產(chǎn)學(xué)知識(shí)耦合的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)
——基于創(chuàng)新系統(tǒng)的視角

王文靜，張 衛(wèi)

(1.中國(guó)人民大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，北京 100872；2.四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610065)

0 引言

區(qū)域創(chuàng)新體系內(nèi)各主體間的互動(dòng)交流是提高區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出乃至經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿Α．a(chǎn)學(xué)合作是區(qū)域創(chuàng)新體系中最活躍的一對(duì)關(guān)系。在當(dāng)前技術(shù)融合的大趨勢(shì)下，任何企業(yè)都難以掌握持續(xù)發(fā)展需要的全部技術(shù)，而大學(xué)也越來(lái)越多地承擔(dān)起科技成果轉(zhuǎn)化的使命，二者之間的密切合作將成為引領(lǐng)新一輪創(chuàng)新浪潮的核心。產(chǎn)學(xué)合作的本質(zhì)是企業(yè)與高校擁有的異質(zhì)性知識(shí)的耦合。從研發(fā)活動(dòng)類型出發(fā)，可以明顯觀察到企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)集中于試驗(yàn)發(fā)展，更加重視技術(shù)的市場(chǎng)化。而大學(xué)則更側(cè)重研發(fā)活動(dòng)中的基礎(chǔ)研究。2017年全國(guó)基礎(chǔ)研究支出中，企業(yè)占比僅為2.96%，而高校占比高達(dá)54.44%。新常態(tài)下，知識(shí)已成為驅(qū)動(dòng)發(fā)展的核心要素，產(chǎn)學(xué)異質(zhì)性知識(shí)耦合能否有效促進(jìn)創(chuàng)新，甚至發(fā)揮比各自分割狀態(tài)下更高的效用，是社會(huì)各界廣泛關(guān)注的議題。

國(guó)內(nèi)相關(guān)領(lǐng)域的文獻(xiàn)尚未將產(chǎn)學(xué)合作與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)納入統(tǒng)一測(cè)度框架，也鮮有從知識(shí)生產(chǎn)與流動(dòng)角度討論二者之間的關(guān)系。已有研究常使用合作資金占比、合作項(xiàng)目數(shù)和企業(yè)技術(shù)依存度等指標(biāo)替代產(chǎn)學(xué)合作，這些測(cè)度方式未能體現(xiàn)產(chǎn)學(xué)合作異質(zhì)性知識(shí)耦合的本質(zhì)，也忽略了知識(shí)的累計(jì)特性[1-4]。少量觸及合作中知識(shí)共性的文獻(xiàn)，對(duì)產(chǎn)學(xué)合作的度量仍較為模糊，且不夠全面[5]。事實(shí)上，從知識(shí)存量角度考察產(chǎn)學(xué)合作，并分析其創(chuàng)新效應(yīng)將更加有助于理解區(qū)域創(chuàng)新體系中產(chǎn)學(xué)合作發(fā)揮的真實(shí)作用。國(guó)外已有相關(guān)研究將企業(yè)可獲取的知識(shí)劃分為內(nèi)部知識(shí)與外部知識(shí)兩部分，并分別進(jìn)行存量測(cè)算，進(jìn)一步研究外部知識(shí)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升作用。Lokshin等基于荷蘭制造業(yè)企業(yè)的內(nèi)、外部知識(shí)存量的測(cè)算結(jié)果，研究得到企業(yè)外部知識(shí)存量比重上升將提高其生產(chǎn)率的結(jié)論[6]。也有大量理論與實(shí)證文獻(xiàn)在存量基礎(chǔ)上討論企業(yè)可獲得的內(nèi)、外部知識(shí)之間的關(guān)系[7，8]。

本文所考察的產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量是特定時(shí)點(diǎn)上企業(yè)與高校通過(guò)聯(lián)合研發(fā)活動(dòng)以及高?？萍汲晒唐坊顒?dòng)積累的知識(shí)總量。該知識(shí)存量?jī)?nèi)涵了產(chǎn)學(xué)異質(zhì)性知識(shí)耦合，并體現(xiàn)知識(shí)的累積性特征，是產(chǎn)學(xué)合作的合理度量?；谥R(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型，本文首次在國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算框架下，利用永續(xù)盤存法具體測(cè)算了產(chǎn)學(xué)聯(lián)合研發(fā)、技術(shù)轉(zhuǎn)讓兩種合作方式下積累的知識(shí)存量，同時(shí)也測(cè)算了企業(yè)內(nèi)部研發(fā)知識(shí)資本存量數(shù)據(jù)。基于此數(shù)據(jù)，進(jìn)一步利用知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型對(duì)產(chǎn)學(xué)合作協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)及其與內(nèi)部研發(fā)之間的關(guān)系展開詳細(xì)討論。為了驗(yàn)證基準(zhǔn)模型的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了替換因變量、減少工具變量、改變樣本量等多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示與基準(zhǔn)模型所得結(jié)論保持一致。在區(qū)域異質(zhì)性分析方面，深度考察了區(qū)域研發(fā)強(qiáng)度、產(chǎn)學(xué)合作深度兩種分組下，產(chǎn)學(xué)合作協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的不同表現(xiàn)以及與內(nèi)部研發(fā)之間互動(dòng)關(guān)系強(qiáng)度的變動(dòng)。

1 理論框架與假設(shè)

任何一個(gè)區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)都包含企業(yè)和高校兩類創(chuàng)新主體，對(duì)企業(yè)而言，其與全國(guó)范圍內(nèi)的高校進(jìn)行研發(fā)合作，從而形成聯(lián)合研發(fā)模式的產(chǎn)學(xué)合作關(guān)系。對(duì)于高校，其通過(guò)技術(shù)轉(zhuǎn)讓方式與各地區(qū)企業(yè)開展合作，同時(shí)獲得轉(zhuǎn)讓收入，形成另一類常見的產(chǎn)學(xué)合作形式。通過(guò)對(duì)產(chǎn)學(xué)合作模式的剖析，從存量角度對(duì)各類產(chǎn)學(xué)模式積累的知識(shí)進(jìn)行測(cè)算，并與內(nèi)部研發(fā)知識(shí)資本存量納入同一分析框架，將為本文研究提供理論支持。

1.1 產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量的創(chuàng)新效應(yīng)

產(chǎn)學(xué)合作關(guān)系是區(qū)域創(chuàng)新體系的重要組成部分。區(qū)域創(chuàng)新體系是由企業(yè)、高校、科研機(jī)構(gòu)、政府、金融及中介服務(wù)機(jī)構(gòu)等主體及其之間關(guān)系構(gòu)成的復(fù)雜系統(tǒng)，各主體間 (尤其是企業(yè)與高校之間)知識(shí)的互動(dòng)程度決定著整個(gè)系統(tǒng)的績(jī)效[9]。主體間的協(xié)同合作對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用被稱為協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)。白俊紅等采用分省區(qū)面板數(shù)據(jù)，從創(chuàng)新要素在區(qū)域間動(dòng)態(tài)流動(dòng)的視角討論了協(xié)同創(chuàng)新與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)系[10,11]。該研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)與高校的聯(lián)結(jié)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效有顯著正向影響，區(qū)域間創(chuàng)新要素的動(dòng)態(tài)流動(dòng)將通過(guò)促進(jìn)知識(shí)空間溢出進(jìn)而提升區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。

雖然產(chǎn)學(xué)合作作為企業(yè)的創(chuàng)新合作模式之一能夠顯著提升創(chuàng)新產(chǎn)出已被廣泛證實(shí)，但對(duì)合作關(guān)系的異質(zhì)性測(cè)度仍在豐富與加深創(chuàng)新合作領(lǐng)域的研究。在知識(shí)層面討論產(chǎn)學(xué)合作的創(chuàng)新效應(yīng)與此前研究的不同之處有二，一是更準(zhǔn)確地反映產(chǎn)學(xué)合作強(qiáng)度與深度對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響。此前文獻(xiàn)中僅引入二元變量對(duì)產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)兩類創(chuàng)新模式進(jìn)行識(shí)別，僅能反映企業(yè)與高校之間是否建立合作關(guān)系，難以解釋合作深度與強(qiáng)度，知識(shí)存量較好地彌補(bǔ)了這一不足。二是更具有綜合性，此前對(duì)產(chǎn)學(xué)合作協(xié)同創(chuàng)新的研究無(wú)法同時(shí)體現(xiàn)關(guān)聯(lián)型、交易型等多種方式發(fā)揮的作用，而知識(shí)層面的產(chǎn)學(xué)合作度量能夠統(tǒng)一不同類型的合作方式，更全面地反映合作規(guī)模。將多種形式的產(chǎn)學(xué)合作還原到知識(shí)生產(chǎn)與積累中，可更加綜合地反映其對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升作用。因此，本文提出假設(shè)一：產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)積累能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

1.2 知識(shí)層面產(chǎn)學(xué)合作與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)

產(chǎn)學(xué)合作與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)的關(guān)系一直以來(lái)都有 “替代說(shuō)”與 “互補(bǔ)說(shuō)”兩種爭(zhēng)論。 “替代說(shuō)”認(rèn)為，在企業(yè)資金、人力等資源投入一定的情況下，合作研發(fā)的增加將會(huì)使內(nèi)部研發(fā)投入減少，即產(chǎn)學(xué)合作可能對(duì)內(nèi)部研發(fā)產(chǎn)生 “擠出”作用。而 “互補(bǔ)說(shuō)”認(rèn)為，企業(yè)通過(guò)產(chǎn)學(xué)合作可接觸與吸收來(lái)自合作方的顯性與隱性知識(shí)，合作帶來(lái)的外部知識(shí)溢出將提升企業(yè)內(nèi)部研發(fā)的邊際創(chuàng)新效應(yīng)，因而產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)表現(xiàn)為 “協(xié)同”關(guān)系。實(shí)證研究方面，Cassiman和Veugelers以比利時(shí)企業(yè)為樣本開展的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)外部研發(fā)力量顯著提高了樣本企業(yè)內(nèi)部研發(fā)的邊際收益，二者之間是協(xié)同關(guān)系[12]。Love和Roper研究了德國(guó)與英國(guó)的企業(yè)在不同創(chuàng)新階段外部研發(fā)力量對(duì)內(nèi)部研發(fā)的影響[13]。結(jié)果表明，德國(guó)樣本企業(yè)的外部研發(fā)力量與內(nèi)部研發(fā)顯示出互補(bǔ)關(guān)系，而英國(guó)樣本企業(yè)的外部合作研發(fā)對(duì)內(nèi)部研發(fā)存在替代效應(yīng)。樊霞等將研發(fā)投入作為情境變量納入計(jì)量模型中,討論產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)獨(dú)立研發(fā)之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在勞動(dòng)力密集型行業(yè)，企業(yè)內(nèi)部研發(fā)與產(chǎn)學(xué)研合作相互替代[14]。事實(shí)上，合作研發(fā)與內(nèi)部研發(fā)之間的關(guān)系在企業(yè)技術(shù)能力發(fā)展的不同階段可能表現(xiàn)為不同的形式。劉煒等構(gòu)建了技術(shù)能力演化視角下合作研發(fā)與內(nèi)部研發(fā)互動(dòng)關(guān)系的理論模型，發(fā)現(xiàn)隨著技術(shù)能力的增強(qiáng)，二者關(guān)系呈現(xiàn)出替代—互補(bǔ)—替代的變化趨勢(shì)[15]。

現(xiàn)有研究已深刻反映了產(chǎn)學(xué)合作研發(fā)與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)之間關(guān)系的復(fù)雜性。當(dāng)前我國(guó)產(chǎn)學(xué)合作理論與實(shí)踐還在高速發(fā)展階段，本文基于合作理論并結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況進(jìn)行分析，給出產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)之間關(guān)系的假設(shè)。首先，我國(guó)產(chǎn)學(xué)合作的歷史并不長(zhǎng)，目前該領(lǐng)域的重點(diǎn)是探索合作模式的創(chuàng)新 (例如共建實(shí)體、產(chǎn)學(xué)聯(lián)盟等)，以及挖掘產(chǎn)學(xué)合作潛在機(jī)制動(dòng)力等，企業(yè)還未能足夠關(guān)注產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)之間協(xié)同關(guān)系的構(gòu)建，欠缺對(duì)內(nèi)、外部知識(shí)源的有效配置與管理。其次，產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)關(guān)系還受到企業(yè)吸收能力、高校擴(kuò)散能力等因素的影響，即后者將對(duì)產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)之間的關(guān)系發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。在企業(yè) “重引進(jìn)輕吸收”的現(xiàn)狀下，內(nèi)部研發(fā)較難達(dá)到增進(jìn)產(chǎn)學(xué)合作的程度，產(chǎn)學(xué)合作也較難帶動(dòng)企業(yè)內(nèi)部研發(fā)的積極性，二者之間尚缺乏良好互動(dòng)。最后，在企業(yè)與高校之外，政府、金融以及中介服務(wù)機(jī)構(gòu)等外部環(huán)境對(duì)產(chǎn)學(xué)合作的引導(dǎo)與支持也處于發(fā)展階段，企業(yè)獲得外部知識(shí)的搜索成本較高，可能擠占部分研發(fā)資源，從而對(duì)內(nèi)部研發(fā)造成一定影響。基于此，本文提出假設(shè)二：當(dāng)前階段產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量對(duì)內(nèi)部研發(fā)存在 “擠出效應(yīng)”。

2 模型與數(shù)據(jù)

基于以上理論分析和假說(shuō)，本文將構(gòu)建計(jì)量模型對(duì)產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量的創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究并討論產(chǎn)學(xué)合作與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)之間的關(guān)系。

2.1 模型框架

Griliches構(gòu)建知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型來(lái)研究企業(yè)知識(shí)資本對(duì)創(chuàng)新的影響[16]?；诖?，本文選擇Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，將企業(yè)內(nèi)部研發(fā)知識(shí)存量、產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量以及人力資本作為投入要素，企業(yè)的申請(qǐng)專利數(shù)作為產(chǎn)出要素建立知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

其中，A表示全要素生產(chǎn)率，i表示地區(qū)，t表示年份，α、β、γ分別為內(nèi)部研發(fā)Rit、人力資本Lit、產(chǎn)學(xué)合作UICit三類投入要素的產(chǎn)出彈性。為了驗(yàn)證產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)知識(shí)存量之間的互動(dòng)關(guān)系，本文還將在后續(xù)具體的計(jì)量模型中加入二者交互作用項(xiàng)，并引入其他控制變量。

2.2 動(dòng)態(tài)面板回歸模型

由于從研發(fā)投入到專利產(chǎn)出需經(jīng)歷較漫長(zhǎng)的過(guò)程，存在滯后效應(yīng)。專利產(chǎn)出本身也存在慣性，是一個(gè)連續(xù)的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程，因此在研究知識(shí)存量對(duì)專利產(chǎn)出影響這一問題時(shí)，應(yīng)當(dāng)考慮使用動(dòng)態(tài)模型?？紤]這一慣性特征和路徑依賴，本文在靜態(tài)面板模型中加入被解釋變量的滯后項(xiàng)構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型作為基準(zhǔn)模型。具體形式如下：

lnYit=α1lnYit-1+α2lnYit-2+β1lnUICit+

β2lnRDit+β3lnLit+θ1lnFDIit+lnSIZEit+

θ3lnGOVit+ηi+δt+òit

(2)

其中，Yit為企業(yè)的專利申請(qǐng)量或發(fā)明專利申請(qǐng)量；UICit、RDit、Lit分別為產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量、企業(yè)內(nèi)部研發(fā)知識(shí)存量以及研發(fā)人員數(shù)，以上三者是知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)的主要投入變量。FDIit為各地區(qū)外商直接投資占GDP的比重，表示區(qū)域的對(duì)外開放程度對(duì)企業(yè)專利創(chuàng)新的影響。SIZEit為區(qū)域大中型企業(yè)的平均總資產(chǎn)，用于代表企業(yè)規(guī)模；GOVit為科技經(jīng)費(fèi)收入中來(lái)自政府部門的比重，表示政府對(duì)科技創(chuàng)新的支持力度。ηi為不可觀測(cè)的個(gè)體差異，δt為時(shí)間差異，òit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了減少異方差，對(duì)所有變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。

由于被解釋變量滯后項(xiàng)的存在，不可避免會(huì)產(chǎn)生解釋變量?jī)?nèi)生性問題。此時(shí)若仍然采用固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型的最小二乘估計(jì)(OLS)估計(jì)將無(wú)法得到具有一致性的估計(jì)結(jié)果。Bover等提出了動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì) (GMM)方法解決這一問題[17]。因此，本文采用兩步系統(tǒng)GMM方法，并對(duì)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行調(diào)整[18]。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量描述

本文的研究樣本為2005—2015年我國(guó)26個(gè)省市 (由于數(shù)據(jù)缺失，不包括西藏、青海、海南、重慶)的區(qū)域面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)自 《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》 《工業(yè)企業(yè)科技活動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。實(shí)證模型中各變量的定義見表1,數(shù)據(jù)情況見表2。

(1)創(chuàng)新產(chǎn)出。本文選用各地區(qū)大中型企業(yè)的專利申請(qǐng)量作為創(chuàng)新產(chǎn)出衡量指標(biāo)。我國(guó)的專利包括發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)三種，其中發(fā)明專利的審核更為嚴(yán)格，創(chuàng)新性也更強(qiáng)。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文選擇發(fā)明專利申請(qǐng)量作為被解釋變量對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行再次估計(jì)。

(2)知識(shí)資本投入。本文借鑒Hall和Mairesse選取知識(shí)資本存量作為投入變量[19]。企業(yè)能夠利用的知識(shí)資本存量一方面來(lái)自內(nèi)部研發(fā)，另一方面來(lái)自產(chǎn)學(xué)合作。本文對(duì)產(chǎn)學(xué)合作、內(nèi)部研發(fā)知識(shí)存量進(jìn)行合理測(cè)算獲得知識(shí)資本投入。

(3)研發(fā)人員投入。人員投入是知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)中重要的自變量之一，本文以企業(yè)研發(fā)人員數(shù)度量人員投入。

(4)企業(yè)規(guī)模。在國(guó)內(nèi)外研究中最常使用的衡量企業(yè)規(guī)模的變量是企業(yè)的銷售收入或總資產(chǎn)。本文選擇后者作為企業(yè)規(guī)模的控制變量。

(5)政府支持。政府支持會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，有研究認(rèn)為政府支持能夠起到激勵(lì)作用，但也有研究討論政府科技投入對(duì)企業(yè)自主研發(fā)投入的 “擠出效應(yīng)”。由于在區(qū)域?qū)用嫔蠠o(wú)法獲得政府間接支持的數(shù)據(jù)，因此本文選擇企業(yè)科技收入中政府資金所占比重替代政府支持。

(6)外商直接投資。外商直接投資是發(fā)展中國(guó)家獲取和利用技術(shù)知識(shí)的重要途徑之一。外商直接投資能夠帶來(lái)新技術(shù)，對(duì)國(guó)內(nèi)創(chuàng)新活動(dòng)提供動(dòng)力，也是影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的因素。因此本文選擇外商直接投資占GDP的比重為替代變量，控制外商直接投資的影響。

表1 變量的定義、含義與測(cè)度方法

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3 實(shí)證研究結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

表3報(bào)告了基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果，其中 (1)～ (3)列分別列示了混合OLS估計(jì)、固定效應(yīng)模型以及系統(tǒng)GMM估計(jì)的系數(shù)。產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量系數(shù)、內(nèi)部研發(fā)知識(shí)存量系數(shù)、研發(fā)人員投入系數(shù)都顯著為正，符合假說(shuō)一。產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)知識(shí)存量的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明產(chǎn)學(xué)合作對(duì)內(nèi)部研發(fā)存在一定 “擠出效應(yīng)”，與假說(shuō)二一致。因此，宏觀上看，當(dāng)前我國(guó)企業(yè)產(chǎn)學(xué)合作尚未與內(nèi)部研發(fā)形成有效的協(xié)同機(jī)制，產(chǎn)學(xué)合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的提升潛力有待進(jìn)一步挖掘。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從三個(gè)角度對(duì)上述結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行分析：①替換因變量。根據(jù)前文分析，發(fā)明專利申請(qǐng)量是更加具有創(chuàng)新性的創(chuàng)新產(chǎn)出形式。若模型對(duì)不同情境下的創(chuàng)新產(chǎn)出均存在前文結(jié)論，說(shuō)明本文結(jié)論具有可靠性；②縮短樣本量。王宇偉等采用縮短樣本長(zhǎng)度方式對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)[20]，其基準(zhǔn)模型中采用2007—2014年數(shù)據(jù)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中剔除2007年、2008年數(shù)據(jù)，將剩余數(shù)據(jù)代入模型進(jìn)行估計(jì)?；诖?，本文通過(guò)將原始數(shù)據(jù)中2005—2007年數(shù)據(jù)剔除，縮短樣本量，重新利用基準(zhǔn)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。③減少工具變量。減少工具變量數(shù)量也是對(duì)GMM估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方式之一，具體結(jié)果見表4。由表4可知，模型中核心解釋變量的系數(shù)估計(jì)值與符號(hào)都保持穩(wěn)定，并且模型均能通過(guò)Sargan檢驗(yàn)與序列自相關(guān)檢驗(yàn)。因此，本文的研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表3 產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量的創(chuàng)新效應(yīng)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示在1%、5%及10%水平上顯著；Sargan檢驗(yàn)欄中是接受原假設(shè)的概率值；AR (1)與AR (2)為序列相關(guān)性檢驗(yàn)的概率值。各變量作為工具變量的起始滯后期固定不變，因變量滯后項(xiàng)以及內(nèi)生變量的滯后期從1期開始，下同。

表4 基本回歸的穩(wěn)健性分析結(jié)果

3.3 基于分組的區(qū)域異質(zhì)性分析

由于全樣本中各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、研發(fā)強(qiáng)度、產(chǎn)學(xué)合作程度有較大差異，基于全部樣本區(qū)域的分析沒有考慮區(qū)域異質(zhì)性條件下產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的不同影響。為了進(jìn)一步考察產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量在創(chuàng)新中發(fā)揮的作用以及異質(zhì)性區(qū)域條件下產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量與內(nèi)部研發(fā)知識(shí)存量對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的異同，本文將根據(jù)各區(qū)域的研發(fā)強(qiáng)度、產(chǎn)學(xué)合作深度將各區(qū)域進(jìn)行劃分，對(duì)不同區(qū)域分別進(jìn)行研究討論，從而進(jìn)一步對(duì)本文理論假說(shuō)進(jìn)行驗(yàn)證。

根據(jù) 《科技活動(dòng)統(tǒng)計(jì)公報(bào)》公布的各區(qū)域研發(fā)強(qiáng)度數(shù)據(jù)，將全部樣本省市劃分為高研發(fā)強(qiáng)度與低研發(fā)強(qiáng)度兩組，結(jié)果見表5。另外，產(chǎn)學(xué)合作深度在各區(qū)域間也有不同的表現(xiàn)。本文構(gòu)建了區(qū)域產(chǎn)學(xué)合作深度指標(biāo)來(lái)進(jìn)行測(cè)算，具體指標(biāo)形式如下：

(3)

其中，UICstock,i與INNERstock分別為區(qū)域i的產(chǎn)學(xué)合作與自主研發(fā)知識(shí)存量。UICintensity,i表示區(qū)域i的產(chǎn)學(xué)合作深度。根據(jù)計(jì)算的產(chǎn)學(xué)合作深度對(duì)樣本區(qū)域進(jìn)行劃分，得到高合作深度組與低合作深度組兩組樣本。表5報(bào)告了兩個(gè)組別的回歸結(jié)果。

表5 區(qū)域異質(zhì)性分析

由表5可知，高研發(fā)強(qiáng)度的區(qū)域產(chǎn)學(xué)合作的創(chuàng)新效應(yīng)顯著為正，這說(shuō)明基于產(chǎn)學(xué)合作的協(xié)同創(chuàng)新發(fā)揮著積極作用。然而，研發(fā)強(qiáng)度低的區(qū)域產(chǎn)學(xué)合作與自主研發(fā)的創(chuàng)新效應(yīng)都未能顯現(xiàn)。對(duì)于后發(fā)地區(qū)，尚未形成依托企業(yè)、高校及其他服務(wù)機(jī)構(gòu)的技術(shù)創(chuàng)新中心，協(xié)同創(chuàng)新無(wú)法發(fā)揮作用。產(chǎn)學(xué)合作深度較高的地區(qū)，產(chǎn)學(xué)合作的創(chuàng)新效應(yīng)為正，自主研發(fā)的創(chuàng)新效應(yīng)不顯著，且產(chǎn)學(xué)合作與自主研發(fā)的交互項(xiàng)顯著為負(fù)。這一結(jié)果說(shuō)明產(chǎn)學(xué)合作對(duì)自主研發(fā)產(chǎn)生 “擠出效應(yīng)”，減弱了自主研發(fā)的創(chuàng)新效應(yīng)。在產(chǎn)學(xué)合作強(qiáng)度較低的區(qū)域，產(chǎn)學(xué)合作與自主研發(fā)的創(chuàng)新效應(yīng)都顯著為正，且從系數(shù)看，二者對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響相當(dāng)。

區(qū)域異質(zhì)分析的結(jié)果顯示，研發(fā)強(qiáng)度是產(chǎn)學(xué)合作發(fā)揮作用的重要基礎(chǔ)。事實(shí)上，已有文獻(xiàn)從吸收能力角度對(duì)這一現(xiàn)象進(jìn)行了解釋。只有具有一定的吸收能力才能成功吸收、消化產(chǎn)學(xué)合作生產(chǎn)的異質(zhì)性知識(shí)[21]。隨著產(chǎn)學(xué)合作深度增強(qiáng)，其對(duì)企業(yè)自主研發(fā)的 “擠出效應(yīng)”開始顯現(xiàn)。

4 基于分位回歸模型的進(jìn)一步檢驗(yàn)

前文所使用的面板模型分析都只針對(duì)均值回歸，回歸結(jié)果僅能反映均值附近數(shù)據(jù)之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，對(duì)分布上下尾的變量關(guān)系刻畫并不準(zhǔn)確。另一方面，以上模型都假設(shè)誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布，當(dāng)所獲得的樣本數(shù)據(jù)不滿足經(jīng)典假設(shè)時(shí)，其估計(jì)結(jié)果將不再具有優(yōu)良性。為了能夠更好地彌補(bǔ)傳統(tǒng)均值回歸的缺陷，同時(shí)獲得不同區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出水平下產(chǎn)學(xué)合作對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，本文對(duì)專利申請(qǐng)量的分布進(jìn)行建模，利用Powell[22]提出的工具變量面板分位回歸模型 (IVPQR)獲得不同分位點(diǎn)上因變量與自變量之間的關(guān)系，回歸結(jié)果見表6。表6的結(jié)果顯示，在所研究各分位點(diǎn)上，產(chǎn)學(xué)

表6 工具變量面板分位數(shù)模型 (IVPQR)的結(jié)果

合作的創(chuàng)新效應(yīng)顯著為正，驗(yàn)證了假設(shè)1，且產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，反映產(chǎn)學(xué)合作的 “擠出效應(yīng)”，驗(yàn)證了假設(shè)2。由于在不同分位點(diǎn)進(jìn)行回歸時(shí)，將對(duì)該分位點(diǎn)周圍的數(shù)據(jù)給予更高權(quán)重，本文通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)廣東省的創(chuàng)新產(chǎn)出偏離其他省份較遠(yuǎn)。事實(shí)上， 《中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)報(bào)告2016》中也專門提到，廣東省的企業(yè)專利申請(qǐng)量占比明顯高于其他地區(qū)，企業(yè)的創(chuàng)新主體地位明顯優(yōu)于其他地區(qū)。因此高分位點(diǎn)處的分位回歸結(jié)果可能受極端值影響較大，因此本文略去了更高分位點(diǎn)處的結(jié)果。

5 結(jié)論與啟示

本文利用2005—2015年省際面板數(shù)據(jù)，建立動(dòng)態(tài)面板回歸模型對(duì)產(chǎn)學(xué)合作的創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明，第一，產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新存在顯著正向影響；第二，產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)存量與內(nèi)部研發(fā)知識(shí)存量交叉項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，反映了產(chǎn)學(xué)合作對(duì)內(nèi)部研發(fā)存在一定的 “擠出效應(yīng)”；第三，通過(guò)減少工具變量、替換因變量與縮短樣本量的回歸結(jié)果顯示本文的實(shí)證分析結(jié)論具有穩(wěn)健性。

基于面板分位回歸模型的實(shí)證結(jié)果揭示了不同創(chuàng)新產(chǎn)出水平下產(chǎn)學(xué)合作的創(chuàng)新效應(yīng)大小，進(jìn)一步驗(yàn)證了前文假設(shè)。此外，本文還從區(qū)域研發(fā)強(qiáng)度、產(chǎn)學(xué)合作深度兩個(gè)維度上開展異質(zhì)性分析，結(jié)果表明研發(fā)強(qiáng)度高的區(qū)域產(chǎn)學(xué)合作創(chuàng)新效應(yīng)表現(xiàn)更好。研發(fā)強(qiáng)度作為區(qū)域吸收能力的重要體現(xiàn)，是促進(jìn)產(chǎn)學(xué)合作創(chuàng)新效應(yīng)發(fā)揮的重要基礎(chǔ)。隨著產(chǎn)學(xué)合作深度增強(qiáng)，其對(duì)企業(yè)自主研發(fā)的 “擠出效應(yīng)”開始顯現(xiàn)。企業(yè)產(chǎn)學(xué)合作與內(nèi)部研發(fā)還需建立有效的協(xié)同機(jī)制，企業(yè)如何有效利用產(chǎn)學(xué)合作知識(shí)，進(jìn)行外部知識(shí)管理是亟待解決的課題。

在產(chǎn)學(xué)合作廣度不斷擴(kuò)展與深度不斷加強(qiáng)的背景下，如何真正有效發(fā)揮產(chǎn)學(xué)合作的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，并使之與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)形成良好互補(bǔ)關(guān)系是研究的關(guān)注點(diǎn)以及實(shí)踐的著力點(diǎn)。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)吸收能力是影響產(chǎn)學(xué)合作創(chuàng)新績(jī)效的重要因素之一，企業(yè)的內(nèi)部研發(fā)能力、外部知識(shí)學(xué)習(xí)能力需實(shí)現(xiàn)平衡。對(duì)于政府而言，搭建產(chǎn)學(xué)合作平臺(tái)，完善技術(shù)交易市場(chǎng)并制定有助于區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)知識(shí)流動(dòng)的連接性政策是需關(guān)注的方向。