政府介入與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇關(guān)系研究

李 林，王 藝，黃 冕，胡 芳

(1.湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長沙 410087；2.廣西大學(xué) 商學(xué)院，廣西 南寧 530000)

0 引言

在中國情境下，政府介入對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目實施和成功具有重要影響[1]。協(xié)同創(chuàng)新是指以企業(yè)、高校和科研機構(gòu)為創(chuàng)新主體，以政府、金融機構(gòu)、中介組織、創(chuàng)新平臺等為輔助要素，在國家政策引導(dǎo)和創(chuàng)新機制安排下，各主體要素充分發(fā)揮其能力優(yōu)勢，整合互補性資源，實現(xiàn)優(yōu)勢互補和互惠共贏的創(chuàng)新組織模式。產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目是合作創(chuàng)新載體之一，除企業(yè)、高校與研究所這一最主要的形式外，還有高校與高校、高校與研究所、企業(yè)與企業(yè)協(xié)同等不同形式[2,3]。對于產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目，政府作為發(fā)起者、主要責(zé)任方、部分資金提供方，通過政策引導(dǎo)或者間接介入對項目產(chǎn)生影響[4,5,6,7]。

然而，當(dāng)前政府介入活動表面上體現(xiàn)了政府對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目的重視，但不一定能夠達(dá)到預(yù)期推動效果，其對項目成功度的影響尚未得到學(xué)術(shù)界重視，相關(guān)研究較少。通過分析2006-2016年中國政府出臺的一系列產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展政策文件發(fā)現(xiàn):①當(dāng)前關(guān)于產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目政策工具種類過多，應(yīng)用過濫，未能區(qū)分項目目標(biāo)并對項目進(jìn)行分類管理[8]；②政府介入不同項目產(chǎn)生的激勵效應(yīng)存在差異[9,10]；③政府通過審查方式介入項目時，過多審查次數(shù)會嚴(yán)重?fù)p害項目信心，削弱企業(yè)自主權(quán)，次數(shù)過少則導(dǎo)致項目缺乏監(jiān)督，使項目成功率降低[11，12]；④目前政府有關(guān)政策過于宏觀，未能從產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制角度切入，缺乏對具體產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇的考量[13]，不利于結(jié)合項目的政府介入情況選擇最合適的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制。現(xiàn)有文獻(xiàn)對政府行為的直接影響討論較多，忽視了政府介入與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇間關(guān)系對項目成功度的影響。

綜上所述，如何通過政府有效推動產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目順利實施，提高項目成功度，需要深入考察政府介入行為對項目的影響。因此，研究政府介入行為與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇的關(guān)系以及對項目成功度的影響極為重要。本研究的重點是從政府角度出發(fā)，通過實證研究找到產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目中政府參與不足的主要表現(xiàn)，確定政府介入度、產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇與項目成功度之間的關(guān)系，最終提出通過政府介入科學(xué)選擇產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制，以提升項目成功度的建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 政府介入度與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制

產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目成功率較高的國家都具備比較完善的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目合作法律法規(guī)。余東華和張鑫宇[14]指出，政府知識資本投入有利于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)合作創(chuàng)新，提高產(chǎn)業(yè)鏈整體創(chuàng)新能力。美國通過實施《國家科技政策、組織和優(yōu)化法》等科技政策，使政策和技術(shù)在協(xié)同模式下互為支撐，共同完善和進(jìn)步[15]。日本和德國制定一系列與產(chǎn)學(xué)研合作相關(guān)的獎勵補償政策，為深入開展產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目營造良好的環(huán)境，提高項目成功率[16]。當(dāng)前，政府對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目采取直接提供資金的方式，主要包括財政補貼、信貸補貼和稅收優(yōu)惠(柳光強，2016)。韓丹和屈延[17]提出，政府補助與稅收優(yōu)惠對合作方企業(yè)研發(fā)投入和項目績效有顯著激勵作用；王旭和何玉[18]指出，政府補貼能促進(jìn)研發(fā)投入，稅收優(yōu)惠政策能顯著緩解企業(yè)融資約束，對研發(fā)投入有積極促進(jìn)作用；Chen[19]研究表明，政府可以通過提供關(guān)鍵信息數(shù)據(jù)等方式為項目提供資源支持，有利于合作方及時獲取信息資源，降低尋找合作伙伴的盲目性，解決信息不對稱問題，從而降低項目風(fēng)險，提高風(fēng)險分?jǐn)偤侠砘潭?；Sohail[20]研究指出，政府可以通過把握項目核心企業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向干預(yù)項目，企業(yè)項目性質(zhì)與政府關(guān)聯(lián)度越高，政府對企業(yè)干預(yù)越多，企業(yè)外部競爭程度越低，政府對企業(yè)投入產(chǎn)出分配合理化評價的作用越大。綜上所述，政府可以通過多種方式介入產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目，本文將政府對項目的介入程度描述為政府介入度。

產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制形成依賴于合理的項目合作機制與利益分配機制[21]。由于利益分配具有階段性與動態(tài)性且貫穿于整個產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目生命周期[13]，政府介入項目后采取的激勵措施有助于鼓勵合作主體積極采取行動，政府通過利益分配方式進(jìn)行合理干預(yù)與監(jiān)督[21]。根據(jù)楊子剛[22]對技術(shù)轉(zhuǎn)讓與合作開發(fā)兩種合作模式在純市場行為和政府介入情景下的博弈分析可知：不同合作模式在兩種情景下對增強主體合作愿意、提升研發(fā)能力、增加社會經(jīng)濟效益具有不同程度的影響。同時，在產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制形成過程中，政府需要對項目成果進(jìn)行檢查、驗收、評價和反饋[23]。Vitharana[11]和賴詩攀[12]研究表明，政府對協(xié)同創(chuàng)新項目的審查主要涉及項目投入產(chǎn)出情況、實施風(fēng)險及控制情況和資金使用規(guī)范情況，從而有針對性地進(jìn)行專項技術(shù)人員審核和專項市場調(diào)研。由此，政府監(jiān)督有利于規(guī)范產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇以及項目合同執(zhí)行，促進(jìn)項目規(guī)范開展。

綜上可知，在合理范圍內(nèi)政府對協(xié)同創(chuàng)新項目的介入，可以更好地監(jiān)督項目合作效率、風(fēng)險分?jǐn)偙壤c投入產(chǎn)出分配比例，提高合作方積極性。同時，可以降低項目執(zhí)行過程中的技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險，提高項目利益分配的公平性與合理性，選擇最合理的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1：政府介入度顯著影響產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇。

1.2 產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制與項目成功度

產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目是一種復(fù)雜的涉及諸多利益相關(guān)者的活動，其中的關(guān)鍵點就是合作。對于各合作方，調(diào)節(jié)好關(guān)系就能產(chǎn)生巨大收益，實現(xiàn)項目成功，稍有差錯也能帶來不可估量的損失[24]。Liu等[25]研究指出，戰(zhàn)略合作模式是創(chuàng)新項目建設(shè)成功的關(guān)鍵因素之一；Grochowski[26]通過構(gòu)建汽車行業(yè)研究合作模型對項目適用性進(jìn)行分析和評估，發(fā)現(xiàn)合作模式是汽車行業(yè)跨學(xué)科、跨組織研究和發(fā)展的成功因素；劉偉等[27]通過對創(chuàng)業(yè)投資機構(gòu)合作模式進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)不同合作模式選擇對項目投資回報水平的影響程度不同；Xie等[28]提出了一種合作模式選擇優(yōu)化機制，通過對項目成果進(jìn)行詳細(xì)分析，驗證了優(yōu)化合作模式可以顯著提高項目成功度。同時，合作模式直接決定合作利益形成機理，進(jìn)而影響利益分配[29]。利益和風(fēng)險相伴相生，量化合作主體風(fēng)險分?jǐn)偙壤抢娣峙浜晚椖宽樌_展的前提[30]，合理的利益分配有助于解決項目實施過程中的風(fēng)險問題，促進(jìn)項目成功[31]。因此，不同合作模式與利益分配方式對項目成功的各維度有著不同程度的影響。綜上，本文提出以下假設(shè)：

H2：產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇顯著影響項目成功度。

1.3 政府介入度與項目成功度

(1)政府介入度子變量劃分過程。根據(jù)前文理論分析，引用文獻(xiàn)篩選后選取的21個指標(biāo)(見表1)描述政府介入度。為降低評價變量間的相關(guān)性，減少變量個數(shù)并優(yōu)化模型構(gòu)建，先利用因子分析法對政府介入度的21個指標(biāo)進(jìn)行降維處理，如圖1所示。

圖1 因子分析過程

綜上，通過因子分析得到的政府介入度主成分得分GI和提取的5個公因子均具有較好的代表性，5個公因子即為簡化后的子變量，進(jìn)一步驗證其與其它變量之間的關(guān)系，歸納得到具體子變量說明與文獻(xiàn)依據(jù)如表1所示。以5個因子的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，得到主因子政府介入度綜合得分：GI=(20.17*F1+15.593*F2+15.248*F3+13.333*F4+10.126*F5)÷74.47。

表1 政府介入度子變量說明

(2)相關(guān)關(guān)系分析。根據(jù)政府介入度子變量劃分結(jié)果，得到政府介入項目主要有5種形式：政府對項目的獎勵補償支持、政府對項目資金的支持、政府對項目資源的支持、政府對項目模式選擇的科學(xué)指導(dǎo)以及政府對項目進(jìn)行審查。其中，前4種介入形式對政府介入度的貢獻(xiàn)較大，根據(jù)指標(biāo)含義和得分，考慮將政府介入度分為政府對項目的支持力度和政府對項目的審查力度,提出后續(xù)假設(shè)并進(jìn)行檢驗。

政府對項目的獎勵補償、資金提供、資源配置、科學(xué)指導(dǎo)項目模式選擇等支持性行為，可以更好地解決項目開展過程中的各種難題，降低項目風(fēng)險，推動項目成功[39]。政府對項目的審查主要涉及項目投入產(chǎn)出、資金使用規(guī)范和實施風(fēng)險及控制等情況，因而有專門進(jìn)行專項市場調(diào)研以及項目審核的專項技術(shù)人員等[11,12]。政府對項目進(jìn)行審查的過程通常是復(fù)雜而周密的，審查內(nèi)容更加多元化，流程更為嚴(yán)格復(fù)雜，審查周期更長[40]。在這種情況下，項目需要投入更多精力參與政府評審環(huán)節(jié)，因而過于頻繁的審查可能導(dǎo)致項目工期延長，嚴(yán)重?fù)p害項目信心，降低企業(yè)自主權(quán)，從而導(dǎo)致項目成功率降低[41]。政府過少的審查次數(shù)與簡化審查流程則會導(dǎo)致項目實施過程中的漏洞不能被及時發(fā)現(xiàn)，從而導(dǎo)致項目成功率降低[45]。因此，本文提出以下假設(shè)：

H3:政府介入度顯著正向影響項目成功度。

H3a：政府對項目的支持力度顯著正向影響項目成功度；

H3b：政府對項目的審查力度先正向后負(fù)向影響項目成功度。

綜上所述，政府介入度、產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制與項目成功度理論模型構(gòu)建如圖2所示。

圖2 理論模型

2 研究設(shè)計

2.1 樣本來源與數(shù)據(jù)收集

本文最終樣本數(shù)據(jù)來源于2019年2—6月課題組回收的正式問卷。每份問卷代表一個具體的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目，每位受訪人員均來自不同項目，所有題項采用李克特7點量表進(jìn)行測量。發(fā)放人群為產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目領(lǐng)域的重要專家和項目成員，要求受訪者根據(jù)自身經(jīng)驗和實際項目績效填寫問卷并對項目進(jìn)行評估。首先，發(fā)放20份試點問卷，其中有15份有效問卷。通過分析各指標(biāo)平均值和相關(guān)系數(shù)修改問卷，得到最終版本的調(diào)查問卷，以紙質(zhì)和電子郵件形式向受訪者發(fā)放問卷，具體來說，發(fā)放了284份紙質(zhì)版問卷，獲得150份可用答案，有效率為66.37%；發(fā)放108份電子版問卷，獲得76份可用答案，有效率為70.37%，總計收集226份經(jīng)過驗證的問卷，有效率為71.75%。

2.2 數(shù)據(jù)處理與樣本特征

本文對收集到的226份產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得到產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目基本信息，如表2所示。同時，樣本數(shù)據(jù)在華東、華中、西南、華北、華南、西北和東北等區(qū)域均有相應(yīng)的采集量。因此，數(shù)據(jù)具有一定的專業(yè)性以及較廣泛的區(qū)域分布和行業(yè)分布，在一定程度上克服了行業(yè)與區(qū)域上的政策差異，達(dá)到本研究的基本要求。

2.3 變量測量與研究方法

(1) 產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制子變量劃分過程。由于項目合作模式和利益分配方式共同構(gòu)成產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制，利益分配方式主要參考嵇憶虹等[43]的研究，劃分為固定報酬方式、產(chǎn)出分享方式和混合支付方式3種。合作模式主要參考D'Este等[44]的研究，劃分為技術(shù)轉(zhuǎn)讓模式、委托研發(fā)模式、聯(lián)合研發(fā)模式、戰(zhàn)略聯(lián)盟模式和企業(yè)出資建設(shè)運營模式5種。通過文獻(xiàn)篩選，選取以下5個指標(biāo)衡量產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目成功度：項目時間進(jìn)度情況、項目成本控制情況、項目質(zhì)量要求達(dá)標(biāo)情況、項目成果可二次開發(fā)和利益相關(guān)者總體滿意度[45-51]。

表2 產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目基本信息

為了更加深入準(zhǔn)確地分析不同產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制對項目成功度的影響，排除合作模式與利益分配方式之間的相關(guān)性，采取對應(yīng)分析法，以合作模式為行變量、利益分配方式為列變量，對二者實行降維處理。通過執(zhí)行數(shù)據(jù)分析得到Sig.值為0.022，在5%的水平上顯著，表明合作模式與利益分配方式具有顯著相關(guān)關(guān)系，輸出得到對應(yīng)分布圖(見圖3)和對應(yīng)列簡要表(見表3)。

圖3 對應(yīng)分布情況

表3 對應(yīng)列簡要說明

具體分析如下：合作模式為技術(shù)轉(zhuǎn)讓模式的項目更傾向于選擇混合支付方式(0.079)進(jìn)行利益分配；合作模式為委托研發(fā)模式的項目更傾向于選擇混合支付方式(0.077)進(jìn)行利益分配；合作模式為聯(lián)合研發(fā)模式的項目更傾向于選擇固定報酬方式(0.701)進(jìn)行利益分配；合作模式為戰(zhàn)略聯(lián)盟模式的項目更傾向于選擇產(chǎn)出分享方式(0.344)進(jìn)行利益分配；合作模式為企業(yè)出資建設(shè)運營的項目更傾向于選擇混合支付方式(0.077)進(jìn)行利益分配。通過觀察變量分布情況，參考表3的質(zhì)量分布值，可以得到5種不同利益分配方式-合作模式匹配關(guān)系，即5種不同產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制，如表4所示。

表4 產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制子變量說明

(2) 模型變量選取。選擇政府介入度GI(見表1)與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制CIOM(見表4)作為自變量,以項目成功度PSD(見表5)作為因變量。為了控制受訪產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目特征，選擇受訪者項目角色、項目所屬行業(yè)、項目所處階段和項目所在區(qū)域為控制變量。非等距變量或名義變量在投入回歸模型前均轉(zhuǎn)化為虛擬變量，以第一個題項內(nèi)容作為比較類型分別納入模型，作為政府介入度對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇和項目成功度的影響，以及產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇對項目成功度的影響等3條路徑作為控制變量，以排除其對研究結(jié)果的干擾。

表5 項目成功度子變量說明

(3) 研究方法。①結(jié)構(gòu)方程模型：第一，測量問卷中各自變量與因變量量表的有效性，即政府介入度、產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制和項目成功度的子變量信度與效度水平，確保各子變量提出、測量以及在模型中的表述具有一致性。第二，初步驗證H1，H2，H3是否成立；②Logistic模型回歸法：進(jìn)一步驗證H1，具體分析政府介入與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇的匹配關(guān)系；③多元回歸分析法：驗證H3a，H3b是否成立并對模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，排除控制變量的影響。

3 實證研究

3.1 結(jié)構(gòu)方程模型實證分析

(1)信度與效度檢驗。本文使用AMOS軟件驗證理論模型，測試問卷中政府介入度、產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制以及項目成功度量表的信度與效度，分析結(jié)構(gòu)方程模型每個CFA和整個SEM信度與效度指標(biāo)，包括非標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷量、標(biāo)準(zhǔn)誤S.E.、顯著性水平(t值/p值)、標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷量、信度系數(shù)SMC、測量誤差1-SMC、克隆巴赫α系數(shù)、組成信度CR和收斂效度AVE。

由整個SEM的信度效度檢驗結(jié)果可知，克隆巴赫α系數(shù)為0.903，AVE值為0.519，表明問卷李克特7點量表信度和效度良好。模型的CFA信度效度檢驗結(jié)果如表6所示，結(jié)果表明，模型有潛變量的測量結(jié)果具有較高的可靠性。

(2) 擬合效果檢驗。本文對整個SEM模型和GI模型(CFA)的檢驗結(jié)果如表7所示。其中，配適度指標(biāo)基本達(dá)到可接受以上水平，模型擬合效果較好，各指標(biāo)具有較高的可靠性，表明該結(jié)構(gòu)方程模型與二階驗證性因素分析模型是可以接受的。

(3)假設(shè)檢驗。對結(jié)構(gòu)方程模型執(zhí)行數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，繪制政府介入度、產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制與項目成功度三者結(jié)構(gòu)方程模型路徑圖(見圖4)，圖中e代表觀察變量的測量誤差與潛變量的SMC。

由模型路徑圖與輸出的SEM信度效度指標(biāo)值可知：各假設(shè)對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為正，p值小于0.05，t檢驗顯著，H1、H2、H3均成立，具體結(jié)果如表8所示。

表6 CFA模塊信效度指標(biāo)值匯總

表7 SEM擬合優(yōu)度指標(biāo)值匯總

3.2 Logistic回歸模型實證分析

本文通過建立Logistic 回歸模型分析政府介入度(GI)與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制(CIOM)選擇之間的關(guān)系，檢驗結(jié)果(見表9)表明：似然比檢驗P{χ2>15.806}=0.002<0.05，落入拒絕域，因而拒絕原假設(shè)，即變量F1、F2、F3、F4、F5與廣義Logistic P之間的線性關(guān)系顯著，模型選擇正確，進(jìn)一步驗證了H2。

圖4 執(zhí)行數(shù)據(jù)分析后的結(jié)構(gòu)方程模型路徑

Logistic模型回歸結(jié)果如表10所示，分析如下：①當(dāng)政府介入度為F1時，選擇M1、M2、M3和M4的發(fā)生比率分別是M5(參照類)的1.346、1.459、1.034、0.001倍，故選擇傾向為M2>M1>M3>M5>M4；②當(dāng)政府介入度為F2時，選擇M1、M2、M3和M4的發(fā)生比率分別是M5(參照類)的1.587、1.116、1.259、1.323倍，故選擇傾向為M1>M4>M3>M2>M5；③當(dāng)政府介入度為F3時，選擇M1、M2、M3和M4的發(fā)生比率分別是M5(參照類)的0.335、0.938、0.740、0.669倍，故選擇傾向為M5>M2>M3>M4>M1；④當(dāng)政府介入度為F4時，選擇M1、M2、M3和M4的發(fā)生比率分別是M5(參照類)的1.176、1.281、1.966和1.966倍，故選擇傾向為M3>M1>M2>M4=M5；⑤當(dāng)政府介入度為F5時，選擇M1、M2、M3和M4的發(fā)生比率分別是M5(參照類)的0.756、0.861、0.450、2.916倍，故選擇傾向為M4>M5>M2>M1>M3。

綜上分析，得到已知政府介入度的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇，如表11所示。

表10 Logistic模型回歸結(jié)果

注：參考類別是M5：混合支付-企業(yè)出資建設(shè)運營機制

3.3 多元回歸實證分析

在對數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析前，先對數(shù)據(jù)進(jìn)行多重共線性診斷，結(jié)果符合回歸分析前提條件，多元回歸具體結(jié)果如表12所示。

表11 已知政府介入度的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇

表12 多元回歸結(jié)果

注：***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.05

(1)H3a和H3b檢驗。以項目成功度為因變量，模型 1a中只加入控制變量，模型1b在模型1a的基礎(chǔ)上加入F1、F2、F3、F4和F5作為自變量，F(xiàn)1-F5的回歸系數(shù)顯著且為正，表明H3a成立；模型1c在模型1b的基礎(chǔ)上加入(F5)2，F(xiàn)1、F2、F3和F4的回歸系數(shù)依舊顯著且為正，F(xiàn)5的回歸系數(shù)為負(fù)且不顯著，(F5)2的回歸系數(shù)顯著，表明F1、F2、F3和F4顯著正向影響PSD，F(xiàn)5對PSD的影響先為正向后為負(fù)向，存在一個F5值使PSD達(dá)到最大。

(2)模型內(nèi)生性檢驗。根據(jù)表12可知，模型 1b回歸系數(shù)顯著(β>0，p<0.001)，H3仍然成立。模型 2a在模型1a的基礎(chǔ)上加入產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制作為自變量，回歸系數(shù)顯著(β=0.595，p<0.001)，H2仍然成立。經(jīng)過回歸分析發(fā)現(xiàn)，H1，H2，H3，H3a和H3b對應(yīng)路徑標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)變化較小，P值依舊小于0.01。路徑影響方向和顯著性水平不變，假設(shè)依舊成立，可以排除模型變量內(nèi)生性問題，表明本文實證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

4 研究結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論與理論貢獻(xiàn)

本文采用多元化研究方法處理政府介入度、產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制和項目成功度三者間復(fù)雜關(guān)系，總結(jié)各變量之間的直接和間接影響。不僅利用結(jié)構(gòu)方程模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)得到政府介入對項目成功度的不同影響系數(shù)，還通過Logistic回歸結(jié)果分析得到最優(yōu)政府介入與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇關(guān)系匹配表，具體研究結(jié)論如下：

(1) 政府介入度與項目成功度之間存在正相關(guān)關(guān)系。其中，政府對項目的支持力度與項目成功度之間存在正相關(guān)關(guān)系，政府對項目的審查力度先正向后負(fù)向影響項目成功度。產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇顯著影響項目成功度并在政府介入與項目成功度的關(guān)系中發(fā)揮完全中介作用，其不同維度對項目成功度的影響程度不同。

(2) 在政府介入度所有子變量中，政府指導(dǎo)項目模式選擇的介入方式對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇和項目成功度的影響最大(0.637，0.264)；政府對項目資源支持的影響次之(0.635，0.263)；政府對項目資金支持的影響第三(0.568，0.235)；政府獎勵補償支持的影響第四(0.478，0.198)；政府對項目審查的影響程度最小(0.445，0.184)，按影響大小排序為F4>F3>F2>F1>F5。在政府介入度的21個測量指標(biāo)中，對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇和項目成功度的影響大小排在前三位的分別為政府提供信息資源和機密數(shù)據(jù)(F34)、政府提供啟動資金(F21)及政府提供財政補貼(F22)。

(3) 在F4的所有測量指標(biāo)中，對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇和項目成功度的影響大小排序為F44>F42>F43>F41，即政府與項目類型關(guān)聯(lián)程度的影響最大，政府指導(dǎo)項目組織模式自由選擇的影響最小。在F3的所有測量指標(biāo)中，影響大小排序為F34>F31>F32>F33，政府提供信息資源和機密數(shù)據(jù)的影響最大。在F2的所有測量指標(biāo)中，影響大小排序為F21=F22>F23，政府提供啟動資金和財政補貼的影響較大，信貸補貼較小。在F1的所有測量指標(biāo)中，影響大小排序為F12>F11>F1>F13>F14，政府出臺完善相關(guān)獎勵政策影響最大。在F5的所有觀察變量中，影響大小排序為F53>F51>F55>F54>F52，項目資金使用規(guī)范情況的影響最大。

(4) 政府介入度與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇之間顯著相關(guān)，在合理范圍內(nèi)，不同的政府介入方式匹配不同種類的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制，如表13所示。

4.2 管理啟示

綜上可得，為了提高項目成功度，根據(jù)研究結(jié)果和中國背景，需針對政府介入方式和程度采取不同的管理措施，指導(dǎo)項目選擇最合理的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制，具體建議如下：

表13 產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制選擇

(1) 對于項目主體而言，在已知項目政府介入的情況下,可以參考表13的5種匹配方式選擇最適合的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制，促進(jìn)項目成功。

(2) 政府應(yīng)當(dāng)根據(jù)項目類型與政府關(guān)聯(lián)度，科學(xué)指導(dǎo)項目模式選擇。對于關(guān)聯(lián)度較高的項目，應(yīng)當(dāng)提升政府對項目利益分配方式和組織模式自由選擇的介入程度;對于關(guān)聯(lián)度較低的項目，政府應(yīng)當(dāng)通過中介機構(gòu)，減少溝通成本支出。

(3) 政府為項目提供資源支持時，在條件允許的前提下，應(yīng)當(dāng)重點增加信息資源和機密數(shù)據(jù)提供量，同時發(fā)揮組織協(xié)調(diào)功能，協(xié)調(diào)項目成員，提高關(guān)鍵技術(shù)專家數(shù)量和水平，加大相關(guān)部門支持配合力度，形成良好的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制。

(4) 政府為項目提供資金支持時，應(yīng)當(dāng)重點完善啟動資金和財政補貼流程，針對不同的項目制定財政補貼或信貸補貼政策，采取對應(yīng)的支持措施。對取得顯著成果的項目給予肯定和鼓勵，加大財政補貼和政策優(yōu)惠力度，推動創(chuàng)新主體下一階段的深入合作。對于進(jìn)展不利的項目，政府應(yīng)該幫助糾偏并總結(jié)經(jīng)驗，通過合作創(chuàng)新信息平臺進(jìn)行資源共享和案例交流，為其它項目提供參考和借鑒，推動合作創(chuàng)新發(fā)展。

(5) 由于政府出臺完善相關(guān)獎勵政策的影響程度最大，故政府對項目進(jìn)行獎勵補償支持時，應(yīng)當(dāng)提前甄別企業(yè)目的，依據(jù)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新項目類型進(jìn)行分類管理，根據(jù)項目實際情況和不同政策目標(biāo)，制定針對性稅收優(yōu)惠等獎勵性政策，促進(jìn)項目成功度提高。

(6) 政府對項目的審查力度需要合理，避免對項目過度干預(yù)。在保證企業(yè)自主權(quán)的同時，重點審查項目資金使用規(guī)范情況和投入產(chǎn)出情況，提升上述兩個環(huán)節(jié)的審查頻率，細(xì)化審查內(nèi)容以及審查不達(dá)標(biāo)后的懲罰措施，及時解決項目運行中的問題，減少不公平現(xiàn)象，促使合作創(chuàng)新主體更好地履行職責(zé)。

4.3 不足與展望

本研究仍存在以下不足：僅采取問卷調(diào)查方式，對變量之間的因果關(guān)系有待采用多樣化方法加以驗證。同時，本文主要分析政府介入與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新運行機制對項目成功度的影響，可能存在作用于項目成功度的其它因素。因此，未來可以增加其它相關(guān)因素以豐富項目成功度研究成果。