卞元超，白俊紅，2，范天宇

(1.南京師范大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210023；2.中國制造業(yè)發(fā)展研究院，江蘇 南京 210044)

產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新與企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系

卞元超1，白俊紅1，2，范天宇1

(1.南京師范大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210023；2.中國制造業(yè)發(fā)展研究院，江蘇 南京 210044)

通過測算中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度和企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，檢驗了產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新是否促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)進(jìn)步。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度總體上呈增長趨勢，但水平較低；全國范圍的企業(yè)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)明顯。產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響是不顯著的，企業(yè)子系統(tǒng)的內(nèi)部協(xié)同和高校子系統(tǒng)的內(nèi)部協(xié)同亦無法顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步。

協(xié)同創(chuàng)新；技術(shù)進(jìn)步；序參量指標(biāo)；Malmquist

1 引言

產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新是中國落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、促進(jìn)科技成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化的重要支撐，它能夠產(chǎn)生整體大于部分，即 “1＋1＋1＞3”的協(xié)同效應(yīng)。而傳統(tǒng)意義上的產(chǎn)學(xué)研合作創(chuàng)新主要是指以企業(yè)為技術(shù)需求方、高校和科研機(jī)構(gòu)為技術(shù)供給方所形成的一種簡單線性合作關(guān)系[1]。

在以往的研究中，學(xué)者們主要基于產(chǎn)學(xué)研合作創(chuàng)新的角度研究了其與企業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系[2－9]。這些研究尚缺乏一些基于定量角度的實證檢驗。事實上，缺乏嚴(yán)格實證檢驗的一個重要原因可能是目前對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新程度的衡量指標(biāo)選取尚未形成完全一致。王進(jìn)富等的研究中認(rèn)為產(chǎn)學(xué)研協(xié)同度是指企業(yè)、學(xué)研等系統(tǒng)主體在合作過程中的一致性程度[10]。邱棟等認(rèn)為個體內(nèi)部因素、雙方因素和外部環(huán)境因素等是影響產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的重要因素[11]。但是這些研究中的衡量指標(biāo)和衡量方法都具有較強(qiáng)的主觀性，這亦不利于科學(xué)客觀地衡量產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的程度，也在一定程度上限制了關(guān)于產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新影響企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的研究進(jìn)展。

本文基于2004—2012年中國大陸30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù) (西藏部分年份數(shù)據(jù)缺失，暫不予研究)，利用協(xié)同學(xué)的理論知識，構(gòu)建產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新序參量指標(biāo)體系，以此測算產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新度。通過建立計量經(jīng)濟(jì)模型，實證檢驗中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)，并提出相關(guān)對策建議。

2 變量構(gòu)造與測算

2.1 產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度

本文通過建立產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度模型，并基于影響產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)演化的主導(dǎo)因素，構(gòu)建序參量指標(biāo)體系，以此對產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度進(jìn)行測算。考慮產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)S是由企業(yè)子系統(tǒng)S1、高校子系統(tǒng)S2和科研機(jī)構(gòu)子系統(tǒng)S3所組成的，各子系統(tǒng)亦由若干基本要素組成。假設(shè)子系統(tǒng)Sj(j＝1，2，3)在演化過程中的序參量為 oj＝(oj1，oj2，…，ojn)，子系統(tǒng)在穩(wěn)定臨界點(diǎn)上各序參量的上限和下限分別為α和β，并滿足βji≤oji≤αji，i∈ 1，n[ ]。因此，定義子系統(tǒng)Sj各序參量分量oji的有序度為:

式 (1)即為子系統(tǒng)Sj序參量分量oji的系統(tǒng)有序度，且該有序度滿足μj(oji)∈ 0，1[ ]。序參量分量在促進(jìn)子系統(tǒng)實現(xiàn)有序結(jié)構(gòu)的過程中主要是通過μj(oji)的集成作用而實現(xiàn)的，本文參考王宏起和徐玉蓮的研究，采用線性加權(quán)和法來表示這種集成作用[12]:

此時，如果將各子系統(tǒng)在初始時刻t0的系統(tǒng)有序度設(shè)為(oj)，在 t1時刻子系統(tǒng)有序度為

由于技術(shù)創(chuàng)新的本質(zhì)是一種知識生產(chǎn)活動，并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文從知識投入、知識創(chuàng)造和知識運(yùn)用三個角度構(gòu)建如表1所示的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)序參量指標(biāo)體系。

本文在研究產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新中企業(yè)子系統(tǒng)時以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為主要的研究對象，這是因為高技術(shù)企業(yè)具有知識和技術(shù)密集型的特點(diǎn)，其技術(shù)創(chuàng)新活動能夠有效表現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會總體的技術(shù)創(chuàng)新特征，這對于研究產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響具有較強(qiáng)的現(xiàn)實意義。上述各指標(biāo)以及后文中所涉及指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)均來自于 《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》等。

需要指出的是:第一，為了消除不同量綱的影響，采用了均值—標(biāo)準(zhǔn)差法對以上各指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。第二，關(guān)于式 (1)中α和β的確定，不失一般性，本文將其分別取2003—2012年標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)最大值和最小值的110%。第三，使用的是CRITIC法確定各序參量分量指標(biāo)的權(quán)重。

表1 產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)序參量體系

以2003年為考察基期，核算了2004—2012年中國各地區(qū)的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)的協(xié)同度，圖1和圖2分別報告了考察期內(nèi)中國各地區(qū)的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度均值和產(chǎn)學(xué)研各子系統(tǒng)協(xié)同度的均值。

圖1 2004—2012年各地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度均值

圖2 2004—2012年各子系統(tǒng)協(xié)同度均值

由圖1可知，考察期內(nèi)，中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度均值在總體上呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢，但協(xié)同水平仍較低，最高值僅為0.275，距最佳協(xié)同狀態(tài)值1尚有較大的差距，這說明目前中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新狀況整體較差。通過分地區(qū)的比較研究發(fā)現(xiàn)，東中西部三個地區(qū)在產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度方面亦存在較大差距，東部和中部的協(xié)同度水平較高，且高于全國均值水平，而西部的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同狀態(tài)較差，協(xié)同度水平低于全國均值，且在2004年和2005年為負(fù)值，這可能是因為西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)層次較低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要驅(qū)動力來自傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，技術(shù)創(chuàng)新尚未得到普及。

考察期內(nèi)中國企業(yè)、高校和科研機(jī)構(gòu)各子系統(tǒng)內(nèi)部的協(xié)同度在總體上呈上升的趨勢，且水平較高，這說明了中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度整體較低的原因可能來自于企業(yè)、高校、科研機(jī)構(gòu)三個子系統(tǒng)之間的銜接階段，即由于缺乏完善的協(xié)同創(chuàng)新平臺，導(dǎo)致三者各自為政，無法形成有效協(xié)同。

2.2 企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步

采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法來測算企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的Malmquist指數(shù)，將技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)從全要素生產(chǎn)率中剝離出來，以此衡量企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步 (限于篇幅，文章省去了具體的測算方法)。測算過程中，產(chǎn)出變量為考察期內(nèi)各省區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入，并根據(jù)GDP平減指數(shù)折算成2003年不變價。投入變量主要包括勞動力和資本存量，其中，勞動力投入為考察期內(nèi)各省區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)，而關(guān)于資本存量的核算，使用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資額作為替代性指標(biāo)，參考張軍等的做法，采用永續(xù)盤存法將其核算成存量指標(biāo)[13]，并根據(jù)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)將其折算成2003年不變價。圖3所示為2004—2012年中國各省區(qū)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的均值。

由圖3可知，考察期內(nèi)，除浙江省出現(xiàn)技術(shù)退步外，其余各省區(qū)的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)均值的增長率(該指標(biāo)值減去1)均為正，而全國范圍的企業(yè)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)均值增長率亦達(dá)到了2.5%，表現(xiàn)出明顯的技術(shù)進(jìn)步。相對于中部和西部，東部省區(qū)的企業(yè)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)更為明顯。

圖3 2004—2012年分省區(qū)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步均值

3 計量模型與結(jié)果分析

3.1 計量模型構(gòu)建與指標(biāo)說明

初步構(gòu)建的計量經(jīng)濟(jì)模型如下:

式中，i表示時期，t表示地區(qū)，tech為技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，α為常數(shù)項，syn為產(chǎn)學(xué)研協(xié)同度，β為其系數(shù)，μ表示隨機(jī)誤差項。θ為一系列控制變量x的系數(shù)，控制變量包括:地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)人力資本水平、地區(qū)對外開放水平和地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。其中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平通過地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值 (gdp)進(jìn)行表征，并核算為2004年的不變價；本文采用Hi＝∑TnPin測算平均受教育年限 (hum)，以此來衡量地區(qū)人力資本水平(Tn表示第n種學(xué)歷人口的受教育年數(shù)，Pin表示第i省區(qū)擁有第n種學(xué)歷的人口數(shù))；地區(qū)對外開放水平的核算指標(biāo)為地區(qū)外商投資總額 (for)，利用當(dāng)年人民幣對美元實際匯率換算成人民幣單位，并平減成2004年不變價；地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的衡量指標(biāo)是地區(qū)長途光纜線路長度 (inf)。

3.2 實證結(jié)果與分析

利用Stata12對式 (4)所示的計量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行估計，并對全國、東部、中部和西部地區(qū)的模型估計結(jié)果進(jìn)行比較分析，并分別用模型1、模型2、模型3和模型4表示 (見表2)。經(jīng)Hausman檢驗，各模型均為固定效應(yīng)模型。

由表2中可知，考察期內(nèi)，中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響是不顯著的，即企業(yè)、高校和科研機(jī)構(gòu)之間的協(xié)同互動并沒有有效促進(jìn)企業(yè)知識生產(chǎn)，這可能是因為目前中國的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同水平仍然較低，企業(yè)、高校和科研機(jī)構(gòu)三者之間在技術(shù)創(chuàng)新過程中，無法就共同目標(biāo)、利益分配等形成有效契約，這導(dǎo)致其無法促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。從現(xiàn)實的角度來說，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新在中國仍然處于起步階段，尚缺乏健全的體制機(jī)制和完善的平臺來支撐企業(yè)、高校和科研機(jī)構(gòu)之間的技術(shù)創(chuàng)新活動，這都不利于產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)作用的發(fā)揮。分地區(qū)的模型估計結(jié)果亦是如此。

表2 模型估計結(jié)果

控制變量中，全國范圍內(nèi)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有顯著正向影響，分地區(qū)研究中，東部地區(qū)的估計結(jié)果支持了這一結(jié)論，但中部和西部地區(qū)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步尚未產(chǎn)出顯著影響。人力資本水平對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的影響不顯著，這可能是因為技術(shù)創(chuàng)新活動對于高端層次人才的需求更大，而本文所采用的平均受教育年限是衡量地區(qū)人力資本的平均水平，這導(dǎo)致其估計結(jié)論中人力資本水平無法對企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。分地區(qū)研究中，中部和西部地區(qū)的研究結(jié)論與全國范圍內(nèi)的研究結(jié)論一致，而東部地區(qū)的人力資本水平對企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步具有顯著的負(fù)向影響。全國范圍內(nèi)的地區(qū)對外開放水平對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響不顯著，本土企業(yè)與外資在知識生產(chǎn)方面的交流與合作還不夠深入。東部地區(qū)與全國范圍的研究結(jié)論具有一致性，而中部和西部地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)對外開放水平與企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步具有顯著的反向關(guān)系，這可能與這些地區(qū)的企業(yè)傾向于從外資企業(yè)中直接購買或引進(jìn)現(xiàn)有技術(shù)有關(guān)，從而阻礙了企業(yè)自身技術(shù)進(jìn)步。無論就全國范圍，還是分東、中、西三大部的研究來說，地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步均具有顯著的正向影響，完善的基礎(chǔ)設(shè)施是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的硬件支撐，能夠促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。

通過建立以企業(yè)技術(shù)進(jìn)步為被解釋變量，企業(yè)子系統(tǒng)、高校子系統(tǒng)和科研機(jī)構(gòu)子系統(tǒng)各自協(xié)同度為核心解釋變量的計量經(jīng)濟(jì)模型，以驗證各子系統(tǒng)對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)。分別以ind、uni和res表示企業(yè)、高校和科研機(jī)構(gòu)子系統(tǒng)的協(xié)同度，經(jīng)Hausman檢驗，模型5、模型6、模型7 (分別表示全國、東部和中部)為固定效應(yīng)模型，模型8(表示西部)為隨機(jī)效應(yīng)模型(P＝0.264)，估計結(jié)果如表3所示。

表3 產(chǎn)學(xué)研各子系統(tǒng)協(xié)同度對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響效應(yīng)模型

由表3可知，在模型5中，企業(yè)子系統(tǒng)的協(xié)同度對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)是不顯著的，即企業(yè)內(nèi)部知識投入、知識生產(chǎn)和知識運(yùn)用的協(xié)同過程對企業(yè)知識生產(chǎn)和技術(shù)創(chuàng)新活動沒有影響。分地區(qū)的研究支持了這一結(jié)論。全國范圍、分東中西部的研究均認(rèn)為高校子系統(tǒng)的協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步尚未產(chǎn)生顯著影響，高等院校在內(nèi)部的知識投入、知識生產(chǎn)和知識運(yùn)用的整個過程中與企業(yè)的聯(lián)系較少，這可能會導(dǎo)致高校的技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)的知識生產(chǎn)活動產(chǎn)生脫節(jié)，從而使得高校內(nèi)部的協(xié)同創(chuàng)新無法促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。最后，科研機(jī)構(gòu)子系統(tǒng)的協(xié)同對企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了顯著的正向影響，科研機(jī)構(gòu)的研發(fā)活動具有較強(qiáng)的外溢性特征，其研發(fā)成果直接促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。分地區(qū)的研究結(jié)論與之類似。綜上所述，中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新無法顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的原因可能是由于企業(yè)、高校兩個子系統(tǒng)各自的內(nèi)部協(xié)同無法促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。

4 總結(jié)與啟示

基于2004—2012年中國大陸30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，分別利用協(xié)同學(xué)序參量指標(biāo)體系和Malmquist指數(shù)測算了中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度與企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，并通過建立計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型實證檢驗了產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)。研究結(jié)果表明:考察期內(nèi)，中國產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)協(xié)同度呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，但水平依然較低，西部地區(qū)的協(xié)同狀態(tài)低于全國平均水平。企業(yè)、高校和科研機(jī)構(gòu)各子系統(tǒng)內(nèi)部的協(xié)同狀態(tài)良好，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)整體協(xié)同度較低的原因可能來自于三者之間的銜接階段。全國范圍內(nèi)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用是不顯著的，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平能夠顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，而地區(qū)人力資本水平和地區(qū)對外開放水平對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響不顯著。進(jìn)一步地，企業(yè)子系統(tǒng)、高校子系統(tǒng)內(nèi)部的協(xié)同創(chuàng)新亦無法顯著促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。

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(責(zé)任編輯 譚果林)

Does Industry University Research Synergy Innovation Generate Technical Progress of Enterprises

Bian Yuanchao1，Bai Junhong1，2，F(xiàn)an Tianyu1
(1.School of Business，Nanjing Normal University，Nanjing 210023，China；2.Institute of Manufacturing Development，Nanjing 210044，China)

By estimating the degree of industry university research(IUR)synergy innovation system and enterprises'technical progress of China，the paper examined whether IUR synergy innovation generate technical progress of enterprises empirically.The results show that the degree of IUR synergy innovation appears an upward trend in a whole，but the level is low，and the effect of technical progress nationally isobvious now.However，the impactof IUR synergy innovation on technical progressof enterprises is not significant，and the internal of industry subsystem's synergy and the internal of university subsystem's synergy also don't have significant impact on technical progress of enterprises.

Synergy innovation；Technical progress；Order-parameter index；Malmquist

F062.3

A

國家自然科學(xué)基金項目 “考慮目標(biāo)差異的政府R＆D資助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響研究，基于吸收能力的視角”(71203097)，江蘇省社會科學(xué)基金項目 “江蘇科教資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新資源優(yōu)勢研究”(12DDB009)，中國制造業(yè)發(fā)展研究院開放課題 “政府R＆D資助對制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響研究”(SK20130090－10)。

2014－11－02

卞元超 (1991－)，男，安徽六安人，南京師范大學(xué)商學(xué)院碩士研究生；研究方向:技術(shù)創(chuàng)新與管理。