蔣伏心，季柳

（南京師范大學(xué)商學(xué)院，江蘇南京210023）

產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響
——基于門(mén)檻回歸的實(shí)證研究

蔣伏心，季柳

（南京師范大學(xué)商學(xué)院，江蘇南京210023）

產(chǎn)學(xué)研合作是國(guó)家創(chuàng)新體系的重要構(gòu)成，也是企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的重要源泉。準(zhǔn)確地評(píng)價(jià)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響效果，對(duì)于產(chǎn)學(xué)研合作的科學(xué)推進(jìn)意義重大。文章采用2009-2014年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，利用非線(xiàn)性門(mén)檻回歸模型，從企業(yè)內(nèi)、外部研發(fā)的互動(dòng)模式視角，實(shí)證研究了產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度對(duì)工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的門(mén)檻效應(yīng)。結(jié)果表明：產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度和技術(shù)創(chuàng)新效率之間存在折線(xiàn)對(duì)應(yīng)關(guān)系。當(dāng)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度小于門(mén)檻值時(shí)，產(chǎn)學(xué)研合作顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；當(dāng)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度越過(guò)門(mén)檻值后，促進(jìn)作用明顯削弱，但并未呈現(xiàn)負(fù)向阻礙作用。因此，企業(yè)產(chǎn)學(xué)研合作應(yīng)是基于互補(bǔ)關(guān)系而非替代關(guān)系的合作，這就證明了，在產(chǎn)學(xué)研合作中，以企業(yè)為主導(dǎo)才能實(shí)現(xiàn)效率最大化。

產(chǎn)學(xué)研合作；技術(shù)創(chuàng)新；門(mén)檻回歸

一、引言

隨著技術(shù)復(fù)雜性程度提高和變革速度加快，企業(yè)僅僅依靠自身投入和知識(shí)積累形成的資源條件，已越來(lái)越不能滿(mǎn)足其技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)發(fā)展的需求。尋求外部技術(shù)資源和合作以獲取共同或互補(bǔ)的創(chuàng)新目標(biāo)，對(duì)企業(yè)獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)、鞏固市場(chǎng)地位具有重要作用。以產(chǎn)學(xué)研合作為核心的合作研發(fā)模式，是企業(yè)尋求外部技術(shù)資源過(guò)程中，突破自身資源和能力限制從而實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新的重要途徑（Hoang&Rothaermel，2005［1］；Hiroyuki Okamuro，2007［2］）。

產(chǎn)學(xué)研合作，是指企業(yè)與高校、科研院所之間，按照“利益共享、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、共同發(fā)展”的原則共同開(kāi)展的創(chuàng)新活動(dòng)（除技術(shù)創(chuàng)新外還可以有其他創(chuàng)新，當(dāng)然是以技術(shù)創(chuàng)新為主）（Georgea et al，2002［3］；劉煒等，2012［4］）。最近幾年，中國(guó)政府一直“堅(jiān)持中國(guó)特色自主創(chuàng)新道路、實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略”，目的是為了促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的健康、持續(xù)發(fā)展，并建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家?！耙云髽I(yè)為主體、高校和科研機(jī)構(gòu)為支撐、產(chǎn)學(xué)研結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系”的建立變成了建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的重要突破口，企業(yè)與高校、科研機(jī)構(gòu)等公共研發(fā)部門(mén)的產(chǎn)學(xué)研合作被提升到國(guó)家戰(zhàn)略的高度。因此，產(chǎn)學(xué)研合作的力度不斷增加。數(shù)據(jù)顯示，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)對(duì)公共研發(fā)部門(mén)的外部研發(fā)投入從2010年的156.6億元增加到2014年的280.545億元，年均增長(zhǎng)率達(dá)到19.79%。其中，對(duì)科研院所的研發(fā)投入從2010年的104.46億元增加到198.21億元，年均增長(zhǎng)22.44%；對(duì)高校的研發(fā)投入從2010年的52.14億元增加到82.33億元，年均增長(zhǎng)14.47%。然而，企業(yè)參與產(chǎn)學(xué)研合作的效果如何？產(chǎn)學(xué)研合作的不斷加大，對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響如何，是促進(jìn)還是削弱？企業(yè)是創(chuàng)新的主體，該怎樣發(fā)揮產(chǎn)學(xué)研合作在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中的最大作用？這都是本文即將探討的問(wèn)題。

目前，產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究，主要包括以下兩個(gè)方面：一是研究產(chǎn)學(xué)研合作如何影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效，主要是檢驗(yàn)產(chǎn)學(xué)研合作是否有利于企業(yè)生產(chǎn)更多創(chuàng)新成果；二是研究企業(yè)內(nèi)部研發(fā)對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作研發(fā)的影響，主要通過(guò)對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作是擠占了企業(yè)的內(nèi)部研發(fā)，產(chǎn)生替代效應(yīng)，還是刺激了企業(yè)更多的內(nèi)部研發(fā)，形成互補(bǔ)效應(yīng)的檢驗(yàn)。關(guān)于產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響，因?yàn)閷W(xué)者所用的考察對(duì)象、研究方法以及數(shù)據(jù)樣本有所不同，最終的結(jié)論也存在差異。大多數(shù)學(xué)者贊同產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效會(huì)產(chǎn)生積極關(guān)系，相關(guān)研究中廣泛采用的創(chuàng)新績(jī)效指標(biāo)是專(zhuān)利和新產(chǎn)品（劉和東，2009［5］；Eom&Lee，2010［6］；林筠等，2011［7］；樊霞等，2013［8］；王鵬和張劍波，2014［9］；王曉亞和謝思全，2015［10］）。但吳友群等（2014）［11］認(rèn)為產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)自主創(chuàng)新績(jī)效間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但短期內(nèi)影響程度較?。煌醣Ａ趾蛷堛懮鳎?015）［12］認(rèn)為隨著產(chǎn)學(xué)研合作程度的加深，產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。而關(guān)于企業(yè)內(nèi)部研發(fā)與產(chǎn)學(xué)研合作研發(fā)的關(guān)系，部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)內(nèi)部研發(fā)與產(chǎn)學(xué)研合作之間具有“互補(bǔ)”關(guān)系，產(chǎn)學(xué)研合作的不斷加大會(huì)激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行更多的自主研發(fā)投入（Cassi?man&Veugelers，2002［13］，2006［14］；Schmiedeberg，2008［15］；樊霞等，2011［16］；原毅軍和于長(zhǎng)宏，2012［17］）；也有不少研究認(rèn)為產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新存在“替代”關(guān)系，產(chǎn)學(xué)研合作的增加抑制了企業(yè)的內(nèi)部研發(fā)投入（Love&Roper，1999［18］，2001［19］；Jirjahn& Kraft，2011［20］）。

以往文獻(xiàn)對(duì)于本文的研究具有重要的啟示和借鑒意義，但這些研究仍存在不足之處。其一，以往研究關(guān)注產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效（如新產(chǎn)品及專(zhuān)利數(shù)）的影響，鮮有研究關(guān)注產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率，而投入產(chǎn)出效率往往能夠更準(zhǔn)確地衡量出企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。其二，以往研究?jī)H僅考察了產(chǎn)學(xué)研合作研發(fā)與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)兩者之間的“互補(bǔ)”或“替代”關(guān)系，而在“互補(bǔ)替代說(shuō)”基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析產(chǎn)學(xué)研合作研發(fā)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的作用機(jī)理和影響效應(yīng)的研究還相對(duì)欠缺。其三，關(guān)于產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響研究，出現(xiàn)不一致結(jié)論的原因在于很少有學(xué)者從產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的角度進(jìn)行分析，實(shí)踐中產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的差異會(huì)不同程度地影響企業(yè)的創(chuàng)新效率。以上三者無(wú)疑不利于真正厘清產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，也不利于對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作創(chuàng)新機(jī)制的發(fā)展做出科學(xué)評(píng)價(jià)。

本文可能的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾點(diǎn)：第一，本文更關(guān)注產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率的影響。效率是一個(gè)相對(duì)的概念，即在投入一定的條件下產(chǎn)出最大化，或者產(chǎn)出一定的條件下投入最小化。本文利用2009-2014年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用考慮規(guī)模報(bào)酬可變的DEA-BC2-O模型測(cè)度中國(guó)工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率，從效率角度實(shí)證考察產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，這有利于較為準(zhǔn)確和深入地揭示近年來(lái)中國(guó)產(chǎn)學(xué)研合作的實(shí)施效果。第二，產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度這一指標(biāo)較好地衡量了企業(yè)與高校、科研院所等主體之間的互動(dòng)程度，本文將產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度引入產(chǎn)學(xué)研合作的分析框架，同時(shí)對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響進(jìn)行實(shí)證分析。第三，本文在梳理清楚產(chǎn)學(xué)研合作研發(fā)與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)關(guān)系的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析認(rèn)為，隨著產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的不斷增強(qiáng)，企業(yè)自主研發(fā)主動(dòng)性降低，產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)之間由互補(bǔ)模式向替代模式轉(zhuǎn)變，從而對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率造成不同的影響，也就是說(shuō)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)存在非線(xiàn)性關(guān)系，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率隨著產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的變化而變化。本文從企業(yè)內(nèi)、外部研發(fā)的視角進(jìn)行考察，通過(guò)建立門(mén)檻面板回歸模型，證明了產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率門(mén)檻效應(yīng)的存在，為企業(yè)及政府相關(guān)部門(mén)有針對(duì)性和更有效地進(jìn)行產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新提供了決策依據(jù)。

二、兩種合作模式：影響路徑與機(jī)理

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中，為提升創(chuàng)新能力和效率，企業(yè)在內(nèi)部研發(fā)的基礎(chǔ)上，必須突破組織邊界，尋求外部技術(shù)資源和合作，而產(chǎn)學(xué)研合作則日益成為企業(yè)獲取外部創(chuàng)新知識(shí)的重要渠道。企業(yè)和高等院校、科研院所等公共研發(fā)部門(mén)共同構(gòu)成一個(gè)社會(huì)研發(fā)系統(tǒng)，企業(yè)研發(fā)投入除用于企業(yè)內(nèi)部自主研發(fā)外，部分進(jìn)入高校和科研院所以支持產(chǎn)學(xué)研合作研發(fā)。內(nèi)部研發(fā)是企業(yè)利用內(nèi)在資源所進(jìn)行的，是創(chuàng)新主體意識(shí)的重要體現(xiàn)。而產(chǎn)學(xué)研合作的最終目的則是為了提高企業(yè)創(chuàng)新水平。考慮到企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程中，產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)所起作用不同，因此不可簡(jiǎn)單地視兩者為相互獨(dú)立的關(guān)系，它們既可表現(xiàn)為互補(bǔ)模式，也可表現(xiàn)為替代模式，從而影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率。因此，本文重點(diǎn)從企業(yè)內(nèi)部研發(fā)、內(nèi)外部合作研發(fā)兩個(gè)角度出發(fā)，基于不同的產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度，系統(tǒng)地分析企業(yè)內(nèi)部研發(fā)和產(chǎn)學(xué)研合作的互動(dòng)模式對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響。

在產(chǎn)學(xué)研合作過(guò)程中，隨著企業(yè)對(duì)高校、科研院所等公共研發(fā)部門(mén)R&D投入的不斷加大，即產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度逐漸增強(qiáng)，企業(yè)自主研發(fā)的主動(dòng)性降低，企業(yè)內(nèi)部研發(fā)與產(chǎn)學(xué)研合作兩者之間的關(guān)系從互補(bǔ)模式向替代模式轉(zhuǎn)變，從而引起企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率不同幅度的提升。本文根據(jù)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的不同，將企業(yè)參與產(chǎn)學(xué)研合作的過(guò)程劃分為兩個(gè)階段。

（一）互補(bǔ)模式（主動(dòng)模式）

在產(chǎn)學(xué)研合作的第一階段，企業(yè)立足于利用自有資源為主進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)，同時(shí)對(duì)高校和科研院所進(jìn)行項(xiàng)目R&D投入，力求突破自身資源和能力限制。一方面，高校和科研院所研發(fā)過(guò)程中的知識(shí)溢出能有效減少企業(yè)R&D活動(dòng)的成本，提高企業(yè)R&D生產(chǎn)效率，從而能有效提高企業(yè)從事R&D活動(dòng)的積極性；另一方面，支持高校和科研院所等公共研發(fā)部門(mén)研發(fā)會(huì)降低試驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)，改善科技創(chuàng)新環(huán)境，從而有利于企業(yè)增加研發(fā)投入。這將促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力的提高，同時(shí)促進(jìn)企業(yè)研發(fā)邊際收益的，這種提升反過(guò)來(lái)又增加了企業(yè)開(kāi)展產(chǎn)學(xué)研合作的積極性，因而能夠獲得更高的技術(shù)創(chuàng)新效率（劉克寅等，2015［21］）。在此階段，產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)存在較強(qiáng)的互補(bǔ)效應(yīng)。

（二）替代模式（被動(dòng)模式）

在產(chǎn)學(xué)研合作的第二階段，追求自身利益最大化的企業(yè)為降低獲取技術(shù)的交易成本或促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新效率的顯著提升，往往更傾向于選擇產(chǎn)學(xué)研合作，以代替內(nèi)部自主研發(fā)。然而，隨著企業(yè)對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作R&D投入的不斷加大，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作研發(fā)的依賴(lài)性逐漸增強(qiáng)，企業(yè)參與產(chǎn)學(xué)研合作越多、程度越深，其內(nèi)生研究的動(dòng)力越不足。一方面，就外部市場(chǎng)而言，貼近市場(chǎng)需求是企業(yè)研發(fā)的核心，而高校和科研院所更多從學(xué)術(shù)角度進(jìn)行研發(fā)，其研發(fā)成果較難貼近市場(chǎng)需求，企業(yè)難以將其市場(chǎng)化；另一方面，高校和科研院所是高層次科技人才和高端研究開(kāi)發(fā)設(shè)備的集聚地，其研發(fā)具有技術(shù)密集的特點(diǎn)，就企業(yè)內(nèi)部而言，企業(yè)現(xiàn)有的人力、設(shè)備等內(nèi)部資源難以與之匹配。這將在一定程度上限制企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力和效率提升，產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用削弱，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提升幅度較之第一階段有所下降。在此階段，產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)內(nèi)部研發(fā)存在較強(qiáng)的替代效應(yīng)。

基于此，本文認(rèn)為產(chǎn)學(xué)研合作應(yīng)是基于互補(bǔ)模式而非替代模式的合作，因?yàn)樘娲Ｊ较庐a(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的增加對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用明顯弱于互補(bǔ)模式。

三、門(mén)檻模型設(shè)定與變量測(cè)算

（一）門(mén)檻面板模型的設(shè)定

根據(jù)產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響路徑及機(jī)理分析，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率因產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的增強(qiáng)而呈現(xiàn)出非線(xiàn)性的關(guān)系。為避免主觀劃分門(mén)檻的誤差，本文采用Hansen（1999）［22］提出的固定效應(yīng)門(mén)檻回歸。具體方程如下：

式（1）中，t表示時(shí)間，i表示省份，γ為未知門(mén)檻，qit為門(mén)檻變量，eit～iid(0,δ2)為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，I(*)為指標(biāo)函數(shù)。該模型實(shí)際上相當(dāng)于一個(gè)分段函數(shù)模型，當(dāng)qit≤γ時(shí)，xit的系數(shù)為β1，而當(dāng)qit＞γ時(shí)，xit的系數(shù)為β2。

借助Hansen（1999）門(mén)檻模型，本文以產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度作為門(mén)檻測(cè)定的對(duì)象，分別設(shè)定單一門(mén)檻模型以及雙門(mén)檻模型如下（多重門(mén)檻以此類(lèi)推）：

式（2）和式（3）中，IEit表示i省份在t年的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率；IURit、SIZEit、PROit、GOVit分別表示i省份在t年的產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)績(jī)效、政府支持。如果門(mén)檻值γ、γ1、γ2的選擇使該模型的分段形式是恰當(dāng)?shù)?，則在不同區(qū)間產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響將出現(xiàn)顯著性差異。

（二）企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的測(cè)算

本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（Data Development Analysis，DEA），考慮規(guī)模報(bào)酬的變化，通過(guò)構(gòu)建DEA-BC2-O模型，測(cè)算企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率，以此考察我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展情況。

1.DEA-BC2-O模型

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析是一種衡量多輸入、多產(chǎn)出同類(lèi)決策單元（Decision Making Unit，DMU）相對(duì)效率的方法。

假設(shè)有n個(gè)評(píng)價(jià)對(duì)象，即決策單元DMUj(j= 1,2,…,n)，每個(gè)決策單元都有m種投入和s種產(chǎn)出。DMUj(j=1,2,…,n)的第i種投入量用xij表示，第r種產(chǎn)出量用yrj表示，則DMUj(j=1,2,…,n)的投入產(chǎn)出可分別表示為Xi=(x1j,x2j,…,xmj)T,(j=1,2,…,n); Yj=(y1j,y2j,…,ysj)T,(j=1,2,…,n)。應(yīng)用線(xiàn)性規(guī)劃對(duì)偶理論，同時(shí)引入松弛變量s-和s+剩余變量構(gòu)建數(shù)學(xué)模型：

其中，θ(0＜θ＜1)為DMUj的相對(duì)綜合效率，反映第j個(gè)決策單元的投入產(chǎn)出效率。θ越高，說(shuō)明相對(duì)于其他決策單元來(lái)說(shuō)，第j個(gè)決策單元投入產(chǎn)出效率更高，反之效率更低、資源浪費(fèi)程度更高。

2.企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的投入、產(chǎn)出指標(biāo)

現(xiàn)有文獻(xiàn)通常將企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出分為兩類(lèi)，即新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入和專(zhuān)利，分別代表了技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程的中間產(chǎn)出和最終產(chǎn)出。因此，本文選取新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入和專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)來(lái)衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。當(dāng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出指標(biāo)以新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入作為替代時(shí)，本文用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)將其折算成以2009年為基期的實(shí)際值。

工業(yè)部門(mén)的創(chuàng)新主要來(lái)自研發(fā)部門(mén)及生產(chǎn)部門(mén)，資本和勞動(dòng)是創(chuàng)新系統(tǒng)的基本要素。本文以R&D人員和R&D經(jīng)費(fèi)來(lái)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的財(cái)力和人力資源投入。R&D人員全時(shí)當(dāng)量衡量了年度內(nèi)企業(yè)的研發(fā)人員投入。R&D經(jīng)費(fèi)支出反映了年度內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的實(shí)際資金投入，測(cè)算企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的效率時(shí)應(yīng)將其核算為R&D資本存量，需要確定實(shí)際R&D經(jīng)費(fèi)支出、R&D資本存量的折舊率以及基期R&D資本存量。

首先，核算R&D經(jīng)費(fèi)支出的實(shí)際值可以通過(guò)構(gòu)造R&D支出價(jià)格指數(shù)?？紤]到企業(yè)支付固定資產(chǎn)購(gòu)置成本和勞動(dòng)力成本是R&D經(jīng)費(fèi)支出的主要部分，因此本文采用朱平芳和徐偉民（2003）［23］、白俊紅和李婧（2011）［24］設(shè)定固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的加權(quán)平均來(lái)表示R&D支出價(jià)格指數(shù)，其中前者權(quán)重為0.45，后者權(quán)重為0.55，即R&D支出價(jià)格指數(shù)=0.45×固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)+0.55×消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。為了剔除物價(jià)水平變動(dòng)的影響，本文以2009年為基期對(duì)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)分別進(jìn)行平減。利用永續(xù)盤(pán)存法進(jìn)行核算，考慮到本文選取數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度相對(duì)較短，而且考察期內(nèi)實(shí)際R&D經(jīng)費(fèi)支出結(jié)構(gòu)較為平穩(wěn)，因此本文假定滯后期為一年，則當(dāng)期的R&D資本存量等于滯后一期的R&D資本存量之和與滯后一期的實(shí)際R&D經(jīng)費(fèi)支出之和，可表示成以下形式：

式（5）中，Et-1為滯后一期的實(shí)際R&D經(jīng)費(fèi)支出，Kt、Kt-1分別為當(dāng)期和滯后一期的R&D資本存量，δ為R&D資本存量的折舊率。

其次，對(duì)于R&D資本存量的折舊率δ，由于R&D資本更新?lián)Q代比較快，其折舊率通常要高于物質(zhì)資本的折舊率?；诖?，本文選擇較多學(xué)者所采用的15%作為本研究中的折舊率。

最后，估算基期R&D資本存量，參照吳延兵（2006）［25］、白俊紅和李婧（2011）［24］在假定R&D資本存量的增長(zhǎng)率等于R&D經(jīng)費(fèi)的增長(zhǎng)率的情況下，用下式來(lái)估計(jì)基期R&D資本存量：

式（6）中，E0為基期的實(shí)際R&D經(jīng)費(fèi)支出，K0為基期的R&D資本存量，g為R&D資本存量的增長(zhǎng)率，δ為R&D資本存量的折舊率。

（三）產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的測(cè)算

企業(yè)在內(nèi)部自主研發(fā)的基礎(chǔ)上，通過(guò)與高校、科研院所等公共研發(fā)部門(mén)的合作，可以獲取創(chuàng)新所需的外部資源以及外部創(chuàng)新活動(dòng)給企業(yè)帶來(lái)的溢出效應(yīng)，因而企業(yè)自身的創(chuàng)新能力得到提高。本文采用產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度（王保林和張銘慎，2015［12］）這一指標(biāo)，衡量企業(yè)與高校、科研院所等主體之間的互動(dòng)程度。具體公式如下：

式（7）中，產(chǎn)學(xué)研合作R&D投入主要包括企業(yè)對(duì)高校、科研院所等公共研發(fā)部門(mén)的合作R&D投入。需要說(shuō)明的是，盡管該變量并未度量產(chǎn)學(xué)研合作的全部?jī)?nèi)容，但合作R&D是產(chǎn)學(xué)研合作中關(guān)系水平最高的階段（Perkmann&Walsh，2007［26］），因此該變量一方面更直接地刻畫(huà)了產(chǎn)學(xué)研合作的程度，另一方面具有連續(xù)變量特征。

（四）影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的其他因素

本文以關(guān)注產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響為重點(diǎn)。同時(shí)，在考慮以往文獻(xiàn)的研究和數(shù)據(jù)的可得性的基礎(chǔ)上，本文選取企業(yè)規(guī)模（SIZE）、企業(yè)績(jī)效（PRO）及政府支持（GOV）等因素作為控制變量。①企業(yè)規(guī)模，即規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的全部資產(chǎn)總和與工業(yè)企業(yè)數(shù)量之比；②企業(yè)績(jī)效，用企業(yè)利潤(rùn)率表示，即規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的利潤(rùn)總額與工業(yè)企業(yè)銷(xiāo)售規(guī)模之比；③政府支持，以政府R&D資助衡量，用R&D支出價(jià)格指數(shù)將其平減為2009年為基期的實(shí)際值。

（五）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象，并以2010-2015年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》作為本文原始數(shù)據(jù)的主要來(lái)源。其中，企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、R&D經(jīng)費(fèi)外部支出（包含對(duì)高校、科研機(jī)構(gòu)支出）、R&D人員全時(shí)當(dāng)量、新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入、專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)、政府R&D資助、企業(yè)總資產(chǎn)、企業(yè)數(shù)、利潤(rùn)總額和主營(yíng)業(yè)務(wù)收入等指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)則來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇2009年作為基期，主要是因?yàn)槠髽I(yè)R&D經(jīng)費(fèi)外部支出（包含對(duì)高校、科研機(jī)構(gòu)支出）等指標(biāo)的數(shù)據(jù)，《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》2009年之前未有記載。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）規(guī)模報(bào)酬可變性探討

本文采用stata12.0軟件，以資本存量和人力資本的對(duì)數(shù)為自變量，以各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入的對(duì)數(shù)為因變量，采用雙對(duì)數(shù)模型進(jìn)行回歸。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下，無(wú)法滿(mǎn)足隨機(jī)效應(yīng)模型的假設(shè)，因此采用固定效應(yīng)模型較為合適。

實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表1所列。lnK和lnL的系數(shù)之和小于1，可判斷為規(guī)模報(bào)酬遞減，這與Crepon&Duguet（1997）［27］、吳延兵（2006）［25］及白俊紅和李婧（2011）［24］的研究結(jié)論相一致，可能是因?yàn)閯?chuàng)新生產(chǎn)過(guò)程中限制了某種稀缺資源，例如缺乏某種核心技術(shù)或者專(zhuān)用設(shè)備，使得企業(yè)投入的生產(chǎn)要素不能同比例增加，從而使規(guī)模報(bào)酬遞減的情況出現(xiàn)。因此，在運(yùn)用DEA方法測(cè)算企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率時(shí)，選用規(guī)模報(bào)酬可變的BC2-O模型。

表1 規(guī)模報(bào)酬驗(yàn)證模型的估計(jì)結(jié)果

（二）門(mén)檻回歸結(jié)果分析

本文用Stata12.0軟件進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示在5%的顯著性水平下，隨機(jī)效應(yīng)模型的假設(shè)無(wú)法得到滿(mǎn)足，所以采用固定效應(yīng)模型較為合適。本文在使用固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行門(mén)檻模型的檢驗(yàn)和估計(jì)。

1.門(mén)檻模型的檢驗(yàn)

對(duì)于門(mén)檻模型，首先需要確定門(mén)檻的存在性以及門(mén)檻值的個(gè)數(shù)。本文使用Stata12.0軟件，利用Hansen（1999）［22］提出的自抽樣法（bootstrap）進(jìn)行門(mén)檻檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2所列。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，單一門(mén)檻模型通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，單一門(mén)檻值γ為0.043，門(mén)檻區(qū)間為［0.021，0.142］。雙重門(mén)檻模型通過(guò)了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，門(mén)檻值γ1為0.021，門(mén)檻區(qū)間為［0.021，0.237］；門(mén)檻值γ2為0.043，門(mén)檻區(qū)間為［0.029，0.237］。而三重門(mén)檻模型未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此，本文將基于雙重門(mén)檻模型進(jìn)行實(shí)證分析。

表2 門(mén)檻存在性檢驗(yàn)

2.門(mén)檻模型的估計(jì)

本文依據(jù)雙重門(mén)檻回歸模型的門(mén)檻值，將我國(guó)各省產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度分為較低（IUR≤0.021）、中等（0.021＜IUR≤0.043）和較高（IUR＞0.043）三個(gè)區(qū)間。利用雙重門(mén)檻模型進(jìn)行回歸，具體結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 門(mén)檻回歸結(jié)果

對(duì)于產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的關(guān)系，是隨著產(chǎn)學(xué)研合作投入的不斷增加而促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的不斷提升的，還是存在一個(gè)或者幾個(gè)拐點(diǎn)？已有研究認(rèn)為，二者之間存在線(xiàn)性關(guān)系，即隨著產(chǎn)學(xué)研合作程度的加深，它對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新起正向促進(jìn)作用；或者符合倒U型曲線(xiàn)關(guān)系，即隨著產(chǎn)學(xué)研合作程度的加深，它對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響由促進(jìn)轉(zhuǎn)為抑制。然而，結(jié)合表3不難看出，當(dāng)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度低于第一門(mén)檻值0.021時(shí)，系數(shù)估計(jì)值為負(fù)（為-0.332 6）但不顯著，產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響不顯著，可能因?yàn)榇穗A段處于產(chǎn)學(xué)研合作的起步階段，企業(yè)參與產(chǎn)學(xué)研合作的程度過(guò)低，不足以對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著影響；當(dāng)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度越過(guò)第一門(mén)檻值0.021、低于第二門(mén)檻值0.043時(shí)，系數(shù)估計(jì)值顯著為正（為6.779 3），產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的增加對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率有顯著的促進(jìn)作用；當(dāng)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度越過(guò)第二門(mén)檻值0.043后，系數(shù)估計(jì)值同樣顯著為正（為2.027 0），產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的增加也會(huì)促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率，但這種影響相對(duì)于區(qū)間［0.021，0.043］的情況已經(jīng)顯著削弱。由此表明，產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度存在門(mén)檻效應(yīng)，并且產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率之間表現(xiàn)出一種折線(xiàn)關(guān)系，即存在突變點(diǎn)或臨界點(diǎn)。在臨界點(diǎn)以下，產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用較為明顯，當(dāng)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度越過(guò)臨界點(diǎn)后，依舊存在促進(jìn)作用，只不過(guò)這種促進(jìn)作用被削弱了。

產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率之間為什么會(huì)存在這種折線(xiàn)關(guān)系呢？首先，當(dāng)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度處于［0.021，0.043］時(shí)，產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度較低，企業(yè)創(chuàng)新以?xún)?nèi)部研發(fā)為主體、產(chǎn)學(xué)研合作為輔助，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系，產(chǎn)學(xué)研合作的增加有助于提升企業(yè)研發(fā)的邊際收益，這種提升反過(guò)來(lái)又增加了企業(yè)參與產(chǎn)學(xué)研合作的積極性，從而提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率，產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的增加對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率起正向促進(jìn)（為6.7793）作用。因此，追求自身利益最大化的企業(yè)對(duì)外部研發(fā)形成依賴(lài)性，往往會(huì)不斷加大對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作的研發(fā)投入。當(dāng)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度不斷提高至門(mén)檻值0.043后，產(chǎn)學(xué)研合作與企業(yè)自主研發(fā)轉(zhuǎn)變?yōu)樘娲P(guān)系，企業(yè)內(nèi)生研發(fā)動(dòng)力不足，產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的增加對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用削弱（為2.0270），但并未呈現(xiàn)負(fù)向阻礙作用。

從雙重門(mén)檻回歸模型的其他控制變量來(lái)看，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率顯著負(fù)相關(guān)，規(guī)模較小的企業(yè)通常具有更大的創(chuàng)新動(dòng)力，而且小規(guī)模企業(yè)的目標(biāo)通常瞄準(zhǔn)早期的開(kāi)發(fā)項(xiàng)目，其反應(yīng)快于規(guī)模較大的企業(yè)，因此由眾多中小規(guī)模企業(yè)組成的市場(chǎng)，往往是技術(shù)進(jìn)步最快的產(chǎn)業(yè)。政府支持與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，政府支持彌補(bǔ)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新資金不足，降低了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力，這也有利于企業(yè)更加有效地利用內(nèi)外部研發(fā)資源，進(jìn)而提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率。企業(yè)績(jī)效對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生負(fù)向影響，但效果不顯著。

五、結(jié)論及政策啟示

本文選用2009-2014年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，在測(cè)算地區(qū)產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度及企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上，利用非線(xiàn)性門(mén)檻回歸模型，實(shí)證證明了產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度對(duì)工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的門(mén)檻效應(yīng)。主要結(jié)論如下：產(chǎn)學(xué)研合作的不斷加強(qiáng)，有助于顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提升，但隨著企業(yè)對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作研發(fā)投入的不斷加大，企業(yè)對(duì)外部研發(fā)的依賴(lài)性逐漸增強(qiáng)，企業(yè)內(nèi)部自主研發(fā)與產(chǎn)學(xué)研合作由互補(bǔ)模式向替代模式轉(zhuǎn)變，一定程度上削弱了產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用，但并未呈現(xiàn)負(fù)向阻礙作用。因此，產(chǎn)學(xué)研合作應(yīng)是基于互補(bǔ)關(guān)系而非替代關(guān)系的合作，只有以企業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)學(xué)研合作才能實(shí)現(xiàn)效率最大化。其蘊(yùn)含的對(duì)策思路如下：

（1）加強(qiáng)基于互補(bǔ)模式的產(chǎn)學(xué)研合作，統(tǒng)籌內(nèi)外部創(chuàng)新資源。產(chǎn)學(xué)研合作是企業(yè)突破自身資源和能力限制、統(tǒng)籌內(nèi)外部創(chuàng)新資源的重要渠道。然而，隨著產(chǎn)學(xué)研合作強(qiáng)度的逐漸增強(qiáng)，產(chǎn)學(xué)研合作從互補(bǔ)模式向替代模式轉(zhuǎn)變。因此，企業(yè)參與產(chǎn)學(xué)研合作的強(qiáng)度應(yīng)控制在適當(dāng)范圍內(nèi)，構(gòu)建基于互補(bǔ)關(guān)系而非替代關(guān)系的產(chǎn)學(xué)研合作模式，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力和效率的顯著提升。

（2）強(qiáng)化企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程中的主體地位，構(gòu)建以企業(yè)為主體、市場(chǎng)為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系。一方面，突出產(chǎn)學(xué)研合作中企業(yè)的主體地位。充分發(fā)揮企業(yè)在投入、研發(fā)、受益及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)等方面的主體作用。大力推動(dòng)人才、設(shè)備等創(chuàng)新要素向企業(yè)開(kāi)放、流動(dòng)、集聚，促使企業(yè)成為技術(shù)創(chuàng)新的主體，成為創(chuàng)新資源集聚主體。另一方面，引導(dǎo)企業(yè)加大R&D的投入力度，加強(qiáng)研發(fā)機(jī)構(gòu)建設(shè)，以增強(qiáng)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力和二次開(kāi)發(fā)能力。

（3）建立使產(chǎn)學(xué)研合作與技術(shù)創(chuàng)新相一致的政策體系，增強(qiáng)對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作的支持引導(dǎo)功能。加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)法規(guī)制度的建設(shè)，加大政府對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力度；強(qiáng)化財(cái)稅政策扶持作用，切實(shí)落實(shí)財(cái)稅優(yōu)惠政策；政府公共科技資源向產(chǎn)學(xué)研合作傾斜，充分發(fā)揮財(cái)政科技投入的引導(dǎo)作用；努力拓寬融資渠道，形成融合政府、高校、科研院所、民間資本、金融機(jī)構(gòu)的多元化投融資機(jī)制。

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The Effect of Industry-University-Research Cooperation on Corporate Technology Innovation—An Empirical Study Based on the Threshold Regression

JIANG Fu-xin,JI Liu
(School of Business,Nanjing Normal University,Nanjing 210023,China)

The IUR(Industry-University-Research)cooperation is a vital component of the national innovation system,which is also an im?portant source of corporate technology innovation.It is of great significance for the scientific promotion of IUR cooperation to accurately evaluate the effect of IUR cooperation intensity on corporate technology innovation efficiency.In this paper,using the provincial panel da?ta of Chinese industrial enterprises above designated size from 2009 to 2014,we apply the nonlinear threshold regression model to empiri?cally study the threshold effect of IUR cooperation intensity on industrial enterprises’technology innovation efficiency from the perspec?tive of interaction mode between corporate internal and external R&D.The results show that there is a line correspondences between IUR cooperation intensity and technology innovation efficiency.When the IUR cooperation intensity is less than the threshold value,the IUR cooperation can significantly promote corporate technology innovation;When the IUR cooperation intensity is over the threshold value,the promoting effect is obviously weakened,but not a negative blocking role.Therefore,the IUR cooperation should be based on the comple?mentary relationship rather than the alternative relationship,which proves that only the enterprise-led IUR cooperation can achieve the maximum efficiency.

IUR cooperation;technology innovation;threshold regression

F273.1

A

1007-5097（2017）07-0132-07

［責(zé)任編輯：張青］

2017-03-21

江蘇省軟科學(xué)重點(diǎn)研究項(xiàng)目（BR2016050）；江蘇省軟科學(xué)研究項(xiàng)目（BR2016006）；江蘇高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目（2015SJD381）；江蘇省創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)研究基地項(xiàng)目（18380H802）；江蘇省科技思想庫(kù)基地項(xiàng)目（1813800007）

蔣伏心（1956-），男，江蘇阜寧人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)，經(jīng)濟(jì)體制，中小企業(yè)發(fā)展；季柳（1993-），女，江蘇如東人，碩士研究生，研究方向：產(chǎn)學(xué)研合作，技術(shù)創(chuàng)新。