企合作對企業創新的影響，相比之下他們更加聚焦政府補貼在兩者間的作用。而本文補充了企業獨立創新、聯合創新和創新結構等多角度的證據，并廓清了合作促進創新的作用機制，提供了校企合作促進創新進而提升企業價值的新視角，是對已有文獻的有益補充。。

部分學者關注到了合作類型的差異性影響，但未形成一致結論。Belderbos et al.（2004）發現參與合作對荷蘭公司的勞動生產率不存在顯著影響，但對其創新產品的銷售收入有顯著的正向影響。Scandura（2016）指出具有政府公共資助背景的校企項目合作對英國企業的研發投入具有積極作用。而Hou et al.（2019）基于中國數據卻得出了相左的結論，發現企業與科研機構的合作對企業創新具有促進作用，而校企合作對企業創新效率具有抑制作用，尤其是在政府資助下的合作。也有學者發現，慈善捐贈（歐錦文等，2021）、高管的校友關系（Bonaccorsi et al.，2014；王雯嵐、許榮，2020）、高校園區的企業孵化器（王康等，2019）等不同合作類型對企業創新也存在大小不一的促進作用。

相比于慈善捐贈以及不穩定的校友關系，校企合作是更穩定更具實質性的關系，對企業創新理應有著更顯著的促進作用。然而已有研究彼此矛盾的結果顯然不利于對我國校企合作創新效應的進一步理解，從單篇研究中引申出來的政策性含義也需要謹慎對待。可能的解釋是，由于問卷調查、項目公示以及專利申報中信息的可用性有限，企業與不同主體的合作關系不能得到完全識別，進而使得已有研究未將不同合作類型加以細致區分只進行簡單的實證處理，這必然會導致實證結果上的偏差（樊霞等，2011；周開國等，2017；Hou et al.，2019）。對此，本文試圖做出以下改進：通過收集上市公司公布的合作協議及其官網披露的合作伙伴，將其與上市公司財務、專利數據相匹配，并剔除與科研機構建立合作的相關樣本，構建一個新的校企合作與創新的數據庫。因此，我們可以使用最終數據集排除掉其它合作帶來的沖擊，從而對校企合作的創新促進與價值提升效應進行更為準確的識別。

此外，就我們所觀察到的，既有研究往往是基于問卷調查數據或是已有數據庫研究校企合作對制造業企業創新的影響，對高技術產業的實證研究缺乏足夠關注（周開國等，2017；權小鋒等，2020；Shen et al.，2022）。高技術產業是國家最年輕最具活力的技術領導者，相比于傳統制造業，其在技術和產品開發方面發展更快競爭更激烈，企業對獲取外部創新資源以開發特定的新技術和產品有著更高的需求，也更有可能受到人力資本水平、研發資金約束的限制，而這些問題正是導致企業技術創新不足的突出原因（馮根福等，2021）。據此，如果校企合作有助于實現創新資源的規模經濟和范圍經濟并緩解企業人才與資金壓力，那么研究校企合作對高技術產業企業技術創新的影響將顯得更為重要。

（三）研究假說

信息不對稱和機會主義行為是致使校企合作市場需求不足的重要因素。企業通過與高校簽訂合作協議，以穩定的契約關系規范雙方合作行為，減少了潛在的道德風險，能夠為未來深入合作拓展空間（Belderbos et al.，2004）。校企在合同中對捐贈、合作內容作出說明的同時，往往也會要求校方提供科研人員，以支持建設校企研發平臺（如共建實驗室、研究中心等），這有助于企業獲取內部難以獲得的技術支持，減少創新活動中的交易成本。此外借助校企合作所形成研發平臺，企業可以與高校、政府部門、金融機構等外部主體達成穩定的技術、資金聯系，推動創新要素的有效融合，彌補了市場中知識、共享設施、技術等要素流通受阻的不足，進而提高企業創新水平（權小鋒等，2020；張龍鵬、鄧昕，2021）。

人力資本是知識、信息的載體和應用主體，也是企業內部新技術和新思想的重要來源，企業技術創新活動能否成功以及能否順利產業化在很大程度上均依賴于此（方森輝、毛其淋，2021）。然而企業自主創新時往往會面臨“人力資本約束”的問題，具體表現為內部研發人員理論知識不足或缺乏有效渠道招聘與企業要求相匹配的勞動力，而校企合作恰好可以改善以上問題。一方面，校企雙方在技術儲備上存在高度的能力互補，高校的相關人員擁有豐富的理論知識儲備，雙方在合作過程中的知識碰撞與交流，推動了高校人員的知識向企業研發人員加速溢出。而且雙方緊密的合作關系有助于企業對管理層、員工開展專業知識培訓，促進企業研發人員的創新和學習能力的提升（Che and Zhang,2018）。另一方面，合作通過協同育人項目、建設實習基地或定期就業宣講會等方式，降低了企業與高水平人才的搜尋成本，實現了人才市場上的供需匹配，促使企業擺脫“設備易得，人才難求”的尷尬境地。

顯而易見的是，在如今技術迭代速度不斷加快的背景下，企業技術創新活動的順利開展，在很大程度上依賴于研發資金或現金流的充沛性（馮根福等，2021）。而以政府補助為代表的政府支持可以有效緩解企業從事研發活動時面臨的資金約束，提升企業創新的意愿，激勵企業R&D 投入增加（張璇等，2017；邱楚芝、趙錦瑜，2022）。政府為推動產學研三大主體積極合作，創新要素充分流動，設立了一大批產學研專項基金或重大科技項目。校企合作關系有助于企業申請各級政府發放的相關補助，進而減少創新活動私人收益與社會總收益的差距。另外，政府補助的發放需要經歷科學縝密的考察與評估，是對企業技術水平的官方肯定（郭玥，2018），有助于向投資者或金融部門傳遞出企業能力的積極信號，致使外界的創新資源向企業傾斜。因此，校企合作引致的外部資金流入為內部研發的順利推進提供了有力的資金保障。鑒于校企合作后為企業人力資本提升提供了條件（王雯嵐、許榮，2020；權小鋒等，2020），企業為促使生產要素邊際收益持平，更有激勵實現資金與人才的聯動配套（史丹、張成，2017），增加內部研發投入，使得合作與企業自主研發表現出“互補”的關系（樊霞等，2011）。

企業內部僵化管理與低下的效率不利于企業創新。已有研究表明，企業管理層的某些特質與早期經歷均會影響其管理效率與風格，進而對企業生產與創新表現產生顯著影響（虞義華等，2018；陳文婷、曲藝，2022）。而管理層通過參與校企合作組織的跨界學習與組織培訓，有助于獲取外部異質知識信息以及新管理理念，從而改變其固有思想實現企業管理效率的提升。其次，鑒于創新活動的高風險與回報時間長，企業管理層很有可能因為固有的短視思維或對創新的重要性缺乏認識，使得企業技術創新投入不足。而與高校研究人員合作接觸，有助于管理層與企業團隊對前沿技術產生更深刻的見解，進而發現更多創新機會，增加企業內部對創新的重視程度。因此，校企合作可以通過改善企業管理效率，合理調配企業內部要素資源，進而促進企業創新。

基于此，本文提出：

假說1：校企合作可以促進企業創新。

假說2：增加研發投入、提高人力資本與管理效率是校企合作促進企業技術創新的重要機制。

三、變量選擇和模型設定

（一）樣本與數據來源

考慮到校企合作與創新活動在高技術產業中更具典型性，本文選取2007-2020年中國A股高技術產業的上市公司作為研究樣本，并根據研究需要進行一系列篩選與剔除：（1）根據國家統計局發布的《高技術產業（制造業）分類（2017）》①《高技術產業（制造業）分類（2017）》詳見：http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjbz/201812/t20181218_1640081.html。，確定高技術產業樣本范圍；（2）剔除ST、*ST、PT 類上市公司；（3）剔除在樣本期內主營業務發生重大變更的企業。企業員工學歷、政府補助數據來自Wind數據庫，省級層面高校獲得企事業撥款總額、省內高校科研人員總數、企業專利數據以及其它財務數據均來自中國研究數據服務平臺（CNRDS），對于部分缺失或可疑數據使用Wind和CNRDS數據庫交叉驗證。為降低極端異常值引致的估計偏誤，本文對所有連續型變量進行上下1%的縮尾處理，共獲得了來自136家企業的平衡面板數據。

根據圖1 可以發現，校企合作在樣本期內發生的次數明顯逐年提升。如果加入新近上市企業樣本，新企業很有可能在上市前已經參與了合作，但是可能因為其沒有官方網站、巨潮資訊網等信息披露系統，使得我們并未觀察到企業的合作信息，進而將其當作未合作企業看待，這將導致我們對校企合作效應的低估，因此本文使用了平衡面板數據進行觀測。當然，為了說明本文樣本的代表性，我們收集統計了截至2020年我國A 股滬深上市企業中所有屬于高技術產業的企業信息，剔除ST、*ST、PT類上市公司以及在樣本期內主營業務發生重大變更的企業后，還剩下714家企業（見表1 Panel A）。其中屬于電子通訊設備制造業和計算機制造業的企業最多，占比達到36.1%，其次是信息化學品制造業和醫藥制造業，分別達到了30.5%和23.9%。在本文樣本中，屬于電子通訊設備制造業和計算機制造業的企業占比為37.5%，其次依然是信息化學品制造業和醫藥制造業，分別達到了30.1%和27.2%。兩個時期樣本的行業分布基本一致，這表明2007-2020年高技術產業中新上市企業的行業分布與2007年之前上市基本一致。此外，本文還收集對比了新進企業與本文樣本企業在公司規模、研發投入、公司年齡、機構持股、盈利能力、現金流水平、產權屬性、行業市場競爭度和發明專利等財務與創新指標上的區別，發現除了企業年齡與產權屬性等變量，在其他變量上均不存在顯著差異。這一過程在很大程度上消解了潛在的干擾因素對本文結論的影響，如不同時期高科技企業的樣本組成不同，從而使結論更加可靠和具有說服力①限于篇幅，沒有匯報新進上市企業與本文樣本企業財務與創新指標的對比表，留存備索。感謝匿名審稿專家的建議。。

表1 不同樣本中企業產業構成對比

（二）校企合作的測度

校企合作概念廣泛，表現為企業和高校之間的交流合作，通過建立伙伴關系、合作研究、研究聯盟、合作咨詢和知識產權許可等不同方式，以達成交流或研究科學技術相關知識的目的。本文研究以合同協議為基礎的校企合作，這些協議通常含有對雙方合作項目內容、投資金額以及具體措施的規定，以便實現雙方知識、技術、研發設備和人員的共享。本文采取爬蟲和手工搜索補充的方式收集數據，以最大限度獲取全面的校企合作數據。具體執行方式如下：（1）通過巨潮資訊網批量下載上市公司年度報告及社會責任報告，對報告使用“合作”“產學研”“大學”“研究院”“實驗室”“上市公司名稱”等關鍵詞進行檢索；（2）使用上述關鍵詞進行網絡搜索，主要信息來源網站有各高校網站、中國博士后網、各上市公司官方網站等；（3）最后對搜索獲得的信息，根據校企有無簽訂合作協議進行確認。需要說明的是，本文研究的校企合作僅指上市公司本身存在校企合作的情況，不包含上市公司母公司或子公司與高校合作的情況①由于存在上市公司仍然是某集團子公司的情況，所以本文研究的校企合作僅指上市公司本身存在校企合作。例如華潤三九（600999）和華潤電力（00836）都屬于華潤集團，但是我們界定時，只考慮華潤三九本身的合作信息，不考慮華潤集團。感謝匿名審稿專家對此處的提醒與建議。。

由于部分企業在研究時段前已經建立校企合作關系，使得其不再滿足DID 的估計條件。為此，本文將企業分為4 類：從未合作企業，指在樣本期內從未進行校企合作的企業；持續合作企業，指樣本期內持續合作的企業；新合作企業，指初次校企合作時間晚于2007年的企業；退出企業，指樣本期內退出合作的企業。剔除持續合作企業和退出企業后，最終獲得來自100 家企業的1400 個觀測值。其中新合作企業的行業分布信息見表1 Panel B。

（三）計量模型設定

盡管在理論上，我們可以將建立校企合作的企業作為處理組，將那些未建立合作的企業作為控制組，運用傳統的倍差法來估計校企合作對企業創新的影響。但考慮到各企業建立校企合作時點并不統一，因而我們使用了漸進DID 的估計方法，相比傳統的DID 估計，漸進DID 更容易剔除混雜因素的干擾：

其中，下標i和t分別代表企業和年份；InInvent是企業技術創新水平的代理變量，已有文獻常用專利數量來衡量企業的創新水平（黎文靖、鄭曼妮，2016；虞義華等，2018），考慮到專利申請到被授權的時間跨度較大，企業當年被授權的專利可能是多年前的努力成果，使得用專利授權數量反映企業近期創新水平有失準確性，因此本文使用企業延后一期的發明專利類型申請數加1 后的對數值來表示；UEC 為校企合作的度量，企業參與校企合作后取1，否則為0，可將其等價視為傳統倍差法中交互項的替換。在上述模型中，α1的回歸系數是我們關心的重點，它度量了校企合作對企業創新水平的影響，α1預期為正。

本文參考已有經驗研究的做法（馮根福等，2021；武力超等，2022），控制以下影響企業創新的因素：公司規模，以企業當年期末總資產的對數表示；研發投入，以企業當年研發投入占營業收入的比重表示；公司年齡，以觀測年度與企業成立年度的差值表示；機構持股水平，以當年期末機構投資者持股比例表示；盈利能力，以當年凈資產收益率衡量；現金流水平，以經營活動產生的現金流量凈額占期初總資產的比例表示；產權屬性，國有企業取1，其余取0；行業市場競爭度，以單個公司主營業務收入所占行業市場份額計算的赫芬達爾指數表示②行業分類參考證監會發布的《上市公司行業分類指引（2012）》。。考慮到高校資源更豐富的地區，當地企業創新水平可能更高，也更有可能參與校企合作，本文控制了省內大學獲得的企事業撥款總額和大學教學科研人員總數。另外，本文進一步控制了時間和企業個體層面的固定效應。變量的描述性統計見表2。

表2 描述性統計

校企合作對企業技術創新的促進效應還依賴于雙方合作強度，合作強度越高，創新促進效應往往越大。雖然合作費用是衡量校企合作強度的最佳代理變量，但該費用并非強制披露，大量年報中對此未進行詳細說明。因此，我們借鑒已有研究的做法（權小鋒等，2020；梁若冰、王群群，2021），以校企共建研發平臺數量表示其合作強度，并在模型（1）的基礎上加入合作與研發平臺的交互項。具體模型設定如下：

四、實證結果分析

（一）基礎回歸結果分析

本文基于前文模型（1）和（2），考察了校企合作對企業技術創新的影響。我們首先僅控制了企業個體固定效應和時間固定效應，表3第（1）列顯示校企合作變量系數顯著為正，這表明相比于控制組企業，參與合作后企業的技術創新水平得到了顯著提升。表3 第（2）列中加入了企業和地區層面的控制變量，系數有所減少但保持高度顯著。從促進的幅度來看，在其他條件相同的情況下，如果企業進行校企合作，該企業的發明專利申請數量將增加21.4%。并且本文中校企合作對企業創新的影響更大，明顯高于已有研究的結果①劉斐然等（2020）基于2005—2018年中國上市公司數據發現企業參與產學研合作后，企業創新質量提升了9.6%；類似地，王雯嵐、許榮（2020）發現企業具有校友聯結關系后，專利申請增加了2%；權小鋒等（2020）發現企業建設博士后工作站后，發明專利申請數量增加了8%。雖然不同研究的樣本有所不同，但都基于中國上市公司數據，而本文中校企合作的回歸系數明顯高于上述研究。（Bonaccorsi et al.，2014；劉斐然等，2020；王雯嵐、許榮，2020；權小鋒等，2020）。雖然我們無法將校企合作與校友聯結、建設博士后工作站的成本收益進行直接比較，但是可以將本研究中的回歸系數進行對比，進而間接地評估校企合作的經濟意義：參與校企合作的收益約等于研發投入增加9%（=0.214/0.024）。以上過程在一定程度上證明了穩定合作對發揮創新促進效應的重要性。我們在第（3）-（4）列使用了基準模型（2）進行回歸，考察了合作強度的影響。強度DID的結果顯示，平均而言，每多建立一個研發平臺，將促進企業專利提升15.3%，且在5%的水平下顯著。這說明當雙方合作強度提升時，更有助于發揮校企合作顯著的創新促進效應。

表3 校企合作對企業創新的影響

當然，企業創新數量提升21.4%是樣本考察期限內的平均效應，隨著合作深入，企業創新能力提升同樣也是一個漸進的過程。而企業作為“理性人”，其致力于創新的最終目的是企業價值提升，為此，我們將在后文的拓展性分析中進一步探討校企合作對企業價值的漸進影響。

（二）穩健性檢驗

在運用漸進DID法評估事件的效應時，需要同時保證處理組與控制組間不存在溢出效應以及具有共同趨勢的前提條件，否則我們對事件效應就存在高估的可能。為了檢驗組別間存在相同的變化趨勢，本文使用事件研究法進行了平行趨勢檢驗，結果如圖2 所示。圖2 表明在合作之前雖然有略微上升的趨勢，但處理組與控制組的變化趨勢差異并不顯著，并且校企合作對企業創新至少在五年內起到了穩定的促進效應。由此，我們可以認為共同趨勢假說在本文樣本中成立，企業技術創新水平的提升確實是參與校企合作的結果。

圖2 平行趨勢檢驗①我們把校企合作的前1 期作為基期，其他各期的系數均為與該期的相對值。實心點為各期系數的點估計，虛線為95%顯著性水平的置信區間。我們還引入處理組前后五年的虛擬變量，通過動態DID 模型進行平行趨勢檢驗。結論依然成立，結果留存備索。

同時，前文的結論可能受到指標選取的干擾。基準回歸中使用了企業延后一期的發明專利總量作為被解釋變量，但這可能是校企聯合申請專利數量提升的結果。相比于聯合發明，企業獨立發明專利的數量可能更加重要，因為這直接反應了企業自身創新能力的優劣。因此，本文使用企業下一期獨立申請的發明專利數量作為被解釋變量再次回歸，結果表明校企合作后企業獨立發明專利數量增加了28.4%［見表4 第（1）列］，該結果進一步加強了本文的因果邏輯①本文也考察了校企合作對企業聯合發明專利的影響，依然顯著，結果備索。并且本文參考Liu et al.（2021）的做法，將測度專利的方法由取對數改為進行反雙曲正弦變換，結果依然穩健。以上結果表明我們的結論不依賴于測量企業創新的特定方式。。需要注意的是，雖然企業參與校企合作后顯著增加了發明專利申請數量，但我們并未明確校企合作對企業創新結構的影響。在外部激勵下，企業不僅可能進行高質量創新，更有可能進行低質量創新，使得企業創新結構向低質量變遷（黎文靖等；2021）。為此，我們參考黎文靖等（2016）的做法，構造企業專利結構的指標，定義為非發明專利申請總數與專利申請總數+1比值的對數。具體而言，如果校企合作更多地促進了低質量創新，那么高質量創新就會因為低質量創新的增加而減少占比，表現為創新結構向低質量轉變。另外，高質量的創新專利往往有著較高的他引次數，本文手工統計了企業各年申請專利的被引次數加以測度，相比之下其更能有效反映企業創新的質量。表4第（2）、（3）列分別匯報了回歸結果，可以發現，校企合作后企業專利被引次數上升了20.6%，并且實現了創新結構向高質量變遷。

表4 穩健性檢驗

另外，在使用漸進DID評估校企合作的促進效應時需要注意其他外部政策沖擊的潛在干擾。在本文研究時段內，最值得注意的是2008年實施的《中華人民共和國企業所得稅法》②《中華人民共和國企業所得稅法》詳見：http://www.gov.cn/flfg/2007-03/19/content_554243.html。（下文簡稱《企業所得稅法》）。《企業所得稅法》增加了企業研發費用抵扣、攤銷等優惠幅度，調整了企業捐贈抵稅范圍，同時對高新技術企業所得稅減按15%進行征收。這意味著《企業所得稅法》的實施不僅會增加企業對高校的慈善捐贈，進而提高校企合作的可能，也會因為研發費用抵扣增加和稅率下降加大研發投入，促進企業技術創新水平提升（邱楚芝、趙錦瑜，2022）。據此，《企業所得稅法》實施的積極意義可能使得表3中的促進效應高估。為避免以上影響，我們剔除了2007—2008年數據并基于剔除后的平衡面板數據進行重新回歸。表4 第（4）列的結果顯示，校企合作的回歸系數依然顯著，且與表3 相近，進一步證實了本文結論的穩健性。

由于校企合作與企業創新間可能存在著樣本自選擇問題，使得本文回歸結果也受到內生性問題的干擾。一方面，對創新有著更高追求的企業，通過建立校企合作提升其創新水平的意愿可能會更強；另一方面，建立校企合作關系往往也需要企業滿足一定條件，如擁有一定的技術基礎、企業經營良好等，以致達成校企合作的企業可能本身創新水平相對較高，這就可能存在樣本自選擇問題。為此，本文將分別使用Heckman 兩步法以及PSM-DID 法，以克服可能存在的估計偏誤。首先，我們在Heckman第一階段，加入研發投入、企業年齡、現金流、企業規模、政府補助、產權屬性、行業市場競爭度和省內高校科研人員總數等可能影響企業參與合作的變量，通過面板Probit回歸得到逆米爾斯比率（IMR），再將其放入第二階段進行回歸。表4 列出了回歸結果，逆米爾斯比不顯著，說明樣本選擇問題對本文結論的影響較小，而且校企合作對企業創新的估計系數仍然顯著為正。另外，我們使用卡尺為0.05的半徑匹配，通過匹配處理組與控制組企業，構建盡可能滿足DID平行趨勢條件的匹配樣本，協變量選用與前文控制變量一致，再運用漸進DID 模型對匹配后樣本進行回歸，以檢驗校企合作對企業創新的促進效應。表4 第（6）列匯報了PSM-DID 的回歸結果，校企合作的回歸系數依然顯著，且與前文基準回歸結果相近。

最后，為了確保企業創新能力提升是由校企合作所致的，本文進行了安慰劑檢驗。我們通過抽樣使得每個企業受到校企合作的沖擊及其沖擊時點變得隨機，并基于模型（1）進行重新估計。圖3 繪制了上述隨機抽樣500 次的估計值分布情況，可以看出估計值集中在0 附近，且基準回歸系數0.21 位于估計值95分位數右側。據此，本文逐步控制內生性及其他穩健性影響的過程，證明本文基礎回歸結果是非常穩健的。

圖3 安慰劑檢驗

（三）作用機制分析

上述逐步回歸的結果基本證實了校企合作有助于企業技術創新。結合前文的分析，我們推測校企合作可能從人力資本積累、研發投入增加和管理效率提升三個渠道促進企業創新。在此部分，我們參考宋弘等（2022）的做法，通過對機制變量直接回歸進而為機制的存在性提供經驗證據。

首先，如前所述，校企合作恰好可以改善企業面臨的“人力資本約束”問題。一方面，校企雙方在技術儲備上存在高度的能力互補，高校的相關人員擁有豐富的理論知識儲備，雙方在合作過程中的知識碰撞與交流，推動了高校人員的知識向企業研發人員加速溢出。另一方面，合作通過協同育人項目、建設實習基地或定期就業宣講會等方式，降低了企業與高水平人才的搜尋成本，實現了人才市場上的供需匹配。本文參考權小鋒等（2020）、方森輝、毛其淋（2021）的做法，分別使用碩士員工比重和勞均教育經費作為被解釋變量，來考察校企合作對企業人力資本廣化與深化的影響。表5 第（1）列的回歸結果顯示，校企合作顯著提升了企業碩士及以上學歷員工的比重①當我們使用企業本科及以上學歷員工的比重進行回歸時，結論依然成立。，說明校企合作有助于企業擺脫“設備易得，人才難求”的尷尬境地，實現員工學歷結構的改善。另外，本文將勞均職工教育經費作為人力資本的代理變量進行再次回歸，結果依然顯著，見表5第（2）列。這進一步地證明了校企合作不僅可以促進企業人力資本擴張，還可以通過增加員工在職培訓，實現人力資本的深化。

表5 作用機制檢驗：人力資本、研發投入和管理效率

其次，本文基于基準回歸模型，將企業下一期的政府補助所得與研發投入②研發投入仍以企業研發費用占營業收入的比重衡量，政府補助以與企業主營業務有關的政府補助占營業收入的比重衡量。具體處理時，我們使用年度獲得的政府補助總額扣除計入營業外收入的政府補助后的數額進行衡量，原因在于計入營業外收入的政府補助包括政府對企業的無償撥款、稅收返還、財政貼息,以及無償給予非貨幣性資產等，而這種補助的獲得與校企合作無關。作為被解釋變量，檢驗校企合作對企業研發投入的影響。表5 第（3）（4）列展示了研發投入機制分析結果：第一，我們對政府補助進行了回歸，見第（3）列。結果顯示參與合作后，處理組企業獲得的政府補助增加了8.4%，緩解了企業從事研發活動時面臨的資金約束。第二，如第（4）列所示，校企合作顯著增加了企業下期的研發投入。參與校企合作后，處理組企業的研發投入平均增加了17.8%，一定程度上體現了校企合作對企業創新研發活動的激勵作用。以上結果證實了我們的假說：校企合作關系有助于企業申請各級政府發放的相關補助；合作引致的外部資金流入為研發活動提供了有力的資金保障，激勵企業R&D 投入增加。

最后，由于創新是一項高風險、長周期的研發活動，這使得管理層的管理效率與認知能力對企業創新的開展至關重要（虞義華等，2018；Qiu and Yu，2020）。而雙方緊密的合作關系有助于通過知識培訓與隱性的知識溢出，提升企業管理層的管理效率與認知能力（Che and Zhang,2018）。本文參考已有文獻的做法使用企業一般管理費用的殘差構建了管理效率的指標①詳細做法可參見Qiu and Yu（2020）。。回歸結果見表5第（5）列，可以發現校企合作顯著提升了企業的管理效率，意味著校企合作有助于改善原有企業管理效率對企業創新的不利影響。另外，由于管理效率涉及到企業內部管理體系中的各方面，這使得僅用一般管理費用的殘差可能難以對此準確度量。考慮到管理層短視與管理效率緊密相關（陳德球、胡晴，2022），我們參考虞義華等（2018）的做法，使用企業當期短期投資與期末總資產的比值作為管理層短視的代理變量，結果依然顯著，見表5第（6）列。至此，我們的回歸結果表明了校企合作對改善企業管理效率具有顯著作用。

五、拓展性分析：異質性和企業價值提升效應

（一）異質性分析

前文的分析揭示了校企合作通過提高人力資本、增加研發投入和提升管理效率，促進了企業創新產出的增加。高校作為合作關系中的重要主體，校企合作的創新促進效應是否與合作高校的層次、與合作高校的距離有關？研究表明，名校在高校專利技術轉移方面具有更好的表現（楊陽等，2022），并且地理鄰近對創新合作具有積極影響（Cassiman and Veugelers，2002；莊毓敏、儲青青，2021）。囿于研究情境的不同，已有研究結論能否在本文中簡單套用，我們需要謹慎看待。為了更好地梳理校企合作對企業創新的因果邏輯，本文對以上問題做了進一步的回答。

首先，本文根據是否屬于“985、211”工程大學對合作高校的層次進行賦值：“985”大學取3，“211”大學取2，其余大學取1；對于存在多個合作高校的情況，其賦值為各高校的簡單相加。我們將學校層次與校企合作的交互項放入基準回歸中，結果如表6第（1）所示。結果顯示，學校層次與交互項的回歸系數均顯著為正，這說明合作高校的層次越高，校企合作的創新促進效應越明顯。其次，本文根據合作高校與上市公司總部所在地是否同省來界定距離的遠近：省內取0，省外取1；若存在多個合作高校，我們以總賦值的均值來衡量。回歸結果如表5 第（2）列所示，可以發現合作距離與交互項的系數均顯著為負，表明異地合作顯著抑制了創新促進效應的發揮。

表6 異質性分析：高校層次和合作距離

最后，本文參考Ouyang and Yuan（2021），在第（3）列中同時將兩種異質性影響放入基準模型。結果發現，當企業與異地普通高校合作時，校企合作帶來的創新效應可能是負的（=0.218-0.313），只有與層次更高的高校合作時，才能抵消因合作距離帶來的不利影響。考慮到賦值方法對擁有多個合作院校企業可能會造成差異性結果，本文剔除了參與多次合作的企業，對上述過程進行再次回歸，結果表明，此時因學校層次帶來的合作收益進一步降低，而合作距離的不利影響進一步擴大。綜上，本文異質性分析的結果在一定程度上可以表明：相比于盲目選擇與高層次大學合作，不如選擇本地高校。

（二）拓展性分析：企業價值提升視角

利益相關者理論認為，企業的經營管理與行為決策應以實現企業內部各利益集團目標為落腳點，也就是實現企業價值最大化（陸慶平，2006）。對上市公司而言，這一理論尤為適用，市值提升是上市公司管理人的主要目標。Tobin Q 代表企業市場價值與重置價值的比值，反映了市場投資者對企業價值的市場評價，這為我們衡量公司價值提供了合意的指標。鑒于此，本文將進一步分析校企合作的展開是否能通過創新渠道發揮出對企業價值的提升效應。

我們分別從即期和遠期考察校企合作的創新促進效應是否能有效轉化為企業價值。回歸模型設定如下：

其中，TobinQ 表示企業價值，α3是我們關心的重點，它反映了校企合作是否能通過增加創新產出促進企業價值提升，我們預期α3〉 0。回歸結果如表7 所示，我們發現當被解釋變量是當年或次年企業價值時，不管是校企合作還是創新產出的回歸系數均不顯著，這說明校企合作和創新產出均不能在短期內實現企業價值提升。另外，校企合作和創新產出的交互項回歸系數也不顯著，說明創新渠道在短期內并不成立。其原因在于，通過校企合作獲得創新產出只是企業研究開發工作的第一階段，專利能否轉換為新產品，并轉化為市場價值還需要產品測試、推廣和商業化等一系列后續管理運營工作，具有一定時滯性。對于遠期提升效應的考察證明了上述觀點①為保證結論的穩健性，我們同時將創新結構作為創新渠道的代理變量，結論與正文保持一致。。我們發現在5年內，校企合作和創新產出回歸系數均表現出顯著性不斷提升的趨勢，此外我們最關注的交互項系數也表現出這一特點。這說明自合作起的五年內，參與校企合作確實可以通過創新渠道，發揮出企業價值的提升效應，且逐年增強。考慮到專利產出和價值提升的時效性，本文僅對合作五年內的提升效應進行檢驗。這是因為，上市公司面臨激烈的行業內競爭和充滿不確定性的宏觀環境，隨著遠期時間跨度增加，企業內外部環境的變化以及創新產出的邊際收益遞減勢必會影響價值提升效應發揮。據此，我們對于該結論對5年后遠期效應的適用性需要保持謹慎。

表7 校企合作與企業價值提升

六、主要結論與啟示

中國的校企合作體系與發達國家存在顯著差異（熊鴻儒，2021）。然而到目前為止，基于中國情境下尚未有足夠的實證證據說明校企合作對企業創新的影響及其機制。本文通過手工收集中國A 股高技術產業上市公司校企合作協議信息，結合企業專利和財務數據，使用漸進雙重差分法對校企合作的創新促進效應及其機制進行了較為全面的評估，并從企業價值的角度，為理解校企合作對企業的重要性與長遠影響提供了新的證據。

本文主要發現：第一，校企合作有助于促進企業技術創新，對企業發明專利數量、創新結構、專利被引數量等多個維度均有積極影響，并且隨著合作強度增加，校企合作表現出更強的促進作用。第二，提高企業人力資本、增加企業研發投入和提升管理效率是校企合作促進企業創新的重要作用機制；第三，在與高層次高校、本地高校合作時，校企合作的創新促進效應更大，但相比于與高層次院校合作，選擇本地院校可能更為重要；第四，校企合作的開展還可以通過創新渠道對企業價值發揮出逐年增強的促進效應，進而取得促進企業創新與提升企業價值的雙重收益。但由于邊際收益遞減規律的存在，我們需要謹慎看待該結論對5年后遠期效應的適用性。

在技術迭代速度不斷加快，校企合作成為企業尋求外部創新的主要選擇的背景下，本文結果具有現實意義：第一，穩定的合作具有更高創新促進效應，政策應該更關注校企合作中長期穩定關系培育與建立，完善學術產業化、科技成果轉化等過程中的法規制度建設，為校企穩定合作夯實制度基礎；第二，企業在合作時，應注重內部人員的素質培養與高水平員工引進，通過管理層、研發團隊與合作方交流或培訓等形式，帶動企業內部人員的管理與科研水平，進而高效發揮校企合作的創新促進效應；第三，合作高校的綜合實力與地理位置對校企合作創新促進效應的發揮都很重要，不過過分追求名校合作而忽視地理位置可能會產生適得其反的效果，因此企業在選擇合作時需要充分考慮高校與自身的匹配性。